鐘 真，施臻韜，曹世祥

(中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包是指農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，綜合考慮家庭內(nèi)部和外部各種因素，以一定的價格將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的一個或多個環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移給種植能手、家庭農(nóng)場、生產(chǎn)合作社、農(nóng)業(yè)專業(yè)化服務(wù)公司等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)提供者，從而降低生產(chǎn)成本，實現(xiàn)最大化效用的過程，是以專業(yè)化分工實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要方式[1-3]。作為專業(yè)化分工在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中特有的運用方式，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包是推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的現(xiàn)實選擇和推進小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機銜接的重大戰(zhàn)略支撐，這在近年來的農(nóng)業(yè)政策中得到了充分體現(xiàn)。自2017年中央一號文件提出要“大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和服務(wù)主體……加快發(fā)展土地流轉(zhuǎn)型、服務(wù)帶動型等多種形式的規(guī)模經(jīng)營”以來，每年中央一號文件均有對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包進行部署。2020年中央一號文件提出要“通過訂單農(nóng)業(yè)、入股分紅、托管服務(wù)等方式，將小農(nóng)戶融入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈”?？梢?，國家已經(jīng)為發(fā)展以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包為主的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)提供了堅實的制度保障。

目前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的實踐機制和作用結(jié)果已經(jīng)逐漸引起學(xué)者的重視，主要集中在內(nèi)涵、效果、影響因素以及發(fā)展方向四個方面[4-9]。在宏觀層面，政策調(diào)整是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包發(fā)展的重要原因，產(chǎn)業(yè)本身的發(fā)展程度是吸引農(nóng)戶參與的主要因素[10]。社會化服務(wù)能夠優(yōu)化資源配置、改善專業(yè)分工機制、改善農(nóng)戶福利[9]，因此其從勞動密集型環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)向技術(shù)密集型環(huán)節(jié)，再到全環(huán)節(jié)，是中國農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營的必經(jīng)之路[5]。土地流轉(zhuǎn)作為另一種小農(nóng)戶實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化的手段，同樣會對農(nóng)民參與社會化服務(wù)的過程產(chǎn)生影響。土地確權(quán)通過明晰和細(xì)分土地經(jīng)營權(quán)促進了農(nóng)戶選擇生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，土地流轉(zhuǎn)對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包需求具有積極影響[11]。此外，一些學(xué)者研究了服務(wù)市場發(fā)育水平對外包行為的影響，外包市場的進入門檻限制了服務(wù)主體的市場占有率和服務(wù)有效半徑，從而導(dǎo)致單個服務(wù)主體服務(wù)規(guī)模有限，阻礙了生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的進一步發(fā)展[12]。也有學(xué)者分析得出交易成本的降低是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的經(jīng)濟合理性之重要所在[13]。在微觀層面，學(xué)者更多從農(nóng)戶的資源稟賦、經(jīng)營特征層面討論了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包意愿和行為的影響因素。承包地經(jīng)營面積過小的土地資源條件是農(nóng)戶產(chǎn)生外包需求的根本原因[14]，土地細(xì)碎化程度與生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[15]。棘輪效應(yīng)和信息不對稱是促使農(nóng)戶采納外包混合治理策略的因素[6]，農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機會成本和農(nóng)戶與接包方存在的生產(chǎn)率差距是影響生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的重要原因[16]，外包能夠較好地克服農(nóng)忙時節(jié)勞動力短缺的困境，提高專業(yè)生產(chǎn)效率，降低初始投資成本[17-18]；物質(zhì)資產(chǎn)和地理資產(chǎn)專用性、風(fēng)險性抑制了各環(huán)節(jié)外包，而規(guī)模性和人力資產(chǎn)專用性促進了勞動密集型環(huán)節(jié)的外包[19]；少數(shù)學(xué)者討論了農(nóng)戶特征對外包行為的影響，在低強度勞動環(huán)節(jié)，老齡化降低了外包概率，在高強度勞動環(huán)節(jié)，老齡化增加了外包概率[20]，農(nóng)戶對于外包易用性和有效性認(rèn)知越高，選擇外包的可能性越大[21]。

