农业生产性服务、农业技术进步与农民增收——基于中介效应与面板门槛模型的分析

张恒，郭翔宇

（东北农业大学经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150036）

在完全依靠土地流转来实现规模经营陷入发展困境的背景下，农业生产性服务业的发展为农业现代化提供了新的思路[1]。发展农业生产性服务业的主要目标是为小农户提供服务，其出发点与落脚点都是助农节本增收。农业技术进步在农民增收中也发挥着重要作用，提高农业研发技术的有效性与农业技术成果的转化率是农业技术进步的关键，而农业生产性服务可以将先进的技术与知识通过服务的形式带入到生产中，完成农业技术的推广与应用。农业生产性服务还可以通过优化农户家庭的资源配置影响农户收益[2]，当农业生产性服务业的发展与农业生产要素不匹配时，就会抑制农业生产性服务发挥作用。因此，探究农业技术进步在农业生产性服务与农民增收之间的作用机制、农业生产性服务增收效应的约束条件，以及不同粮食产销区在以上方面存在的差异，对提高全国及重点区域农业生产性服务业发展水平、促进农业技术进步和农民增收具有重要的现实意义。

关于农业生产性服务与农民收入关系的文献较为丰富，虽然研究的具体内容与所得结论各有不同，但大多数研究对农业生产性服务可以促进农民收入提高持肯定态度。大部分文献主要是对服务环节、服务内容、对象群组、服务主体和收入类型等进行划分，比较关于服务的不同方面对农民收入的影响差异。在不同的服务内容与环节研究方面，学者对服务内容与环节的分类方式大致相同，并且认为大部分的服务内容与环节对农民增收的影响都是正向显著的，但影响程度上稍有差异[3-5]。有学者将农户分为不同群组，比较农业生产性服务对不同群组农民收入的影响，邱海兰和唐超[6]按收入均值将农户分为高收入组和低收入组，得出施肥服务对高收入农户的增收效应更加明显，而整地和收割服务对低收入组增收效果显著的结论。杨志海[7]以家庭人力资本与物质资本水平的均值为分界线划分样本，认为家庭人力资本与物质资本水平较高的农户参与服务外包的收入增加效应较高。也有学者从以特定组织为载体的服务出发，研究和比较服务组织的增收绩效，朋文欢和黄祖辉[8]研究合作社促农增收的效果，将合作社的服务功能纳入到实证框架中，认为农民收入是否提高不仅取决于加入合作社与否，更受到合作社是否发挥其服务功能的影响。韩春虹和张德元[9]比较了产业、市场和合作三种服务组织模式对农户增产和增收的影响差异，认为产业服务组织模式在增产上具有优势，市场服务组织模式在增收上有优势，合作服务组织模式在这两个方面均没有显著优势。关于农业生产性服务对农民收入影响的研究主要集中在影响方向与影响程度，少量文献对农业生产性服务对农民增收的作用机制与约束条件进行了研究。

关于农业生产性服务对农民收入影响机制的研究，穆娜娜等[10]通过农民合作社和农业龙头企业两类新型经营主体提供社会化服务的案例，分析了农业生产性服务对农民各类收入增长的影响路径。杨志海[7]构建中介效应模型，验证了资源配置与专业分工在服务外包增收效应中的中介作用。而由分工产生的农业生产性服务增强了农业的“迂回生产”，是将人力资本、知识和技术导入农业生产领域中的桥梁与传送器[11]，却较少有文献研究农业生产性服务业的发展、农业技术进步和农民收入三者之间的作用逻辑。

