農機社會化服務有利于培育新型農業經營主體嗎?
——以種植大戶為例

鄭宏運，李谷成，周曉時，黃勇

（華中農業大學經濟管理學院/湖北農村發展研究中心，湖北 武漢 430070）

新型農業經營主體是以家庭經營為基礎，專業化、規模化程度較高的現代農業經營組織形式，主要包括專業大戶、農民合作社、農業產業化龍頭企業和農業社會化服務組織等類型[1]。自十八大提出培育新型農業經營主體以來，連續6年的中央一號文件均就新型農業經營主體的培育發展、運行模式等提出了相關的政策指導，各類新型農業經營主體也逐漸得到成長和發展。與規模小而分散的傳統農業經營主體相比，新型農業經營主體具有更高的規模化和組織化水平。培育新型農業經營主體是實現農業規模經營的重要途徑[2]，也是當前農業經營結構調整的著力點之一[3]。

新型農業經營主體的培育不能忽視千家萬戶的小農規模經營的存在。當前，我國農業生產環境約束趨緊、成本不斷上升，以勞動力成本為例，1978—2012年我國農業生產家庭勞動用工增長了13.22倍[4]。依據誘致性技術變遷理論，農戶會選擇使用相對廉價豐富的生產要素替代昂貴稀缺生產要素，例如使用機械替代勞動力[5]。據《全國農業機械化發展第十三個五年規劃》，我國小麥、水稻和玉米三大糧食作物耕種收綜合機械化率已分別達到93.7%、78.1%和81.2%。農業機械化對農業生產的作用毋庸置疑，但就農業機械化的實際利用形式而言，農機社會化服務已是當前大多數小麥種植戶開展機械化生產的主要形式[6]。也有研究發現農戶農機投資的減少和非農就業似乎并未影響到農戶開展農業機械化生產，這主要是由于農戶農機服務利用的增加[7]。因此，考察農機社會化服務對農戶生產意愿的影響更具實際意義。

目前針對新型農業經營主體培育的研究較為豐富。一些學者從宏觀層面探討了新型農業經營主體的發展路徑：有觀點認為要以家庭承包經營為基礎，將新型職業農民等新型職業群體作為新型農業經營主體培育和扶持的重點[2,8]。還有學者認為土地流轉市場和土地流轉服務是培育新型農業經營主體的重要保障[3,9]。另一方面，學者們從微觀層面考察了種植大戶、家庭農場等新型農業經營主體的成立動因，農戶擴大種植或規模經營意愿的影響因素等：如戶主特征，如年齡、健康狀況和是否外出務工等；耕地特征，如耕地細碎程度等；成本收益特征，如投入成本等，均會對農戶是否擴大小麥種植面積產生影響[10]。此外農村勞動力性別、文化程度和務農務工經驗等農民素質對農戶種糧意愿也有影響[11]，農業補貼對農戶擴大種糧面積有正向影響[12]。也有文獻表明，機械化會影響農業生產和農戶生產決策意愿，例如，農業機械化影響農民承包地退出意愿[13]；機耕服務對土地適度規模經營有顯著正向影響[14]，但其沒有討論其他生產環節的機械化服務。

上述研究對理解新型農業經營主體的培育極具參考價值。然而可以看到，已有研究較少關注傳統農業經營主體，即普通農戶成為新型農業經營主體的意愿，特別是較少關注農業生產方式轉變對農戶意愿的影響。《全國農業機械化發展第十三個五年規劃》指出，我國農業生產方式實現了從人畜力為主向機械作業為主的歷史性轉變。相較于考慮是否提供農機社會化服務[14]和用機械化費用衡量的物質性投入水平[10]，關注農戶對農業機械化的實際利用形式，即農機社會化服務更具實質意義[15]。而目前針對農機社會化服務的研究主要關注農機服務提供方式[16]、農機服務市場的發展[17-18]和農戶利用社會化服務的影響因素[6,19]，或不同生產環節的農業生產性服務對水稻生產率和技術效率的影響[20-21]。

通過以上回顧和分析，我們可以發現：1）考察宏觀政策導向和針對新型農業經營主體本身的研究較多。但在新型農業經營主體的培育中，普通農戶的意愿是怎樣的？其是否愿意成為新型農業經營主體？種植大戶以農戶家庭為主要勞動力來源開展規模化生產，是普通農戶最好理解、最易實現的一種組織形式。本文以農戶成為種植大戶的意愿為例，對農戶成為新型農業經營主體的意愿進行分析；2）較之于自購農機作業，農戶購買農機服務開展機械化生產，節省了生產成本，是應對勞動力成本上升的理性選擇。那么農機社會化服務是否會影響農戶成為種植大戶的意愿？這些影響在不同生產環節和不同作物間是否有差異？

