社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响

摘要：为揭示社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响机理，基于湖南省424个家庭农场样本，采用Heckman两阶段模型实证分析了社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响。社会资本在不同程度上显著促进家庭农场农业社会化服务供给决策并提升其供给水平，并受到土地流转的中介作用。据此，应重视家庭农场社会资本的培育和提升，以农业社会化服务和土地流转有机融合促进家庭农场和小农户的联合合作与健康发展。

关键词：家庭农场；农业社会化服务供给；社会资本；Heckman两阶段模型

中图分类号：F306 文献标志码：A

Impact of Social Capital on the Agricultural Socialization Service Supply Behavior by Family Farms

XIAO Huazhu， FU Haomeng

（College of Business， Hunan Agricultural University， Changsha， Hunan 410128， China）

Abstract： This paper explored the influence mechanism of social capital on the social service supply behavior of family farms. Based on 424 family farms in Hunan Province， the Heckman two-stage model was used to empirically analyze the influence of social capital on the agricultural socialization service supply behavior of family farms. Social capital significantly promoted the decision-making of agricultural socialization service supply of family farms and improved its supply level to different degrees， and was mediated by land circulation. Therefore， we should pay attention to the cultivation and promotion of social capital of family farms， and promote the joint cooperation and healthy development of family farms and small farmers with the organic integration of agricultural socialization service and land transfer.

Keywords： Family farm; agricultural socialization service supply; social capital; Heckman two-stage model

发展农业社会化服务是推进先进农业技术应用、提高农业生产效率的有效途径。我国政府一直试图通过推进农业社会化服务的发展，带动小农户融入现代农业体系[1]。当前，小农户分散经营仍是中国农业经营的主要特征，农业社会化服务的发展促进了小农户和现代农业的有机衔接，解决了中国农业经营的一大难题[1]。一方面，农业社会化服务能够降低农业生产成本，实现高效农业[2]；另一方面，农业社会化服务能够推动农地规模经营，实现规模农业[3]。农业社会化服务的概念自提出以来，在各地得到了迅速推广和发展[4]，然而，基于不同主体的现实需求，现有农业社会化服务在发展过程中仍存在供需失衡现象[5]，一方面，小农户自耕自作的传统经营模式逐渐无法适应现代农业的快速发展，亟需借助一定的推力改善其经营格局以融入现代农业体系[6]；另一方面，现有农业社会化服务组织的决策机制和运行机制仍不够健全[7]，无法实现与小农户农业社会化服务需求的高效对接[8]。而新型农业经营主体的出现为此带来了转机[9]，对新型农业经营主体的培育看似压缩了小农户生存空间、损害了小农户经济利益，但若加强其农业社会化服务能力的建设，不仅可以破解小农户经营的外在约束，小农经济的再造也将成为可能[10]。研究发现，新型农业经营主体已逐渐从单一的服务需求主体转变为服务需求和供给双重主体[11]，如何进一步发挥其在规模生产之上的农业社会化服务功能，是促进农业发展方式转变的重大举措和国家战略。

在政府政策的推动下，我国农业社会化服务取得了长足的发展[2]。调查数据显示，截至2021年，我国农业社会化服务组织已超过90万户，服务面积达16亿亩次（1亩≈667 m2），服务农户7000万余户。农业社会化服务在农业现代化发展进程中扮演着愈发重要的角色，但总体来看，现有农业社会化服务仍存在体系不健全、供需结构不合理等弊端，无法满足小农户对农业社会化服务的旺盛需求，家庭农场等新型农业经营主体的涌现为农业社会化服务的发展提供了新方向[5]。2022年，《关于加快构建政策体系培育新型农业经营主体的意见》明确提出，支持家庭农场等各类新型农业经营主体通过农业社会化服务供给引领带动小农户共同发展。加强对家庭农场农业社会化服务能力的建设，是破解当前农业社会化服务困境的有效途径[10]。

