李克樂，楊宏力

（聊城大學(xué)商學(xué)院，山東 聊城 252059）

一、引 言

在我國不斷健全農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接的進(jìn)程中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資可有效轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，為保障國家農(nóng)產(chǎn)品供給與糧食安全提供強(qiáng)勁動力。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資水平是決定農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素，是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的重要驅(qū)動力。根據(jù)中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，2010～2019年，我國第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資額從2 493億元增長到11 136億元，整體呈現(xiàn)遞增趨勢。

近年來，關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額不斷增長的背后邏輯也越來越受到學(xué)術(shù)界關(guān)注，不乏有學(xué)者從不同角度考察了某些因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響。林文聲等（2017）考察了農(nóng)地確權(quán)頒證對農(nóng)業(yè)投資行為的影響，并得出農(nóng)地確權(quán)頒證主要通過提高地權(quán)安全性、地權(quán)可交易性以及信貸可得性三種方式促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資。張笑寒等（2019）利用省級面板數(shù)據(jù)考察了土地規(guī)?；?jīng)營與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資之間關(guān)系，并得出土地規(guī)?；?jīng)營促進(jìn)了勞動節(jié)約型投資，但抑制了土地節(jié)約型投資。張建等（2019）考察了村集體組織和農(nóng)戶自發(fā)兩種類型的農(nóng)地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)入戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)長期投資的影響差異。錢龍等（2021）考察了外出務(wù)工對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工對流動性生產(chǎn)投資有顯著負(fù)面影響，隨著家庭成員外出務(wù)工比例的提升，農(nóng)戶會減少這一類投入，但并未發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工能夠有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械投資。任天馳等（2021）基于湖北、江西、四川以及云南1 290戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)，從農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的主體異質(zhì)性出發(fā)，實(shí)證研究農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)保障水平對農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響。陳志剛等（2020）運(yùn)用調(diào)研數(shù)據(jù)分析農(nóng)村金融與家庭農(nóng)場基礎(chǔ)設(shè)施投資之間關(guān)系，得出農(nóng)村正規(guī)金融信貸會促進(jìn)家庭農(nóng)場基礎(chǔ)設(shè)施投資，而農(nóng)村非正規(guī)金融對基礎(chǔ)設(shè)施投資不存在顯著影響。吳笑語等（2020）運(yùn)用2015年CHFS數(shù)據(jù)研究得出農(nóng)戶借貸規(guī)模與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。謝沂芹等（2021）利用2011年～2018年全國30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)得出農(nóng)業(yè)信貸配給與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)信貸資金利用效率較低，真正運(yùn)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的資金不足。

上述研究雖從不同角度分析了某些因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，為本文的研究奠定良好基礎(chǔ)，但是多以農(nóng)戶的自身生產(chǎn)需要為出發(fā)點(diǎn)分析家庭內(nèi)部的投資。然而，從當(dāng)下的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)實(shí)際來看，僅有部分的短期流動性投資是以家庭投資為主，農(nóng)業(yè)機(jī)械等長期固定資產(chǎn)投資更多源于服務(wù)供給主體，包括服務(wù)組織和服務(wù)型農(nóng)戶等。隨著我國城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程加快，農(nóng)業(yè)勞動力不斷向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，致使農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)老齡化和女性化，激發(fā)了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包服務(wù)需求。因此，本文將基于農(nóng)戶需求視角分析外包服務(wù)需求能否促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)長期投資。另一方面，關(guān)于金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，上述研究均以家庭微觀數(shù)據(jù)作為分析樣本，并未從省域?qū)用婵疾旖鹑谛刨J對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響。金融是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的命脈，是產(chǎn)業(yè)興旺發(fā)達(dá)的活水?，F(xiàn)階段，我國已形成多層次、廣覆蓋、適度競爭的農(nóng)村金融服務(wù)體系，農(nóng)村金融服務(wù)的便利性、可得性進(jìn)一步提高（玉國華，2021），為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資創(chuàng)造了資本條件。因此，在我國不斷推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，健全農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系，建立農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化政策背景下，從外包服務(wù)需求和金融信貸角度考察對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響具有重要政策含義。識別外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，有助于消除農(nóng)村勞動力短缺阻礙我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的隱憂，有助于推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)的發(fā)展，加快農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系建設(shè)。考察金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，有助于科學(xué)回答農(nóng)村金融如何助力農(nóng)業(yè)發(fā)展，為今后農(nóng)村金融發(fā)展改革提供智力支撐?；诖?，本文運(yùn)用2010～2019年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)全面考察外包服務(wù)需求與金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響。

