顏華，仇惠麟

（1.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；2.東北農(nóng)業(yè)大學(xué)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展研究中心，黑龍江 哈爾濱 150030）

農(nóng)業(yè)是大國之根基，是人類生存之本。要建設(shè)農(nóng)業(yè)強國，應(yīng)從鄉(xiāng)村振興中發(fā)力，而產(chǎn)業(yè)振興則是鄉(xiāng)村振興的題中之義[1]。2023年的中央一號文件也從培育區(qū)域特色產(chǎn)業(yè)、完善產(chǎn)業(yè)發(fā)展配套服務(wù)體系和加快推進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合等方面對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興做出了針對性部署。隨著鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展步入新階段，構(gòu)建現(xiàn)代化鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)體系、打造全產(chǎn)業(yè)鏈，迫切需要與產(chǎn)業(yè)規(guī)模和結(jié)構(gòu)相匹配的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與生產(chǎn)端相連接。近年來，在相關(guān)鼓勵支持政策的引導(dǎo)下，我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)呈快速發(fā)展態(tài)勢。服務(wù)的技術(shù)力量和設(shè)施裝備等方面已形成了相對有利的條件，能夠承接產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求，具備服務(wù)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的能力。因此，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)是引領(lǐng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵，是提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展效能，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的必然要求。其具體如何作用于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興是新階段我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展亟需關(guān)注的重點。

鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興是緊密圍繞農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及其關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的整體振興，是鄉(xiāng)村振興的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，是建立在鄉(xiāng)村整體價值體系基礎(chǔ)上的戰(zhàn)略需求[2-3]。關(guān)于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的內(nèi)涵與特征，目前并未有較為統(tǒng)一的定義。從已有研究來看，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興應(yīng)具備如下特征：能夠?qū)崿F(xiàn)土地、資金等生產(chǎn)要素的合理配置與自由流動，要素生產(chǎn)方式高效化，從而引導(dǎo)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級[4]；產(chǎn)業(yè)分布的集聚性、關(guān)聯(lián)性較強，產(chǎn)業(yè)間融合發(fā)展，綜合性強，產(chǎn)業(yè)鏈向高附加值環(huán)節(jié)延伸[5]；能夠充分利用區(qū)域特色資源，挖掘鄉(xiāng)村多元價值與多種功能[6]；以農(nóng)民為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心，能夠激發(fā)農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的自主意識與參與意識，帶動農(nóng)民多元增收[7]。同時，部分文獻(xiàn)也探討了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響因素與驅(qū)動機制。鄉(xiāng)村人口的振興為鄉(xiāng)村振興的必要前提，農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)和人力資本水平直接影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)建設(shè)水平[8]。近年來，豐富的新興要素資源也逐步滲入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，如綠色金融拓寬了鄉(xiāng)村綠色產(chǎn)業(yè)的融資渠道[9]；大數(shù)據(jù)、數(shù)字經(jīng)濟(jì)等提供的信息共享、技術(shù)支持能夠以直接或間接的方式賦能鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興[10]。

農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的本質(zhì)是一種社會內(nèi)部的分工，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域的生產(chǎn)主體將其內(nèi)部自我服務(wù)職能轉(zhuǎn)移到外部專業(yè)化社會經(jīng)濟(jì)組織的過程[11-12]。隨著農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中發(fā)揮著愈加重要的作用，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及經(jīng)營主體經(jīng)營績效[13-14]、種植結(jié)構(gòu)調(diào)整與生產(chǎn)方式綠色轉(zhuǎn)型等的影響成為了研究的焦點[15-16]。與此同時，學(xué)者們從產(chǎn)業(yè)運行效率、產(chǎn)業(yè)組織形式和產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間等不同側(cè)面探討了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過深化勞動分工，改變了生產(chǎn)組織形式，提升了農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)效率[17]，還通過提升生產(chǎn)技術(shù)水平和創(chuàng)新發(fā)展模式，拓展了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展空間[18]。另有學(xué)者注意到其與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展協(xié)調(diào)性與融合發(fā)展的關(guān)聯(lián)。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)在提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)程度及擴大區(qū)域相關(guān)經(jīng)濟(jì)部門的市場競爭優(yōu)勢中發(fā)揮了重要作用[19-20]。服務(wù)要素對產(chǎn)業(yè)各環(huán)節(jié)的支撐和嵌入也引導(dǎo)了多元主體開展生產(chǎn)、加工和銷售合作，有利于破除產(chǎn)業(yè)間融合的壁壘，加強產(chǎn)業(yè)間的橫向經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，促進(jìn)了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合[21]。

梳理以上研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興領(lǐng)域的相關(guān)研究成果頗豐，但仍存在一定的不足之處。首先，現(xiàn)有研究已經(jīng)分別對農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的內(nèi)涵、發(fā)展模式和影響因素進(jìn)行了研究。但多數(shù)研究是從農(nóng)戶或經(jīng)營主體的微觀視角出發(fā)的，缺乏基于省份層面的宏觀分析。其次，目前尚未有學(xué)者將二者置于同一分析框架并深入探討它們之間的作用機制及內(nèi)在聯(lián)系。隨著產(chǎn)業(yè)振興在鄉(xiāng)村振興中的重要性日益凸顯，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)作為農(nóng)業(yè)發(fā)展的新動能，能否在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興中充分發(fā)揮協(xié)調(diào)、組織、模范、紐帶作用，是目前亟需探討的問題。本文基于2010—2020年30個省（區(qū)、市）的面板數(shù)據(jù)，運用固定效應(yīng)回歸模型與中介效應(yīng)模型考察了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用機制是否存在，以及專業(yè)化分工、技術(shù)進(jìn)步和資本積累三條路徑如何作用于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，并進(jìn)一步探討了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對不同區(qū)域及鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興不同維度的影響是否存在異質(zhì)性。以期為完善農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系，釋放鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展?jié)摿?，筑牢鄉(xiāng)村振興的根基提供可實踐的思路與建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興

