改進交易效率的農業生產性服務業發展機理與實證研究

李穎慧，李 敬

（重慶工商大學 長江上游經濟研究中心，重慶400067）

國內外實踐證明，大力發展改進交易效率的農業生產性服務業，有助于降低農產品交易費用、提高農業交易效率，對于現代農業發展具有極其重要的作用。2018 年和2019 年的中央“一號文件”對農業生產性服務業的發展提出了具體要求。目前國內外一些學者的研究也揭示了農業生產性服務業對降低交易成本、改進交易效率的積極作用。例如，Menard 等［1］研究了農產品質量標準及交易成本與食用農產品供應鏈混合組織的選擇問題。Benin 等［2］研究認為政府的常規推廣服務和非政府組織與NAADS 項目都大大降低了農戶獲取農業信息的成本。Cherukuri 和Reddy［3］研究認為農業生產性服務組織是連接農戶、政府、農業生產性服務供給主體和市場的重要節點。Brezuleanu 等［4］研究認為農業合作社的發展顯著降低了偏遠地區農業的交易費用。Yuan 等［5］研究認為先進的冷鏈物流產業是降低農產品交易成本的有效路徑。Meera 等［6］研究提出了一個能整合知識、技術和市場的水稻推廣和咨詢服務戰略框架，可以有效降低農戶獲取信息的成本。宋金田和祁春節［7］、吳春雅和嚴靜嫻［8］研究認為交易成本是影響農戶對農產品銷售渠道和銷售對象選擇的重要因素。黃英良等［9］、王衛和宋慧巖［10］以農業信息化服務為研究對象，提出多元主體的供給模式有利于降低交易成本，提高農業交易效率。胡銘［11］研究認為組建農產品供應鏈體系可以有效提升農產品交易效率。陳梅和茅寧［12］提出由合作社和食品加工企業組成的戰略聯盟是農產品質量安全服務的有效模式。胡新艷等［13］提出通過提供農業規模經營服務，能夠有效降低農地交易過程中的內生交易成本。謝琳和鐘文晶［14］提出土地股份合作社、職業經理人和服務超市大大降低了社會化分工的交易成本。楊丹和劉自敏［15］、穆娜娜等［16］研究認為農業社會化服務模式有效降低了農業生產經營主體和服務供給者雙方的交易成本。

在鄉村振興戰略迅速推進的大背景下，急需大力加強改進交易效率的農業生產性服務業的發展。本文所關心的問題是，怎樣才能有效促進改進交易效率的農業生產性服務業的發展？影響其發展的內在因素有哪些呢？Alesina 和Rodrik［17］研究認為農業生產環節的分工深化引致了農業生產性服務的產生。龐春［18］研究提出農業分工和經濟組織變遷引致了農業生產環節的外包行為。潘錦云等［19］研究認為由于農業發展需求的推動引致生產性服務向農業領域滲透和轉化。陳昭玖和胡雯［20］研究認為農業生產性服務的發展遵循農業分工深化—服務外包增加—分工進一步深化的演變規律。這些文獻從分工角度解釋了改進交易效率農業生產性服務業發展的動因。但上述文獻大多是描述性分析，沒有構建相應的理論模型，也缺乏邏輯一致性的檢驗。

本文基于勞動分工理論與超邊際分析方法，構建改進交易效率的農業生產性服務業發展的勞動分工模型，并進行了實證檢驗。在Chu 和Tsai［21］模型基礎上，將改進交易效率的農業生產性服務業引入生產函數，并考慮了政府補貼、農村勞動力流出和農業從業人員勞動供給變動等影響因素。理論與實證模型表明，商品市場交易效率、農戶數量規模、政府補貼和農戶勞動力變化是影響改進交易效率農業生產性服務業發展的四個主要因素。進一步地，本文基于勞動分工理論探索了改進交易效率的農業生產性服務業的發展機理，并利用面板數據模型對理論模型進行了實證檢驗，最終得出本文的研究結論與政策建議。

