農戶關系、金融服務與農業(yè)生產性服務研究
——基于2019 年江西省農業(yè)生產性服務調查

□夏書華，陳昭玖

（江西農業(yè)大學經濟管理學院，江西 南昌 330000）

2021 年農業(yè)農村部發(fā)布《關于加快發(fā)展農業(yè)社會化服務的指導意見》，把引領小農戶進入現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展軌道作為發(fā)展農業(yè)社會化服務的主要目標。我國政府始終把農業(yè)社會化服務體系建設作為農業(yè)現(xiàn)代化的突破口，也是深化農村改革的一項關鍵舉措。

1 文獻綜述

孔祥智和穆娜娜（2018）[1]認為，健全農業(yè)社會化服務體系是發(fā)展現(xiàn)代農業(yè)的基本途徑，發(fā)展農業(yè)生產性服務是將普通農戶引入現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展軌道的重要途徑。胡亦琴和王洪遠（2014）[2]認為，雖然農業(yè)生產性服務得到了長足發(fā)展，但是仍然存在諸多矛盾和問題，如供需結構性矛盾、制度銜接機制不完善、發(fā)展相對滯后等。趙鑫等（2021）[3]認為，在農業(yè)資源稟賦不同的地區(qū)，生產性服務的供給對教育覆蓋程度高、種植規(guī)模小、補貼力度低的行政村作用顯著，可有效提高農民收入。

從農戶稟賦角度來看，閔師等（2019）[4]從現(xiàn)實情況出發(fā)，認為農戶稟賦對農業(yè)生產性服務的使用有一定的負向激勵作用。家庭勞動力分配與人均耕地面積不同的農戶對不同農業(yè)生產環(huán)節(jié)的生產性服務需求具有異質性。農業(yè)生產性服務體系會隨著經濟與市場發(fā)展及農業(yè)生產規(guī)模的變化而不斷發(fā)展，是農業(yè)生產者抵御自然風險和市場風險的有效方式。張永麗和郭世慧（2019）[5]從農戶稟賦角度進行了研究，認為在家庭稟賦中，豐富的社會資本與良好的人力資本可以促進勞動力資源非農配置。李坦等（2021）[6]認為，在農戶稟賦中，家庭農業(yè)勞動力數(shù)量、人均收入水平、與親友交流頻繁程度、文化程度對小農戶綠肥環(huán)境屬性的支付意愿有積極影響。

從農戶關系與金融服務來看，王成利（2018）[7]認為，社會資源越豐富的農戶，家庭人均收入越高；金融資源越豐富的農戶，家庭人均收入越高。陳虹宇和周倬君（2021）[8]認為，以村干部為代表的鄉(xiāng)村政治精英家庭金融市場參與及其金融資產配置行為，其身份對家庭風險金融市場參與及配置水平均產生顯著正向影響。

從金融服務對農業(yè)農戶生產扶持觀點來看，學界出現(xiàn)了兩個方向的研究。從正向角度出發(fā)，史歌和郭俊華（2020）[9]認為，農業(yè)政策性金融能夠通過釋放政策信號和改善農業(yè)投資環(huán)境吸引商業(yè)金融資本流入。楊東等（2021）[10]認為，農村普惠性金融的發(fā)展可以正向提升農戶可支配收入，即發(fā)展水平越高，農戶收入也會越高。韓科飛等（2021）[11]認為，農戶金融素養(yǎng)可以促進農戶農業(yè)生產投資，同時金融素養(yǎng)可提升農戶的經營能力，從而改善其農業(yè)經營效率。唐德祥和董琦慧（2021）[12]認為，通過提高小農戶自主還款率、降低農業(yè)合作經濟組織技術支持成本、對小農戶貸款貼息等途徑，可以有效實現(xiàn)小農戶融資的良性循環(huán)。趙?。?020）[13]認為，普惠金融和農村金融均對減緩農戶貧困具有明顯的積極效果；普惠金融對減緩農戶貧困的作用呈現(xiàn)先弱后強的“U”型規(guī)律。從負向角度出發(fā)，周國良（2007）[14]認為，我國農村金融矛盾比較突出，集中表現(xiàn)為資金供求矛盾十分突出，需求供給極不匹配，貸款難以進入基層一線。孫少巖和張景星（2020）[15]研究認為，農戶對民間借貸與“糧食直補資金”抵押貸款的潛在需求相對旺盛，非農打工收入和農戶資產額對農戶融資方式選擇存在負影響，且比較顯著?？梢钥闯?，農業(yè)金融的存在能促進農戶增收增效，但農業(yè)金融缺位同樣制約農戶的持續(xù)發(fā)展。