綜合來看，現(xiàn)有的很多研究仍停留在是否參與外包和如何促進外包上。但是，現(xiàn)階段農(nóng)戶的突出矛盾在于農(nóng)戶對于生產(chǎn)環(huán)節(jié)實際參與程度與其主觀意愿的匹配問題。在實踐中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的主觀意愿和客觀實際的差異如何？如何將其量化為具體的指標(biāo)？造成這種全環(huán)節(jié)差異的原因是什么？怎樣看待并解決這種差異？以往研究者在討論農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包時僅關(guān)注到了主觀意愿或客觀行為某一方面，很少研究者關(guān)注造成這種主客觀差異的原因，或者只在單環(huán)節(jié)考察了這種差異是否一致[22]，卻缺乏從小農(nóng)戶外包的全環(huán)節(jié)角度考察主客觀匹配的程度和相對應(yīng)的原因。基于此，本文選取小麥作為代表農(nóng)作物，利用課題組于2019年8月在山東省臨沂市實地調(diào)研所收集到的數(shù)據(jù)，基于截尾回歸模型對造成農(nóng)戶采納農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包主觀意愿和客觀差異的原因進行深入探討。

一、理論分析

有關(guān)外包采納意愿或行為的影響因素的討論較為豐富，但是中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實際已經(jīng)發(fā)生了不同于這些研究假設(shè)的變化：相當(dāng)一部分農(nóng)戶在小麥種植過程中已經(jīng)將至少一個環(huán)節(jié)外包給了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)主體。換言之，很多小麥產(chǎn)區(qū)現(xiàn)階段農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包已經(jīng)不是是否參與的問題，而是參與程度的高低問題，是參與環(huán)節(jié)是否符合農(nóng)戶意愿的問題。在耕種收這些傳統(tǒng)的服務(wù)環(huán)節(jié)，大部分小農(nóng)戶被迫卷入大社會化服務(wù)的浪潮中，而小農(nóng)戶在其他環(huán)節(jié)的需求，日益強烈卻缺乏主體供給。這種單環(huán)節(jié)的不平衡，反映在個體上，就成為小農(nóng)戶主客觀差異的原因。

1.單環(huán)節(jié)主客觀差異

小農(nóng)戶對某一環(huán)節(jié)的外包需求出自其對自身所得利益的考量，即對自己耕種和購買外包服務(wù)的經(jīng)濟效益的權(quán)衡。假定農(nóng)戶只種植小麥這一種作物，那么農(nóng)戶自種和外包的收益為：

Rs=pwqs-cs-c*

(1)

Ro=pwqo-co-c*

(2)

假設(shè)小麥價格pw在自耕和外包兩種情況下是相同且固定的，qs為自己生產(chǎn)時的小麥產(chǎn)量，cs為自己生產(chǎn)所耗費的購置器械以及時間成本，qo為采用外包服務(wù)所得到的小麥產(chǎn)量，co為購買外包服務(wù)所花費的成本，c*為其他輔助花費。只有當(dāng)Rs小于Ro即自種收益小于外包收益時，才會產(chǎn)生外包需求。

由于小麥價格和其他輔助花費不變，可以將小農(nóng)戶的外包需求用下式描述：

Db=d(qm,co,cs)

(3)

農(nóng)戶的外包需求Db與外包和自種的小麥產(chǎn)量差異qm，自種單位成本cs以及購買外包服務(wù)的單位成本co有關(guān)。產(chǎn)量差異qm為正且差值越大，自種成本cb越高，購買外包服務(wù)價格越低，對外包服務(wù)的需求量越大。產(chǎn)量差異qm與種植小麥過程中選擇外包的環(huán)節(jié)和外包服務(wù)提供者提供的服務(wù)質(zhì)量有關(guān)，兩個因素與qm呈正向的關(guān)系。

此外，對于購買外包服務(wù)的成本co，即外包價格而言，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)主體的數(shù)量z和土地稟賦T是較為重要的影響因素。當(dāng)市場中提供外包服務(wù)的社會化服務(wù)主體較多時，面對一定的市場需求，競爭會促使其降低交易價格、提高服務(wù)質(zhì)量，反之則會使價格處于較高的水平，因而與成本是負(fù)相關(guān)關(guān)系。

從主體數(shù)量和土地稟賦兩個角度來刻畫購買成本：

co=f(z,T)

(4)

公式(4)中土地稟賦T受到土地面積g、細(xì)碎化程度n以及土地流轉(zhuǎn)市場情況r影響，用公式(5)來刻畫如下：

T=t(g,n,r)

(5)

結(jié)合調(diào)研情況，隨著小農(nóng)戶擁有的耕地面積的增大，外包作業(yè)的難度和成本呈現(xiàn)出降低趨勢，購買外包服務(wù)的價格將會越低。同樣地，土地細(xì)碎化程度越高，作業(yè)難度會上升，外包價格將會相應(yīng)上升。由于中國的土地政策，小農(nóng)戶之間分配的土地往往肥沃程度相當(dāng)，因此此處假設(shè)土地肥沃程度為固定常量。

