顏玄洲 李卓 張征華 蔡辰歡

摘要：農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)作為小農(nóng)戶鏈接現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的橋梁，是發(fā)展農(nóng)業(yè)機(jī)械化和規(guī)?；?jīng)營的重要手段，對(duì)推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化具有重要意義。在對(duì)江西省483戶農(nóng)戶進(jìn)行實(shí)地調(diào)查的基礎(chǔ)上，采用二元Logistic模型實(shí)證分析農(nóng)戶資源稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的影響，并進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明：農(nóng)戶資源稟賦顯著影響農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為，其中戶主的健康狀況、經(jīng)營年限、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、熟識(shí)的村干部數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入占比、耕地面積顯著正向影響其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為，農(nóng)機(jī)價(jià)值則顯著負(fù)向影響其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為。另外，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。具體而言，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)人力資源稟賦中的健康狀況、社會(huì)資源稟賦中的是否加入合作社、經(jīng)濟(jì)資源稟賦中的農(nóng)業(yè)收入占比和自然資源稟賦中的耕地面積與農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的關(guān)系均有正向調(diào)節(jié)作用。基于此，提出落實(shí)好農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策、鼓勵(lì)身體健康的高素質(zhì)農(nóng)民務(wù)農(nóng)、鼓勵(lì)政府部門與農(nóng)民多交流溝通、增加農(nóng)民收入等對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶資源稟賦；農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼；服務(wù)采納行為；二元Logistic模型

中圖分類號(hào)：F323.3： F812.8

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：20955553 （2024） 02028808

收稿日期：2022年10月28日 ?修回日期：2022年12月22日

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（42267074）

第一作者：顏玄洲，男，1972年生，江西永新人，碩士，教授；研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)機(jī)械化技術(shù)推廣及應(yīng)用政策。Email： ndyxz1109@163.com

Influence of resource endowment on farmers?adoption of agricultural machinery

socialization service under the agricultural subsidy

Yan Xuanzhou1， 2， Li Zhuo1， 2， Zhang Zhenghua3， Cai Chenhuan1

（1. College of Engineering， Jiangxi Agricultural University， Nanchang， 330045， China; 2. Agricultural Mechanization

Development Research Center， Jiangxi Agricultural University， Nanchang， 330045， China;

3. College of Economics and Management， Jiangxi Agricultural University， Nanchang， 330045， China）

Abstract：

As a bridge linking small farmers with modern agriculture， the socialized service of agricultural machinery is an important means to develop agricultural mechanization and largescale operation， which is of great significance to promote agricultural modernization. Based on the field survey of 483 farmers in Jiangxi Province， this paper uses the binary logistic model to empirically analyze the impact of farmers?resource endowment on farmers?adoption of agricultural machinery socialized services， and further analyzes the regulatory role of agricultural subsidies on farmers?resource endowment on farmers?adoption of agricultural machinery socialized services. The results show that the resource endowment of farmers significantly affects the adoption behavior of farmers?agricultural machinery socialized services， in which the health status of the head of household， the number of family labor， the number of familiar village cadres， the proportion of agricultural income， and the area of cultivated land significantly positively affect their adoption behavior of agricultural machinery socialized services， while the value of agricultural machinery significantly negatively affects their adoption behavior of agricultural machinery socialized services. In addition， agricultural subsidies have a significant positive regulatory effect on the impact of farmers?resource endowment on the adoption of agricultural machinery socialized services. Specifically， agricultural subsidies have a positive regulatory effect on the health status in human resource endowment， whether to join cooperatives in social resource endowment， the proportion of agricultural income in economic resource endowment， and the relationship between the cultivated land area in natural resource endowment and the adoption of agricultural machinery socialized services. Based on this， some countermeasures and suggestions are put forward， such as implementing the agricultural subsidy policy， encouraging healthy highquality farmers to work in agriculture， encouraging government departments to communicate more with farmers， and increasing farmers?income.

Keywords：

farmers?resource endowment; agricultural subsidies; service adoption behavior; binary Logistic model

0 引言

隨著我國工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進(jìn)程的深入推進(jìn)，農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力大規(guī)模向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致農(nóng)村出現(xiàn)了務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力老齡化、女性化的現(xiàn)象。同時(shí)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制雖然大大解放了農(nóng)村生產(chǎn)力，但也造成了土地細(xì)碎化和土地分散的現(xiàn)象。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)離不開農(nóng)業(yè)機(jī)械，農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)是農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化連接的重要抓手，為解決“誰來種地，如何種地”提供了一條切實(shí)可行的道路。在農(nóng)戶資源稟賦日益分化的社會(huì)背景下，不同資源稟賦農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為大不相同，滿足多元主體農(nóng)機(jī)服務(wù)需求對(duì)發(fā)展農(nóng)機(jī)服務(wù)市場、提高農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工水平具有重要意義。

