社會網絡、土地規模與農戶生產性投資

楊芳　張應良　劉魏

內容提要：改善小農戶生產要素投入，引導其進入現代農業發展軌道，是實現小農戶與現代農業發展有機銜接的基礎。基于CFPS2016，從理論和實證層面分析了社會網絡和土地經營規模對小農戶流動性投資和固定投資的影響。研究發現，社會網絡對農戶生產性投資具有顯著影響;伴隨土地規模擴大，社會網絡顯著影響農戶流動性投資：土地規模約束下，社會網絡與農戶流動性投資呈U型關系，而對農戶機械投資影響不顯著，這可以歸因于分工經濟和農業服務市場的形成。在“熟人社會”中，應營造良好的土地流轉環境，以改善農戶流動性要素投資：對于農戶流動性投資水平不同的地區，要準確識別政策、市場和社會結構三者不同的功能和作用：構建“政府引導一市場主導一面向小農”的新型農業機械化服務體系，提高小農戶的機械化水平。

關鍵詞：農戶社會網絡：土地規模;生產性投資

中圖分類號：F323.9 文獻標識碼：A 文章編號：1003-7543（2019）01-0097-12

縱觀農業發展歷程，農戶家庭經營能夠較好地解決農業生產組織內部問題，擁有內部監督成本低的先天優勢，且維系了我國鄉村社會的穩定，是農村社會和農業生產的基本組成單元。在農村現代化進程中，農戶家庭經營依然具有存在和延續的必然性。2017年10月，黨的十九大提出鄉村振興戰略，明確指出要加快推進農業農村現代化，實現小農戶和現代農業發展的有機銜接。根據2017年底國家統計局公布的全國第三次農業普查結果，截至2016年底，全國共登記有2.3億農戶，其中農業經營戶有2.07億戶，規模經營戶僅有396萬戶。數據還顯示，約有30.1%的農戶流轉了自家承包地，流轉面積約占農戶承包土地總面積的35.1%，這意味著仍有約700-/0的農戶經營著約65%的土地，小農戶在一定時期內是客觀存在的。2018年中央“一號文件”在全面部署小農戶與現代農業發展有機銜接的工作中提到，要采取針對性措施，把小農戶引入現代農業發展軌道。改善小農戶的發展條件和生產效率是改造小農的首要課題。舒爾茨在《改造傳統農業》中指出，唯有引進新的現代農業生產要素，才能改造傳統農業和實現現代農業。小農戶農業生產性要素投資水平的提高，既關系到農業生產效率的提高，又關乎農戶增收、農業產業轉型和農產品供給與升級，具有極其重要的理論意義和現實意義。鑒于此，本文立足于小農戶生產特點和需求，具體分析轉型時期小農戶的生產性要素投資行為。

我國是典型的關系型社會，“熟人社會”特征廣泛存在。因此，以農村“差序格局”的社會結構為基礎，分析農戶生產性要素投資問題顯得尤為重要。同時，必須注意到，農戶的投資意愿取決于投資收益，在戶均農地經營規模小、農業收益相對較低的現實情況下，農戶缺乏顯著的農業生產投資意愿。因此，只有擴大農戶經營規模，才能真正解決農戶農業生產投資不足、效率低下、缺乏規模經濟等問題。另外，農業生產中存在地塊規模經濟，即農產品單位生產成本隨土地規模的擴大而遞減的現象，擴大土地規模會降低農機使用成本、降低畝均勞動投入以及提高土地投資的概率[1]。農戶生產要素投入的變化，很大程度上取決于農戶土地經營規模。現階段，農地流轉市場的規范性依然有待加強，已有研究表明，在農戶土地經營規模擴大（即農地流轉）過程中，表現出了極強的非正式性和零租金現象[2]。由此可見，鄉土社會“差序格局”中的社會網絡對農戶生產經營行為和農村經濟社會活動的影響至關重要。那么，在“熟人社會”的社會背景和土地經營規模的現實約束下，農戶生產性要素投資行為表現出怎樣的特征，社會網絡對其影響路徑如何？這些問題都有待深入探究。

一、相關文獻綜述

近年來，社會網絡的相關研究成果頗豐，集中體現在其對行動者經濟社會行為的作用機制上，本質在于關系嵌入，即人類的經濟行為或社會的經濟活動嵌入社會網絡或非正規的社會關系中。總體來看，在農業經濟運行中，除信息機制外，社會網絡還具有以下功能：社會支持;風險分擔：聲譽機制和信任機制。

