农业生产性服务对农业生产效率的影响研究——基于CHFS数据的实证分析

朱银悦

(贵州大学 经济学院，贵州 贵阳 550025)

一、引言

提高农业生产效率是促进农业高质量发展、实现农业现代化和保障国家粮食安全的关键[1]。传统农业生产经营体系面临着农业劳动力人力资本弱化[2]、农地抛荒[3]、农业科技普及程度不高[4]等困境，严重抑制了农业生产效率的提高，而农业生产性服务在一定程度上缓解了上述因素对农业生产效率的抑制作用。近年来，农业生产性服务已经成为我国促进农业生产体系升级、实现农业转型和提高农业生产效率的重要推动力量[5]。十九大报告指出，“构建现代农业产业体系、生产体系、经营体系，完善农业支持保护制度，发展多种形式适度规模经营，培育新型农业经营主体，健全农业社会化服务体系”；2022年中央一号文件进一步强调，“加快发展农业社会化服务，支持农业服务公司、农民合作社、农村集体经济组织、基层供销合作社等各类主体大力发展单环节、多环节、全程生产托管服务”。截止到2020年，农业生产性服务组织超过49.6万个(1)农业农村部合作经济指导司编《中国农村合作经济统计年报(2020年)》。，对农业生产效率产生了巨大影响。因此，在新时代发展背景下，研究农业生产性服务对农业生产效率的影响及其作用机制，对保障我国粮食和重要农产品供给，实现农业农村现代化、农业强国具有重要现实意义。

目前，我国农业发展总体上已经完成了解决食品供给问题和解决农民收入问题阶段，正处于解决农业生产方式问题的新阶段[6]，在家庭联产承包责任制下，以农业生产性服务规模化推进农业工业化与现代化，提高农业生产效率，是中国农业发展的现实选择[7]。基于农业生产性服务视角研究农业生产效率，近年来成为学术界关注的重点。现有文献用土地生产率[8-9]、劳动生产率[10-11]、技术效率[12-13]等单个指标来衡量农业生产效率，从生产环节、农业生产性服务类型、作物种类、粮食产销区等视角研究农业生产性服务对农业生产效率的影响。学界基本上认同农业生产性服务能够提高农业生产效率这一结论，但也有研究认为不同的生产性服务环节对水稻生产效率产生的影响存在明显差异[14]。整地、移栽、收割等劳动密集型环节外包对水稻生产率并没有产生显著影响，育秧、病虫害防治等技术密集型环节外包则对水稻生产率具有显著的正向影响[15]。此外还有研究认为，不同的农业科技服务获取途径对农业生产技术效率的影响存在差异，通过农技站获取农业科技服务对农业生产技术效率有正向影响，而通过科研院所获取的农业科技服务对农业技术效率有负向影响[4]。

综上，围绕农业生产性服务对农业生产效率的研究已取得一定的进展，为提高农业生产效率提供了重要参考，但还存在进一步的研究空间。第一，少有文献考虑农业生产服务与农业生产效率存在的内生性问题。第二，现有研究简单局限于探究农业生产性服务引入与农业生产效率提升的简单关联，较少关注农业生产性服务引入对农业生产体系的改造效应。第三，农业生产效率是一个多维度概念[9]，现有研究仅从某一或某两个农业生产效率维度来探讨农业生产性服务对农业生产效率的影响，不能全面的衡量农业生产性服务对农业生产效率的作用。鉴于此，本文在借鉴相关成果的基础上，以土地生产率、劳动生产率、成本利润率、全要素生产率表征农业生产效率，深入探讨农业生产性服务对农业生产效率的影响机制，并使用CHFS2015数据，运用固定效应模型、工具变量法等进行实证研究，以期为推动中国特色农业现代化、农业高质量发展提供经验依据。

二、农业生产性服务对农业生产效率影响机制分析

农业生产性服务破解了原有规模经营的农机等农业生产要素的假不可分性难题，打破了因农业生产的季节性与农村劳动力的非农转移带来的基本经营单元季节性雇工困境，通过技术引入效应、劳动力替代效应、资金缓解效应、成本增加效应等影响农业生产效率。