學(xué)術(shù)界關(guān)于影響農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為影響因素有豐富研究，主要聚焦于土地特征和勞動(dòng)力特征兩方面［1］，其中土地特征主要關(guān)注的是土地規(guī)模［2］，研究結(jié)論基本一致，即土地規(guī)模與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為存在“倒U型”關(guān)系。有學(xué)者關(guān)注了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的影響，如黃斌等［3］利用黃淮海區(qū)807戶糧食種植戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)服務(wù)采納并無顯著影響，但卻顯著提高了采納程度。勞動(dòng)力特征主要關(guān)注的是非農(nóng)就業(yè)［45］，結(jié)論也基本一致，即非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)了農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。學(xué)界關(guān)于資源稟賦影響農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的研究涉及較少，與本文密切相關(guān)的文獻(xiàn)是孫俠等［6］的研究，他們采用Heckman兩階段模型，研究發(fā)現(xiàn)家庭農(nóng)場的人力、社會(huì)、自然、經(jīng)濟(jì)資本均對(duì)其農(nóng)機(jī)服務(wù)購買行為及程度具有顯著影響作用。但研究主要針對(duì)經(jīng)營規(guī)模較大的新型經(jīng)營主體，對(duì)小農(nóng)戶來說結(jié)論并不適用，且忽視了國家農(nóng)業(yè)政策可能對(duì)農(nóng)戶行為產(chǎn)生的激勵(lì)或約束作用。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，是指政府通過對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、流通和貿(mào)易環(huán)節(jié)進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付［7］，充分調(diào)動(dòng)農(nóng)民種糧積極性，以達(dá)到對(duì)本國農(nóng)業(yè)發(fā)展支持和保護(hù)的目的。作為我國財(cái)政支農(nóng)政策的重要組成部分，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策在過去十五年里，為保障糧食安全、穩(wěn)定農(nóng)民收入做出了重要貢獻(xiàn)。先前，我國農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的實(shí)行基本是“普惠制”，2016年中央全面推行農(nóng)業(yè)“三項(xiàng)補(bǔ)貼”，并整合為農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼政策，針對(duì)種糧大戶等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體進(jìn)行額外的補(bǔ)貼，進(jìn)一步提高了政策的針對(duì)性和有效性。近三年，中央一號(hào)文件也多次明確指出要完善農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策。當(dāng)前正處在新型農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策積極探索階段，研究農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的影響效果可為下一步農(nóng)業(yè)“三項(xiàng)補(bǔ)貼”優(yōu)化改革和完善財(cái)政支農(nóng)政策體系提供重要參考依據(jù)。

近年來，有學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的關(guān)系，比較有代表性的研究如吉星等［8］研究了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)購買行為的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以直接促進(jìn)農(nóng)戶購買農(nóng)機(jī)服務(wù)，也會(huì)通過促進(jìn)土地轉(zhuǎn)入，提高信貸可得性等激勵(lì)農(nóng)戶購買服務(wù)，以及抑制非農(nóng)就業(yè)來約束服務(wù)購買。

綜上所述，現(xiàn)有研究為本文提供了寶貴的經(jīng)驗(yàn)參考，但仍有進(jìn)一步拓展的空間：第一，學(xué)者們關(guān)注到了資源稟賦和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)購買行為的影響，但未將三者納入同一研究框架，缺乏對(duì)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策調(diào)節(jié)作用的探索和研究。第二，已有關(guān)于農(nóng)戶資源稟賦對(duì)其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為影響的研究不夠豐富?；诖?，本文以江西省實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)為例，在深入探究農(nóng)戶資源稟賦如何影響其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的基礎(chǔ)上，引入農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策這一調(diào)節(jié)變量，以驗(yàn)證農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1 理論分析與研究假說

農(nóng)戶資源稟賦是指家庭成員和整個(gè)家庭所擁有的全部資源和能力，這種資源和能力可供每個(gè)成員利用，屬于共同資源，其中一些資源是先天具有的，另一些是后天形成的，具體包括戶主的性別、年齡、受教育程度、健康狀況、家庭成員社會(huì)關(guān)系、家庭勞動(dòng)力特征、地理位置、經(jīng)營規(guī)模、經(jīng)濟(jì)狀況等［9］。本文研究對(duì)象為全體水稻種植戶，結(jié)合課題組在江西省多個(gè)地區(qū)的實(shí)際調(diào)研情況，參考相關(guān)文獻(xiàn)，將農(nóng)戶資源稟賦界定為人力資源稟賦、社會(huì)資源稟賦、經(jīng)濟(jì)資源稟賦和自然資源稟賦。