关于农业技术进步与农民收入关系的研究由来已久，农业技术进步是否可以提高农民收入一直存在争论。有学者从“农业踏车效应”理论、生产函数理论和消费理论等方面分析了农业技术进步的增收效果，认为农业技术进步对农民收入尤其是对农业收入有负面的影响[12-13]；也有学者认为农业技术进步不论是对农业收入还是对非农收入都有促进作用，支持了要依靠农业科技进步促进农民增收的政策假设[14-15]。而关于农业生产性服务业的发展与农业技术进步关系的研究目前还较少，郝爱民[16]曾探究两者的关系，通过实证分析得出农业生产性服务可显著提升农业技术进步的农业增长贡献并且直接作用大于间接作用的结论。已有文献偏向于农业生产性服务业发展、农业技术进步和农民增收三者之间两两关系的研究，未对农业技术进步在农业生产性服务业发展对农民增收影响中的作用进行实证研究，并且大多数研究均将农业生产性服务对农民收入的影响看作是固定的，较少有文献研究影响农业生产性服务增收效应的因素，而目前关于农业生产性服务增收效应约束条件的研究，也主要是按照约束条件人为地设定标准将样本进行分类并分别估计影响效应，比较影响程度，这种做法的分组标准确定较为主观，无法准确表现在不同约束范围内影响效应的变化，并且各分组回归系数的差异性在统计上是否显著也是此方法无法处理的。因此，本文选取31个省（市、区）2009—2018年的面板数据，构建中介效应模型研究农业技术进步在农业生产性服务业发展与农民收入提高关系中的作用机制。建立以土地经营规模为门槛变量的面板门槛模型，验证农业生产性服务对农民增收是否存在非线性影响，为充分发挥农业生产性服务在促进小农户与现代农业有机衔接过程中的各类功能与优势提供理论依据。

1 理论分析与研究假设

农业生产性服务投入将农户通过市场卷入分工中，使其分享分工经济，农业生产分工带来的收益主要是生产成本的节约与产出的增长，以下从农业生产分工的角度对农业生产性服务对农民增收的影响机制进行分析。

1.1 农业生产性服务对农民增收的直接作用

农业生产性服务对农民收入的直接作用主要来自专业化分工带来的比较优势效应与规模经济效 应[17]。首先，农户所具有的不同偏好、资源要素和能力形成了自身比较优势的来源，若农户在生产分工中选择的是自身具有比较优势的生产活动，将不具有生产比较优势、自身生产成本较高的产品（环节）转移给在此产品（环节）上具有比较优势、生产成本较低的农户，此时带来了成本的节约。其次，不同农业生产环节对应的有效规模不同，在传统高度一体化的土地规模经营中，所有环节均在内部进行，个别环节的有效规模将制约整个生产规模经济的发挥，使得其他有效规模较大的环节无法充分实现规模经济，而通过服务外包实现以生产环节为单位的产品内分工，使得不同生产环节同时实现有效规模进而获得外部规模经济，达到节约成本增加收益的目的。

1.2 农业生产性服务通过技术外溢对农民增收的间接作用

分工与专业化互为条件，分工是专业化的前提与基础，专业化知识的积累又促进了分工的深化，所以由分工产生的农业生产性服务主体，其专业化程度逐渐增强，生产与管理的技术水平也会逐渐提升。农业技术的研发创新与技术成果的应用共同实现了农业技术的进步，其中农业技术成果的应用是农业技术进步中最为关键的一环，而农业生产性服务在提高农业技术成果转化率方面有着重要的作用，农业生产性服务可通过技术推广与技术应用形成示范效应、学习效应和直接投入效应，进而完成技术的外溢。具体来说，农业生产性服务的选择除了得到技术指导形成“主动”的学习效应，也可以将技术通过作业外包“被动”引入生产中，由于小农户对于新技术的接受意愿不强、技术应用能力较弱和后续配套资本投入能力较弱，后者可以更有效地提高小农户的生产技术水平。新技术投入到农业生产后，会带来产量的提高、质量的提升、成本的节约和务农收益的提高，技术的进步减少了对劳动力的需求、降低了劳动强度、缩短了农忙时间，进而“挤出”多余劳动力向城镇转移，增加工资性收入。综上所述，本文认为农业生产性服务除了对农民收入有直接提升作用，还可以通过服务的技术外溢实现农业技术进步间接提高农民收入。

1.3 农业生产性服务对农民增收的非线性作用

目前我国农业生产性服务业处于发展的初期，服务的供给与需求均会受到农业生产资源禀赋的影响，各地区资源禀赋的不同会导致服务发挥的效果不同[18]。人多地少是我国农业面临的主要矛盾之一，土地作为农业生产最重要的要素之一，土地的小规模经营会制约服务的进入与发挥作用。劳动分工会受到市场容量的限制[19]，所以农业生产性服务外包既受到服务市场容量的制约，也会影响市场容量[20]，而市场容量产生于对服务的需求，人均土地经营规模越小，对于服务的需求越小，则分工与专业化程度越低，制约了农业生产性服务业的发展水平，使得服务的投入无法充分发挥助农节本增效的作用。因此，本文认为农业生产性服务的增收效应会受到土地经营规模的制约，即农业生产性服务对农民增收存在以土地经营规模为门槛的非线性影响。