首先，农户购买农业生产性服务可以直接将先进的农业生产知识、经验以及良种良技等引入生产中[15]，一方面，可以优化农户的土地、劳动、资本等农业生产要素配置，减少农户在农业生产过程中，因按照之前的生产经验过量投入农药、化肥等生产要素而造成的农业生产效率损失，进而提高农业生产效率[16-19]。另一方面，可以提高农业技术效率和耕地质量，进而对农业生产效率产生影响，如机械播种比人工播种更均匀，更有益于作物生长[20]，大马拖拉机实现的“深松翻”和“少免耕”技术可以提高土壤蓄水和保墒能力，增加有机质含量，提高土地单产水平[21]。

其次，农户购买农业生产性服务可以缓解我国因农业劳动力老龄化和妇女化、农业生产兼业化而产生的农业劳动力短缺问题[22]。农户兼业化、农业劳动力老龄化和妇女化，受制于劳动力投入约束效应、体能老化效应，很难对农作物实行细致化的管理，农业生产的作业质量较差[23-24]。而雇工服务、农机服务能够有效的缓解劳动生产力短缺对农业生产效率生产的负面影响。

再次，农户购买农业生产性服务可以缓解由农机资产专用性产生的资金约束问题。农机作为专用性资产投资，因适用农业对象以及生产作业环节的局限性，往往造成使用频率低下，进而产生投资锁定与沉淀成本[25]。而农业生产性服务质量较稳定，价格相对低廉，在节约成本、规避投资风险上具有比较优势，在提高农业产量的同时可以节省人力与相应投入，投入产出关系得到了优化，进而对农业生产效率产生正向影响[26]。

最后，农户购买农业生产性服务会增加农业生产成本与交易成本。一方面农户购买农业生产性服务相比于不购买农业生产性服务会增加农业生产成本，如与用于农业生产的劳动力来自于雇工服务相比，农户自家劳动力投入更加节约成本。另一方面农业生产性服务的本质是委托代理关系，难以克服由于信息不对称而产生的机会主义行为以及农户和服务主体之间的双边道德风险，从而可能产生交易成本，降低农业生产效率[16]。

综上，提出本文假设：农业生产性服务对农业生产效率具有显著影响，但影响方向不定。基于上述理论分析，本文的研究思路如图1所示。

三、数据来源、变量设置与模型设定

(一)数据来源

本文使用的数据来源于西南财经大学中国家庭金融调查(CHFS)数据库。目前该数据库覆盖全国29个省市自治区(除西藏、新疆及港澳台)、40011户家庭和127012名个体，在相当程度上能够代表全国范围内的情况。该调查采用分阶段按规模大小成比例概率抽样法，收集了家庭人口统计学特征、就业情况、详尽的资产与负责等数据[27]，仅在2015年收集了农业生产方面的详细信息[28]。因此，本文利用2015年的CHFS数据开展研究，经处理后，本文最终保留了29个省级单位，4829户农户家庭有效信息。

(二)变量设置

1.被解释变量。农业生产效率。本文使用土地产出率、劳动生产率、成本利润率、全要素生产率全方位地衡量农业生产效率。土地生产率表征土地生产能力，参考已有研究，本文使用单位土地农作物产值表示土地产出率[29]，计算公式为农业总收入/土地播种面积；劳动生产率表征劳动效率，用单位农业劳动力产值表示劳动生产率[30-31]，计算公式为农业总收入/务农劳动力人数；成本利润率表征农户盈利能力，用利润与成本的比值表示[32]，计算公式为(农业总收入-农业生产成本)/农业生产成本(包括化肥、农药、地膜、雇工、水电费、雇佣农机等成本)。全要素生产率是指既定的要素投入组合能够生产出来的实际产出与期望产出的比值，本文采用柯布-道格拉斯生产函数计算全要素生产率。

2.核心解释变量。农业生产性服务。本文主要聚焦农业生产环节中农资服务、农机服务、雇工服务，借鉴已有研究[33]，用农资服务、农机服务、雇工服务三者投入之和衡量农业生产性服务。