1） 人力資源稟賦。人力資源稟賦指的是農(nóng)戶及其家庭成員經(jīng)過教育、培訓(xùn)和其他活動(dòng)對(duì)自己的知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)、體力和熟練程度等投資所形成的能力［10］，此外還具有人格化的特點(diǎn)［11］。人力資源稟賦越強(qiáng)，一方面農(nóng)戶從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的可能性越大，面臨一定程度的生產(chǎn)勞動(dòng)力約束［5］；另一方面高質(zhì)量農(nóng)戶對(duì)新技術(shù)的接受和采納能力更強(qiáng)［12］，故采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的可能性越大。身體健康的農(nóng)戶有著較強(qiáng)的勞動(dòng)能力，采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的可能性較?。?］。經(jīng)營年限越多的農(nóng)戶，年齡相應(yīng)越大，思想上相對(duì)保守，會(huì)減少農(nóng)機(jī)投資，加大購買農(nóng)機(jī)服務(wù)［2］。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力越多，表明農(nóng)戶期望投入更多的勞動(dòng)力來節(jié)約經(jīng)濟(jì)成本，以獲取更多的收入，其采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的可能性越小。家庭勞動(dòng)力越多，在務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力一定的情況下，能參與非農(nóng)勞動(dòng)的人數(shù)越多，支付能力更強(qiáng)，采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的可能性較大?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)：H1：人力資源稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為具有顯著的正向影響。

2） 社會(huì)資源稟賦。社會(huì)資源稟賦指的是農(nóng)戶家庭及其家庭成員與其他社會(huì)主體構(gòu)成的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中所獲得的資源，這層網(wǎng)絡(luò)建立在雙方相互信任和相互幫助的基礎(chǔ)上［13］。Bebbington［14］認(rèn)為社會(huì)資源是一種可以拓寬人們與資源和其他人接觸的資本，擁有較少資本的人可以通過接觸其他資本豐富的主體獲取更多資源。社會(huì)資源稟賦越強(qiáng)，與外界聯(lián)系越緊密，從外界獲取資源的能力更強(qiáng)。加入合作社的農(nóng)戶擁有更多的信息獲取渠道，降低了農(nóng)機(jī)服務(wù)信息搜集成本，有更大可能性采納農(nóng)機(jī)服務(wù)［6］。在農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)戶有熟識(shí)的村干部，可以獲取更多的資源，其獲取農(nóng)機(jī)服務(wù)的能力要高于普通農(nóng)戶，采納概率也相應(yīng)更高［15］?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：H2：社會(huì)資源稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為具有顯著的正向影響。

3） 經(jīng)濟(jì)資源稟賦。經(jīng)濟(jì)資源稟賦代表著農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)水平和經(jīng)濟(jì)能力，為農(nóng)戶從事各項(xiàng)生產(chǎn)性活動(dòng)提供物質(zhì)、經(jīng)濟(jì)支撐［16］。農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)資源稟賦主要包括實(shí)物和資產(chǎn)兩部分。?經(jīng)濟(jì)資源稟賦越強(qiáng)，其購買農(nóng)機(jī)服務(wù)的經(jīng)濟(jì)約束越低。農(nóng)業(yè)收入占比越大，說明農(nóng)戶以農(nóng)業(yè)收入作為主要收入來源，為了繼續(xù)降低成本增加收益，采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的意愿更強(qiáng)［17］。擁有農(nóng)機(jī)價(jià)值越多的農(nóng)戶，投入更多的經(jīng)濟(jì)成本，為最大化利用物質(zhì)資產(chǎn)的作業(yè)功能，購買農(nóng)機(jī)服務(wù)的可能性越低［2］?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：H3：經(jīng)濟(jì)資源稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為具有顯著的正向影響。

4） 自然資源稟賦。自然資源稟賦主要是指能開發(fā)利用創(chuàng)造價(jià)值的自然資源和環(huán)境資產(chǎn)的存量［18］。農(nóng)戶的自然資源稟賦主要來源于自身承包地與通過土地流轉(zhuǎn)所獲得的土地。耕地面積表明了農(nóng)戶自然資本的價(jià)值。農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模越大，越需要農(nóng)機(jī)代替勞動(dòng)力作業(yè)，向外購買服務(wù)［2］?；谝陨戏治觯岢黾僭O(shè)：H4：自然資源稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為具有顯著的正向影響。

