李忠旭，莊 健

（沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧沈陽110015）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

在人多地少且小農(nóng)家庭經(jīng)營(yíng)方式長(zhǎng)期存在的基本國(guó)情下，如何實(shí)現(xiàn)小農(nóng)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有機(jī)銜接是當(dāng)前我國(guó)亟需解決的問題。黨的十九大報(bào)告提出“健全農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)體系，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接”。農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)作為農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的重要組成部分，近幾年來發(fā)展迅速。據(jù)宏觀數(shù)據(jù)顯示，2010—2019 年，全國(guó)持有農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力9.28 億千瓦增加到10.28 億千瓦①數(shù)據(jù)來源：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；以3 種主要糧食作物為例，2010—2018年，農(nóng)機(jī)服務(wù)支出從1 274.1元/公頃增長(zhǎng)到2 232.15元/公頃②數(shù)據(jù)來源：《全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品成本收益匯編》。由此可見，農(nóng)業(yè)機(jī)械化已成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程中的必然趨勢(shì)。然而，由于我國(guó)農(nóng)業(yè)基本格局依然是以小農(nóng)為主，經(jīng)營(yíng)規(guī)模小的農(nóng)戶購(gòu)買農(nóng)機(jī)存在農(nóng)機(jī)利用效率低、規(guī)模不經(jīng)濟(jì)等問題。因此，購(gòu)買農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)成為大多數(shù)小農(nóng)的首選，是解決家庭分散經(jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)機(jī)械化和規(guī)?；艿挠行侄?。

目前學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響因素分析主要集中在兩方面。一是勞動(dòng)力特征對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的影響，主要包括勞動(dòng)力的結(jié)構(gòu)、數(shù)量和質(zhì)量。紀(jì)月清等［1］研究表明，在農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)背景下，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力偏向老齡化和女性化的勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)特征是影響農(nóng)戶采用農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的主要因素。曾雅婷等［2］通過對(duì)豫魯冀三省農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力質(zhì)量以及非農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量均與農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納率具有正相關(guān)關(guān)系，而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量負(fù)向影響農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)購(gòu)買行為。二是耕地稟賦特征對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的影響，主要包括耕地的規(guī)模、細(xì)碎化程度與地形特征。陳昭玖等［3］、張宗毅等［4］和胡雯等［5］的研究表明，農(nóng)戶在決定是否購(gòu)買農(nóng)機(jī)服務(wù)時(shí)受到臨界耕地規(guī)模的限制，在臨界規(guī)模以前，隨著耕地面積的增加，農(nóng)戶更傾向選取農(nóng)機(jī)服務(wù)；達(dá)到臨界規(guī)模之后，農(nóng)戶更可能選擇自購(gòu)農(nóng)機(jī)。李虹韋等［6］發(fā)現(xiàn)中國(guó)目前正處于農(nóng)機(jī)服務(wù)需求臨界點(diǎn)之前的階段，隨著耕地規(guī)模擴(kuò)大，農(nóng)戶對(duì)于專用資產(chǎn)服務(wù)的需求會(huì)變大，而通用型資產(chǎn)服務(wù)的需求會(huì)減少。翁貞林等［7］和周晶等［8］研究發(fā)現(xiàn)，耕地細(xì)碎化程度與地形特征也是制約農(nóng)戶選擇農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的重要因素。在此基礎(chǔ)上，楊宇等［9］深入探究耕地細(xì)碎化程度對(duì)農(nóng)戶使用農(nóng)機(jī)服務(wù)的內(nèi)在作用路徑，發(fā)現(xiàn)耕地細(xì)碎化主要通過增加地塊之間的農(nóng)作物種植差異而引發(fā)的農(nóng)機(jī)作業(yè)成本增加來制約農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)機(jī)服務(wù)的采納行為。鄭旭媛等［10］提出地形的阻隔效應(yīng)也會(huì)導(dǎo)致農(nóng)機(jī)作業(yè)成本增加，從而影響農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)選擇行為。除上述因素外，還有學(xué)者從其他方面對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為進(jìn)行考察。主要結(jié)論表明家庭層面的戶主個(gè)人特征、家庭收入結(jié)構(gòu)、村莊層面的交通狀況和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及對(duì)于農(nóng)機(jī)服務(wù)的滿意度也會(huì)影響農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的行為選擇［11-13］。