2 研究方法

2.1 模型设定

1）中介效应模型。探究农业技术进步是否是农业生产性服务对农民增收影响的中介变量，需要建立中介效应模型检验其中介效应的显著性。用下列回归方程描述农业生产性服务通过农业技术进步来影响农民收入的机制：

式中：GINit表示农民总收入，本文进一步区分了经营性收入（AINit）与工资性收入(WINit)，作为因变量分别研究；SERit表示农业生产性服务业发展水平；TECHit表示中介变量农业技术进步水平；CONTRikt表示控制变量，包括人均地区生产总值（GDPit）、第一产业增加值比重（AGRIit）、农业机械化水平（OILit）和农作物受灾情况（DISit）；下标i、t和k分别表示不同省份、时间和控制变量，i=1，2，…，31；t=1，2，…，9；k=1，2，…，4；ε代表随机误差项。

c为农业生产性服务对农民收入的总效应，a为农业生产性服务对农业技术进步的效应，c'为控制农业技术进步后农业生产性服务对农民收入的直接效应，b为控制农业生产性服务后农业技术进步对农民收入的效应，乘积ab表示农业技术进步在农业生产性服务与农民收入关系中的中介效应。使用逐步回归法[21]，并结合温忠麟和叶宝娟[22]提出的中介效应检验流程，对以上方程式系数进行估计。若系数c、a、b均显著，则乘积ab显著，中介效应存在；若c显著，a、b其中一个不显著，则需要进一步用Sobel检验或Bootstrap法检验乘积ab的显著性，显著则中介效应存在；当中介效应存在时，c'显著则为部分中介，否则为完全中介。如果检验结果都显著（系数c、a、b），依次检验结果强于Sobel检验与Bootstrap法的结果[23]。

2）面板门槛回归模型。由理论分析可知，农业生产性服务对农民收入的提高可能会受到土地经营规模的制约，为了验证农业生产性服务对农民收入影响的非线性特征，采用Hansen[24]提出的面板门槛回归模型。虽然分组回归可以根据约束条件划分样本，进而比较子样本回归系数差异，但此方法分组标准确定较为主观，所确定的分组标准不一定会引起系数的变动，或者存在更多的分组，在不同的分组中系数会出现更多的变化，并且各分组回归系数的差异性在统计上是否显著也是此方法无法处理的。而面板门槛模型的特点在于可以根据给定的门槛变量自动识别跳跃点，避免了主观设定偏误。因此，构建单一门槛模型为：

式中：门槛变量LANDit，为人均经营土地规模；γ为待估的门槛值，I(·)为指示函数，当括号内条件满足时，I(·)=1，否则为0。

对于任意门槛值γ，可采用OLS估计得到系数的估计值，并计算相应的残差平方和，使得残差平方和最小的γ值即为门槛值。得到参数估计值之后，要对门槛效应是否存在进行检验，并确定门槛值的个数。门槛效应的原假设为H0：γ1=γ2，即不存在门槛效应，构建F统计量：

S0与S(γ)分别为原假设与门槛效应存在时对应的残差平方和，σ2表示随机干扰项的方差，运用自举法获得其渐进分布与构建P值，进行门槛效应检验[25]。当门槛效应存在时，利用似然比统计量（LR）检验门槛值的真实性，当LR1(γ)＞-2ln(1-(1-α)1/2)时，拒绝门槛值等于真实值的原假设，α为显著性水平。当第一个门槛值被确定后，需要继续检验，直到找到所有的门槛值。