5） 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)戶的資源稟賦—農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼是一種與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的收入，一方面增加了農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶家庭總收入中的比重，農(nóng)戶可以利用這部分資金用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、非農(nóng)經(jīng)營和消費(fèi)，非農(nóng)經(jīng)營和消費(fèi)往往伴隨著風(fēng)險(xiǎn)性和短期性的特點(diǎn)，農(nóng)戶大概率用于農(nóng)業(yè)投資，在農(nóng)業(yè)投資當(dāng)中，購買農(nóng)機(jī)需要高投入和長期回報(bào)，這是農(nóng)戶不愿面對(duì)的，相對(duì)地，土地轉(zhuǎn)入和購買農(nóng)資產(chǎn)品，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，提高自身收入是更好的選擇，這是農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的 “互補(bǔ)效應(yīng)”；另一方面農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼具有激勵(lì)性作用，可以使農(nóng)戶精神得到滿足，提高了農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，農(nóng)戶會(huì)投入更多的精力到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，從而減少了非農(nóng)勞動(dòng)的可能，這是農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的“替代效應(yīng)”［8］。本研究認(rèn)為農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的同時(shí)也會(huì)受制于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額的多少，在可以獲得更多農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的情況下，農(nóng)戶資源稟賦對(duì)其采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的積極影響會(huì)有所增強(qiáng)。由此，提出理論假設(shè)：H5：農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對(duì)農(nóng)戶的資源稟賦影響其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

綜合前文的研究假設(shè)構(gòu)建本文的研究模型框架，如圖1所示。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文所用數(shù)據(jù)來自暑期社會(huì)實(shí)踐調(diào)研團(tuán)隊(duì)在2022年6—9月期間對(duì)江西省種水稻農(nóng)戶的入戶調(diào)查。采用分層隨機(jī)抽樣的方法在江西省選取了28個(gè)丘陵山區(qū)縣，每個(gè)縣再隨機(jī)抽取2個(gè)村，每村發(fā)放問卷5～10份。課題組共計(jì)發(fā)放560份問卷，回收524份，剔除掉前后矛盾、關(guān)鍵變量缺失等不合格問卷41份，獲得了483份有效問卷，合格率為92.18%。問卷主要包括農(nóng)戶個(gè)人特征、家庭特征、經(jīng)營情況、農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)情況、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼情況等方面。

樣本農(nóng)戶的基本特征如下：農(nóng)戶平均年齡為54.881歲，標(biāo)準(zhǔn)差為9.626，體現(xiàn)出務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力老齡化趨勢明顯。在受教育程度方面，農(nóng)戶平均受教年限為6.818年，標(biāo)準(zhǔn)差為3.235，說明整體農(nóng)戶受教程度較低。在身體健康程度方面，健康和非常健康占比56.3%，這說明農(nóng)戶整體身體素質(zhì)比較好。在收入方面，2021年農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占比均值為0.399，標(biāo)準(zhǔn)差為0.344，這說明非農(nóng)收入是農(nóng)戶收入的主要來源。在加入合作社方面，只有12%的農(nóng)戶加入了合作社，說明農(nóng)戶仍以個(gè)體經(jīng)營為主。在土地經(jīng)營面積方面，樣本農(nóng)戶平均耕地面積為3.063hm2，說明農(nóng)戶正在向規(guī)?；?jīng)營發(fā)展。在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼方面，87.4%的農(nóng)戶在2021年都獲得了補(bǔ)貼，這說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼落實(shí)整體情況較好。在地形特征方面，山地和丘陵地區(qū)樣本占比81.5%，符合江西省的地形分布狀況。在農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)方面，采納農(nóng)戶占比68.4%，說明大部分農(nóng)戶都有采納服務(wù)的行為。

2.2 變量選取及定義

1） 因變量。因變量為農(nóng)戶是否購買了農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)，根據(jù)問卷中的“您家去年是否采納了農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)”和“您家水稻生產(chǎn)在哪些環(huán)節(jié)采納了農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)”進(jìn)行判定，對(duì)前一問題回答是的農(nóng)戶進(jìn)一步詢問采納的具體服務(wù)內(nèi)容。

2） 自變量。從人力資源稟賦、社會(huì)資源稟賦、經(jīng)濟(jì)資源稟賦、自然資源稟賦四個(gè)維度構(gòu)建農(nóng)戶資源稟賦指標(biāo)，四類稟賦共包含9個(gè)具體可測度的變量。參考相關(guān)文獻(xiàn)，本文選取健康狀況、經(jīng)營年限、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)作為人力資源稟賦的衡量指標(biāo)；選取是否加入合作社、親朋好友的村干部數(shù)量作為社會(huì)資源稟賦的衡量指標(biāo)；選取農(nóng)機(jī)價(jià)值、農(nóng)業(yè)收入占比作為經(jīng)濟(jì)資源稟賦的衡量指標(biāo)；選取實(shí)際經(jīng)營耕地面積來表征農(nóng)戶的自然資源稟賦。

