资本禀赋异质性对农业生产效率的影响

摘 要：大国小农背景下，农业社会化服务推动了小农与农业现代化生产体系融合，然而交易成本造成了效率损失。基于2022年陕西省农户调研数据，将小农户资本禀赋、农业社会化服务以及有为集体纳入统一的研究框架，并构建实证分析模型，探究其对生产效率的影响。研究表明：资本禀赋对生产效率的影响呈显著的倒“U”型关系，并且大部分农户处于左侧上升阶段;农业社会化服务通过替代效应和技术效应在资本禀赋对生产效率的影响中具有显著影响;有为集体从合理分配社会化服务增值效益出发，可以有效缓解交易成本的不利影响，即有为集体显著调节农业社会化服务对生产效率的影响。由此，提出通过加大农业社会化服务培育力度，规范市场运行，强化村集体介入管理，以缓解当前小农资本禀赋不足对生产效率的负向影响。

关键词：农业社会化服务;资本禀赋;有为集体;多层线性回归模型

中图分类号：F306.6 文献标志码：A 文章编号：1009-9107（2024）06-0119-12

中国正处于迈向第二个百年发展目标的关键阶段，农业在经济稳定发展中起到“压舱石”的重要作用。保障国家粮食安全，推动农业现代化转变，提升农业生产效率是实现农业高质量发展的关键。农业生产效率反映了既定农业生产要素投入下所达到的有效产出比［1］，然而中国农业生产效率面临着生产要素配置偏向与土地细碎化经营的双重考验［2-3］。所谓生产要素偏向，是指由于生产要素相对价格差异导致生产经营者选择具有价格优势的生产要素替代稀缺要素。中国农业生产长期依靠加大农药、化肥等资本要素投入［4-5］，忽视优化土壤、改良品质等技术要素投入［6］。作为中国农业主要经营主体的小农户，户均不足10亩的经营规模难以获得较高收益［7］，且小农户受制于资本约束，不具备投入技术要素的基础条件，导致农业生产长期偏离最佳要素投入比，使得中国农业生产效率处于较低水平。但小农户被赋予土地承包经营权，关系到中国13.71亿亩家庭联产承包地的承包经营权［8］。第三次全国农业普查数据显示，中国非规模农业经营户占比达98.08％，户均经营面积约9.76亩，中国农业将长期以小农经济为主［9］。因此，破解中国农业生产效率所面临的双重考验应立足于以小农户为主的生产经营现状，破解小农户局限性对生产效率发展制约的难题。

推动小农户与现代化农业体系相融合在处理“大国小农”情境下的中国小农问题上被寄予厚望［10］。然而，小农户从事现代化农业生产存在诸多限制。其一体现在家庭农业生产要素配置与现代化农业生产要素需求之间存在矛盾。随着城乡二元体制被打破，农户家庭优质生产要素在资本趋利性的作用下逐渐向城镇、非农部门转移，导致农户家庭用于农业生产的要素逐渐呈现出小、弱、散的消极趋势［11］。其二体现在细碎化土地经营与现代化农业大规模生产之间不匹配。尽管为小农户配备现代化生产设备，但现代化农业生产设备因缺少必要的空间条件而难以显著提升农业生产效率。其三体现在小农户相对弱势的市场地位与现代化农业组织体系之间存在矛盾。现代化农业组织体系以契约连接的方式进行社会分工，并向社会提供农业产出［12］。但小农户受其文化程度、人际网络等因素限制，在交易信息获取、传递、转化以及进行交易谈判、监督等方面处于劣势地位。面对小农户融入农业现代化生产的限制，农业农村部提出加快发展聚焦服务小农户的农业社会化服务要求，以期通过推动共同发展、推进资源整合等方式实现小农户与现代化农业衔接。而农业社会化服务体系的有效运行有赖于制度创新［13］，交易成本的存在降低了农业生产效率，进而影响农户社会化服务决策［14］。穆娜娜等认为加强农户组织化能够降低市场交易成本，内化服务供需双方交易成本［15］。钟丽娜等提出激活村集体活力，发挥集体统筹作用有助于小农户融入现代农业体系［16］。综上，推动小农户生产效率提升不仅需要借助农业社会化服务实现农业生产环节的专业化分工，更需要通过强化农户组织以降低交易成本对生产效率的负向影响。

