社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響

摘要：為揭示社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響機理，基于湖南省424個家庭農場樣本，采用Heckman兩階段模型實證分析了社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響。社會資本在不同程度上顯著促進家庭農場農業社會化服務供給決策并提升其供給水平，并受到土地流轉的中介作用。據此，應重視家庭農場社會資本的培育和提升，以農業社會化服務和土地流轉有機融合促進家庭農場和小農戶的聯合合作與健康發展。

關鍵詞：家庭農場；農業社會化服務供給；社會資本；Heckman兩階段模型

中圖分類號：F306 文獻標志碼：A

Impact of Social Capital on the Agricultural Socialization Service Supply Behavior by Family Farms

XIAO Huazhu， FU Haomeng

（College of Business， Hunan Agricultural University， Changsha， Hunan 410128， China）

Abstract： This paper explored the influence mechanism of social capital on the social service supply behavior of family farms. Based on 424 family farms in Hunan Province， the Heckman two-stage model was used to empirically analyze the influence of social capital on the agricultural socialization service supply behavior of family farms. Social capital significantly promoted the decision-making of agricultural socialization service supply of family farms and improved its supply level to different degrees， and was mediated by land circulation. Therefore， we should pay attention to the cultivation and promotion of social capital of family farms， and promote the joint cooperation and healthy development of family farms and small farmers with the organic integration of agricultural socialization service and land transfer.

Keywords： Family farm; agricultural socialization service supply; social capital; Heckman two-stage model

發展農業社會化服務是推進先進農業技術應用、提高農業生產效率的有效途徑。我國政府一直試圖通過推進農業社會化服務的發展，帶動小農戶融入現代農業體系[1]。當前，小農戶分散經營仍是中國農業經營的主要特征，農業社會化服務的發展促進了小農戶和現代農業的有機銜接，解決了中國農業經營的一大難題[1]。一方面，農業社會化服務能夠降低農業生產成本，實現高效農業[2]；另一方面，農業社會化服務能夠推動農地規模經營，實現規模農業[3]。農業社會化服務的概念自提出以來，在各地得到了迅速推廣和發展[4]，然而，基于不同主體的現實需求，現有農業社會化服務在發展過程中仍存在供需失衡現象[5]，一方面，小農戶自耕自作的傳統經營模式逐漸無法適應現代農業的快速發展，亟需借助一定的推力改善其經營格局以融入現代農業體系[6]；另一方面，現有農業社會化服務組織的決策機制和運行機制仍不夠健全[7]，無法實現與小農戶農業社會化服務需求的高效對接[8]。而新型農業經營主體的出現為此帶來了轉機[9]，對新型農業經營主體的培育看似壓縮了小農戶生存空間、損害了小農戶經濟利益，但若加強其農業社會化服務能力的建設，不僅可以破解小農戶經營的外在約束，小農經濟的再造也將成為可能[10]。研究發現，新型農業經營主體已逐漸從單一的服務需求主體轉變為服務需求和供給雙重主體[11]，如何進一步發揮其在規模生產之上的農業社會化服務功能，是促進農業發展方式轉變的重大舉措和國家戰略。

在政府政策的推動下，我國農業社會化服務取得了長足的發展[2]。調查數據顯示，截至2021年，我國農業社會化服務組織已超過90萬戶，服務面積達16億畝次（1畝≈667 m2），服務農戶7000萬余戶。農業社會化服務在農業現代化發展進程中扮演著愈發重要的角色，但總體來看，現有農業社會化服務仍存在體系不健全、供需結構不合理等弊端，無法滿足小農戶對農業社會化服務的旺盛需求，家庭農場等新型農業經營主體的涌現為農業社會化服務的發展提供了新方向[5]。2022年，《關于加快構建政策體系培育新型農業經營主體的意見》明確提出，支持家庭農場等各類新型農業經營主體通過農業社會化服務供給引領帶動小農戶共同發展。加強對家庭農場農業社會化服務能力的建設，是破解當前農業社會化服務困境的有效途徑[10]。

