張恒，郭翔宇

（東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150036）

在完全依靠土地流轉(zhuǎn)來實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營(yíng)陷入發(fā)展困境的背景下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化提供了新的思路[1]。發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的主要目標(biāo)是為小農(nóng)戶提供服務(wù)，其出發(fā)點(diǎn)與落腳點(diǎn)都是助農(nóng)節(jié)本增收。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)民增收中也發(fā)揮著重要作用，提高農(nóng)業(yè)研發(fā)技術(shù)的有效性與農(nóng)業(yè)技術(shù)成果的轉(zhuǎn)化率是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的關(guān)鍵，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可以將先進(jìn)的技術(shù)與知識(shí)通過服務(wù)的形式帶入到生產(chǎn)中，完成農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣與應(yīng)用。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)還可以通過優(yōu)化農(nóng)戶家庭的資源配置影響農(nóng)戶收益[2]，當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素不匹配時(shí)，就會(huì)抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)發(fā)揮作用。因此，探究農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)民增收之間的作用機(jī)制、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)增收效應(yīng)的約束條件，以及不同糧食產(chǎn)銷區(qū)在以上方面存在的差異，對(duì)提高全國(guó)及重點(diǎn)區(qū)域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平、促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)民增收具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)民收入關(guān)系的文獻(xiàn)較為豐富，雖然研究的具體內(nèi)容與所得結(jié)論各有不同，但大多數(shù)研究對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可以促進(jìn)農(nóng)民收入提高持肯定態(tài)度。大部分文獻(xiàn)主要是對(duì)服務(wù)環(huán)節(jié)、服務(wù)內(nèi)容、對(duì)象群組、服務(wù)主體和收入類型等進(jìn)行劃分，比較關(guān)于服務(wù)的不同方面對(duì)農(nóng)民收入的影響差異。在不同的服務(wù)內(nèi)容與環(huán)節(jié)研究方面，學(xué)者對(duì)服務(wù)內(nèi)容與環(huán)節(jié)的分類方式大致相同，并且認(rèn)為大部分的服務(wù)內(nèi)容與環(huán)節(jié)對(duì)農(nóng)民增收的影響都是正向顯著的，但影響程度上稍有差異[3-5]。有學(xué)者將農(nóng)戶分為不同群組，比較農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)不同群組農(nóng)民收入的影響，邱海蘭和唐超[6]按收入均值將農(nóng)戶分為高收入組和低收入組，得出施肥服務(wù)對(duì)高收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)更加明顯，而整地和收割服務(wù)對(duì)低收入組增收效果顯著的結(jié)論。楊志海[7]以家庭人力資本與物質(zhì)資本水平的均值為分界線劃分樣本，認(rèn)為家庭人力資本與物質(zhì)資本水平較高的農(nóng)戶參與服務(wù)外包的收入增加效應(yīng)較高。也有學(xué)者從以特定組織為載體的服務(wù)出發(fā)，研究和比較服務(wù)組織的增收績(jī)效，朋文歡和黃祖輝[8]研究合作社促農(nóng)增收的效果，將合作社的服務(wù)功能納入到實(shí)證框架中，認(rèn)為農(nóng)民收入是否提高不僅取決于加入合作社與否，更受到合作社是否發(fā)揮其服務(wù)功能的影響。韓春虹和張德元[9]比較了產(chǎn)業(yè)、市場(chǎng)和合作三種服務(wù)組織模式對(duì)農(nóng)戶增產(chǎn)和增收的影響差異，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)服務(wù)組織模式在增產(chǎn)上具有優(yōu)勢(shì)，市場(chǎng)服務(wù)組織模式在增收上有優(yōu)勢(shì)，合作服務(wù)組織模式在這兩個(gè)方面均沒有顯著優(yōu)勢(shì)。關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入影響的研究主要集中在影響方向與影響程度，少量文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收的作用機(jī)制與約束條件進(jìn)行了研究。

關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入影響機(jī)制的研究，穆娜娜等[10]通過農(nóng)民合作社和農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)兩類新型經(jīng)營(yíng)主體提供社會(huì)化服務(wù)的案例，分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民各類收入增長(zhǎng)的影響路徑。楊志海[7]構(gòu)建中介效應(yīng)模型，驗(yàn)證了資源配置與專業(yè)分工在服務(wù)外包增收效應(yīng)中的中介作用。而由分工產(chǎn)生的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)增強(qiáng)了農(nóng)業(yè)的“迂回生產(chǎn)”，是將人力資本、知識(shí)和技術(shù)導(dǎo)入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域中的橋梁與傳送器[11]，卻較少有文獻(xiàn)研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)民收入三者之間的作用邏輯。