一、改進交易效率的農業生產性服務業發展機理：基于勞動分工理論的模型構建

通常農產品市場交易效率不高，限制了農業分工深化。一些農業生產性服務業可以提高農產品市場交易效率，這些農業生產性服務業即為改進交易效率的農業生產性服務業。本部分主要分析改進交易效率的農業生產性服務業發展機理。Chu 和Tsai［21］建立了一個公共基礎設施的分工模型，本模型基本設定參照Chu 和Tsai 模型。為了研究需要，在Chu 和Tsai 模型的基礎上進行了三方面改變。一是用改進交易效率的農業生產性服務業替換公共基礎設施。假定專業農業生產性服務專家為所有產品生產者提供交易效率改進的公共服務，市場交易效率系數k 不再是一個常數，而是受農業生產性服務影響的變量。二是引入政府對發展改進交易效率農業生產性服務業的補貼因素。專門從事改進交易效率農業生產性服務的農戶其收益有兩個方面。一方面從服務對象收費，另一方面接受政府補貼。引入這一因素，模型可以用于討論政府與市場的供給問題。三是生產函數反映規模報酬遞增，同時模型中農戶的勞動供給不標準化為1，而設定為大于1 并且可變的變量L。這樣可以考慮農村勞動力流出和農業從業人員勞動供給變動的影響。

（一）模型環境描述

綜合起來，本模型環境可以表述為：假定具有M 個事前相同的生產者-消費者農戶經濟系統，決策集是一個連續系統。經濟系統中，生產和消費X 和Y 兩種產品。農戶可以選擇自給自足，同時生產兩種產品；也可以選擇專業化生產某一種產品，而沒有生產的產品通過市場交換獲得。根據需要，農戶也可以專門從事農業生產性服務業，為其他生產者提供服務并獲得服務對象的報酬或政府補貼。從事農業生產性服務業的農戶將用獲得的報酬在市場上購買消費品X 和Y。

1. 不從事農業生產性服務農戶的決策問題

對于不從事農業生產性服務的農戶，效用函數：

其中：x 和y 分別為自給自足兩種商品的數量；xd和yd分別為從市場購買的兩種商品的數量；k 為市場交易效率系數，0＜k＜1，市場上交易成本越高，則k 越低。k 為在這里是一個變量：

其中：Mk為從事改進交易效率的農業生產性服務業的農戶數。Mk越大，市場的交易效率越高，所以k 是Mk的一個增函數。當沒有從事改進交易效率的農業生產性服務業的農戶時，Mk= 0，市場交易效率為k0。

生產函數：

其中：xs和ys分別是生產者提供給市場的兩種商品的數量；L 是農戶生產兩種商品的時間稟賦約束；lx和ly分別是生成兩種商品所用時間； a 是生產效率指數，反映報酬遞增，其值大于1。預算約束：

其中：px和py分別為兩種商品的價格； pk為從事改進交易效率的農業生產性服務業對每個服務對象農戶的收費。

2. 從事農業生產性服務農戶的決策問題

對于從事農業生產性服務的農戶，其消費的兩種商品全部從市場購買，其效用函數：

預算約束為

（二）不同市場模式下農戶收益分析

根據文定理①文定理是楊小凱新興古典經濟學模型的理論前提，用于可行市場結構分析，排除無效市場結構。，任何一個生產-消費者的最優決策是，只生產一種產品，不會生產和購買同種產品，也不會買和賣同一種產品［22］。因此，有6 種可行的模式并呈現三類市場結構。第一類是自給自足市場結構A。在此市場結構下，只有一種模式，所有農戶都同時生產和消費兩種產品，沒有交易市場形成。因此在此市場結構下，只有從事農業生產的農戶。第二類是沒有農業生產性服務業的專業化市場結構B。其中有兩種模式，第一種是X/Y 模式，專門生產X，而不生產Y；第二種是Y/X 模式，專門生產Y，而不生產X。因此在此市場結構下，也只有從事農業生產的農戶。第三類是具有農業生產性服務業的專業化市場結構C。其中有三種模式，第一種是X/YA 模式，專門生產X，而不生產Y，同時接受農業生產性服務；第二種是Y/XA 模式，專門生產Y，而不生產X，同時接受農業生產性服務；第三種是A/XY 模式，專門提供農業生產性服務。在此市場結構下，既有從事農業生產的農戶，也有從事農業生產性服務業的農戶。下面分別分析每一種模式下農戶的最大化收益。

1. 自給自足模式A

這個模式下，意味著所有自給產品的數量都為正，而所有貿易品都為零。即有：x、y、lx、ly＞0，xd= yd=xs= ys= Mk= 0。則，模式A 的決策問題為

將所有約束代入效用函數，可得：

其中：px和py分別為兩種商品的價格。

6. 有農業生產性服務專業化市場結構C 模式k/xy

這個模式下，意味著xd、yd、Mk、pk＞0，而lx= x = xs= ly= y = ys= 0。則模式k/xy 的決策問題為

（三）模型的均衡分析

在同一種市場結構下，模式之間的競爭將建立市場出清條件和效用均等條件。也就是在同一種市場結構下，通過各種模式的效用相等條件，可以計算出模型的角點均衡解。角點均衡求解是進行一般均衡討論的前提。

