農業(yè)社會化服務促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興的機制與效應研究

顏華，仇惠麟

（1.東北農業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030；2.東北農業(yè)大學現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展研究中心，黑龍江 哈爾濱 150030）

農業(yè)是大國之根基，是人類生存之本。要建設農業(yè)強國，應從鄉(xiāng)村振興中發(fā)力，而產業(yè)振興則是鄉(xiāng)村振興的題中之義[1]。2023年的中央一號文件也從培育區(qū)域特色產業(yè)、完善產業(yè)發(fā)展配套服務體系和加快推進產業(yè)融合等方面對鄉(xiāng)村產業(yè)振興做出了針對性部署。隨著鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展步入新階段，構建現(xiàn)代化鄉(xiāng)村產業(yè)體系、打造全產業(yè)鏈，迫切需要與產業(yè)規(guī)模和結構相匹配的農業(yè)社會化服務與生產端相連接。近年來，在相關鼓勵支持政策的引導下，我國農業(yè)社會化服務呈快速發(fā)展態(tài)勢。服務的技術力量和設施裝備等方面已形成了相對有利的條件，能夠承接產業(yè)發(fā)展需求，具備服務鄉(xiāng)村產業(yè)的能力。因此，農業(yè)社會化服務是引領鄉(xiāng)村產業(yè)轉型升級的關鍵，是提升鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展效能，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的必然要求。其具體如何作用于鄉(xiāng)村產業(yè)振興是新階段我國農業(yè)農村發(fā)展亟需關注的重點。

鄉(xiāng)村產業(yè)振興是緊密圍繞農業(yè)生產及其關聯(lián)產業(yè)的整體振興，是鄉(xiāng)村振興的經(jīng)濟基礎，是建立在鄉(xiāng)村整體價值體系基礎上的戰(zhàn)略需求[2-3]。關于鄉(xiāng)村產業(yè)振興的內涵與特征，目前并未有較為統(tǒng)一的定義。從已有研究來看，鄉(xiāng)村產業(yè)振興應具備如下特征：能夠實現(xiàn)土地、資金等生產要素的合理配置與自由流動，要素生產方式高效化，從而引導鄉(xiāng)村產業(yè)結構優(yōu)化升級[4]；產業(yè)分布的集聚性、關聯(lián)性較強，產業(yè)間融合發(fā)展，綜合性強，產業(yè)鏈向高附加值環(huán)節(jié)延伸[5]；能夠充分利用區(qū)域特色資源，挖掘鄉(xiāng)村多元價值與多種功能[6]；以農民為產業(yè)發(fā)展的核心，能夠激發(fā)農民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的自主意識與參與意識，帶動農民多元增收[7]。同時，部分文獻也探討了鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響因素與驅動機制。鄉(xiāng)村人口的振興為鄉(xiāng)村振興的必要前提，農村人口結構和人力資本水平直接影響鄉(xiāng)村產業(yè)建設水平[8]。近年來，豐富的新興要素資源也逐步滲入鄉(xiāng)村產業(yè)領域，如綠色金融拓寬了鄉(xiāng)村綠色產業(yè)的融資渠道[9]；大數(shù)據(jù)、數(shù)字經(jīng)濟等提供的信息共享、技術支持能夠以直接或間接的方式賦能鄉(xiāng)村產業(yè)振興[10]。

農業(yè)社會化服務的本質是一種社會內部的分工，是農業(yè)生產經(jīng)營領域的生產主體將其內部自我服務職能轉移到外部專業(yè)化社會經(jīng)濟組織的過程[11-12]。隨著農業(yè)社會化服務在現(xiàn)代農業(yè)生產經(jīng)營中發(fā)揮著愈加重要的作用，農業(yè)社會化服務對農業(yè)產出及經(jīng)營主體經(jīng)營績效[13-14]、種植結構調整與生產方式綠色轉型等的影響成為了研究的焦點[15-16]。與此同時，學者們從產業(yè)運行效率、產業(yè)組織形式和產業(yè)發(fā)展空間等不同側面探討了農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響。農業(yè)社會化服務通過深化勞動分工，改變了生產組織形式，提升了農業(yè)部門的生產效率[17]，還通過提升生產技術水平和創(chuàng)新發(fā)展模式，拓展了傳統(tǒng)產業(yè)的發(fā)展空間[18]。另有學者注意到其與鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展協(xié)調性與融合發(fā)展的關聯(lián)。農業(yè)社會化服務在提升鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展的協(xié)調程度及擴大區(qū)域相關經(jīng)濟部門的市場競爭優(yōu)勢中發(fā)揮了重要作用[19-20]。服務要素對產業(yè)各環(huán)節(jié)的支撐和嵌入也引導了多元主體開展生產、加工和銷售合作，有利于破除產業(yè)間融合的壁壘，加強產業(yè)間的橫向經(jīng)濟聯(lián)系，促進了鄉(xiāng)村產業(yè)融合[21]。