農村土地的集中、經營規模的擴大，會隨著經濟社會發展不斷推進[3]。農戶土地流轉行為是經濟社會行為，體現了社會人特征，不完全遵循市場交換原則[4]。近年來，從“熟人社會”視角對土地流轉的研究相繼出現，有學者認為，農戶土地流轉決策主要是道義理性選擇，而非經濟理性選擇[5]，受到農村社區集體價值觀和社會規范的制約，農戶社會網絡關系強度、質量、密度、規模對農地流轉具有促進作用，而網絡異質性的作用相反[6]：城鎮化發展尚不完全時期，人情是一種替代實物和貨幣的地租形式，低租金或零租金現象廣泛存在，低租金轉入戶會為轉出戶提供一些幫助，節日送禮、照看老弱、生產幫扶等人情交換增加[2]。

在對農戶生產性投資的相關文獻梳理中發現，針對傳統農業的生產性投資，農地、資金可得性、勞動力轉移、農地規模、農業收益、農地承包期限、投資機會、農戶分化等因素對其具有顯著影響[7]：針對轉型時期農戶生產性投資，信貸配給、土地產權、農地流轉市場等因素也被納入到影響農戶生產性投資的分析框架中。在數據使用和研究方法方面，基于截面調查數據的分析頗多，方法主要有OLS、Probit、Duration、Heckman兩步法等。這些成果為本文提供了研究基礎，具有參考價值。

20世紀80年代“社會網絡”開始出現在社會學、經濟學等多學科的研究領域，學者們對其進行了較多的理論和實證研究，揭示了社會網絡在經濟社會活動中發揮作用的一般規律。同時，農地流轉、規模經營和農戶生產性投資行為及其影響因素等問題也受到學術界廣泛關注，研究視角較為多元化。但大部分學者對農戶行為研究的邏輯起點主要基于“經濟理性人”假設，缺乏對鄉土中國“熟人社會”特殊社會結構的考慮，以及農戶家庭作為最小生產單位的社會屬性的考察。同時，現有補償式的農業政策實施對象多傾向于專業大戶和新型經營主體，“小農戶”常被邊緣化，社會網絡對小農戶生產性投資的影響機理未有定論。此外，既有研究大部分基于局部地區微觀數據進行論證，缺乏典型性和代表性。鑒于此，本文在“社會網絡”和“土地規模擴大”對“農戶生產性投資”影響機理的分析基礎上，基于北京大學中國家庭追蹤調查（CFPS）的全國大樣本數據，對社會網絡對農戶生產性投資的直接影響，以及農戶土地經營規模擴大可能在其中發揮的中介效應這兩個問題進行實證檢驗，從而提出構建激勵和引導農戶生產性投資合理化的內生動力機制和相應政策措施。

二、機理分析與研究假設

（一）社會網絡對農戶生產性投資的直接影響

結合我國國情，借鑒現有研究成果，本文認為，社會網絡從以下四方面影響農戶生產性投資行為：

首先，社會網絡通過緩解信貸約束來影響農戶生產性投資，主要表現為增加融資渠道。良好有效的信貸系統會增強農戶農業投資能力，但我國農業信貸交易成本高、風險大、收益低，正規信貸配給仍存在較大缺口。眾多實證研究都已經證實農戶面臨融資約束，且這一約束影響了其投資決策[8]。同時，正規借貸約束會抑制農戶土地規模擴張，并對農機的長期投資產生抑制效應[9]。在非正規融資過程中，以血緣、親緣、地緣為主的強關系網絡，有助于農戶拓展非正規融資渠道，如宗族網絡便在其中發揮著積極作用，作用機制主要表現為拓寬資金來源和縮短信任半徑。

其次，社會網絡通過增加資本積累來影響農戶生產性投資，主要表現為增加農戶收入。一直以來，農戶農業投入很大程度上依靠原始積累和家庭收入。社會網絡中的社會資源能夠使行為主體獲得更多的收入回報[10]，從而增加農戶家庭收入。因此，在農村社區范圍內形成了以社會網絡為核心的收入分層機制，進而構成了農戶生產性投資的經濟門檻，即社會網絡帶來的社會資源能夠緩解農戶生產性投資中的經濟負擔，起到促進投資的作用。