1. 自給自足市場結構A 下的角點均衡求解

對于自給自足市場結構A 下，只有一種模式，其角點均衡解就是該模式下的效用，戶均真實收入（uA)由u1給出，即

2. 沒有改進交易效率的農業生產性服務專業化市場結構B 下的角點均衡求解

對于沒有農業生產性服務業專業化市場結構B 下，有兩種模式。其角點均衡解需要滿足兩種模式下的效用相等，即u2= u3：

3. 有改進交易效率的農業生產性服務專業化市場結構C 下的角點均衡求解

對于有農業生產性服務專業化市場結構C 下，有三種模式。其角點均衡解需要滿足三種模式下的效用相等。即u4= u5= u6：

解式（22），可得：

則市場結構C 下的戶均真實收入：

A、B、C 三種市場結構下的戶均真實收入和均衡價格條件見表1。

表1 改進交易效率模型中A、B、C 三種市場結構下的角點均衡解

（四）改進交易效率的農業生產性服務供給的影響因素

結論1：市場交易效率（k）越高，B 市場結構更容易出現，出現改進交易效率農業生產性服務的可能性反而越小。

結論2：農戶數量規模（M）越大，有改進交易效率的農業生產性服務的分工結構更容易產生。

由于uC為農戶數量規模M的函數，對式(23)的M 求一階導數可得：

由式（24）可得(uC)′M＞0，而分別對uA和uB求一階導數可得(uA)′M= (uB)′M= 0。也就是說，農戶數量規模越大，C 市場結構下的收益越高，uC＞uA和uC＞uB的可能性越大，有改進交易效率的農業生產性服務的分工結構更容易產生。

結論3：政府補貼（pg）可以引致改進交易效率的農業生產性服務供給。

同樣，由于uC是政府補貼pg的函數。對式(23)的pg求一階導數可得：

根據式（25）可得(uC)′pg＞0，而(uA)′pg= (uB)′pg= 0。因此政府補貼越多，uC＞uA和uC＞uB的可能性越大，有改進交易效率的農業生產性服務的分工結構更容易產生。政府補貼可以促進改進交易效率的農業生產性服務的發展。

結論4：農戶勞動力（L）下降是改進交易效率農業生產性服務業發展的誘因。

uC可針對k被最大化，并令(uC)′k= 0。可求出k 關于農戶勞動力L 的表達式：

根據對式（27）的農戶勞動力L 求一階導數，可求得(k)′L＜0。也就是農戶勞動力L 下降時，則最優k 會提高，也就是從事改進交易效率農業生產性服務業的農戶數量比例應當提高。

二、理論模型的實證檢驗

（一）改進交易效率的農業生產性服務業發展水平測度

根據前文對改進交易效率的農業生產性服務業的內涵界定和數據可得性，由于2012 年以后才有對分行業和地區農業生產性服務業相關數據的統計，本研究的數據采用2012—2016 年中國31 個省市面板數據。涉及的改進交易效率的農業生產性服務業：農產品銷售服務（X1）用農產品綜合市場數量來反映；農業信息服務（X2）用各地區農村居民家庭每百戶計算機擁有量反映；農產品物流服務（X3）用各地區鄉村道路長度反映；農產品質量安全服務（X4）用各地區質檢中心數反映；土地流轉服務（X5）用各地區土地流轉服務中心數量反映。表2 展示了變量的描述統計結果。

采用因子分析法對以上5 個變量的數據進行分析。根據因子分析法得出各省市改進交易效率的農業生產性服務業發展水平得分。從全國層面看，改進交易效率的農業生產性服務業發展水平的均值從2012 年的-0.3133 提高到2016 年的0.5505，年均增長率為21.6%，說明全國改進交易效率的農業生產性服務業發展水平在提升。從分區域層面看，浙江的得分最高，連續5 年排名第一，平均得分為4.2187，江蘇、山東、廣東、福建、河北、河南、北京、上海等省市的發展水平也比較高，得分均為正值，而西藏、青海、內蒙古、云南、貴州、海南等省市的得分為負值，說明改進交易效率的農業生產性服務業發展水平存在明顯的地區差異。