学者们普遍认为农户家庭农业生产要素配置受制于资本禀赋，从而对农业生产效率产生影响［17］。有学者从土地经营规模出发，发现规模化土地经营能够显著提升生产效率［18］，但随着土地规模进一步扩大，生产效率将出现下滑［19］，生产效率与生产规模之间存在倒“U”型关系。李博伟等认为资本禀赋中社会资本对中、大规模农户生产效率具有提升作用［20］。农业社会化服务作为将小农户纳入农业现代化生产体系的一种方式，对其是否采纳受农户资本禀赋的约束［21-22］，也影响着农业生产效率［23］。然而，学者们对农业社会化服务的影响并未形成共识。有学者认为农业社会化服务产生了替代效应和分工效应，优化了资源要素配置，提升了农业生产效率［24］。但同时也有学者认为，农业社会化服务本质上属于雇佣行为，故难以避免雇工效益低于自用工效益的先天不足问题［25］，造成交易成本过高［26］，对生产效率影响不大。对此，有学者研究村集体在农业生产中的作用，提出“有为集体”的概念。“有为集体”引申于“有为政府”一词，是指在村域范围内，能够对村庄进行适应性治理并处理好乡村内各个主体间关系的村集体［27］，其实质在于村集体的主动干预。张建等将村集体作为基层治理的重要主体，通过介入服务交易过程降低双方交易成本和违约风险，减少交易的无谓损失，提高生产效率［28］。

综上所述，分析小农户资本禀赋、农业社会化服务以及有为集体对生产效率的影响，对促进小农户与现代化农业衔接及实现农业高质量发展具有重要的理论和现实意义。资本禀赋作为小农户制定生产决策的重要依据，农业社会化服务通过替代效应、技术效应以及社会分工弥补了小农户自身资本禀赋不足的缺陷，但农业社会化服务本质上属于市场交易活动，其内生的交易成本客观上带来了效率损失，进而削弱了农业社会化服务效益。综合以往研究，本文首先利用OLS构建资本禀赋对生产效率影响的基准回归，并利用分位数回归进行稳健性检验，针对可能存在的内生性问题，构建工具变量进行处理。在机制分析上，利用中介效应模型验证社会化服务的中介效应，同时借助多层线性回归模型探究有为集体的跨层调节效应，以期从更广泛的视角讨论社会化服务何以缓解农户资本禀赋的约束。

一、理论分析与研究假说

（一）农业社会化服务缓解资本禀赋对小农户生产的约束

当前及未来一段时期我国农业生产仍将以小农户为主，而农户面临稀缺的资本禀赋，往往基于效益最大化原则做出要素配置决策。本文所关注的资本禀赋，主要涉及农户家庭用于农业生产的部分。当前研究普遍认为农业社会化服务对提升小农生产具有促进效应［29-30］，其原因在于现代化要素替代劳动力所产生的替代效应以及先进设备和管理经验所嵌入的技术效应［31-32］。本文假设现代化要素解脱的传统农业生产要素不仅局限于人力资本，还包括集中购买农药、化肥等要素优惠以及共享生产性工具等而获得的多余经济资本（议价优势）和物质资本（共享经济）。

本文将农业生产要素分为投入用于农业生产的资本禀赋以及社会化服务。如图1所示，横轴表示农户家庭购买并投入农业生产的社会化服务生产要素使用量，纵轴表示农户家庭用于农业生产的资本禀赋生产要素投入量，曲线表示等产量线，即在既定的技术水平下，生产同一产量下两种生产要素不同组合的集合。首先，假定农户初始生产要素投入量为（A 1，A 2），则农户在自身生产技术水平以及投入A 1水平的农业社会化服务条件下，获得Q 1等产量线下的综合技术水平。当农户开始或增加农业社会化服务投入时，因社会化服务替代效应，农户获得资本禀赋中人力资本、经济资本和物质资本剩余，减少了资本禀赋投入，同时由于农业社会化服tF3ega+WDrDKXpCMZ47xvQ==务的技术效应，使得农户获得技术进步，等产量线发生右移（Q 2），假设等产量线沿直线L移动。此时农户以低于A 2水Y4S1IiVNpeutWvyNQlynpg==平的资本禀赋亦能够带来产量的增加，实现Q 2下的产量。由图1可知，农户由于增加了农业社会化服务要素投入，使得资本禀赋要素投入减少，并获得更高水平的产量，即实现以少的资本禀赋投入获得更高的产量，缓解了资本禀赋对生产效率的约束。