農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)作為一種“軟性”的生產(chǎn)資料，是農(nóng)業(yè)分工分化的必然結(jié)果[22]，是將新技術(shù)、新品種引入生產(chǎn)過程的重要途徑，具有知識與技術(shù)密集性的特點。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)所包含的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料服務(wù)、技術(shù)信息服務(wù)和金融服務(wù)等能夠從不同方面直接促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)鏈的延伸與產(chǎn)業(yè)功能拓展提供了有力的支撐。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料服務(wù)及機械化服務(wù)能夠顯著降低生產(chǎn)成本，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率與邊際收益[23]；農(nóng)業(yè)流通倉儲服務(wù)的現(xiàn)代化則提升了農(nóng)產(chǎn)品流通效率與產(chǎn)業(yè)發(fā)展各環(huán)節(jié)銜接的緊密程度，有利于產(chǎn)業(yè)鏈的延伸，同時破解了因區(qū)位因素帶來的產(chǎn)業(yè)發(fā)展限制問題[24]；技術(shù)信息服務(wù)能夠?qū)崿F(xiàn)生產(chǎn)過程精準(zhǔn)化，加速要素流動，從而提高鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)運行效率與決策管理水平[25]；農(nóng)村金融服務(wù)則通過緩解融合環(huán)節(jié)的資金約束、分散農(nóng)業(yè)市場風(fēng)險、發(fā)揮創(chuàng)新激勵效應(yīng)為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興提供支持[26]；高效的公共服務(wù)與農(nóng)業(yè)設(shè)施裝備建設(shè)是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本支撐，吸引了生產(chǎn)要素與人才集聚，為激活鄉(xiāng)村新業(yè)態(tài)提供了良好的外部環(huán)境[27]。此外，相較于單一環(huán)節(jié)的服務(wù)經(jīng)營模式，生產(chǎn)托管等全產(chǎn)業(yè)鏈的社會化服務(wù)通過促進(jìn)服務(wù)資源整合將服務(wù)交易成本最小化，促進(jìn)了各服務(wù)環(huán)節(jié)的深化，充分發(fā)揮了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)重組與優(yōu)化升級的引導(dǎo)作用，顯著提高了產(chǎn)業(yè)綜合競爭力[28-29]。據(jù)此，提出以下假說：

H1：農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興具有促進(jìn)作用。

1.2 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)、專業(yè)化分工與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動可分性的增強為農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)主體的形成、市場的發(fā)育創(chuàng)造了有利條件[30]。由于目前我國大部分地區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，產(chǎn)業(yè)內(nèi)容以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及相關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)為主，故發(fā)展仍較為依賴于挖掘與利用現(xiàn)有自然資源稟賦。因此迫切需要將有限的產(chǎn)業(yè)資源進(jìn)行充分的整合與集中，通過進(jìn)一步提升產(chǎn)業(yè)經(jīng)營主體的專業(yè)化程度進(jìn)而提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量與效率。從農(nóng)戶微觀層面來看，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)將農(nóng)戶從家庭經(jīng)營的內(nèi)部分工卷入到外部市場化分工[31]，引導(dǎo)農(nóng)戶按需調(diào)整種養(yǎng)殖結(jié)構(gòu)，利用現(xiàn)代化的生產(chǎn)裝備、技術(shù)手段實現(xiàn)產(chǎn)、加、銷各環(huán)節(jié)和產(chǎn)業(yè)鏈綜合收益最大化，降低單一農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨的高額生產(chǎn)成本與市場交易費用，讓農(nóng)民更多享受到產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶來的增值收益。從產(chǎn)業(yè)宏觀層面來看，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)將有限的生產(chǎn)要素集中于更具優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)[32]，改善了要素配置結(jié)構(gòu)。這不僅加快了鄉(xiāng)村傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造提升步伐，也引導(dǎo)了區(qū)域特色主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)及產(chǎn)業(yè)差異化的競爭優(yōu)勢的形成。同時，專業(yè)化分工也為實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)、產(chǎn)品質(zhì)量提升、產(chǎn)品價值增值與市場化率提升提供了可行路徑，是構(gòu)建高質(zhì)高效的鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)體系的基礎(chǔ)。據(jù)此，提出以下假說：

H2：農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過專業(yè)化分工促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

1.3 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)、技術(shù)進(jìn)步與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興

