朱銀悅

(貴州大學 經(jīng)濟學院，貴州 貴陽 550025)

一、引言

提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率是促進農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和保障國家糧食安全的關鍵[1]。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營體系面臨著農(nóng)業(yè)勞動力人力資本弱化[2]、農(nóng)地拋荒[3]、農(nóng)業(yè)科技普及程度不高[4]等困境，嚴重抑制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務在一定程度上緩解了上述因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的抑制作用。近年來，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務已經(jīng)成為我國促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系升級、實現(xiàn)農(nóng)業(yè)轉型和提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的重要推動力量[5]。十九大報告指出，“構建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系、生產(chǎn)體系、經(jīng)營體系，完善農(nóng)業(yè)支持保護制度，發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，健全農(nóng)業(yè)社會化服務體系”；2022年中央一號文件進一步強調(diào)，“加快發(fā)展農(nóng)業(yè)社會化服務，支持農(nóng)業(yè)服務公司、農(nóng)民合作社、農(nóng)村集體經(jīng)濟組織、基層供銷合作社等各類主體大力發(fā)展單環(huán)節(jié)、多環(huán)節(jié)、全程生產(chǎn)托管服務”。截止到2020年，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務組織超過49.6萬個(1)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部合作經(jīng)濟指導司編《中國農(nóng)村合作經(jīng)濟統(tǒng)計年報(2020年)》。，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生了巨大影響。因此，在新時代發(fā)展背景下，研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響及其作用機制，對保障我國糧食和重要農(nóng)產(chǎn)品供給，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化、農(nóng)業(yè)強國具有重要現(xiàn)實意義。

目前，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展總體上已經(jīng)完成了解決食品供給問題和解決農(nóng)民收入問題階段，正處于解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式問題的新階段[6]，在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制下，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務規(guī)?；七M農(nóng)業(yè)工業(yè)化與現(xiàn)代化，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，是中國農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實選擇[7]。基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務視角研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，近年來成為學術界關注的重點。現(xiàn)有文獻用土地生產(chǎn)率[8-9]、勞動生產(chǎn)率[10-11]、技術效率[12-13]等單個指標來衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，從生產(chǎn)環(huán)節(jié)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務類型、作物種類、糧食產(chǎn)銷區(qū)等視角研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。學界基本上認同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率這一結論，但也有研究認為不同的生產(chǎn)性服務環(huán)節(jié)對水稻生產(chǎn)效率產(chǎn)生的影響存在明顯差異[14]。整地、移栽、收割等勞動密集型環(huán)節(jié)外包對水稻生產(chǎn)率并沒有產(chǎn)生顯著影響，育秧、病蟲害防治等技術密集型環(huán)節(jié)外包則對水稻生產(chǎn)率具有顯著的正向影響[15]。此外還有研究認為，不同的農(nóng)業(yè)科技服務獲取途徑對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術效率的影響存在差異，通過農(nóng)技站獲取農(nóng)業(yè)科技服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術效率有正向影響，而通過科研院所獲取的農(nóng)業(yè)科技服務對農(nóng)業(yè)技術效率有負向影響[4]。

綜上，圍繞農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的研究已取得一定的進展，為提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提供了重要參考，但還存在進一步的研究空間。第一，少有文獻考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率存在的內(nèi)生性問題。第二，現(xiàn)有研究簡單局限于探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務引入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率提升的簡單關聯(lián)，較少關注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務引入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體系的改造效應。第三，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率是一個多維度概念[9]，現(xiàn)有研究僅從某一或某兩個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率維度來探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，不能全面的衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的作用。鑒于此，本文在借鑒相關成果的基礎上，以土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、成本利潤率、全要素生產(chǎn)率表征農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，深入探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響機制，并使用CHFS2015數(shù)據(jù)，運用固定效應模型、工具變量法等進行實證研究，以期為推動中國特色農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供經(jīng)驗依據(jù)。

二、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響機制分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務破解了原有規(guī)模經(jīng)營的農(nóng)機等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的假不可分性難題，打破了因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性與農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉移帶來的基本經(jīng)營單元季節(jié)性雇工困境，通過技術引入效應、勞動力替代效應、資金緩解效應、成本增加效應等影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