文獻(xiàn)梳理表明，已有研究主要探討勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)特征和耕地稟賦特征等因素對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的影響，但是以互聯(lián)網(wǎng)為主體的信息技術(shù)發(fā)展所帶來的外部效應(yīng)對(duì)于農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響卻鮮有被研究。根據(jù)中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)信息中心發(fā)布的第45 次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截止2020年3月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模已達(dá)到9.04億人，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)到64.5.%③數(shù)據(jù)來源：第45次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。與此同時(shí)，我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展速度也在逐步提升，二者呈現(xiàn)同步提升趨勢(shì)。已有研究表明，以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息化發(fā)展能夠有效提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率［14-15］，然而農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)作為農(nóng)業(yè)技術(shù)發(fā)展的重要環(huán)節(jié)，互聯(lián)網(wǎng)的使用是否能夠影響農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的行為呢？以及通過何種作用機(jī)制來實(shí)現(xiàn)呢？這是一個(gè)值得探討的問題。因此，本文基于CLDS2016調(diào)查數(shù)據(jù)，從微觀農(nóng)戶家庭層面探究互聯(lián)網(wǎng)對(duì)于農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)行為是否會(huì)產(chǎn)生影響以及其中的作用機(jī)制，以期為小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的有效銜接提供借鑒。

二、理論分析與研究假說

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)行為的影響

互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)行為的影響主要體現(xiàn)在兩方面。第一，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，農(nóng)業(yè)信息是農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策的重要依據(jù)。以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新媒體拓展了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)信息渠道，高效率、低成本地為農(nóng)戶傳播農(nóng)業(yè)生產(chǎn)信息，如農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)管理、市場(chǎng)信息更新等，加強(qiáng)農(nóng)村居民與外界的聯(lián)系。農(nóng)戶可以快速有效地獲取到有用的信息，并以相對(duì)較低的成本獲得知識(shí)的更新，增加人力資本的積累，并改善現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式［16-17］，進(jìn)而選擇采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。第二，除了互聯(lián)網(wǎng)信息傳播的直接效應(yīng)外，以互聯(lián)網(wǎng)和移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)為代表的網(wǎng)絡(luò)信息傳播也會(huì)和農(nóng)戶的主觀能動(dòng)性相結(jié)合，對(duì)農(nóng)戶的思想意識(shí)和行為意識(shí)產(chǎn)生間接影響。具體來說，在媒體信息共享的環(huán)境中，農(nóng)民可以直接捕捉到及時(shí)性信息，或?qū)⑥D(zhuǎn)變農(nóng)民固有的傳統(tǒng)思維觀念，并開始思考自身原有的行為模式。對(duì)于現(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而言，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)仍然是以家庭為單位的小農(nóng)生產(chǎn)模式，這意味著家庭某個(gè)成員信息能力的提高將改變整個(gè)家庭的生產(chǎn)決策。在農(nóng)業(yè)信息的接收、傳播、應(yīng)用和反饋的循環(huán)交替過程中，網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)所傳播的大量的信息使農(nóng)戶傳統(tǒng)的思維模式與知識(shí)體系得到變革，從而逐漸改變?cè)械乃季S方式、改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的行為決策，提高其收入水平［18-19］?；诖?，提出第一個(gè)假說：

H1：互聯(lián)網(wǎng)使用可以顯著提高農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的概率。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用通過非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響

為探究互聯(lián)網(wǎng)使用通過作用于農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)而對(duì)其農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為產(chǎn)生的影響，需要在理論上闡明以下兩個(gè)問題，即互聯(lián)網(wǎng)使用是如何對(duì)農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)行為產(chǎn)生的影響以及非農(nóng)就業(yè)這一機(jī)制變量又是如何影響農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的。