梳理以上研究發(fā)現(xiàn)，國內外學者對農業(yè)社會化服務與鄉(xiāng)村產業(yè)振興領域的相關研究成果頗豐，但仍存在一定的不足之處。首先，現(xiàn)有研究已經(jīng)分別對農業(yè)社會化服務和鄉(xiāng)村產業(yè)振興的內涵、發(fā)展模式和影響因素進行了研究。但多數(shù)研究是從農戶或經(jīng)營主體的微觀視角出發(fā)的，缺乏基于省份層面的宏觀分析。其次，目前尚未有學者將二者置于同一分析框架并深入探討它們之間的作用機制及內在聯(lián)系。隨著產業(yè)振興在鄉(xiāng)村振興中的重要性日益凸顯，農業(yè)社會化服務作為農業(yè)發(fā)展的新動能，能否在鄉(xiāng)村產業(yè)振興中充分發(fā)揮協(xié)調、組織、模范、紐帶作用，是目前亟需探討的問題。本文基于2010—2020年30個?。▍^(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)，運用固定效應回歸模型與中介效應模型考察了農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的作用機制是否存在，以及專業(yè)化分工、技術進步和資本積累三條路徑如何作用于鄉(xiāng)村產業(yè)振興，并進一步探討了農業(yè)社會化服務對不同區(qū)域及鄉(xiāng)村產業(yè)振興不同維度的影響是否存在異質性。以期為完善農業(yè)社會化服務體系，釋放鄉(xiāng)村產業(yè)可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?，筑牢鄉(xiāng)村振興的根基提供可實踐的思路與建議。

1 理論分析與研究假設

1.1 農業(yè)社會化服務與鄉(xiāng)村產業(yè)振興

農業(yè)社會化服務作為一種“軟性”的生產資料，是農業(yè)分工分化的必然結果[22]，是將新技術、新品種引入生產過程的重要途徑，具有知識與技術密集性的特點。農業(yè)社會化服務所包含的農業(yè)生產資料服務、技術信息服務和金融服務等能夠從不同方面直接促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興，為鄉(xiāng)村產業(yè)鏈的延伸與產業(yè)功能拓展提供了有力的支撐。農業(yè)生產資料服務及機械化服務能夠顯著降低生產成本，提升農業(yè)生產效率與邊際收益[23]；農業(yè)流通倉儲服務的現(xiàn)代化則提升了農產品流通效率與產業(yè)發(fā)展各環(huán)節(jié)銜接的緊密程度，有利于產業(yè)鏈的延伸，同時破解了因區(qū)位因素帶來的產業(yè)發(fā)展限制問題[24]；技術信息服務能夠實現(xiàn)生產過程精準化，加速要素流動，從而提高鄉(xiāng)村產業(yè)運行效率與決策管理水平[25]；農村金融服務則通過緩解融合環(huán)節(jié)的資金約束、分散農業(yè)市場風險、發(fā)揮創(chuàng)新激勵效應為鄉(xiāng)村產業(yè)振興提供支持[26]；高效的公共服務與農業(yè)設施裝備建設是鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展的基本支撐，吸引了生產要素與人才集聚，為激活鄉(xiāng)村新業(yè)態(tài)提供了良好的外部環(huán)境[27]。此外，相較于單一環(huán)節(jié)的服務經(jīng)營模式，生產托管等全產業(yè)鏈的社會化服務通過促進服務資源整合將服務交易成本最小化，促進了各服務環(huán)節(jié)的深化，充分發(fā)揮了農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)重組與優(yōu)化升級的引導作用，顯著提高了產業(yè)綜合競爭力[28-29]。據(jù)此，提出以下假說：

H1：農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興具有促進作用。

1.2 農業(yè)社會化服務、專業(yè)化分工與鄉(xiāng)村產業(yè)振興

農業(yè)生產經(jīng)營活動可分性的增強為農業(yè)社會化服務主體的形成、市場的發(fā)育創(chuàng)造了有利條件[30]。由于目前我國大部分地區(qū)鄉(xiāng)村產業(yè)基礎薄弱，產業(yè)內容以農業(yè)生產及相關聯(lián)產業(yè)為主，故發(fā)展仍較為依賴于挖掘與利用現(xiàn)有自然資源稟賦。因此迫切需要將有限的產業(yè)資源進行充分的整合與集中，通過進一步提升產業(yè)經(jīng)營主體的專業(yè)化程度進而提升鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展的質量與效率。從農戶微觀層面來看，農業(yè)社會化服務將農戶從家庭經(jīng)營的內部分工卷入到外部市場化分工[31]，引導農戶按需調整種養(yǎng)殖結構，利用現(xiàn)代化的生產裝備、技術手段實現(xiàn)產、加、銷各環(huán)節(jié)和產業(yè)鏈綜合收益最大化，降低單一農戶從事農業(yè)生產面臨的高額生產成本與市場交易費用，讓農民更多享受到產業(yè)發(fā)展帶來的增值收益。從產業(yè)宏觀層面來看，農業(yè)社會化服務將有限的生產要素集中于更具優(yōu)勢的產業(yè)[32]，改善了要素配置結構。這不僅加快了鄉(xiāng)村傳統(tǒng)產業(yè)的改造提升步伐，也引導了區(qū)域特色主導產業(yè)及產業(yè)差異化的競爭優(yōu)勢的形成。同時，專業(yè)化分工也為實現(xiàn)鄉(xiāng)村產業(yè)標準化生產、產品質量提升、產品價值增值與市場化率提升提供了可行路徑，是構建高質高效的鄉(xiāng)村特色產業(yè)體系的基礎。據(jù)此，提出以下假說：

H2：農業(yè)社會化服務通過專業(yè)化分工促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興。