為回答上述問題，本文基于內蒙、吉林、四川、安徽、山東、江蘇、河北、河南、湖北和湖南共10個糧食主產區的586個農戶調研數據，利用Logit模型和聯立方程組模型，分析農機社會化服務在不同作物和不同生產環節間的差異，探討農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響因素，以期能對我國新型農業經營主體培育有一定的政策啟示。

1 理論假設

農戶有成為種植大戶的意愿是基于自身稟賦和生產條件作出的理性判斷，選擇成為種植大戶意味著要考慮比普通的土地流轉更大的生產規模，需要對成本收益進行分析。對本文的分析框架而言，農業生產的凈收益取決于生產成本與收益。如農產品價格由市場決定，單個農戶為價格接受者，則農業收益只取決于農業產出。如果農業產出增加或成本降低，則意味著農業收入在家庭收入中的比重上升，這會激勵農戶擴大現有經營規模以獲取更多收益，選擇成為種植大戶。

農機社會化服務本質上是農戶進行農業機械化生產。機械化的主要作用在于替代勞動，其對勞動的替代大幅降低了農業生產成本，同時也具有可能提高產量和作業質量的作用[22]。從而可能會對農戶的生產意愿產生影響。農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響可分為兩個方面：一方面，機械對勞動有顯著的替代關系，對中國農業生產中二者替代關系的研究證明了這一點[17,23]。同樣的生產環節，利用農機服務的成本遠比人工成本低，農機服務有利于降低生產成本，使得農戶有意愿擴大現有生產規模以獲取更多收益。Benin[24]認為農戶最看重機械對勞動的替代作用，最需要農機服務的及時性和高質量。同時，利用農機服務也會間接使得農戶有更多時間從事非農活動，即農機服務可能會影響農戶的非農就業決策。

另一方面，農機社會化服務會提高相應生產環節的生產率。農業生產要素投入的最優化要與一定的生產規模相匹配，機械化生產提高了農業生產的規模化水平，從而優化了要素投入，提高了生產率，這在整地和播種環節生產性服務對水稻生產技術效率的影響研究中也得到了印證[20]。因此，本研究認為農機社會化服務對農戶成為種植大戶的意愿具有正向影響。

盡管農機服務滿足了農業勞動力流失和老齡化婦女化產生的機械替代需求[25]，可能使得部分農戶愿意保持現有規模。但實際上，有研究表明農業機械化會提高農民承包地退出意愿[13]，也有研究發現即使引入大量生產性服務，傳統農業甚至會發生倒退[26]。此外，從普通農戶轉型到種植大戶需要更多的勞動投入，也對管理水平提出更高的要求。可見，農戶決策成為種植大戶也需要考慮自身稟賦特征[10-11]。例如，對年齡大或身體狀況不佳的農戶，即使有農機服務利用行為，也可能不會有成為種植大戶的意愿。因此，本研究認為研究農機服務對農戶成為種植大戶意愿的影響，需要考慮農戶的自身稟賦特征（圖1）。

圖1 農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿作用機制Fig. 1 Mechanism of agricultural machinery socialized services on farmer’s willingness to adopt scaled production

農業生產環節總體上可以分為勞動密集型和技術密集型，且病蟲害防治等技術密集型生產環節存在監督和道德風險的問題[21]。實際上，農戶在耕種收等勞動密集型生產環節對農機社會化服務的需求和利用比例更高[6,20]，本文考慮從耕種收3個環節的農機社會化服務進行研究。農機社會化服務在勞動密集型生產環節的勞動替代性更為明顯，因此，本研究認為生產環節的勞動替代性越強，農機服務對農戶成為種植大戶意愿的正向影響越強。

機械化對勞動的替代在不同作物間存在差異[17]。農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響可能會受到作物類型的影響，相較于小麥，水稻和玉米的機械化程度較低。因此，本研究認為種植作物的機械化程度越低，農機服務對農戶成為種植大戶意愿的正向影響越強。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文所用數據是課題組通過隨機抽樣的方法實地調研所得，調研分兩次分別在2015年和2016年進行，調查省份涉及內蒙、吉林、四川、安徽、山東、江蘇、河北、河南、湖北和湖南共10個糧食主產省，兩次調研共發放問卷778份，剔除數據遺漏和非三大主糧種植的樣本，得到最終有效問卷586份。10個調查省份2006—2015年糧食播種面積占全國比重均穩定在55%左右，糧食產量占全國比重穩定在58%以上，在以上地區得到的調研樣本具有一定程度的代表性。