與以往研究相比，本研究的貢獻(xiàn)主要集中在以下幾點(diǎn)：第一，從需求視角考察了服務(wù)外包對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，并引入內(nèi)生變量滯后項(xiàng)與日照時(shí)間作為工具變量弱化內(nèi)生性影響；第二，從宏觀視角考察了金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，并發(fā)現(xiàn)涉農(nóng)貸款并未真正流向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域；第三，探究了地形特征對外包服務(wù)需求影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及檢驗(yàn)了外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資之間可能存在的“U型”機(jī)制關(guān)系。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)供給主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的前提是市場中存在大量的潛在外包服務(wù)需求且具有投資的“本錢”。因此，本文將嘗試分析兩個(gè)問題，一是外包服務(wù)需求存在邏輯及其如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，二是金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資影響的內(nèi)在機(jī)理。

（一）外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)外包是農(nóng)戶將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的部分環(huán)節(jié)或全部環(huán)節(jié)交予他人作業(yè)的一種行為（王志剛等，2011）。在農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動力不斷短缺，供給約束不斷增強(qiáng)，農(nóng)村勞動力弱質(zhì)化程度不斷加深的背景下，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包意愿不斷增強(qiáng)，農(nóng)戶外包服務(wù)需求逐漸開始從單環(huán)節(jié)的服務(wù)外包向多環(huán)節(jié)外包甚至全部外包深化。社會化服務(wù)外包能夠?qū)r(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素形成替代效應(yīng)，有效化解農(nóng)業(yè)勞動力短缺桎梏，突破資源稟賦限制，緩解勞動力供給約束（楊子等，2019）；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)外包將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各環(huán)節(jié)中具有優(yōu)勢的多個(gè)服務(wù)主體統(tǒng)一在單個(gè)個(gè)體農(nóng)戶上，形成專業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)分工，內(nèi)生出服務(wù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)（羅必良，2017；Zhang等，2017）；社會化服務(wù)外包能夠?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)，充當(dāng)知識資本的傳送器，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)導(dǎo)入提供有效途徑。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)外包為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來替代效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)以及分工效應(yīng)，極大提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，進(jìn)一步增強(qiáng)農(nóng)戶的外包服務(wù)需求意愿。

勞動力供給約束倒逼農(nóng)戶將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動外包，對農(nóng)戶購買外包服務(wù)形成推力。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)能夠有效提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，產(chǎn)生服務(wù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，對農(nóng)戶購買外包服務(wù)形成拉力。在推力和拉力的共同作用下，衍生出龐大的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)需求市場。根據(jù)“需求創(chuàng)造供給”的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，農(nóng)戶外包服務(wù)需求會刺激市場中服務(wù)供給主體產(chǎn)生，從而引發(fā)大量專業(yè)化的市場供給主體進(jìn)入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)市場。社會化服務(wù)供給市場的擴(kuò)大，意味著服務(wù)供給主體對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)設(shè)備的投資增大，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額的增加。另一方面，農(nóng)業(yè)勞動力的弱質(zhì)化導(dǎo)致農(nóng)戶通過自購農(nóng)機(jī)實(shí)現(xiàn)自我耕種變得相對困難。由于現(xiàn)有的農(nóng)機(jī)操作技術(shù)性強(qiáng)、專業(yè)性要求高、體力消耗大，農(nóng)業(yè)勞動力在身體素質(zhì)和受教育程度方面難以達(dá)到。因此，自購農(nóng)機(jī)意愿的下降更加刺激了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動外包意愿，進(jìn)一步擴(kuò)大市場需求，增強(qiáng)市場服務(wù)組織服務(wù)供給的廣度。同時(shí)，勞動力弱質(zhì)化也會更大程度上刺激農(nóng)戶將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的更多環(huán)節(jié)外包，增強(qiáng)市場服務(wù)、組織服務(wù)供給的深度。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)供給深度和廣度的增強(qiáng)，更大程度上促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額的增加。