首先，農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務可以直接將先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識、經(jīng)驗以及良種良技等引入生產(chǎn)中[15]，一方面，可以優(yōu)化農(nóng)戶的土地、勞動、資本等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素配置，減少農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，因按照之前的生產(chǎn)經(jīng)驗過量投入農(nóng)藥、化肥等生產(chǎn)要素而造成的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率損失，進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[16-19]。另一方面，可以提高農(nóng)業(yè)技術效率和耕地質(zhì)量，進而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響，如機械播種比人工播種更均勻，更有益于作物生長[20]，大馬拖拉機實現(xiàn)的“深松翻”和“少免耕”技術可以提高土壤蓄水和保墑能力，增加有機質(zhì)含量，提高土地單產(chǎn)水平[21]。

其次，農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務可以緩解我國因農(nóng)業(yè)勞動力老齡化和婦女化、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)兼業(yè)化而產(chǎn)生的農(nóng)業(yè)勞動力短缺問題[22]。農(nóng)戶兼業(yè)化、農(nóng)業(yè)勞動力老齡化和婦女化，受制于勞動力投入約束效應、體能老化效應，很難對農(nóng)作物實行細致化的管理，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作業(yè)質(zhì)量較差[23-24]。而雇工服務、農(nóng)機服務能夠有效的緩解勞動生產(chǎn)力短缺對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率生產(chǎn)的負面影響。

再次，農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務可以緩解由農(nóng)機資產(chǎn)專用性產(chǎn)生的資金約束問題。農(nóng)機作為專用性資產(chǎn)投資，因適用農(nóng)業(yè)對象以及生產(chǎn)作業(yè)環(huán)節(jié)的局限性，往往造成使用頻率低下，進而產(chǎn)生投資鎖定與沉淀成本[25]。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務質(zhì)量較穩(wěn)定，價格相對低廉，在節(jié)約成本、規(guī)避投資風險上具有比較優(yōu)勢，在提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的同時可以節(jié)省人力與相應投入，投入產(chǎn)出關系得到了優(yōu)化，進而對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生正向影響[26]。

最后，農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務會增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本與交易成本。一方面農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務相比于不購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務會增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，如與用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力來自于雇工服務相比，農(nóng)戶自家勞動力投入更加節(jié)約成本。另一方面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的本質(zhì)是委托代理關系，難以克服由于信息不對稱而產(chǎn)生的機會主義行為以及農(nóng)戶和服務主體之間的雙邊道德風險，從而可能產(chǎn)生交易成本，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[16]。

綜上，提出本文假設：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率具有顯著影響，但影響方向不定。基于上述理論分析，本文的研究思路如圖1所示。

三、數(shù)據(jù)來源、變量設置與模型設定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)庫。目前該數(shù)據(jù)庫覆蓋全國29個省市自治區(qū)(除西藏、新疆及港澳臺)、40011戶家庭和127012名個體，在相當程度上能夠代表全國范圍內(nèi)的情況。該調(diào)查采用分階段按規(guī)模大小成比例概率抽樣法，收集了家庭人口統(tǒng)計學特征、就業(yè)情況、詳盡的資產(chǎn)與負責等數(shù)據(jù)[27]，僅在2015年收集了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的詳細信息[28]。因此，本文利用2015年的CHFS數(shù)據(jù)開展研究，經(jīng)處理后，本文最終保留了29個省級單位，4829戶農(nóng)戶家庭有效信息。

(二)變量設置

1.被解釋變量。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。本文使用土地產(chǎn)出率、勞動生產(chǎn)率、成本利潤率、全要素生產(chǎn)率全方位地衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。土地生產(chǎn)率表征土地生產(chǎn)能力，參考已有研究，本文使用單位土地農(nóng)作物產(chǎn)值表示土地產(chǎn)出率[29]，計算公式為農(nóng)業(yè)總收入/土地播種面積；勞動生產(chǎn)率表征勞動效率，用單位農(nóng)業(yè)勞動力產(chǎn)值表示勞動生產(chǎn)率[30-31]，計算公式為農(nóng)業(yè)總收入/務農(nóng)勞動力人數(shù)；成本利潤率表征農(nóng)戶盈利能力，用利潤與成本的比值表示[32]，計算公式為(農(nóng)業(yè)總收入-農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本)/農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本(包括化肥、農(nóng)藥、地膜、雇工、水電費、雇傭農(nóng)機等成本)。全要素生產(chǎn)率是指既定的要素投入組合能夠生產(chǎn)出來的實際產(chǎn)出與期望產(chǎn)出的比值，本文采用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)計算全要素生產(chǎn)率。