關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民收入關(guān)系的研究由來已久，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否可以提高農(nóng)民收入一直存在爭(zhēng)論。有學(xué)者從“農(nóng)業(yè)踏車效應(yīng)”理論、生產(chǎn)函數(shù)理論和消費(fèi)理論等方面分析了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的增收效果，認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入尤其是對(duì)農(nóng)業(yè)收入有負(fù)面的影響[12-13]；也有學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步不論是對(duì)農(nóng)業(yè)收入還是對(duì)非農(nóng)收入都有促進(jìn)作用，支持了要依靠農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步促進(jìn)農(nóng)民增收的政策假設(shè)[14-15]。而關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步關(guān)系的研究目前還較少，郝愛民[16]曾探究?jī)烧叩年P(guān)系，通過實(shí)證分析得出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可顯著提升農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)并且直接作用大于間接作用的結(jié)論。已有文獻(xiàn)偏向于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)民增收三者之間兩兩關(guān)系的研究，未對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收影響中的作用進(jìn)行實(shí)證研究，并且大多數(shù)研究均將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的影響看作是固定的，較少有文獻(xiàn)研究影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)增收效應(yīng)的因素，而目前關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)增收效應(yīng)約束條件的研究，也主要是按照約束條件人為地設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)將樣本進(jìn)行分類并分別估計(jì)影響效應(yīng)，比較影響程度，這種做法的分組標(biāo)準(zhǔn)確定較為主觀，無(wú)法準(zhǔn)確表現(xiàn)在不同約束范圍內(nèi)影響效應(yīng)的變化，并且各分組回歸系數(shù)的差異性在統(tǒng)計(jì)上是否顯著也是此方法無(wú)法處理的。因此，本文選取31個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）2009—2018年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型研究農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展與農(nóng)民收入提高關(guān)系中的作用機(jī)制。建立以土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模為門檻變量的面板門檻模型，驗(yàn)證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收是否存在非線性影響，為充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)在促進(jìn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接過程中的各類功能與優(yōu)勢(shì)提供理論依據(jù)。

1 理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)投入將農(nóng)戶通過市場(chǎng)卷入分工中，使其分享分工經(jīng)濟(jì)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分工帶來的收益主要是生產(chǎn)成本的節(jié)約與產(chǎn)出的增長(zhǎng)，以下從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分工的角度對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收的影響機(jī)制進(jìn)行分析。

1.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收的直接作用

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的直接作用主要來自專業(yè)化分工帶來的比較優(yōu)勢(shì)效應(yīng)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)效 應(yīng)[17]。首先，農(nóng)戶所具有的不同偏好、資源要素和能力形成了自身比較優(yōu)勢(shì)的來源，若農(nóng)戶在生產(chǎn)分工中選擇的是自身具有比較優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)活動(dòng)，將不具有生產(chǎn)比較優(yōu)勢(shì)、自身生產(chǎn)成本較高的產(chǎn)品（環(huán)節(jié)）轉(zhuǎn)移給在此產(chǎn)品（環(huán)節(jié)）上具有比較優(yōu)勢(shì)、生產(chǎn)成本較低的農(nóng)戶，此時(shí)帶來了成本的節(jié)約。其次，不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)對(duì)應(yīng)的有效規(guī)模不同，在傳統(tǒng)高度一體化的土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)中，所有環(huán)節(jié)均在內(nèi)部進(jìn)行，個(gè)別環(huán)節(jié)的有效規(guī)模將制約整個(gè)生產(chǎn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的發(fā)揮，使得其他有效規(guī)模較大的環(huán)節(jié)無(wú)法充分實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，而通過服務(wù)外包實(shí)現(xiàn)以生產(chǎn)環(huán)節(jié)為單位的產(chǎn)品內(nèi)分工，使得不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)同時(shí)實(shí)現(xiàn)有效規(guī)模進(jìn)而獲得外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)，達(dá)到節(jié)約成本增加收益的目的。

1.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)通過技術(shù)外溢對(duì)農(nóng)民增收的間接作用

