錢 巍，王永勝，潘方卉

（東北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150030）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高是引導(dǎo)農(nóng)業(yè)向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的重要推動(dòng)力，也是農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要衡量指標(biāo)［1］。與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械普及率偏低且結(jié)構(gòu)不均衡，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)緩慢。2020年，我國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平達(dá)70%，但與發(fā)達(dá)國(guó)家普遍高于90%相比尚存在一定差距，且小型拖拉機(jī)比例達(dá)70%①數(shù)據(jù)來(lái)源，《2021年中國(guó)農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展現(xiàn)狀分析短報(bào)告》。。長(zhǎng)期以來(lái)，小農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)主體逐漸形成農(nóng)戶雇傭自己勞動(dòng)力、配合適應(yīng)自己經(jīng)營(yíng)規(guī)模的小型農(nóng)業(yè)機(jī)械的分工模式。受城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體制和戶籍制度等因素的影響，大量低技能勞動(dòng)力滯留農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)［2］，使得勞動(dòng)力相對(duì)資本更具生產(chǎn)的相對(duì)比較優(yōu)勢(shì)，從而抑制農(nóng)戶提高生產(chǎn)機(jī)械化水平的利潤(rùn)動(dòng)機(jī)。近年來(lái)，農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)的興起有效銜接小農(nóng)戶對(duì)大型農(nóng)機(jī)的需求［3-4］，但同時(shí)也面臨著市場(chǎng)容量過(guò)小、交易成本過(guò)高、信息不對(duì)稱等問(wèn)題。與之相比，經(jīng)營(yíng)范圍更廣泛的農(nóng)民合作社既擁有大型與智能農(nóng)機(jī)作業(yè)需求，又可以為小農(nóng)戶提供類似農(nóng)機(jī)合作社的服務(wù)供給，由此對(duì)我國(guó)當(dāng)前農(nóng)業(yè)機(jī)械化帶來(lái)一定的變動(dòng)。農(nóng)民合作社作為一種新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，在經(jīng)營(yíng)規(guī)模、盈利能力、市場(chǎng)導(dǎo)向、品牌建設(shè)等方面相比小農(nóng)戶優(yōu)勢(shì)明顯［5］。截至2020年11月，全國(guó)農(nóng)民合作社達(dá)224.1萬(wàn)家，普通農(nóng)戶占成員總數(shù)的80.7%，但部分農(nóng)民合作社也可能因?yàn)檫^(guò)高交易成本等問(wèn)題而走向“空殼社”“異化社”［6］，農(nóng)民合作社的質(zhì)量在影響農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平過(guò)程中不容忽視?；诖?，針對(duì)我國(guó)當(dāng)前農(nóng)業(yè)機(jī)械數(shù)量、質(zhì)量和結(jié)構(gòu)有待進(jìn)一步提高與優(yōu)化的現(xiàn)狀，農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平是否存在促進(jìn)作用是本文關(guān)注的焦點(diǎn)。

農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的影響因素在學(xué)術(shù)界尚未形成一致定論。首先，在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)化轉(zhuǎn)移方面，根據(jù)傳統(tǒng)的要素替代理論和誘致性技術(shù)創(chuàng)新理論，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移會(huì)提高勞動(dòng)力要素的相對(duì)稀缺度與相對(duì)要素價(jià)格，這種“用工成本”的上升會(huì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體擴(kuò)大對(duì)農(nóng)機(jī)這種勞動(dòng)節(jié)約型生產(chǎn)要素的需求［7］。從收入角度來(lái)看，非農(nóng)就業(yè)帶來(lái)的非農(nóng)收入會(huì)增加經(jīng)營(yíng)者對(duì)農(nóng)機(jī)的投入［8］和生產(chǎn)性投資［9］，但是農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入?yún)s對(duì)此沒(méi)有影響［10］。同時(shí)，林善浪等［11］從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力選擇性轉(zhuǎn)移視角，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力與機(jī)械投入之間替代彈性較小，勞動(dòng)力成本上升對(duì)農(nóng)機(jī)化水平的提高作用有限。以青壯年男性為主的外出兼業(yè)主體使得農(nóng)村剩余勞動(dòng)力呈現(xiàn)婦女化［12］、老齡化［13］，而這種結(jié)構(gòu)特征并未擴(kuò)大對(duì)農(nóng)機(jī)的需求。其次，在土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模方面，候方安［14］認(rèn)為耕地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化具有直接的推動(dòng)作用，而且土地流轉(zhuǎn)會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)這種影響，但要受到地權(quán)穩(wěn)定和農(nóng)地存量的調(diào)節(jié)［15］。土地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的促進(jìn)效應(yīng)也受到農(nóng)地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的影響［16］。而曹陽(yáng)等［17］通過(guò)分析微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)與農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平之間并無(wú)必然的聯(lián)系，家庭承包責(zé)任制下的農(nóng)業(yè)機(jī)械化在土地小規(guī)模經(jīng)營(yíng)下依然可以實(shí)現(xiàn)。以小農(nóng)戶為主體的分散經(jīng)營(yíng)并未阻礙農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提高，不應(yīng)該單純地追求大機(jī)械化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式［18］。最后，其他影響因素研究集中在農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)［3］、農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼［19-20］、農(nóng)村金融［21-22］等方面。