需求能夠創(chuàng)造供給，但亦會受到某些因素的制約導(dǎo)致供給主體投資意愿下降。農(nóng)戶外包服務(wù)需求固然能夠給服務(wù)主體帶來投資機(jī)會，但作為理性經(jīng)濟(jì)人在進(jìn)行投資決策時(shí)亦會考慮投資的收益以及風(fēng)險(xiǎn)。相較于平原地區(qū)，山地丘陵地帶會因諸多因素降低服務(wù)供給主體的投資意愿。1.降低服務(wù)效率。山地丘陵地區(qū)由于地形原因?qū)е碌鬲M塊小，土地細(xì)碎化程度嚴(yán)重，機(jī)械化作業(yè)難度大，不利于機(jī)械化作業(yè)展開（鄭旭媛，2015），降低服務(wù)效率。由于地形條件的約束阻礙了農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中可機(jī)械化作業(yè)和可外包的環(huán)節(jié)減少。比如：相同的農(nóng)作物，在平原地區(qū)能夠全程實(shí)現(xiàn)機(jī)械化，但在山地丘陵地區(qū)卻只能實(shí)現(xiàn)部分環(huán)節(jié)，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的機(jī)械化率。2.服務(wù)成本上升。地形阻隔效應(yīng)的存在會降低農(nóng)機(jī)田間可達(dá)性和作業(yè)便利性，提高農(nóng)機(jī)服務(wù)成本（周晶等，2013）。服務(wù)成本的上升會轉(zhuǎn)嫁到服務(wù)價(jià)格，最終導(dǎo)致服務(wù)需求下降，減少服務(wù)收益。3.種植結(jié)構(gòu)。與平原地區(qū)相比，山地丘陵地區(qū)更傾向于經(jīng)濟(jì)作物種植，而經(jīng)濟(jì)作物機(jī)械化作業(yè)難度大且囿于技術(shù)約束導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)作物的機(jī)械化水平較低，在實(shí)踐中主要以小型農(nóng)機(jī)具為主，在投資主體上也主要集中在家庭內(nèi)部。雖然山地丘陵地區(qū)的農(nóng)戶外包服務(wù)需求意愿不弱于平原地區(qū)，但由于以上因素會弱化外部服務(wù)供給主體的投資意愿，從而降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額。

綜合上述分析，本文提出如下兩個(gè)需要進(jìn)一步借助實(shí)證檢驗(yàn)的研究假說：

假說H1：外包服務(wù)需求會促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。

假說H2：外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的促進(jìn)作用會受到地理?xiàng)l件的影響。其中，山地丘陵會削弱外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的促進(jìn)作用。

（二）金融信貸與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資

投資是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必要條件，是經(jīng)濟(jì)增長的動力。同樣在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，農(nóng)業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展離不開資本投入。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資可分為長期和短期投資，長期投資主要包括農(nóng)業(yè)機(jī)械等固定資產(chǎn)投資，短期投資主要包括化肥、農(nóng)藥等流動性資產(chǎn)投資。從對資本的需求看，化肥、農(nóng)藥這樣的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料短期投資對資本的投入需求較小，農(nóng)戶完全可以通過自有資本購買。但是，農(nóng)業(yè)機(jī)械如耕種收農(nóng)機(jī)具、灌溉設(shè)備等固定資產(chǎn)對資本需求量較大，加之農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有季節(jié)性，農(nóng)業(yè)設(shè)施購置資金機(jī)會成本較大，所以，單靠自有資本難以實(shí)現(xiàn)。因此，服務(wù)主體購置農(nóng)業(yè)機(jī)械可能更多的是依賴于外部資本，而獲取外部資金最直接的方式是通過金融機(jī)構(gòu)借貸。通過金融機(jī)構(gòu)貸款，可以有效緩解農(nóng)業(yè)服務(wù)主體的資金約束，從而增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額。然而，服務(wù)主體在獲貸后是否一定將資金投向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域卻存在不確定性。服務(wù)主體在資金的具體用途上存在“自選擇”問題，加之金融機(jī)構(gòu)缺乏相應(yīng)的監(jiān)管，致使現(xiàn)實(shí)中不乏有借涉農(nóng)貸款之名，行資金他用之實(shí)。不少學(xué)者（謝沂芹等，2021；Petrick，2004）也指出涉農(nóng)貸款在具體投向上存在資金被分流現(xiàn)象，比如將農(nóng)業(yè)貸款投向生活消費(fèi)、教育投資、維修和建造住房等。因此，金融信貸是否一定能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資存在不確定性。