將成本從以上角度重新表示為：

co=f(z,g,n,r)

(6)

理論上，做出一種選擇的同時不僅有其花費的顯性成本，同時還有一定的機會成本。對于小農(nóng)戶而言，當(dāng)其選擇自己耕種而非購買外包服務(wù)時，就意味著其放棄了相同時間可以獲得的非農(nóng)收入。非農(nóng)收入與工薪呈正相關(guān)關(guān)系，因此可將自種單位成本cs進一步表達為由自種需要投入的農(nóng)用物資花費ce和平均薪資h決定：

cs=u(ce,h)

(7)

此時，小農(nóng)戶選擇生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的需求可以表達成：

Db=d(qm,z,g,n,r,ce,h)

(8)

但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包提供者的供給只需考慮自身的成本收益，可以用下式表示：

Sos=s(pos,cos)

(9)

其中pos代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)的價格，其等于小農(nóng)戶購買單位服務(wù)的成本co。

pos=co=f(z,g,n,r)

(10)

于是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的供給函數(shù)可以表達為：

Sos=s(z,g,n,r,cos)

(11)

可見，如果由于部分外生變量，譬如當(dāng)?shù)赝恋卣邔?dǎo)致土地過于細(xì)碎，供給量Sos就有可能小于農(nóng)戶的需求量Db，對于這一部分農(nóng)戶而言，該環(huán)節(jié)就會產(chǎn)生主客觀差異Dj，j代表該環(huán)節(jié)。

2.多環(huán)節(jié)主客觀差異

對于單個小農(nóng)戶i而言，其在不同環(huán)節(jié)處于不同的市場，有些環(huán)節(jié)由于以上分析產(chǎn)生了該小農(nóng)戶主客觀差異Dj，有些環(huán)節(jié)則沒有產(chǎn)生主客觀差異，這些單環(huán)節(jié)主客觀差異加總即可得小農(nóng)戶i的多環(huán)節(jié)總體主客觀差異。

Di=d(D1,D2……,Dj)

(12)

其中關(guān)鍵在于函數(shù)形式d和單個環(huán)節(jié)差異程度Dj的衡量。為簡單分析，本文將單個環(huán)節(jié)的差異程度定義為1，即是否外包，而函數(shù)形式設(shè)定為加總的線性形式。

以上為小農(nóng)戶有充足的預(yù)算約束并完全理性的情況下對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的選擇。但是現(xiàn)實中小農(nóng)戶會因為種種原因而產(chǎn)生不完全符合理性經(jīng)濟人條件下的外包需求意愿，且農(nóng)戶的物質(zhì)基礎(chǔ)會對其意愿向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化產(chǎn)生一定的影響。因此該刻畫未必完全符合現(xiàn)實，但是對于從理論上理解小農(nóng)戶主客觀差異產(chǎn)生的原因提供了一種思考。

此外，對于小農(nóng)戶非理性選擇影響的重要因素是政府的政策宣傳。本文用政策宣傳環(huán)境作為刻畫影響農(nóng)戶觀念形成的外部信息環(huán)境的主要維度，以農(nóng)戶自身受教育水平為小農(nóng)戶需求向?qū)嶋H行為轉(zhuǎn)化的重要因素。由于小農(nóng)戶在面臨外包服務(wù)抉擇的同時也面臨著其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的抉擇，因而我們將政策宣傳環(huán)境細(xì)分為兩種不同政策維度：對土地流轉(zhuǎn)的政策宣傳和對社會化服務(wù)的政策宣傳。

二、 變量、數(shù)據(jù)與模型

1.因變量處理

本文研究的對象為農(nóng)戶的主客觀差異，首先需要定義農(nóng)戶意愿外包程度和實際外包程度，進一步定義農(nóng)戶的主客觀差異。自變量方面，社會化服務(wù)環(huán)境用主體數(shù)量、宣傳數(shù)量和了解程度表示；土地流轉(zhuǎn)環(huán)境用農(nóng)戶參與、宣傳數(shù)量和了解程度表示；農(nóng)戶稟賦用其接受的農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)次數(shù)、知識水平、自有機械數(shù)量、土地的細(xì)碎化程度和總面積來表示。