二、理論分析與研究假說(shuō)

（一）農(nóng)民合作社影響農(nóng)業(yè)機(jī)械化理論分析

當(dāng)傳統(tǒng)的家庭自購(gòu)農(nóng)業(yè)機(jī)械生產(chǎn)模式無(wú)法激勵(lì)小農(nóng)戶進(jìn)行現(xiàn)代化機(jī)械投資時(shí)，生產(chǎn)服務(wù)外包和加入農(nóng)民合作社成為兩種新的生產(chǎn)渠道。一方面，相比小農(nóng)戶，農(nóng)民合作社更具有投資農(nóng)機(jī)的可行性與積極性。農(nóng)機(jī)現(xiàn)代化程度越高，農(nóng)機(jī)購(gòu)置價(jià)格和與之互補(bǔ)的人力資本也往往越高。小農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)面臨資金支持不足問(wèn)題，較高的固定成本分?jǐn)偟接邢薜纳a(chǎn)規(guī)模中會(huì)提高平均生產(chǎn)成本，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力老齡化也會(huì)限制人力資本積累，從而影響農(nóng)戶購(gòu)置農(nóng)機(jī)的積極性。農(nóng)民合作社雖然與企業(yè)在出資方式、決策原則、分配方式等方面存在差異，但在經(jīng)營(yíng)組織化程度、農(nóng)產(chǎn)品品牌建設(shè)、抵御市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)能力等方面相比小農(nóng)戶具有一定優(yōu)勢(shì)。首先，較高預(yù)期的經(jīng)營(yíng)績(jī)效會(huì)吸引農(nóng)民將土地進(jìn)行托管，改變“兼業(yè)化”和土地在缺乏組織化經(jīng)營(yíng)的分散農(nóng)戶之間流轉(zhuǎn)的現(xiàn)狀。這樣一來(lái)，高成本農(nóng)機(jī)在被托管土地的使用會(huì)減少單位土地分?jǐn)偟墓潭ǔ杀?，進(jìn)行集約化生產(chǎn)的同時(shí)也提高生產(chǎn)效率。其次，合作社與小農(nóng)戶之間穩(wěn)定的合作關(guān)系可以提高作物種植的統(tǒng)一性，降低農(nóng)機(jī)“資產(chǎn)專用性”帶來(lái)的交易成本。最后，從需求角度來(lái)看，合作社作為一個(gè)組織化主體，能緩解小農(nóng)戶與農(nóng)機(jī)生產(chǎn)商之間的信息不對(duì)稱和需求疲軟。合作社可以將新的農(nóng)機(jī)作業(yè)需求及時(shí)向生產(chǎn)商反饋，并通過(guò)延長(zhǎng)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈、加強(qiáng)產(chǎn)品議價(jià)能力、抵御市場(chǎng)周期性波動(dòng)以提高利潤(rùn)水平，因此提高對(duì)大型、智能、現(xiàn)代化農(nóng)機(jī)的當(dāng)期投資需求，優(yōu)化農(nóng)機(jī)結(jié)構(gòu)發(fā)展不均衡現(xiàn)狀，深化農(nóng)業(yè)機(jī)械化提質(zhì)增效。