1.3 農業(yè)社會化服務、技術進步與鄉(xiāng)村產業(yè)振興

技術進步是農業(yè)經(jīng)濟增長與農業(yè)高質量發(fā)展的源泉[33-34]，是促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興的關鍵。具有一定規(guī)?；蜕a經(jīng)驗的農業(yè)社會化服務組織往往具有更強的技術采納意愿及風險擔負能力，是技術成果轉化應用的重要主體。農業(yè)社會化服務經(jīng)營主體將技術與服務相結合，在生產經(jīng)營過程中應用推廣綠色低碳、數(shù)字化、信息化技術，通過發(fā)揮技術的傳遞、示范效應影響區(qū)域的技術創(chuàng)新活動與新型經(jīng)營、服務理念的形成[35-36]，繼而助推產業(yè)綠色轉型，提高了產業(yè)鏈的運作效率與產品的技術附加值。此外，服務主體在長期的社會化服務實踐中積累了大量服務經(jīng)驗與人力資本，服務規(guī)模、能力與技術水平不斷在實踐中提升。涉農企業(yè)、合作社等在服務中內生的創(chuàng)新需求也驅動其向技術創(chuàng)新主體與社會化服務主體的雙重身份演化。農業(yè)社會化服務主體的研發(fā)創(chuàng)新活動帶動了地區(qū)技術進步，為產業(yè)發(fā)展方式轉變提供支持。同時，服務主體借助先進技術手段多渠道參與產業(yè)鏈的多方合作，不僅提升了鄉(xiāng)村產業(yè)的科技含量與現(xiàn)代化水平，還拓寬了產業(yè)相互融合的路徑與方式，模糊產業(yè)邊界，有助于鄉(xiāng)村一二三產業(yè)融合發(fā)展。據(jù)此，提出以下假說：

H3：農業(yè)社會化服務通過技術進步促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興。

1.4 農業(yè)社會化服務、資本積累與鄉(xiāng)村產業(yè)振興

資本積累能夠促進區(qū)域經(jīng)濟增長，引導產業(yè)發(fā)展方向的轉換與產業(yè)結構的調整[37]。農業(yè)社會化服務主體通過資本要素替代傳統(tǒng)生產要素，利用先進的生產方式以相對較低的成本實現(xiàn)較高的產出。這種方式能夠快速實現(xiàn)自身的資本積累，進而增加投資，擴大服務經(jīng)營范圍至全產業(yè)鏈的各個環(huán)節(jié)，為鄉(xiāng)村多元化產業(yè)格局的形成和產業(yè)振興提供了多重保障。同時，農業(yè)社會化服務通過資本積累對廣大小農戶產生“涓滴效應”[38]。服務業(yè)的規(guī)范化與市場化不僅拓寬了農民收入渠道，也創(chuàng)造了新的就業(yè)機會，有助于農業(yè)勞動力產業(yè)間轉移和再就業(yè)。農民進入相關加工產業(yè)或生產性服務業(yè)，不僅促進了鄉(xiāng)村產業(yè)結構協(xié)調優(yōu)化，也提升了自身的收入與消費水平。此外，社會化服務的發(fā)展帶來了基礎設施條件的完善和產業(yè)布局的優(yōu)化，吸引了社會資本持續(xù)投入到鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展中。這進一步提升了地區(qū)資本積累，在緩解了產業(yè)發(fā)展的資金約束的同時，將現(xiàn)代新興要素注入生產全過程。工商企業(yè)等社會資本主體通過與政府和經(jīng)營主體合作，建立緊密的利益聯(lián)結機制，不僅分享了部分產業(yè)增值收益，還為鄉(xiāng)村產業(yè)振興賦予了動力。據(jù)此，提出以下假說：

H4：農業(yè)社會化服務通過資本積累促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興。

2 研究方法

2.1 模型設定

為了考察農業(yè)社會化服務水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興產生的影響，本文構建了如下基準模型：

式中：RIRit表示因變量,即各省（區(qū)、市）的鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平。ASSit表示核心解釋變量，即農業(yè)社會化服務水平。CVSit表示一系列影響鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平的控制變量集合。μi表示個體固定效應，γi表示時間固定效應。εit則為隨機擾動項，其中i和t分別表示?。▍^(qū)、市）和年份。

為了進一步考察農業(yè)社會化服務水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平的間接影響，本文參考溫中麟等[39]的研究，分三步引入中介變量來檢驗專業(yè)化分工、技術進步和資本積累三條路徑在此過程中發(fā)揮的中介作用。第一步，檢驗農業(yè)社會化服務水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響，即檢驗系數(shù)α1的顯著性。若系數(shù)顯著，則說明存在總效應，并可進行下一步檢驗。第二步，檢驗農業(yè)社會化服務水平對中介變量的影響，以及中介變量對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響。若系數(shù)β1和δ2均顯著，則進行第三步。若系數(shù)β1和δ2中至少有一個不顯著，則直接進行SobelZ檢驗。如果兩者都不顯著，則證明中介效應不顯著。第三步，檢驗控制了農業(yè)社會化服務的影響后，中介變量對鄉(xiāng)村產業(yè)振興影響效應的完全性。若加入中介變量后ASSit對RIRit的回歸系數(shù)δ1顯著，并且系數(shù)δ1＜α1，則存在部分中介效應。反之，則存在完全中介效應。構建如下中介效應模型：

式中：αi、βi、δi為待估系數(shù)，中介變量SDLit表示專業(yè)化分工水平，TSPit表示技術進步程度，PCAit表示資本積累程度。為了降低模型的異方差性，以上中介變量均采用對數(shù)形式。最后，為了提高估計結果的精確程度，通過計算SobelZ檢驗的統(tǒng)計量Z值進一步確認中介效應β1δ2的顯著性。

2.2 變量選取

1）被解釋變量。本文的被解釋變量為鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平（RIR）。目前關于鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平的測算仍未形成較為系統(tǒng)的評價方法和標準。因此，本文遵循指標選擇的系統(tǒng)性、科學性、可比性和數(shù)據(jù)可得性等原則，聚焦鄉(xiāng)村產業(yè)振興的內涵、發(fā)展目標和要求，結合《國務院關于促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興的指導意見》《全國鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2020—2025年）》等具體內容，并參考申云等[40]和呂承超和崔悅[41]對鄉(xiāng)村產業(yè)振興評價指標體系的構建方法，綜合構建評價指標體系。本文從農業(yè)綜合生產水平、產業(yè)現(xiàn)代化水平、產業(yè)綠色發(fā)展水平、產業(yè)融合發(fā)展水平和產業(yè)增收帶動水平五個維度構建鄉(xiāng)村產業(yè)振興評價指標體系（表1）。本文采用熵權法確定指標權重和進行綜合水平測度。