当前，关于家庭农场农业社会化服务供给的研究主要集中在以下几个方面：一是基于家庭农场的现实状况和农业社会化服务发展的大背景，从理论上分析家庭农场发挥其社会化服务功能的重要性与必要性[1， 10]。二是分析家庭农场农业社会化服务供给的影响因素。研究表明，家庭农场负责人的性别、年龄及受教育程度等个体特征[12， 13]， 经营年限、经营规模及农业收入等经营特征均会影响家庭农场农业社会化服务的决策及供给过程[14， 15]。三是对家庭农场农业社会化服务供给产生的效益进行评估。研究表明，家庭农场对小农户的农业社会化服务供给不仅可以提高农业生产效率、带动小农户融入现代农业体系，同时，还有助于家庭农场自身的规模经营[16]。此外，在提高家庭农场农业社会化服务供给意愿及供给水平的方案中，学者们从负责人培育、适度规模发展等方面提出了建议[17， 18]。

相对以往研究，本文的贡献在于：第一，从社会资本分析框架来看，已有研究大多从社会网络、社会信任、社会参与等单一维度来研究其对农业社会化服务的影响，本文将三者统一纳入社会资本体系，更能支撑研究结论。第二，从计量方法来看，已有研究在分析二值选择问题时大多采用Logistic模型、Tobit模型，但上述模型都存在一定的不足，Heckman模型可以解决样本选择偏差问题，使估计结果更加精确。综合已有文献，本文认为家庭农场农业社会化服务供给行为可分为供给决策和供给水平两个阶段，因此采用Heckman两阶段模型分析社会资本在其农业社会化服务供给过程中所发挥的作用。本文试图基于社会资本视角分析农业社会化服务供给面临的困境，为研究农业社会化服务的发展开辟一条新的路径。

1 理论分析与假说

1.1 社会资本与家庭农场农业社会化服务供给行为

社会资本是人们所处的社会结构所带来的一种资源。BOURDIEU[19]首次对社会资本展开系统研究，认为个体所在关系网络的规模决定了其所拥有的社会资本水平。张建雷和席莹[20]同样认为社会关系网络能够促进深嵌于农村社会的家庭农场与小农户之间的关系构建。WILLIAMSON[21]基于社会信任视角研究发现，彼此信任是交易双方达成合作的前提。徐志刚等[22]对农民合作社发展状况的研究发现，社会信任能够显著促进合作和经济发展，是农民合作社形成、存续和发展的必要条件。蔡起华和朱玉春[23]基于内蒙古、宁夏、山东三个省区的微观调查数据，分析了社会信任对参与农村公共产品供给意愿的影响，发现社会信任水平会正向影响其参与供给的意愿。颜庭武等[24]则认为社会参与能够通过提高个体认知程度促进其投资意愿。本文则参考朱庆莹等[25]的研究，选取社会网络、社会信任、社会参与三个维度研究社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响。

其中，社会网络是指社会成员之间因互动而形成的相对稳定的关系体系，它关注的是人们之间的互动和联系。嵌入性理论认为，个体的行为决策会受到其所处的社会网络的影响[20]。在农村复杂的社会环境中，社会网络通过声誉机制及监督机制对小农户的影响会更加突出[26]。声誉机制的存在为家庭农场与小农户的合作提供了保障，监督机制则通过降低监督成本减少了投资者的负担，进而促进其长期合作关系的建立[27]。社会信任是人们在社会交往过程中形成的一种理性化的交往态度，是基于对自己的安全考虑和行为结果的预期而形成的一种价值心理，这种心理会对个体的行为产生影响[28]。家庭农场主对小农户的社会信任在一定程度上决定了其是否愿意为小农户提供农业社会化服务，当家庭农场主选择为小农户提供农业社会化服务时，其对小农户的社会信任会使二者之间产生更多的互惠行为，进而带来更高水平的合作[29]。社会参与是指社会个体对社会生活各方面的现状与活动的关心、了解与行为投入，这种参与行为能够凝聚社会力量。家庭农场对小农户的事务参与不仅有助于增进二者之间的了解和信任以降低投资风险，还能够通过减少信息不对称降低交易成本，进而提高合作的效率[24]。

综上，本文提出如下假说：

H1：社会资本会促进家庭农场农业社会化服务供给决策。

H2：社会资本会促进家庭农场农业社会化服务供给水平。

1.2 土地流转的中介作用

土地流转是家庭农场实现规模经营的前提条件，而社会资本能够通过降低交易成本促进土地流转行为的发生[30]。土地作为农民的重要资源禀赋，对其农业生产决策以及收入有着重要影响。一方面，土地是家庭农场与小农户联系的重要媒介，二者能够通过土地流转加强联系，减少信息不对称，为家庭农场的农业社会化服务供给奠定坚实的基础；另一方面，转入小农户土地可以促进家庭农场的规模经营，提高其农业生产效率并实现收入的增长[31]，进而使家庭农场有能力为小农户提供更多种类的农业社会化服务。