另一方面，農(nóng)民合作社促進(jìn)農(nóng)機(jī)合作社的發(fā)展，節(jié)約農(nóng)機(jī)作業(yè)銜接過(guò)程中的交易成本。農(nóng)機(jī)合作社相比農(nóng)民合作社專業(yè)化程度更深，但二者的服務(wù)邊界也逐漸出現(xiàn)融合跡象：農(nóng)民合作社購(gòu)置農(nóng)機(jī)后為分?jǐn)偣潭ǔ杀静粩鄶U(kuò)大作業(yè)范圍，許多農(nóng)機(jī)合作社的社會(huì)化服務(wù)對(duì)象也不斷拓寬，成為提供農(nóng)機(jī)服務(wù)種、收、銷一體化的“雙主體”。農(nóng)機(jī)社會(huì)化服務(wù)主體進(jìn)行跨區(qū)作業(yè)面臨遠(yuǎn)距離運(yùn)輸和收集服務(wù)需求信息等成本，不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻也會(huì)限制服務(wù)主體的服務(wù)半徑與市場(chǎng)規(guī)模［23］。如果農(nóng)民合作社直接作為作業(yè)需求者與農(nóng)機(jī)服務(wù)商進(jìn)行對(duì)接，更有利于雙方信息溝通并減少交易次數(shù)，從而節(jié)約交易成本。如果農(nóng)民合作社利用自有農(nóng)機(jī)進(jìn)行社會(huì)化服務(wù)，具有較低準(zhǔn)入門檻的生產(chǎn)環(huán)節(jié)對(duì)異地服務(wù)商而言市場(chǎng)份額太小，甚至?xí)∠袌?chǎng)交易，但本地合作社可以以低成本進(jìn)入，進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化覆蓋?；诖?，提出第一個(gè)研究假說(shuō)：

H1：成立農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平具有促進(jìn)作用。

（二）土地流轉(zhuǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

農(nóng)地資源在中國(guó)存在錯(cuò)配，配置效率的提高受到農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響［24］。土地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的必要條件，土地轉(zhuǎn)入會(huì)顯著提高農(nóng)戶對(duì)農(nóng)機(jī)的采用［25］。農(nóng)民合作社經(jīng)營(yíng)主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)機(jī)械投資，尤其是大型與智能農(nóng)機(jī)，較高固定成本的存在使其更需要土地集約耕作。然而，農(nóng)民合作社的建立并不必然直接加速勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和土地流轉(zhuǎn)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)揮受到阻礙。首先，受限于對(duì)合作社盈利能力與利潤(rùn)分配機(jī)制的充分認(rèn)知，使許多農(nóng)戶最初對(duì)流轉(zhuǎn)土地持觀望態(tài)度。其次，土地供給缺乏彈性，農(nóng)戶擁有完全托管、兼業(yè)和自營(yíng)多種選擇，在合作社績(jī)效較好時(shí)與其進(jìn)行關(guān)于土地租金的博弈，使合作社面臨高租金成本。因此，當(dāng)農(nóng)民合作社不能通過(guò)土地流轉(zhuǎn)獲得較高土地經(jīng)營(yíng)面積時(shí)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械購(gòu)置的促進(jìn)作用較低。只有在生產(chǎn)率較高的國(guó)家和地區(qū)才會(huì)有新技術(shù)和較高的機(jī)器采用率［26］。對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率而言，只有當(dāng)土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)時(shí)才能得到提高［27］。當(dāng)農(nóng)戶通過(guò)簽訂合同等方式與合作社建立良好的合作關(guān)系，土地流轉(zhuǎn)的摩擦性阻礙得到緩解時(shí)，合作社才能獲得購(gòu)置農(nóng)機(jī)作業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性。基于此，提出第二個(gè)研究假說(shuō)：

H2：農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化的影響受到土地流轉(zhuǎn)的正向調(diào)節(jié)。