表1 鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平評價指標體系Table 1 Evaluation index system of rural industry revitalization level

2）核心解釋變量。農業(yè)社會化服務水平（ASS）為本文的核心解釋變量。一些學者在研究中使用農林牧漁服務業(yè)產值表征農業(yè)社會化服務水平。然而，由于單一的農林牧漁服務業(yè)產值未能充分考慮地區(qū)間農業(yè)社會化服務的內部發(fā)展差異，因此本文參考已有研究，按照農業(yè)社會化服務的功能分層構建了指標體系（表2）。本文采用客觀賦權法對農業(yè)社會化服務水平進行綜合測算。

表2 農業(yè)社會化服務水平評價指標體系Table 2 Evaluation index system of agricultural socialized service level

3）中介變量。專業(yè)化分工（SDL）：現(xiàn)有研究中多采用區(qū)位熵指數(shù)測度產業(yè)部門專業(yè)化程度或某產業(yè)的空間集聚程度[42-43]。本文選取農業(yè)區(qū)位熵指數(shù)衡量農業(yè)專業(yè)化分工水平。具體公式如下：

式中：LQ表示區(qū)位熵指數(shù)，qij表示i地區(qū)j時期第一產業(yè)的產值，Qij表示i地區(qū)j時期的地區(qū)生產總值，qj表示我國j時期第一產業(yè)的產值（不含港澳臺及西藏地區(qū)），Qj表示我國j時期的國內生產總值。

技術進步（TSP）：專利個數(shù)反映了地區(qū)技術創(chuàng)新實力與創(chuàng)新活躍度，因此本文采用各地區(qū)有效發(fā)明專利個數(shù)表征技術進步程度。

資本積累（PCA）：本文使用人均農林牧漁業(yè)固定資產投資額（不包括農戶）來反映社會資本引致的實物資本投資情況。

4）控制變量。本文還選取了其他可能會影響鄉(xiāng)村產業(yè)振興的因素作為控制變量。具體控制變量如下：耕地有效灌溉比反映了地區(qū)農業(yè)水資源利用情況，并間接反映了耕地的生產條件。灌溉條件通過影響農業(yè)產出效率，進而影響產業(yè)綜合發(fā)展能力。農業(yè)增加值比重表示農業(yè)增加值在地區(qū)經(jīng)濟中的占比。如果農業(yè)增加值占比較高，說明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為依賴于農業(yè)，并且對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的重視程度也較高。經(jīng)濟發(fā)展水平以人均地區(qū)生產總值表示，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對鄉(xiāng)村地區(qū)農戶收入和產業(yè)經(jīng)營績效的正向影響越大，同時對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的輻射帶動能力也越強。財政支農在引導產業(yè)發(fā)展方向和推動鄉(xiāng)村產業(yè)轉型升級方面扮演著重要角色。一般通過產業(yè)項目補貼、鄉(xiāng)村基礎設施建設和公共服務投入等方式，向產業(yè)發(fā)展注入資金，加速鄉(xiāng)村產業(yè)振興的進程。各變量描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量說明與描述性統(tǒng)計Table 3 Variable description and descriptive statistics

5）工具變量。為了緩解模型中可能存在的內生性問題，本文選取滯后一期的農業(yè)社會化服務水平作為工具變量。

2.3 數(shù)據(jù)來源

為了保證總體數(shù)據(jù)的可獲得性和連續(xù)性，本文研究的時間跨度為2010—2020年，研究對象為中國除西藏、港澳臺地區(qū)以外的30個省、自治區(qū)及直轄市。研究所用數(shù)據(jù)來源包括《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農產品加工業(yè)年鑒》《中國休閑農業(yè)年鑒》等。對于部分缺失值，本文采用線性插值法進行填補。

3 實證結果分析

3.1 鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平分析

從全國整體角度來看，2010—2020年我國鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平整體呈平穩(wěn)上升趨勢（表4），年均增長1.0%。其中，2015年增速最快，增長為4.2%。自2015年以后，鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平顯著提升。這可以歸因于2015年中央一號文件首次提出了三產融合的概念，并隨后不斷為鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展提供明確方向和針對性的政策保障。這一里程碑式的變化對鄉(xiāng)村產業(yè)的發(fā)展產生了顯著影響。

表4 2010—2020年30個省區(qū)市鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平指數(shù)Table 4 Index of rural industry revitalization level of 30 provinces, autonomous regions and municipalities from 2010 to 2020