技術(shù)進(jìn)步是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的源泉[33-34]，是促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的關(guān)鍵。具有一定規(guī)?；蜕a(chǎn)經(jīng)驗的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)組織往往具有更強的技術(shù)采納意愿及風(fēng)險擔(dān)負(fù)能力，是技術(shù)成果轉(zhuǎn)化應(yīng)用的重要主體。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)經(jīng)營主體將技術(shù)與服務(wù)相結(jié)合，在生產(chǎn)經(jīng)營過程中應(yīng)用推廣綠色低碳、數(shù)字化、信息化技術(shù)，通過發(fā)揮技術(shù)的傳遞、示范效應(yīng)影響區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新活動與新型經(jīng)營、服務(wù)理念的形成[35-36]，繼而助推產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型，提高了產(chǎn)業(yè)鏈的運作效率與產(chǎn)品的技術(shù)附加值。此外，服務(wù)主體在長期的社會化服務(wù)實踐中積累了大量服務(wù)經(jīng)驗與人力資本，服務(wù)規(guī)模、能力與技術(shù)水平不斷在實踐中提升。涉農(nóng)企業(yè)、合作社等在服務(wù)中內(nèi)生的創(chuàng)新需求也驅(qū)動其向技術(shù)創(chuàng)新主體與社會化服務(wù)主體的雙重身份演化。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)主體的研發(fā)創(chuàng)新活動帶動了地區(qū)技術(shù)進(jìn)步，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變提供支持。同時，服務(wù)主體借助先進(jìn)技術(shù)手段多渠道參與產(chǎn)業(yè)鏈的多方合作，不僅提升了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的科技含量與現(xiàn)代化水平，還拓寬了產(chǎn)業(yè)相互融合的路徑與方式，模糊產(chǎn)業(yè)邊界，有助于鄉(xiāng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。據(jù)此，提出以下假說：

H3：農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

1.4 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)、資本積累與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興

資本積累能夠促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向的轉(zhuǎn)換與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整[37]。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)主體通過資本要素替代傳統(tǒng)生產(chǎn)要素，利用先進(jìn)的生產(chǎn)方式以相對較低的成本實現(xiàn)較高的產(chǎn)出。這種方式能夠快速實現(xiàn)自身的資本積累，進(jìn)而增加投資，擴大服務(wù)經(jīng)營范圍至全產(chǎn)業(yè)鏈的各個環(huán)節(jié)，為鄉(xiāng)村多元化產(chǎn)業(yè)格局的形成和產(chǎn)業(yè)振興提供了多重保障。同時，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過資本積累對廣大小農(nóng)戶產(chǎn)生“涓滴效應(yīng)”[38]。服務(wù)業(yè)的規(guī)范化與市場化不僅拓寬了農(nóng)民收入渠道，也創(chuàng)造了新的就業(yè)機會，有助于農(nóng)業(yè)勞動力產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移和再就業(yè)。農(nóng)民進(jìn)入相關(guān)加工產(chǎn)業(yè)或生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，不僅促進(jìn)了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)調(diào)優(yōu)化，也提升了自身的收入與消費水平。此外，社會化服務(wù)的發(fā)展帶來了基礎(chǔ)設(shè)施條件的完善和產(chǎn)業(yè)布局的優(yōu)化，吸引了社會資本持續(xù)投入到鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展中。這進(jìn)一步提升了地區(qū)資本積累，在緩解了產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資金約束的同時，將現(xiàn)代新興要素注入生產(chǎn)全過程。工商企業(yè)等社會資本主體通過與政府和經(jīng)營主體合作，建立緊密的利益聯(lián)結(jié)機制，不僅分享了部分產(chǎn)業(yè)增值收益，還為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興賦予了動力。據(jù)此，提出以下假說：

H4：農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過資本積累促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

2 研究方法

2.1 模型設(shè)定

為了考察農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興產(chǎn)生的影響，本文構(gòu)建了如下基準(zhǔn)模型：

式中：RIRit表示因變量,即各?。▍^(qū)、市）的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平。ASSit表示核心解釋變量，即農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平。CVSit表示一系列影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的控制變量集合。μi表示個體固定效應(yīng)，γi表示時間固定效應(yīng)。εit則為隨機擾動項，其中i和t分別表示?。▍^(qū)、市）和年份。

為了進(jìn)一步考察農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的間接影響，本文參考溫中麟等[39]的研究，分三步引入中介變量來檢驗專業(yè)化分工、技術(shù)進(jìn)步和資本積累三條路徑在此過程中發(fā)揮的中介作用。第一步，檢驗農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響，即檢驗系數(shù)α1的顯著性。若系數(shù)顯著，則說明存在總效應(yīng)，并可進(jìn)行下一步檢驗。第二步，檢驗農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對中介變量的影響，以及中介變量對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響。若系數(shù)β1和δ2均顯著，則進(jìn)行第三步。若系數(shù)β1和δ2中至少有一個不顯著，則直接進(jìn)行SobelZ檢驗。如果兩者都不顯著，則證明中介效應(yīng)不顯著。第三步，檢驗控制了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的影響后，中介變量對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興影響效應(yīng)的完全性。若加入中介變量后ASSit對RIRit的回歸系數(shù)δ1顯著，并且系數(shù)δ1＜α1，則存在部分中介效應(yīng)。反之，則存在完全中介效應(yīng)。構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

式中：αi、βi、δi為待估系數(shù)，中介變量SDLit表示專業(yè)化分工水平，TSPit表示技術(shù)進(jìn)步程度，PCAit表示資本積累程度。為了降低模型的異方差性，以上中介變量均采用對數(shù)形式。最后，為了提高估計結(jié)果的精確程度，通過計算SobelZ檢驗的統(tǒng)計量Z值進(jìn)一步確認(rèn)中介效應(yīng)β1δ2的顯著性。