进一步分析图1可知，农业社会化服务投入产生了两个方面效应，一是引起等产量线右移的技术效应（ΔT 1），二是资本禀赋减少的替代效应（ΔS 1）。结合上文分析，农业社会化服务的投入减少了农户人力资本、经济和物质资本的投入，农户家庭出于资源最大化收益原则，选择将多余的资本禀赋用于闲暇或投入其他生计。因此，农业社会化服务总效应一部分体现在产量的增加，一部分体现在资本禀赋再配置效应，即为ΔT 1+ΔS 1。

基于上述理论框架，本文提出研究假说H 1：资本禀赋通过农业社会化服务提高农业生产效率。

（二）交易成本理论下农业社会化服务缓解小农户资本禀赋对生产效率的约束

上述分析是基于市场不存在交易成本下的讨论，在实际中，由于市场信息不对称、市场优势差异以及道德风险等因素导致存在高昂的交易成本，造成市场效率损失。农户在购买农业社会化服务过程中，假定没有其他力量干预，在存在交易成本的市场中农户处于相对弱势的市场地位。短期来看，农业社会化服务产生的技术效应、替代效应一部分被服务方独占，另一部分发生了效率损失;长期来看，农户将放弃购买社会化服务，使得家庭资本禀赋回归原始配置状态。

农户通过购买社会化服务将部分人力资本、经济资本和物质资本从农业生产中脱离出来，进行资源再配置。如图2所示，在短期内，处于相对弱势地位且松散的农户不具备与专业社会化服务方谈判能力，在存在交易成本的市场中，服务方借助市场信息不充分的优势，具有独占集中购买农药、化肥等生产要素议价优势的机会，因此农户无法获得替代效应中经济资本部分，而通过社会化服务共享的物质资本因“排队”“监管”等因素造成低效率。人力资本剩余是因为机械替代所致，尽管农户为保障服务质量需要介入监督，但是人力资本剩余不会被服务方全部占有。因此农户购买社会化服务后，实际投入农业生产的资本禀赋是介于B 2、A 2之间的B′ 2，即由于交易成本的存在，导致农户无法完整享受到合理的社会化服务替代效应，损失值为ΔS′ 1。从技术效应来看，由于没有其他力量干预服务过程，服务方出于避免因减产造成矛盾以及实现自身利益最大化考虑，倾向于将产量维持在历史产量水平，因而服务方具有提供技术进步的“吝啬性”。对于农户而言，受信息渠道局限性以及自身议价能力缺陷，导致其购买社会化服务成本偏高，技术效率并未得到提升，因此实质性的农业社会化服务投入相对于无交易成本而言降低了（B′ 1）。故结合替代效应和技术效率分析，在存在交易成本条件下，等产量曲线沿直线L向左移动，而损失的技术效应即为“无谓损失”（ΔT′ 1）。

从长期来看，农户具备重新配置家庭要素的能力。因此，当农户认为购买社会化服务无法带来理想效益时，农户将减少社会化服务购买，并逐渐恢复劳动力密集型生产方式。此时，等产量曲线将进一步向左平移，技术效应（ΔT 1ΔT″ 1）、替代效应（ΔS 1ΔS″ 1）减小并趋零，直至农户不再购买社会化服务，技术水平恢复到初始状态，社会化服务方退出市场。

农业社会化服务作为实现小农户与现代化农业衔接的重要方式，降低交易成本对社会化服务的不利影响至关重要。村集体作为中国基层治理的基本单元，在组织、管理农民上具有独特优势，村集体从合理分配农业社会化服务增值效应（技术效应和替代效应）的立场出发，干预交易过程，以消除交易成本的不利影响。对于技术效应，事前村集体以中介的角色参与交易过程中，通过发挥信息搜寻职能实现供需双方对接;事中借助组织农户优势，代表农户与社会化服务方进行谈判，获得大量购买社会化服务的优惠价格，减少农户经济资本投入，同时以契约方式防范服务方提供技术效应的“吝啬性”;事后发挥监督职能，确保合约履行质量，从而减少因等产量曲线向左移动导致技术效应的“无谓损失”以及道德风险。对于替代效应，村集体以契约的方式在农户与服务方之间合理分配因集中购买化肥、农药等生产要素获得的溢价，此外农户因享受到服务方提供的技术效应福利，具有减少农业劳动力的意愿和能力，资本禀赋约束得到有效缓解。