基于此，本文提出假说H3：土地流转在社会资本与家庭农场农业社会化服务供给决策及供给水平之间具有中介效应。

综合以上分析，家庭农场农业社会化服务供给行为分析框架见图1。

2 研究方法

2.1 数据来源

本文使用数据来自课题组于2022年9月至11月期间对湖南省长沙市、株洲市、衡阳市、岳阳市、邵阳市及张家界6个地区的463户家庭农场进行的调研。依据随机抽样原则，在每个样本市随机抽取5～8个乡镇或自然村，每个乡镇或自然村抽取10～15家家庭农场，被调查者为家庭农场的负责人或主要经营者。此次调研累计发放并回收家庭农场问卷463份，在剔除重要数据极端或缺失的问卷后，最终得到的有效样本量为424份，问卷有效率为91.6%。从区域分布来看，长沙市、株洲市、衡阳市、岳阳市、邵阳市及张家界的家庭农场问卷分别为103份、58份、86份、55份、77份和45份；从经营特征来看，2021年为小农户提供农业社会化服务的样本量为332，占总样本量的78.3%，家庭农场的农业社会化服务供给水平均值为4.5种。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

本文从供给决策和供给水平两个方面研究家庭农场农业社会化服务供给行为，供给决策采用“家庭农场是否为小农户提供农业社会化服务”进行衡量，若提供赋值为1，不提供赋值为0；供给水平则参考钟真等[32]的研究，采用“家庭农场提供的农业社会化服务种类”进行衡量，家庭农场为小农户提供的农业社会化服务种类越多，表明其农业社会化服务供给水平越高。

2.2.2 核心解释变量

本文的核心解释变量是总社会资本，选取社会网络、社会信任和社会参与三个维度衡量社会资本。依据易裕元等[33]的研究，采用熵权法计算家庭农场社会网络、社会信任、社会参与及社会资本综合指数。该方法是一种客观赋权法，常用于对能力或绩效的综合评价，该方法可以确保在确定指标权重时不受主观因素的影响，使评价结果更加客观、准确和科学。各指标的权重如表1所示。

2.2.3 控制变量

借鉴罗明忠等[34]的研究，选择个体特征、经营特征和村庄特征三个维度。其中，个体特征方面的变量包括家庭农场负责人的年龄、受教育程度以及政治身份，经营特征方面的变量包括家庭农场级别、经营年限以及经营收入，村庄特征方面的变量采用家庭农场离县城的距离以及离最近的银行或金融网点的距离。

2.2.4 识别变量

在设置模型自变量时，需要设置一个识别变量以避免两阶段模型出现高度共线性，即该变量可以影响家庭农场农业社会化服务供给决策，但对其农业社会化服务供给水平没有直接影响，本文基于钟真等[32]的研究，选择家庭农场经营规模为识别变量。上述各变量的定义及统计特征如表2。

2.3 模型设定

2.3.1 Heckman两阶段模型

家庭农场农业社会化服务供给行为由2个连续的决策过程组成：首先是家庭农场选择是否为小农户提供农业社会化服务（即供给决策），其次是已经决定为小农户提供农业社会化服务的家庭农场进一步选择要提供多少种农业社会化服务（即供给水平）。若直接研究家庭农场农业社会化服务供给水平的影响因素，则会因自选择问题导致选择偏误，而Heckman两阶段分析模型能够有效解决自选择问题。本文构建的Heckman样本选择模型如下：

[y1i=αX1i+μ1i=1 当y*1igt;00 当y*1ilt;0] （1）

[y2i=βX2i+μ2i=c 当y1i=10 当y1i=0] （2）

式（1）表示选择方程，式（2）表示结果方程。y1i表示第i个样本家庭农场对小农户的农业社会化服务供给决策，y2i表示第i个样本家庭农场对小农户的农业社会化服务供给水平，X1i和X2i分别表示影响家庭农场农业社会化服务供给决策和供给水平的自变量，包括社会资本、家庭农场负责人个体特征、经营特征及村庄特征。并且为了保证能够识别式（1），X1i至少比X2i多出一个识别变量，且该识别变量只会影响家庭农场农业社会化服务供给决策，而对其农业社会化服务供给水平没有影响。α、β表示待估计的参数，µ1i、µ2i为残差项，y*1i表示家庭农场农业社会化服务供给决策的潜变量，c表示家庭农场的农业社会化服务供给水平。家庭农场农业社会化服务供给水平的条件期望为：

