錢 巍，王永勝，潘方卉

（東北農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030）

一、引言與文獻綜述

農(nóng)業(yè)機械化水平的提高是引導農(nóng)業(yè)向高質量發(fā)展轉變的重要推動力，也是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要衡量指標［1］。與發(fā)達國家相比，我國農(nóng)業(yè)機械普及率偏低且結構不均衡，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長緩慢。2020年，我國農(nóng)業(yè)機械化水平達70%，但與發(fā)達國家普遍高于90%相比尚存在一定差距，且小型拖拉機比例達70%①數(shù)據(jù)來源，《2021年中國農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展現(xiàn)狀分析短報告》。。長期以來，小農(nóng)戶經(jīng)營主體逐漸形成農(nóng)戶雇傭自己勞動力、配合適應自己經(jīng)營規(guī)模的小型農(nóng)業(yè)機械的分工模式。受城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟體制和戶籍制度等因素的影響，大量低技能勞動力滯留農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動［2］，使得勞動力相對資本更具生產(chǎn)的相對比較優(yōu)勢，從而抑制農(nóng)戶提高生產(chǎn)機械化水平的利潤動機。近年來，農(nóng)機社會化服務的興起有效銜接小農(nóng)戶對大型農(nóng)機的需求［3-4］，但同時也面臨著市場容量過小、交易成本過高、信息不對稱等問題。與之相比，經(jīng)營范圍更廣泛的農(nóng)民合作社既擁有大型與智能農(nóng)機作業(yè)需求，又可以為小農(nóng)戶提供類似農(nóng)機合作社的服務供給，由此對我國當前農(nóng)業(yè)機械化帶來一定的變動。農(nóng)民合作社作為一種新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，在經(jīng)營規(guī)模、盈利能力、市場導向、品牌建設等方面相比小農(nóng)戶優(yōu)勢明顯［5］。截至2020年11月，全國農(nóng)民合作社達224.1萬家，普通農(nóng)戶占成員總數(shù)的80.7%，但部分農(nóng)民合作社也可能因為過高交易成本等問題而走向“空殼社”“異化社”［6］，農(nóng)民合作社的質量在影響農(nóng)業(yè)機械化水平過程中不容忽視。基于此，針對我國當前農(nóng)業(yè)機械數(shù)量、質量和結構有待進一步提高與優(yōu)化的現(xiàn)狀，農(nóng)民合作社對農(nóng)業(yè)機械化水平是否存在促進作用是本文關注的焦點。

農(nóng)業(yè)機械化水平的影響因素在學術界尚未形成一致定論。首先，在農(nóng)業(yè)勞動力非農(nóng)化轉移方面，根據(jù)傳統(tǒng)的要素替代理論和誘致性技術創(chuàng)新理論，農(nóng)業(yè)勞動力的非農(nóng)轉移會提高勞動力要素的相對稀缺度與相對要素價格，這種“用工成本”的上升會促進農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體擴大對農(nóng)機這種勞動節(jié)約型生產(chǎn)要素的需求［7］。從收入角度來看，非農(nóng)就業(yè)帶來的非農(nóng)收入會增加經(jīng)營者對農(nóng)機的投入［8］和生產(chǎn)性投資［9］，但是農(nóng)民經(jīng)營性收入?yún)s對此沒有影響［10］。同時，林善浪等［11］從農(nóng)業(yè)勞動力選擇性轉移視角，研究發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力與機械投入之間替代彈性較小，勞動力成本上升對農(nóng)機化水平的提高作用有限。以青壯年男性為主的外出兼業(yè)主體使得農(nóng)村剩余勞動力呈現(xiàn)婦女化［12］、老齡化［13］，而這種結構特征并未擴大對農(nóng)機的需求。其次，在土地經(jīng)營規(guī)模方面，候方安［14］認為耕地規(guī)模經(jīng)營對于農(nóng)業(yè)機械化具有直接的推動作用，而且土地流轉會進一步加強這種影響，但要受到地權穩(wěn)定和農(nóng)地存量的調節(jié)［15］。土地確權對農(nóng)業(yè)機械化的促進效應也受到農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的影響［16］。而曹陽等［17］通過分析微觀調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)土地規(guī)模經(jīng)營與農(nóng)業(yè)機械化水平之間并無必然的聯(lián)系，家庭承包責任制下的農(nóng)業(yè)機械化在土地小規(guī)模經(jīng)營下依然可以實現(xiàn)。以小農(nóng)戶為主體的分散經(jīng)營并未阻礙農(nóng)業(yè)機械化水平的提高，不應該單純地追求大機械化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式［18］。最后，其他影響因素研究集中在農(nóng)機社會化服務［3］、農(nóng)機補貼［19-20］、農(nóng)村金融［21-22］等方面。