基于上述理论框架，本文提出研究假说H 2：有为集体可缓解社会化服务交易成本对农业生产效率的不利影响。

二、数据来源、变量选择与模型设定

（一）数据来源

本文使用的数据源自研究团队于2022年6-8月在陕西省关中地区开展的两阶段调研。陕西关中地区土地相对平整，利用率高。近年来，关中地区对农业社会化服务展开了丰富的探索和实践，具有很好的代表性。该调研问卷分为农户问卷和村级问卷。农户问卷主要涉及农户基本信息、资本禀赋、农业生产经营、农业社会化服务等情况;村级问卷包括村庄基本情况、产业结构、社会化服务等方面。调研范围涵盖关中地区咸阳、宝鸡、渭南3个地级市。整个调研过程采取分层随机抽样方法，分别确定县（区）、镇、村，最终在各地级市随机选取1～3个县（区），每个县（区）选取3～5个乡镇，每个乡镇确定3～5个行政村，最后采用随机选样方式，在每个行政村选取20～35个样本农户，采用一对一访谈方式填写问卷。最终回收问卷1 910份，完整有效问卷1 856份，问卷有效率97.17％。由于本文聚焦于从事农业生产的样本，故而剔除没有农业收入的数据，并通过将农户问卷与村庄问卷进行匹配，最终本文使用的样本为55份村庄问卷和1 664份农户问卷。

（二）变量选择

1.被解释变量。本文选择农业生产技术效率作为被解释变量，问卷中选取亩均产量作为产出变量，从土地、劳动力、资金三方面确定投入变量，并利用随机前沿生产函数计算农业生产技术效率。

2.核心解释变量。本文选择农户资本禀赋作为核心解释变量，资本禀赋是指家庭成员及整个家庭所具有的天然及后天获取的资源和能力［33］。为科学量化资本禀赋，本文借鉴谢晋等［34］、张丰翼等［35］的研究从自然资本I0ND/UNCcd262vXf2nvoYg==、社会资本、物质资本、经济资本和人力资本五个维度建立指标体系，定量描述农户资本禀赋水平（见表1）。自然资本主要包括农业生产所需的土地质量和数量［36］;社会资本是指农户所拥有的具有生计价值的社会资源［37］;关于物质资本，本文重点关注农业生产长期存在的物资形式［38］;关于经济资本，主要考虑表征农业生产过程中所需的经济能力［39］;人力资本主要体现在劳动力数量和质量两个方面［36］。最后利用熵权法确定各指标权重，计算农户综合资本禀赋得分。

3.中介变量。本文将社会化服务作为中介变量，问卷中采用农户在小麦、玉米生产过程中购买农业社会化服务的次数进行测度，包括是否购买旋耕、播种、施肥、一喷三防、机割这五项服务内容。

4.调节变量。本文将有为集体作为村级调节变量，依据交易成本理论，从事前、事中、事后三个环节设计具体题项，即“服务前是否介入交易信息搜寻”“服务中是否介入交易谈判”“村集体是否介入交易监督”。

5.控制变量。本文从农户个人特征、村庄特征等方面选取控制变量，以保障计量分析的准确性。农户层面控制变量包括土地流转、农业技术信息获取渠道、兼业化程度、耕地意愿、测土配方施肥等，村级层面包括自然灾害、灌溉条件等。样本描述性统计如表2所示。

（三）模型设定

本文利用熵权法计算资本禀赋各项指标权重，以求得各个样本的资本禀赋，随后利用随机前沿生产函数，以C-D生产函数为基础，计算各样本生产效率。

首先，本文利用OLS探究资本禀赋对生产效率的影响，并进行稳健性检验和内生性问题处理。其次，对资本禀赋与生产效率的关系进行机制分析，由于文中从村级管理视角探究如何降低交易成本，故借助多层线性回归模型将微观农户层面数据与宏观村级层面数据纳入统一模型进行分析。