分區(qū)域來看，鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平在三大區(qū)域之間存在不均衡的情況，但區(qū)域總體水平差距不斷縮?。▓D1）。具體來看，東部區(qū)域的鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平高于中部區(qū)域和西部區(qū)域。這可能是因為東部沿海區(qū)域整體經(jīng)濟發(fā)展水平處于全國前列。尤其是北京、上海、江蘇等地，作為我國新興產業(yè)、技術和資本的聚集地，該區(qū)域產業(yè)發(fā)展現(xiàn)代化水平更高，布局產業(yè)鏈高價值環(huán)節(jié)的能力更強，對鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展的輻射作用也更強。然而，近年來受部分區(qū)域產業(yè)結構調整和產業(yè)功能的轉移相關，鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平略有下降。中部和西部區(qū)域鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平長期低于全國平均水平，但整體增速較快，未來發(fā)展上升空間較大。研究期內中部、西部區(qū)域年均分別增長3.0%、2.3%。然而，西部區(qū)域的鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平持續(xù)低于東部和中部區(qū)域。這可能是因為我國西部區(qū)域的產業(yè)基礎較為薄弱，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的帶動作用不強。此外，由于長期以來落后的生產方式，資源利用不合理，生態(tài)環(huán)境脆弱等問題，西部區(qū)域的鄉(xiāng)村產業(yè)振興受到一定的影響。與中部區(qū)域相比，西部區(qū)域缺乏地理位置優(yōu)勢，不利于引入先進的產業(yè)要素和延伸產業(yè)鏈。此外，西部區(qū)域對特色優(yōu)質資源的挖掘程度不足，缺乏高品質和品牌化的農產品，鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展同質化嚴重，導致人均可支配收入較低，鄉(xiāng)村產業(yè)的整體競爭力較弱。

圖1 東、中、西部區(qū)域鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平變動趨勢Fig. 1 The change trend of the level of rural industry revitalization in eastern, central and western regions

3.2 農業(yè)社會化服務水平分析

2010—2020年我國農業(yè)社會化服務水平整體呈波動增長態(tài)勢，年均增長3.1%。其中2010—2013年增速較快，年均增長達到11.8%（圖2）。這一變化與“加快構建農業(yè)社會化服務體系”的政策相關。此后，數(shù)年的中央一號文件及一系列三農政策均集中于“培育新型社會化服務主體”、“完善社會化服務基層組織建設”等內容。因此在這個時期，我國農業(yè)社會化服務體系建設不斷鞏固和深化，農業(yè)社會化服務獲得了強勁的發(fā)展勢頭。

圖2 東、中、西部區(qū)域農業(yè)社會化服務水平變動趨勢Fig. 2 The change trend of agricultural socialized service level in eastern, central and western regions

就區(qū)域層面來看，我國農業(yè)社會化服務水平仍呈東中西部依次遞減的態(tài)勢。東部區(qū)域農業(yè)社會化服務水平自2017年以來呈下降趨勢，但仍持續(xù)保持較高水平。受區(qū)域經(jīng)濟社會的進一步發(fā)展和需求結構更新優(yōu)化的影響，東部地區(qū)鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展不再局限于單一的農業(yè)生產與加工，而是逐步擴展到都市農業(yè)、休閑農業(yè)和生態(tài)循環(huán)農業(yè)等多功能領域。中部區(qū)域農業(yè)社會化服務水平與全國平均水平基本一致。這是因為中部區(qū)域包含了我國7個糧食主產區(qū)的省份。該區(qū)域農業(yè)資源豐富、地勢平坦，具備天然的規(guī)模化、集約化農業(yè)生產優(yōu)勢。相比之下，西部區(qū)域地形地貌復雜多樣，耕地分散且細碎化程度較高，這制約了農業(yè)機械化生產經(jīng)營的開展。然而，中西部區(qū)域農業(yè)社會化服務的發(fā)展具有后發(fā)優(yōu)勢，對東部區(qū)域形成了明顯的追趕效應，與全國平均水平的差距逐步縮小。

3.3 農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響

鑒于本文所選取的面板數(shù)據(jù)時間跨度較短且截面數(shù)量遠大于時間點的數(shù)量，因此不再進行面板單位根檢驗。為了減少由于遺漏變量引起的內生性問題，本文采用個體固定效應模型進行基準回歸，并同時引入了時間固定效應。這樣做可以控制時間維度上不可觀測因素對于個體的影響。此外，根據(jù)Hausman檢驗結果，P值＜0.001，表明固定效應模型是適合的選擇。

依據(jù)前文的研究設計，采用逐步加入控制變量的方法進行分析，以確?；貧w結果的穩(wěn)健性，并同時控制了省級層面固定效應和時間固定效應。首先，不論是否加入控制變量，農業(yè)社會化服務水平系數(shù)在1%的顯著性水平上均顯著為正（表5）。這表明農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興具有明顯的促進作用。具體而言，農業(yè)社會化服務水平每提升1%，鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平將提高0.185%。這說明農業(yè)社會化服務能夠顯著提升鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平。

表5 農業(yè)社會化服務水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平的基準回歸結果Table 5 Baseline regression results of socialized agricultural service level and rural industry revitalization level

其他控制變量方面，耕地有效灌溉比和農業(yè)產業(yè)增加值比重對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響分別在1%和5%的顯著性水平上為正。這表明區(qū)域生產條件的改善和農業(yè)產業(yè)增加值比重的提升均能夠促進產業(yè)振興。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響系數(shù)為正，但不顯著。這可能是因為經(jīng)濟發(fā)展水平提高到一定階段后，城鎮(zhèn)的進一步擴張需求擠占了鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展的部分資源與空間，抵消了部分經(jīng)濟增長帶來的輻射帶動作用。財政支農水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響在1%的顯著性水平上為正。這是由于地方財政在鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展各環(huán)節(jié)提供的資金支持，為社會資本引入和優(yōu)質產業(yè)化項目的實施創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境。同時，針對性的產業(yè)支持政策也能夠激勵各經(jīng)營主體從事產業(yè)經(jīng)營，刺激了外出務工青年群體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，為鄉(xiāng)村產業(yè)振興積累了人力資本。