再次，社會網絡通過滿足信息需求影響農戶生產性投資，主要表現為提高信息效率。我國農戶獲得農業生產信息的主要來源為親戚朋友、村莊能人等傳統的人際網絡渠道。一方面，農戶會利用現有的社會網絡關系，收集、過濾、傳播生產要素投資相關的市場信息和政策信息，并根據產品市場需求情況和要素市場供給情況，作出生產性投資的判斷。另一方面，農戶生產性投資是生產要素重新配置的過程，社會網絡能夠提供各類信息流動、傳播和共享的媒介，緩解和補充土地市場和勞動力市場的不確定性，有助于生產要素的進一步合理配置。

最后，社會網絡通過建立信任機制影響農戶生產性投資，主要表現為增加交易頻率。社會網絡能增加交易主體間的信任程度，從而降低交易成本和信息不對稱性，增加交易頻率和效率。農戶的生產性投資主要是通過市場交易的形式，或在農村社區內與其他同業農戶、組織或個人進行交換獲得農業生產資料。農村社區的聲譽和信任機制決定了農戶、村莊能人和村干部能否達成共識，這將降低農戶獲取生產性要素的不確定性，進而增加交易頻率，提升生產性要素的可得性，故而影響農戶生產性投資。根據上述分析，提出如下假設：

假設1：社會網絡對農戶生產性投資具有顯著影響。

（二）社會網絡通過土地規模擴大對農戶生產性投資的間接影響

在農村社會，土地不僅是一種有價格的生產要素，具有經濟屬性，而且代表了農戶在村莊社區內的社會關系和社會地位，具有社會屬性。農村土地的社會屬性與鄉村特殊的社會結構相關，隨著農地流轉日趨活躍，社會網絡在農戶土地規模擴大中發揮著越來越重要的作用。社會網絡是農戶參與農地流轉、擴大土地經營規模的主要信息獲取渠道，親友和其他同質型社會網絡關系充當了信息交流媒介，使流轉信息搜尋成本大大降低。另外，農戶擴大土地經營規模既是經濟要素流動問題，又是預期收益和機會成本權衡的問題，還是農戶自身的社會心理問題。“熟人社會”和傳統的宗法主義使農戶產生了較強的“從眾心理”，當信息搜集成本過高時，農戶從社會網絡中獲取更多的土地流轉信息，表現出“羊群行為”。農地流轉市場是一個集地緣、親緣與“人情”于一體的關系市場[11]，土地規模擴大過程中還表現出“土地租金人情化”的特征[2]。具體而言，城鎮化不完全①背景下，親友之間除了對留守老人和兒童提供生活照看等幫扶外，還可能提供農業生產性幫助，這便使土地成為人情交換的載體，從而促進了熟人之間的土地經營權流動，使土地租金表現出人情化特征。

①“不完全城鎮化”又稱“偽城鎮化”，是指由于制度約束，大量農業轉移入口雖然居住在城市，但不能像市民一樣同等享受城市的公共服務，其收入水平和消費差距都與一般城市居民存在一定差距。

現有研究已經證實，土地細碎化會造成農業生產過程中要素投入成本的上升，地塊越小，越不利于農機投入和新技術采用，以及農田基礎設施投入[12]。可見，土地規模擴大有利于改善農戶生產要素投入不足的問題，并通過以下途徑影響農戶生產性投資：一是通過擴大生產要素需求。土地流轉對資源配置具有交易收益效應，即土地可交易性的提高將增加其投資價值。二是通過地塊規模經濟效應。地塊規模的增加有利于農業生產中農機使用、勞動力投入等行為[1]。三是通過降低土地細碎化程度。土地細碎化會造成農業機械、生物技術等生產要素投入和使用的局限性增加，從而提高農戶生產成本。土地流轉在一定程度上能夠實現土地資源的集中，改善現代生產要素使用條件，提高要素投入的可操作性，從而促進農戶生產性投資。四是通過農戶家庭增收效應。規模化經營不僅提高了農業經營性收入，而且當經營規模達到一定程度時還可能獲取轉移性收入。農戶家庭收入的增加，不僅提升了其投入的內生動力，而且增強了其投資能力，進而促進了農戶生產性投資。根據上述分析，提出如下假設：