[E（y2i|y2i=c）=E（y2i|y*1igt;0）=E（βX2i+μ2i|αX1i+μ1igt;0）=E（βX2i+μ2i|μ1igt;-αX1i）=βX2i+E（μ2i|μ1igt;-αX1i）=βX2i+ρσμλ（-αX1i）] （3）

式（3）中，λ（ ）表示反米尔斯比例函数，ρ表示家庭农场农业社会化服务供给决策和供给水平的相关系数，ρ=0，表示家庭农场农业社会化服务供给决策过程不会对其供给水平产生影响；ρ≠0，则表示家庭农场农业社会化服务供给决策过程会对其供给水平产生影响，存在样本选择偏误问题。σ表示标准差。

2.3.2 中介效应模型

为进一步检验社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响路径，设置类别变量中介效应模型如下：

[M=γ0+a+η0Z0+ε0] （4）

[Y1i=γ1+c1X+b1M+η1Z1+ε1] （5）

[Y2i=γ2+c2X+b2M+η2Z2+ε2] （6）

式中：Y1i表示农业社会化服务供给决策，为类别变量；Y2i表示农业社会化服务供给水平；M表示中介变量土地流转决策，为类别变量；X表示社会资本；Zi表示影响家庭农场农业社会化服务供给行为的控制变量；ε1、ε2、ε3表示随机误差项。式（4）和（5）均采用Logistic回归，式（6）采用OLS回归。式（4）中的a为社会资本对中介变量土地流转的效应，式（5）中的b1和式（6）中的b2分别为控制了社会资本后，中介变量土地流转对农业社会化服务供给决策和供给水平的效应。

3 结果与分析

3.1 社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响分析

在运用Heckman两阶段模型实证分析社会资本对农业社会化服务供给行为的影响之前，首先要检验所有自变量之间是否存在多重共线性，以避免研究结果受到干扰。检验结果显示，方差膨胀因子（VIF）最大值为2.70，均值为1.64，表明自变量间不存在严重的多重共线性问题。

接下来，运用Stata17.0软件，对样本数据进行两个阶段的实证分析。采用逐步回归思想，将社会资本各子要素、社会资本总指数和控制变量依次纳入模型1到模型3，模型4到模型6。由表3可知，识别变量“经营规模”在1%水平上均显著，表明确实存在样本选择偏误问题，选取Heckman两阶段模型对样本数据进行分析具有一定的合理性。

模型2和模型3估计结果表明，社会资本的估计系数在1%的统计水平上正向显著，说明家庭农场拥有的社会资本水平越高，其为小农户提供农业社会化服务的可能性越大，假说H1成立。从模型1中社会资本的子要素看，社会参与在10%的显著性水平上正向影响供给决策，表明社会参与能够通过降低交易成本及投资风险促进合作关系的建立。模型5和模型6估计结果表明，社会资本在5%的显著性水平上对家庭农场农业社会化服务供给水平具有正向影响，假说H2成立。从模型4社会资本的子要素看，社会网络在10%的显著性水平上正向影响供给水平，表明社会网络能够通过声誉机制和监督机制促进家庭农场提升其投资水平。

就控制变量而言，受教育程度在10%的显著性水平上正向影响供给决策，可能的解释是受教育程度较高的负责人对新生事物的接受能力更强，对农业社会化服务的认知也更加清晰，进而其选择为小农户提供农业社会化服务的可能性更大。经营年限在10%的显著性水平上正向影响供给决策，可能的解释是经营年限较长的家庭农场与周围小农户相处时间更长，彼此更加了解和信任，合作风险更低，合作的可能性更高。县域距离在10%的显著性水平上正向影响供给决策，可能的解释是离县城距离较远的农户外出务工成本较高，会选择将更多时间和精力投资于农业生产及农业社会化服务。经营规模在1%的显著性水平上正向影响供给决策，可能的解释是经营规模较大的家庭农场往往需要投入更多的人力和物力于自身农业生产经营中，进而需要通过为小农户提供农业社会化服务以降低生产经营中的沉没成本，并以此作为雇佣周围小农户为自身提供劳动力的纽带。经营收入在5%的显著性水平上正向影响供给水平，可能的解释是农业社会化服务供给的前提条件是经营主体有能力对外提供服务，收入较高的家庭农场往往能力更强，并且会基于社会网络的监督机制做出表率，进而为小农户提供更多种类的农业社会化服务。