表2 2012—2016 年改進交易效率的農業生產性服務業變量描述性統計結果

（二）實證模型與數據

根據上文改進交易效率的農業生產性服務業勞動分工理論模型的推演結論，發現影響農業生產性服務業發展的四方面因素分別是商品市場交易效率、農戶數量規模、政府補貼和農戶勞動力變化。為了實證檢驗理論模型的結論，對于商品市場交易效率，借鑒Yang［23］的做法，可用各地區的交通條件來間接地反映，本文采用農村區域公路密集度來反映這一因素。對于農戶數量規模，用農戶分布密度來反映，即各地區農戶數與面積之比。政府補貼用財政支農與農業總值之比來反映。城鎮化率越高，則農村向城市轉移人口越多，農村勞動力數量越少。因此，農戶勞動力變化反映農村勞動力轉移，用城鎮化率來反映。根據數據可得性，將實證區間定為2012—2016 年，以上數據均來自《中國城鄉建設統計年鑒》《中國農村統計年鑒》和《中國統計年鑒》。本文采用面板數據來彌補時間較短的缺陷。橫截面為31 個省市區。

根據理論模型，可建立如下面板模型作為計量分析模型：

其中：F 代表各省市區改進交易效率的農業生產性服務業發展水平為因子分析得分；k 代表商品市場交易效率；w 是農戶分布密度；G 是財政支農與農業從業人員之比；LD 是城鎮化率；C 為共同截距；ui為截面虛擬變量；εit為隨機擾動項；下標i 是區域的標識（i=1，2，…，31），下標t 是時間（t=2012，2013，…，2016）的標識；t -1 表示滯后一期的值，這里的自變量用滯后變量，主要是為了解決互為因果可能帶來的內生性問題。模型設定為雙對數模型，一方面是通過對數可以線性化，可以提高估計精度。另一方面通過模型可以估計出彈性系數。βi、γi、φi、ηi分別是商品市場交易效率、農戶數量規模、政府補貼和農戶勞動力變化對農業生產性服務供給水平影響的彈性系數。

根據理論模型，農戶分布密度（w）越大、政府補貼（G）越高，分工產生農業生產性服務業的可能性越大，預計γi、φi為正。城鎮化率（LD）越高，則農村向城市轉移人口越多，農村勞動力數量越少，分工產生農業生產性服務業的可能性也越大，因此ηi也為正。而βi處于不確定狀態。因為商品市場交易效率越高，分工產生改進交易效率的農業生產性服務業的可能性越小。

（三）模型檢驗

1. 多重共線性檢驗

由于考慮滯后變量，調整后的樣本區間為2013—2016 年，面板模型中的觀測值為124 個。為了避免多重共線性可能帶來的估計量非有效問題，首先進行多重共線性的方差膨脹因子檢驗。結果表明，Mean VIF（方差膨脹因子）均值為2.750，最大值為3.860，遠小于10 的經驗規則。因此不必擔心存在多重共線性問題。

2. 面板模型檢驗

面板模型有混合模型、固定效應模型和隨機效應模型三種類型。為了比較不同模型下的回歸結果，分別進行混合模型、固定效應模型和隨機效應模型回歸。根據回歸結果來看，方差中來自于個體效應的占比較高，說明混合模型不太適合。進一步進行Hausman 檢驗和過度識別檢驗。Hausman 檢驗的Chi-square 為10.569，概率值為0.061。但Hausman 檢驗假定在原假設成立時，隨機效應面板模型是最有效的。過度識別檢驗中Sargan-Hansen statistic 為220.229，在1% 水平通過檢驗，說明選擇固定效應面板模型更合適。

3. 模型異方差和同期相關檢驗

由于橫截面個數大于時序個數，同時地區規模差異較大，不同截面可能存在異方差。基于所有四個自變量Breusch-Pagan /Cook-Weisberg 異方差檢驗的chi2（4）= 13.550，Prob ＞chi2 = 0.009，表明存在異方差。選擇在固定效應面板模型下，進一步進行組間異方差的Wald 檢驗，chi2（31）=16341.420，Prob＞chi2=0.000，表明存在明顯組間異方差。進一步運用三種方法進行組間同期相關。Pesaran 檢驗、Friedman 檢驗和Frees 檢驗。Pesaran檢驗和Frees 檢驗，表明存在顯著的組間同期相關。而Friedman 檢驗表明不存在明顯組間同期相關。