基于此，構(gòu)建農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平影響的理論框架如圖1所示。

中國(guó)共產(chǎn)黨是與時(shí)俱進(jìn)的黨，是遵循歷史規(guī)律的黨，是勇立時(shí)代潮頭的黨。黨和國(guó)家事業(yè)推進(jìn)到哪一步，黨的建設(shè)就要推進(jìn)到哪一步，相應(yīng)地就要確立符合時(shí)代要求的黨的建設(shè)總目標(biāo)。建黨90多年來(lái)，從注重思想建黨到重視制度建設(shè)再到把黨的政治建設(shè)擺在首位，號(hào)召全黨提高政治領(lǐng)導(dǎo)力和政治領(lǐng)導(dǎo)本領(lǐng)，充分展示了我們黨與時(shí)俱進(jìn)的理論品格，全面彰顯了新時(shí)代黨的建設(shè)的戰(zhàn)略考量和鮮明特色。

圖1 農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平影響的理論框架

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、模型構(gòu)建與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機(jī)械化為主要變量進(jìn)行研究。空間維度選取31個(gè)省份為樣本，由于中國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)數(shù)據(jù)存在明顯缺失，故進(jìn)行刪除處理；時(shí)間維度鑒于省際農(nóng)民合作社數(shù)據(jù)可得性，選擇2016年為研究時(shí)段。所用數(shù)據(jù)主要來(lái)源于第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。具體而言，農(nóng)民合作社數(shù)據(jù)來(lái)源于第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查，農(nóng)業(yè)機(jī)械化綜合發(fā)展水平評(píng)價(jià)體系中農(nóng)業(yè)機(jī)器人數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際機(jī)器人聯(lián)合會(huì)（IFR），信息技術(shù)支持來(lái)源于工業(yè)和信息化部，其它指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》。控制變量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、銀保監(jiān)會(huì)、各省農(nóng)業(yè)機(jī)械購(gòu)置補(bǔ)貼機(jī)具補(bǔ)貼額一覽表。

（二）模型構(gòu)建

大多數(shù)實(shí)證研究以某區(qū)域的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)為樣本載體，相比之下，本文所用宏觀數(shù)據(jù)量較小，重在給出一個(gè)具有直覺(jué)性的經(jīng)驗(yàn)分析。因后續(xù)被解釋變量取值區(qū)間為（0，1），屬于受限因變量，為避免OLS回歸造成一定偏誤，采用Tobit模型進(jìn)行MLE估計(jì)。模型設(shè)置如下：

式（1）～式（3）中，i表示省份，Y*為潛變量，Y為被解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平，X為解釋變量農(nóng)民合作社，CV為一系列除合作社外其他影響農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的控制變量，ε為擾動(dòng)項(xiàng)，β捕捉X對(duì)潛變量的邊際效應(yīng)。式（1）為基準(zhǔn)模型，為了實(shí)證分析土地流轉(zhuǎn)程度對(duì)于這種影響的調(diào)節(jié)作用，在式（1）基礎(chǔ)上，將土地流轉(zhuǎn)這一調(diào)節(jié)變量及其與農(nóng)民合作社形成的交互項(xiàng)加入模型，構(gòu)成式（3）。β2捕捉調(diào)節(jié)效應(yīng)對(duì)潛變量邊際影響的方向與大小。根據(jù)理論預(yù)期，β和β2均為正。為了減小異方差性，模型中的主要變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

（三）變量選取

1.被解釋變量 對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的衡量，很多學(xué)者直接將農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力作為度量指標(biāo)，也有部分學(xué)者根據(jù)不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)從機(jī)耕、機(jī)播、機(jī)收等細(xì)化指標(biāo)進(jìn)行衡量。為避免單一指標(biāo)的片面性，既要考慮機(jī)械化數(shù)量水平，也要得到充分考慮機(jī)械化質(zhì)量，投資于智能化農(nóng)機(jī)也是本文認(rèn)為的農(nóng)民合作社的重要優(yōu)勢(shì)所在。因此，嘗試在建立農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上運(yùn)用熵權(quán)賦值法進(jìn)行測(cè)算，得到農(nóng)業(yè)機(jī)械化綜合發(fā)展水平。以科學(xué)性、合理性和數(shù)據(jù)可得性為前提，從農(nóng)業(yè)機(jī)械作業(yè)、農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力和農(nóng)業(yè)機(jī)械智能化3 個(gè)維度選取10 個(gè)二級(jí)指標(biāo)構(gòu)建指標(biāo)體系，具體測(cè)度如表1 所示。熵權(quán)賦值法的具體步驟為：