分工與專業(yè)化互為條件，分工是專業(yè)化的前提與基礎(chǔ)，專業(yè)化知識(shí)的積累又促進(jìn)了分工的深化，所以由分工產(chǎn)生的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)主體，其專業(yè)化程度逐漸增強(qiáng)，生產(chǎn)與管理的技術(shù)水平也會(huì)逐漸提升。農(nóng)業(yè)技術(shù)的研發(fā)創(chuàng)新與技術(shù)成果的應(yīng)用共同實(shí)現(xiàn)了農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步，其中農(nóng)業(yè)技術(shù)成果的應(yīng)用是農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中最為關(guān)鍵的一環(huán)，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)在提高農(nóng)業(yè)技術(shù)成果轉(zhuǎn)化率方面有著重要的作用，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可通過技術(shù)推廣與技術(shù)應(yīng)用形成示范效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)和直接投入效應(yīng)，進(jìn)而完成技術(shù)的外溢。具體來說，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的選擇除了得到技術(shù)指導(dǎo)形成“主動(dòng)”的學(xué)習(xí)效應(yīng)，也可以將技術(shù)通過作業(yè)外包“被動(dòng)”引入生產(chǎn)中，由于小農(nóng)戶對(duì)于新技術(shù)的接受意愿不強(qiáng)、技術(shù)應(yīng)用能力較弱和后續(xù)配套資本投入能力較弱，后者可以更有效地提高小農(nóng)戶的生產(chǎn)技術(shù)水平。新技術(shù)投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)后，會(huì)帶來產(chǎn)量的提高、質(zhì)量的提升、成本的節(jié)約和務(wù)農(nóng)收益的提高，技術(shù)的進(jìn)步減少了對(duì)勞動(dòng)力的需求、降低了勞動(dòng)強(qiáng)度、縮短了農(nóng)忙時(shí)間，進(jìn)而“擠出”多余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，增加工資性收入。綜上所述，本文認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)除了對(duì)農(nóng)民收入有直接提升作用，還可以通過服務(wù)的技術(shù)外溢實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步間接提高農(nóng)民收入。

1.3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收的非線性作用

目前我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)處于發(fā)展的初期，服務(wù)的供給與需求均會(huì)受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源稟賦的影響，各地區(qū)資源稟賦的不同會(huì)導(dǎo)致服務(wù)發(fā)揮的效果不同[18]。人多地少是我國(guó)農(nóng)業(yè)面臨的主要矛盾之一，土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最重要的要素之一，土地的小規(guī)模經(jīng)營(yíng)會(huì)制約服務(wù)的進(jìn)入與發(fā)揮作用。勞動(dòng)分工會(huì)受到市場(chǎng)容量的限制[19]，所以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)外包既受到服務(wù)市場(chǎng)容量的制約，也會(huì)影響市場(chǎng)容量[20]，而市場(chǎng)容量產(chǎn)生于對(duì)服務(wù)的需求，人均土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模越小，對(duì)于服務(wù)的需求越小，則分工與專業(yè)化程度越低，制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，使得服務(wù)的投入無(wú)法充分發(fā)揮助農(nóng)節(jié)本增效的作用。因此，本文認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的增收效應(yīng)會(huì)受到土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的制約，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收存在以土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模為門檻的非線性影響。

2 研究方法

2.1 模型設(shè)定

1）中介效應(yīng)模型。探究農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是否是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收影響的中介變量，需要建立中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)其中介效應(yīng)的顯著性。用下列回歸方程描述農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步來影響農(nóng)民收入的機(jī)制：

式中：GINit表示農(nóng)民總收入，本文進(jìn)一步區(qū)分了經(jīng)營(yíng)性收入（AINit）與工資性收入(WINit)，作為因變量分別研究；SERit表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平；TECHit表示中介變量農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平；CONTRikt表示控制變量，包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值（GDPit）、第一產(chǎn)業(yè)增加值比重（AGRIit）、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平（OILit）和農(nóng)作物受災(zāi)情況（DISit）；下標(biāo)i、t和k分別表示不同省份、時(shí)間和控制變量，i=1，2，…，31；t=1，2，…，9；k=1，2，…，4；ε代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

c為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的總效應(yīng)，a為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的效應(yīng)，c'為控制農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的直接效應(yīng)，b為控制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)后農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入的效應(yīng)，乘積ab表示農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與農(nóng)民收入關(guān)系中的中介效應(yīng)。使用逐步回歸法[21]，并結(jié)合溫忠麟和葉寶娟[22]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，對(duì)以上方程式系數(shù)進(jìn)行估計(jì)。若系數(shù)c、a、b均顯著，則乘積ab顯著，中介效應(yīng)存在；若c顯著，a、b其中一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)一步用Sobel檢驗(yàn)或Bootstrap法檢驗(yàn)乘積ab的顯著性，顯著則中介效應(yīng)存在；當(dāng)中介效應(yīng)存在時(shí)，c'顯著則為部分中介，否則為完全中介。如果檢驗(yàn)結(jié)果都顯著（系數(shù)c、a、b），依次檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)于Sobel檢驗(yàn)與Bootstrap法的結(jié)果[23]。