互聯(lián)網(wǎng)對(duì)于非農(nóng)就業(yè)的影響主要體現(xiàn)在兩方面：第一，互聯(lián)網(wǎng)的使用可以有效拓展依靠社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的傳統(tǒng)就業(yè)信息渠道，從而促進(jìn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，增加非農(nóng)就業(yè)概率［20］。非農(nóng)就業(yè)過程中產(chǎn)生的信息獲取成本是阻礙農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)的關(guān)鍵因素，互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用有效減少農(nóng)村勞動(dòng)力獲取就業(yè)信息的成本，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)［21］。Atasoy［22］研究表明，互聯(lián)網(wǎng)的普及能夠提升美國(guó)1.8%的就業(yè)概率。相比撥打電話和報(bào)紙廣告的就業(yè)渠道，使用互聯(lián)網(wǎng)可以更大概率地幫助網(wǎng)民找到工作［23］。第二，互聯(lián)網(wǎng)可以創(chuàng)造更多靈活就業(yè)崗位，如網(wǎng)約車、微商、在線教育等就業(yè)新形式，突破傳統(tǒng)固定工作地點(diǎn)的時(shí)空限制，實(shí)現(xiàn)真正的靈活就業(yè)，吸引更多的勞動(dòng)力參與就業(yè)［24］。

誘致性技術(shù)變遷理論認(rèn)為，技術(shù)與制度的變革由經(jīng)濟(jì)力量所誘導(dǎo)。經(jīng)濟(jì)力量表現(xiàn)為產(chǎn)品的需求、初始資源稟賦和資源積累。在非農(nóng)就業(yè)過程中引發(fā)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力資源的相對(duì)稀缺性，這種經(jīng)濟(jì)力量的變化誘發(fā)了生產(chǎn)技術(shù)的選擇與創(chuàng)新，因此隨著勞動(dòng)力的不斷轉(zhuǎn)移就業(yè)以及務(wù)工機(jī)會(huì)成本的上升，農(nóng)戶更可能采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)以緩解農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力資源稀缺現(xiàn)狀［10］。非農(nóng)就業(yè)的增加不僅改變農(nóng)村家庭勞動(dòng)力資源在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門中的分配，而且對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的要素配置也產(chǎn)生了影響［25］。同時(shí)對(duì)于受制于經(jīng)營(yíng)規(guī)模約束的小農(nóng)戶而言，考慮到自購(gòu)農(nóng)機(jī)的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)問題，農(nóng)戶更愿意將生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包給專業(yè)服務(wù)組織而放棄購(gòu)買農(nóng)業(yè)機(jī)械，這在一定程度上刺激了農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)市場(chǎng)的發(fā)育。方師樂等［26］和紀(jì)月清等［27］研究均表明，非農(nóng)就業(yè)將會(huì)顯著增加農(nóng)戶對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的投入。根據(jù)以上分析可知，互聯(lián)網(wǎng)可以通過影響農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)，間接影響農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的采納行為?；诖?，提出第二個(gè)假說：

H2：非農(nóng)就業(yè)在互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化行為的影響路徑中起到一定的機(jī)制作用，且對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為產(chǎn)生正向影響。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2016 年中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開展的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS），該調(diào)查在我國(guó)29 個(gè)省份（西藏、海南除外）展開。本次調(diào)查共涉及21 086 勞動(dòng)力個(gè)體、14 200 個(gè)受訪家庭以及389個(gè)社區(qū)。由于糧食作物在實(shí)際生產(chǎn)中的機(jī)械化應(yīng)用水平較高，經(jīng)濟(jì)作物相對(duì)較低，因此本文將研究對(duì)象限定為從事糧食生產(chǎn)的農(nóng)戶家庭，故僅保留2015 年從事糧食生產(chǎn)的研究樣本，并剔除掉實(shí)際耕地面積為0以及關(guān)鍵變量缺失的樣本。在數(shù)據(jù)處理中將家庭問卷、個(gè)體問卷以及村居問卷進(jìn)行匹配合并，最終獲得25個(gè)省份的3 419個(gè)農(nóng)村住戶樣本。