2.2 變量選取

1）被解釋變量。本文的被解釋變量為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平（RIR）。目前關(guān)于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的測算仍未形成較為系統(tǒng)的評價方法和標(biāo)準(zhǔn)。因此，本文遵循指標(biāo)選擇的系統(tǒng)性、科學(xué)性、可比性和數(shù)據(jù)可得性等原則，聚焦鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的內(nèi)涵、發(fā)展目標(biāo)和要求，結(jié)合《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的指導(dǎo)意見》《全國鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2020—2025年）》等具體內(nèi)容，并參考申云等[40]和呂承超和崔悅[41]對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興評價指標(biāo)體系的構(gòu)建方法，綜合構(gòu)建評價指標(biāo)體系。本文從農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)水平、產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平、產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)增收帶動水平五個維度構(gòu)建鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興評價指標(biāo)體系（表1）。本文采用熵權(quán)法確定指標(biāo)權(quán)重和進(jìn)行綜合水平測度。

表1 鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平評價指標(biāo)體系Table 1 Evaluation index system of rural industry revitalization level

2）核心解釋變量。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平（ASS）為本文的核心解釋變量。一些學(xué)者在研究中使用農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值表征農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平。然而，由于單一的農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)產(chǎn)值未能充分考慮地區(qū)間農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的內(nèi)部發(fā)展差異，因此本文參考已有研究，按照農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的功能分層構(gòu)建了指標(biāo)體系（表2）。本文采用客觀賦權(quán)法對農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平進(jìn)行綜合測算。

表2 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平評價指標(biāo)體系Table 2 Evaluation index system of agricultural socialized service level

3）中介變量。專業(yè)化分工（SDL）：現(xiàn)有研究中多采用區(qū)位熵指數(shù)測度產(chǎn)業(yè)部門專業(yè)化程度或某產(chǎn)業(yè)的空間集聚程度[42-43]。本文選取農(nóng)業(yè)區(qū)位熵指數(shù)衡量農(nóng)業(yè)專業(yè)化分工水平。具體公式如下：

式中：LQ表示區(qū)位熵指數(shù)，qij表示i地區(qū)j時期第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，Qij表示i地區(qū)j時期的地區(qū)生產(chǎn)總值，qj表示我國j時期第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值（不含港澳臺及西藏地區(qū)），Qj表示我國j時期的國內(nèi)生產(chǎn)總值。

技術(shù)進(jìn)步（TSP）：專利個數(shù)反映了地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新實力與創(chuàng)新活躍度，因此本文采用各地區(qū)有效發(fā)明專利個數(shù)表征技術(shù)進(jìn)步程度。

資本積累（PCA）：本文使用人均農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資額（不包括農(nóng)戶）來反映社會資本引致的實物資本投資情況。

4）控制變量。本文還選取了其他可能會影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的因素作為控制變量。具體控制變量如下：耕地有效灌溉比反映了地區(qū)農(nóng)業(yè)水資源利用情況，并間接反映了耕地的生產(chǎn)條件。灌溉條件通過影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率，進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)綜合發(fā)展能力。農(nóng)業(yè)增加值比重表示農(nóng)業(yè)增加值在地區(qū)經(jīng)濟(jì)中的占比。如果農(nóng)業(yè)增加值占比較高，說明該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為依賴于農(nóng)業(yè)，并且對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重視程度也較高。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，對鄉(xiāng)村地區(qū)農(nóng)戶收入和產(chǎn)業(yè)經(jīng)營績效的正向影響越大，同時對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的輻射帶動能力也越強。財政支農(nóng)在引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向和推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級方面扮演著重要角色。一般通過產(chǎn)業(yè)項目補貼、鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和公共服務(wù)投入等方式，向產(chǎn)業(yè)發(fā)展注入資金，加速鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的進(jìn)程。各變量描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量說明與描述性統(tǒng)計Table 3 Variable description and descriptive statistics

5）工具變量。為了緩解模型中可能存在的內(nèi)生性問題，本文選取滯后一期的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平作為工具變量。

2.3 數(shù)據(jù)來源

為了保證總體數(shù)據(jù)的可獲得性和連續(xù)性，本文研究的時間跨度為2010—2020年，研究對象為中國除西藏、港澳臺地區(qū)以外的30個省、自治區(qū)及直轄市。研究所用數(shù)據(jù)來源包括《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》《中國休閑農(nóng)業(yè)年鑒》等。對于部分缺失值，本文采用線性插值法進(jìn)行填補。

3 實證結(jié)果分析

3.1 鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平分析

從全國整體角度來看，2010—2020年我國鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平整體呈平穩(wěn)上升趨勢（表4），年均增長1.0%。其中，2015年增速最快，增長為4.2%。自2015年以后，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平顯著提升。這可以歸因于2015年中央一號文件首次提出了三產(chǎn)融合的概念，并隨后不斷為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供明確方向和針對性的政策保障。這一里程碑式的變化對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了顯著影響。

表4 2010—2020年30個省區(qū)市鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平指數(shù)Table 4 Index of rural industry revitalization level of 30 provinces, autonomous regions and municipalities from 2010 to 2020