二、理論分析與研究假說

（一）農(nóng)民合作社影響農(nóng)業(yè)機械化理論分析

當傳統(tǒng)的家庭自購農(nóng)業(yè)機械生產(chǎn)模式無法激勵小農(nóng)戶進行現(xiàn)代化機械投資時，生產(chǎn)服務外包和加入農(nóng)民合作社成為兩種新的生產(chǎn)渠道。一方面，相比小農(nóng)戶，農(nóng)民合作社更具有投資農(nóng)機的可行性與積極性。農(nóng)機現(xiàn)代化程度越高，農(nóng)機購置價格和與之互補的人力資本也往往越高。小農(nóng)戶經(jīng)營面臨資金支持不足問題，較高的固定成本分攤到有限的生產(chǎn)規(guī)模中會提高平均生產(chǎn)成本，農(nóng)業(yè)剩余勞動力老齡化也會限制人力資本積累，從而影響農(nóng)戶購置農(nóng)機的積極性。農(nóng)民合作社雖然與企業(yè)在出資方式、決策原則、分配方式等方面存在差異，但在經(jīng)營組織化程度、農(nóng)產(chǎn)品品牌建設、抵御市場風險能力等方面相比小農(nóng)戶具有一定優(yōu)勢。首先，較高預期的經(jīng)營績效會吸引農(nóng)民將土地進行托管，改變“兼業(yè)化”和土地在缺乏組織化經(jīng)營的分散農(nóng)戶之間流轉的現(xiàn)狀。這樣一來，高成本農(nóng)機在被托管土地的使用會減少單位土地分攤的固定成本，進行集約化生產(chǎn)的同時也提高生產(chǎn)效率。其次，合作社與小農(nóng)戶之間穩(wěn)定的合作關系可以提高作物種植的統(tǒng)一性，降低農(nóng)機“資產(chǎn)專用性”帶來的交易成本。最后，從需求角度來看，合作社作為一個組織化主體，能緩解小農(nóng)戶與農(nóng)機生產(chǎn)商之間的信息不對稱和需求疲軟。合作社可以將新的農(nóng)機作業(yè)需求及時向生產(chǎn)商反饋，并通過延長農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈、加強產(chǎn)品議價能力、抵御市場周期性波動以提高利潤水平，因此提高對大型、智能、現(xiàn)代化農(nóng)機的當期投資需求，優(yōu)化農(nóng)機結構發(fā)展不均衡現(xiàn)狀，深化農(nóng)業(yè)機械化提質增效。

另一方面，農(nóng)民合作社促進農(nóng)機合作社的發(fā)展，節(jié)約農(nóng)機作業(yè)銜接過程中的交易成本。農(nóng)機合作社相比農(nóng)民合作社專業(yè)化程度更深，但二者的服務邊界也逐漸出現(xiàn)融合跡象：農(nóng)民合作社購置農(nóng)機后為分攤固定成本不斷擴大作業(yè)范圍，許多農(nóng)機合作社的社會化服務對象也不斷拓寬，成為提供農(nóng)機服務種、收、銷一體化的“雙主體”。農(nóng)機社會化服務主體進行跨區(qū)作業(yè)面臨遠距離運輸和收集服務需求信息等成本，不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)的市場準入門檻也會限制服務主體的服務半徑與市場規(guī)模［23］。如果農(nóng)民合作社直接作為作業(yè)需求者與農(nóng)機服務商進行對接，更有利于雙方信息溝通并減少交易次數(shù)，從而節(jié)約交易成本。如果農(nóng)民合作社利用自有農(nóng)機進行社會化服務，具有較低準入門檻的生產(chǎn)環(huán)節(jié)對異地服務商而言市場份額太小，甚至會取消市場交易，但本地合作社可以以低成本進入，進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械化覆蓋。基于此，提出第一個研究假說：