據(jù)此，本文提出如下假說：

假說H3：金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響存在不確定性，但對其他非農(nóng)類投資可能存在顯著影響。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為識別外包服務(wù)需求與金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，構(gòu)建面板模型如下：

式（1）中，Yit表示各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資情況；osdit和fcit分別為省份i在t年的外包服務(wù)需求和金融信貸，為關(guān)鍵解釋變量；Xit為一系列影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的控制變量，具體包括：土地流轉(zhuǎn)率、城鄉(xiāng)收入對比、人均用電量、人均承包地面積、人均工資收入、農(nóng)作物播種總面積、農(nóng)用化肥使用量、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、有效灌溉面積等；α、β、γ、λ為待估系數(shù)，μi為省際效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

此外，根據(jù)前文論證，外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響可能受地理?xiàng)l件的約束，為此本研究用地形特征T表征外包服務(wù)需求創(chuàng)造供給增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的難易程度，并在式（1）基礎(chǔ)上引入交互項(xiàng)osdit×Ti，通過判斷交互項(xiàng)的顯著性來識別約束條件對外包服務(wù)需求影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的調(diào)節(jié)作用。調(diào)整后的模型形式如下：

式（2）中，Ti表示省份i主要的地形特征，其他變量含義與式（1）相同。

（二）變量定義

1.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資變量是被解釋變量，本文主要選取農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額、農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額衡量各省的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資水平。其中，農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額主要指農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)購置相關(guān)生產(chǎn)設(shè)備以及建設(shè)水利工程等方面完成的投資額。農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額不僅包括農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額，還包括加工制造、交通運(yùn)輸、房屋建造等方面的固定資產(chǎn)投資額。因本文主要考察外包服務(wù)需求創(chuàng)造的服務(wù)供給主體的長期投資，所以上述指標(biāo)雖然也包括非服務(wù)型農(nóng)戶單純因自身需要形成的固定資產(chǎn)投資，但在數(shù)據(jù)剝離上存在困難，故暫不處理。

2.外包服務(wù)需求

采用農(nóng)林牧漁專業(yè)及輔助活動產(chǎn)值表征農(nóng)戶的外包服務(wù)需求。農(nóng)林牧漁專業(yè)及輔助活動是指對農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)提供的各種專業(yè)及輔助性生產(chǎn)活動，具體包括種子種苗培育、農(nóng)業(yè)機(jī)械、灌溉、農(nóng)產(chǎn)品初加工、病蟲害防治、森林防火、畜牧良種繁育等活動。因此，該指標(biāo)可較好地反映農(nóng)戶的外部服務(wù)需求。

3.金融信貸

農(nóng)業(yè)長期投資對資本需求較大，限于資金壓力，服務(wù)主體主要依賴銀行信貸融通資金。基于此，本文選取2個(gè)指標(biāo)表征農(nóng)業(yè)主體的信貸規(guī)模，具體包括“涉農(nóng)貸款”和“農(nóng)林牧漁貸款”。

4.地形特征

對于省份而言，由于省域跨越較大，地形地貌較為復(fù)雜，所以無法明確定義該省份的具體地形特征。本文將平原面積占比超過30%的省份賦值為0，否則賦值為1①平原面積占比30%以上省份：北京、天津、河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、安徽、山東、河南、青海、寧夏、新疆。。

