农户关系、金融服务与农业生...年江西省农业生产性服务调查_夏书华.pdf

山西农经/2022 年 4 期DOI：10.16675/14-1065/f.2022.04.002农户关系、金融服务与农业生产性服务研究 夏书华，陈昭玖*摘要：完善农业生产性服务体系，是实现发展现代农业与小农户小农业有机结合的关键点。利用 2019 年江西省农业生产性服务调查数据，从农户关系出发，引入金融服务为中介，将农村金融服务纳入整个逻辑链条，研究农户关系对农业生产性服务的影响。研究表明，农户关系制约农业生产性服务的采用，同样制约农业生产技术效率提高，金融服务促进了农业生产性服务的采用，但对农村精英及社会关系强势群体更有促进作用。关键词：农户关系；金融服务；农业技术；农业生产性服务文章编号：1004-7026（2022）04-0006-05中国图书分类号：F323.6文献标志码：A（江西农业大学经济管理学院，江西南昌330000）基于 2019 年江西省农业生产性服务调查2021 年农业农村部发布关于加快发展农业社会化服务的指导意见，把引领小农户进入现代农业发展轨道作为发展农业社会化服务的主要目标。我国政府始终把农业社会化服务体系建设作为农业现代化的突破口，也是深化农村改革的一项关键举措。1文献综述孔祥智和穆娜娜（2018）1认为，健全农业社会化服务体系是发展现代农业的基本途径，发展农业生产性服务是将普通农户引入现代农业发展轨道的重要途径。胡亦琴和王洪远（2014）2认为，虽然农业生产性服务得到了长足发展，但是仍然存在诸多矛盾和问题，如供需结构性矛盾、制度衔接机制不完善、发展相对滞后等。赵鑫等（2021）3认为，在农业资源禀赋不同的地区，生产性服务的供给对教育覆盖程度高、种植规模小、补贴力度低的行政村作用显著，可有效提高农民收入。从农户禀赋角度来看，闵师等（2019）4从现实情况出发，认为农户禀赋对农业生产性服务的使用有一定的负向激励作用。家庭劳动力分配与人均耕地面积不同的农户对不同农业生产环节的生产性服务需求具有异质性。农业生产性服务体系会随着经济与市场发展及农业生产规模的变化而不断发展，是农业生产者抵御自然风险和市场风险的有效方式。张永丽和郭世慧（2019）5从农户禀赋角度进行了研究，认为在家庭禀赋中，丰富的社会资本与良好的人力资本可以促进劳动力资源非农配置。李坦等（2021）6认为，在农户禀赋中，家庭农业劳动力数量、人均收入水平、与亲友交流频繁程度、文化程度对小农户绿肥环境属性的支付意愿有积极影响。从农户关系与金融服务来看，王成利（2018）7认为，社会资源越丰富的农户，家庭人均收入越高；金融资源越丰富的农户，家庭人均收入越高。陈虹宇和周倬君（2021）8认为，以村干部为代表的乡村政治精英家庭金融市场参与及其金融资产配置行为，其身份对家庭风险金融市场参与及配置水平均产生显著正向影响。从金融服务对农业农户生产扶持观点来看，学界出现了两个方向的研究。从正向角度出发，史歌和郭俊华（2020）9认为，农业政策性金融能够通过释放政策信号和改善农业投资环境吸引商业金融资本流入。杨东等（2021）10认为，农村普惠性金融的发展可以正向提升农户可支配收入，即发展水平越高，农户收入也会越高。韩科飞等（2021）11认为，农户金融素养可以促进农户农业生产投资，同时金融素养可提升农户的经营能力，从而改善其农业经营效率。唐德祥和董琦慧（2021）12认为，通过提高小农户自主还款率、降低农业合作经济组织技术支持成本、对小农户贷款贴息等途径，可以有效实现小农户融资的良性循环。赵健（2020）13认为，普惠金融和农村金融均对减缓农户贫困具有明显的积极效果；普惠金融对减缓农户贫困的作用呈现先弱后强的“U”型规律。从负向角度出发，周国良（2007）14认为，我国农村金融矛盾比较突出，集中表现为资金供求矛盾十分突出，需求供给极不匹配，贷款难以进入基层一线。孙少岩和张景星（2020）15研究认为，农户对民间借贷与“粮食直补资金”抵押贷款的潜在需求相对旺盛，非农打工收入和农户资产额对农户融资方式选择存在负影响，且比较显著。可以看出，农业金融的存在能促进农户增收增效，但农业金融缺位同样制约农户的持续发展。综上，国内大多学者对于农户禀赋与农业生产性服务研究已经取得了丰硕成果，农户禀赋能对采用农作者简介：夏书华（1988）男，汉族，江西德安人，在读硕士，研究方向为农业生产性服务、农业技术推广。通信作者：陈昭玖（1969），男，汉族，江西赣州人，博士，教授，研究方向为农业经济管理、农业规模经营、农业生产性服务。6业生产性服务产生相关影响，但关于金融服务作为农户关系对农业生产性服务应用的中介效应的研究为数不多。