H1：成立農(nóng)民合作社對農(nóng)業(yè)機械化水平具有促進作用。

（二）土地流轉的調節(jié)效應分析

農(nóng)地資源在中國存在錯配，配置效率的提高受到農(nóng)戶土地流轉的影響［24］。土地適度規(guī)模經(jīng)營是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)機械化的必要條件，土地轉入會顯著提高農(nóng)戶對農(nóng)機的采用［25］。農(nóng)民合作社經(jīng)營主體進行農(nóng)業(yè)機械投資，尤其是大型與智能農(nóng)機，較高固定成本的存在使其更需要土地集約耕作。然而，農(nóng)民合作社的建立并不必然直接加速勞動力轉移和土地流轉，規(guī)模經(jīng)濟效應的發(fā)揮受到阻礙。首先，受限于對合作社盈利能力與利潤分配機制的充分認知，使許多農(nóng)戶最初對流轉土地持觀望態(tài)度。其次，土地供給缺乏彈性，農(nóng)戶擁有完全托管、兼業(yè)和自營多種選擇，在合作社績效較好時與其進行關于土地租金的博弈，使合作社面臨高租金成本。因此，當農(nóng)民合作社不能通過土地流轉獲得較高土地經(jīng)營面積時，規(guī)模經(jīng)濟對農(nóng)業(yè)機械購置的促進作用較低。只有在生產(chǎn)率較高的國家和地區(qū)才會有新技術和較高的機器采用率［26］。對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率而言，只有當土地流轉促進規(guī)模化經(jīng)營時才能得到提高［27］。當農(nóng)戶通過簽訂合同等方式與合作社建立良好的合作關系，土地流轉的摩擦性阻礙得到緩解時，合作社才能獲得購置農(nóng)機作業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟性?；诖耍岢龅诙€研究假說：

H2：農(nóng)民合作社對農(nóng)業(yè)機械化的影響受到土地流轉的正向調節(jié)。

基于此，構建農(nóng)民合作社對農(nóng)業(yè)機械化水平影響的理論框架如圖1所示。

中國共產(chǎn)黨是與時俱進的黨，是遵循歷史規(guī)律的黨，是勇立時代潮頭的黨。黨和國家事業(yè)推進到哪一步，黨的建設就要推進到哪一步，相應地就要確立符合時代要求的黨的建設總目標。建黨90多年來，從注重思想建黨到重視制度建設再到把黨的政治建設擺在首位，號召全黨提高政治領導力和政治領導本領，充分展示了我們黨與時俱進的理論品格，全面彰顯了新時代黨的建設的戰(zhàn)略考量和鮮明特色。

圖1 農(nóng)民合作社對農(nóng)業(yè)機械化水平影響的理論框架

三、數(shù)據(jù)來源、模型構建與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機械化為主要變量進行研究。空間維度選取31個省份為樣本，由于中國港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)存在明顯缺失，故進行刪除處理；時間維度鑒于省際農(nóng)民合作社數(shù)據(jù)可得性，選擇2016年為研究時段。所用數(shù)據(jù)主要來源于第三次全國農(nóng)業(yè)普查、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。具體而言，農(nóng)民合作社數(shù)據(jù)來源于第三次全國農(nóng)業(yè)普查，農(nóng)業(yè)機械化綜合發(fā)展水平評價體系中農(nóng)業(yè)機器人數(shù)據(jù)來源于國際機器人聯(lián)合會（IFR），信息技術支持來源于工業(yè)和信息化部，其它指標數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》?？刂谱兞繑?shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、銀保監(jiān)會、各省農(nóng)業(yè)機械購置補貼機具補貼額一覽表。