3.工具变量。本村庄其他农户的农业生产性服务投入。农业生产效率可能在一定程度上影响农户对农业生产性服务投入，即农业生产效率可能会对农户的农业生产性服务投入产生影响，存在反向因果关系所造成的内生性问题。为了解决上述问题，本文借鉴栾健等[5]、Scott Rozelle等[34]研究思路，选择“村庄其他农民农业生产性服务投入均值”作为工具变量进行两阶段估计。“邻里效应”广泛存在于农户生产行为中，农户所在村庄内除本农户外其他农户的农业生产性服务投入情况会对该农户的农业生产性服务投入产生影响，符合工具变量的相关性，同时村庄其他农户的农业生产性服务投入的均值属于村庄层面，与农户的农业生产率属于不同层次，很难直接影响农户的农业生产效率，符合工具变量原则。

4.控制变量。为保证估计的可靠性，本文选取了农业生产者决策特征及家庭经营层面特征以及地区层面作为控制变量。农业生产者决策特征包括户主性别、户主年龄、户主文化程度变量。家庭经营层面特征包括家庭农机及牲畜总价值、家庭劳动力投入、兼业化程度变量。地区层面选取省份虚拟变量，因为不同地区农业生产效率的差异较大，故选取该变量控制地区因素对农业生产效率的影响。变量的定义及描述性统计见表1。

表1 变量定义及描述性统计

(三)模型设定

1.柯布-道格拉斯生产函数。本文借鉴张建等[35]研究，构建农业生产的柯布-道格拉斯生产函数计算全要素生产率，具体公式如下：

ln(Ti)=α+βAln(Ai)+βLln(Li)+βKln(Ki)+μi

(1)

(2)

2.基准回归模型。本文借鉴李谷成[9]、钱龙等[8]的实证分析模型，设置如下基准回归模型：

Efficiencyj=cj+αjServicei+βjControli+γjPi+εj

(3)

其中，Efficiencyij为因变量分别表示土地生产率、劳动生产率、全要素生产率、技术生产率、成本利润率；Servicei表示农业生产性服务；Controli表示一系列影响农业生产性服务与农业生产效率的控制变量(详见表1)；Pi表示省域特征。cj为常数项，cj为随机扰动项，αj、γj和βj为待估参数。

四、实证检验结果与分析

(一)基准回归

利用stata17.0对公式(3)进行回归分析，分别测度农业生产性服务对土地生产率、劳动生产率、成本利润率、全要素生产率产生的影响程度。结果显示(见表2、表3)农业生产性服务对各农业生产效率都有具有显著的影响。

表2 土地生产率、劳动生产率及成本利润率的基准回归结果

表3 全要素生产率的估计及其基准回归结果

农业生产性服务对土地生产率具有显著的促进作用，在其他条件不变时当农户农业生产性服务每增加1个百分点时，其土地生产率会相应的增加0.0776个百分点，说明农业生产性服务的引入可以提高土地的单产水平，这与国家提倡的加速发展农业社会化服务的导向正相吻合。具体来看，在三项服务中，雇工服务、农资服务十分稳健的正向影响土地生产率。在其他条件不变时，雇工服务每提高1个百分点，土地产出率增加0.0336个百分点；农资服务，在其他条件不变时，每增加1个百分点，土地产出率增加0.103个百分点。可见，在农村人口老龄化的背景下，农户主要通过雇佣劳动力，增加化肥、农药等投入来提高土地单产。而农机服务对土地生产率有负影响但不显著，这可能与我国农机服务发展缓慢，且我国农地细碎化严重，农机无法高效利用有关。

就劳动生产率而言，不管是雇工服务、农机服务还是农资服务都对劳动生产率具有促进作用，且影响效果十分稳健。在其他条件不变的情况下，雇工服务每增加1个百分点，劳动生产效率增加0.0321个百分点；农机服务每增加1个百分点，劳动生产效率增加0.0227个百分点；农资服务每增加1个百分点，劳动生产效率增加0.208个百分点；总体而言，农业生产性服务每增加1个百分点，劳动生产率增加0.154个百分点。综上所述，农业生产性服务对农业生产效率具有显著促进作用，这表明农户通过雇佣劳动力、雇工农机、购买农资一方面缓解了劳动力投入约束效应、体能老化效应，另一方面将先进的农业生产知识、技术以及经验等引入生产中，极大的提高了劳动生产率。