3.2 稳健性检验

3.2.1 替换核心解释变量

借鉴周月书等[35]的研究，选择合作社或行业参与衡量社会资本，具体以问题“您是否加入了合作社或行业组织？”来衡量，若是赋值为1，否则赋值为0。Heckman两阶段模型回归结果显示，社会资本显著性未发生变化，表明本文研究成果具有稳健性。

3.2.2 替换计量模型

使用Logit模型对家庭农场农业社会化服务供给决策和Tobit模型对家庭农场农业社会化服务供给水平进行再次回归。Logit及Tobit回归结果显示，社会资本对家庭农场农业社会化服务供给决策及供给水平均会产生显著正向影响，与上述Heckman两阶段模型分析结果仍一致，可以认为本文关于社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为影响的结果是稳健的。

3.3 中介效应检验

为进一步检验社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响路径，本文选取土地流转作为中介变量，具体参照钱龙和洪名勇[36]的研究，以问题“您是否流入了周围小农户的土地？”来衡量，若是赋值为1，否则赋值为0。

借鉴方杰等[37]、温忠麟和叶宝娟[38]的做法，检验土地流转在家庭农场农业社会化服务供给过程中的中介效应。由表6中逐步回归结果可知，土地流转在社会资本对农业社会化服务供给决策及供给水平的影响中均发挥了部分中介作用，假说H3成立。此外，本文在Sgmediation命令检验过程中提供了三种显著性检验，即Sobel、Goodman1、Goodman 2检验，均呈显著性，并且得到中介效应占比分别为28.78%、15.89%，说明社会资本对家庭农场农业社会化服务供给决策及供给水平的影响过程中，分别有28.78%和15.89%的影响是通过土地流转间接实现的，结论仍支持假说H3。

据此可见，在社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为影响的过程中，土地流转发挥着重要作用，因此，在培育家庭农场社会资本的过程中，应同时鼓励家庭农场与小农户积极参与土地流转。

为了进一步验证土地流转对社会资本影响农业社会化服务供给行为的中介效应，本文参照已有研究[37， 39]，在逐步回归的基础上，采用R软件的RMediation软件包进行乘积分步法检验，可得到Za1×Zb1的95%置信区间为[2.481，9.161]，Za2×Zb2的95%置信区间为[5.104，18.682]，均不包含0，因此，土地流转对社会资本与农业社会化服务供给行为关系的中介效应显著。

3.4 异质性分析

为探究社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的促进效果是否受到农业社会化服务种类的异质性影响。在保持其他变量不变的条件下，将家庭农场不同种类的农业社会化服务供给决策分别作为因变量，采用Logit回归再次检验社会资本的影响效应。结果如表7所示：社会资本对不同种类的农业社会化服务供给决策的影响效应均在不同的显著性水平上显著，说明社会资本对不同种类的农业社会化服务供给决策均有稳定的促进效果。但社会资本对每种农业社会化服务供给行为的影响程度有所不同，说明社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响效应会受到服务种类的异质性影响，假说H4成立。

4 结论与政策建议

4.1 结论

本文利用湖南省家庭农场的数据，基于嵌入性理论，探讨了社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响。我们进一步分析了农业社会化服务类型造成的异质性影响和土地流转的中介作用。从研究中得出以下结论。

（1）社会资本对家庭农场农业社会化服务供给决策及供给水平均具有显著的正向影响。

（2）社会资本对家庭农场农业社会化服务供给行为的影响因服务种类的不同存在差异。

（3）土地流转在社会资本对家庭农场农业社会化服务供给的影响过程中具有中介作用。社会资本能够通过促进家庭农场转入小农户土地进而激发其农业社会化服务供给行为。

4.2 政策建议

（1）引导家庭农场充分认识社会资本的重要性，提高社会参与程度，建立与农户之间的社会信任，维护自身社会关系网络，进而提高其社会资本存量。第一，倡导家庭农场主充分利用自身地缘、血缘、亲缘等优势，不断拓展自身社会关系网络。第二，鼓励家庭农场积极参与行业协会、合作社等组织，以拓宽其社会交往平台。第三，积极开展有关家庭农场发展的各类座谈会，为家庭农场创造更多提升其社会资本的机会。