（二）模型構建

大多數(shù)實證研究以某區(qū)域的微觀調研數(shù)據(jù)為樣本載體，相比之下，本文所用宏觀數(shù)據(jù)量較小，重在給出一個具有直覺性的經(jīng)驗分析。因后續(xù)被解釋變量取值區(qū)間為（0，1），屬于受限因變量，為避免OLS回歸造成一定偏誤，采用Tobit模型進行MLE估計。模型設置如下：

式（1）～式（3）中，i表示省份，Y*為潛變量，Y為被解釋變量農(nóng)業(yè)機械化水平，X為解釋變量農(nóng)民合作社，CV為一系列除合作社外其他影響農(nóng)業(yè)機械化水平的控制變量，ε為擾動項，β捕捉X對潛變量的邊際效應。式（1）為基準模型，為了實證分析土地流轉程度對于這種影響的調節(jié)作用，在式（1）基礎上，將土地流轉這一調節(jié)變量及其與農(nóng)民合作社形成的交互項加入模型，構成式（3）。β2捕捉調節(jié)效應對潛變量邊際影響的方向與大小。根據(jù)理論預期，β和β2均為正。為了減小異方差性，模型中的主要變量進行對數(shù)化處理。

（三）變量選取

1.被解釋變量 對于農(nóng)業(yè)機械化水平的衡量，很多學者直接將農(nóng)業(yè)機械總動力作為度量指標，也有部分學者根據(jù)不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)從機耕、機播、機收等細化指標進行衡量。為避免單一指標的片面性，既要考慮機械化數(shù)量水平，也要得到充分考慮機械化質量，投資于智能化農(nóng)機也是本文認為的農(nóng)民合作社的重要優(yōu)勢所在。因此，嘗試在建立農(nóng)業(yè)機械化水平指標體系的基礎上運用熵權賦值法進行測算，得到農(nóng)業(yè)機械化綜合發(fā)展水平。以科學性、合理性和數(shù)據(jù)可得性為前提，從農(nóng)業(yè)機械作業(yè)、農(nóng)業(yè)機械動力和農(nóng)業(yè)機械智能化3 個維度選取10 個二級指標構建指標體系，具體測度如表1 所示。熵權賦值法的具體步驟為：

表1 農(nóng)業(yè)機械化水平指標體系及權重

第一步，對指標進行標準化處理，各指標均為正向指標，因此進行如下處理：

式（4）中，xij和yij分別為第i個省、第j項指標處理前與處理后的值。

第二步，計算第j項指標的熵值：

第三步，計算第j項指標的權重：

第四步，計算各省份綜合指數(shù)：

2.解釋變量 鑒于數(shù)據(jù)可得性，目前對農(nóng)民合作社的宏觀統(tǒng)計中，2016 年全國第三次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)具有較強的權威性。因此，直接選取第三次農(nóng)業(yè)普查中各省農(nóng)民專業(yè)合作社數(shù)量作為農(nóng)民合作社發(fā)展程度的衡量指標。

3.調節(jié)變量 選擇土地流轉程度作為農(nóng)民合作社影響農(nóng)業(yè)機械化水平的調節(jié)變量。由于土地流轉主要是通過增加合作社成立后規(guī)模經(jīng)濟而產(chǎn)生作用，因此以土地流入量進行衡量。具體地，以各省通過轉包、轉讓、出租等方式流入的耕地面積總和來表示。

4.控制變量 根據(jù)已有研究，農(nóng)業(yè)勞動力轉移、土地規(guī)模化經(jīng)營、農(nóng)機補貼、農(nóng)村金融均可能會對農(nóng)業(yè)機械化水平產(chǎn)生影響[11，15，20-21]。其中，以土地流轉表示的土地規(guī)?；?jīng)營，已經(jīng)以調節(jié)變量的形式納入模型?？紤]到農(nóng)業(yè)機械的使用很大程度上作用于糧食作物與經(jīng)濟作物，農(nóng)作物播種面積的穩(wěn)定性會影響到農(nóng)機采用。因此，本文主要選取以下控制變量：農(nóng)業(yè)勞動力轉移、農(nóng)機補貼、農(nóng)村金融發(fā)展以及農(nóng)作物播種面積，以緩解因遺漏變量而產(chǎn)生的系數(shù)估計偏誤。具體變量說明及描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計

