農業生產性服務、農業技術進步與農民增收
——基于中介效應與面板門檻模型的分析

張恒，郭翔宇

（東北農業大學經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150036）

在完全依靠土地流轉來實現規模經營陷入發展困境的背景下，農業生產性服務業的發展為農業現代化提供了新的思路[1]。發展農業生產性服務業的主要目標是為小農戶提供服務，其出發點與落腳點都是助農節本增收。農業技術進步在農民增收中也發揮著重要作用，提高農業研發技術的有效性與農業技術成果的轉化率是農業技術進步的關鍵，而農業生產性服務可以將先進的技術與知識通過服務的形式帶入到生產中，完成農業技術的推廣與應用。農業生產性服務還可以通過優化農戶家庭的資源配置影響農戶收益[2]，當農業生產性服務業的發展與農業生產要素不匹配時，就會抑制農業生產性服務發揮作用。因此，探究農業技術進步在農業生產性服務與農民增收之間的作用機制、農業生產性服務增收效應的約束條件，以及不同糧食產銷區在以上方面存在的差異，對提高全國及重點區域農業生產性服務業發展水平、促進農業技術進步和農民增收具有重要的現實意義。

關于農業生產性服務與農民收入關系的文獻較為豐富，雖然研究的具體內容與所得結論各有不同，但大多數研究對農業生產性服務可以促進農民收入提高持肯定態度。大部分文獻主要是對服務環節、服務內容、對象群組、服務主體和收入類型等進行劃分，比較關于服務的不同方面對農民收入的影響差異。在不同的服務內容與環節研究方面，學者對服務內容與環節的分類方式大致相同，并且認為大部分的服務內容與環節對農民增收的影響都是正向顯著的，但影響程度上稍有差異[3-5]。有學者將農戶分為不同群組，比較農業生產性服務對不同群組農民收入的影響，邱海蘭和唐超[6]按收入均值將農戶分為高收入組和低收入組，得出施肥服務對高收入農戶的增收效應更加明顯，而整地和收割服務對低收入組增收效果顯著的結論。楊志海[7]以家庭人力資本與物質資本水平的均值為分界線劃分樣本，認為家庭人力資本與物質資本水平較高的農戶參與服務外包的收入增加效應較高。也有學者從以特定組織為載體的服務出發，研究和比較服務組織的增收績效，朋文歡和黃祖輝[8]研究合作社促農增收的效果，將合作社的服務功能納入到實證框架中，認為農民收入是否提高不僅取決于加入合作社與否，更受到合作社是否發揮其服務功能的影響。韓春虹和張德元[9]比較了產業、市場和合作三種服務組織模式對農戶增產和增收的影響差異，認為產業服務組織模式在增產上具有優勢，市場服務組織模式在增收上有優勢，合作服務組織模式在這兩個方面均沒有顯著優勢。關于農業生產性服務對農民收入影響的研究主要集中在影響方向與影響程度，少量文獻對農業生產性服務對農民增收的作用機制與約束條件進行了研究。

關于農業生產性服務對農民收入影響機制的研究，穆娜娜等[10]通過農民合作社和農業龍頭企業兩類新型經營主體提供社會化服務的案例，分析了農業生產性服務對農民各類收入增長的影響路徑。楊志海[7]構建中介效應模型，驗證了資源配置與專業分工在服務外包增收效應中的中介作用。而由分工產生的農業生產性服務增強了農業的“迂回生產”，是將人力資本、知識和技術導入農業生產領域中的橋梁與傳送器[11]，卻較少有文獻研究農業生產性服務業的發展、農業技術進步和農民收入三者之間的作用邏輯。