實際中，農(nóng)戶對于生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的采納，往往是將某一環(huán)節(jié)或某幾個環(huán)節(jié)外包出去，而土地托管則可以視為將種植全環(huán)節(jié)外包。本文僅考慮農(nóng)戶種植小麥這一種情況，將小麥的種植過程分為8個環(huán)節(jié)：耕地、播種、植保、灌溉、施肥、收割、干燥、儲存。農(nóng)戶的實際外包程度可以由每個環(huán)節(jié)實際是否外包加權(quán)平均得到，如下：

(13)

類似地，農(nóng)戶的意愿外包程度可以定義為如下：

(14)

式(14)中，AOi代表某個農(nóng)戶的意愿外包程度，是[0,1]之間的連續(xù)型數(shù)值變量；oij是農(nóng)民是否希望在某個環(huán)節(jié)采用生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，是取值為0或1的類別變量，i代表第i個農(nóng)戶,j代表第j個環(huán)節(jié)。

意愿外包程度和實際外包程度的相減，得到主客觀外包程度差異，如下：

(15)

式(15)中，Di表示主客觀外包程度差異，是[-1,1]之間的連續(xù)型數(shù)值變量。Di為正表示農(nóng)戶意愿外包程度大于實際外包程度，農(nóng)戶的外包需求得不到滿足，且數(shù)值越大表示差異越大；Di為0代表農(nóng)戶實際外包程度和意愿外包程度相等，即農(nóng)戶的外包需求剛好得到滿足；Di為負(fù)代表意愿外包程度小于實際外包程度，且數(shù)值絕對值越大代表差異越大。

本文研究造成農(nóng)戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包程度的主客觀差異的原因，選擇主客觀外包程度差異Di作為因變量，選擇農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)發(fā)展?fàn)顩r、土地流轉(zhuǎn)發(fā)展?fàn)顩r、農(nóng)戶的自身稟賦作為自變量。

2.模型選擇

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的主客觀差異，更多地表現(xiàn)為主觀外包意愿大于客觀實際外包程度，而客觀實際外包程度大于主觀意愿的情況較少。從回歸的角度而言，此時實際的回歸擬合線會高于某一截斷線(1)調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，Di的最小值為-0.53，意味著我們抽樣的地區(qū)是缺少[-1,-0.53)這個區(qū)間的樣本農(nóng)戶的。(主客觀外包程度差異值的最低點)，而偏離真實的回歸擬合線?；诖耍疚牟捎媒匚不貧w模型進行修正，估計的方法采取最大似然估計而非最小二乘法。本文建立的截尾回歸模型如下：

D=Xβ+ε，εi|Xi～N(0,σ2) (Di,Xi)only observed ifDi≥Ci

(16)

模型的最大似然估計函數(shù)為：

log[L(β,σ2)]=∑log [g(Di|Xi,Ci)]

(17)

(18)

其中，i代表第i個農(nóng)戶,βj代表j變量的系數(shù)，英文字母代表具體變量，ε代表隨機擾動項，經(jīng)過殘差檢驗符合獨立隨機的假定,Xi代表一個樣本農(nóng)戶的所有自變量取值，σ2代表隨機擾動項的方差,Ci代表截斷線即Di的最小值。

3.數(shù)據(jù)來源

本文選擇山東省臨沂市作為調(diào)研地。臨沂市是山東省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大市與小麥種植主產(chǎn)區(qū)，同時也是全國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)、土地流轉(zhuǎn)和供銷社系統(tǒng)改革試點地區(qū)。在縣級層面，本文綜合考慮各區(qū)縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況，選擇費縣、沂南縣、臨沭縣作為調(diào)研區(qū)縣，縣以下調(diào)研地通過多階段隨機抽樣的方法進行選擇，最終收集到了203份問卷，其中有效問卷201份，問卷有效率99%。雖然筆者所在的調(diào)研小組在調(diào)研時盡可能多收集樣本，但是礙于調(diào)研時間、調(diào)研成本等限制，本文收集的問卷數(shù)量較少。為了解決樣本量過少的問題，本文通過自助法(bootstrap)進行200次模擬重新驗證回歸系數(shù)。同時在穩(wěn)健性檢驗中利用適用于小樣本的PLS估計方式進行穩(wěn)健性檢驗。