分區(qū)域來看，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平在三大區(qū)域之間存在不均衡的情況，但區(qū)域總體水平差距不斷縮?。▓D1）。具體來看，東部區(qū)域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平高于中部區(qū)域和西部區(qū)域。這可能是因為東部沿海區(qū)域整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于全國前列。尤其是北京、上海、江蘇等地，作為我國新興產(chǎn)業(yè)、技術(shù)和資本的聚集地，該區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)代化水平更高，布局產(chǎn)業(yè)鏈高價值環(huán)節(jié)的能力更強，對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的輻射作用也更強。然而，近年來受部分區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)功能的轉(zhuǎn)移相關(guān)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平略有下降。中部和西部區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平長期低于全國平均水平，但整體增速較快，未來發(fā)展上升空間較大。研究期內(nèi)中部、西部區(qū)域年均分別增長3.0%、2.3%。然而，西部區(qū)域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平持續(xù)低于東部和中部區(qū)域。這可能是因為我國西部區(qū)域的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)較為薄弱，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的帶動作用不強。此外，由于長期以來落后的生產(chǎn)方式，資源利用不合理，生態(tài)環(huán)境脆弱等問題，西部區(qū)域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興受到一定的影響。與中部區(qū)域相比，西部區(qū)域缺乏地理位置優(yōu)勢，不利于引入先進(jìn)的產(chǎn)業(yè)要素和延伸產(chǎn)業(yè)鏈。此外，西部區(qū)域?qū)μ厣珒?yōu)質(zhì)資源的挖掘程度不足，缺乏高品質(zhì)和品牌化的農(nóng)產(chǎn)品，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展同質(zhì)化嚴(yán)重，導(dǎo)致人均可支配收入較低，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的整體競爭力較弱。

圖1 東、中、西部區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平變動趨勢Fig. 1 The change trend of the level of rural industry revitalization in eastern, central and western regions

3.2 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平分析

2010—2020年我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平整體呈波動增長態(tài)勢，年均增長3.1%。其中2010—2013年增速較快，年均增長達(dá)到11.8%（圖2）。這一變化與“加快構(gòu)建農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系”的政策相關(guān)。此后，數(shù)年的中央一號文件及一系列三農(nóng)政策均集中于“培育新型社會化服務(wù)主體”、“完善社會化服務(wù)基層組織建設(shè)”等內(nèi)容。因此在這個時期，我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系建設(shè)不斷鞏固和深化，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)獲得了強勁的發(fā)展勢頭。

圖2 東、中、西部區(qū)域農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平變動趨勢Fig. 2 The change trend of agricultural socialized service level in eastern, central and western regions

就區(qū)域?qū)用鎭砜?，我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平仍呈東中西部依次遞減的態(tài)勢。東部區(qū)域農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平自2017年以來呈下降趨勢，但仍持續(xù)保持較高水平。受區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會的進(jìn)一步發(fā)展和需求結(jié)構(gòu)更新優(yōu)化的影響，東部地區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展不再局限于單一的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與加工，而是逐步擴展到都市農(nóng)業(yè)、休閑農(nóng)業(yè)和生態(tài)循環(huán)農(nóng)業(yè)等多功能領(lǐng)域。中部區(qū)域農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平與全國平均水平基本一致。這是因為中部區(qū)域包含了我國7個糧食主產(chǎn)區(qū)的省份。該區(qū)域農(nóng)業(yè)資源豐富、地勢平坦，具備天然的規(guī)模化、集約化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢。相比之下，西部區(qū)域地形地貌復(fù)雜多樣，耕地分散且細(xì)碎化程度較高，這制約了農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)經(jīng)營的開展。然而，中西部區(qū)域農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的發(fā)展具有后發(fā)優(yōu)勢，對東部區(qū)域形成了明顯的追趕效應(yīng)，與全國平均水平的差距逐步縮小。

3.3 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響

鑒于本文所選取的面板數(shù)據(jù)時間跨度較短且截面數(shù)量遠(yuǎn)大于時間點的數(shù)量，因此不再進(jìn)行面板單位根檢驗。為了減少由于遺漏變量引起的內(nèi)生性問題，本文采用個體固定效應(yīng)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，并同時引入了時間固定效應(yīng)。這樣做可以控制時間維度上不可觀測因素對于個體的影響。此外，根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，P值＜0.001，表明固定效應(yīng)模型是適合的選擇。

依據(jù)前文的研究設(shè)計，采用逐步加入控制變量的方法進(jìn)行分析，以確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，并同時控制了省級層面固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。首先，不論是否加入控制變量，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平系數(shù)在1%的顯著性水平上均顯著為正（表5）。這表明農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興具有明顯的促進(jìn)作用。具體而言，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平每提升1%，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平將提高0.185%。這說明農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)能夠顯著提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平。

表5 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 5 Baseline regression results of socialized agricultural service level and rural industry revitalization level

其他控制變量方面，耕地有效灌溉比和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值比重對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響分別在1%和5%的顯著性水平上為正。這表明區(qū)域生產(chǎn)條件的改善和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值比重的提升均能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)振興。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響系數(shù)為正，但不顯著。這可能是因為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高到一定階段后，城鎮(zhèn)的進(jìn)一步擴張需求擠占了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的部分資源與空間，抵消了部分經(jīng)濟(jì)增長帶來的輻射帶動作用。財政支農(nóng)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響在1%的顯著性水平上為正。這是由于地方財政在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展各環(huán)節(jié)提供的資金支持，為社會資本引入和優(yōu)質(zhì)產(chǎn)業(yè)化項目的實施創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境。同時，針對性的產(chǎn)業(yè)支持政策也能夠激勵各經(jīng)營主體從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)營，刺激了外出務(wù)工青年群體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興積累了人力資本。