關于農業技術進步與農民收入關系的研究由來已久，農業技術進步是否可以提高農民收入一直存在爭論。有學者從“農業踏車效應”理論、生產函數理論和消費理論等方面分析了農業技術進步的增收效果，認為農業技術進步對農民收入尤其是對農業收入有負面的影響[12-13]；也有學者認為農業技術進步不論是對農業收入還是對非農收入都有促進作用，支持了要依靠農業科技進步促進農民增收的政策假設[14-15]。而關于農業生產性服務業的發展與農業技術進步關系的研究目前還較少，郝愛民[16]曾探究兩者的關系，通過實證分析得出農業生產性服務可顯著提升農業技術進步的農業增長貢獻并且直接作用大于間接作用的結論。已有文獻偏向于農業生產性服務業發展、農業技術進步和農民增收三者之間兩兩關系的研究，未對農業技術進步在農業生產性服務業發展對農民增收影響中的作用進行實證研究，并且大多數研究均將農業生產性服務對農民收入的影響看作是固定的，較少有文獻研究影響農業生產性服務增收效應的因素，而目前關于農業生產性服務增收效應約束條件的研究，也主要是按照約束條件人為地設定標準將樣本進行分類并分別估計影響效應，比較影響程度，這種做法的分組標準確定較為主觀，無法準確表現在不同約束范圍內影響效應的變化，并且各分組回歸系數的差異性在統計上是否顯著也是此方法無法處理的。因此，本文選取31個省（市、區）2009—2018年的面板數據，構建中介效應模型研究農業技術進步在農業生產性服務業發展與農民收入提高關系中的作用機制。建立以土地經營規模為門檻變量的面板門檻模型，驗證農業生產性服務對農民增收是否存在非線性影響，為充分發揮農業生產性服務在促進小農戶與現代農業有機銜接過程中的各類功能與優勢提供理論依據。

1 理論分析與研究假設

農業生產性服務投入將農戶通過市場卷入分工中，使其分享分工經濟，農業生產分工帶來的收益主要是生產成本的節約與產出的增長，以下從農業生產分工的角度對農業生產性服務對農民增收的影響機制進行分析。

1.1 農業生產性服務對農民增收的直接作用

農業生產性服務對農民收入的直接作用主要來自專業化分工帶來的比較優勢效應與規模經濟效 應[17]。首先，農戶所具有的不同偏好、資源要素和能力形成了自身比較優勢的來源，若農戶在生產分工中選擇的是自身具有比較優勢的生產活動，將不具有生產比較優勢、自身生產成本較高的產品（環節）轉移給在此產品（環節）上具有比較優勢、生產成本較低的農戶，此時帶來了成本的節約。其次，不同農業生產環節對應的有效規模不同，在傳統高度一體化的土地規模經營中，所有環節均在內部進行，個別環節的有效規模將制約整個生產規模經濟的發揮，使得其他有效規模較大的環節無法充分實現規模經濟，而通過服務外包實現以生產環節為單位的產品內分工，使得不同生產環節同時實現有效規模進而獲得外部規模經濟，達到節約成本增加收益的目的。

1.2 農業生產性服務通過技術外溢對農民增收的間接作用

分工與專業化互為條件，分工是專業化的前提與基礎，專業化知識的積累又促進了分工的深化，所以由分工產生的農業生產性服務主體，其專業化程度逐漸增強，生產與管理的技術水平也會逐漸提升。農業技術的研發創新與技術成果的應用共同實現了農業技術的進步，其中農業技術成果的應用是農業技術進步中最為關鍵的一環，而農業生產性服務在提高農業技術成果轉化率方面有著重要的作用，農業生產性服務可通過技術推廣與技術應用形成示范效應、學習效應和直接投入效應，進而完成技術的外溢。具體來說，農業生產性服務的選擇除了得到技術指導形成“主動”的學習效應，也可以將技術通過作業外包“被動”引入生產中，由于小農戶對于新技術的接受意愿不強、技術應用能力較弱和后續配套資本投入能力較弱，后者可以更有效地提高小農戶的生產技術水平。新技術投入到農業生產后，會帶來產量的提高、質量的提升、成本的節約和務農收益的提高，技術的進步減少了對勞動力的需求、降低了勞動強度、縮短了農忙時間，進而“擠出”多余勞動力向城鎮轉移，增加工資性收入。綜上所述，本文認為農業生產性服務除了對農民收入有直接提升作用，還可以通過服務的技術外溢實現農業技術進步間接提高農民收入。

1.3 農業生產性服務對農民增收的非線性作用

目前我國農業生產性服務業處于發展的初期，服務的供給與需求均會受到農業生產資源稟賦的影響，各地區資源稟賦的不同會導致服務發揮的效果不同[18]。人多地少是我國農業面臨的主要矛盾之一，土地作為農業生產最重要的要素之一，土地的小規模經營會制約服務的進入與發揮作用。勞動分工會受到市場容量的限制[19]，所以農業生產性服務外包既受到服務市場容量的制約，也會影響市場容量[20]，而市場容量產生于對服務的需求，人均土地經營規模越小，對于服務的需求越小，則分工與專業化程度越低，制約了農業生產性服務業的發展水平，使得服務的投入無法充分發揮助農節本增效的作用。因此，本文認為農業生產性服務的增收效應會受到土地經營規模的制約，即農業生產性服務對農民增收存在以土地經營規模為門檻的非線性影響。