2.核心解釋變量。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務。本文主要聚焦農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中農(nóng)資服務、農(nóng)機服務、雇工服務，借鑒已有研究[33]，用農(nóng)資服務、農(nóng)機服務、雇工服務三者投入之和衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務。

3.工具變量。本村莊其他農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率可能在一定程度上影響農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率可能會對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入產(chǎn)生影響，存在反向因果關系所造成的內(nèi)生性問題。為了解決上述問題，本文借鑒欒健等[5]、Scott Rozelle等[34]研究思路，選擇“村莊其他農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入均值”作為工具變量進行兩階段估計?！班徖镄睆V泛存在于農(nóng)戶生產(chǎn)行為中，農(nóng)戶所在村莊內(nèi)除本農(nóng)戶外其他農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入情況會對該農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入產(chǎn)生影響，符合工具變量的相關性，同時村莊其他農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入的均值屬于村莊層面，與農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率屬于不同層次，很難直接影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，符合工具變量原則。

4.控制變量。為保證估計的可靠性，本文選取了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者決策特征及家庭經(jīng)營層面特征以及地區(qū)層面作為控制變量。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者決策特征包括戶主性別、戶主年齡、戶主文化程度變量。家庭經(jīng)營層面特征包括家庭農(nóng)機及牲畜總價值、家庭勞動力投入、兼業(yè)化程度變量。地區(qū)層面選取省份虛擬變量，因為不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的差異較大，故選取該變量控制地區(qū)因素對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。變量的定義及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

(三)模型設定

1.柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。本文借鑒張建等[35]研究，構建農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)計算全要素生產(chǎn)率，具體公式如下：

ln(Ti)=α+βAln(Ai)+βLln(Li)+βKln(Ki)+μi

(1)

(2)

2.基準回歸模型。本文借鑒李谷成[9]、錢龍等[8]的實證分析模型，設置如下基準回歸模型：

Efficiencyj=cj+αjServicei+βjControli+γjPi+εj

(3)

其中，Efficiencyij為因變量分別表示土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、全要素生產(chǎn)率、技術生產(chǎn)率、成本利潤率；Servicei表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務；Controli表示一系列影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的控制變量(詳見表1)；Pi表示省域特征。cj為常數(shù)項，cj為隨機擾動項，αj、γj和βj為待估參數(shù)。

四、實證檢驗結果與分析

(一)基準回歸

利用stata17.0對公式(3)進行回歸分析，分別測度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、成本利潤率、全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響程度。結果顯示(見表2、表3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對各農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率都有具有顯著的影響。

表2 土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率及成本利潤率的基準回歸結果

表3 全要素生產(chǎn)率的估計及其基準回歸結果

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對土地生產(chǎn)率具有顯著的促進作用，在其他條件不變時當農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務每增加1個百分點時，其土地生產(chǎn)率會相應的增加0.0776個百分點，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的引入可以提高土地的單產(chǎn)水平，這與國家提倡的加速發(fā)展農(nóng)業(yè)社會化服務的導向正相吻合。具體來看，在三項服務中，雇工服務、農(nóng)資服務十分穩(wěn)健的正向影響土地生產(chǎn)率。在其他條件不變時，雇工服務每提高1個百分點，土地產(chǎn)出率增加0.0336個百分點；農(nóng)資服務，在其他條件不變時，每增加1個百分點，土地產(chǎn)出率增加0.103個百分點?？梢?，在農(nóng)村人口老齡化的背景下，農(nóng)戶主要通過雇傭勞動力，增加化肥、農(nóng)藥等投入來提高土地單產(chǎn)。而農(nóng)機服務對土地生產(chǎn)率有負影響但不顯著，這可能與我國農(nóng)機服務發(fā)展緩慢，且我國農(nóng)地細碎化嚴重，農(nóng)機無法高效利用有關。