當前，關于家庭農場農業社會化服務供給的研究主要集中在以下幾個方面：一是基于家庭農場的現實狀況和農業社會化服務發展的大背景，從理論上分析家庭農場發揮其社會化服務功能的重要性與必要性[1， 10]。二是分析家庭農場農業社會化服務供給的影響因素。研究表明，家庭農場負責人的性別、年齡及受教育程度等個體特征[12， 13]， 經營年限、經營規模及農業收入等經營特征均會影響家庭農場農業社會化服務的決策及供給過程[14， 15]。三是對家庭農場農業社會化服務供給產生的效益進行評估。研究表明，家庭農場對小農戶的農業社會化服務供給不僅可以提高農業生產效率、帶動小農戶融入現代農業體系，同時，還有助于家庭農場自身的規模經營[16]。此外，在提高家庭農場農業社會化服務供給意愿及供給水平的方案中，學者們從負責人培育、適度規模發展等方面提出了建議[17， 18]。

相對以往研究，本文的貢獻在于：第一，從社會資本分析框架來看，已有研究大多從社會網絡、社會信任、社會參與等單一維度來研究其對農業社會化服務的影響，本文將三者統一納入社會資本體系，更能支撐研究結論。第二，從計量方法來看，已有研究在分析二值選擇問題時大多采用Logistic模型、Tobit模型，但上述模型都存在一定的不足，Heckman模型可以解決樣本選擇偏差問題，使估計結果更加精確。綜合已有文獻，本文認為家庭農場農業社會化服務供給行為可分為供給決策和供給水平兩個階段，因此采用Heckman兩階段模型分析社會資本在其農業社會化服務供給過程中所發揮的作用。本文試圖基于社會資本視角分析農業社會化服務供給面臨的困境，為研究農業社會化服務的發展開辟一條新的路徑。

1 理論分析與假說

1.1 社會資本與家庭農場農業社會化服務供給行為

社會資本是人們所處的社會結構所帶來的一種資源。BOURDIEU[19]首次對社會資本展開系統研究，認為個體所在關系網絡的規模決定了其所擁有的社會資本水平。張建雷和席瑩[20]同樣認為社會關系網絡能夠促進深嵌于農村社會的家庭農場與小農戶之間的關系構建。WILLIAMSON[21]基于社會信任視角研究發現，彼此信任是交易雙方達成合作的前提。徐志剛等[22]對農民合作社發展狀況的研究發現，社會信任能夠顯著促進合作和經濟發展，是農民合作社形成、存續和發展的必要條件。蔡起華和朱玉春[23]基于內蒙古、寧夏、山東三個省區的微觀調查數據，分析了社會信任對參與農村公共產品供給意愿的影響，發現社會信任水平會正向影響其參與供給的意愿。顏庭武等[24]則認為社會參與能夠通過提高個體認知程度促進其投資意愿。本文則參考朱慶瑩等[25]的研究，選取社會網絡、社會信任、社會參與三個維度研究社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響。

其中，社會網絡是指社會成員之間因互動而形成的相對穩定的關系體系，它關注的是人們之間的互動和聯系。嵌入性理論認為，個體的行為決策會受到其所處的社會網絡的影響[20]。在農村復雜的社會環境中，社會網絡通過聲譽機制及監督機制對小農戶的影響會更加突出[26]。聲譽機制的存在為家庭農場與小農戶的合作提供了保障，監督機制則通過降低監督成本減少了投資者的負擔，進而促進其長期合作關系的建立[27]。社會信任是人們在社會交往過程中形成的一種理性化的交往態度，是基于對自己的安全考慮和行為結果的預期而形成的一種價值心理，這種心理會對個體的行為產生影響[28]。家庭農場主對小農戶的社會信任在一定程度上決定了其是否愿意為小農戶提供農業社會化服務，當家庭農場主選擇為小農戶提供農業社會化服務時，其對小農戶的社會信任會使二者之間產生更多的互惠行為，進而帶來更高水平的合作[29]。社會參與是指社會個體對社會生活各方面的現狀與活動的關心、了解與行為投入，這種參與行為能夠凝聚社會力量。家庭農場對小農戶的事務參與不僅有助于增進二者之間的了解和信任以降低投資風險，還能夠通過減少信息不對稱降低交易成本，進而提高合作的效率[24]。