2.2 模型選擇

2.2.1 Logit基準模型 本文研究農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響。由于各省資源稟賦不同，對種植大戶認定或補貼的面積標準不一，難以用統一的面積標準定義種植大戶。因此，本文將農戶成為種植大戶的意愿（WIL）定義為一個二元選擇問題。即愿意或不愿意成為種植大戶。本文將愿意成為種植大戶定義為Y=1，概率為pi=P(Y=1)，不愿意定義為Y=0。并采用Logit模型進行分析，模型的具體形式為：

式中：pi代表第i個農戶愿意成為種植大戶的概率（i取值范圍為1, 2, …, 586），α為常數項，xij是農機社會化服務等影響第i個農戶的意愿的第j個解釋變量（j的取值范圍為1, 2, …,n），βj是解釋變量的系數，εi是隨機誤差項。

2.2.2 聯立方程組模型 正如理論分析所指出，農機社會化服務會對農戶非農就業產生影響。農機社會化服務利用程度越高的農戶，可外出務工的勞動力人數越多，越有可能從事非農就業。而家庭外出務工的人數越多，采用農機社會化服務的比例也會越高[27]。如不能很好地解決基準模型中存在的內生性問題，那么估計農機社會化服務對農戶意愿的影響就是有偏無效的。借鑒已有研究[28-29]，本文在（1）式基礎上，設置聯立方程組模型為：

其中，（2）式為農機社會化服務模型，（3）式為非農就業模型。SER為農機社會化服務，WOR為非農就業，CON1、CON2為兩式中的控制變量，DUM為虛擬變量。

2.3 變量選擇

2.3.1 Logit基準模型中農機社會化服務指標的選擇農機社會化服務是本文的關鍵解釋變量，為了更好地反映農戶農機服務綜合利用情況，借鑒已有文獻[6,19]和農業綜合機械化率的計算方法，本文選擇耕種收綜合農機社會化服務利用情況（SER）來表示全程農機服務，按耕地環節（0.4）、播種/插秧環節（0.3）和收獲環節（0.3）的權重加權求和得到。同時本文也對各環節的農機服務利用情況進行具體考察，包括耕地環節（PLO）、播種/插秧環節（SOW）和收獲環節（REA），并用該環節是否利用農機社會化服務表示，利用農機社會化服務定義為1，無定義為0。2.3.2 Logit基準模型中解釋變量的選擇 借鑒已有文獻，結合理論分析可看出，農戶成為種植大戶的意愿還受到農戶自身稟賦特征、生產經營特征和成本收益特征等影響。本文同時選擇以下解釋變量：生產決策者特征，包括生產決策者的性別、年齡和健康狀況，健康狀況影響農戶對未來生產經營能力的預期。生產經營特征，包括家庭外出務工人數表示的非農就業、種植面積，外出務工人數和種植面積反映農戶家庭在非農就業和農業生產間的決策情況。成本收益特征，包括物質性投入、生產用工數、是否知道當年國家最低收購價和農業補貼，糧食價格是不受農戶控制的外部因素，農戶知道國家最低收購價，可提前了解生產利潤。作物類型和地區虛擬變量，以小麥為參照，設定2個作物類型虛擬變量（DRI, DMA）；以西部地區為參照，設置2個地區虛擬變量（DEA, DMI）。

2.3.3 聯立方程組模型中控制變量的選擇 為避免方程錯誤聯立導致的多重共線性，結合已有研究，在農機社會化服務模型中，CON1引入生產決策者性別、生產決策者健康狀況、種植面積、家庭老人數量和到農技推廣機構的距離，其中，家庭老人數量會影響農戶的農機服務利用行為[19]。到農技推廣機構距離則表征了農戶獲取農機服務信息的概率[6]。在非農就業模型中，CON2引入生產決策者年齡、家庭人口數、土地轉入面積、是否有村干部和是否有黨員，有土地轉入行為的農戶其從事非農就業的可能性越低[30]，而村干部和黨員身份則表征了農戶家庭獲取社會資源的能力，對農戶的非農就業決策也會產生影響[31]。DUM引入2個作物類型虛擬變量（DRI, DMA）和2個地區虛擬變量（DEA, DMI）。

3 結果與分析

3.1 樣本農戶特征的描述性統計

首先對影響農戶成為種植大戶意愿的變量進行描述性統計分析。在樣本農戶中，40.27%的農戶有成為種植大戶的意愿；從農機服務利用情況來看，在耕地、播種/插秧和收獲三大生產環節分別有66.55%、50.68%和63.82%的農戶利用農機社會化服務（表1）。可以看出，農戶在耕地和收獲環節的農機服務利用比例相對較高，這可能主要受限于現有的水稻插秧效果，導致在播種/插秧環節的農機服務利用程度較低。