3.4 內生性檢驗

本文采用固定效應模型來控制部分不可觀測特征所引起的內生性問題。然而，進一步分析表明，農業(yè)社會化服務在推進鄉(xiāng)村產業(yè)振興的同時，鄉(xiāng)村新興業(yè)態(tài)的涌現(xiàn)和產業(yè)融合水平的提高等也助推了社會化服務市場容量的擴張[44]。這些發(fā)展對農業(yè)社會化服務的內容和質量提出了新的要求，并反過來促進了農業(yè)社會化服務水平的提升。因此，兩者可能互為因果，這可能導致回歸結果產生一定的偏誤?？紤]進一步進行內生性檢驗。本文采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行模型的內生性檢驗，并選取滯后一期的農業(yè)社會化服務水平作為工具變量。從理論上來看，該變量既與當期的農業(yè)社會化服務水平相關，又與當期的鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平?jīng)]有直接關聯(lián)。

表6為工具變量法的回歸結果，其中模型6為一階段回歸結果，模型7為二階段回歸結果，因變量分別為農業(yè)社會化服務水平與鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平。根據(jù)模型6結果，滯后一期的農業(yè)社會化服務水平對當期農業(yè)社會化服務水平具有顯著正向影響。為了確保工具變量的有效性，分別進行不可識別檢驗、弱工具變量檢驗和解釋變量內生性檢驗。首先，不可識別檢驗對應的 Anderson canon. LM 統(tǒng)計量的P值在1%顯著性水平上顯著，拒絕了不可識別的原假設，驗證了工具變量與解釋變量的相關性。其次，檢驗工具變量與解釋變量的相關程度的Cragg-Donald WaldF統(tǒng)計值等于36.222，高于10%水平的臨界值16.38。說明本文選取的工具變量與核心解釋變量具有很強的相關性，不存在弱工具變量問題。最后，內生性檢驗對應的 Endogeneity test統(tǒng)計量P＜ 0.001，在1%顯著性水平下顯著，拒絕了解釋變量為外生變量的原假設。綜上所述，本文選取的工具變量有效。

表6 農業(yè)社會化服務水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平的工具變量回歸結果Table 6 Regression results of instrumental variables of socialized agricultural service level and rural industry revitalization level

回歸結果表明，模型核心解釋變量、控制變量符號和顯著性水平與基準回歸結果基本一致。這說明上文研究結論具有可信度。模型7結果表明，核心解釋變量系數(shù)值得到修正，這說明原模型可能低估了農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的促進作用，也說明工具變量的設置緩解了潛在的內生性問題。

3.5 農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的中介效應

通過構建中介效應模型進一步分析農業(yè)社會化服務影響鄉(xiāng)村產業(yè)振興的中介效應。表7報告了逐步回歸以及相應的SobelZ檢驗結果?；谀Ｐ?的回歸結果，農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興影響的總效應在1%水平上是顯著的，這說明總效應存在，可以進行進一步分析。首先，由專業(yè)化分工的中介效應檢驗結果可知，SobelZ統(tǒng)計量不顯著,說明專業(yè)化分工未能在農業(yè)社會化服務促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興過程中起到中介作用，本文的假設2不成立。其次，由專業(yè)化分工的中介效應檢驗結果可知（模型10～11），農業(yè)社會化服務對技術進步和鄉(xiāng)村產業(yè)振興均有正向影響。每提高1單位的農業(yè)社會化服務水平，技術進步和鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平分別提升0.842個單位和0.162個單位。此外，模型11中核心解釋變量系數(shù)顯著，且小于模型10中的回歸系數(shù)。這說明加入中介變量后，農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響程度降低。SobelZ檢驗結果P＜ 0.05,也證實了中介作用的存在，即農業(yè)社會化服務通過帶動技術進步提高了鄉(xiāng)村產業(yè)組織效率和產業(yè)綜合發(fā)展能力，促進了鄉(xiāng)村產業(yè)振興。同理，對資本積累影響路徑進行逐步檢驗，模型12～13結果表明，資本積累同樣發(fā)揮了部分正向中介作用，二者的中介效應在總效應中的占比分別為12.5%和16.1%，本文的假設3和假設4成立，即農業(yè)社會化服務通過技術進步和資本積累促進了鄉(xiāng)村產業(yè)振興。

表7 專業(yè)化分工、技術進步與資本積累的中介效應回歸結果Table 7 The regression results of mediating effect of specialization, technological progress and capital accumulation

通過比較中介變量發(fā)揮作用的情況，可以發(fā)現(xiàn)專業(yè)化分工未能發(fā)揮中介作用，資本積累發(fā)揮的中介作用占比最高，技術進步次之。分析其產生的具體原因可知，目前大部分社會化服務主體存在經(jīng)營能力不足、服務功能較為單一、運行機制不健全等問題，且鄉(xiāng)村產業(yè)各環(huán)節(jié)之間缺乏有效的利益分配機制，限制了產業(yè)分工的深化，未能有效改善鄉(xiāng)村產業(yè)鏈條短、產業(yè)專業(yè)化和集中化程度低的局面。因此專業(yè)化分工未能充分發(fā)揮對鄉(xiāng)村產業(yè)的帶動作用。進一步分析可知，在實現(xiàn)鄉(xiāng)村產業(yè)振興過程中，涉及的基礎設施條件、物質要素豐裕程度以及經(jīng)營模式的變革和創(chuàng)新等均需要大量資金支持。此外，由于我國大部分區(qū)域鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展基礎薄弱，因此資金規(guī)模、流向及其能否提供穩(wěn)定的支持更是對產業(yè)可持續(xù)增收起到了關鍵性的作用。社會化服務組織自身的資本積累及其對社會資本的撬動作用不僅在鄉(xiāng)村產業(yè)培育初期提供了有力支持與引導，而且貫穿產業(yè)發(fā)展的各個階段。因次，資本積累在中介影響機制中發(fā)揮著主導作用。而技術進步促進鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展效率的提升、產業(yè)鏈延伸或產業(yè)間融合的過程需要較長的周期。這往往需要與良好、積極的政策環(huán)境相匹配，且需要集體、經(jīng)營組織以及農戶之間的充分配合，才能持續(xù)、穩(wěn)定地為鄉(xiāng)村產業(yè)振興提供動力。