成本利润率表征农户盈利能力。而农业生产性服务对成本利润率具有显著的负向影响，且不管是雇工服务、农机服务还是农资服务都抑制了成本利润率的提高。农业生产性服务在一定程度上以资本形式参与到农业生产中，虽然从计算成本利润率的公式可以推出农业生产性服务会降低成本利润率，从实证结果可以看出在其他条件不变的情况下，农业生产性服务每增加1个百分点，成本利润率降低0.553个百分点。表明资本是影响成本利润率的重要因素，对农户的盈利能力产生较大的影响。

表3(1)是(1)式的估计结果以生产成本表征的资本要素的产出弹性最大，其次是以播种面积表征的土地要素的产出弹性，劳动投入要素的产出弹性最小，表明近年来土地要素和资本要素在农业生产中依旧较为稀缺，在农业发展过程中占据了最重要的地位。

农业生产性服务对全要素生产率的提高具有显著的正向作用，在其他条件不变时，农户农业生产性服务每增加1个百分点时，其全要素生产率相应的增加0.331个百分点。具体来看，农机服务对全要素生产率具有显著的负向作用，农资服务对全要素生产率具有显著的正向作用，而雇工服务对全要素生产率的影响不显著。在其他条件不变时，农机服务每提高1个百分点，全要素生产率降低0.0205个百分点；农资服务，在其他条件不变时，每增加1个百分点，全要素生产率增加0.0951个百分点。可见，良种等农资的投入对我国农业全要素生产率的提高具有重要作用，这也侧面反应了“打好种业翻身仗”的重要性。

不同的农业生产性服务对不同的农业生产效率产生不一样的影响。但总体来看，农业生产性服务除了对成本利润率具有负向影响外，对土地生产率、劳动生产率、全要素生产率都具有极大的促进作用。虽然购买农业生产性服务会面临由于信息不对称而产生的机会主义行为，导致交易成本的增加，进而增加农业生产成本，造成部分农业生产效率的损失，但农户购买农业生产性服务在缓解劳动力投入约束效应、体能老化效应的同时，也可以直接将先进的农业生产知识、技术以及经验等引入生产中，对农业生产效率产生正向影响。总体而言，农业生产性服务对农业生产效率的正向作用大于负向作用。

(二)工具变量法

本文借鉴栾健等[5]、Scott Rozelle 等[34]研究思路，选择“村庄其他农民农业生产性服务投入均值”作为工具变量进行两阶段估计。为确保工具变量的有效性，本文进行IV估计识别不足检验和弱工具变量检验。检验结果显示，土地生产率、劳动生产率及全要素生产率的LM值为235.929，Cragg-Donald Wald F值为248.195；成本利润率的LM值为 455.589，Cragg-Donald Wald F值为 506.145，均在1%显著水平拒绝原假设，表明不存在弱工具变量问题。本文采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行工具变量法回归。结果显示(见表4)，在处理内生性之后，农业生产性服务对土地生产率、劳动生产率、成本利润率、全要素生产率依旧具有显著的影响且作用方向不变，表明上述估计结果稳健。

表4 农业生产性服务对农业生产效率影响的工具变量检验

(三)稳健性检验

为进一步保证实证结果的可靠性，本文采用替换核心解释变量的方式，将“购买农业生产性服务费用”替换为“购买农业生产性服务种类”进行进一步稳健性检验，结果如表5所示。在雇工、农机和农资服务三项服务中，农户三项服务全部购买赋值为3，购买其中两项赋值为2，购买其中一项赋值为1，都没购买赋值为0。结果显示，购买农业生产性服务种类与农业土地生产率、劳动生产率、全要素生产率呈正相关关系，与农业成本利润率成负向关系，表明农户购买农业生产性服务的种类越多对农业土地生产率、劳动生产率、全要素生产率的提高越显著，对成本利润率的提高越抑制。总体而言，替换核心解释变量后的稳健性结果与前文基本一致，再次证明该文结果具有稳健性。