綜上，本文提出如下假說：

H1：社會資本會促進家庭農場農業社會化服務供給決策。

H2：社會資本會促進家庭農場農業社會化服務供給水平。

1.2 土地流轉的中介作用

土地流轉是家庭農場實現規模經營的前提條件，而社會資本能夠通過降低交易成本促進土地流轉行為的發生[30]。土地作為農民的重要資源稟賦，對其農業生產決策以及收入有著重要影響。一方面，土地是家庭農場與小農戶聯系的重要媒介，二者能夠通過土地流轉加強聯系，減少信息不對稱，為家庭農場的農業社會化服務供給奠定堅實的基礎；另一方面，轉入小農戶土地可以促進家庭農場的規模經營，提高其農業生產效率并實現收入的增長[31]，進而使家庭農場有能力為小農戶提供更多種類的農業社會化服務。

基于此，本文提出假說H3：土地流轉在社會資本與家庭農場農業社會化服務供給決策及供給水平之間具有中介效應。

綜合以上分析，家庭農場農業社會化服務供給行為分析框架見圖1。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文使用數據來自課題組于2022年9月至11月期間對湖南省長沙市、株洲市、衡陽市、岳陽市、邵陽市及張家界6個地區的463戶家庭農場進行的調研。依據隨機抽樣原則，在每個樣本市隨機抽取5～8個鄉鎮或自然村，每個鄉鎮或自然村抽取10～15家家庭農場，被調查者為家庭農場的負責人或主要經營者。此次調研累計發放并回收家庭農場問卷463份，在剔除重要數據極端或缺失的問卷后，最終得到的有效樣本量為424份，問卷有效率為91.6%。從區域分布來看，長沙市、株洲市、衡陽市、岳陽市、邵陽市及張家界的家庭農場問卷分別為103份、58份、86份、55份、77份和45份；從經營特征來看，2021年為小農戶提供農業社會化服務的樣本量為332，占總樣本量的78.3%，家庭農場的農業社會化服務供給水平均值為4.5種。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

本文從供給決策和供給水平兩個方面研究家庭農場農業社會化服務供給行為，供給決策采用“家庭農場是否為小農戶提供農業社會化服務”進行衡量，若提供賦值為1，不提供賦值為0；供給水平則參考鐘真等[32]的研究，采用“家庭農場提供的農業社會化服務種類”進行衡量，家庭農場為小農戶提供的農業社會化服務種類越多，表明其農業社會化服務供給水平越高。

2.2.2 核心解釋變量

本文的核心解釋變量是總社會資本，選取社會網絡、社會信任和社會參與三個維度衡量社會資本。依據易裕元等[33]的研究，采用熵權法計算家庭農場社會網絡、社會信任、社會參與及社會資本綜合指數。該方法是一種客觀賦權法，常用于對能力或績效的綜合評價，該方法可以確保在確定指標權重時不受主觀因素的影響，使評價結果更加客觀、準確和科學。各指標的權重如表1所示。

2.2.3 控制變量

借鑒羅明忠等[34]的研究，選擇個體特征、經營特征和村莊特征三個維度。其中，個體特征方面的變量包括家庭農場負責人的年齡、受教育程度以及政治身份，經營特征方面的變量包括家庭農場級別、經營年限以及經營收入，村莊特征方面的變量采用家庭農場離縣城的距離以及離最近的銀行或金融網點的距離。