5.控制變量

在上述核心變量的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制其他變量的影響。如地區(qū)資源稟賦，用人均承包地面積表征；地區(qū)發(fā)展水平及差異性，采用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、人均工資收入、城鄉(xiāng)收入對比等指標(biāo)衡量；農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，采用有效灌溉面積、農(nóng)村人均用電量分別作為水利、電力的衡量指標(biāo)；省域人口特征變量，用少年撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、性別比表征；為避免遺漏變量產(chǎn)生估計(jì)偏誤，本文進(jìn)一步控制了農(nóng)作物播種總面積、農(nóng)用化肥使用量和土地流轉(zhuǎn)率等變量。

（三）數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取中國大陸30個(gè)省份（西藏自治區(qū)除外）2010～2019年的面板數(shù)據(jù)作為實(shí)證分析數(shù)據(jù)。其中，農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額、農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資完成額數(shù)據(jù)源自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》；農(nóng)林牧漁專業(yè)及輔助活動產(chǎn)值指標(biāo)數(shù)據(jù)來自《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》；涉農(nóng)貸款、農(nóng)林牧漁貸款指標(biāo)數(shù)據(jù)來自《中國金融年鑒》；有效灌溉面積、人均用電量、農(nóng)用化肥使用量、農(nóng)作物播種總面積數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局；城鄉(xiāng)收入對比、人均工資收入、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比、少年撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、性別比等指標(biāo)數(shù)據(jù)源自《××?。ㄊ?、自治區(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)業(yè)年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》；土地流轉(zhuǎn)率、人均承包地面積等指標(biāo)數(shù)據(jù)源自《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年鑒》；各省全年日照小時(shí)數(shù)數(shù)據(jù)源自《中國氣象年鑒》；地形特征數(shù)據(jù)源自《××?。ㄊ?、自治區(qū)）第一次全國地理國情普查公報(bào)》。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

（四）內(nèi)生性說明

雖然本文已盡可能多地引入控制變量，但不可避免外包服務(wù)需求存在內(nèi)生性問題。需求能夠創(chuàng)造供給，供給亦可刺激需求，外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資可能存在雙向因果關(guān)系。因而有效解決內(nèi)生性問題，才能正確識別外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響。基于此，本文將從兩方面消除內(nèi)生性問題，一方面，借鑒已往學(xué)者的做法（倪鵬飛等，2014；錢龍等，2018），使用內(nèi)生變量滯后項(xiàng)作為工具變量，雖然這樣依然不能完全消除內(nèi)生性，但可在一定程度上減輕該問題。此外，選用滯后期外包服務(wù)需求作為工具變量還出于另一考慮，一般而言外包服務(wù)需求并不能產(chǎn)生即時(shí)效應(yīng)，而是存在時(shí)滯影響以后年份的生產(chǎn)投資。另一方面，選取各省的全年日照時(shí)間占比作為外包服務(wù)需求的工具變量，因?yàn)樘鞖獾暮脡闹苯佑绊戅r(nóng)戶購買服務(wù)的行為決策，但天氣好壞具有隨機(jī)性，外部服務(wù)組織在投資決策時(shí)并不會考慮全年天氣狀況。

四、實(shí)證分析

（一）基本回歸結(jié)果

表2匯報(bào)了外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資影響的估計(jì)結(jié)果。其中，列（1）給出固定效應(yīng)的OLS法估計(jì)結(jié)果，列（2）給出隨機(jī)效應(yīng)的OLS法估計(jì)結(jié)果，列（3）、列（4）給出隨機(jī)效應(yīng)的工具變量法估計(jì)結(jié)果。關(guān)于固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型選擇，表2給出的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為11.77，對應(yīng)的P值為75.99%，表明應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行結(jié)果分析。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步對隨機(jī)效應(yīng)模型OLS法估計(jì)結(jié)果和隨機(jī)效應(yīng)模型工具變量法估計(jì)結(jié)果是否存在顯著性差異進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示卡方統(tǒng)計(jì)量均在5%水平上顯著，表明模型中確實(shí)存在內(nèi)生性問題，采用隨機(jī)效應(yīng)模型工具變量法估計(jì)參數(shù)是適宜的，因此，本文將以隨機(jī)效應(yīng)模型工具變量法下的估計(jì)結(jié)果為基礎(chǔ)進(jìn)行結(jié)果分析。