本文計算所得的以縣為單位的實際外包程度均值、意愿外包程度均值和主客觀外包程度差異均值如表1。同時對于該差異做t檢驗，P值為0.0821，在0.1顯著性水平下顯著。說明各縣的小農(nóng)戶的意愿外包程度與實際外包程度差異在統(tǒng)計上具有顯著的差異。由表可知，樣本總體的意愿外包程度均值為0.51，即農(nóng)戶實際上希望將小麥種植中一半的環(huán)節(jié)都外包。但是樣本農(nóng)戶的實際外包程度均值為0.29，即實際上農(nóng)戶只將大約1/3的環(huán)節(jié)外包出去，調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)相當(dāng)一部分農(nóng)戶只將耕、種、收三個環(huán)節(jié)外包出去。樣本總體主客觀差異的均值為0.21，意味著大多數(shù)農(nóng)戶都面臨著外包需求無法滿足的問題，且供需差距較大。從區(qū)域上看，沂南縣和臨沭縣差距較小，而費縣農(nóng)民的意愿外包程度僅為0.29，主客觀差異也縮小為0.07，這與費縣地處山地、外包不易開展有關(guān)。

表1 描述性統(tǒng)計

從表1其他變量來看，各縣的社會化服務(wù)和土地流轉(zhuǎn)狀況具有很大差異。從社會化服務(wù)方面看，農(nóng)戶接觸的社會化服務(wù)主體數(shù)量均值為0.25，接受社會化服務(wù)宣傳的農(nóng)戶占比僅為20%，農(nóng)戶對于生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的了解程度均值為0.25，由此可以知道盡管山東臨沂地區(qū)的社會化服務(wù)市場已經(jīng)形成了一定規(guī)模，但農(nóng)戶本身對于社會化服務(wù)的認(rèn)知十分有限。從農(nóng)戶自身稟賦看，農(nóng)戶的知識水平均值僅為1.76，而農(nóng)戶每年接受農(nóng)業(yè)技術(shù)指導(dǎo)的次數(shù)均值也僅為0.99。說明大部分農(nóng)戶的知識水平偏低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主要依靠經(jīng)驗。農(nóng)戶自有農(nóng)業(yè)機械數(shù)量均值為1.27，農(nóng)戶土地細(xì)碎化程度均值為5.09；土地面積均值為1.02。說明大多數(shù)農(nóng)戶土地面積小，土地細(xì)碎化程度高，又缺乏機械。從土地流轉(zhuǎn)方面看，接受土地流轉(zhuǎn)宣傳農(nóng)戶的占比約為50%，參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶約為51%，農(nóng)戶對于土地流轉(zhuǎn)的了解程度均值為0.36。由此可以看出，相比于社會化服務(wù)，土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展情況更好。

三、結(jié)果與分析

1.模型估計結(jié)果

小麥種植戶生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的主客觀差異模型估計結(jié)果如表2。由于使用的是最大似然估計，因此使用似然比統(tǒng)計量進行檢驗。約束模型的最大似然值為-113.164，無約束模型的是最大似然值為-92.714。卡方值為40.9，P值在1‰水平上顯著。因此可以認(rèn)為模型是顯著的。此外模型的偽R2值為0.1807，在社會科學(xué)范疇可以接受。表2中截斷回歸一列代表截斷回歸系數(shù)估計結(jié)果，自助法一列代表以樣本為總體重新進行模擬得到的系數(shù)。從表中可以看出，截斷回歸系數(shù)與自助法模擬出來的系數(shù)方向和大小差別不大，原回歸結(jié)果是足夠精確和穩(wěn)健的，原201個樣本得到的回歸系數(shù)可以用于分析。

表2 截斷回歸估計結(jié)果和自助法模擬

2.回歸結(jié)果分析

由于對于意愿大于客觀外包程度的農(nóng)戶和客觀大于意愿外包程度的農(nóng)戶而言，系數(shù)的方向?qū)τ谥骺陀^差異的作用是相反的，因此對兩類農(nóng)戶分開分析，前者稱之為意愿溢出農(nóng)戶，后者稱之為被迫外包農(nóng)戶。