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

1.因變量 本文因變量為“是否采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)”，根據(jù)問卷中“您家農(nóng)田的耕種方式：1=全機(jī)械化；2=半機(jī)械化；3=傳統(tǒng)農(nóng)耕”，首先將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式區(qū)分為傳統(tǒng)農(nóng)耕和機(jī)械化生產(chǎn)兩種形式，再對(duì)農(nóng)戶的機(jī)械使用來源進(jìn)行處理，將全部或部分來自于機(jī)械外包服務(wù)的樣本設(shè)置為1，無外包行為及傳統(tǒng)農(nóng)耕的樣本設(shè)置為0。

2.自變量 本文自變量為互聯(lián)網(wǎng)的使用情況：根據(jù)問卷內(nèi)容“過去一年，您家使用互聯(lián)網(wǎng)的情況”將只使用電腦上網(wǎng)、只使用手機(jī)上網(wǎng)、既使用電腦又使用手機(jī)上網(wǎng)三種行為設(shè)置為1，不上網(wǎng)設(shè)置為0。

3.機(jī)制變量 本文機(jī)制變量為“非農(nóng)就業(yè)”，借鑒Kung［28］的研究，使用“非農(nóng)勞動(dòng)力占家庭總勞動(dòng)力之比”表示農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)情況。

4.控制變量 借鑒翁貞林等［7］、宋海英等［11］、蘇柯雨等［29］研究基礎(chǔ)，選取戶主個(gè)人特征、家庭資源稟賦特征以及外部環(huán)境特征等3 類16 個(gè)控制變量。其中，個(gè)人特征包括戶主年齡、戶主年齡的平方、性別、受教育年限以及健康狀況；家庭資源稟賦特征包括家庭勞動(dòng)力的平均年齡、家庭勞動(dòng)力平均受教育年限、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人員數(shù)量、家庭人均年收入、耕地規(guī)模以及家中是否有大型農(nóng)業(yè)機(jī)械；外部環(huán)境特征包括村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、村內(nèi)是否提供機(jī)耕服務(wù)、村內(nèi)是否組織農(nóng)民進(jìn)行生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)、村莊地形以及地區(qū)虛擬變量。模型所涉及的所有變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型選擇

結(jié)合理論分析，從實(shí)證角度檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響。以“是否采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)”為被解釋變量，構(gòu)建中介效應(yīng)模型探究互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)行為的影響及其作用機(jī)制。中介效應(yīng)模型由以下3個(gè)方程構(gòu)成：

式（1）～式（3）中，AMSi表示農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為，Interneti表示互聯(lián)網(wǎng)使用，NAEi表示非農(nóng)就業(yè)水平，Xi表示所有控制變量，εi、vi、μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式（1）反映了互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響，α2是互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)影響的總效應(yīng)。式（2）反映了互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)機(jī)制變量非農(nóng)就業(yè)的影響。式（3）反映了互聯(lián)網(wǎng)的使用與機(jī)制變量非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響，估計(jì)參數(shù)γ2是互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)影響的直接效應(yīng)；γ2為機(jī)制變量對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響。將式（2）代入式（3）可以得出，互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的機(jī)制效應(yīng)β2γ2，即互聯(lián)網(wǎng)通過非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)所產(chǎn)生的間接影響。

四、結(jié)果與分析

（一）互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響

互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)影響的實(shí)證結(jié)果如表2 所示。模型（1）～模型（3）列分別為Probit 模型回歸結(jié)果。模型（1）表明，在只添加戶主層面的控制變量后，使用互聯(lián)網(wǎng)可以使農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的概率提升14.7%；模型（2）在模型（1）列的基礎(chǔ)上加入家庭層面的控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)的使用使農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的概率提升11.2%；模型（3）列同時(shí)加入戶主、家庭和外部環(huán)境層面的控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)使用的估計(jì)結(jié)果下降至9%，但仍然在10%的水平上顯著為正，說明互聯(lián)網(wǎng)使用確實(shí)能夠促進(jìn)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)，從而驗(yàn)證H1。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響 n=3 419