表2的估計(jì)結(jié)果顯示，無論是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，無論是OLS法還是工具變量法，關(guān)鍵解釋變量外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額均存在顯著正影響，假說H1得證。但顯然列（3）、列（4）的外包服務(wù)需求變量系數(shù)明顯大于列（1）、列（2）估計(jì)結(jié)果且擬合優(yōu)度R2值更高，意味著隨機(jī)效應(yīng)模型下的工具變量法估計(jì)結(jié)果要優(yōu)于其他估計(jì)方法，進(jìn)一步說明識別外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資影響時(shí)考慮內(nèi)生性是必要的。從估計(jì)參數(shù)大小看，外包服務(wù)需求變量的系數(shù)為0.3604，表明農(nóng)戶的外包服務(wù)需求每增長10%，農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額將增加3.604%。

表2 外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資影響的估計(jì)結(jié)果

除關(guān)鍵解釋變量外，其他控制變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響也較為顯著且符合現(xiàn)實(shí)情況。如人均承包地面積能顯著促進(jìn)農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額，這與張笑寒等（2019）研究結(jié)果土地規(guī)?；?jīng)營能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資一致；人均工資性收入對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額存在顯著負(fù)影響，可能的原因是人均工資性收入水平越高，該省的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比越低，從而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資也越低。

（二）金融信貸與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資

為全面綜合性考察金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，分別選取“戶均農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額”和“戶均農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額”作為因變量，且分別運(yùn)用滯后一期、兩期的外包服務(wù)需求變量與日照時(shí)間占比作為工具變量。表3和表4的估計(jì)結(jié)果顯示，無論是農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額還是農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額，外包服務(wù)需求依然能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。表征信貸規(guī)模的涉農(nóng)貸款對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額不存在顯著影響，但能顯著促進(jìn)農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額，這表明農(nóng)戶在獲得貸款后并沒有將資金用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而是用于其他與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)無關(guān)的固定資產(chǎn)購置，比如房屋建造、制造設(shè)備購置等。此外，在統(tǒng)計(jì)口徑上農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額含于農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額，涉農(nóng)貸款對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額不存在顯著影響卻能顯著促進(jìn)農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額，說明涉農(nóng)貸款提高了除農(nóng)林牧漁業(yè)以外的其他投資額增長。即當(dāng)下的涉農(nóng)貸款在貸款用途上存在偏差，并沒有真正流向政策要求的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域。至此，假說H3得證。

表3 金融信貸對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額影響的估計(jì)結(jié)果

表4 金融信貸對農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額影響的估計(jì)結(jié)果

（三）地形特征調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5匯報(bào)了地形特征對外包服務(wù)需求影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的調(diào)節(jié)效應(yīng)。由于通過測算發(fā)現(xiàn)滯后一期和滯后兩期的外包服務(wù)需求變量能較好地消除內(nèi)生性影響同時(shí)體現(xiàn)需求創(chuàng)造投資的滯后效應(yīng)，所以本文分別采用滯后一期及滯后兩期的外包服務(wù)需求變量作為工具變量予以分析。表5的估計(jì)結(jié)果顯示，外包服務(wù)需求與地形特征的交互項(xiàng)對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額存在負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。即相對于平原地區(qū)，丘陵山地地形特征能顯著削弱外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額的促進(jìn)作用，假說H2得證。不過，由于地形特征產(chǎn)生的削弱作用小于外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額產(chǎn)生的促進(jìn)作用，所以丘陵山地地區(qū)外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額的總體效應(yīng)依然為正，即丘陵山地地區(qū)外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額同樣存在促進(jìn)作用。上述結(jié)果表明，外包服務(wù)需求能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額的增長，但也會受到地形特征約束條件的限制。地理?xiàng)l件越不利于農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)展開，越會降低服務(wù)供給組織的投資意愿，降低該地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額。

表5 地形特征對外包服務(wù)需求影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的調(diào)節(jié)效應(yīng)