1.基准模型。本文基准模型使用最小二乘法回归，考虑到异方差问题，使用了稳健标准误。构建模型如下：

Y=α 0+α 1E i+∑ni=1α i X i+ε i（1）

式（1）中Y表示生产效率，E i为农户资本禀赋，X i为本文选取的农户层面控制变量，α 1 、α i 为对应估计系数，ε i 为扰动项。

2.机制分析。首先，本文利用中介效应模型分析社会化服务在资本禀赋对生产效率影响上的中介效应，借鉴Bolger等［40］、温忠麟等［41］的研究，设定如下模型：

S=γ 0+γ 1E i+∑ni=1γ i X i+τ i（2）

Y i=ρ 0+ρ 1E i+ρ 2 S i+∑ni=1ρ i X i+σ i（3）

结合式（1），式（2）、（3）构成完整的中介效应模型。式（2）表示资本禀赋对农户社会化参与程度的影响，由于本文通过农户购买社会化服务次数来测度农户资本禀赋，属于典型的计数变量，因而本文使用计数模型进行回归。计数模型根据是否存在过度分散，即被解释变量的期望是否等于方差，考虑使用泊松分布或是负二项分布。结合样本数据，本文使用负二项分布进行回归分析。式（3）表示在基准模型基础上纳入社会化服务，以验证社会化服务对生产效率的影响。τ i 、σ i 表示扰动项。其次，农户与村庄存在明显的社会嵌套结构，在同一区域内的农户具有近似的资本禀赋，对于不同区域，因地理、自然、人文等条件而存在差异。更为关键的是，有为集体的影响效应多仅限于所在行政村，其作为本文重要的调节变量，如果仅将变量简单地纳入农户层面进行估计，会破坏回归残差相互独立的假定，导致标准误估计偏小，增大第一类错误概率。此外，嵌套结构自身具有一定的信息价值，若加以忽略，会损失数据信息。因此，本文选择考虑到数据多层结构的多层线性回归模型作为主要的计量模型，利用其检测各个层次变量间的关系及其跨水平交互作用［42］，减少估计偏差。结合本文研究目的，选取空模型以验证使用跨层模型的必要性，选取以均值为中心的模型以验证村级层面变量对生产效率的影响，选取全模型以分析有为集体的跨层调节效应，具体如下。

空模型不包括任何预测变量，主要用来分析因变量在不同层面上是否存在显著差异，是判断是否需要进行多水平分析的基础，具体模型如下：

Y ij=ω 0j+v ij Var（v ij）=σ2 1（4）

ω 0j=η 00+ξ ij Var（ξ ij）=σ2 2（5）

式（4）表示农户层面模型，式（5）表示村庄层面模型。Y ij表示第j个村第i个样本农业生产效率值，ω 0j、η 00、v ij、ξ ij分别为农户、村庄层面截距和随机效应项。空模型随机误差被分解为农户、村庄两个层面，σ2 2是村庄层面方差，其占总方差的比重表示组间效应，即为ICC值。ICC值是判断是否采用多层线性回归模型的重要指标，当ICC≥0.059时，表明组间数据具有差异性，此时构建分层模型是必要的［43］，表达式如下：