3） 調(diào)節(jié)變量。為考察農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策是否對(duì)資源稟賦與農(nóng)機(jī)服務(wù)購買行為的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文選取農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額來代表農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，在模型回歸中代入原值。通過問卷設(shè)計(jì)中“您家去年是否獲得了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼”和“您家去年所獲得的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額是多少？”兩個(gè)問題判定，對(duì)獲得了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的農(nóng)戶，詳細(xì)詢問其所獲補(bǔ)貼類型及具體金額。需要說明的是，補(bǔ)貼金額主要包括農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼（即“三項(xiàng)補(bǔ)貼”）所獲金額以及部分新型經(jīng)營主體所獲規(guī)模經(jīng)營支持補(bǔ)貼金額，具體數(shù)值以農(nóng)戶實(shí)際所獲補(bǔ)貼金額為準(zhǔn)。變量的具體賦值及描述性統(tǒng)計(jì)分析見表1。

2.3 模型構(gòu)建

本文中農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為用“是否采納”來衡量，為二分類變量，采用二元Logistic模型進(jìn)行實(shí)證分析。其采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的條件概率模型基本形式如式（1）所示。

Pi

=P（Yi=1|Xi）=F（α+βXi）

=eα+βXi1+eα+βXi

（1）

式中：

Yi——

被解釋變量，代表第i個(gè)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)；

Xi——

解釋變量，代表人力資源、社會(huì)資源、經(jīng)濟(jì)資源、自然資源4個(gè)維度衡量的農(nóng)戶資源稟賦下的9個(gè)變量以及農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額變量；

α——截距項(xiàng)；

β——各個(gè)解釋變量的回歸系數(shù)。

未采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的條件概率為1-Pi，通過進(jìn)行odds轉(zhuǎn)換得到最終機(jī)會(huì)概率比回歸模型

lnPi1-Pi=

α+βXi=α0+∑4m=1β1mHCm+

∑2n=1β2nSCn+∑2s=1β3sECs+β4NC1

（2）

式（2）為細(xì)化后的基準(zhǔn)模型1，以此探索資源稟賦對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的影響，在此基礎(chǔ)上，加入農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額變量構(gòu)建模型2，在結(jié)果分析中觀察各維度指標(biāo)系數(shù)變化，可初步檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

lnPi1-Pi=

α0+∑4m=1β1mHCm+∑2n=1β2nSCn+

∑2s=1β3sECs+β4NC1+β5AS

（3）

式（3）為模型2，在模型1的基礎(chǔ)上加入了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額變量，為充分檢驗(yàn)其存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步添加與4個(gè)維度資源稟賦變量的交互項(xiàng)。

lnPi1-Pi=

α0+∑4m=1β1mHCm+∑2n=1β2nSCn+

∑2s=1β3sECs+β4NC1+β5AS+∑4m=1γ1mHm×AS

（4）

式（4）為檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼是否對(duì)人力資本維度下4個(gè)變量對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型3，γ1m是人力資本與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額的交互項(xiàng)系數(shù)，如果交互項(xiàng)顯著，則存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。以此模型為例，相應(yīng)地γ2n、γ3s、γ4分別為社會(huì)資源、經(jīng)濟(jì)資源、自然資源與農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額的交互項(xiàng)系數(shù)，模型4、5、6分別對(duì)應(yīng)，受限于篇幅，對(duì)余下的三個(gè)模型不加以書寫。

3 模型估計(jì)結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶資源稟賦對(duì)其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為影響的模型估計(jì)結(jié)果

由于本文模型中的自變量較多，為避免自變量間可能存在高度相關(guān)關(guān)系，降低調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)可靠性，導(dǎo)致模型回歸結(jié)果無效。首先運(yùn)用多重共線性檢驗(yàn)法對(duì)10個(gè)自變量診斷，SPSS的診斷結(jié)果表明，10個(gè)變量的方差膨脹因子（VIF）值均小于10，可以判斷自變量間不存在多重共線性問題。為方便計(jì)算，將連續(xù)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。本文采用SPSS26.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)農(nóng)戶資源稟賦對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為進(jìn)行二元Logistic回歸分析，采用Enter法做回歸分析，各項(xiàng)參數(shù)采用極大似然法估計(jì)，結(jié)果如表2所示。