2）面板門檻回歸模型。由理論分析可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的提高可能會(huì)受到土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的制約，為了驗(yàn)證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入影響的非線性特征，采用Hansen[24]提出的面板門檻回歸模型。雖然分組回歸可以根據(jù)約束條件劃分樣本，進(jìn)而比較子樣本回歸系數(shù)差異，但此方法分組標(biāo)準(zhǔn)確定較為主觀，所確定的分組標(biāo)準(zhǔn)不一定會(huì)引起系數(shù)的變動(dòng)，或者存在更多的分組，在不同的分組中系數(shù)會(huì)出現(xiàn)更多的變化，并且各分組回歸系數(shù)的差異性在統(tǒng)計(jì)上是否顯著也是此方法無(wú)法處理的。而面板門檻模型的特點(diǎn)在于可以根據(jù)給定的門檻變量自動(dòng)識(shí)別跳躍點(diǎn)，避免了主觀設(shè)定偏誤。因此，構(gòu)建單一門檻模型為：

式中：門檻變量LANDit，為人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模；γ為待估的門檻值，I(·)為指示函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)條件滿足時(shí)，I(·)=1，否則為0。

對(duì)于任意門檻值γ，可采用OLS估計(jì)得到系數(shù)的估計(jì)值，并計(jì)算相應(yīng)的殘差平方和，使得殘差平方和最小的γ值即為門檻值。得到參數(shù)估計(jì)值之后，要對(duì)門檻效應(yīng)是否存在進(jìn)行檢驗(yàn)，并確定門檻值的個(gè)數(shù)。門檻效應(yīng)的原假設(shè)為H0：γ1=γ2，即不存在門檻效應(yīng)，構(gòu)建F統(tǒng)計(jì)量：

S0與S(γ)分別為原假設(shè)與門檻效應(yīng)存在時(shí)對(duì)應(yīng)的殘差平方和，σ2表示隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差，運(yùn)用自舉法獲得其漸進(jìn)分布與構(gòu)建P值，進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)[25]。當(dāng)門檻效應(yīng)存在時(shí)，利用似然比統(tǒng)計(jì)量（LR）檢驗(yàn)門檻值的真實(shí)性，當(dāng)LR1(γ)＞-2ln(1-(1-α)1/2)時(shí)，拒絕門檻值等于真實(shí)值的原假設(shè)，α為顯著性水平。當(dāng)?shù)谝粋€(gè)門檻值被確定后，需要繼續(xù)檢驗(yàn)，直到找到所有的門檻值。

2.2 變量選擇

1）核心變量選擇與衡量。被解釋變量為農(nóng)民各類收入，農(nóng)民總收入用2010—2012年的農(nóng)村居民家庭人均純收入與2013—2018年的農(nóng)村居民人均可支配收入來衡量（2013年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)農(nóng)村與城鎮(zhèn)住戶收支統(tǒng)計(jì)改變口徑，但相關(guān)數(shù)據(jù)變化不大，可將后者看作為前者的延續(xù)），本文進(jìn)一步區(qū)分了經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入，作為因變量分別研究。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平作為核心解釋變量，目前各類統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有對(duì)該指標(biāo)的直接統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本研究用農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行衡量，農(nóng)林牧漁服務(wù)是指投入到農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)中的各種支持性的服務(wù)活動(dòng)，其概念和包含內(nèi)容與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的概念和包含內(nèi)容較為接近。選擇農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步作為中介變量，目前國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)關(guān)于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的衡量主要分為兩類，一類是用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力來代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步[26]，一類是選擇農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率作為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的衡量指標(biāo)[27]，前者側(cè)重于對(duì)勞動(dòng)節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步的研究，后者傾向于測(cè)算整個(gè)農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)進(jìn)步。本文運(yùn)用農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況來代表農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平，其變動(dòng)情況通過數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）中產(chǎn)出導(dǎo)向VRS徑向Malmquist指數(shù)測(cè)算得出，截面DEA模型是針對(duì)某一時(shí)間的生產(chǎn)技術(shù)而言，測(cè)算的是某一時(shí)間的技術(shù)效率，但是生產(chǎn)是一個(gè)長(zhǎng)期的連續(xù)的過程，在這一過程中的技術(shù)是不斷變化的，所以當(dāng)決策單元的數(shù)據(jù)是多個(gè)時(shí)間點(diǎn)的面板數(shù)據(jù)時(shí)，就可以對(duì)技術(shù)進(jìn)步的變動(dòng)情況進(jìn)行測(cè)算。Malmquist指數(shù)（簡(jiǎn)稱MI）表示t期到t+1期全要素生產(chǎn)率的變化程度，MI＞1表示生產(chǎn)率上升，MI＜1表示生產(chǎn)率下降，MI=1表示生產(chǎn)率不變。選擇農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值作為產(chǎn)出變量，選擇土地、勞動(dòng)、機(jī)械動(dòng)力、灌溉和化肥作為投入變量，分別采用農(nóng)作物總播種面積衡量土地投入、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員衡量勞動(dòng)投入、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力衡量機(jī)械投入、有效灌溉面積衡量灌溉投入和實(shí)際化肥施用折純量衡量化肥投入。根據(jù)理論分析，選擇人均農(nóng)作物播種面積衡量人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模作為影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)增收效應(yīng)的門檻變量。