2.2 变量选择

1）核心变量选择与衡量。被解释变量为农民各类收入，农民总收入用2010—2012年的农村居民家庭人均纯收入与2013—2018年的农村居民人均可支配收入来衡量（2013年国家统计局对农村与城镇住户收支统计改变口径，但相关数据变化不大，可将后者看作为前者的延续），本文进一步区分了经营性收入与工资性收入，作为因变量分别研究。农业生产性服务业发展水平作为核心解释变量，目前各类统计年鉴中没有对该指标的直接统计数据，本研究用农林牧渔服务业产值进行衡量，农林牧渔服务是指投入到农林牧渔业生产中的各种支持性的服务活动，其概念和包含内容与农业生产性服务的概念和包含内容较为接近。选择农业技术进步作为中介变量，目前国内文献关于农业技术进步的衡量主要分为两类，一类是用农业机械总动力来代表农业技术进步[26]，一类是选择农业全要素生产率作为农业技术进步的衡量指标[27]，前者侧重于对劳动节约型技术进步的研究，后者倾向于测算整个农业部门的技术进步。本文运用农业全要素生产率变动情况来代表农业技术进步水平，其变动情况通过数据包络分析法（DEA）中产出导向VRS径向Malmquist指数测算得出，截面DEA模型是针对某一时间的生产技术而言，测算的是某一时间的技术效率，但是生产是一个长期的连续的过程，在这一过程中的技术是不断变化的，所以当决策单元的数据是多个时间点的面板数据时，就可以对技术进步的变动情况进行测算。Malmquist指数（简称MI）表示t期到t+1期全要素生产率的变化程度，MI＞1表示生产率上升，MI＜1表示生产率下降，MI=1表示生产率不变。选择农林牧渔总产值作为产出变量，选择土地、劳动、机械动力、灌溉和化肥作为投入变量，分别采用农作物总播种面积衡量土地投入、第一产业从业人员衡量劳动投入、农机总动力衡量机械投入、有效灌溉面积衡量灌溉投入和实际化肥施用折纯量衡量化肥投入。根据理论分析，选择人均农作物播种面积衡量人均经营土地规模作为影响农业生产性服务增收效应的门槛变量。

2）其他控制变量选择。借鉴已有相关研究的做法，从经济环境、生产环境和自然环境三个方面选取可能影响农民收入的因素作为回归的控制变量，主要有人均地区生产总值、第一产业增加值比重、农业机械化水平和农作物受灾情况。

变量定义与描述性统计分析见表1。

表1 变量定义与描述性统计分析Table 1 Definitions and descriptive statistics of variables

2.3 数据来源

DEA-Malmquist指数表示的是第t期到第t+1期的全要素生产率变动情况，所以投入产出变量来自于2009—2018年的数据，计算2010—2018年的农业全要素生产率变动情况，回归中的其他解释变量来自于2010—2018年的数据，将受到价格因素影响的变量，转化为以2009年价格水平计算的可比变量。农林牧渔服务业产值数据来自《中国第三产业统计年鉴》，农民各类收入、第一产业从业人数、农机总动力、化肥施用折纯量、有效灌溉面积、农林牧渔总产值、农作物总播种面积、地区生产总值、农用柴油使用量、农作物受灾面积、耕地面积和各类价格指数等数据来自于历年的《中国农村统计年鉴》和《中国统计年鉴》，部分第一产业从业人数数据来自于各省（区、市）历年统计年鉴。

由于选取的面板数据时间跨度较短且截面数量大于时间点数量，所以不再进行面板单位根检 验[28-30]。通过对所有方程式进行固定效应F检验、LM检验和豪斯曼检验，发现选择固定效应是最优的，宜作为基准回归。由于农民收入的提高与农业技术进步又可以反过来提高农业生产性服务业的发展水平，存在反向因果的内生性问题，所以在固定效应基准回归的基础上，用农业生产性服务业发展水平的滞后期作为工具变量，进行两阶段最小二乘估计（2SLS）[31]。

3 结果与分析

3.1 农业生产性服务和农业技术进步对农民增收的影响

2010—2018年间，Malmquist指数除在2015年和2018年小于1，农业全要素生产率比前一年的低以外，在大部分年份中大于1（图1），农业全要素生产率比前一年高，所以，整体来说农业技术进步是逐渐提高的，农业生产性服务业产值和农民收入在去除价格影响后也是逐年上升的，三者具有同样的变动趋势，为下文作用机制的实证分析奠定了 基础。