ICC=σ2 2σ2 1+σ2 2（6）

以均值为中心的模型仅包括村庄层面变量，与一般回归相比，该模型提供了固定效应无偏和有效估计，反映了村庄层面解释变量对生产效率的影响及解释力，模型如下：

Y ij=ω 0j+v ij（7）

ω 0j=η 00+η 01W j+η 02Z j+ξ 0j（8）

全模型包括农户、村庄两个层面变量，同时验证了有为集体跨层调节作用，具体模型如下：

Y ij=ω 0j+ω 1jE j+ω 2jS j+∑ni=3ω ijX ij+σ i（9）

ω 0j=η 00+η 01W j+η 02Z j+ξ 0j（10）

ω 1j=ξ 1j（11）

ω 2j=η 20+η 21W j+η 22Z j+ξ 2j（12）

ω ij=ξ ij（13）

三、实证结果与分析

（一）基准回归结果分析

本文分别将农户资本禀赋五个维度及其平方项分别纳入模型中，并在此基础上将农户综合资本禀赋及其平方项纳入模型中，以较为全面的探讨农户资本禀赋与生产效率的关系。如表3所示，农户资本禀赋与生产效率在1％的显著性水平上呈现倒“U”型关系，即存在最优的资本禀赋水平。资本禀赋较优农户拥有相对低廉的稀缺要素优势，这类农户将相对低廉的稀缺要素优势用于农业生产，实现生产效率的提升。而优势更大的农户，掌握更加富裕的资源要素，在理性经济人假定下，农户为实现家庭综合收益最大化，将富裕的资源要素投入非农用途或用于闲暇以获得更大的效用，同时由于要素边际报酬递减规律，当要素投入超过一定量时产出将出现下降，规模效应消失，造成“投入不经济”。此外，对于资本禀赋不足的农户，在其最大投入水平上，仍未能达到较高的效率水平。

结合回归结果及样本数据，当前样本拐点为0.240，仅有2.89％的样本实现了相对最优效率水平（拐点上下浮动10％），81.13％样本处于拐点左侧，进一步说明资本禀赋不足是制约生产效率的主要因素。从资本禀赋五个维度上看，自然资本、社会资本、物质资本均在较高水平上与生产效率呈现显著倒“U”型关系，处于拐点左侧的样本分别占99.40％、81.19％、100.00％。自然资本主要受限于土地经营规模以及细碎化，物质资本主要受限于拥有的生产性工具。经济资本、人力资本虽与生产效率呈现倒“U”型关系，但并未通过显著性检验。

控制变量方面，测土配方施肥作为一项保护耕地质量、科学指导使用化肥的技术，对生产效率具有显著的促进作用。另外，耕地意愿直接影响农户农业生产决策，进而影响农业生产效率。在技术信息获取渠道方面，当前由于农户老龄化现象普遍，出于风险规避考虑，他们更多依靠自身农业经验，对外来的新的技术信息多持有保留态度，加之新技术效果具有一定的时滞性，故内部技术信息获取渠道优于外部信息获取渠道。土地流转、兼业程度对生产效率的促进作用未在统计上得到验证。

（二）稳健性检验

传统回归模型是基于样本条件均值计算的，其结果容易受到极端值的影响，为确保回归结果的稳定性，本文选取以条件分位数为基础的回归模型，即分位数回归，验证基准回归结果的稳定性。表4显示了分位数回归结果。模型（7）中位数回归结果进一步验证了资本禀赋与生产效率倒“U”型关系，其拐点为0.229，与OLS回归结果基本一致。模型（8）显示了25％、50％、75％分位数回归结果，资本禀赋一次、二次项系数均通过显著性水平检验，且系数差异性检验结果显示，不同分位数回归系数在统计上存在显著性差异。随着分位数的增加，回归系数呈现先升后降的趋势，表明资本禀赋对处于中等生产效率水平的群体影响最大，可能的原因是低生产效率群体未能充分发挥各维度资本禀赋的价值，而高生产效率群体实现了在既定资本禀赋下最优要素配置，生产效率更多受制于外部环境、技术等因素，故资本禀赋对生产效率影响的敏感度降低。

（三）内生性讨论

农户资本禀赋变量是通过构建指标体系，并利用熵权法计算得到的，可能存在测量误差。另外，考虑到影响生产效率的因素较为复杂，由于数据的获得性以及测量难度，难免存在遗漏变量可能性。而且处于生产效率较高的农户具有优化配置资源的优势，出于进一步扩大效益目的可能会增加自身禀赋，因而农户资本禀赋与生产效率之间可能存在反向因果关系。

本文借鉴Kolko［44］、孙学涛等［45］的处理方法，分别以村为单位计算农户平均资本禀赋，并将其作为工具变量，同时为避免极端值的影响，补充了中位数作为工具变量。表5显示了工具变量回归结果，从结果上分析，农户资本禀赋与生产效率的倒“U”型关系在统计上显著性成立，模型（9）的拐点为0.273与模型（1）仅相差0.033，模型（10）的拐点为0.279，与模型（7）相差0.050。综上所述，在考虑到内生性问题的同时，资本禀赋与生产效率之间仍存在显著的倒“U”型关系。