表1 農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平指標(biāo)體系及權(quán)重

第一步，對(duì)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，各指標(biāo)均為正向指標(biāo)，因此進(jìn)行如下處理：

式（4）中，xij和yij分別為第i個(gè)省、第j項(xiàng)指標(biāo)處理前與處理后的值。

第二步，計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的熵值：

第三步，計(jì)算第j項(xiàng)指標(biāo)的權(quán)重：

第四步，計(jì)算各省份綜合指數(shù)：

2.解釋變量 鑒于數(shù)據(jù)可得性，目前對(duì)農(nóng)民合作社的宏觀統(tǒng)計(jì)中，2016 年全國(guó)第三次農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的權(quán)威性。因此，直接選取第三次農(nóng)業(yè)普查中各省農(nóng)民專業(yè)合作社數(shù)量作為農(nóng)民合作社發(fā)展程度的衡量指標(biāo)。

3.調(diào)節(jié)變量 選擇土地流轉(zhuǎn)程度作為農(nóng)民合作社影響農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的調(diào)節(jié)變量。由于土地流轉(zhuǎn)主要是通過(guò)增加合作社成立后規(guī)模經(jīng)濟(jì)而產(chǎn)生作用，因此以土地流入量進(jìn)行衡量。具體地，以各省通過(guò)轉(zhuǎn)包、轉(zhuǎn)讓、出租等方式流入的耕地面積總和來(lái)表示。

4.控制變量 根據(jù)已有研究，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)、農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼、農(nóng)村金融均可能會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平產(chǎn)生影響[11，15，20-21]。其中，以土地流轉(zhuǎn)表示的土地規(guī)?；?jīng)營(yíng)，已經(jīng)以調(diào)節(jié)變量的形式納入模型?？紤]到農(nóng)業(yè)機(jī)械的使用很大程度上作用于糧食作物與經(jīng)濟(jì)作物，農(nóng)作物播種面積的穩(wěn)定性會(huì)影響到農(nóng)機(jī)采用。因此，本文主要選取以下控制變量：農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼、農(nóng)村金融發(fā)展以及農(nóng)作物播種面積，以緩解因遺漏變量而產(chǎn)生的系數(shù)估計(jì)偏誤。具體變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

四、結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

利用Stata16 軟件，通過(guò)Tobit 模型分析農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的影響，表3 匯報(bào)了農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。模型（1）～模型（3）中的農(nóng)民合作社系數(shù)分別為不加控制變量、加入除流轉(zhuǎn)程度外的控制變量、加入所有控制變量的農(nóng)民合作社對(duì)潛變量的邊際效應(yīng)。平均方差膨脹因子為3.48，且所有方差膨脹因子均小于10，說(shuō)明變量之間不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。所有模型均匯報(bào)異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤以消除潛在異方差問(wèn)題，似然比檢驗(yàn)均在1%顯著性水平上拒絕解釋變量系數(shù)為0的原假設(shè)。以加入所有控制變量的模型（3）進(jìn)行解釋，結(jié)果顯示，農(nóng)民合作社水平每提高1%，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平將上升0.092%，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)民合作社的成立對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平起到顯著的促進(jìn)作用，H1得以驗(yàn)證。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性與工具變量