假設2：社會網絡有助于農戶擴大土地經營規模：

假設3：土地規模擴大有助于農戶增加生產性投資。

根據以上假設，提出研究推論：社會網絡通過農戶土地經營規模的擴大促進其生產性投資行為：隨著農戶土地規模的增加，社會網絡對農戶生產性投資具有正向影響，反之亦然。

綜上所述，理論上，社會網絡既直接影響農戶生產性投資，又通過土地規模擴大間接影響農戶生產性投資。那么，現實情況是否如此呢？這還需要借助微觀數據進行經驗驗證。

三、數據來源、模型選取與變量說明

（一）數據來源

經驗分析使用的微觀數據來自北京大學中國家庭追蹤調查（CFPS），旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區三個層面的數據，重點關注我國居民的經濟活動、教育成果、家庭關系與家庭動態等諸多內容。CFPS樣本覆蓋了全國25個省（區、市）①，采用三階段不等概率的整體抽樣方法，樣本所在區域人口約占全國總人口數的95%，具有全國代表性。為了充分反映轉型時期社會網絡、土地經營規模和農戶生產性投資之間的關系，實證部分主要使用了最近更新的CFPS2016數據。

在數據處理過程中，首先篩選了農村戶籍的農戶樣本：然后根據研究目標和CFPS題項設置選取了主變量，包括表征社會網絡、土地經營規模擴大和農戶生產性投資的相關變量，以及控制變量，具體涵蓋了家庭層面的農戶稟賦特征變量和村莊層面的經濟社會特征變量。由于CFPS2016缺少土地經營規模擴大的度量指標“農戶農地轉入率”的信息和村莊層面的數據，因此我們將CFPS2010和CFPS2016中家庭層面數據進行整合，并進一步與CFPS2014村莊層面數據進行合并，之后篩選同時參加過這三次調查的農戶樣本：最后將含有“不知道”“不適用”等內容的樣本作缺失值處理，并將缺失值剔除。經過上述處理后，本文獲得有效樣本2830份，樣本覆蓋全國24個省（區、市）、100個區縣、207個村莊。相較于以往研究，本文的數據相對較新、樣本量大，具備轉型時期的時間特征，并能夠代表全國整體性的地域特征。

（二）模型選擇與內生性處理

為考察社會網絡對農戶生產性投資的影響，這里先構建基本回歸方程，表達式如下：

（1）式中，invest_i表示農戶生產性投資，采用農業流動性投資和固定投資兩個指標刻畫。socialnw_i表示社會網絡，主要通過農戶的通信費用等5個指標加權得到。X_ni表示控制變量，包括家庭人口、土地等農戶家庭稟賦特征和村莊特征等變量。a0為常數項，a1、a2為主解釋變量和控制變量的待估參數，μ_i為隨機誤差項。

①CFPS樣本地區不包含西藏、青海、新疆、寧夏、內蒙古、海南。

在（1）式的基礎上，本文進一步探究在農戶土地經營規模擴大的現實背景下社會網絡對農戶生產性投資行為的影響，因此在（1）式的基礎上引入社會網絡與農戶土地規模擴大的交乘項，以分析社會網絡能否通過土地規模擴大影響農戶生產性投資行為，表達式如下：

（2）式中，landrentin_i表示土地規模擴大，選用了“農戶是否轉入土地”和“農地轉入率”兩個指標來刻畫。socialnwixlandrentin_i表示社會網絡和土地規模擴大的交乘項，其余變量與（1）式一致。

需要注意的是，社會網絡與土地規模擴大、社會網絡與農戶生產性投資均是相互影響的。社會網絡對土地規模擴大和生產性投資有直接作用，但現實中，社會網絡關系是需要占用時間、資源和感情來建立、維護、擴展的，在土地規模擴大和生產性投資過程中，農戶與農戶、農戶與集體、農戶與市場中的其他個人和組織的交往頻率自然會增加，使農戶社會網絡規模逐漸增大，這在一定程度上造成了社會網絡與土地規模擴大、生產性投資之間相互影響。因此，重視和解決內生性問題，才能更加準確地判斷社會網絡、土地規模擴大對農戶生產性投資的作用機制和影響路徑。為了克服內生性問題，本文選取了村莊層面“村莊大姓占比”作為社會網絡的工具變量，在我國作為最重要和最穩定的社會網絡——宗族網絡，在鄉村發展中發揮了獨特作用，該變量是衡量宗族網絡的一個重要指標。并且，宗族網絡變量既反映了村莊層面的社會網絡特征，也在一定程度上反映了村莊中農戶家庭社會網絡的形成環境。同時，該變量外生于農戶的生產行為決策，適合作為工具變量。基于上述分析和處理，我們利用穩健性的普通最小二乘法（OLS）和廣義矩估計（GMM）估計模型（1）式和（2）式。