（四）控制異方差、同期相關的PCSE 的回歸結果及討論

Beck 和Katz［24］引入的面板校正標準誤（panel corrected standard errors，PCSE）估計方法是面板數據模型估計方法的一個創新，可以有效處理復雜的面板誤差結構，如同步相關，異方差等，在樣本量不夠大時尤為有用。進一步基于固定效應模型，采用PCSE 方法對模型進行估計。

根據表3 的實證結果可知：

一是市場交易效率lgkit-1的回歸系數為負數，并且沒有通過顯著性檢驗。表明商品市場交易效率的提高，不會對改進交易效率的農業生產性服務業發展有促進作用。實證結果與理論模型推導的結論1 一致。

二是農戶分布密度lgwit-1的回歸系數為0.135，在1%的顯著水平上通過檢驗。表明農戶分布密度越大，改進交易效率的農業生產性服務業發展水平越高。實證結果與理論模型推導的結論2 一致。農戶分布密度提高1%，改進交易效率的農業生產性服務業發展水平將提高0.135。

三是政府補貼lgGit-1的回歸系數為0.955，在1% 的顯著水平上通過檢驗。表明政府補貼越高，改進交易效率的農業生產性服務業發展水平越高。實證結果與理論模型推導的結論3 一致。政府補貼提高1%，改進交易效率的農業生產性服務業發展水平將提高0.955。

四是農戶勞動力變化lgLDit-1的回歸系數為2.714，在1% 的顯著水平上通過檢驗。表明城鎮化率越高，則農村向城市轉移人口越多，農村勞動力數量越少，改進交易效率的農業生產性服務業發展水平越高。實證結果與理論模型推導的結論4 一致。城鎮化率提高1%，改進交易效率的農業生產性服務業發展水平將提高2.714。

由此可見，農戶分布密度、政府補貼和農戶勞動力變化（城鎮化率）對改進交易效率農業生產性服務業發展都具有顯著的正向影響。這與理論模型推演結論完全一致。進一步比較三個因素的系數大小，可以發現，農戶勞動力變化（城鎮化率）和政府補貼對農業生產性服務業發展的推動作用更大。

表3 控制異方差、同期相關的PCSE 回歸

三、政策建議

（一）推進適度規模化經營和農戶適度集中居住，減少服務成本

一是推進土地流轉，培育農業生產大戶，引導農業向適度規模化經營方面發展；要給予農戶尤其是農業生產大戶利益保障，適度加大流轉補貼，控制流轉風險，防止流轉導致的非農化問題；二是以家庭經營為基礎，推進農業區域專業化發展，實現規模化經營效應，減少生產性服務業的服務成本；三是通過多元化渠道，引導農民適度集中居住。一方面，實施農村房屋改造計劃，建立新農村小區，引導農民集中居住。另一方面，利用市場和通道的吸引力，在市場和通道周邊規劃建設用地，引導農民集資建房。

（二）合理配置城鄉資源，創新服務方式

一是要根據農村勞動力變化和城鎮化水平，合理配置農業生產性服務供給資源。對于城鎮化發展空間較大的地區，在規劃中要充分考慮其發展需求，增加這些區域農業生產性服務的配置。二是根據農村勞動力變化和城鎮化水平，創新服務方式。要大力提供節約勞動力、操作簡便、簡單易學的農業生產性服務。而對于部分地區城鎮化水平高、農業發達的地區而言，節約勞動力的農業生產性服務依然具有較大需求。當前需要根據農村勞動力變化和城鎮化水平，因地制宜，積極創新服務方式。

（三）發揮市場與政府協同作用，優化政府支持機制

政府對農業生產性服務的支持對農業生產性服務的發展是非常重要的因素。但政府對農業生產性服務的支持必須要尊重市場規律，堅持市場導向。當前，要充分發揮市場配置資源的決定性作用，充分發揮市場與政府的協同作用，推動資源要素向生產性服務業優化配置。一是優化資金扶持機制。要整合現有支農資金，要根據各地區農業生產性服務的發展差異，建立有差異的區域調控機制，科學、精準配置扶持資金。二是建立規范發展機制。政府要針對農業生產性服務的不同行業、品種和內容，制定國家層面和區域層面的標準和規范。三是建立制度支撐機制。政府要通過減免稅收、資金扶持、技術支持等多種綜合手段，促進農業生產性服務的比較收益提升。