（四）机制分析

有关研究表明，社会化服务能够推动农业高质量发展，提升农业生产效率［46］。在农户资本禀赋不足、资源配置效率低的背景下，农户通过购买社会化服务方式获得额外的技术效应和替代效应，故本文将社会化服务作为中介变量，探究其中介效应。另外，考虑到当前社会化服务市场发展情况及农户的相对弱势地位等原因造成的市场交易成本问题，本文进一步将有为集体作为调节变量，重点关注有为集体在社会化服务对生产效率影响的调节作用。

1.社会化服务的中介效应分析。从基准回归中，可以得出资本禀赋一次项与生产效率呈现显著的正相关，根据三步法中介效应检验模型，只需要验证资本禀赋对社会化服务的影响以及社会化服务对生产效率的影响，即可验证社会化服务的中介效应。如表6所示，模型（11）显示了负二项分布估计结果，结果显示显著拒绝“alpha=0”原假设，说明使用负二项分布要优于泊松分布。由表6可知，资本禀赋对社会化服务具有显著的正向促进作用，即每增加一单位资本禀赋，社会化服务增加32.30％。自然资本禀赋较高农户具有从农业获得较高收益的资源优势，社会资本较高有助于农户借助社会网络消除信息壁垒［47］，经济资本和物质资本是购买社会化服务的经济基础，而家庭具有借助社会化服务替代农业劳动力从事非农活动的动力，因此资本禀赋水平越高，越需要通过购买社会化服务获得技术效应和替代效应。模型（12）的广义负二项分布结果与模型（11）结果相近。模型（13）显示了社会化服务对生产效率的影响，即在基准模型基础上纳入社会化服务变量，结果显示，社会化服务对生产效率具有显著的正向促进效应，影响效果为0.036。由此得出社会化服务的中介效应为0.012。利用Sobel检验可知，Sobel检验值为3.090，p<0.01，故资本禀赋能够通过社会化服务提升生产效率。假说H 1成立。社会化服务中介效应主要体现在了技术效应、替代效应两个方面。首先，农户通过购买社会化服务获得外部技术，缓解了自身资本禀赋约束，等产量线右移，达到了在原有生产要素投入组合下增产的效果。其次，社会化服务通过替代效应将农户部分人力资本、经济资本、物质资本从农业中释放出来，这部分资本禀赋再投入于农业生产中可以获得额外生产效率，因此生产效率得以提升。

2.有为集体的跨层调节效应分析。表7模型（14）显示，农业生产效率村庄间的差异为0.021，村庄内农户间的差异为0.040，且在p<0.001水平上显著，结合式（6），得到组内相关系数（ICC值）为0.344，参照Cohen标准，样本数据高度组内相关，这表明34.43％的差异来自于村庄间差异，65.57％差异来自于样本农户差异。此外，村组织作为降低交易成本的有效组织，有必要纳入村级层面变量以便系统性分析有为集体的调节效应。

模型（15）是仅纳入村级层面变量模型，事中介入、事后介入均对生产效率产生显著的正向影响。对于事中介入，由于有专人辅助农户与社会化提供方进行谈判，加强了对社会化提供方的约束力，促使其规范作业，保障了生产效率。对于事后介入，村集体为避免社会化服务供应方不道德风险以及提供技术效应的“吝啬性”，其最佳介入方式是事后监督，这种介入行为直接对农业生产产生影响。事前介入在统计上并未得到验证，主要原因是事前介入以消除信息不对称为主，属于社会化服务市场交易的准备阶段，尚未对农业生产产生影响。在村级控制变量方面，自然灾害、灌溉条件均对生产效率产生显著性影响。模型（16）考虑了有为集体的跨层调节效应，即纳入有为集体在事前、事中、事后环节的介入行为与社会化服务的交互项。结果显示，事前、事中介入行为显著调节社会化服务对生产效率的影响，即村集体的合理介入能够显著提升社会化服务对生产效率的作用效果，在客观上减少了交易成本造成的效率损失，假说H 2成立。事前介入有助于构建农户与服务提供方之间的信任，并通过合理的招投标机制选择最优社会化服务供给方案，降低了因信息不对称造成的交易成本，提高了社会化服务中介效应。对于事中环节，由于村集体通过参与谈判有效地改变了农户相对弱势的市场地位，使其有能力分享因集中采购生产资料而产生的议价优势，并获得优惠的服务价格，同时通过制度设计解决服务过程中的排队问题以及服务质量问题。而对于事后环节介入，村集体以验收方的形式参与其中，更多地关注服务结果，在社会化服务对生产效率的影响上调节效应并不显著。