农业生产性服务对农民各类收入都有显著的促进作用，并且对农民工资性收入的提升作用大于对经营性收入的提升作用（表2）。农业技术进步同样对农民各类收入有显著的正向作用，其中对农民经营性收入的影响程度相对较小，并且显著性也不高，对农民工资性收入正向影响程度较大，显著性较高，可能是由于当单个农户采用新技术时，使得资本、劳动力等生产要素投入减少，产量增加，获得超额利润，但随着农业技术的普遍推广，农产品总供给增加，进而农产品价格整体降低，技术进步给农民带来的收益被农产品价格下降所抵消，而跟不上“踏车”的部分农民被“挤出”农业，从事非农产业，进而使得随着农业的技术进步，农民农业经营性收入提升较缓[12]，工资性收入提升较快。

表2 农业生产性服务、农业技术进步对农民各类收入的回归估计结果Table 2 Regression results of agricultural producer services and agricultural technology progress on farmers’ income

3.2 农业技术进步的中介效应分析

采用逐步法对农业技术进步在农业生产性服务对农民收入提高中的中介效应进行检验，并使用混合效应假设下的Bootstrap法，检验逐步法估计结果的稳健性。农业生产性服务对农民增收的总效应是正向显著的，IV-2SLS估计系数为0.014 0，农业生产性服务同样对农业技术进步有显著的正向影响，IV-2SLS估计系数为0.007 1（表3）。农业技术进步对农民收入的影响系数正向显著，并且在控制了农业技术进步的影响后，农业生产性服务对农民收入增长的直接作用仍显著。回归中工具变量的检验：Kleibergen-Paap rk LM统计量在5%或1%的水平上显著，即不存在工具变量识别不足的情况；Cragg-Donald Wald F统计量拒绝了工具变量是弱识别的原假设，过度识别检验Hansen J统计量没有拒绝原假设，因此本文选择的工具变量是合理的。

表3 农业技术进步中介效应依次检验的固定效应与IV-2SLS估计结果Table 3 Results of the fixed effect and the IV-2SLS estimations on the sequential test of mediating effects of agricultural technology progress

由于a、b、c和c'四个参数估计值均显著且同号，这表明农业技术进步的中介效应是存在的，起到部分中介的作用。其中，中介效应占总效应的比重为ab/c=0.0071×0.0884/0.0140=0.045，Bootstrap检验结果表明，农业技术进步的中介效应估计值为0.004 8， 占总效应的0.075 9，置信区间为(0.000 1, 0.010 4) （表4），不包含零值，固定效应依次回归、IV-2SLS依次估计和Bootstrap检验均说明技术进步在农业生产性服务和农民收入提升之间的中介效应显著。由于检验的系数都显著，依次检验结果强于Bootstrap法的结果，农业生产性服务对农民增收的作用大约有4.50%是通过农业技术进步的中介作用实现的。

表4 农业技术进步中介效应的Bootstrap检验结果Table 4 Results of the Bootstrap test on the mediating effects of agricultural technology progress

为比较全国与各区域之间、区域与区域之间的差异，按照三大粮食产销区进行回归。在不同的粮食产销区中，农业生产性服务对农民总收入的影响存在较大差异，在粮食产销平衡区中，农业生产性服务对农民总收入的影响最大，其次是主产区，在粮食主销区中，农业生产性服务对农民总收入的影响最小并且低于表3中的平均影响水平，主要是粮食主销区中多为经济发达地区，其农业生产性服务业产值较高，而粮食主产区与产销平衡区的农业生产性服务业发展较欠缺，存在较大发展潜力，所以这两个区域内农业生产性服务业的发展可以带来更大程度的增收。但农业技术进步的中介效应在主销区中最大，高达72.37%，远远高于全国平均水平4.50%，其次为主产区的1.15%与产销平衡区的1.08%，前者与后两者差距较大（表5），一方面印证了粮食主销区农业生产性服务质量较高，一方面可以看出主产区与产销平衡区的农业生产性服务中的技术水平不高。

为充分说明农业生产性服务对农民收入的影响机制，提取农民收入中的经营性收入与工资性收入，探究农业技术进步在农业生产性服务对这两类收入提升中的作用机制。结果显示，农业生产性服务可以提高农民的农业经营性收入与工资性收入，提升程度分别为0.002 2和0.007 9，在1%水平上高度显著（表6），与固定效应所得结果相同，并且可以通过农业技术进步来促进农业经营性收入与工资性收入的提升，农业技术进步起到部分中介的作用。在农业生产性服务对农业经营性收入的影响中，农业技术进步的中介效应为12.07%，在对工资性收入的影响中，农业技术进步的中介效应为5.57%，农业技术进步在服务促进经营性收入提高过程中的中介作用较大。