(1)社會化服務(wù)因素。第一，社會化服務(wù)宣傳狀況對主客觀差異產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。這意味著對于需求溢出的農(nóng)戶而言，更多社會化服務(wù)宣傳會縮小意愿與實際行為的差距，而對于被迫外包農(nóng)戶則會擴大。這是由于社會服務(wù)宣傳程度越高，意味需求溢出農(nóng)民對于不同環(huán)節(jié)社會化服務(wù)的成本收益就越有更充分的認(rèn)識，而這種認(rèn)識就會逐漸轉(zhuǎn)化為對有收益環(huán)節(jié)的采納行為和對其他環(huán)節(jié)的拒絕行為，最終促進意愿與實際的匹配。同時，宣傳意味著地方政府對于社會化服務(wù)的重視和大力推廣，對于被迫外包的農(nóng)戶而言，“被迫”外包狀況的加重也就不足為奇了。第二，生產(chǎn)服務(wù)主體數(shù)量對主客觀差異產(chǎn)生顯著的正向影響。這意味著該要素增加會使需求溢出的農(nóng)戶擴大意愿與實際行為的差距，被迫外包農(nóng)戶縮小差距。這是由單環(huán)節(jié)主客觀差異和多環(huán)節(jié)主客觀差異的關(guān)系決定的。在小麥產(chǎn)業(yè)中，耕地、播種和收割三個環(huán)節(jié)的外包相當(dāng)普遍，在這幾個單環(huán)節(jié)存在一定的市場飽和甚至過剩，而社會化服務(wù)主體的增加也集中在這三個環(huán)節(jié)，而在外包意愿較為強烈的其他環(huán)節(jié)(如植保)，提供這種服務(wù)的主體很少，擴大化的外包需求難以得到滿足，總體多環(huán)節(jié)的主客觀差異反而擴大。綜合來說，社會化服務(wù)主體提供的服務(wù)較為單一且同質(zhì)化相對嚴(yán)重(集中于耕種收)的狀況，使得需求溢出的多樣化需求難以得到滿足，而被迫外包農(nóng)戶卻能夠受益于激烈競爭帶來的低價等優(yōu)惠，促使其意愿提高。第三，農(nóng)戶對于社會服務(wù)政策的了解程度產(chǎn)生顯著的正向影響。這看似產(chǎn)生了與社會化服務(wù)宣傳相互矛盾的結(jié)論。但實際上農(nóng)戶越了解社會化服務(wù)其外包的意愿會越高，但是實際的供給也就是擴大化的可外包環(huán)節(jié)卻無法滿足，從而導(dǎo)致差距的擴大。對于一些被迫外包的農(nóng)戶而言，由于部分環(huán)節(jié)競爭帶來的買方市場，使得本來不愿意外包環(huán)節(jié)的意愿會有所提高，從而縮小了兩者的差距。這和社會化服務(wù)主體數(shù)量增加的作用機制類似。

(2)農(nóng)戶稟賦因素。第一，農(nóng)戶接受指導(dǎo)的次數(shù)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，說明其對意愿溢出農(nóng)戶會縮小主客觀差距，而對于被迫外包農(nóng)戶則會擴大。農(nóng)戶接受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的培訓(xùn)與指導(dǎo)，可以幫助其了解農(nóng)業(yè)技術(shù)、政策知識，獲取農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息，從而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包有著相對客觀理性的認(rèn)識。這就會促進小農(nóng)戶將外包的意愿轉(zhuǎn)化為實際行動。對于“被迫”外包的農(nóng)戶，生產(chǎn)效率往往依賴于外部專業(yè)化水平的提升，在自己不擅長的領(lǐng)域被迫外包的情況就更加顯著。第二，農(nóng)戶的知識水平同樣產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。對于需求溢出農(nóng)戶而言，高知識水平意味著其更加了解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的客觀規(guī)律，也更能準(zhǔn)確認(rèn)識社會化服務(wù)的市場信息與績效水平，往往會選擇已經(jīng)成熟并且效率較高的環(huán)節(jié)進行外包，在對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的認(rèn)識和采納行為上都更加理性，從而意愿和實際的差距較小。第三，農(nóng)戶自有機械數(shù)量變量并不顯著。這實際上可能與小農(nóng)戶的特性有關(guān)。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，調(diào)研地的大多數(shù)農(nóng)戶只有一臺手扶拖拉機，而從全國來看這種低水平均衡的情況也比較普遍，因此從統(tǒng)計上來看和因變量的相關(guān)系數(shù)就很低了，從而很難從回歸的方式來發(fā)現(xiàn)其與社會化服務(wù)主客觀差異之間的關(guān)系。第四，農(nóng)戶土地細(xì)碎化程度產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，說明對于意愿溢出農(nóng)戶而言，其縮小了意愿和實際的差異，而“被迫”外包農(nóng)戶則相反。本文采用土地種植面積與地塊數(shù)的比值衡量土地細(xì)碎化程度，數(shù)值越大意味著小農(nóng)戶所掌握的單個地塊面積更大，同時也意味著開展規(guī)?；?、專業(yè)化生產(chǎn)的阻礙越小。這種情況恰恰有利于前者將未外包的環(huán)節(jié)外包，而不利于后者退出已外包的環(huán)節(jié)。第五，農(nóng)戶耕地面積產(chǎn)生了正向影響，意味著對于意愿溢出農(nóng)戶而言，越大的耕地面積越不容易將土地外包，反而會擴大主客觀差異。但該結(jié)論實際上是基于調(diào)查對象絕大多數(shù)是經(jīng)營面積較小的農(nóng)戶而言的。小農(nóng)戶耕地面積增加程度小，但是土地的地塊數(shù)增加的多，耕地面積的增加幅度小于地塊數(shù)的增加速度，因此耕地面積的增加在很大程度上造成了土壤細(xì)碎化的情況更加嚴(yán)重。因此，農(nóng)戶的耕地面積增大會阻礙其他環(huán)節(jié)的外包，被迫外包的農(nóng)戶同樣會減少其不愿意外包環(huán)節(jié)的外包。