（三）變量設置與說明

根據前一部分的理論分析，參考相關文獻，引入如下變量：

1，社會網絡。本文主要研究對象是農戶家庭社會網絡，以往研究對該變量的測度并無定論。通過對相關文獻的梳理，存在如下幾種度量方式：家庭成員是否有在當地從政，家庭成員在政府學校和醫院工作的親友數量，家庭禮品禮金支出，家庭中城市親友數量等。很明顯，上述代理變量略顯單一，而事實上，社會網絡既包括親緣關系，又包括地緣關系、友緣關系，具有多維性特征。因此，本文基于熵權法構造了一個能夠反映農戶社會網絡的綜合指標。具體而言，首先選取了與社會網絡高度關聯的5個指標，包括“每月外出就餐費”“文化娛樂支出”“交通通信工具費”“人情禮支出”“家庭成員中中共黨員占比”：然后對這5個指標進行標準化處理，分別計算出各指標的熵值和信息熵冗余度，并進一步計算出各指標的權重值：最后求出社會網絡的綜合得分。最終的社會網絡變量是上述5個變量的加權平均值①。

2，土地規模擴大。土地規模擴大既代表了理論研究中的現實背景，又是經驗研究中的中介變量，主要目的在于考察其對社會網絡的調節效應。目前學術界對土地規模擴大度量方法未形成統一的標準，本文采用“農戶是否轉入土地”和“農地轉入率”兩個指標來刻畫，前者用“農戶是否租賃土地”來表征，后者用“轉入土地面積與土地經營總面積的比值”來表征，其中土地經營總面積為農戶轉入土地面積和承包地面積之和。

3，農戶生產性投資。由于現有研究對于農戶生產性投資的界定沒有統一的標準，不同研究的測度方式也不盡相同。本文重點關注兩類生產性投資，第一類是與農地直接發生關聯的流動性投資，包括種子、農藥、化肥等：第二類是不與土地發生直接關聯的固定投資，主要指農業機械。其中流動性投資用2016年農戶投入農業生產的種子、化肥、農藥的貨幣價值加總來表示：固

①權重根據熵值和信息熵冗余度計算得出，最終社會網絡變量由下式給出：socialnw =0.2682X外出就餐費+0.3064x文化娛樂支出+0.1038x交通通信工具費+0.0105x人情支出+0.3112x家庭中共黨員占比。定投資用2016年農戶家庭擁有的各種農業機械總價值來表征，兩類投資均進行對數化處理。

4，控制變量。除上述三個關鍵變量之外，本文還控制了農戶家庭人口、土地、資產和村莊特征等14個變量。同時，為了控制不同區域經濟社會發展中的潛在因素對農戶生產性投資的影響，在模型中還加入了CFPS樣本覆蓋的25個省份虛擬變量。此外，還選擇了“農地轉出”這一虛擬變量作為控制變量，原因在于：一方面，土地轉出后農戶經營規模變小，其單位生產成本提高，農戶參與農業的積極性可能降低，從而不利于生產性投資：另一方面，農地轉出后勞動力轉移至非農產業，家庭收入增加，投資能力提升。村莊經濟發展水平、區位因素、耕地地形等也是影響農戶生產性投資的主要因素，分別用“村莊人均純收入”“村莊地理位置”和“村莊地形”表示。以上各變量說明與描述性統計如表l所示。

四、實證結果分析

（一）社會網絡對農戶生產性投資的影響

表2（下頁）報告了社會網絡對農戶生產性投資的影響結果。其中，OLS（I）和OLS（3）是采用最小二乘法估計的結果，GMM（2）和GMM（4）是采用廣義矩估計的結果。后者適用的條件是主解釋變量社會網絡存在內生性問題，從表2的DWH檢驗可以看到，無論是流動性投資的回歸結果還是固定投資的回歸結果，DWH檢驗的p值均小于0.05，故可認為社會網絡為內生解釋變量①。通過對比OLS與GMM中社會網絡變量的系數，可以發現未考慮內生性問題的OLS估計系數值小于采用工具變量后的估計系數值。

從社會網絡的估計系數來看，社會網絡能夠促進農戶生產性投資（包括流動性投資和固定投資），即社會網絡顯著正向影響農戶生產性投資。考慮內生性問題后，農戶家庭擁有的社會網絡每提高1%，農戶流動性投資規模就會增加0.54%，固定投資規模增加0.84%。這表明加強農戶社會網絡建設能夠促進農戶生產性投資，研究假設1得以證實。原因正如機理分析中提到的，社會網絡可能通過緩解信貸約束、提高信息效率、信任機制和增收效應等途徑，提升農戶融資和信息能力，降低交易費用，從而促進農戶農業流動性投資和固定投資。