控制變量方面，勞動(dòng)力平均年齡、平均受教育年限、村內(nèi)是否提供機(jī)耕服務(wù)、是否組織農(nóng)戶進(jìn)行生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)和村莊地形等變量的回歸系數(shù)為正，表明這些控制變量對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)存在顯著的正向影響；戶主性別、健康水平、家庭實(shí)際經(jīng)營(yíng)耕地規(guī)模、家中是否有大型農(nóng)業(yè)機(jī)械以及地區(qū)虛擬變量的回歸系數(shù)為負(fù)，則表明這些控制變量對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)行為具有負(fù)向影響。除此之外，其余變量不顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前文的基準(zhǔn)回歸中，將“是否采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)”作為因變量的代理變量，采取變更因變量的度量方式對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將因變量替換為“農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納程度”的變量，即根據(jù)農(nóng)戶使用農(nóng)業(yè)機(jī)械的來源進(jìn)行劃分，將選擇傳統(tǒng)農(nóng)耕和無機(jī)械外包行為設(shè)置為1，選擇部分外部設(shè)置為2，全部外包設(shè)置為3；再使用Odered-probit模型進(jìn)行逐步回歸分析，結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，在依次加入戶主層面、家庭層面和外部環(huán)境層面的控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用依然在10%的水平上正向影響農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的程度，表明基準(zhǔn)回歸中的結(jié)果較為穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化外包程度的作用估計(jì) n=3 419

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

在探究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響中，互聯(lián)網(wǎng)的使用作為一種主觀行為決策，很有可能由于遺漏變量或反向因果等而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為了解決關(guān)鍵變量潛在的內(nèi)生性問題，采用“村莊內(nèi)其他樣本農(nóng)戶家庭的平均使用網(wǎng)絡(luò)情況”作為本家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的工具變量。由于本文內(nèi)生解釋變量與被解釋變量均為二元離散變量，使用IVProbit 模型估計(jì)可能會(huì)失效。因此，本文采用Rood?man［30］提出的條件混合估計(jì)方法（CMP），估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的CMP估計(jì)結(jié)果 n=3 419

其中，工具變量系數(shù)表示在互聯(lián)網(wǎng)使用方程中工具變量對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的影響，從表4 中可以看出，結(jié)果均在1%的水平上顯著，說明排除弱工具變量的可能性，且內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)顯著異于0，說明模型確實(shí)存在內(nèi)生性問題。從模型（9）來看，糾正內(nèi)生性問題后，互聯(lián)網(wǎng)使用在1%的水平上顯著為正，表明使用互聯(lián)網(wǎng)確實(shí)能夠促進(jìn)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。此外，從影響系數(shù)來看，互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響提升到10.96%，說明由于內(nèi)生性問題的存在，使得互聯(lián)網(wǎng)對(duì)采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的影響效應(yīng)被低估。

（四）異質(zhì)性分析

1.分收入階層 為了探究在不同收入群體中，互聯(lián)網(wǎng)的使用行為對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)采納的行為差異，根據(jù)人均收入水平將樣本從高到低分為5 組，同時(shí)剔除控制變量中的家庭人均收入水平，并采用Probit方法進(jìn)行回歸估計(jì)，回歸結(jié)果如表5 所示?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對(duì)于農(nóng)機(jī)服務(wù)采納的影響僅在中等收入群體（收入處于40%～60%分位的群體）中顯著。對(duì)于樣本中的低收入群體而言，互聯(lián)網(wǎng)的使用率僅為27.7%，遠(yuǎn)低于40.1%的互聯(lián)網(wǎng)平均使用水平，這可能是造成互聯(lián)網(wǎng)對(duì)這一群體采納農(nóng)機(jī)服務(wù)影響不顯著的主要原因。對(duì)于高收入群體來說，在自家購(gòu)置農(nóng)業(yè)機(jī)械的樣本中，高收入群體比例接近50%，在自有農(nóng)機(jī)的情況下，購(gòu)買農(nóng)機(jī)服務(wù)的概率會(huì)減小，所以互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)這一群體使用農(nóng)機(jī)服務(wù)的影響也不顯著。