2 研究方法

2.1 模型設定

1）中介效應模型。探究農業技術進步是否是農業生產性服務對農民增收影響的中介變量，需要建立中介效應模型檢驗其中介效應的顯著性。用下列回歸方程描述農業生產性服務通過農業技術進步來影響農民收入的機制：

式中：GINit表示農民總收入，本文進一步區分了經營性收入（AINit）與工資性收入(WINit)，作為因變量分別研究；SERit表示農業生產性服務業發展水平；TECHit表示中介變量農業技術進步水平；CONTRikt表示控制變量，包括人均地區生產總值（GDPit）、第一產業增加值比重（AGRIit）、農業機械化水平（OILit）和農作物受災情況（DISit）；下標i、t和k分別表示不同省份、時間和控制變量，i=1，2，…，31；t=1，2，…，9；k=1，2，…，4；ε代表隨機誤差項。

c為農業生產性服務對農民收入的總效應，a為農業生產性服務對農業技術進步的效應，c'為控制農業技術進步后農業生產性服務對農民收入的直接效應，b為控制農業生產性服務后農業技術進步對農民收入的效應，乘積ab表示農業技術進步在農業生產性服務與農民收入關系中的中介效應。使用逐步回歸法[21]，并結合溫忠麟和葉寶娟[22]提出的中介效應檢驗流程，對以上方程式系數進行估計。若系數c、a、b均顯著，則乘積ab顯著，中介效應存在；若c顯著，a、b其中一個不顯著，則需要進一步用Sobel檢驗或Bootstrap法檢驗乘積ab的顯著性，顯著則中介效應存在；當中介效應存在時，c'顯著則為部分中介，否則為完全中介。如果檢驗結果都顯著（系數c、a、b），依次檢驗結果強于Sobel檢驗與Bootstrap法的結果[23]。

2）面板門檻回歸模型。由理論分析可知，農業生產性服務對農民收入的提高可能會受到土地經營規模的制約，為了驗證農業生產性服務對農民收入影響的非線性特征，采用Hansen[24]提出的面板門檻回歸模型。雖然分組回歸可以根據約束條件劃分樣本，進而比較子樣本回歸系數差異，但此方法分組標準確定較為主觀，所確定的分組標準不一定會引起系數的變動，或者存在更多的分組，在不同的分組中系數會出現更多的變化，并且各分組回歸系數的差異性在統計上是否顯著也是此方法無法處理的。而面板門檻模型的特點在于可以根據給定的門檻變量自動識別跳躍點，避免了主觀設定偏誤。因此，構建單一門檻模型為：

式中：門檻變量LANDit，為人均經營土地規模；γ為待估的門檻值，I(·)為指示函數，當括號內條件滿足時，I(·)=1，否則為0。

對于任意門檻值γ，可采用OLS估計得到系數的估計值，并計算相應的殘差平方和，使得殘差平方和最小的γ值即為門檻值。得到參數估計值之后，要對門檻效應是否存在進行檢驗，并確定門檻值的個數。門檻效應的原假設為H0：γ1=γ2，即不存在門檻效應，構建F統計量：

S0與S(γ)分別為原假設與門檻效應存在時對應的殘差平方和，σ2表示隨機干擾項的方差，運用自舉法獲得其漸進分布與構建P值，進行門檻效應檢驗[25]。當門檻效應存在時，利用似然比統計量（LR）檢驗門檻值的真實性，當LR1(γ)＞-2ln(1-(1-α)1/2)時，拒絕門檻值等于真實值的原假設，α為顯著性水平。當第一個門檻值被確定后，需要繼續檢驗，直到找到所有的門檻值。