本研究提出相关假设：一是各维度的农户禀赋中，农户关系对农业生产性服务有显著的正向应用影响；二是金融服务对农户关系有倾向性选择，是逐利的市场调节金融；三是农业金融服务会促进农户关系差异鸿沟扩大，金融服务的应用促进了农户在农业生产中采用农业生产服务。通过以上 3 个方面的问题假设，并作出相应研究，在一定程度上补充了农业生产性服务相关理论，对农业产业兴旺和农民增收有一定参考价值。2数据来源、变量定义与描述性统计2.1数据来源数据来源于 2019 年江西农业大学对江西省农业生产性服务业的调研。2019 年江西省农业生产性服务业调查覆盖江西省 8 个市，本次调研采取的是重点行政村落走访、重点脱贫村调研及全省不同地区不同种植规模农户抽样相结合的方法，对不同样县、区按照相应比例选定具有代表性的约 10 个自然村，每个村再根据产业重点、人口规模和比例随机抽取相当数量的农户以走访和问卷调查相结合的方式获取数据资料，共完成有效问卷 1 024 份。调研区域为中国水稻主产区之一，水稻种植数量及人员数量较为可观，具有一定的代表性。分析选择农户的数据，剔除数据不健全、不合理的家庭样本，得到 818 份合理、科学、有序的家庭样本。此外，本次调研在与农户实地接洽之前，课题组成员还与样本乡镇村的金融服务体系工作人员进行对接，对样本县金融服务支撑、金融类别等基本情况进行详细了解，并以此为依据对样本村的农户开展有针对性的入户调查。2.2变量选取被解释变量为农户选择生产性服务行为，在水稻生产中使用过农业生产性服务赋值为“1”，没有使用过农业生产性服务的赋值为“0”。核心解释变量为“农户关系”。中介变量为“金融服务”，在水稻生产过程中，农户对金融服务的使用或是金融服务对农户的扶持分别赋值为“0”“1”。其余控制变量是由影响农户选择使用农业生产性服务、影响农户的金融服务行为以及影响农户禀赋的各因素构成，主要包括 3 个方面。一是户主自身的变量。研究表明，农户的受教育程度、年龄程度、健康状况等个体特征会影响农户对农业生产性服务的使用。二是所处社会场域经济变量，即农户所处的县域经济水平、乡域经济水平及村域经济水平。经济水平的高低对金融服务提供的种类、对农户的扶持会产生积极影响，对农户采用农业生产性服务存在一定的相关关系。三是农户的社会资本。个体社会资本与其社会资本结构、规模以及数量密切相关，无论测量的角度是从村级社会资本层面还是农户社会资本层面出发，关系性都是社会资本一个基本的特征和重要测量元素。为了使实证结果更有科学性和说服力，本研究对部分变量进行了处理，具体的变量选择和定义如表 1所示。类别变量名称定义被解释变量是否采用农业生产性服务是=1；否=0核心解释变量农户关系很不好=1；不好=2；一般=3；好=4；很好=5中介变量是否采用金融服务是=1；否=0户主特征社会资本区域经济特征年龄性别教育程度健康程度是否是干部是否是党员亲朋从事水稻生意亲朋担任干部该县（区）在本省内的水平该乡（镇）在本县内的水平该村在本乡（镇）内的水平样本采集，如实填写（18）男=1；女=0小学及以下=1；初中=2；高中及中专=3；大学及以上=4生病或残疾=1；一般=2；健康=3是=1；否=0是=1；否=0有=1；没有=0有=1；没有=0很低=1；相对低=2；中游=3；比较高=4；很高=5很低=1；相对低=2；中游=3；比较高=4；很高=5很低=1；相对低=2；中游=3；比较高=4；很高=5表 1变量名称及定义/理论探索/7山西农经/2022 年 4 期2.3模型构建农户通过金融服务的支持、农业生产分工和农业生产性服务的采用等途径，推动农户对金融资本、土地和农户劳动力等关于农业生产要素进行调节、调配，从而影响农业生产性服务的采用。依据研究目的，为探究农户关系的差异对农业生产性服务采用的影响，构建了中介效应模型。Yi=a0+aibacki+a2Xi+1（1）medi=b0+b1backi+b2Xi+3（2）Yi=c0+c1backi+c2medi+c3Xi+3（3）式中：Yi为第i个农户的农业生产性服务，backi代表第i个农户关系程度，中介变量medi是第i个农户的金融服务、贷款服务、保险服务等农业生产金融要素配置行为，Xi是影响第i个农户关系、金融服务行为与农业生产性服务的控制变量。根据温忠麟等的研究，中介效应检验采取依次检验法。另外，为了验证b1c2的显著性，采用自助法（Bootstrap）进行稳健性检验，判断其是否存在中介效应。描述性统计分析见表 2。3实证分析3.1农户禀赋与农业生产性服务的影响表 3 为二元 Logistic 模型的回归结果，为了表明农户邻里关系对农业生产性服务的影响，对模型进行了单因素和多因素回归。