四、結果與分析

（一）基準回歸分析

利用Stata16 軟件，通過Tobit 模型分析農(nóng)民合作社對農(nóng)業(yè)機械化水平的影響，表3 匯報了農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機械化水平的基準回歸結果。模型（1）～模型（3）中的農(nóng)民合作社系數(shù)分別為不加控制變量、加入除流轉程度外的控制變量、加入所有控制變量的農(nóng)民合作社對潛變量的邊際效應。平均方差膨脹因子為3.48，且所有方差膨脹因子均小于10，說明變量之間不存在嚴重的共線性問題。所有模型均匯報異方差穩(wěn)健標準誤以消除潛在異方差問題，似然比檢驗均在1%顯著性水平上拒絕解釋變量系數(shù)為0的原假設。以加入所有控制變量的模型（3）進行解釋，結果顯示，農(nóng)民合作社水平每提高1%，農(nóng)業(yè)機械化水平將上升0.092%，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明農(nóng)民合作社的成立對農(nóng)業(yè)機械化水平起到顯著的促進作用，H1得以驗證。

表3 基準回歸結果

（二）內生性與工具變量

直接利用各省農(nóng)民合作程度對農(nóng)業(yè)機械化水平進行回歸分析，得到的系數(shù)可能因為潛在的內生性問題而存在偏誤。從現(xiàn)有研究來看，對農(nóng)民合作社的衡量大多基于調研數(shù)據(jù)，通過農(nóng)戶是否加入合作社來形成對照組與實驗組，在控制農(nóng)戶個體與家庭等特征的基礎上運用傾向得分匹配法（PSM）進行因果識別，可以較大程度地規(guī)避內生性問題。相比之下，直接使用各省合作社數(shù)量對合作社發(fā)展程度進行衡量，這種觀測數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)生成過程缺乏隨機性。一方面，可能因遺漏變量偏誤產(chǎn)生內生性。具體來說，可能存在其他混雜因素，使得農(nóng)民合作社發(fā)展較為充分的省份同時具備較高的大型農(nóng)機使用率。盡管加入部分控制變量，但考慮到樣本量的限制，無法加入更多控制變量，以免損失自由度。另一方面，可能因反向因果關系產(chǎn)生內生性。農(nóng)機化水平的提高能夠降低生產(chǎn)成本、提高生產(chǎn)率、增加經(jīng)濟效益、實現(xiàn)規(guī)模報酬遞增，而這又催生具有更大生產(chǎn)經(jīng)營與要素管理能力的農(nóng)民合作社的成立。

本文采用工具變量法對內生性問題進行處理。工具變量需要滿足相關性與外生性兩個要求。選擇各省私營企業(yè)吸納農(nóng)民就業(yè)程度作為農(nóng)民合作社發(fā)展的工具變量。這樣選擇的內在邏輯是：首先，農(nóng)業(yè)勞動力作為一種生產(chǎn)要素需要得到最優(yōu)配置。農(nóng)民作為“理性人”，為了實現(xiàn)利益最大化會在務農(nóng)與務工之間作出選擇。伴隨著工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的推進，私營企業(yè)成為農(nóng)民外出務工的重要就業(yè)選擇，同時會受地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移、“三農(nóng)”政策等因素影響而不斷作出調整。私營企業(yè)在吸納就業(yè)過程中，會不斷分散農(nóng)戶對合作社的關注度，使其就業(yè)重心發(fā)生轉移，從而不利于合作社的發(fā)展與壯大。王志章等［28］的研究表明，勞動力非農(nóng)就業(yè)顯著地阻礙農(nóng)戶參與專業(yè)合作社［28］。相反，若某地區(qū)私營企業(yè)發(fā)展不足，農(nóng)戶將會更大概率地考慮加入合作社。因此，二者之間具有一定的負相關性。其次，并沒有證據(jù)直接表明某地區(qū)的私營企業(yè)發(fā)展程度會直接影響農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展水平。雖然農(nóng)民在私營企業(yè)可能通過獲得工資性收入間接影響農(nóng)機使用，但本文側重點是大型與智能農(nóng)機采用率，并沒有利潤動機激勵農(nóng)民將較大資金投資于缺乏比較優(yōu)勢的土地。因而，只能通過影響農(nóng)戶的擇業(yè)選擇，是否加入農(nóng)民合作社，進一步影響合作社是否追加農(nóng)機投資。因此，也同時滿足一定的外生性要求。