2）其他控制變量選擇。借鑒已有相關(guān)研究的做法，從經(jīng)濟(jì)環(huán)境、生產(chǎn)環(huán)境和自然環(huán)境三個(gè)方面選取可能影響農(nóng)民收入的因素作為回歸的控制變量，主要有人均地區(qū)生產(chǎn)總值、第一產(chǎn)業(yè)增加值比重、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和農(nóng)作物受災(zāi)情況。

變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)分析見表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)分析Table 1 Definitions and descriptive statistics of variables

2.3 數(shù)據(jù)來源

DEA-Malmquist指數(shù)表示的是第t期到第t+1期的全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況，所以投入產(chǎn)出變量來自于2009—2018年的數(shù)據(jù)，計(jì)算2010—2018年的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況，回歸中的其他解釋變量來自于2010—2018年的數(shù)據(jù)，將受到價(jià)格因素影響的變量，轉(zhuǎn)化為以2009年價(jià)格水平計(jì)算的可比變量。農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值數(shù)據(jù)來自《中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，農(nóng)民各類收入、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、農(nóng)機(jī)總動(dòng)力、化肥施用折純量、有效灌溉面積、農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值、農(nóng)作物總播種面積、地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)用柴油使用量、農(nóng)作物受災(zāi)面積、耕地面積和各類價(jià)格指數(shù)等數(shù)據(jù)來自于歷年的《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來自于各?。▍^(qū)、市）歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。

由于選取的面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度較短且截面數(shù)量大于時(shí)間點(diǎn)數(shù)量，所以不再進(jìn)行面板單位根檢 驗(yàn)[28-30]。通過對(duì)所有方程式進(jìn)行固定效應(yīng)F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和豪斯曼檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)選擇固定效應(yīng)是最優(yōu)的，宜作為基準(zhǔn)回歸。由于農(nóng)民收入的提高與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步又可以反過來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，存在反向因果的內(nèi)生性問題，所以在固定效應(yīng)基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的滯后期作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS）[31]。

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民增收的影響

2010—2018年間，Malmquist指數(shù)除在2015年和2018年小于1，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率比前一年的低以外，在大部分年份中大于1（圖1），農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率比前一年高，所以，整體來說農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步是逐漸提高的，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)民收入在去除價(jià)格影響后也是逐年上升的，三者具有同樣的變動(dòng)趨勢(shì)，為下文作用機(jī)制的實(shí)證分析奠定了 基礎(chǔ)。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民各類收入都有顯著的促進(jìn)作用，并且對(duì)農(nóng)民工資性收入的提升作用大于對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入的提升作用（表2）。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步同樣對(duì)農(nóng)民各類收入有顯著的正向作用，其中對(duì)農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入的影響程度相對(duì)較小，并且顯著性也不高，對(duì)農(nóng)民工資性收入正向影響程度較大，顯著性較高，可能是由于當(dāng)單個(gè)農(nóng)戶采用新技術(shù)時(shí)，使得資本、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素投入減少，產(chǎn)量增加，獲得超額利潤(rùn)，但隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)的普遍推廣，農(nóng)產(chǎn)品總供給增加，進(jìn)而農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格整體降低，技術(shù)進(jìn)步給農(nóng)民帶來的收益被農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格下降所抵消，而跟不上“踏車”的部分農(nóng)民被“擠出”農(nóng)業(yè)，從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而使得隨著農(nóng)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，農(nóng)民農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入提升較緩[12]，工資性收入提升較快。

表2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)、農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民各類收入的回歸估計(jì)結(jié)果Table 2 Regression results of agricultural producer services and agricultural technology progress on farmers’ income