表1 變量定義及描述Table 1 Definitions and descriptive statistics of variables

樣本農戶的稟賦特征也呈現出不同的特點。例如，生產決策者的老齡化趨勢明顯，這可能是導致樣本農戶成為種植大戶意愿不高的原因，但這需要通過回歸具體分析。具體而言：生產決策者特征方面，樣本農戶的生產決策者以男性為主，占總數的81.23%；生產決策者的平均年齡為52.25歲，年齡集中分布在40～60歲，反映出當前農業勞動力老齡化的趨勢；生產決策者的健康狀況處于一般水平。生產經營特征方面，樣本農戶家庭中普遍存在非農就業，每戶平均有1人外出務工；種植面積是影響農戶成為種植大戶決策的重要因素，樣本農戶作物種植面積平均為0.53 hm2，這與我國戶均0.52 hm2的耕地數據較為一致[6]。具體來看，有50%的樣本農戶種植面積小于0.34 hm2，有76.79%的樣本農戶種植面積小于0.67 hm2。樣本農戶的種植規模普遍偏小，屬于“小農戶”，符合本文的研究要求。成本收益特征方面，樣本農戶的物質性投入平均為4 157.81元/hm2，生產實際用工數量平均為115.75個/hm2，與《全國農產品成本收益資料匯編》的數據基本一致；此外，僅有31.23%的樣本農戶知道國家當年糧食最低收購價；樣本農戶各項補貼之和平均為1 117.08元/hm2。

種植不同作物的樣本農戶在不同生產環節對農機社會化服務的利用也有差異。小麥種植戶中，分別有154個、120個和183個農戶在耕地環節、播種環節和收獲環節利用農機社會化服務，分別占到小麥樣本總數的77.78%、60.61%和92.42%，這反映出小麥種植中機械化程度較高的生產現實。水稻種植戶中，分別有114個、50個和111個農戶在耕地環節、插秧環節和收獲環節利用農機社會化服務，分別占到水稻樣本總數的65.52%、28.74%和63.79%，水稻種植戶在插秧環節的農機社會化服務利用程度偏低，這主要是由于當前水稻機插效果不佳。玉米種植戶中，分別有122個、127個和80個農戶在耕地環節、播種環節和收獲環節利用農機社會化服務，分別占到玉米樣本總數的57.01%、59.35%和37.38%（表2），可見，玉米種植戶在收獲環節的農機服務利用程度較低。

然后考察不同作物種植戶成為種植大戶意愿的分布情況。可以看出，198個小麥種植戶中，僅有46個農戶有意愿成為種植大戶，占小麥樣本總數的23.23%；174個水稻種植戶中，有40.80%的農戶有意愿成為種植大戶；214個玉米種植戶中，有119個玉米種植戶有意愿成為種植大戶，占玉米樣本總數的55.61%（表3）。可見，與水稻、玉米種植戶相比，小麥種植戶中有成為種植大戶的意愿的農戶比例更低，本文認為這一是由于小麥種植的機械化發展較早，機械使用更為廣泛，農戶對機械的感知較弱；二是由于小麥種植的凈利潤低于水稻和玉米種植，小麥種植戶成為種植大戶的動機不強。不同作物和不同生產環節的農機服務對農戶成為種植大戶意愿的影響仍有待對研究假設的具體檢驗。

表2 不同作物不同環節農機服務利用情況Table 2 Agricultural machinery socialized services in different crops and different production sectors

表3 不同作物農戶成為種植大戶意愿分布情況Table 3 Farmer’s willingness to adopt scaled production in different crops

3.2 農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響分析

對耕種收綜合農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響進行估計，估計結果見模型1。然后引入作物類型虛擬變量和地區虛擬變量進行估計，估計結果見模型2。接著對3個環節農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響進行估計，估計結果見模型3。同樣引入作物類型虛擬變量和地區虛擬變量進行估計，估計結果見模型4（表4）。