在選定工具變量的基礎上，利用工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）對模型進行再次估計，估計結果如表4 所示。在第一階段，私營企業(yè)吸納農(nóng)民務工程度對農(nóng)民合作社的影響系數(shù)為負，且通過1%的顯著性檢驗。在第二階段，通過第一階段去除內生部分后的合作社發(fā)展再次表現(xiàn)出對農(nóng)業(yè)機械化水平的顯著正向影響關系。Kleibergen-Paap rk LM 檢驗在10%的顯著性水平上拒絕工具變量識別不足的原假設。Anderson-Rubin 檢驗在10%的顯著性水平上拒絕工具變量與內生變量不相關的原假設。從估計系數(shù)來看，邊際效應大于基準回歸系數(shù)，說明Tobit 回歸在一定程度上低估農(nóng)民合作社對農(nóng)機化水平的促進作用。

表4 工具變量回歸結果

（三）土地流轉調節(jié)效應

要想充分發(fā)揮農(nóng)民合作社這種新型經(jīng)營模式帶來的規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢，需要對土地生產(chǎn)要素進行整合，尤其是改變原有土地“細碎化”特征。因此，土地流轉在農(nóng)民合作社影響農(nóng)機化水平的過程中發(fā)揮著重要作用。通過調節(jié)效應模型，對計量模型（3）進行實證分析，以檢驗理論分析的合理性。估計結果如表5所示，模型（4）和模型（5）分別為變量未處理與將解釋變量與調節(jié)變量中心化處理后的估計結果。處理后，各變量方差膨脹因子均小于10，且平均值為3.55。結果顯示，農(nóng)民合作社與土地流轉交互項系數(shù)為0.036，且通過1%顯著性檢驗，盡管主效應系數(shù)在變量未中心化處理時發(fā)生改變，但調節(jié)效應主要關心交互項系數(shù)的正負。從邊際效應來看，分別為-0.126+0.036×土地流轉和0.092+0.036×土地流轉。而2016 年土地流轉對數(shù)平均值6.06，進入正向調節(jié)階段。這表明，土地流轉能強化農(nóng)民合作社對農(nóng)業(yè)機械化水平的促進作用，H2得以驗證。

表5 調節(jié)效應回歸結果

為了更清晰地呈現(xiàn)不同土地流轉程度的調節(jié)作用，描繪了相關調節(jié)效應圖（圖2）。圖2a 為相關變量經(jīng)過中心化處理后的調節(jié)效應關系圖，從圖2a 中可以更加直觀地看到，在土地流轉程度較高的情況下，農(nóng)民合作社對于農(nóng)業(yè)機械化水平的正向影響強于在土地流轉程度較低情況下，農(nóng)民合作社對于農(nóng)業(yè)機械化水平的正向影響。

圖2 土地流轉程度在農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機械化水平間的調節(jié)作用

（四）進一步分析：考慮合作社質量

以上對農(nóng)民合作社的衡量僅從合作社數(shù)量切入，而忽略合作社成立后的發(fā)展質量。實際中出現(xiàn)許多盲目登記、套取國家補貼但并未開展實質性業(yè)務的“空殼社”“異化社”，對于這些合作社必須進行整頓［6］。因此，嘗試考慮農(nóng)民合作社質量，進一步構造合作社衡量方式，將國家對農(nóng)業(yè)的補貼與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出考慮在內，具體地：