3.2 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)分析

采用逐步法對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入提高中的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，并使用混合效應(yīng)假設(shè)下的Bootstrap法，檢驗(yàn)逐步法估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收的總效應(yīng)是正向顯著的，IV-2SLS估計(jì)系數(shù)為0.014 0，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)同樣對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步有顯著的正向影響，IV-2SLS估計(jì)系數(shù)為0.007 1（表3）。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對(duì)農(nóng)民收入的影響系數(shù)正向顯著，并且在控制了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的直接作用仍顯著?；貧w中工具變量的檢驗(yàn)：Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量在5%或1%的水平上顯著，即不存在工具變量識(shí)別不足的情況；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量拒絕了工具變量是弱識(shí)別的原假設(shè)，過度識(shí)別檢驗(yàn)Hansen J統(tǒng)計(jì)量沒有拒絕原假設(shè)，因此本文選擇的工具變量是合理的。

表3 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中介效應(yīng)依次檢驗(yàn)的固定效應(yīng)與IV-2SLS估計(jì)結(jié)果Table 3 Results of the fixed effect and the IV-2SLS estimations on the sequential test of mediating effects of agricultural technology progress

由于a、b、c和c'四個(gè)參數(shù)估計(jì)值均顯著且同號(hào)，這表明農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)是存在的，起到部分中介的作用。其中，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為ab/c=0.0071×0.0884/0.0140=0.045，Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)估計(jì)值為0.004 8， 占總效應(yīng)的0.075 9，置信區(qū)間為(0.000 1, 0.010 4) （表4），不包含零值，固定效應(yīng)依次回歸、IV-2SLS依次估計(jì)和Bootstrap檢驗(yàn)均說明技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)和農(nóng)民收入提升之間的中介效應(yīng)顯著。由于檢驗(yàn)的系數(shù)都顯著，依次檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)于Bootstrap法的結(jié)果，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收的作用大約有4.50%是通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介作用實(shí)現(xiàn)的。

表4 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中介效應(yīng)的Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Results of the Bootstrap test on the mediating effects of agricultural technology progress

為比較全國(guó)與各區(qū)域之間、區(qū)域與區(qū)域之間的差異，按照三大糧食產(chǎn)銷區(qū)進(jìn)行回歸。在不同的糧食產(chǎn)銷區(qū)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入的影響存在較大差異，在糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入的影響最大，其次是主產(chǎn)區(qū)，在糧食主銷區(qū)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入的影響最小并且低于表3中的平均影響水平，主要是糧食主銷區(qū)中多為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值較高，而糧食主產(chǎn)區(qū)與產(chǎn)銷平衡區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展較欠缺，存在較大發(fā)展?jié)摿?，所以這兩個(gè)區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展可以帶來更大程度的增收。但農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)在主銷區(qū)中最大，高達(dá)72.37%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于全國(guó)平均水平4.50%，其次為主產(chǎn)區(qū)的1.15%與產(chǎn)銷平衡區(qū)的1.08%，前者與后兩者差距較大（表5），一方面印證了糧食主銷區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)質(zhì)量較高，一方面可以看出主產(chǎn)區(qū)與產(chǎn)銷平衡區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)中的技術(shù)水平不高。

為充分說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的影響機(jī)制，提取農(nóng)民收入中的經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入，探究農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)這兩類收入提升中的作用機(jī)制。結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可以提高農(nóng)民的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入，提升程度分別為0.002 2和0.007 9，在1%水平上高度顯著（表6），與固定效應(yīng)所得結(jié)果相同，并且可以通過農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步來促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入的提升，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步起到部分中介的作用。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的影響中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)為12.07%，在對(duì)工資性收入的影響中，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)為5.57%，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在服務(wù)促進(jìn)經(jīng)營(yíng)性收入提高過程中的中介作用較大。

表6 農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步在經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入提升中的中介效應(yīng)依次檢驗(yàn)IV-2SLS估計(jì)結(jié)果Table 6 Results of the IV-2SLS estimation of the mediating effects of agricultural technology progress on agricultural operating income and wage income

3.3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民增收的門檻效應(yīng)

一期作為解釋變量。使用面板門檻模型時(shí)，首先要對(duì)門檻效應(yīng)是否存在進(jìn)行檢驗(yàn)，并確定門檻的個(gè)數(shù)。單一門檻通過顯著性檢驗(yàn)，但雙重門檻沒有通過顯著性檢驗(yàn)，表明門檻變量存在一個(gè)門檻值，門檻估計(jì)值為0.301 4（表7），95%的置信區(qū)間為（0.297 1, 0.306 2）。構(gòu)建似然比統(tǒng)計(jì)量和繪制與門檻值對(duì)應(yīng)的極大似然比函數(shù)圖來驗(yàn)證門檻估計(jì)值的真實(shí)性（圖2），LR統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著水平下的臨界值為7.35，門檻值0.301 4對(duì)應(yīng)的LR值處于7.35以下，即與真實(shí)值具有一致性。