①DWH檢驗即為Durbin-Wu-Hausman檢驗，其p值顯著表示變量為內生性變量。另外，本文僅有一個工具變量，因此不存在弱工具變量檢驗問題。

但也應注意到，社會網絡能夠提升農戶非農就業能力，在農業部門的邊際生產率和工資率普遍低于城市非農部門的情況下，農戶家庭勞動力要素將進行重新配置，年長勞動力留在農村進行農業生產，而青壯年勞動力轉移至非農部門。在這種情況下，農業生產則可能從“過密化”向勞動力剛性約束過渡，結果必然促使農戶選擇與勞動力要素供給情況相匹配的作物。鑒于糧食作物屬于土地密集型作物，易于實現機械化生產，勞動力需求較小且存在明顯的季節性特點，而經濟作物則屬于勞動密集型作物，勞動力需求量大且精細化程度強。因此，這一時期農業生產呈現勞動力結構老齡化、種植結構“趨糧化”的總體趨勢。此時，農戶對于農業生產所需的流動性投資和固定投資將繼續增加，其中流動性投資需求可能呈現單一化特點，而考慮到農業固定投資門檻和應用門檻相對較高，相較于農戶對固定資產的直接投資，農機等方面的社會化服務供給應是解決小農戶固定投資不足的關鍵所在。

實證結果還顯示，除社會網絡外，家庭老齡化越明顯，農戶生產性投資越低，其原因在于：一方面，體現了勞動力不足的約束：另一方面，表現出了較重的家庭生活負擔，生活性支出比重過大，導致投資性支出的資本約束增加，進而造成農戶生產性投資動力不足。家庭成員平均年齡越大，越不利于農戶生產性投資：家庭成員平均受教育程度越高，農戶生產性投資意愿越強：農戶家庭非農就業水平越高，其生產性投資水平越低：村莊層面上，村莊外出務工比例越高，農戶生產性投資水平越低：村莊人均收入越高，表明區域經濟環境越好，農戶具有進行生產性投資相對有利的外部環境。此外，農戶家庭小孩和女性比重、土地是否轉出、金融性資產、村莊區位因素對農戶生產性投資影響并不顯著。

（二）土地規模擴大的調節效應分析

表3（下頁）報告了引入“社會網絡×土地規模擴大（測度1）”和“社會網絡×土地規模擴大（測度2）”變量的回歸模型估計結果。分別以“是否轉入土地”和“農地轉入率”來測度土地規模擴大，模型均采用廣義矩估計（GMM）的方法進行回歸，結果顯示：

第一，無論是以“是否轉入土地”還是以“農地轉入率”來度量土地規模擴大，農戶社會網絡均未通過土地經營規模擴大對農戶農業生產中的固定投資產生顯著影響。其可能原因在于，在要素（服務）市場開放的條件下，農業分工不僅僅停留在農戶家庭內部。隨著現代農業技術的推廣，農藝環節的可分性、農事活動的可交易性使農業生產的迂回程度提高，農業分工空間得以拓展和深化。農業機械適用條件較為苛刻，投資門檻高，這使農戶可以將某些生產環節外包給提供機械化服務的合作社或專業大戶，從而實現生產環節的機械化。相對于農戶自行購買農機，農業社會化服務外包形式的出現，使社會網絡能力較強的農戶，更易通過社會網絡中的多種渠道，獲取社會化服務的相關信息。通過社會網絡關系獲取的信息更易得到交易主體之間的信任，從而降低交易成本，最后使農戶選擇直接購買服務或與其他組織合作以實現機械化生產。這也佐證了小規模農場的農民可以通過分享農機外包服務，繞過規模臨界點的約束。借助農業分工和培育農業服務市場，將小農卷入分工經濟，更利于提高小農戶現代生產能力。

第二，無論是以“是否轉入土地”還是以“農地轉入率”來度量土地規模擴大，農戶社會網絡均會通過土地規模擴大顯著影響農戶流動性投資。對于種子、化肥、農藥這類流動性要素的投入，表現出很強的市場化特征，在市場交易過程中，社會網絡規模大、能力強的農戶更易獲得這類生產資料的供給信息，甚至可以從社會網絡關系中直接獲取技術含量高、質量好或價格低的流動性要素。另外，隨著農業技術的進步，這類要素的使用往往需要技術人員、其他農戶、合作組織、經營主體進行指導或示范，這一非市場化行為，嵌入以親緣、地緣等為基礎的社會網絡中，提高了要素使用效率。因此，部分推論得以證實。