式（8）中，CQ為考慮質量后的農(nóng)民合作社發(fā)展水平，GDP和EMP分別為第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出與勞動力數(shù)量，SU和CO分別表示農(nóng)機補貼與農(nóng)民合作社數(shù)量。經(jīng)營績效越好的合作社會充分利用國家農(nóng)業(yè)補貼進行集約化生產(chǎn)，從而獲得較高人均產(chǎn)值；相反，“空殼社”將農(nóng)業(yè)補貼進行非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性利用無法帶來勞動生產(chǎn)率大幅度提升。因此，CQ越大，表示單位農(nóng)民合作社使用農(nóng)機補貼提高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率越大，合作社質量越高?；貧w結果如表6所示，農(nóng)民合作對農(nóng)業(yè)機械化水平仍然顯示出促進作用，土地流轉的調節(jié)作用也仍然顯著。從影響程度來看，在考慮合作社質量后，其對農(nóng)業(yè)機械化水平的提升作用約為僅考慮合作社數(shù)量時的50%。這表明，如果不考慮合作社成立后長期的良性發(fā)展，將夸大其對農(nóng)業(yè)機械化水平的拉動作用。同時，土地流轉的正向調節(jié)作用也下降約22%，圖2b顯示了考慮合作社質量后的土地流轉調節(jié)效應關系圖。

表6 考慮合作社質量的回歸結果

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗結論的可靠性，通過以下兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是變換估計方法，運用普通最小二乘法重新對基準模型與調節(jié)模型進行回歸分析；二是借鑒周振等［29］的方法，將被解釋變量農(nóng)業(yè)機械化水平替換為農(nóng)機總動力。結果如表7 所示，直接效應均通過10%顯著性檢驗，調節(jié)效應均通過1%顯著性檢驗。因此，穩(wěn)健性檢驗支持基準回歸和調節(jié)效應中關于農(nóng)民合作社、農(nóng)機化水平及土地流轉三者之間關系的實證結果。

表7 穩(wěn)健性檢驗回歸結果

五、主要結論與政策建議

基于2016 年第三次全國農(nóng)業(yè)普查和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》等數(shù)據(jù)，使用Tobit 模型從經(jīng)驗層面實證檢驗農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)機械化與土地流轉三者之間的理論關系，得出以下主要結論：（1）農(nóng)民合作社的成立會顯著提高農(nóng)業(yè)機械的采用率，合作社數(shù)量每增加1%，農(nóng)業(yè)機械化水平增加約0.092%。（2）土地流轉在農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機械化水平之間起到顯著的正向調節(jié)作用，越能得到規(guī)?；?jīng)營的合作社，農(nóng)機采用率越高。在考慮內生性問題及穩(wěn)健性檢驗后以上結論仍然成立。（3）在考慮合作社發(fā)展質量后，農(nóng)民合作社的正向促進作用下降到僅考慮合作社數(shù)量時的50%，土地流轉的調節(jié)作用也有略微下降。

基于上述結論，提出以下政策建議：第一，積極培育農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式，充分發(fā)揮其經(jīng)營優(yōu)勢，做到產(chǎn)權明晰、分配合理與經(jīng)營現(xiàn)代化。在此基礎上，積極承接新型農(nóng)業(yè)機械與科技的充分利用，加強組織化主體對國家有關農(nóng)業(yè)科技政策部署的實施。利用新型經(jīng)營主體的組織化優(yōu)勢，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營各環(huán)節(jié)的市場化水平，以此提高融資水平，為新型農(nóng)機的采用提供資金保障。第二，積極落實農(nóng)村土地流轉政策，包括土地轉入與土地轉出，加強農(nóng)村公共服務與社會保障水平，積極改善農(nóng)民將土地作為社會保障收入重要來源的現(xiàn)狀，以此強化農(nóng)村土地流轉的流動性、徹底性，增強農(nóng)民合作社經(jīng)營規(guī)模經(jīng)濟性。第三，積極治理與整頓農(nóng)民合作社中“空殼社”的滋生與發(fā)展。一方面，加強對農(nóng)民合作社獲得農(nóng)機補貼后的投資監(jiān)督與及時反饋，適時清理套取政府補貼的“空殼社”；另一方面，積極完善政府對農(nóng)民合作社的考核標準與扶持政策。