1） 人力資源稟賦?；貧w結(jié)果顯示，在人力資源稟賦中，健康狀況和經(jīng)營年限通過了顯著性檢驗(yàn)，且均為正向影響。與郭如良等［5］的研究結(jié)論不同，農(nóng)戶健康狀況的回歸系數(shù)為0.301，且達(dá)到了5%的顯著水平，這表明越健康的農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的可能性越高，結(jié)合實(shí)際調(diào)研情況，原因可能是身體健康的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)接受程度較高。農(nóng)戶經(jīng)營年限的回歸系數(shù)為0.027，且達(dá)到了1%的顯著水平，表明經(jīng)營年限越多越傾向于采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)，原因可能是經(jīng)營年限較多的農(nóng)戶，對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)了解更多，更明白農(nóng)機(jī)服務(wù)所帶來的好處，比較傾向于采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。家庭勞動(dòng)力人數(shù)通過了正向顯著性檢驗(yàn)。表明家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多，采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的可能性越大。家庭勞動(dòng)力越多，承包的耕地面積也越多，追求一定的產(chǎn)量和效率，更傾向于采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，結(jié)合實(shí)際調(diào)研情況，原因可能是，由于雇傭勞動(dòng)力的存在，樣本農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)差異較小，進(jìn)而對(duì)于農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的采納行為影響不顯著。

2） 社會(huì)資源稟賦。在社會(huì)資源稟賦中，熟識(shí)的村干部數(shù)量通過了正向顯著性檢驗(yàn)，這表明農(nóng)戶熟識(shí)的村干部數(shù)量越多，采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的可能性越大。農(nóng)戶是否加入合作社未能通過顯著性檢驗(yàn)。這可能是由于樣本中加入合作社的農(nóng)戶數(shù)太少的原因，未加入合作社的農(nóng)戶樣本太多，對(duì)結(jié)果進(jìn)行了稀釋。

3） 經(jīng)濟(jì)資源稟賦。在經(jīng)濟(jì)資源稟賦中，農(nóng)業(yè)收入占比和農(nóng)機(jī)價(jià)值通過了顯著性檢驗(yàn)。農(nóng)業(yè)收入占比的回歸系數(shù)為正，表明農(nóng)業(yè)收入占比越大，越傾向于采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)。農(nóng)機(jī)價(jià)值的回歸系數(shù)為負(fù)，農(nóng)機(jī)花費(fèi)越多，從外界購買農(nóng)機(jī)服務(wù)的需求也就相應(yīng)越少。

4） 自然資源稟賦?；貧w結(jié)果顯示，耕地面積通過了正向顯著性檢驗(yàn)，這表明，土地規(guī)模越大，采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的可能性越大。土地規(guī)模增大，勞動(dòng)力逐漸不能滿足生產(chǎn)強(qiáng)度，對(duì)農(nóng)機(jī)作業(yè)需求提升。

模型2對(duì)比模型1，加入了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額自變量，結(jié)果顯示農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額對(duì)農(nóng)戶采納服務(wù)行為有1%水平上的正向顯著影響，且可以觀察到資源稟賦的4個(gè)維度下部分變量的回歸系數(shù)發(fā)生了增大或減小，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可能起到了一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為進(jìn)一步探索農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的調(diào)節(jié)作用機(jī)制，添加農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額與資源稟賦維度下各指標(biāo)的交叉項(xiàng)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額作調(diào)節(jié)變量，根據(jù)交叉項(xiàng)是否顯著來考察調(diào)節(jié)變量的作用機(jī)制。

3.2 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶資源稟賦影響農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)

根據(jù)前文模型設(shè)定，加入交互項(xiàng)進(jìn)行回歸，在做回歸前對(duì)自變量、調(diào)節(jié)變量和交互項(xiàng)均進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。模型3加入農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額與健康狀況、務(wù)農(nóng)年限、家庭勞動(dòng)力人數(shù)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)的交互項(xiàng)，其余模型同理，具體結(jié)果如表3所示。需要說明的是，模型3～模型6分別有一個(gè)不加入交互項(xiàng)的對(duì)比模型，具體結(jié)果分析結(jié)合自變量和交互項(xiàng)系數(shù)及顯著性變化共同解釋。