2.2.4 識別變量

在設置模型自變量時，需要設置一個識別變量以避免兩階段模型出現高度共線性，即該變量可以影響家庭農場農業社會化服務供給決策，但對其農業社會化服務供給水平沒有直接影響，本文基于鐘真等[32]的研究，選擇家庭農場經營規模為識別變量。上述各變量的定義及統計特征如表2。

2.3 模型設定

2.3.1 Heckman兩階段模型

家庭農場農業社會化服務供給行為由2個連續的決策過程組成：首先是家庭農場選擇是否為小農戶提供農業社會化服務（即供給決策），其次是已經決定為小農戶提供農業社會化服務的家庭農場進一步選擇要提供多少種農業社會化服務（即供給水平）。若直接研究家庭農場農業社會化服務供給水平的影響因素，則會因自選擇問題導致選擇偏誤，而Heckman兩階段分析模型能夠有效解決自選擇問題。本文構建的Heckman樣本選擇模型如下：

[y1i=αX1i+μ1i=1 當y*1igt;00 當y*1ilt;0] （1）

[y2i=βX2i+μ2i=c 當y1i=10 當y1i=0] （2）

式（1）表示選擇方程，式（2）表示結果方程。y1i表示第i個樣本家庭農場對小農戶的農業社會化服務供給決策，y2i表示第i個樣本家庭農場對小農戶的農業社會化服務供給水平，X1i和X2i分別表示影響家庭農場農業社會化服務供給決策和供給水平的自變量，包括社會資本、家庭農場負責人個體特征、經營特征及村莊特征。并且為了保證能夠識別式（1），X1i至少比X2i多出一個識別變量，且該識別變量只會影響家庭農場農業社會化服務供給決策，而對其農業社會化服務供給水平沒有影響。α、β表示待估計的參數，μ1i、μ2i為殘差項，y*1i表示家庭農場農業社會化服務供給決策的潛變量，c表示家庭農場的農業社會化服務供給水平。家庭農場農業社會化服務供給水平的條件期望為：

[E（y2i|y2i=c）=E（y2i|y*1igt;0）=E（βX2i+μ2i|αX1i+μ1igt;0）=E（βX2i+μ2i|μ1igt;-αX1i）=βX2i+E（μ2i|μ1igt;-αX1i）=βX2i+ρσμλ（-αX1i）] （3）

式（3）中，λ（ ）表示反米爾斯比例函數，ρ表示家庭農場農業社會化服務供給決策和供給水平的相關系數，ρ=0，表示家庭農場農業社會化服務供給決策過程不會對其供給水平產生影響；ρ≠0，則表示家庭農場農業社會化服務供給決策過程會對其供給水平產生影響，存在樣本選擇偏誤問題。σ表示標準差。

2.3.2 中介效應模型

為進一步檢驗社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響路徑，設置類別變量中介效應模型如下：

[M=γ0+a+η0Z0+ε0] （4）

[Y1i=γ1+c1X+b1M+η1Z1+ε1] （5）

[Y2i=γ2+c2X+b2M+η2Z2+ε2] （6）

式中：Y1i表示農業社會化服務供給決策，為類別變量；Y2i表示農業社會化服務供給水平；M表示中介變量土地流轉決策，為類別變量；X表示社會資本；Zi表示影響家庭農場農業社會化服務供給行為的控制變量；ε1、ε2、ε3表示隨機誤差項。式（4）和（5）均采用Logistic回歸，式（6）采用OLS回歸。式（4）中的a為社會資本對中介變量土地流轉的效應，式（5）中的b1和式（6）中的b2分別為控制了社會資本后，中介變量土地流轉對農業社會化服務供給決策和供給水平的效應。

3 結果與分析

3.1 社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響分析

在運用Heckman兩階段模型實證分析社會資本對農業社會化服務供給行為的影響之前，首先要檢驗所有自變量之間是否存在多重共線性，以避免研究結果受到干擾。檢驗結果顯示，方差膨脹因子（VIF）最大值為2.70，均值為1.64，表明自變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