回归（2）的结果显示，农户邻里关系对农业生产性服务的采用有显著影响，农户的健康水平可能随着年龄增长而降低，受到身体机能限制而出现劳动服务溢出，减少人力资本投入，增加农业生产性服务的采用，保证水稻种植质量。对回归结果分析发现，在核心变量（村民关系）、控制变量（党员身份、亲朋为干部）的外部环境影响下，可显著提升农业生产性服务的应用，可以说明，采用更为先进的农业生产方式和信息流动、信息更新及理念更新有正相关关系，在和睦的外部环境关系及自身信息资源获取相对具有优势时，村民之间的信息流会传递迅速及传播范围广，可以提升农业生产性服务的应用。从区域面积观测得出，县域经济水平与省内经济水平呈显著负相关关系，可能是因为县域经济比较发达，从事第二、第三产业的农户较多，工资性收入占比高，导致土地撂荒或是土地流转比例高，从事水稻生产的生产方式较少才会导致这一现象。从乡域经济水平来看，与乡域的经济水平呈现正向关系，乡域经济水平高可带动农户采用更为科学的生产方式和先进的生产服务，生产力不外流，本地兼业化高。3.2稳健性检验采用农业生产性服务作为被解释变量的代理指标。研究发现，农户关系能够显著影响农业生产性服务的采用。为考察前文回归结果是否具有稳健性，将多维农业生产性服务中的农机社会化服务采纳作为替代因变量进行稳健性检验，不采纳=0、采纳=1 作为代理变量进行稳健性检验。由于被解释变量变为二分类变量，因此采用 Logit 模型进行回归分析，结果如表 4 所示。结果表明，农户关系对农机生产性服务同样具有显著影响，同时其他控制变量的估计结果与前文基本一致。可见，以生产过程服务采纳作为替代变量后上述研究结论仍然成立。因而，研究结论具有稳GenreDesignationNMeanP50SdMinMaxRange被解释变量是否采用生产性服务8180.25400.436011中介变量是否采用金融服务8180.21300.409011核心解释变量村民关系8183.72740.722154控制变量性别年龄教育程度健康程度是否是党员是否为干部亲朋从事水稻生意亲朋担任干部县域经济水平乡（镇）域经济水平村域经济水平8188188188188188188188188178188180.97456.0301.9142.4690.1090.0860.2740.2422.9332.9182.9491562200003330.1589.7080.6600.5460.3120.280.4460.4290.5140.4070.383027110000111192431111555165321111444表 2为描述性统计分析8表 3农户关系与农业生产性服务的影响变量回归（1）回归（2）农户关系0.884*（0.119）0.535*（0.139）性别-0.207（0.577）年龄0.007（0.010）教育程度0.167（0.139）健康程度1.126*（0.201）是否是党员0.497（0.327）是否为干部0.231（0.366）亲朋从事水稻生意-0.146（0.207）亲朋担任干部0.413*（0.212）县域经济水平-0.700*（0.181）乡（镇）域经济水平0.955*（0.258）村域经济水平0.202（0.233）_cons-4.464*（0.476）-8.069*（1.516）N818.000818.000R20.02670.156 1注：*、*、*分别表示 10、5和 1的水平上显著，括号内为标准误健性。3.3中介效应检验根据前文的理论假设，以农业生产性服务采用为被解释变量，以农户关系为解释变量，金融服务为中介变量，采用 Stata 16.0 统计软件建立分步回归模型。结果显示，各项指标均在可接受范围内，其中 SobelZ=1.995，P=0.045 9，ZP，模型拒绝原假设，中介效应显著。在模型拟合良好的基础上，运用 Bootstrap 程序检验中介效应的显著性，设定重复抽样的次数为 500 次，计算 95的置信区间。检验结果见表 5，中介路径的95置信区间不包括 0，说明劳动力流动的中介效应显著，表 5 为 Bootstrap 检验结果。4结论与建议通过多维统计分析农户禀赋和研究金融服务对农户禀赋中农户关系的影响，得出如下研究结论。1）农户关系制约着农业生产性服务的采用，同样制约农业生产技术效率的提高，农户关系弱质性会制约农户在农业生产中的发展。