3.6 穩(wěn)健性檢驗

本文通過三種方式檢驗農業(yè)社會化服務影響鄉(xiāng)村產業(yè)振興的實證分析結果。首先通過更換解釋變量的方式進行檢驗。農機服務是我國農業(yè)社會化服務的重要內容，農機總動力也是農業(yè)社會化服務水平的重要評價指標，選取單位面積農機總動力作為解釋變量進行回歸。其次更換被解釋變量，運用熵權TOPSIS法重新測算鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平再次進行回歸。最后，對所有變量進行1%和99%分位的縮尾處理。穩(wěn)健性檢驗結果表明，核心解釋變量與控制變量顯著性水平與原模型基本一致（表8），可見上文所得結論是穩(wěn)健的。

表8 基準回歸穩(wěn)健性檢驗結果Table 8 Robustness test results of baseline regression

同時，采用Bootstrap自助抽樣法檢驗農業(yè)社會化服務影響鄉(xiāng)村產業(yè)振興的中介效應。對現(xiàn)有研究樣本進行隨機重復抽樣，設定抽取1000次，代替SobelZ檢驗法對影響鄉(xiāng)村產業(yè)振興的三條路徑機制進行檢驗。根據(jù)Bootstrap方法“置信區(qū)間不包含零”的假設，檢驗結果表明，專業(yè)化分工的間接效應對應的95%的偏差校正置信區(qū)間包含0，因此中介效應不存在。技術進步與資本積累的間接效應系數(shù)為正，且對應的置信區(qū)間均不包含0，說明技術進步與資本積累的正向中介效應都顯著存在。前述中介效應模型回歸結果的穩(wěn)健性進一步得到驗證（表9）。

表9 中介效應穩(wěn)健性檢驗結果Table 9 Robustness test results of mediating effect

3.7 農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的異質性影響

農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響可能存在區(qū)域異質性。為深入闡明這一問題，本文將研究對象劃分為糧食主產區(qū)與非主產區(qū)、中西部區(qū)域與東部區(qū)域，并分別進行回歸分析。結果表明農業(yè)社會化服務水平顯著促進了糧食主產區(qū)鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平的提升，而對非主產區(qū)的影響不顯著（表10）。這主要是由于糧食主產區(qū)農業(yè)生產具有自然稟賦、生產規(guī)?；蜋C械化等方面的優(yōu)勢。其次，將研究對象分為東部和中西部區(qū)域。東部區(qū)域長期受益于地理位置和政策優(yōu)勢，鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展已步入正軌，并基本形成了專業(yè)化、現(xiàn)代化和多元化的固有態(tài)勢。同時，農業(yè)社會化服務水平也持續(xù)高于全國平均水平。因此東部區(qū)域鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平的提升將更多的依靠科技、優(yōu)質人力資本和生態(tài)環(huán)境的進一步改善，農業(yè)社會化服務對該區(qū)域影響不顯著。相比之下，中西部區(qū)域的鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平較低，更依賴農產品生產及上下游相關環(huán)節(jié)的帶動。這些區(qū)域的產業(yè)發(fā)展需求與農業(yè)社會化服務內容契合度較高。近年來，中西部區(qū)域農村勞動力流失嚴重，兼業(yè)化現(xiàn)象突出，勞動力成本不斷上升，在這種情況下，農業(yè)社會化服務通過發(fā)揮資本對勞動的替代效應，降低了產業(yè)發(fā)展成本，因此對產業(yè)振興拉動作用較為明顯。總體來看，農業(yè)社會化服務對農業(yè)及相關產業(yè)占比較高的區(qū)域影響更為顯著。這些研究結果對于進一步制定區(qū)域差異化的農業(yè)社會化服務政策具有指導作用。

表10 農業(yè)社會化服務水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平影響的區(qū)域異質性回歸結果Table 10 Regional heterogeneity regression results of the impact of agricultural socialized service on rural industry revitalization

根據(jù)前文構建的指標體系，分別進行農業(yè)社會化服務與鄉(xiāng)村產業(yè)振興五個維度的回歸分析。結果表明，農業(yè)社會化服務對農業(yè)綜合生產水平、產業(yè)現(xiàn)代化水平和產業(yè)增收帶動水平的影響是顯著的，但對產業(yè)綠色發(fā)展水平和產業(yè)融合發(fā)展水平的影響不顯著（表11）。具體原因如下：在農業(yè)綜合生產水平方面，農業(yè)社會化服務能夠提高綜合生產能力[45]，促進農民增收，這一結果與現(xiàn)有研究觀點一致。在產業(yè)現(xiàn)代化水平方面，近年來，我國農業(yè)社會化服務體系不斷完善，農業(yè)科技進步貢獻率不斷提升?，F(xiàn)代化生產設備和生產技術在農業(yè)及相關產業(yè)中得到廣泛應用，從而有效提升產業(yè)現(xiàn)代化水平。然而，在產業(yè)綠色發(fā)展水平方面，目前我國農業(yè)農村綠色轉型主要集中在農業(yè)投入品減量施用、資源可持續(xù)利用和生態(tài)環(huán)境治理等方面。鄉(xiāng)村綠色產業(yè)發(fā)展仍處于初級階段，綠色生產方式較為欠缺，普及程度較低，生態(tài)綠色資源開發(fā)程度與經(jīng)濟效益轉化率不高，綠色農產品品牌化建設仍有待加強。因此，農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)綠色發(fā)展水平的影響不顯著。在產業(yè)融合發(fā)展水平方面，目前社會化服務主體參與三產融合的帶動作用不強，仍停留在產品初加工階段，產業(yè)上下游之間缺乏有效銜接，融合的深度和廣度還有待加強。此外，利益聯(lián)結機制和融合模式還需要完善和創(chuàng)新。因此，農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)融合發(fā)展水平的影響仍有待進一步探索。