接下來，運用Stata17.0軟件，對樣本數據進行兩個階段的實證分析。采用逐步回歸思想，將社會資本各子要素、社會資本總指數和控制變量依次納入模型1到模型3，模型4到模型6。由表3可知，識別變量“經營規模”在1%水平上均顯著，表明確實存在樣本選擇偏誤問題，選取Heckman兩階段模型對樣本數據進行分析具有一定的合理性。

模型2和模型3估計結果表明，社會資本的估計系數在1%的統計水平上正向顯著，說明家庭農場擁有的社會資本水平越高，其為小農戶提供農業社會化服務的可能性越大，假說H1成立。從模型1中社會資本的子要素看，社會參與在10%的顯著性水平上正向影響供給決策，表明社會參與能夠通過降低交易成本及投資風險促進合作關系的建立。模型5和模型6估計結果表明，社會資本在5%的顯著性水平上對家庭農場農業社會化服務供給水平具有正向影響，假說H2成立。從模型4社會資本的子要素看，社會網絡在10%的顯著性水平上正向影響供給水平，表明社會網絡能夠通過聲譽機制和監督機制促進家庭農場提升其投資水平。

就控制變量而言，受教育程度在10%的顯著性水平上正向影響供給決策，可能的解釋是受教育程度較高的負責人對新生事物的接受能力更強，對農業社會化服務的認知也更加清晰，進而其選擇為小農戶提供農業社會化服務的可能性更大。經營年限在10%的顯著性水平上正向影響供給決策，可能的解釋是經營年限較長的家庭農場與周圍小農戶相處時間更長，彼此更加了解和信任，合作風險更低，合作的可能性更高。縣域距離在10%的顯著性水平上正向影響供給決策，可能的解釋是離縣城距離較遠的農戶外出務工成本較高，會選擇將更多時間和精力投資于農業生產及農業社會化服務。經營規模在1%的顯著性水平上正向影響供給決策，可能的解釋是經營規模較大的家庭農場往往需要投入更多的人力和物力于自身農業生產經營中，進而需要通過為小農戶提供農業社會化服務以降低生產經營中的沉沒成本，并以此作為雇傭周圍小農戶為自身提供勞動力的紐帶。經營收入在5%的顯著性水平上正向影響供給水平，可能的解釋是農業社會化服務供給的前提條件是經營主體有能力對外提供服務，收入較高的家庭農場往往能力更強，并且會基于社會網絡的監督機制做出表率，進而為小農戶提供更多種類的農業社會化服務。

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 替換核心解釋變量

借鑒周月書等[35]的研究，選擇合作社或行業參與衡量社會資本，具體以問題“您是否加入了合作社或行業組織？”來衡量，若是賦值為1，否則賦值為0。Heckman兩階段模型回歸結果顯示，社會資本顯著性未發生變化，表明本文研究成果具有穩健性。

3.2.2 替換計量模型

使用Logit模型對家庭農場農業社會化服務供給決策和Tobit模型對家庭農場農業社會化服務供給水平進行再次回歸。Logit及Tobit回歸結果顯示，社會資本對家庭農場農業社會化服務供給決策及供給水平均會產生顯著正向影響，與上述Heckman兩階段模型分析結果仍一致，可以認為本文關于社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為影響的結果是穩健的。

3.3 中介效應檢驗

為進一步檢驗社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響路徑，本文選取土地流轉作為中介變量，具體參照錢龍和洪名勇[36]的研究，以問題“您是否流入了周圍小農戶的土地？”來衡量，若是賦值為1，否則賦值為0。