四、主要结论与启示

以小农为主体的中国农业实现现代化的关键是处理好小农与现代化农业生产体系的关系。社会化服务作为推进小农户融入现代化农业生产体系的主要方式，可消除交易成本的不利影响，因此实现社会化服务增值效益合理分配是一项重要研究课题。本文利用陕西省关中地区3个地级市1 664份农户数据，首先利用等产量线分析社会化服务如何降低农户资本禀赋对生产效率的约束，实现技术进步，并进一步从短期、长期分析交易成本导致效率无谓损失及服务方独占议价优势的成因。最后利用计量模型进行实证检验，验证假说，得出以下结论。

第一，农户资本禀赋与生产效率表现出显著的倒“U”型关系，且大部分农户处于左侧上升阶段，因此资本禀赋水平制约了生产效率的提升。第二，社会化服务通过替代效应、技术效应能够有效缓解资本禀赋不足对生产效率的影响，扩大资本禀赋对生产效率的贡献。第三，有为集体以公正的身份介入事前、事中、事后的交易过程，实现社会化服务增值收益的合理分配，减小交易成本对社会化服务替代效应和技术效应的抑制，体现为有为集体显著调节社会化服务对生产效率的影响。

基于以上研究结论，本文得到如下政策启示：第一，充分发挥社会化服务替代效应和技术效应在缓解资本禀赋对生产效率的约束作用。利用政策效应引导市场发展农业社会化服务，加大政策补贴对社会化服务的倾斜，为社会化服务增加政策乘数效应;建立社会化服务供需双方对接平台，规范市场运行，形成卖方市场良性竞争和买方市场有需有序的格局;引导培育当地社会化服务组织，形成区域服务，以促成长期合作，真正将社会化服务融入农业生产中去，使剩余劳动力从农业生产中脱离出来。第二，充分发挥村集体在降低交易成本中的作用。用好奖惩激励工具，将适度介入社会化服务交易过程纳入村委考核，制定规范的介入指导准则，包括事前供需对接、事中介入谈判、事后介入监督等环节，鼓励通过招标方式选择具有长期合作能力的服务方;聚焦村集体公平合理分配社会化服务增值效益核心点，促进交易良性操作，保障农户合理享有替代效应，避免技术效应的无谓损失;区镇级相关部门鼓励、引导有条件的村集体经济组织开展社会化服务，并辐射带动周边村落。

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The Impact of Heterogeneity of Capital Endowment on Agricultural Production Efficiency

——Based on the Transaction Cost Perspective of Social Services

WANG Bowen，HU Desheng，HE Xinglu*

（College of Economics and Management，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi 712100，China）

Abstract：Under the background of small farmers in large countries，agricultural socialization service promotes the integration of small farmers and agricultural modern production system，but the transaction costs cause efficiency loss.Based on the survey data of farmers in Shaanxi Province in 2022，capital endowment of small farmers，agricultural socialized services and productive collectivities are integrated into a unified research framework， and a multilayer regression model is constructed to quantitatively analyze their impact on production efficiency.The results show that the influence of capital endowment on production efficiency presents a significant inverted U-shaped relationship，and most of the farmers are in the left rising stage;social service has a significant impact on the effect of capital endowment on production efficiency through substitution effect and technology effect;Starting from the reasonable distribution of value-added benefits of social services，productive collectives can effectively alleviate the adverse impact of transaction costs，that is，productive collectives can significantly adjust the impact of social services on production efficiency.Therefore，it is proposed to strengthen the cultivation of social services，standardize the market operation and strengthen the village collective intervention management，so as to make up for the negative impact of the lack of capital endowment of smallholders on the production efficiency.

Keywords：agricultural socialization service;endowment of capital;productive collective;multilevel regression model

（责任编辑：杨峰）