（三）土地規模擴大的偏效應分析

需要指出的是，上述分析雖然可以識別農地經營規模擴大對社會網絡的調節效應，但這種調節效應是基于均值進行回歸得到的結論，而無法識別不同農業投資水平中土地經營規模擴大的調節效應。因此，我們利用無條件分位數回歸方法探討社會網絡差異所引致的農戶生產性投資差異，即分析在農地經營規模約束條件下社會網絡所引起的農戶生產性投資回報率差異。具體而言，由于“是否轉入土地”為0-1的虛擬變量，因而只分析土地經營規模擴大測度指標為“農地轉入率”所引致的偏效應。以農戶生產性投資（流動性投資和固定投資）為因變量，以社會網絡與土地規模擴大的交乘項及相關控制變量為解釋變量，通過在因變量0.01-0.99分位點上進行99次無條件分位數回歸，得到農地經營規模約束條件下社會網絡對農戶生產性投資的回報率，并以99個分位點為橫坐標、回歸系數值（偏效應或回報率）為縱坐標，得到兩者的二次擬合曲線，結果如圖1和圖2所示。

圖1顯示了農地經營規模約束下社會網絡對農戶流動性投資的偏效應及顯著性水平，其中左圖為偏效應，右圖為顯著性水平。可以看出，在大部分分位點上，社會網絡能夠通過土地規模擴大顯著影響農戶的流動性投資。從偏效應來看，在農戶不同的生產性投資階段，土地經營規模擴大的調節效應有所不同，即在土地經營規模約束下，社會網絡與農戶生產性投資呈U型關系。在農戶流動性投資水平較低的階段，隨著土地經營規模的擴大，社會網絡會顯著負向影響農戶流動性投資，而在農戶流動性投資水平較高的階段，隨著土地經營規模的擴大，社會網絡顯著正向影響農戶流動性投資。一個可能的解釋是，當農戶的流動性投資水平較低時，如中西部地區農業現代化水平較低，特別是以宗族網絡為代表的社會網絡在基層發揮著重要作用，具有較強社會網絡關系的“精英”家庭往往憑借其“關系”資源優勢扭曲市場規則，為家庭謀取更多的利益和報酬。因此，以牟利為目的的“精英”家庭，在擴大土地經營規模后，并未從事比較收益較低的農業產業[13]，而是用于開發鄉村旅游、鄉村民俗等土地回報率相對較高的農村第三產業。而當農戶的流動性投資水平較高時，如東部沿海地區具有良好的經濟環境和市場環境，現代農業發展水平相對較高，農村要素配置較為充分和合理，能夠實現較高的農業生產率和回報率。農戶擁有著比中西部地區更為廣泛的社會網絡關系，隨著農地“三權”分置制度的落實，土地經營權流轉更加活躍順暢，經營規模擴大后，對農業生產要素的需求增加，農戶便會利用其社會網絡關系資源，拓展信息渠道，引入投資回報率更高的品種和技術，進一步提高農業流動性投資。

圖2顯示的是農地經營規模約束下社會網絡對農戶農業固定投資的偏效應及顯著性水平，左圖為偏效應，右圖為顯著性水平。可以看出，在多數分位點上，社會網絡與農地經營規模的交乘項并不顯著影響固定投資，這表明社會網絡并不能夠通過土地經營規模擴大這一路徑影響農業機械投資。這一結論與上一部分實證結果一致。

五、研究結論與政策含義

促進小農戶與現代農業發展的有效銜接，是學術界和政策層面共同關注的問題。本文以小農戶為研究對象，以中國家庭追蹤調查CF-PS2016為數據基礎，對社會網絡如何影響農戶生產性投資，以及土地規模擴大的調節作用進行理論和實證分析，得到如下結論：第一，社會網絡顯著正向影響農戶生產性投資（包括流動性投資和農業固定投資）。第二，隨著農戶土地經營規模的擴大，農戶社會網絡仍然顯著影響農戶流動性投資，但對農戶的固定投資影響并不顯著，這在一定程度上可歸因于分工經濟和農業服務外包的出現[14]。第三，在不同的農業生產投資階段，土地經營規模擴大的調節效應有所差異。即在土地經營規模約束下，社會網絡與農戶流動性投資呈U型關系。具體而言，當農戶流動性投資水平處于較低階段時，隨著土地經營規模的擴大，社會網絡對流動性投資產生負向影響：當農戶流動性投資規模超過臨界點時，隨著土地經營規模的擴大，社會網絡則對農戶的流動性投資產生正向影響。此外，對于農戶的固定投資來說，無論其投資處于何種水平，土地經營規模的調節效應均不顯著。