就勞動生產(chǎn)率而言，不管是雇工服務、農(nóng)機服務還是農(nóng)資服務都對勞動生產(chǎn)率具有促進作用，且影響效果十分穩(wěn)健。在其他條件不變的情況下，雇工服務每增加1個百分點，勞動生產(chǎn)效率增加0.0321個百分點；農(nóng)機服務每增加1個百分點，勞動生產(chǎn)效率增加0.0227個百分點；農(nóng)資服務每增加1個百分點，勞動生產(chǎn)效率增加0.208個百分點；總體而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務每增加1個百分點，勞動生產(chǎn)率增加0.154個百分點。綜上所述，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率具有顯著促進作用，這表明農(nóng)戶通過雇傭勞動力、雇工農(nóng)機、購買農(nóng)資一方面緩解了勞動力投入約束效應、體能老化效應，另一方面將先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識、技術以及經(jīng)驗等引入生產(chǎn)中，極大的提高了勞動生產(chǎn)率。

成本利潤率表征農(nóng)戶盈利能力。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對成本利潤率具有顯著的負向影響，且不管是雇工服務、農(nóng)機服務還是農(nóng)資服務都抑制了成本利潤率的提高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務在一定程度上以資本形式參與到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，雖然從計算成本利潤率的公式可以推出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務會降低成本利潤率，從實證結果可以看出在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務每增加1個百分點，成本利潤率降低0.553個百分點。表明資本是影響成本利潤率的重要因素，對農(nóng)戶的盈利能力產(chǎn)生較大的影響。

表3(1)是(1)式的估計結果以生產(chǎn)成本表征的資本要素的產(chǎn)出彈性最大，其次是以播種面積表征的土地要素的產(chǎn)出彈性，勞動投入要素的產(chǎn)出彈性最小，表明近年來土地要素和資本要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中依舊較為稀缺，在農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中占據(jù)了最重要的地位。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的正向作用，在其他條件不變時，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務每增加1個百分點時，其全要素生產(chǎn)率相應的增加0.331個百分點。具體來看，農(nóng)機服務對全要素生產(chǎn)率具有顯著的負向作用，農(nóng)資服務對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向作用，而雇工服務對全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。在其他條件不變時，農(nóng)機服務每提高1個百分點，全要素生產(chǎn)率降低0.0205個百分點；農(nóng)資服務，在其他條件不變時，每增加1個百分點，全要素生產(chǎn)率增加0.0951個百分點?？梢姡挤N等農(nóng)資的投入對我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有重要作用，這也側面反應了“打好種業(yè)翻身仗”的重要性。

不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對不同的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生不一樣的影響。但總體來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務除了對成本利潤率具有負向影響外，對土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、全要素生產(chǎn)率都具有極大的促進作用。雖然購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務會面臨由于信息不對稱而產(chǎn)生的機會主義行為，導致交易成本的增加，進而增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，造成部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的損失，但農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務在緩解勞動力投入約束效應、體能老化效應的同時，也可以直接將先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識、技術以及經(jīng)驗等引入生產(chǎn)中，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生正向影響。總體而言，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的正向作用大于負向作用。

(二)工具變量法

本文借鑒欒健等[5]、Scott Rozelle 等[34]研究思路，選擇“村莊其他農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務投入均值”作為工具變量進行兩階段估計。為確保工具變量的有效性，本文進行IV估計識別不足檢驗和弱工具變量檢驗。檢驗結果顯示，土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率及全要素生產(chǎn)率的LM值為235.929，Cragg-Donald Wald F值為248.195；成本利潤率的LM值為 455.589，Cragg-Donald Wald F值為 506.145，均在1%顯著水平拒絕原假設，表明不存在弱工具變量問題。本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行工具變量法回歸。結果顯示(見表4)，在處理內(nèi)生性之后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、成本利潤率、全要素生產(chǎn)率依舊具有顯著的影響且作用方向不變，表明上述估計結果穩(wěn)健。