3.4 內(nèi)生性檢驗

本文采用固定效應(yīng)模型來控制部分不可觀測特征所引起的內(nèi)生性問題。然而，進(jìn)一步分析表明，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)在推進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的同時，鄉(xiāng)村新興業(yè)態(tài)的涌現(xiàn)和產(chǎn)業(yè)融合水平的提高等也助推了社會化服務(wù)市場容量的擴張[44]。這些發(fā)展對農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的內(nèi)容和質(zhì)量提出了新的要求，并反過來促進(jìn)了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平的提升。因此，兩者可能互為因果，這可能導(dǎo)致回歸結(jié)果產(chǎn)生一定的偏誤?？紤]進(jìn)一步進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。本文采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行模型的內(nèi)生性檢驗，并選取滯后一期的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平作為工具變量。從理論上來看，該變量既與當(dāng)期的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平相關(guān)，又與當(dāng)期的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平?jīng)]有直接關(guān)聯(lián)。

表6為工具變量法的回歸結(jié)果，其中模型6為一階段回歸結(jié)果，模型7為二階段回歸結(jié)果，因變量分別為農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平。根據(jù)模型6結(jié)果，滯后一期的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對當(dāng)期農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平具有顯著正向影響。為了確保工具變量的有效性，分別進(jìn)行不可識別檢驗、弱工具變量檢驗和解釋變量內(nèi)生性檢驗。首先，不可識別檢驗對應(yīng)的 Anderson canon. LM 統(tǒng)計量的P值在1%顯著性水平上顯著，拒絕了不可識別的原假設(shè)，驗證了工具變量與解釋變量的相關(guān)性。其次，檢驗工具變量與解釋變量的相關(guān)程度的Cragg-Donald WaldF統(tǒng)計值等于36.222，高于10%水平的臨界值16.38。說明本文選取的工具變量與核心解釋變量具有很強的相關(guān)性，不存在弱工具變量問題。最后，內(nèi)生性檢驗對應(yīng)的 Endogeneity test統(tǒng)計量P＜ 0.001，在1%顯著性水平下顯著，拒絕了解釋變量為外生變量的原假設(shè)。綜上所述，本文選取的工具變量有效。

表6 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的工具變量回歸結(jié)果Table 6 Regression results of instrumental variables of socialized agricultural service level and rural industry revitalization level

回歸結(jié)果表明，模型核心解釋變量、控制變量符號和顯著性水平與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。這說明上文研究結(jié)論具有可信度。模型7結(jié)果表明，核心解釋變量系數(shù)值得到修正，這說明原模型可能低估了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的促進(jìn)作用，也說明工具變量的設(shè)置緩解了潛在的內(nèi)生性問題。

3.5 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的中介效應(yīng)

通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型進(jìn)一步分析農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的中介效應(yīng)。表7報告了逐步回歸以及相應(yīng)的SobelZ檢驗結(jié)果?；谀Ｐ?的回歸結(jié)果，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興影響的總效應(yīng)在1%水平上是顯著的，這說明總效應(yīng)存在，可以進(jìn)行進(jìn)一步分析。首先，由專業(yè)化分工的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果可知，SobelZ統(tǒng)計量不顯著,說明專業(yè)化分工未能在農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興過程中起到中介作用，本文的假設(shè)2不成立。其次，由專業(yè)化分工的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果可知（模型10～11），農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對技術(shù)進(jìn)步和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興均有正向影響。每提高1單位的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平，技術(shù)進(jìn)步和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平分別提升0.842個單位和0.162個單位。此外，模型11中核心解釋變量系數(shù)顯著，且小于模型10中的回歸系數(shù)。這說明加入中介變量后，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響程度降低。SobelZ檢驗結(jié)果P＜ 0.05,也證實了中介作用的存在，即農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過帶動技術(shù)進(jìn)步提高了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)組織效率和產(chǎn)業(yè)綜合發(fā)展能力，促進(jìn)了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。同理，對資本積累影響路徑進(jìn)行逐步檢驗，模型12～13結(jié)果表明，資本積累同樣發(fā)揮了部分正向中介作用，二者的中介效應(yīng)在總效應(yīng)中的占比分別為12.5%和16.1%，本文的假設(shè)3和假設(shè)4成立，即農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過技術(shù)進(jìn)步和資本積累促進(jìn)了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

表7 專業(yè)化分工、技術(shù)進(jìn)步與資本積累的中介效應(yīng)回歸結(jié)果Table 7 The regression results of mediating effect of specialization, technological progress and capital accumulation

通過比較中介變量發(fā)揮作用的情況，可以發(fā)現(xiàn)專業(yè)化分工未能發(fā)揮中介作用，資本積累發(fā)揮的中介作用占比最高，技術(shù)進(jìn)步次之。分析其產(chǎn)生的具體原因可知，目前大部分社會化服務(wù)主體存在經(jīng)營能力不足、服務(wù)功能較為單一、運行機制不健全等問題，且鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)各環(huán)節(jié)之間缺乏有效的利益分配機制，限制了產(chǎn)業(yè)分工的深化，未能有效改善鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)鏈條短、產(chǎn)業(yè)專業(yè)化和集中化程度低的局面。因此專業(yè)化分工未能充分發(fā)揮對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的帶動作用。進(jìn)一步分析可知，在實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興過程中，涉及的基礎(chǔ)設(shè)施條件、物質(zhì)要素豐裕程度以及經(jīng)營模式的變革和創(chuàng)新等均需要大量資金支持。此外，由于我國大部分區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱，因此資金規(guī)模、流向及其能否提供穩(wěn)定的支持更是對產(chǎn)業(yè)可持續(xù)增收起到了關(guān)鍵性的作用。社會化服務(wù)組織自身的資本積累及其對社會資本的撬動作用不僅在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)培育初期提供了有力支持與引導(dǎo)，而且貫穿產(chǎn)業(yè)發(fā)展的各個階段。因次，資本積累在中介影響機制中發(fā)揮著主導(dǎo)作用。而技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展效率的提升、產(chǎn)業(yè)鏈延伸或產(chǎn)業(yè)間融合的過程需要較長的周期。這往往需要與良好、積極的政策環(huán)境相匹配，且需要集體、經(jīng)營組織以及農(nóng)戶之間的充分配合，才能持續(xù)、穩(wěn)定地為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興提供動力。