1）農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響。從模型1和模型2的估計結果可以看出，耕種收綜合農機服務對農戶成為種植大戶的意愿具有正向影響，且至少通過了10%水平的檢驗，表明農機服務利用程度越高，降低成本和提高生產率的作用越發明顯，農戶成為種植大戶的意愿更強。模型2的結果表明，引入虛擬變量后，這種影響更加明顯，在水稻和玉米生產中的農機服務對農戶成為種植大戶意愿的影響更加顯著，這與前文的原因分析相一致，但在地區間沒有差異。模型3和模型4的結果表明，收獲環節的農機服務對農戶成為種植大戶的意愿有正向影響，至少通過了5%水平的檢驗。耕地環節和播種/插秧環節的農機服務沒有通過顯著性檢驗，這可能是因為相較這兩個環節，收獲環節對勞動力需求更多，農機服務給農戶帶來的效用感知更加明顯，因而收獲環節的農機服務對農戶意愿的影響更加顯著，基本驗證了在勞動替代性越強的環節的農機服務對農戶意愿正向影響越強的假設。模型2和模型4的結果也基本驗證了在機械化程度越低的作物種植中的農機服務對農戶意愿正向影響越強的假設。

2）解釋變量對農戶成為種植大戶意愿的影響。生產決策者特征中，生產決策者的健康狀況對農戶成為種植大戶的意愿有正向影響，且均在1%水平上顯著，說明農戶的身體越健康，生產積極性越強，對自身和農業生產未來的預期更加樂觀，更有意愿成為種植大戶。生產經營特征中，非農就業對農戶成為種植大戶的意愿有負向影響，但未通過顯著性檢驗。種植面積對農戶成為種植大戶的意愿有正向影響，且均在1%水平上顯著，表明農戶種植面積越大，越有意愿成為種植大戶。種植面積越大的農戶，其家庭的農業收入占比可能越大，對從事農業生產有更高的意愿，更愿意成為種植大戶。成本收益特征中，物質性投入對農戶成為種植大戶的意愿有負向影響，且在10%水平上顯著，表明物質性投入仍然是影響農戶生產決策的重要因素。

鑒于綜合利用指標考慮了耕種收3個環節的綜合利用情況，本文僅匯報耕種收綜合農機社會化服務利用情況的聯立方程組模型的估計結果（表5）。估計結果表明，非農就業對農機服務有顯著正向影響，而農機服務對非農就業也有顯著正向影響，表明基準模型存在內生性，設立聯立方程組模型進行估計十分必要。農機服務仍然顯著正向影響農戶成

為種植大戶的意愿，但系數較之前有所增大，說明基準模型可能低估了農機服務的影響。本文的研究假設得到證實，即農機社會化服務對培育新型農業經營主體具有積極作用。同時，檢驗結果表明，3個方程均不存在嚴重的多重共線性。此外，方程（1）中其他變量估計結果并未發生明顯變化，表明本文估計結果是穩健的。

表4 Logit模型估計結果Table 4 Estimation results of the Logit model

表5 聯立方程組模型估計結果Table 5 Estimation results of the simultaneous equation models

4 結論與建議

4.1 結論

在樣本農戶中，僅有40.27%的農戶愿意成為種植大戶。耕種收3個環節的綜合農機社會化服務顯著提高了農戶成為種植大戶的意愿，矯正內生性后，農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響仍然正向顯著。培育新型農業經營主體應重點關注這部分有意愿成為種植大戶的農戶，并發揮農機社會化服務的積極作用。

農機社會化服務對農戶成為種植大戶意愿的影響在不同生產環節和不同作物中存在差異。分環節看，收獲環節的農機社會化服務對農戶成為種植大戶的意愿有顯著的正向影響。分作物看，與小麥相比，在水稻和玉米種植中的農機服務對農戶意愿的影響更加明顯。因此，需要重點提升薄弱環節與重點作物的農機社會化服務水平。

當前農機社會化服務的發展，不僅實現了對勞動力的有效替代，降低了生產成本，還對農戶的生產意愿產生了積極影響，進一步有可能帶動農戶流轉土地、擴大生產規模等行為。這對推進農業規模化經營和培育新型農業經營主體具有重要意義。

4.2 建議

1）積極引導農戶成為種植大戶。新型農業經營主體的培育，要以普通農戶的意愿為基礎，為此，要重點關注有意愿的農戶，推動農戶從傳統經營主體向新型經營主體轉變。要給予相應的政策支持，如資金補貼、技術指導等，以降低農戶擴大規模的風險，提高農戶的收益預期。

2）鼓勵扶持農戶利用農機社會化服務。農機社會化服務作為新型農業社會化服務體系的重要組成部分，要重視其對農戶生產決策的影響，特別是對農戶成為新型農業經營主體意愿的影響，發揮新型農業服務體系和新型農業經營主體相輔相成的作用。

3）提升薄弱環節與重點作物的農機服務質量。要針對不同生產環節的特點進行精準政策扶持，著重提升全生產環節的農機社會化服務水平。彌補不同作物間農機社會化服務的差異，重點提升水稻和玉米全程機械化的農機社會化服務質量，滿足農戶對高水平農機社會化服務的需求。

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