模型3及對(duì)比模型回歸結(jié)果顯示，加入交互項(xiàng)后，經(jīng)營年限由顯著正向影響變?yōu)椴伙@著正向影響，說明交互項(xiàng)解釋了一部分經(jīng)營年限對(duì)其采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的積極影響，但交互項(xiàng)不顯著，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼并未對(duì)經(jīng)營年限與農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼并不能有效促進(jìn)經(jīng)營年限對(duì)采納服務(wù)行為的積極影響。這可能是因?yàn)?，?duì)于經(jīng)營年限少的農(nóng)戶來說，首先考慮滿足基本的生產(chǎn)需求，所獲補(bǔ)貼偏向用于購買農(nóng)資產(chǎn)品，而不加大購買農(nóng)機(jī)服務(wù)。對(duì)于經(jīng)營年限多的農(nóng)戶，對(duì)于擴(kuò)大生產(chǎn)的意愿較低，所獲補(bǔ)貼基本用于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與健康狀況的交互項(xiàng)在5%的水平顯著為正，表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼使得健康狀況好的農(nóng)戶對(duì)其采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的積極影響有所增強(qiáng)，結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況來看，原因可能是，健康狀況較好的農(nóng)戶生產(chǎn)能力強(qiáng)，有著較大的經(jīng)營規(guī)模，農(nóng)業(yè)收入是其家庭收入的主要來源，為滿足機(jī)械化生產(chǎn)需求，增加農(nóng)業(yè)收入，將補(bǔ)貼用于購買農(nóng)機(jī)服務(wù)的意愿更強(qiáng)。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力和家庭勞動(dòng)力人數(shù)與農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為間的調(diào)節(jié)作用均不顯著，可能的原因是農(nóng)戶對(duì)家庭勞動(dòng)力進(jìn)行了利益最大化的資源合理配置，由于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼微薄，農(nóng)戶調(diào)整勞動(dòng)力分配的可能性較小，可以看出農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)勞動(dòng)力的嵌入作用并不明顯。

模型4及對(duì)比模型回歸結(jié)果顯示，加入交互項(xiàng)后，熟識(shí)村干部數(shù)量由顯著正向影響變?yōu)椴伙@著正向影響，說明交互項(xiàng)解釋了部分正向影響，但交互項(xiàng)并不顯著，表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼并未對(duì)熟識(shí)村干部數(shù)量與農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，與預(yù)期影響不符，原因可能在于熟識(shí)村干部數(shù)量更多的農(nóng)戶不僅獲取農(nóng)機(jī)服務(wù)信息更便利，還增加了獲取農(nóng)業(yè)政策信息的便利度，農(nóng)戶可能將補(bǔ)貼用于提高生產(chǎn)規(guī)?；瘶?biāo)準(zhǔn)化程度，以享受最新或額外的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼優(yōu)惠政策。加入交互項(xiàng)后，是否加入合作社對(duì)其農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為的不顯著正向影響變?yōu)轱@著的正向影響，說明交互項(xiàng)遮掩了一部分是否加入合作社對(duì)服務(wù)采納行為的正向影響。且交互項(xiàng)在5%的水平上顯著為正，表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶是否加入合作社與采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的關(guān)系起到了正向調(diào)節(jié)作用。這可能是因?yàn)椋尤牒献魃绲霓r(nóng)戶，有更多獲取農(nóng)機(jī)服務(wù)的渠道，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼補(bǔ)償了小部分資金缺口，農(nóng)戶偏向利用農(nóng)機(jī)服務(wù)適應(yīng)規(guī)模化發(fā)展。

模型5的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與農(nóng)業(yè)收入占比的交互項(xiàng)在1%的水平上顯著為正，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼使得農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入占比對(duì)其采納農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的積極影響有所增強(qiáng)。原因可能是，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼本質(zhì)上是一種農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，它提高了農(nóng)業(yè)收入占比，對(duì)于農(nóng)業(yè)收入占比高的農(nóng)戶來說，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的激勵(lì)作用更為明顯，農(nóng)戶樂意將其投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去，且購買農(nóng)機(jī)服務(wù)能較好地節(jié)約成本，提高效率。加入交互項(xiàng)后，農(nóng)機(jī)價(jià)值對(duì)農(nóng)戶采納農(nóng)機(jī)服務(wù)的顯著負(fù)向影響變?yōu)椴伙@著負(fù)向影響，這說明交互項(xiàng)解釋了一部分農(nóng)機(jī)價(jià)值對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為的消極影響。然而交互項(xiàng)并不顯著，說明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼并未有效加深農(nóng)機(jī)價(jià)值對(duì)農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為的消極影響。結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況來看，這可能是因?yàn)?，?duì)于農(nóng)戶而言，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的補(bǔ)償作用有限，不足以支持購買農(nóng)業(yè)機(jī)械，農(nóng)戶仍傾向于購買農(nóng)機(jī)服務(wù)。