3.6 穩(wěn)健性檢驗

本文通過三種方式檢驗農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的實證分析結(jié)果。首先通過更換解釋變量的方式進(jìn)行檢驗。農(nóng)機服務(wù)是我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的重要內(nèi)容，農(nóng)機總動力也是農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平的重要評價指標(biāo)，選取單位面積農(nóng)機總動力作為解釋變量進(jìn)行回歸。其次更換被解釋變量，運用熵權(quán)TOPSIS法重新測算鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平再次進(jìn)行回歸。最后，對所有變量進(jìn)行1%和99%分位的縮尾處理。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，核心解釋變量與控制變量顯著性水平與原模型基本一致（表8），可見上文所得結(jié)論是穩(wěn)健的。

表8 基準(zhǔn)回歸穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 8 Robustness test results of baseline regression

同時，采用Bootstrap自助抽樣法檢驗農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的中介效應(yīng)。對現(xiàn)有研究樣本進(jìn)行隨機重復(fù)抽樣，設(shè)定抽取1000次，代替SobelZ檢驗法對影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的三條路徑機制進(jìn)行檢驗。根據(jù)Bootstrap方法“置信區(qū)間不包含零”的假設(shè)，檢驗結(jié)果表明，專業(yè)化分工的間接效應(yīng)對應(yīng)的95%的偏差校正置信區(qū)間包含0，因此中介效應(yīng)不存在。技術(shù)進(jìn)步與資本積累的間接效應(yīng)系數(shù)為正，且對應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，說明技術(shù)進(jìn)步與資本積累的正向中介效應(yīng)都顯著存在。前述中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)一步得到驗證（表9）。

表9 中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 9 Robustness test results of mediating effect

3.7 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的異質(zhì)性影響

農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響可能存在區(qū)域異質(zhì)性。為深入闡明這一問題，本文將研究對象劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)與非主產(chǎn)區(qū)、中西部區(qū)域與東部區(qū)域，并分別進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平顯著促進(jìn)了糧食主產(chǎn)區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的提升，而對非主產(chǎn)區(qū)的影響不顯著（表10）。這主要是由于糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有自然稟賦、生產(chǎn)規(guī)模化和機械化等方面的優(yōu)勢。其次，將研究對象分為東部和中西部區(qū)域。東部區(qū)域長期受益于地理位置和政策優(yōu)勢，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展已步入正軌，并基本形成了專業(yè)化、現(xiàn)代化和多元化的固有態(tài)勢。同時，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平也持續(xù)高于全國平均水平。因此東部區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的提升將更多的依靠科技、優(yōu)質(zhì)人力資本和生態(tài)環(huán)境的進(jìn)一步改善，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對該區(qū)域影響不顯著。相比之下，中西部區(qū)域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平較低，更依賴農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)及上下游相關(guān)環(huán)節(jié)的帶動。這些區(qū)域的產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求與農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)內(nèi)容契合度較高。近年來，中西部區(qū)域農(nóng)村勞動力流失嚴(yán)重，兼業(yè)化現(xiàn)象突出，勞動力成本不斷上升，在這種情況下，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過發(fā)揮資本對勞動的替代效應(yīng)，降低了產(chǎn)業(yè)發(fā)展成本，因此對產(chǎn)業(yè)振興拉動作用較為明顯?？傮w來看，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)占比較高的區(qū)域影響更為顯著。這些研究結(jié)果對于進(jìn)一步制定區(qū)域差異化的農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)政策具有指導(dǎo)作用。

表10 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平影響的區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果Table 10 Regional heterogeneity regression results of the impact of agricultural socialized service on rural industry revitalization

根據(jù)前文構(gòu)建的指標(biāo)體系，分別進(jìn)行農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興五個維度的回歸分析。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)水平、產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平和產(chǎn)業(yè)增收帶動水平的影響是顯著的，但對產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的影響不顯著（表11）。具體原因如下：在農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)水平方面，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)能夠提高綜合生產(chǎn)能力[45]，促進(jìn)農(nóng)民增收，這一結(jié)果與現(xiàn)有研究觀點一致。在產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平方面，近年來，我國農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系不斷完善，農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率不斷提升?，F(xiàn)代化生產(chǎn)設(shè)備和生產(chǎn)技術(shù)在農(nóng)業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)中得到廣泛應(yīng)用，從而有效提升產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平。然而，在產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展水平方面，目前我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色轉(zhuǎn)型主要集中在農(nóng)業(yè)投入品減量施用、資源可持續(xù)利用和生態(tài)環(huán)境治理等方面。鄉(xiāng)村綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍處于初級階段，綠色生產(chǎn)方式較為欠缺，普及程度較低，生態(tài)綠色資源開發(fā)程度與經(jīng)濟(jì)效益轉(zhuǎn)化率不高，綠色農(nóng)產(chǎn)品品牌化建設(shè)仍有待加強。因此，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展水平的影響不顯著。在產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平方面，目前社會化服務(wù)主體參與三產(chǎn)融合的帶動作用不強，仍停留在產(chǎn)品初加工階段，產(chǎn)業(yè)上下游之間缺乏有效銜接，融合的深度和廣度還有待加強。此外，利益聯(lián)結(jié)機制和融合模式還需要完善和創(chuàng)新。因此，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的影響仍有待進(jìn)一步探索。