綜上，國內大多學者對于農戶稟賦與農業(yè)生產性服務研究已經取得了豐碩成果，農戶稟賦能對采用農業(yè)生產性服務產生相關影響，但關于金融服務作為農戶關系對農業(yè)生產性服務應用的中介效應的研究為數(shù)不多。

本研究提出相關假設：一是各維度的農戶稟賦中，農戶關系對農業(yè)生產性服務有顯著的正向應用影響；二是金融服務對農戶關系有傾向性選擇，是逐利的市場調節(jié)金融；三是農業(yè)金融服務會促進農戶關系差異鴻溝擴大，金融服務的應用促進了農戶在農業(yè)生產中采用農業(yè)生產服務。通過以上3 個方面的問題假設，并作出相應研究，在一定程度上補充了農業(yè)生產性服務相關理論，對農業(yè)產業(yè)興旺和農民增收有一定參考價值。

2 數(shù)據(jù)來源、變量定義與描述性統(tǒng)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于2019 年江西農業(yè)大學對江西省農業(yè)生產性服務業(yè)的調研。2019 年江西省農業(yè)生產性服務業(yè)調查覆蓋江西省8 個市，本次調研采取的是重點行政村落走訪、重點脫貧村調研及全省不同地區(qū)不同種植規(guī)模農戶抽樣相結合的方法，對不同樣縣、區(qū)按照相應比例選定具有代表性的約10 個自然村，每個村再根據(jù)產業(yè)重點、人口規(guī)模和比例隨機抽取相當數(shù)量的農戶以走訪和問卷調查相結合的方式獲取數(shù)據(jù)資料，共完成有效問卷1 024 份。調研區(qū)域為中國水稻主產區(qū)之一，水稻種植數(shù)量及人員數(shù)量較為可觀，具有一定的代表性。分析選擇農戶的數(shù)據(jù)，剔除數(shù)據(jù)不健全、不合理的家庭樣本，得到818 份合理、科學、有序的家庭樣本。

此外，本次調研在與農戶實地接洽之前，課題組成員還與樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)村的金融服務體系工作人員進行對接，對樣本縣金融服務支撐、金融類別等基本情況進行詳細了解，并以此為依據(jù)對樣本村的農戶開展有針對性的入戶調查。

2.2 變量選取

被解釋變量為農戶選擇生產性服務行為，在水稻生產中使用過農業(yè)生產性服務賦值為“1”，沒有使用過農業(yè)生產性服務的賦值為“0”。核心解釋變量為“農戶關系”。中介變量為“金融服務”，在水稻生產過程中，農戶對金融服務的使用或是金融服務對農戶的扶持分別賦值為“0”“1”。其余控制變量是由影響農戶選擇使用農業(yè)生產性服務、影響農戶的金融服務行為以及影響農戶稟賦的各因素構成，主要包括3 個方面。一是戶主自身的變量。研究表明，農戶的受教育程度、年齡程度、健康狀況等個體特征會影響農戶對農業(yè)生產性服務的使用。二是所處社會場域經濟變量，即農戶所處的縣域經濟水平、鄉(xiāng)域經濟水平及村域經濟水平。經濟水平的高低對金融服務提供的種類、對農戶的扶持會產生積極影響，對農戶采用農業(yè)生產性服務存在一定的相關關系。三是農戶的社會資本。個體社會資本與其社會資本結構、規(guī)模以及數(shù)量密切相關，無論測量的角度是從村級社會資本層面還是農戶社會資本層面出發(fā)，關系性都是社會資本一個基本的特征和重要測量元素。

為了使實證結果更有科學性和說服力，本研究對部分變量進行了處理，具體的變量選擇和定義如表1所示。

2.3 模型構建

農戶通過金融服務的支持、農業(yè)生產分工和農業(yè)生產性服務的采用等途徑，推動農戶對金融資本、土地和農戶勞動力等關于農業(yè)生產要素進行調節(jié)、調配，從而影響農業(yè)生產性服務的采用。

依據(jù)研究目的，為探究農戶關系的差異對農業(yè)生產性服務采用的影響，構建了中介效應模型。

式中：Yi為第i個農戶的農業(yè)生產性服務，backi代表第i個農戶關系程度，中介變量medi是第i個農戶的金融服務、貸款服務、保險服務等農業(yè)生產金融要素配置行為，Xi是影響第i個農戶關系、金融服務行為與農業(yè)生產性服務的控制變量。根據(jù)溫忠麟等的研究，中介效應檢驗采取依次檢驗法。另外，為了驗證b1c2的顯著性，采用自助法（Bootstrap）進行穩(wěn)健性檢驗，判斷其是否存在中介效應。描述性統(tǒng)計分析見表2。