表6 农业技术进步在经营性收入与工资性收入提升中的中介效应依次检验IV-2SLS估计结果Table 6 Results of the IV-2SLS estimation of the mediating effects of agricultural technology progress on agricultural operating income and wage income

3.3 农业生产性服务对农民增收的门槛效应

一期作为解释变量。使用面板门槛模型时，首先要对门槛效应是否存在进行检验，并确定门槛的个数。单一门槛通过显著性检验，但双重门槛没有通过显著性检验，表明门槛变量存在一个门槛值，门槛估计值为0.301 4（表7），95%的置信区间为（0.297 1, 0.306 2）。构建似然比统计量和绘制与门槛值对应的极大似然比函数图来验证门槛估计值的真实性（图2），LR统计量在5%的显著水平下的临界值为7.35，门槛值0.301 4对应的LR值处于7.35以下，即与真实值具有一致性。

表7 农业生产性服务对农民总收入影响的门槛效应检验Table7 Threshold effect test of the impacts of agricultural producer services on farmers’ total income

前文已经验证得出农业生产性服务能够提升农民的总收入、农业经营性收入和工资性收入与农业技术进步中介作用的存在，那么本部分将进一步研究这种促进作用是不是一成不变的，是线性还是非线性的。将土地经营规模作为门槛变量，按照人均农作物播种面积将样本分类，测算不同经营规模水平区间下农业生产性服务对农民收入的影响。由于农业生产性服务业的发展水平与农民增收可能存在反向的因果关系，所以将农林牧渔服务业产值滞后

当人均经营土地规模处于不同的范围内时，农业生产性服务对农民总收入的影响程度不同，两者关系呈现非线性特征。当人均经营土地规模小于门槛值时，农业生产性服务对农民总收入增长的影响在1%水平上高度显著，估计系数为0.020 5（表8），当人均经营土地规模大于门槛值时，农业生产性服务对农民总收入增长的影响系数为0.028 9并高度显著，影响程度显著提高。虽然在大多数地区农业生产性服务表现出随着人均经营土地规模扩大，对农民总收入提高程度增大的非线性特征，但在不同地区需要跨过的人均经营土地规模不同，促进效应提高的程度也不同。

表8 门槛模型估计结果Table 8 Threshold model estimation results

在粮食主销区中，存在单一门槛，当人均经营土地规模超过0.301 4时，农业生产性服务对农民总收入的提高程度从0.023 6提高到0.032 7；在粮食主产区中，也存在单一门槛，当人均经营土地规模超过1.529 4时，农业生产性服务对农民总收入的影响程度从0.027 4提高到0.079 7（表9），提高程度较大，当粮食主产区的一部分农民退出农业与土地进一步集中之后，更有利于农业生产性服务效果的发挥，这与粮食主产区相对平坦的地形与连片的土地特征分不开。但在粮食产销平衡区中，不存在门槛效应，即农业生产性服务对农民总收入的影响不受人均经营土地规模的制约。

表9 不同地区门槛模型估计结果Table 9 Threshold model estimation results in different regions

将农民总收入分解为经营性收入和工资性收入，分别探究农业生产性服务对两类收入影响的非线性特征。在农业生产性服务对经营性收入的影响中，关于人均经营土地规模的门槛效应没有通过检验（表10），说明农业生产性服务对经营性收入的影响不受土地经营规模的限制，农业生产性服务的作用是线性的。在农业生产性服务对工资性收入的影响中，三重门槛没有通过显著性检验，只存在双重门槛效应，门槛值分别为0.301 4和0.666 3，95%的置信区间分别为（0.297 1, 0.306 2）和（0.663 4, 0.668 4），门槛值与真实值具有一致性（图3）。当人均经营土地规模小于门槛值0.301 4时，农业生产性服务对工资性收入增长的影响程度为0.011 8，当人均经营土地规模大于0.301 4小于0.666 3时，农业生产性服务对工资性收入增长的影响系数为0.015 7，当人均经营土地规模大于0.666 3时，影响系数为0.022 0，均高度显著（表8），农业生产性服务对农民工资性收入增长的影响程度随着人均经营土地规模的扩大而逐渐提高。