本文所得到的研究結論具有重要的政策含義：第一，農戶家庭擁有的社會網絡對小農戶的農業生產性投資產生了顯著影響。因而，在鼓勵農戶生產性投資的政策設計中，要充分考慮農戶社會網絡這一非正式制度因素的重要作用。第二，隨著農地經營權流轉的日趨活躍，農戶土地經營規模在社會網絡與農戶流動性投資中的調節作用不可忽視。因此，應創造良好的土地流轉環境，鼓勵小農戶擴大土地經營規模，從而進一步促進農戶的農業流動性要素投資。第三，在不同農業生產投資階段，土地經營規模在社會網絡與農戶流動性投資之間的調節作用有所差異。因此，應準確評測農戶農業流動性要素投資水平，在農戶流動性投資水平較低的地區，要營造良好的政策環境和制度環境，加快要素市場的培育，從而減弱社會網絡在影響農戶流動性投資中的負面作用：在農戶生產性投資水平較高的地區，要以鄉村“差序格局”的社會結構特征為基礎，強化農村文化建設方面相關規則的制定，充分利用鄉規民約和風俗習慣“粘合劑”的作用，尊重鄉村社會內生的傳統和秩序，從而充分發揮社會網絡在農戶流動性要素投資中的重要作用。第四，在土地要素約束下，社會網絡對小農戶的農業固定投資影響并不顯著。因此，應將小農戶納入分工經濟，加強農業社會化服務市場建設，充分發揮農業社會化服務組織、新型經營主體和專業大戶在小農戶機械化服務中的重要作用，優化農業機械化服務的供給方式和渠道，著力構建“政府引導一市場主導一面向小農”的新型農業機械化服務體系。

參考文獻

[1]顧天竹，紀月清，鐘甫寧，中國農業生產的地塊規模經濟及其來源分析[J].中國農村經濟，2017（2）：30-43.

[2]陳奕山，鐘甫寧，紀月清，為什么土地流轉中存在零租金？——人情租視角的實證分析[J]，中國農村觀察，2017（4）：43-56.

[3]葉興慶，演進軌跡、困境擺脫與轉變我國農業發展方式的政策選擇[J].改革，2016 （6）：22-39，

[4]鐘漲寶，汪萍，農地流轉過程中的農戶行為分析——湖北、浙江等地的農戶問卷調查[J].中國農村觀察，2003（6）：55-64.

[5]黃增付，農民土地轉出中的道義理性選擇及現實困境——以核心產糧區典型村莊為例[J].農業經濟問題，2016（7）：81-89.

[6]張桂穎，呂東輝.鄉村社會嵌入與農戶農地流轉行為——基于吉林省936戶農戶調查數據的實證分析[J].農業技術經濟.2017（8）：57-66.

[7]朱喜，史清華，李銳，轉型時期農戶的經營投資行為——以長三角15村跟蹤觀察農戶為例[J].經濟學（季刊），2010（2）：713-730.

[8]HARTC E，LENCES H. Financial constrainsand farm investment： abayesianexamination[J]. Joumal of Business and Economic Statis-tics， 2004， 22（1）： 51-63.

[9]柳凌韻，周宏，正規金融約束、規模農地流入與農機長期投資——基于水稻種植規模農戶的數據調查[J].農業經濟問題，2017 （9）：65-76.

[10]張順，郭小弦，社會網絡資源及其收入效應研究——基于分位回歸模型分析[J].社會.2011（1）：94-111.

[11]羅必良，農地流轉的市場邏輯——“產權強度一稟賦效應一交易裝置”的分析線索及案例研究[J].南方經濟，2014（5）：1-24.

[12]Latruffe L，Piet L Does land fragmentationaffect farm performance？：A case study fromBrittany， France [J]. Agricultural Systems，2014.（129）： 68-80.

[13]焦長權，周飛舟，“資本下鄉”與村莊的再造[J].中國社會科學，2016（1）：100-116.

[14]仇童偉，羅必良，農業要素市場建設視野的規模經營路徑[J].改革，2018（3）：90-102.