借鑒方杰等[37]、溫忠麟和葉寶娟[38]的做法，檢驗土地流轉在家庭農場農業社會化服務供給過程中的中介效應。由表6中逐步回歸結果可知，土地流轉在社會資本對農業社會化服務供給決策及供給水平的影響中均發揮了部分中介作用，假說H3成立。此外，本文在Sgmediation命令檢驗過程中提供了三種顯著性檢驗，即Sobel、Goodman1、Goodman 2檢驗，均呈顯著性，并且得到中介效應占比分別為28.78%、15.89%，說明社會資本對家庭農場農業社會化服務供給決策及供給水平的影響過程中，分別有28.78%和15.89%的影響是通過土地流轉間接實現的，結論仍支持假說H3。

據此可見，在社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為影響的過程中，土地流轉發揮著重要作用，因此，在培育家庭農場社會資本的過程中，應同時鼓勵家庭農場與小農戶積極參與土地流轉。

為了進一步驗證土地流轉對社會資本影響農業社會化服務供給行為的中介效應，本文參照已有研究[37， 39]，在逐步回歸的基礎上，采用R軟件的RMediation軟件包進行乘積分步法檢驗，可得到Za1×Zb1的95%置信區間為[2.481，9.161]，Za2×Zb2的95%置信區間為[5.104，18.682]，均不包含0，因此，土地流轉對社會資本與農業社會化服務供給行為關系的中介效應顯著。

3.4 異質性分析

為探究社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的促進效果是否受到農業社會化服務種類的異質性影響。在保持其他變量不變的條件下，將家庭農場不同種類的農業社會化服務供給決策分別作為因變量，采用Logit回歸再次檢驗社會資本的影響效應。結果如表7所示：社會資本對不同種類的農業社會化服務供給決策的影響效應均在不同的顯著性水平上顯著，說明社會資本對不同種類的農業社會化服務供給決策均有穩定的促進效果。但社會資本對每種農業社會化服務供給行為的影響程度有所不同，說明社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響效應會受到服務種類的異質性影響，假說H4成立。

4 結論與政策建議

4.1 結論

本文利用湖南省家庭農場的數據，基于嵌入性理論，探討了社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響。我們進一步分析了農業社會化服務類型造成的異質性影響和土地流轉的中介作用。從研究中得出以下結論。

（1）社會資本對家庭農場農業社會化服務供給決策及供給水平均具有顯著的正向影響。

（2）社會資本對家庭農場農業社會化服務供給行為的影響因服務種類的不同存在差異。

（3）土地流轉在社會資本對家庭農場農業社會化服務供給的影響過程中具有中介作用。社會資本能夠通過促進家庭農場轉入小農戶土地進而激發其農業社會化服務供給行為。

4.2 政策建議

（1）引導家庭農場充分認識社會資本的重要性，提高社會參與程度，建立與農戶之間的社會信任，維護自身社會關系網絡，進而提高其社會資本存量。第一，倡導家庭農場主充分利用自身地緣、血緣、親緣等優勢，不斷拓展自身社會關系網絡。第二，鼓勵家庭農場積極參與行業協會、合作社等組織，以拓寬其社會交往平臺。第三，積極開展有關家庭農場發展的各類座談會，為家庭農場創造更多提升其社會資本的機會。

（2）鼓勵家庭農場開展多種農業社會化服務業，以資金、技術、服務等要素為紐帶，加強與小農戶的聯合合作，促進家庭農場與小農戶融合發展。對開展農業社會化服務的家庭農場進行資金和技術上的傾斜支持，為家庭農場的農業社會化服務供給提供充足的動力。同時應定期組織家庭農場主經驗交流活動，鼓勵各農場主分享有關農業社會化服務供給的經驗，倡導他們提供不同種類的農業社會化服務，以提升家庭農場農業社會化服務供給水平。

（3）推進土地流轉與農業社會化服務供給有機結合。一方面，積極引導小農戶轉出撂荒及經營不善的土地，并鼓勵家庭農場轉入土地實現規模經營以提升農業社會化服務供給水平；另一方面，建立完善的土地流轉政策，鼓勵整片流轉與就近流轉土地，使新流轉土地與家庭農場的現有土地能夠迅速有效整合。

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（責任編輯：李菊馨）