表11 農業(yè)社會化服務水平對鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平影響的分維度回歸結果Table 11 The fractal regression results of the impact of socialized agricultural service on rural industry revitalization

4 結論與建議

4.1 結論

1）當前我國鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平總體呈增長態(tài)勢，區(qū)域特征顯著。東部區(qū)域鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平高于中西部區(qū)域，中西部區(qū)域鄉(xiāng)村產業(yè)振興水平增速較快，未來發(fā)展?jié)摿^大。農業(yè)社會化服務水平的提高能夠有效帶動鄉(xiāng)村產業(yè)振興。

2）從作用機制來看，農業(yè)社會化服務通過帶動區(qū)域技術進步和提升資本積累程度，不僅引入了先進生產要素，夯實了產業(yè)振興的基礎，而且促進了鄉(xiāng)村產業(yè)綜合發(fā)展能力的提升。

3）農業(yè)社會化服務對更為依賴于農業(yè)及相關產業(yè)的中西部地區(qū)和糧食主產區(qū)的促進作用更為明顯，東部區(qū)域和非糧食主產區(qū)受其影響不明顯。

4）農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興不同維度的促進作用存在差異。其在農業(yè)綜合生產水平、產業(yè)現(xiàn)代化水平和產業(yè)增收帶動水平方面有顯著提升作用。但在推動產業(yè)綠色發(fā)展水平和產業(yè)融合發(fā)展水平方面的影響不顯著。

本研究從宏觀層面對鄉(xiāng)村產業(yè)振興及其影響因素進行了探討，系統(tǒng)分析了農業(yè)社會化服務與鄉(xiāng)村產業(yè)振興之間的關聯(lián)，豐富了鄉(xiāng)村產業(yè)領域的相關研究，為充分發(fā)揮農業(yè)社會化服務的資源整合優(yōu)勢，實現(xiàn)鄉(xiāng)村產業(yè)的進一步躍升提供了可供參考的經(jīng)驗證據(jù)。同時，本文僅采用普通面板模型對研究問題進行分析，隨著農業(yè)社會化服務范圍的拓展和區(qū)域間產業(yè)經(jīng)濟聯(lián)系的不斷增強，農業(yè)社會化服務對鄉(xiāng)村產業(yè)振興的影響可能存在空間溢出效應。此外，該過程中可能存在其他影響因素與機制也有待后續(xù)進一步研究。

4.2 建議

第一，因地制宜開展多種農業(yè)社會化服務，滿足產業(yè)振興需求。要準確定位鄉(xiāng)村的主導特色產業(yè)和發(fā)展方向，堅持走符合地域優(yōu)勢的特色創(chuàng)新發(fā)展道路，并鼓勵培育一批現(xiàn)代化、專業(yè)化的社會化服務經(jīng)營主體，通過新興的經(jīng)營手段引領生產，滿足農戶的需求，豐富農民參與產業(yè)發(fā)展的渠道，促進區(qū)域產業(yè)振興能力的提升。

第二，政府應積極構建多元化投入格局，通過投資基礎設施建設優(yōu)化產業(yè)發(fā)展外部環(huán)境。設立鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展基金，搭建企業(yè)融資平臺，引導工商資本有序投資鄉(xiāng)村產業(yè)，提升社會資本的參與度。這將有助于解決社會化服務主體在技術和資金方面的瓶頸問題，為鄉(xiāng)村產業(yè)振興服務的拓展與延伸提供資金保障，為產業(yè)振興提供持續(xù)動力。

第三，推進鄉(xiāng)村綠色循環(huán)生態(tài)產業(yè)的試點工作與示范區(qū)建設，加大產業(yè)綠色轉型力度。通過服務主體技術示范、宣傳培訓等方式提升農民綠色產品與服務的供給意愿。建立社會化服務主體與農戶、企業(yè)間的綠色生產成本與風險共擔機制，培育現(xiàn)代化綠色產業(yè)聯(lián)合體。政府也可以通過財政資金補貼、稅收優(yōu)惠等手段降低單一產業(yè)經(jīng)營主體采納綠色生產技術的成本，從而更好地推動鄉(xiāng)村產業(yè)的綠色振興。

第四，社會化服務主體應進一步完善內部運行機制，規(guī)范明確與農戶的利益聯(lián)結機制。提升帶動農戶向產業(yè)深層次融合發(fā)展的能力，將服務拓展至產業(yè)鏈的各個環(huán)節(jié)，發(fā)揮協(xié)同效應，提高產業(yè)鏈運營管理效率。探索建立服務經(jīng)營主體與小農戶之間契約型和股權型利益聯(lián)結機制，使農民能夠分享產業(yè)高附加值環(huán)節(jié)的收益。

綜上所述，通過因地制宜開展多種農業(yè)社會化服務、構建多元化投入格局、推進鄉(xiāng)村綠色循環(huán)生態(tài)產業(yè)發(fā)展、完善社會化服務主體的內部運行機制等政策措施，可以更好地促進鄉(xiāng)村產業(yè)振興，推動農業(yè)現(xiàn)代化與鄉(xiāng)村發(fā)展的轉型升級。