表10 农业生产性服务对经营性收入与工资性收入影响的门槛效应检验Table 10 Threshold effect test of agricultural producer services on agricultural operating income and wage income

4 结论与启示

4.1 结论

农业生产性服务业的发展除了对农民收入提升有直接作用，还可以通过服务的技术外溢实现农业技术进步间接提高农民收入，但农业技术进步的中介效应较小，目前农业生产性服务的技术推广、扩散和应用的功能没有得到充分地重视与发挥，服务缺少技术的支撑，各类服务主体的技术与物质装备水平有待提升。

在粮食主产区和产销平衡区中，农业生产性服务业产值较低，服务对农民收入的提高程度较大，农业生产性服务业的发展潜力较大，但农业技术进步的中介作用较小，目前两区域内服务的质量与专业化技术水平不高；农业生产性服务对工资性收入的提高程度大于对农业经营性收入的提高程度，农业技术进步也由于“踏车效应”对经营性收入的提高效果弱于对工资性收入的提高效果，但通过农业生产性服务实现的农业技术进步更容易提高农民的经营性收入。一方面说明关于农业劳动力替代性技术的研发、推广和应用较为欠缺，另一方面说明通过服务实现的技术进步在减少生产要素投入与增加产出的同时，没有由于价格的降低而大肆抵消农民从农业技术进步中获得的收益。

农业生产性服务的增收效应受到人均经营土地规模的制约，在全国及粮食主产区和主销区中，人均经营土地规模越大，农业生产性服务业的发展对农民收入的提升作用越强，尤其在粮食主产区中，跨过一定人均经营土地规模门槛后，农业生产性服务的增收效应提高程度较大；人均经营土地规模越大，农业生产性服务对农民工资性收入的提升作用越强，但农业生产性服务对农业经营性收入的影响不受土地规模的限制。说明在人地关系越不紧张的地方，农业生产性服务促进农村劳动力转移与提高农民收入的程度越大，农业生产性服务越充分发挥作用。在实践中，往往农业劳动力输出做的好的地方，农业生产性服务业的发展水平也较高。

4.2 政策启示

1）由于农业技术进步的中介效应较小，应进一步重视并充分发挥农业生产性服务的技术推广、扩散和应用能力。目前，土地规模较小的普通农户仍是我国农业生产的主要经营者，由于普通农户对于新技术的主动接受能力、运用能力和新技术配套设备的购买能力均较弱，仅仅依靠传统的农业技术推广形式已远远不够，所以应重视通过服务外包直接将先进的技术与知识带入生产的方式，这种服务替代自种、机械替代人工的方式使得普通农户“被动”地接受新的技术，缩短技术扩散流程达到技术进步的目的。

2）加强农业生产性服务的技术支持，不断提高服务的专业化水平和技术含量。由于我国各类农业服务形式发端于农机服务，服务组织和人员的知识层次与技术水平相对偏低，这极大制约了农业生产性服务技术外溢效应的发挥。因此，一方面要加强对服务人员的培训，另一方面要引进具备全面知识的多元化专业人才，进而提高服务的层次与技术水平。同时，应进一步加强农业劳动替代性技术的引入，提高生产效率并且缓解人地矛盾，进一步提高农业生产性服务的增收效应。

3）通过土地经营权流转与发展全程托管、联耕联种等形式的规模经营来缓解由于人多地少所带来的对农业生产性服务充分发挥作用的制约。土地流转经营与发展农业生产性服务不是两条非此即彼的规模经营路径，土地经营权的流转集中也为发展农业生产性服务提供了前提条件，减少了阻碍。充分发挥农民集体经济组织、农民合作社与农业龙头企业等的土地整合作用，形成实现分工与专业化所需要的市场容量，便于服务主体进入市场与充分发挥作用。

4）将目前农业生产性服务业的发展重点放在粮食主产区与产销平衡区。将关于农业生产性服务的资金与政策适当向这两个区域倾斜，加快培育优质服务主体，提高服务规模。在粮食主产区，由于先进的大型机械有条件充分发挥作用，所以可适当加大面向服务主体的农机购置补贴，增加服务的技术含量。同时，应着力做好粮食主产区农村劳动力的就业培训与输出，充分释放粮食主产区农业生产性服务业的发展潜力。