直接利用各省農(nóng)民合作程度對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平進(jìn)行回歸分析，得到的系數(shù)可能因?yàn)闈撛诘膬?nèi)生性問(wèn)題而存在偏誤。從現(xiàn)有研究來(lái)看，對(duì)農(nóng)民合作社的衡量大多基于調(diào)研數(shù)據(jù)，通過(guò)農(nóng)戶是否加入合作社來(lái)形成對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組，在控制農(nóng)戶個(gè)體與家庭等特征的基礎(chǔ)上運(yùn)用傾向得分匹配法（PSM）進(jìn)行因果識(shí)別，可以較大程度地規(guī)避內(nèi)生性問(wèn)題。相比之下，直接使用各省合作社數(shù)量對(duì)合作社發(fā)展程度進(jìn)行衡量，這種觀測(cè)數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)生成過(guò)程缺乏隨機(jī)性。一方面，可能因遺漏變量偏誤產(chǎn)生內(nèi)生性。具體來(lái)說(shuō)，可能存在其他混雜因素，使得農(nóng)民合作社發(fā)展較為充分的省份同時(shí)具備較高的大型農(nóng)機(jī)使用率。盡管加入部分控制變量，但考慮到樣本量的限制，無(wú)法加入更多控制變量，以免損失自由度。另一方面，可能因反向因果關(guān)系產(chǎn)生內(nèi)生性。農(nóng)機(jī)化水平的提高能夠降低生產(chǎn)成本、提高生產(chǎn)率、增加經(jīng)濟(jì)效益、實(shí)現(xiàn)規(guī)模報(bào)酬遞增，而這又催生具有更大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)與要素管理能力的農(nóng)民合作社的成立。

本文采用工具變量法對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理。工具變量需要滿足相關(guān)性與外生性兩個(gè)要求。選擇各省私營(yíng)企業(yè)吸納農(nóng)民就業(yè)程度作為農(nóng)民合作社發(fā)展的工具變量。這樣選擇的內(nèi)在邏輯是：首先，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力作為一種生產(chǎn)要素需要得到最優(yōu)配置。農(nóng)民作為“理性人”，為了實(shí)現(xiàn)利益最大化會(huì)在務(wù)農(nóng)與務(wù)工之間作出選擇。伴隨著工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，私營(yíng)企業(yè)成為農(nóng)民外出務(wù)工的重要就業(yè)選擇，同時(shí)會(huì)受地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、“三農(nóng)”政策等因素影響而不斷作出調(diào)整。私營(yíng)企業(yè)在吸納就業(yè)過(guò)程中，會(huì)不斷分散農(nóng)戶對(duì)合作社的關(guān)注度，使其就業(yè)重心發(fā)生轉(zhuǎn)移，從而不利于合作社的發(fā)展與壯大。王志章等［28］的研究表明，勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)顯著地阻礙農(nóng)戶參與專業(yè)合作社［28］。相反，若某地區(qū)私營(yíng)企業(yè)發(fā)展不足，農(nóng)戶將會(huì)更大概率地考慮加入合作社。因此，二者之間具有一定的負(fù)相關(guān)性。其次，并沒(méi)有證據(jù)直接表明某地區(qū)的私營(yíng)企業(yè)發(fā)展程度會(huì)直接影響農(nóng)業(yè)機(jī)械化發(fā)展水平。雖然農(nóng)民在私營(yíng)企業(yè)可能通過(guò)獲得工資性收入間接影響農(nóng)機(jī)使用，但本文側(cè)重點(diǎn)是大型與智能農(nóng)機(jī)采用率，并沒(méi)有利潤(rùn)動(dòng)機(jī)激勵(lì)農(nóng)民將較大資金投資于缺乏比較優(yōu)勢(shì)的土地。因而，只能通過(guò)影響農(nóng)戶的擇業(yè)選擇，是否加入農(nóng)民合作社，進(jìn)一步影響合作社是否追加農(nóng)機(jī)投資。因此，也同時(shí)滿足一定的外生性要求。

在選定工具變量的基礎(chǔ)上，利用工具變量?jī)呻A段最小二乘法（IV-2SLS）對(duì)模型進(jìn)行再次估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表4 所示。在第一階段，私營(yíng)企業(yè)吸納農(nóng)民務(wù)工程度對(duì)農(nóng)民合作社的影響系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。在第二階段，通過(guò)第一階段去除內(nèi)生部分后的合作社發(fā)展再次表現(xiàn)出對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的顯著正向影響關(guān)系。Kleibergen-Paap rk LM 檢驗(yàn)在10%的顯著性水平上拒絕工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)。Anderson-Rubin 檢驗(yàn)在10%的顯著性水平上拒絕工具變量與內(nèi)生變量不相關(guān)的原假設(shè)。從估計(jì)系數(shù)來(lái)看，邊際效應(yīng)大于基準(zhǔn)回歸系數(shù)，說(shuō)明Tobit 回歸在一定程度上低估農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)機(jī)化水平的促進(jìn)作用。