表2 為描述性統(tǒng)計分析

3 實證分析

3.1 農戶稟賦與農業(yè)生產性服務的影響

表3 為二元Logistic 模型的回歸結果，為了表明農戶鄰里關系對農業(yè)生產性服務的影響，對模型進行了單因素和多因素回歸。

表3 農戶關系與農業(yè)生產性服務的影響

回歸（2）的結果顯示，農戶鄰里關系對農業(yè)生產性服務的采用有顯著影響，農戶的健康水平可能隨著年齡增長而降低，受到身體機能限制而出現(xiàn)勞動服務溢出，減少人力資本投入，增加農業(yè)生產性服務的采用，保證水稻種植質量。對回歸結果分析發(fā)現(xiàn)，在核心變量（村民關系）、控制變量（黨員身份、親朋為干部）的外部環(huán)境影響下，可顯著提升農業(yè)生產性服務的應用，可以說明，采用更為先進的農業(yè)生產方式和信息流動、信息更新及理念更新有正相關關系，在和睦的外部環(huán)境關系及自身信息資源獲取相對具有優(yōu)勢時，村民之間的信息流會傳遞迅速及傳播范圍廣，可以提升農業(yè)生產性服務的應用。

從區(qū)域面積觀測得出，縣域經濟水平與省內經濟水平呈顯著負相關關系，可能是因為縣域經濟比較發(fā)達，從事第二、第三產業(yè)的農戶較多，工資性收入占比高，導致土地撂荒或是土地流轉比例高，從事水稻生產的生產方式較少才會導致這一現(xiàn)象。從鄉(xiāng)域經濟水平來看，與鄉(xiāng)域的經濟水平呈現(xiàn)正向關系，鄉(xiāng)域經濟水平高可帶動農戶采用更為科學的生產方式和先進的生產服務，生產力不外流，本地兼業(yè)化高。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

采用農業(yè)生產性服務作為被解釋變量的代理指標。研究發(fā)現(xiàn)，農戶關系能夠顯著影響農業(yè)生產性服務的采用。為考察前文回歸結果是否具有穩(wěn)健性，將多維農業(yè)生產性服務中的農機社會化服務采納作為替代因變量進行穩(wěn)健性檢驗，不采納=0、采納=1 作為代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。由于被解釋變量變?yōu)槎诸愖兞?，因此采用Logit 模型進行回歸分析，結果如表4 所示。結果表明，農戶關系對農機生產性服務同樣具有顯著影響，同時其他控制變量的估計結果與前文基本一致?？梢?，以生產過程服務采納作為替代變量后上述研究結論仍然成立。因而，研究結論具有穩(wěn)健性。

表4 農戶關系與農機生產性服務的影響

3.3 中介效應檢驗

根據(jù)前文的理論假設，以農業(yè)生產性服務采用為被解釋變量，以農戶關系為解釋變量，金融服務為中介變量，采用Stata 16.0 統(tǒng)計軟件建立分步回歸模型。結果顯示，各項指標均在可接受范圍內，其中SobelZ=1.995，P=0.045 9，Z＞P，模型拒絕原假設，中介效應顯著。在模型擬合良好的基礎上，運用Bootstrap 程序檢驗中介效應的顯著性，設定重復抽樣的次數(shù)為500 次，計算95%的置信區(qū)間。檢驗結果見表5，中介路徑的95%置信區(qū)間不包括0，說明勞動力流動的中介效應顯著，表5 為Bootstrap 檢驗結果。

表5 Bootstrap 中介效應檢驗結果

4 結論與建議

通過多維統(tǒng)計分析農戶稟賦和研究金融服務對農戶稟賦中農戶關系的影響，得出如下研究結論。

1）農戶關系制約著農業(yè)生產性服務的采用，同樣制約農業(yè)生產技術效率的提高，農戶關系弱質性會制約農戶在農業(yè)生產中的發(fā)展。

2）金融服務是市場資本下沉農村的具體體現(xiàn)，但是對弱質性農戶關系起抑制作用，金融服務大概率是資本市場選擇農戶，公共屬性弱，逐利目的性強，帶動社會關系弱質性農戶的作用有限。

3）從金融服務作為中介來看，金融服務確實促進了農業(yè)生產性服務的采用，但對農村精英及社會關系強勢群體更有促進作用。

基于上述研究結論，建議加大對剛完成脫貧地區(qū)的轉移支付力度，持續(xù)改善其醫(yī)療衛(wèi)生、文化教育、基礎設施等公共服務水平，實現(xiàn)城鄉(xiāng)公共服務均等化和城鄉(xiāng)社會保障政策一體化，提高農村村民市民化水平。擴大農業(yè)生產性服務的應用面，提供多元的農業(yè)生產性服務，區(qū)別對待農戶稟賦差異性，資源下沉，考慮創(chuàng)造條件將農機購置補貼政策轉型為農機服務補貼，并將農機服務補貼政策向薄弱環(huán)節(jié)傾斜。