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：替代解釋變量。為驗(yàn)證外包服務(wù)需求和金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資影響的穩(wěn)健性，本文采用替代變量法將表征金融信貸水平的變量替換為“農(nóng)林牧漁貸款”。表6的估計(jì)結(jié)果表明，外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額依然存在顯著正影響，地形特征依然能夠削弱外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額的促進(jìn)作用。表征金融信貸水平的“農(nóng)林牧漁貸款”同樣對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額不存在顯著影響，農(nóng)林牧漁貸款并未促進(jìn)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資增長，再次證明前文關(guān)于農(nóng)戶獲得貸款并未真正投向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的結(jié)論。綜上分析可知，表6的估計(jì)結(jié)果證實(shí)了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：替代解釋變量

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：產(chǎn)區(qū)分組檢驗(yàn)。為考察外包服務(wù)需求與金融信貸在農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)②2003年12月國家財(cái)政部印發(fā)《關(guān)于改革和完善農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)若干政策措施的意見》（簡稱《意見》），其中將包括河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、山東、河南、江蘇、安徽、江西、湖北、湖南、四川13個(gè)省份確定為中國糧食主產(chǎn)區(qū)。和非農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響是否穩(wěn)健，本文將總樣本分為農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)與非農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行回歸分析。表7的估計(jì)結(jié)果顯示，無論在農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)抑或非農(nóng)業(yè)主產(chǎn)區(qū)，外包服務(wù)需求同樣能夠促進(jìn)農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資，丘陵山地地形特征依然能夠削弱外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的促進(jìn)作用，表征信貸水平的涉農(nóng)貸款對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額同樣不存在顯著影響，依然可證明涉農(nóng)資金存在被分流現(xiàn)象。由此，表7的產(chǎn)區(qū)分組估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證明本研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：產(chǎn)區(qū)分組檢驗(yàn)

（五）“U型”關(guān)系檢驗(yàn)

通過上述分析得出外包服務(wù)需求的確能創(chuàng)造供給增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，但外包服務(wù)需求市場的大小可能會影響潛在的服務(wù)供給主體的決策行為。在外包需求市場體量較小時(shí)，可容納的服務(wù)供給主體數(shù)量較少。供給主體認(rèn)為服務(wù)需求市場“蛋糕”太小，面臨的風(fēng)險(xiǎn)成本較大，投資一旦產(chǎn)生可能面臨設(shè)備閑置增加機(jī)會成本，此時(shí)較小的外包服務(wù)需求市場并未產(chǎn)生較大的刺激效應(yīng)。所以，在外包服務(wù)需求市場規(guī)模較小時(shí)，市場中潛在的可能性風(fēng)險(xiǎn)較大，供給主體進(jìn)入市場的意愿不佳。當(dāng)需求市場規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)張超過一定門檻時(shí)，會引發(fā)市場聯(lián)動效應(yīng)激勵供給主體進(jìn)入，從而帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資增長。因此，外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資之間可能存在“正U型”關(guān)系，據(jù)此本文將作進(jìn)一步分析論證。

為了考察外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資之間可能存在的“U型”關(guān)系，本文在式（1）的基礎(chǔ)上引入了外包服務(wù)需求變量的平方項(xiàng)。表8給出了外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資U型關(guān)系檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果顯示，無論是以“農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額”表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，還是以“農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額”表征，外包服務(wù)需求變量的一次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)均為正，這表明外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額之間存在“正U型”關(guān)系。當(dāng)農(nóng)戶的外包服務(wù)需求小于某拐點(diǎn)值時(shí)，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額并未產(chǎn)生促進(jìn)作用，此時(shí)外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資存在負(fù)向關(guān)系。一旦外包服務(wù)需求突破門檻值，將對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額產(chǎn)生促進(jìn)作用，增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。

表8 外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的U型機(jī)制檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