表4 工具變量回歸結(jié)果

（三）土地流轉(zhuǎn)調(diào)節(jié)效應(yīng)

要想充分發(fā)揮農(nóng)民合作社這種新型經(jīng)營(yíng)模式帶來(lái)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，需要對(duì)土地生產(chǎn)要素進(jìn)行整合，尤其是改變?cè)型恋亍凹?xì)碎化”特征。因此，土地流轉(zhuǎn)在農(nóng)民合作社影響農(nóng)機(jī)化水平的過(guò)程中發(fā)揮著重要作用。通過(guò)調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，對(duì)計(jì)量模型（3）進(jìn)行實(shí)證分析，以檢驗(yàn)理論分析的合理性。估計(jì)結(jié)果如表5所示，模型（4）和模型（5）分別為變量未處理與將解釋變量與調(diào)節(jié)變量中心化處理后的估計(jì)結(jié)果。處理后，各變量方差膨脹因子均小于10，且平均值為3.55。結(jié)果顯示，農(nóng)民合作社與土地流轉(zhuǎn)交互項(xiàng)系數(shù)為0.036，且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，盡管主效應(yīng)系數(shù)在變量未中心化處理時(shí)發(fā)生改變，但調(diào)節(jié)效應(yīng)主要關(guān)心交互項(xiàng)系數(shù)的正負(fù)。從邊際效應(yīng)來(lái)看，分別為-0.126+0.036×土地流轉(zhuǎn)和0.092+0.036×土地流轉(zhuǎn)。而2016 年土地流轉(zhuǎn)對(duì)數(shù)平均值6.06，進(jìn)入正向調(diào)節(jié)階段。這表明，土地流轉(zhuǎn)能強(qiáng)化農(nóng)民合作社對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的促進(jìn)作用，H2得以驗(yàn)證。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

為了更清晰地呈現(xiàn)不同土地流轉(zhuǎn)程度的調(diào)節(jié)作用，描繪了相關(guān)調(diào)節(jié)效應(yīng)圖（圖2）。圖2a 為相關(guān)變量經(jīng)過(guò)中心化處理后的調(diào)節(jié)效應(yīng)關(guān)系圖，從圖2a 中可以更加直觀地看到，在土地流轉(zhuǎn)程度較高的情況下，農(nóng)民合作社對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的正向影響強(qiáng)于在土地流轉(zhuǎn)程度較低情況下，農(nóng)民合作社對(duì)于農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的正向影響。

圖2 土地流轉(zhuǎn)程度在農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平間的調(diào)節(jié)作用

（四）進(jìn)一步分析：考慮合作社質(zhì)量

以上對(duì)農(nóng)民合作社的衡量?jī)H從合作社數(shù)量切入，而忽略合作社成立后的發(fā)展質(zhì)量。實(shí)際中出現(xiàn)許多盲目登記、套取國(guó)家補(bǔ)貼但并未開展實(shí)質(zhì)性業(yè)務(wù)的“空殼社”“異化社”，對(duì)于這些合作社必須進(jìn)行整頓［6］。因此，嘗試考慮農(nóng)民合作社質(zhì)量，進(jìn)一步構(gòu)造合作社衡量方式，將國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出考慮在內(nèi)，具體地：

式（8）中，CQ為考慮質(zhì)量后的農(nóng)民合作社發(fā)展水平，GDP和EMP分別為第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出與勞動(dòng)力數(shù)量，SU和CO分別表示農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼與農(nóng)民合作社數(shù)量。經(jīng)營(yíng)績(jī)效越好的合作社會(huì)充分利用國(guó)家農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼進(jìn)行集約化生產(chǎn)，從而獲得較高人均產(chǎn)值；相反，“空殼社”將農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼進(jìn)行非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性利用無(wú)法帶來(lái)勞動(dòng)生產(chǎn)率大幅度提升。因此，CQ越大，表示單位農(nóng)民合作社使用農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼提高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率越大，合作社質(zhì)量越高?；貧w結(jié)果如表6所示，農(nóng)民合作對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平仍然顯示出促進(jìn)作用，土地流轉(zhuǎn)的調(diào)節(jié)作用也仍然顯著。從影響程度來(lái)看，在考慮合作社質(zhì)量后，其對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的提升作用約為僅考慮合作社數(shù)量時(shí)的50%。這表明，如果不考慮合作社成立后長(zhǎng)期的良性發(fā)展，將夸大其對(duì)農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的拉動(dòng)作用。同時(shí)，土地流轉(zhuǎn)的正向調(diào)節(jié)作用也下降約22%，圖2b顯示了考慮合作社質(zhì)量后的土地流轉(zhuǎn)調(diào)節(jié)效應(yīng)關(guān)系圖。