（2）鼓励家庭农场开展多种农业社会化服务业，以资金、技术、服务等要素为纽带，加强与小农户的联合合作，促进家庭农场与小农户融合发展。对开展农业社会化服务的家庭农场进行资金和技术上的倾斜支持，为家庭农场的农业社会化服务供给提供充足的动力。同时应定期组织家庭农场主经验交流活动，鼓励各农场主分享有关农业社会化服务供给的经验，倡导他们提供不同种类的农业社会化服务，以提升家庭农场农业社会化服务供给水平。

（3）推进土地流转与农业社会化服务供给有机结合。一方面，积极引导小农户转出撂荒及经营不善的土地，并鼓励家庭农场转入土地实现规模经营以提升农业社会化服务供给水平；另一方面，建立完善的土地流转政策，鼓励整片流转与就近流转土地，使新流转土地与家庭农场的现有土地能够迅速有效整合。

参考文献

[1] 孔祥智. 健全农业社会化服务体系实现小农户和现代农业发展有机衔接[J]. 农业经济与管理， 2017（5）： 20-22.

[2] 曾福生， 史芳. 农业社会化服务如何促进小农户与现代农业有机衔接： 一个理论分析框架[J]. 吉首大学学报（社会科学版）， 2021， 42（3）： 92-100.

[3] 杨子， 饶芳萍， 诸培新. 农业社会化服务对土地规模经营的影响： 基于农户土地转入视角的实证分析[J]. 中国农村经济， 2019（3）： 82-95.

[4] 李克乐， 杨宏力， 曹思雪. 我国农业社会化服务组织发展状况研究[J]. 山西农经， 2021（20）： 25-27.

[5] 张大维， 陈涛. 接点服务：小农户衔接现代农业的供需结构与均衡路径[J]. 中国农村研究， 2020（2）： 225-243.

[6] 陈军亚， 龚丽兰. 互利共生： 小农户与现代农业有机衔接的实践路径： 以广东省梅州市的改革探索为例[J]. 理论月刊， 2019（10）： 132-136.

[7] 宋洪远. 新型农业社会化服务体系建设研究[J]. 中国流通经济， 2010， 24（6）： 35-38.

[8] 罗明忠， 邱海兰， 陈江华. 农业社会化服务的现实约束、路径与生成逻辑： 江西绿能公司例证[J]. 学术研究， 2019（5）： 79-87， 177-178.

[9] 范云峰. 新型农业经营主体带动小农户转型发展的现实性及其路径[J]. 长江师范学院学报， 2019， 35（1）： 58-65.

[10] 赵晓峰， 赵祥云. 新型农业经营主体社会化服务能力建设与小农经济的发展前景[J]. 农业经济问题， 2018， 39（4）： 99-107.

[11] 李宁， 汪险生， 陆华良. 新型农业经营主体农机作业服务的双重角色及其动态转变： 一个初步的分析框架[J]. 农业经济问题， 2021， 42（2）： 38-53.

[12] 夏蓓， 蒋乃华. 种粮大户需要农业社会化服务吗： 基于江苏省扬州地区264个样本农户的调查[J]. 农业技术经济， 2016（8）： 15-24.

[13] 刘贤强， 朱红丹， 张利国， 等. 小农户农业社会化服务需求研究： 基于324个水稻种植户的调查[J]. 云南农业大学学报（社会科学版）， 2022， 16（2）： 102-110.

[14] 陈翔宇， 李燕凌. 小农户农业社会化服务需求研究： 基于湖南省衡阳县的典型调研[J]. 农村经济， 2021（2）： 137-144.

[15] 许佳彬， 王洋. 专业种植大户迫切需要的农业社会化服务是什么 ： 基于对黑龙江省的调查[J]. 农业现代化研究， 2019， 40（3）： 412-420.

[16] 闵师， 丁雅文， 王晓兵， 等. 小农生产中的农业社会化服务需求：来自百乡万户调查数据[J]. 农林经济管理学报， 2019， 18（6）： 795-802.

[17] 曹铁毅， 邹伟. 双重组织化： 规模农户参与社会化服务的绩效提升路径： 基于 “家庭农场服务联盟” 的案例分析[J]. 农业经济问题， 2023， 44（3）： 111-122.