表4 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的工具變量檢驗

(三)穩(wěn)健性檢驗

為進一步保證實證結果的可靠性，本文采用替換核心解釋變量的方式，將“購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務費用”替換為“購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務種類”進行進一步穩(wěn)健性檢驗，結果如表5所示。在雇工、農(nóng)機和農(nóng)資服務三項服務中，農(nóng)戶三項服務全部購買賦值為3，購買其中兩項賦值為2，購買其中一項賦值為1，都沒購買賦值為0。結果顯示，購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務種類與農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、全要素生產(chǎn)率呈正相關關系，與農(nóng)業(yè)成本利潤率成負向關系，表明農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務的種類越多對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、全要素生產(chǎn)率的提高越顯著，對成本利潤率的提高越抑制?？傮w而言，替換核心解釋變量后的穩(wěn)健性結果與前文基本一致，再次證明該文結果具有穩(wěn)健性。

表5 替換核心解釋變量回歸分析結果

(四)異質(zhì)性分析

進一步分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率影響的地區(qū)差異，回歸結果如表6所示。結果表明：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對不同地區(qū)的不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響不一樣。西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率的影響顯著高于東、中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率的影響，而東、中部之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率的影響差異不大?？赡苁且驗槲鞑康貐^(qū)的土地生產(chǎn)率基數(shù)較小、發(fā)展?jié)摿Ρ容^大，新的生產(chǎn)要素引入能夠大幅度的提升農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率。而東、中部的土地生產(chǎn)率本身較高，而且農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務水平也比較好，因而相對于西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率的提升作用，東、中部的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率的提升作用小。

表6 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響：地區(qū)的異質(zhì)性

就成本利潤率而言，東、中、西部的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對成本利潤率的影響差異不大都在-0.550%左右，表明不管是東、中部還是西部地區(qū)資本要素都是制約農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要因素。特別的是，雖然西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率的提升作用顯著高于東、中部地區(qū)，但東、中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對全要素生產(chǎn)率的促進作用顯著高于西部地區(qū)。這可能也與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務發(fā)展的水平相關，農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率反應的是所有既定的要素投入組合能夠生產(chǎn)出來的實際產(chǎn)出與期望產(chǎn)出的比值，相比于單要素農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，高服務水平的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對優(yōu)化各要素組合作用更明顯，因而對全要素生產(chǎn)率的促進作用更明顯。

綜合來看，不管是在東中地區(qū)還是西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提升作用都大于農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率。這表明，相較于提高土地單產(chǎn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對提高勞動生產(chǎn)率和優(yōu)化要素配置的作用更明顯。

五、結論與政策啟示

(一)主要結論

在理論分析的基礎上，本文基于CHFS2015年全國樣本數(shù)據(jù)，運用固定效應模型、工具變量法深入地研究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，并對不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響進行了異質(zhì)性分析。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率具有顯著的促進作用，在其他條件不變的情況下，每增加1個百分點的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務，農(nóng)業(yè)土地生產(chǎn)率提高0.0776個百分點、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高0.154個百分點、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高0.331個百分點。

第二，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)成本利潤率具有顯著的抑制作用，在其他條件不變的情況下，每增加1個百分點的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務，農(nóng)業(yè)成本利潤率降低0.553個百分點。

第三，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對不同地區(qū)的不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響不一樣。西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響顯著高于東、中部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響，而東、中部之間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響差異不大。

(二)政策啟示

針對上述主要結論，有如下政策建議：(1)積極培育農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場，加強農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場的監(jiān)督與管理，健全農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務體系，實現(xiàn)各類農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務市場的有效對接，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務主體間的交易成本，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用。(2)完善農(nóng)業(yè)補貼制度，一方面優(yōu)化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的農(nóng)業(yè)補貼制度，引導農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中合理引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務，突破原有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式；另一方面優(yōu)化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務主體的農(nóng)業(yè)補貼制度，降低農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務成本，提高農(nóng)戶成本利潤率。(3)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展應適度向西部地區(qū)傾斜，雖然西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用高于東、中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用，但其發(fā)展水平較低，政府應在政策與資金上支持西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，提高西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務水平。