表5 替换核心解释变量回归分析结果

(四)异质性分析

进一步分析农业生产性服务对农业生产效率影响的地区差异，回归结果如表6所示。结果表明：农业生产性服务对不同地区的不同农业生产效率的影响不一样。西部地区的农业生产性服务对农业土地生产率、劳动生产率的影响显著高于东、中西部地区的农业生产性服务对农业土地生产率、劳动生产率的影响，而东、中部之间的农业生产性服务对农业土地生产率、劳动生产率的影响差异不大。可能是因为西部地区的土地生产率基数较小、发展潜力比较大，新的生产要素引入能够大幅度的提升农业土地生产率。而东、中部的土地生产率本身较高，而且农业生产性服务水平也比较好，因而相对于西部地区的农业生产性服务对农业土地生产率的提升作用，东、中部的农业生产性服务对农业土地生产率的提升作用小。

表6 农业生产性服务对农业生产效率的影响：地区的异质性

就成本利润率而言，东、中、西部的农业生产性服务对成本利润率的影响差异不大都在-0.550%左右，表明不管是东、中部还是西部地区资本要素都是制约农业发展的重要因素。特别的是，虽然西部地区的农业生产性服务对农业土地生产率、劳动生产率的提升作用显著高于东、中部地区，但东、中部地区的农业生产性服务对全要素生产率的促进作用显著高于西部地区。这可能也与农业生产性服务发展的水平相关，农业全要素生产率反应的是所有既定的要素投入组合能够生产出来的实际产出与期望产出的比值，相比于单要素农业生产效率，高服务水平的农业生产性服务对优化各要素组合作用更明显，因而对全要素生产率的促进作用更明显。

综合来看，不管是在东中地区还是西部地区农业生产性服务对农业全要素生产率和农业劳动生产率的提升作用都大于农业土地生产率。这表明，相较于提高土地单产，农业生产性服务对提高劳动生产率和优化要素配置的作用更明显。

五、结论与政策启示

(一)主要结论

在理论分析的基础上，本文基于CHFS2015年全国样本数据，运用固定效应模型、工具变量法深入地研究了农业生产性服务对农业生产效率的影响，并对不同地区的农业生产性服务对农业生产效率的影响进行了异质性分析。研究发现：

第一，农业生产性服务对农业土地生产率、劳动生产率具有显著的促进作用，在其他条件不变的情况下，每增加1个百分点的农业生产性服务，农业土地生产率提高0.0776个百分点、农业劳动生产率提高0.154个百分点、农业全要素生产率提高0.331个百分点。

第二，农业生产性服务对农业成本利润率具有显著的抑制作用，在其他条件不变的情况下，每增加1个百分点的农业生产性服务，农业成本利润率降低0.553个百分点。

第三，农业生产性服务对不同地区的不同农业生产效率的影响不一样。西部地区农业生产性服务对农业生产效率的影响显著高于东、中部地区农业生产性服务对农业生产效率的影响，而东、中部之间的农业生产性服务对农业生产效率的影响差异不大。

(二)政策启示

针对上述主要结论，有如下政策建议：(1)积极培育农业生产性服务市场，加强农业生产性服务市场的监督与管理，健全农业生产性服务体系，实现各类农户与农业生产性服务市场的有效对接，减少农业生产主体与农业生产性服务主体间的交易成本，提高农业生产性服务对农业生产效率的促进作用。(2)完善农业补贴制度，一方面优化对农业生产主体的农业补贴制度，引导农户在农业生产中合理引入农业生产性服务，突破原有农业生产经营方式；另一方面优化对农业生产服务主体的农业补贴制度，降低农户购买农业生产性服务成本，提高农户成本利润率。(3)农业生产性服务业的发展应适度向西部地区倾斜，虽然西部地区的农业生产性服务对农业生产效率的提升作用高于东、中部地区的农业生产性服务对农业生产效率的提升作用，但其发展水平较低，政府应在政策与资金上支持西部地区的农业生产性服务业发展，提高西部地区的农业生产性服务水平。