[18] 阮荣平， 曹冰雪， 周佩， 等. 新型农业经营主体辐射带动能力及影响因素分析： 基于全国2615家新型农业经营主体的调查数据[J]. 中国农村经济， 2017（11）： 17-32.

[19] BOURDIEU P. The social space and the genesis of groups[J]. Theory and Society， 1985， 14（6）： 723-744.

[20] 张建雷， 席莹. 关系嵌入与合约治理： 理解小农户与新型农业经营主体关系的一个视角[J]. 南京农业大学学报（社会科学版）， 2019， 19（2）： 1-9， 155.

[21] WILLIAMSON O E. The transaction cost economics project： the theory and practice of the governance of contractual relations[J]. Endocrinology， 1956， 59（4）： 454-457.

[22] 徐志刚， 张森， 邓衡山， 等. 社会信任： 组织产生、存续和发展的必要条件 ： 来自中国农民专业合作经济组织发展的经验[J]. 中国软科学， 2011（1）： 47-58， 192.

[23] 蔡起华， 朱玉春. 农户参与农村公共产品供给意愿分析[J]. 华南农业大学学报（社会科学版）， 2014， 13（3）： 45-51.

[24] 颜廷武， 何可， 张俊飚. 社会资本对农民环保投资意愿的影响分析： 来自湖北农村农业废弃物资源化的实证研究[J]. 中国人口·资源与环境， 2016， 26（1）： 158-164.

[25] 朱庆莹， 陈银蓉， 胡伟艳， 等. 社会资本、耕地价值认知与农户耕地保护支付意愿： 基于一个有调节的中介效应模型的实证[J]. 中国人口·资源与环境， 2019， 29（11）： 120-131.

[26] BIAN Y J. Bringing strong ties back in： Indirect ties， network bridges， and job searches in China[J]. American Sociological Review， 1997， 62（3）： 366.

[27] 穆娜娜， 周振， 孔祥智. 农业社会化服务模式的交易成本解释： 以山东舜耕合作社为例[J]. 华中农业大学学报（社会科学版）， 2019（3）： 50-60， 160-161.

[28] USLANER E M， CONLEY R S. Civic engagement and particularized trust[J]. American Politics Research， 2003， 31（4）： 331-360.

[29] 蔡起华， 朱玉春. 社会信任、收入水平与农村公共产品农户参与供给[J]. 南京农业大学学报（社会科学版）， 2015， 15（1）： 41-50， 124.

[30] 陈浩， 王佳. 社会资本能促进土地流转吗？ ： 基于中国家庭追踪调查的研究[J]. 中南财经政法大学学报， 2016（1）： 21-29， 158-159.

[31] 张广辉， 张建. 农村土地流转对农户收入的影响： 内在机理与实证检验[J]. 经济学家， 2023（2）： 120-128.

[32] 钟真， 谭玥琳， 穆娜娜. 新型农业经营主体的社会化服务功能研究： 基于京郊农村的调查[J]. 中国软科学， 2014（8）： 38-48.

[33] 易裕元， 赵一夫. 社会资本对农户民主决策参与意愿的影响研究： 基于有调节的中介效应模型检验[J]. 中国农业资源与区划， 2023， 44（2）： 241-251.

[34] 罗明忠， 陈江华， 唐超. 农业生产要素配置与农机社会化服务供给行为： 以水稻劳动密集型环节为例[J]. 江苏大学学报（社会科学版）， 2019， 21（1）： 35-43， 56.

[35] 周月书， 孙冰辰， 彭媛媛. 规模农户加入合作社对正规信贷约束的影响： 基于社会资本的视角[J]. 南京农业大学学报（社会科学版）， 2019， 19（4）： 126-137， 160.

[36] 钱龙， 洪名勇. 非农就业、土地流转与农业生产效率变化： 基于CFPS的实证分析[J]. 中国农村经济， 2016（12）： 2-16.

[37] 方杰， 温忠麟， 张敏强. 类别变量的中介效应分析[J]. 心理科学， 2017， 40（2）： 471-477.

[38] 温忠麟， 叶宝娟. 中介效应分析： 方法和模型发展[J]. 心理科学进展， 2014， 22（5）： 731-745.

[39] IACOBUCCI D. Mediation analysis and categorical variables： The final frontier[J]. Journal of Consumer Psychology， 2012， 22（4）： 582-594.

（责任编辑：李菊馨）