表7 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)Table7 Threshold effect test of the impacts of agricultural producer services on farmers’ total income

前文已經(jīng)驗(yàn)證得出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠提升農(nóng)民的總收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中介作用的存在，那么本部分將進(jìn)一步研究這種促進(jìn)作用是不是一成不變的，是線性還是非線性的。將土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模作為門檻變量，按照人均農(nóng)作物播種面積將樣本分類，測(cè)算不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模水平區(qū)間下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的影響。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平與農(nóng)民增收可能存在反向的因果關(guān)系，所以將農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值滯后

當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模處于不同的范圍內(nèi)時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入的影響程度不同，兩者關(guān)系呈現(xiàn)非線性特征。當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模小于門檻值時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入增長(zhǎng)的影響在1%水平上高度顯著，估計(jì)系數(shù)為0.020 5（表8），當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模大于門檻值時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入增長(zhǎng)的影響系數(shù)為0.028 9并高度顯著，影響程度顯著提高。雖然在大多數(shù)地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)表現(xiàn)出隨著人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模擴(kuò)大，對(duì)農(nóng)民總收入提高程度增大的非線性特征，但在不同地區(qū)需要跨過的人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模不同，促進(jìn)效應(yīng)提高的程度也不同。

表8 門檻模型估計(jì)結(jié)果Table 8 Threshold model estimation results

在糧食主銷區(qū)中，存在單一門檻，當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模超過0.301 4時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入的提高程度從0.023 6提高到0.032 7；在糧食主產(chǎn)區(qū)中，也存在單一門檻，當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模超過1.529 4時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入的影響程度從0.027 4提高到0.079 7（表9），提高程度較大，當(dāng)糧食主產(chǎn)區(qū)的一部分農(nóng)民退出農(nóng)業(yè)與土地進(jìn)一步集中之后，更有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)效果的發(fā)揮，這與糧食主產(chǎn)區(qū)相對(duì)平坦的地形與連片的土地特征分不開。但在糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)中，不存在門檻效應(yīng)，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民總收入的影響不受人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模的制約。

表9 不同地區(qū)門檻模型估計(jì)結(jié)果Table 9 Threshold model estimation results in different regions

將農(nóng)民總收入分解為經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入，分別探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)兩類收入影響的非線性特征。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入的影響中，關(guān)于人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模的門檻效應(yīng)沒有通過檢驗(yàn)（表10），說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入的影響不受土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的限制，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的作用是線性的。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)工資性收入的影響中，三重門檻沒有通過顯著性檢驗(yàn)，只存在雙重門檻效應(yīng)，門檻值分別為0.301 4和0.666 3，95%的置信區(qū)間分別為（0.297 1, 0.306 2）和（0.663 4, 0.668 4），門檻值與真實(shí)值具有一致性（圖3）。當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模小于門檻值0.301 4時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)工資性收入增長(zhǎng)的影響程度為0.011 8，當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模大于0.301 4小于0.666 3時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)工資性收入增長(zhǎng)的影響系數(shù)為0.015 7，當(dāng)人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模大于0.666 3時(shí)，影響系數(shù)為0.022 0，均高度顯著（表8），農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民工資性收入增長(zhǎng)的影響程度隨著人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模的擴(kuò)大而逐漸提高。

表10 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)Table 10 Threshold effect test of agricultural producer services on agricultural operating income and wage income

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展除了對(duì)農(nóng)民收入提升有直接作用，還可以通過服務(wù)的技術(shù)外溢實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步間接提高農(nóng)民收入，但農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)較小，目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的技術(shù)推廣、擴(kuò)散和應(yīng)用的功能沒有得到充分地重視與發(fā)揮，服務(wù)缺少技術(shù)的支撐，各類服務(wù)主體的技術(shù)與物質(zhì)裝備水平有待提升。