(3)土地流轉(zhuǎn)因素。第一，土地流轉(zhuǎn)宣傳的系數(shù)與社會化服務(wù)宣傳的系數(shù)方向剛好相反。土地流轉(zhuǎn)在很大程度上作為社會化服務(wù)的替代品角色存在。土地流轉(zhuǎn)宣傳程度高，意味著該地政策實踐中偏向于土地流轉(zhuǎn)而非社會化服務(wù)，這在很大程度上會影響社會化服務(wù)的供給，同時會提高農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的參與程度。對于需求本就得不到滿足的農(nóng)戶而言，不論是流入還是流出土地的農(nóng)戶，土地流轉(zhuǎn)的同時往往意味著需要更多的機械化投入或者專業(yè)服務(wù)，在社會化服務(wù)水平未發(fā)生顯著提升的情況下，這顯然會加劇意愿與實際的差距。而對于被迫外包的農(nóng)戶而言，選擇土地流轉(zhuǎn)卻剛好是一種緩解困境的方式。第二，農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)與對土地流轉(zhuǎn)的了解程度這兩個變量在模型中并不顯著。但是此處的土地流轉(zhuǎn)在納入模型時僅采取是否參與土地流轉(zhuǎn)，與實際中有流入，有流出的復(fù)雜情況不同，因此在此處的可信度就比較低，呈現(xiàn)不顯著也就可以理解。此外，考慮到土地流轉(zhuǎn)與社會化服務(wù)兩者可能存在相互作用，還檢驗了兩者的交互作用，但是并未呈現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性，可以認(rèn)為兩者對于社會化服務(wù)的主客觀差異不存在聯(lián)合的交互效應(yīng)。

因此，綜合回歸結(jié)果，結(jié)合調(diào)研實際，現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包發(fā)展困境的根源為小農(nóng)戶存在的嚴(yán)重信息不對稱、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包的供給需求矛盾問題，以及農(nóng)戶的自身稟賦條件差異。嚴(yán)重的信息不對稱集中體現(xiàn)在對農(nóng)業(yè)技術(shù)、農(nóng)業(yè)政策(包括土地流轉(zhuǎn)政策和社會化服務(wù)政策)兩大方面。小農(nóng)戶與小農(nóng)戶之間、小農(nóng)戶與社會化服務(wù)提供主體之間存在著嚴(yán)重的信息不對等，大多數(shù)小農(nóng)戶處于劣勢地位，無法對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包做出理性的評價和選擇。而社會化服務(wù)的供給需求矛盾主要體現(xiàn)在服務(wù)供給類型的嚴(yán)重同質(zhì)化，即外包服務(wù)集中在耕地、播種、收割三大環(huán)節(jié)，而其他環(huán)節(jié)的外包服務(wù)(如植保、灌溉)發(fā)展緩慢。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)供給呈現(xiàn)出部分環(huán)節(jié)飽和甚至相對過剩，而部分環(huán)節(jié)資源稀缺的供需矛盾。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證模型的穩(wěn)健性，本文采用適用于小樣本估計的PLS回歸和不同估計方式的有序多分類Logistic回歸對已有結(jié)果進行檢驗。導(dǎo)致模型不穩(wěn)健的因素主要有三個：變量數(shù)目，樣本數(shù)目和標(biāo)準(zhǔn)誤的計算方法。其中前兩者都能夠通過PLS回歸(變量數(shù)目)和自助法(樣本數(shù)目)得到驗證，而通過有序多分類Logistic回歸(不同的標(biāo)準(zhǔn)誤計算方法)實現(xiàn)對于標(biāo)準(zhǔn)誤即顯著性的檢驗。

回歸結(jié)果如表3所示(2)將本文的因變量類別化為類別變量Li，賦值方式為：從[-1,1]每隔0.25的區(qū)間作為一個類別，區(qū)間左閉右開，0單獨作為一類，賦值從小到大賦值為-4，-3，-2，-1，0，1，2，3，4。。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