表6 考慮合作社質(zhì)量的回歸結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，通過(guò)以下兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是變換估計(jì)方法，運(yùn)用普通最小二乘法重新對(duì)基準(zhǔn)模型與調(diào)節(jié)模型進(jìn)行回歸分析；二是借鑒周振等［29］的方法，將被解釋變量農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平替換為農(nóng)機(jī)總動(dòng)力。結(jié)果如表7 所示，直接效應(yīng)均通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)，調(diào)節(jié)效應(yīng)均通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)。因此，穩(wěn)健性檢驗(yàn)支持基準(zhǔn)回歸和調(diào)節(jié)效應(yīng)中關(guān)于農(nóng)民合作社、農(nóng)機(jī)化水平及土地流轉(zhuǎn)三者之間關(guān)系的實(shí)證結(jié)果。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

五、主要結(jié)論與政策建議

基于2016 年第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查和《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》等數(shù)據(jù)，使用Tobit 模型從經(jīng)驗(yàn)層面實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)機(jī)械化與土地流轉(zhuǎn)三者之間的理論關(guān)系，得出以下主要結(jié)論：（1）農(nóng)民合作社的成立會(huì)顯著提高農(nóng)業(yè)機(jī)械的采用率，合作社數(shù)量每增加1%，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平增加約0.092%。（2）土地流轉(zhuǎn)在農(nóng)民合作社與農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平之間起到顯著的正向調(diào)節(jié)作用，越能得到規(guī)?；?jīng)營(yíng)的合作社，農(nóng)機(jī)采用率越高。在考慮內(nèi)生性問(wèn)題及穩(wěn)健性檢驗(yàn)后以上結(jié)論仍然成立。（3）在考慮合作社發(fā)展質(zhì)量后，農(nóng)民合作社的正向促進(jìn)作用下降到僅考慮合作社數(shù)量時(shí)的50%，土地流轉(zhuǎn)的調(diào)節(jié)作用也有略微下降。

基于上述結(jié)論，提出以下政策建議：第一，積極培育農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)模式，充分發(fā)揮其經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì)，做到產(chǎn)權(quán)明晰、分配合理與經(jīng)營(yíng)現(xiàn)代化。在此基礎(chǔ)上，積極承接新型農(nóng)業(yè)機(jī)械與科技的充分利用，加強(qiáng)組織化主體對(duì)國(guó)家有關(guān)農(nóng)業(yè)科技政策部署的實(shí)施。利用新型經(jīng)營(yíng)主體的組織化優(yōu)勢(shì)，提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)各環(huán)節(jié)的市場(chǎng)化水平，以此提高融資水平，為新型農(nóng)機(jī)的采用提供資金保障。第二，積極落實(shí)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)政策，包括土地轉(zhuǎn)入與土地轉(zhuǎn)出，加強(qiáng)農(nóng)村公共服務(wù)與社會(huì)保障水平，積極改善農(nóng)民將土地作為社會(huì)保障收入重要來(lái)源的現(xiàn)狀，以此強(qiáng)化農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的流動(dòng)性、徹底性，增強(qiáng)農(nóng)民合作社經(jīng)營(yíng)規(guī)模經(jīng)濟(jì)性。第三，積極治理與整頓農(nóng)民合作社中“空殼社”的滋生與發(fā)展。一方面，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民合作社獲得農(nóng)機(jī)補(bǔ)貼后的投資監(jiān)督與及時(shí)反饋，適時(shí)清理套取政府補(bǔ)貼的“空殼社”；另一方面，積極完善政府對(duì)農(nóng)民合作社的考核標(biāo)準(zhǔn)與扶持政策。