表11 農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平影響的分維度回歸結(jié)果Table 11 The fractal regression results of the impact of socialized agricultural service on rural industry revitalization

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

1）當(dāng)前我國鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平總體呈增長態(tài)勢，區(qū)域特征顯著。東部區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平高于中西部區(qū)域，中西部區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平增速較快，未來發(fā)展?jié)摿^大。農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)水平的提高能夠有效帶動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

2）從作用機制來看，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)通過帶動區(qū)域技術(shù)進(jìn)步和提升資本積累程度，不僅引入了先進(jìn)生產(chǎn)要素，夯實了產(chǎn)業(yè)振興的基礎(chǔ)，而且促進(jìn)了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)綜合發(fā)展能力的提升。

3）農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對更為依賴于農(nóng)業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的中西部地區(qū)和糧食主產(chǎn)區(qū)的促進(jìn)作用更為明顯，東部區(qū)域和非糧食主產(chǎn)區(qū)受其影響不明顯。

4）農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興不同維度的促進(jìn)作用存在差異。其在農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)水平、產(chǎn)業(yè)現(xiàn)代化水平和產(chǎn)業(yè)增收帶動水平方面有顯著提升作用。但在推動產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平方面的影響不顯著。

本研究從宏觀層面對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興及其影響因素進(jìn)行了探討，系統(tǒng)分析了農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興之間的關(guān)聯(lián)，豐富了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的相關(guān)研究，為充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)的資源整合優(yōu)勢，實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的進(jìn)一步躍升提供了可供參考的經(jīng)驗證據(jù)。同時，本文僅采用普通面板模型對研究問題進(jìn)行分析，隨著農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)范圍的拓展和區(qū)域間產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的不斷增強，農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響可能存在空間溢出效應(yīng)。此外，該過程中可能存在其他影響因素與機制也有待后續(xù)進(jìn)一步研究。

4.2 建議

第一，因地制宜開展多種農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)，滿足產(chǎn)業(yè)振興需求。要準(zhǔn)確定位鄉(xiāng)村的主導(dǎo)特色產(chǎn)業(yè)和發(fā)展方向，堅持走符合地域優(yōu)勢的特色創(chuàng)新發(fā)展道路，并鼓勵培育一批現(xiàn)代化、專業(yè)化的社會化服務(wù)經(jīng)營主體，通過新興的經(jīng)營手段引領(lǐng)生產(chǎn)，滿足農(nóng)戶的需求，豐富農(nóng)民參與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的渠道，促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)振興能力的提升。

第二，政府應(yīng)積極構(gòu)建多元化投入格局，通過投資基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)發(fā)展外部環(huán)境。設(shè)立鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展基金，搭建企業(yè)融資平臺，引導(dǎo)工商資本有序投資鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，提升社會資本的參與度。這將有助于解決社會化服務(wù)主體在技術(shù)和資金方面的瓶頸問題，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興服務(wù)的拓展與延伸提供資金保障，為產(chǎn)業(yè)振興提供持續(xù)動力。

第三，推進(jìn)鄉(xiāng)村綠色循環(huán)生態(tài)產(chǎn)業(yè)的試點工作與示范區(qū)建設(shè)，加大產(chǎn)業(yè)綠色轉(zhuǎn)型力度。通過服務(wù)主體技術(shù)示范、宣傳培訓(xùn)等方式提升農(nóng)民綠色產(chǎn)品與服務(wù)的供給意愿。建立社會化服務(wù)主體與農(nóng)戶、企業(yè)間的綠色生產(chǎn)成本與風(fēng)險共擔(dān)機制，培育現(xiàn)代化綠色產(chǎn)業(yè)聯(lián)合體。政府也可以通過財政資金補貼、稅收優(yōu)惠等手段降低單一產(chǎn)業(yè)經(jīng)營主體采納綠色生產(chǎn)技術(shù)的成本，從而更好地推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的綠色振興。

第四，社會化服務(wù)主體應(yīng)進(jìn)一步完善內(nèi)部運行機制，規(guī)范明確與農(nóng)戶的利益聯(lián)結(jié)機制。提升帶動農(nóng)戶向產(chǎn)業(yè)深層次融合發(fā)展的能力，將服務(wù)拓展至產(chǎn)業(yè)鏈的各個環(huán)節(jié)，發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，提高產(chǎn)業(yè)鏈運營管理效率。探索建立服務(wù)經(jīng)營主體與小農(nóng)戶之間契約型和股權(quán)型利益聯(lián)結(jié)機制，使農(nóng)民能夠分享產(chǎn)業(yè)高附加值環(huán)節(jié)的收益。

綜上所述，通過因地制宜開展多種農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)、構(gòu)建多元化投入格局、推進(jìn)鄉(xiāng)村綠色循環(huán)生態(tài)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、完善社會化服務(wù)主體的內(nèi)部運行機制等政策措施，可以更好地促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與鄉(xiāng)村發(fā)展的轉(zhuǎn)型升級。