2）金融服务是市场资本下沉农村的具体体现，但表 4农户关系与农机生产性服务的影响变量回归（3）回归（4）农户关系-0.254 0*（0.101 0）-0.285 0*（0.117 0）性别1.302 0*-0.571 0年龄0.007 0-0.008 0教育程度-0.228 0*-0.126 0健康程度0.106 0-0.157 0是否是党员0.305 0-0.313 0是否为干部-0.095 0-0.364 0亲朋从事水稻生意-0.134 0-0.182 0亲朋担任干部-0.231 0-0.194 0县域经济水平0.244 0-0.157 0乡（镇）域经济水平0.049 0-0.196 0村域经济水平-0.396 0*-0.208 0_cons0.504 0（0.379 0）-0.488 0（1.268 0）N818.000 0818.000 0R20.005 90.025 6注：*、*、*分别表示 10、5和 1的水平上显著，括号内为标准误/理论探索/9山西农经/2022 年 4 期是对弱质性农户关系起抑制作用，金融服务大概率是资本市场选择农户，公共属性弱，逐利目的性强，带动社会关系弱质性农户的作用有限。3）从金融服务作为中介来看，金融服务确实促进了农业生产性服务的采用，但对农村精英及社会关系强势群体更有促进作用。基于上述研究结论，建议加大对刚完成脱贫地区的转移支付力度，持续改善其医疗卫生、文化教育、基础设施等公共服务水平，实现城乡公共服务均等化和城乡社会保障政策一体化，提高农村村民市民化水平。扩大农业生产性服务的应用面，提供多元的农业生产性服务，区别对待农户禀赋差异性，资源下沉，考虑创造条件将农机购置补贴政策转型为农机服务补贴，并将农机服务补贴政策向薄弱环节倾斜。参考文献：1 孔祥智，穆娜娜.实现小农户与现代农业发展的有机衔接 J.农村经济，2018（2）：1-7.2 胡亦琴，王洪远.现代服务业与农业耦合发展路径选择以浙江省为例 J.农业技术经济，2014（4）：25-33.3 赵鑫，张正河，任金政.农业生产性服务对农户收入有影响吗基于 800 个行政村的倾向得分匹配模型实证分析 J.农业技术经济，2021（1）：32-45.4 闵师，丁雅文，王晓兵，等.小农生产中的农业社会化服务需求：来自百乡万户调查数据 J.农林经济管理报，2019，18（6）：795-802.5 张永丽，郭世慧.农户家庭禀赋、结构制约与劳动力资源配置 J.华南农业大学学报（社会科学版），2019，18（3）：67-78.6 李坦，王欣，宋燕平.资本禀赋、环境变化感知与农户种植绿肥的环境属性支付意愿基于小农户小麦豆科绿肥间作的选择实验例证 J.华中农业大学学报（社会科学版），2021（2）：60-70，177-178.7 王成利.社会资源和金融资源对农户收入的影响分析 J.经济问题，2018（8）：84-89，110.8 陈虹宇，周倬君.乡村政治精英家庭金融资产配置行为研究 J.农业技术经济，2021（3）：105-120.9 史歌，郭俊华.农村金融对农业经济增长贡献率的测算 J.统计与决策，2020，36（21）：155-158.10 杨东，郑家喜，宋嘉豪.农村普惠金融发展对农户收入的影响研究 J.农村经济，2021（1）：104-110.11 韩科飞，蔡栋梁，陈韶晖.“推动力”还是“摩擦力”？金融素养对农户农业生产投资的影响 J.商业研究，2021（3）：73-82.12 唐德祥，董琦慧.小农户和现代农业发展有机衔接的融资机制研究 J.重庆社会科学，2021（1）：5-22.13 赵健.普惠金融、农村金融发展与农户贫困减缓：基于中部六省的经验分析 J.统计与决策，2020，36（21）：11-15.14 周国良.农村金融供给短缺的成因分析及危害透视 J.开发研究，2007（2）：61-64.15 孙少岩，张景星.普惠金融视角下农户融资方式选择特征研究基于“粮食直补资金”担保贷款的分析 J.当代经济研究，2020（10）：106-112.（编辑：季鑫）commandsgmediation是否采用农业社会性服务mv（是否采用金融服务）iv（村民关系）cv（是否是党员）是否为干部亲朋从事水稻生意bs 1bs 2ObservedCoef.bs 10.001 77bs 20.078 30（P）（BC）亲朋担任干部r（ind eff）r（dir eff）BootstrapBias0.006 920.013 900.133 000.180 00percentilebias-correctedStd.Err.-0.000 045 8（BC）-0.000 322 0（BC）confidenceconfidence95Conf.0.003 140.024 90intervalintervalInterval0.001 610.081 500.013 50.182 0（P）（P）Bootstrap results Number of obs=818Replications=500表 5Bootstrap 中介效应检验结果10