在糧食主產(chǎn)區(qū)和產(chǎn)銷平衡區(qū)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)產(chǎn)值較低，服務(wù)對(duì)農(nóng)民收入的提高程度較大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展?jié)摿^大，但農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介作用較小，目前兩區(qū)域內(nèi)服務(wù)的質(zhì)量與專業(yè)化技術(shù)水平不高；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)工資性收入的提高程度大于對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的提高程度，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步也由于“踏車效應(yīng)”對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入的提高效果弱于對(duì)工資性收入的提高效果，但通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)實(shí)現(xiàn)的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步更容易提高農(nóng)民的經(jīng)營(yíng)性收入。一方面說明關(guān)于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力替代性技術(shù)的研發(fā)、推廣和應(yīng)用較為欠缺，另一方面說明通過服務(wù)實(shí)現(xiàn)的技術(shù)進(jìn)步在減少生產(chǎn)要素投入與增加產(chǎn)出的同時(shí)，沒有由于價(jià)格的降低而大肆抵消農(nóng)民從農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步中獲得的收益。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的增收效應(yīng)受到人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模的制約，在全國(guó)及糧食主產(chǎn)區(qū)和主銷區(qū)中，人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的提升作用越強(qiáng)，尤其在糧食主產(chǎn)區(qū)中，跨過一定人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模門檻后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的增收效應(yīng)提高程度較大；人均經(jīng)營(yíng)土地規(guī)模越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)民工資性收入的提升作用越強(qiáng)，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的影響不受土地規(guī)模的限制。說明在人地關(guān)系越不緊張的地方，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與提高農(nóng)民收入的程度越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)越充分發(fā)揮作用。在實(shí)踐中，往往農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力輸出做的好的地方，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平也較高。

4.2 政策啟示

1）由于農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的中介效應(yīng)較小，應(yīng)進(jìn)一步重視并充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的技術(shù)推廣、擴(kuò)散和應(yīng)用能力。目前，土地規(guī)模較小的普通農(nóng)戶仍是我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主要經(jīng)營(yíng)者，由于普通農(nóng)戶對(duì)于新技術(shù)的主動(dòng)接受能力、運(yùn)用能力和新技術(shù)配套設(shè)備的購(gòu)買能力均較弱，僅僅依靠傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣形式已遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，所以應(yīng)重視通過服務(wù)外包直接將先進(jìn)的技術(shù)與知識(shí)帶入生產(chǎn)的方式，這種服務(wù)替代自種、機(jī)械替代人工的方式使得普通農(nóng)戶“被動(dòng)”地接受新的技術(shù)，縮短技術(shù)擴(kuò)散流程達(dá)到技術(shù)進(jìn)步的目的。

2）加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的技術(shù)支持，不斷提高服務(wù)的專業(yè)化水平和技術(shù)含量。由于我國(guó)各類農(nóng)業(yè)服務(wù)形式發(fā)端于農(nóng)機(jī)服務(wù)，服務(wù)組織和人員的知識(shí)層次與技術(shù)水平相對(duì)偏低，這極大制約了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)技術(shù)外溢效應(yīng)的發(fā)揮。因此，一方面要加強(qiáng)對(duì)服務(wù)人員的培訓(xùn)，另一方面要引進(jìn)具備全面知識(shí)的多元化專業(yè)人才，進(jìn)而提高服務(wù)的層次與技術(shù)水平。同時(shí)，應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)替代性技術(shù)的引入，提高生產(chǎn)效率并且緩解人地矛盾，進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的增收效應(yīng)。

3）通過土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)與發(fā)展全程托管、聯(lián)耕聯(lián)種等形式的規(guī)模經(jīng)營(yíng)來緩解由于人多地少所帶來的對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)充分發(fā)揮作用的制約。土地流轉(zhuǎn)經(jīng)營(yíng)與發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)不是兩條非此即彼的規(guī)模經(jīng)營(yíng)路徑，土地經(jīng)營(yíng)權(quán)的流轉(zhuǎn)集中也為發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)提供了前提條件，減少了阻礙。充分發(fā)揮農(nóng)民集體經(jīng)濟(jì)組織、農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)等的土地整合作用，形成實(shí)現(xiàn)分工與專業(yè)化所需要的市場(chǎng)容量，便于服務(wù)主體進(jìn)入市場(chǎng)與充分發(fā)揮作用。

4）將目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展重點(diǎn)放在糧食主產(chǎn)區(qū)與產(chǎn)銷平衡區(qū)。將關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的資金與政策適當(dāng)向這兩個(gè)區(qū)域傾斜，加快培育優(yōu)質(zhì)服務(wù)主體，提高服務(wù)規(guī)模。在糧食主產(chǎn)區(qū)，由于先進(jìn)的大型機(jī)械有條件充分發(fā)揮作用，所以可適當(dāng)加大面向服務(wù)主體的農(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼，增加服務(wù)的技術(shù)含量。同時(shí)，應(yīng)著力做好糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力的就業(yè)培訓(xùn)與輸出，充分釋放糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展?jié)摿Α?/p>