表5 不同收入水平下的模型估計(jì)結(jié)果

2.分教育水平 表6 顯示的是在不同教育水平下，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的回歸結(jié)果。由于樣本中高中及以上學(xué)歷的農(nóng)戶比例較小，因此將所有樣本分為小學(xué)及以下、中學(xué)（初中和高中）及以上兩組。從表6 中可以看出，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)采納的作用效果僅體現(xiàn)在中學(xué)及以上學(xué)歷的群體中，且在10%的水平上顯著，這說明受教育水平較高的家庭能通過使用互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)農(nóng)機(jī)服務(wù)的采納行為。然而，在受教育水平偏低的農(nóng)戶家庭中由于僅有38.7%的家庭使用互聯(lián)網(wǎng)，同時(shí)該群體的上網(wǎng)方式也容易出現(xiàn)偏差，所以這一群體中互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為的影響不顯著。

表6 不同教育程度下的模型估計(jì)結(jié)果

3.分社會(huì)資本 表7 顯示的是在不同社會(huì)資本下，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為的回歸結(jié)果。對(duì)于社會(huì)資本的代理變量，采用問卷中“在本地，可以得到支持和幫助的朋友/熟人數(shù)量”來表示，并根據(jù)這一變量的均值水平，將樣本整體分為低水平社會(huì)資本和高水平社會(huì)資本兩組進(jìn)行估計(jì)，模型估計(jì)結(jié)果如表7 所示。結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的影響只存在于社會(huì)資本較多的群體中，在社會(huì)資本較少的群體中，影響并不顯著。由此猜測(cè)，在社會(huì)資本較多的群體中，互聯(lián)網(wǎng)的信息流通作用可以得到進(jìn)一步強(qiáng)化，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的雙重作用，使其對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的影響效果更明顯。

表7 不同社會(huì)資本水平下的模型估計(jì)結(jié)果

五、機(jī)制檢驗(yàn)分析

根據(jù)實(shí)證結(jié)果可知，互聯(lián)網(wǎng)的使用行為能夠促進(jìn)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。那么，需要考慮的問題是，互聯(lián)網(wǎng)的使用是通過何種機(jī)制影響農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的呢？非農(nóng)就業(yè)是否起到機(jī)制作用？基于此，進(jìn)行如下驗(yàn)證。

表8 中第（1）列顯示的是互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響，回歸結(jié)果中互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)為0.090，并在10%的水平上顯著，說明互聯(lián)網(wǎng)的使用行為顯著影響農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。第（2）列顯示的是互聯(lián)網(wǎng)的使用行為對(duì)非農(nóng)就業(yè)的影響。結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用與非農(nóng)就業(yè)在1%的水平上顯著正相關(guān)，且系數(shù)為0.089，表明互聯(lián)網(wǎng)使用與非農(nóng)就業(yè)之間存在顯著的正向關(guān)系，相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭其非農(nóng)就業(yè)概率提升8.9%。第（3）列在是在基準(zhǔn)模型中加入機(jī)制變量非農(nóng)就業(yè)后的回歸結(jié)果，考慮到“非農(nóng)就業(yè)”與“農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)”之間可能存在反向因果關(guān)系，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因此選取“村莊層面其他農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)水平”作為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的工具變量。原因在于村莊層面其他農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)水平會(huì)對(duì)本戶非農(nóng)就業(yè)選擇會(huì)產(chǎn)生影響，但是并不會(huì)對(duì)本戶的農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為產(chǎn)生直接影響，滿足工具變量的選擇標(biāo)準(zhǔn)。Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，式（3）確實(shí)存在內(nèi)生性問題。由于第一階段F 值大于10，說明所選工具變量不存在弱工具變量問題。從第（3）列結(jié)果可以看出，解釋變量互聯(lián)網(wǎng)使用不再顯著，非農(nóng)就業(yè)在1%的水平上顯著為正，表明在控制解釋變量互聯(lián)網(wǎng)使用的影響后，機(jī)制變量非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的促進(jìn)作用仍然顯著。根據(jù)中介效應(yīng)的判定標(biāo)準(zhǔn)可以發(fā)現(xiàn)，α1、β1和γ2的參數(shù)估計(jì)值均顯著，而γ1不顯著，這說明互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響中非農(nóng)就業(yè)起到完全的機(jī)制作用。綜上所述，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展能有效緩解就業(yè)信息不對(duì)稱的不利情況，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)信息資源的及時(shí)共享，為農(nóng)村勞動(dòng)力提供更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，從而促使農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)以緩解農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供給約束。因此，非農(nóng)就業(yè)是互聯(lián)網(wǎng)使用促使農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的重要機(jī)制渠道，由此H2成立。