適用于小樣本估計的PLS回歸系數(shù)與原回歸系數(shù)大小方向相同，變量選擇與原模型相同，有序多分類Logistic回歸的偏效應(yīng)與原回歸系數(shù)進行比較，原模型的顯著變量除對社會化服務(wù)的了解程度和土地細(xì)碎化程度輕微不顯著外，其他變量仍然顯著，且不同回歸前后回歸系數(shù)的方向并未改變。這表明原回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

此外，考慮模型的內(nèi)生性問題。其中社會化服務(wù)主體的數(shù)量是最有可能出現(xiàn)內(nèi)生性問題的。但是，農(nóng)戶個體主客觀差異如果想要被社會化服務(wù)主體發(fā)現(xiàn)，并獲得其服務(wù)，需要較強的信息傳遞機制和較為發(fā)達的農(nóng)村市場，這在中國農(nóng)村很難具備。同時將各村的社會化服務(wù)主體數(shù)量和農(nóng)戶主客觀差異做統(tǒng)計上的相關(guān)性檢驗，假定雙側(cè)分布，t值為0.4942,P值為0.6217，證明兩者關(guān)系不大，也就是區(qū)域主體數(shù)量和小農(nóng)戶個體主客觀差異關(guān)系沒有統(tǒng)計上的顯著性。因此模型內(nèi)生性問題在此處不大，不進行處理可以接受。

綜合以上分析，不同農(nóng)戶的主客觀差異受到社會化服務(wù)、自身稟賦、土地流轉(zhuǎn)三方面因素的影響，如表4。

表4 自變量對不同農(nóng)戶主客觀差異作用的影響

五、結(jié)論與建議

本文探討了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包產(chǎn)生主客觀差異的現(xiàn)狀和原因，得出以下結(jié)論：第一，農(nóng)戶采納生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包存在著較大的主客觀差異，大部分農(nóng)戶的外包意愿得不到有效的滿足，小部分農(nóng)戶還面臨著“被迫”外包的窘境。第二，社會化服務(wù)的主體數(shù)量、政策宣傳和農(nóng)戶認(rèn)知均會顯著影響主客觀差異，社會化服務(wù)主體在耕種收環(huán)節(jié)的集中增加和農(nóng)戶對于其他環(huán)節(jié)的認(rèn)知反而加劇了供給需求在耕種收以外環(huán)節(jié)的不匹配，以推廣為目標(biāo)的宣傳會造成農(nóng)戶與相關(guān)主體的信息不對稱進而會導(dǎo)致農(nóng)戶對于外包環(huán)節(jié)的主觀評價偏離實際。第三，土地流轉(zhuǎn)環(huán)境因素中僅土地流轉(zhuǎn)宣傳對于農(nóng)戶的主客觀差異有顯著影響，說明土地流轉(zhuǎn)雖然作為另一種實現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機銜接的方式，但是就社會化服務(wù)的主客觀差異來說并沒有太大的作用。第四，農(nóng)戶自身稟賦也是影響主客觀差異的重要因素，集中體現(xiàn)在農(nóng)戶接受到的農(nóng)業(yè)技術(shù)和其總體知識水平造成的主觀評價能力差異。

解決現(xiàn)階段以生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包為代表的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)發(fā)展的困境，應(yīng)當(dāng)著重從以下方面入手。第一，當(dāng)前社會化服務(wù)推進工作應(yīng)當(dāng)關(guān)注小農(nóng)戶意愿與實際的匹配，而不單單關(guān)注服務(wù)規(guī)模的擴大。第二，當(dāng)前外包主體應(yīng)當(dāng)注意服務(wù)的廣度而非深度，更好匹配農(nóng)戶需求；政府應(yīng)當(dāng)以更優(yōu)惠的發(fā)展政策、更充足的資金支持、更便捷的審批手續(xù)鼓勵農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)主體參與到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中。第三，政府要解決社會化服務(wù)的主客觀差異問題，應(yīng)當(dāng)更加關(guān)注社會化服務(wù)本身的供需問題，將土地流轉(zhuǎn)政策作為輔助。第四，政府應(yīng)當(dāng)采取更加積極有效的宣傳措施，充分利用農(nóng)民能夠接受的表達方式，進一步提高農(nóng)民對于新興農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的了解，解決小農(nóng)戶與社會化服務(wù)主體之間的信息不對稱，增加小農(nóng)戶主觀評價的能力。