由于U型關(guān)系屬于特殊曲線關(guān)系需謹(jǐn)慎對待，故本文對U型關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表9分別給出Wald-test檢驗(yàn)和U-test檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果。表9的估計(jì)結(jié)果顯示，Wald-test的檢驗(yàn)值Chi2=54.41和U-test檢驗(yàn)值t=1.78均非常顯著，說明“U型”關(guān)系穩(wěn)健。此外，從表9可知U型曲線的極值點(diǎn)為0.2327，恰好落入外包服務(wù)需求變量樣本取值區(qū)間范圍，所以不存在“半U(xiǎn)型”問題。為進(jìn)一步驗(yàn)證“U型”關(guān)系的穩(wěn)健性，本文運(yùn)用圖示法展示農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額與外包服務(wù)需求的邊際效應(yīng)關(guān)系。由圖1可知，當(dāng)外包服務(wù)需求低于區(qū)間[0.2，0.25]某值時(shí)，邊際效應(yīng)為負(fù)值；當(dāng)外包服務(wù)需求高于區(qū)間[0.2，0.25]某值時(shí)，邊際效應(yīng)轉(zhuǎn)為正值。農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額與外包服務(wù)需求的邊際效應(yīng)在區(qū)間[0.2，0.25]的某值發(fā)展轉(zhuǎn)變，經(jīng)歷先負(fù)后正，這意味著外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資存在的“正U型”關(guān)系得到再次印證。

表9 U型關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

圖1 農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額與外包服務(wù)需求的邊際效應(yīng)關(guān)系（涉農(nóng)貸款）

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文基于2010年～2019年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，在考慮了外包服務(wù)需求變量的內(nèi)生性影響后，分別采用內(nèi)生變量滯后項(xiàng)和日照時(shí)間作為工具變量，運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)面板模型工具變量法定量分析外包服務(wù)需求與金融信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，并進(jìn)一步考察了外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資額之間可能存在的U型關(guān)系。研究表明：（1）外包服務(wù)需求能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資且地形特征對外包服務(wù)需求影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，其中，丘陵山地會削弱外包服務(wù)需求對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額的促進(jìn)作用；（2）表征金融信貸變量的涉農(nóng)貸款對農(nóng)林牧漁固定資產(chǎn)投資額不存在顯著影響但能顯著促進(jìn)農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額，表明當(dāng)下的涉農(nóng)貸款在貸款用途上存在偏差，并未真正流向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域；（3）外包服務(wù)需求與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資之間存在顯著的“正U型”關(guān)系，當(dāng)外包服務(wù)需求低于0.2327時(shí)，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資存在顯著負(fù)影響，當(dāng)外包服務(wù)需求高于0.2327時(shí)，能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。

（二）政策建議

第一，推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)市場發(fā)展。鼓勵農(nóng)戶將生產(chǎn)環(huán)節(jié)外包，增強(qiáng)外包服務(wù)深度和廣度，規(guī)范外包服務(wù)市場競爭環(huán)境，穩(wěn)定外包服務(wù)市場的服務(wù)價(jià)格，擴(kuò)大市場外包服務(wù)需求，有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資增長。此外，由于外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的促進(jìn)作用存在門檻，因此，要引導(dǎo)山地丘陵等外包服務(wù)意愿較弱地區(qū)的農(nóng)戶深化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)外包，增強(qiáng)外包服務(wù)意愿。

第二，改善山地丘陵地帶機(jī)械化作業(yè)條件。鑒于地形特征會削弱外包服務(wù)需求對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資的影響，應(yīng)加快推進(jìn)農(nóng)田宜機(jī)化改造建設(shè)，改善農(nóng)業(yè)機(jī)械通行和作業(yè)便利條件，加大適應(yīng)山地丘陵地區(qū)作業(yè)的農(nóng)業(yè)機(jī)械研究開發(fā)，為山區(qū)服務(wù)外包市場的發(fā)展創(chuàng)造良好的基礎(chǔ)條件。

第三，加強(qiáng)農(nóng)村金融市場發(fā)展和資金流向監(jiān)管。目前，金融信貸對促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資和農(nóng)業(yè)發(fā)展依然發(fā)揮著重要作用，因此，應(yīng)繼續(xù)加強(qiáng)對農(nóng)村金融市場的支持，營造良好的金融環(huán)境和制度環(huán)境，切實(shí)有效解決農(nóng)戶貸款難問題。此外，在涉農(nóng)貸款的實(shí)際用途上，金融機(jī)構(gòu)和政府組織要加強(qiáng)監(jiān)管，全力保證貸款真正流向政策要求的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域中去，防止資金出現(xiàn)分流現(xiàn)象。