表8 非農(nóng)就業(yè)在互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)行為中的機(jī)制作用 n=3 419

六、結(jié)論與啟示

采用CLDS2016 年數(shù)據(jù)，從家庭層面研究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的影響以及其中的作用機(jī)制，得到以下主要結(jié)論：第一，互聯(lián)網(wǎng)的使用提高農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的可能性，具體表現(xiàn)為相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)戶家庭，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的概率高9%；在采用穩(wěn)健性檢驗(yàn)與CMP 估計(jì)方法解決內(nèi)生性后，結(jié)果依然穩(wěn)健。第二，互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的顯著效果主要存在于中等收入階層、高學(xué)歷水平以及較多社會(huì)資本群體中。第三，從影響機(jī)制上來看，互聯(lián)網(wǎng)的使用行為并沒有對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)產(chǎn)生直接影響，而是通過非農(nóng)就業(yè)這一機(jī)制變量對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)采納產(chǎn)生間接影響，即非農(nóng)就業(yè)在其中起到完全機(jī)制作用。

基于以上結(jié)論，認(rèn)為在小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接的過程中，互聯(lián)網(wǎng)可以成為二者之間的作用橋梁。值得注意的是，盡管我國(guó)的互聯(lián)網(wǎng)普及率已達(dá)到64.5%，但在網(wǎng)民規(guī)模中，農(nóng)村群體只占整體的26.3%，與城市相比，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及程度仍然較低①數(shù)據(jù)來源：第45次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。因此，首先，要進(jìn)一步推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和應(yīng)用水平，激活更多的潛在用戶?；ヂ?lián)網(wǎng)的普及不僅是關(guān)系到民生的重要舉措，而且其高效的信息傳播能力可以提升農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)概率，從而改變農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的行為決策，推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。其次，在農(nóng)村地區(qū)的非網(wǎng)民群體中，網(wǎng)絡(luò)使用技能和文化程度也是限制農(nóng)戶使用網(wǎng)絡(luò)的主要原因。因此，政府要加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村群體的互聯(lián)網(wǎng)培訓(xùn)工作，解決部分群體“不會(huì)上網(wǎng)”的難題，同時(shí)在培訓(xùn)過程中也應(yīng)提高農(nóng)戶對(duì)于移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用能力，指導(dǎo)農(nóng)戶在網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)發(fā)布生產(chǎn)需求和供給等信息，促進(jìn)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)信息化的融合。最后，在推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的同時(shí)，也應(yīng)考慮到部分農(nóng)村地區(qū)“用不起網(wǎng)”的問題，適當(dāng)降低農(nóng)村地區(qū)的上網(wǎng)費(fèi)用也是促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)不斷發(fā)展的關(guān)鍵。在互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)農(nóng)村帶來的紅利同時(shí)，不可忽略互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展對(duì)于農(nóng)村居民帶來潛在危險(xiǎn)與陷阱，大部分農(nóng)村網(wǎng)民由于受教育程度相對(duì)較低、文化素質(zhì)有待提高等各方面因素，對(duì)于網(wǎng)絡(luò)的虛假?gòu)V告和網(wǎng)絡(luò)詐騙等缺乏相應(yīng)的辨識(shí)能力。因此，相關(guān)部門應(yīng)通過網(wǎng)絡(luò)、電視等媒體加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)負(fù)面影響的宣傳，提高農(nóng)村居民的網(wǎng)絡(luò)信息識(shí)別能力和自我防范意識(shí)，以最大限度發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的積極作用。