模型6的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額與土地規(guī)模的交互項(xiàng)正向影響農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為，且達(dá)到了10%的顯著水平，表明由于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的正向調(diào)節(jié)作用，土地規(guī)模對(duì)農(nóng)戶農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為的積極影響有所增強(qiáng)。這可能是因?yàn)?，隨著經(jīng)營規(guī)模的增大，農(nóng)戶生產(chǎn)投入成本增多，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼緩解了一部分資金緊張，進(jìn)一步加大購買農(nóng)機(jī)服務(wù)以滿足生產(chǎn)力需求。

4 研究結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論

本文基于在江西省26個(gè)縣市調(diào)研收集的483個(gè)水稻種植戶樣本數(shù)據(jù)，研究了農(nóng)戶資源稟賦對(duì)其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對(duì)兩者的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1） 68.4%的丘陵山區(qū)農(nóng)戶采納了農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)，表明該地域農(nóng)戶對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)需求較高。

2） 農(nóng)戶資源稟賦是影響其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為的重要現(xiàn)實(shí)客觀因素，其中人力資源稟賦中農(nóng)戶的健康狀況、經(jīng)營年限、家庭勞動(dòng)力人數(shù)；社會(huì)資源稟賦中農(nóng)戶熟識(shí)的村干部數(shù)量；經(jīng)濟(jì)資源稟賦中農(nóng)業(yè)收入占比；自然資源稟賦中耕地面積均顯著正向影響農(nóng)戶的農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為，而經(jīng)濟(jì)資源稟賦中農(nóng)機(jī)價(jià)值對(duì)其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為有顯著的負(fù)向影響。

3） 農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼在一定程度上加強(qiáng)了農(nóng)戶人力、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和自然資源稟賦對(duì)其農(nóng)機(jī)服務(wù)采納行為的積極影響。具體而言，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼金額對(duì)農(nóng)戶的健康狀況、是否加入合作社、農(nóng)業(yè)收入占比、耕地面積影響農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納行為存在一定的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

4.2 啟示

1） 積極宣傳普及農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策信息，落實(shí)好農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的發(fā)放。應(yīng)擴(kuò)大宣傳、多渠道宣傳、公開透明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策信息，提高農(nóng)民了解度和認(rèn)知度；提高補(bǔ)貼額度，擴(kuò)展補(bǔ)貼形式。針對(duì)小規(guī)模農(nóng)戶可以提高補(bǔ)貼金額，農(nóng)資產(chǎn)品適當(dāng)多補(bǔ)，提高種糧積極性，培養(yǎng)其發(fā)展成為規(guī)?；?jīng)營主體，進(jìn)而提高其農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)采納意愿。對(duì)于大規(guī)模農(nóng)戶，擴(kuò)展補(bǔ)貼形式，增設(shè)農(nóng)機(jī)作業(yè)補(bǔ)貼、全程機(jī)械化補(bǔ)貼、廠房庫棚基地建設(shè)補(bǔ)貼等，培養(yǎng)其發(fā)展成為農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)主體。

2） 鼓勵(lì)身體健康的高素質(zhì)農(nóng)民務(wù)農(nóng)。應(yīng)將高素質(zhì)農(nóng)民作為重點(diǎn)培養(yǎng)對(duì)象，出臺(tái)相關(guān)政策激勵(lì)其持續(xù)、擴(kuò)大經(jīng)營農(nóng)業(yè)，形成規(guī)?；?jīng)營主力軍，自身對(duì)農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)需求相應(yīng)提高。

3） 鼓勵(lì)農(nóng)戶加入合作社，多與農(nóng)業(yè)相關(guān)政府管理部門人員互動(dòng)。一方面，農(nóng)戶應(yīng)積極參與合作，共享資源與合作社的其他資源，聯(lián)合經(jīng)營，不斷發(fā)展；另一方面，農(nóng)業(yè)相關(guān)政府工作人員應(yīng)加強(qiáng)與農(nóng)戶的溝通和聯(lián)系，深入了解農(nóng)情，及時(shí)準(zhǔn)確了解農(nóng)戶的需求和遇到問題。

4） 增加農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比，完善土地流轉(zhuǎn)政策。激勵(lì)農(nóng)戶擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，提高信貸額度，完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)機(jī)制；鼓勵(lì)其調(diào)整種植結(jié)構(gòu)，發(fā)展多種農(nóng)作物種植，多次數(shù)種植，提高產(chǎn)量。保證土地向有擴(kuò)大經(jīng)營意愿的農(nóng)戶順利流轉(zhuǎn)，出臺(tái)相關(guān)優(yōu)惠政策，支持其在經(jīng)營能力足夠支撐下擴(kuò)大規(guī)模。

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