2.2 變量選擇

1）核心變量選擇與衡量。被解釋變量為農民各類收入，農民總收入用2010—2012年的農村居民家庭人均純收入與2013—2018年的農村居民人均可支配收入來衡量（2013年國家統計局對農村與城鎮住戶收支統計改變口徑，但相關數據變化不大，可將后者看作為前者的延續），本文進一步區分了經營性收入與工資性收入，作為因變量分別研究。農業生產性服務業發展水平作為核心解釋變量，目前各類統計年鑒中沒有對該指標的直接統計數據，本研究用農林牧漁服務業產值進行衡量，農林牧漁服務是指投入到農林牧漁業生產中的各種支持性的服務活動，其概念和包含內容與農業生產性服務的概念和包含內容較為接近。選擇農業技術進步作為中介變量，目前國內文獻關于農業技術進步的衡量主要分為兩類，一類是用農業機械總動力來代表農業技術進步[26]，一類是選擇農業全要素生產率作為農業技術進步的衡量指標[27]，前者側重于對勞動節約型技術進步的研究，后者傾向于測算整個農業部門的技術進步。本文運用農業全要素生產率變動情況來代表農業技術進步水平，其變動情況通過數據包絡分析法（DEA）中產出導向VRS徑向Malmquist指數測算得出，截面DEA模型是針對某一時間的生產技術而言，測算的是某一時間的技術效率，但是生產是一個長期的連續的過程，在這一過程中的技術是不斷變化的，所以當決策單元的數據是多個時間點的面板數據時，就可以對技術進步的變動情況進行測算。Malmquist指數（簡稱MI）表示t期到t+1期全要素生產率的變化程度，MI＞1表示生產率上升，MI＜1表示生產率下降，MI=1表示生產率不變。選擇農林牧漁總產值作為產出變量，選擇土地、勞動、機械動力、灌溉和化肥作為投入變量，分別采用農作物總播種面積衡量土地投入、第一產業從業人員衡量勞動投入、農機總動力衡量機械投入、有效灌溉面積衡量灌溉投入和實際化肥施用折純量衡量化肥投入。根據理論分析，選擇人均農作物播種面積衡量人均經營土地規模作為影響農業生產性服務增收效應的門檻變量。

2）其他控制變量選擇。借鑒已有相關研究的做法，從經濟環境、生產環境和自然環境三個方面選取可能影響農民收入的因素作為回歸的控制變量，主要有人均地區生產總值、第一產業增加值比重、農業機械化水平和農作物受災情況。

變量定義與描述性統計分析見表1。

表1 變量定義與描述性統計分析Table 1 Definitions and descriptive statistics of variables

2.3 數據來源

DEA-Malmquist指數表示的是第t期到第t+1期的全要素生產率變動情況，所以投入產出變量來自于2009—2018年的數據，計算2010—2018年的農業全要素生產率變動情況，回歸中的其他解釋變量來自于2010—2018年的數據，將受到價格因素影響的變量，轉化為以2009年價格水平計算的可比變量。農林牧漁服務業產值數據來自《中國第三產業統計年鑒》，農民各類收入、第一產業從業人數、農機總動力、化肥施用折純量、有效灌溉面積、農林牧漁總產值、農作物總播種面積、地區生產總值、農用柴油使用量、農作物受災面積、耕地面積和各類價格指數等數據來自于歷年的《中國農村統計年鑒》和《中國統計年鑒》，部分第一產業從業人數數據來自于各省（區、市）歷年統計年鑒。

由于選取的面板數據時間跨度較短且截面數量大于時間點數量，所以不再進行面板單位根檢 驗[28-30]。通過對所有方程式進行固定效應F檢驗、LM檢驗和豪斯曼檢驗，發現選擇固定效應是最優的，宜作為基準回歸。由于農民收入的提高與農業技術進步又可以反過來提高農業生產性服務業的發展水平，存在反向因果的內生性問題，所以在固定效應基準回歸的基礎上，用農業生產性服務業發展水平的滯后期作為工具變量，進行兩階段最小二乘估計（2SLS）[31]。

3 結果與分析

3.1 農業生產性服務和農業技術進步對農民增收的影響

2010—2018年間，Malmquist指數除在2015年和2018年小于1，農業全要素生產率比前一年的低以外，在大部分年份中大于1（圖1），農業全要素生產率比前一年高，所以，整體來說農業技術進步是逐漸提高的，農業生產性服務業產值和農民收入在去除價格影響后也是逐年上升的，三者具有同樣的變動趨勢，為下文作用機制的實證分析奠定了 基礎。

農業生產性服務對農民各類收入都有顯著的促進作用，并且對農民工資性收入的提升作用大于對經營性收入的提升作用（表2）。農業技術進步同樣對農民各類收入有顯著的正向作用，其中對農民經營性收入的影響程度相對較小，并且顯著性也不高，對農民工資性收入正向影響程度較大，顯著性較高，可能是由于當單個農戶采用新技術時，使得資本、勞動力等生產要素投入減少，產量增加，獲得超額利潤，但隨著農業技術的普遍推廣，農產品總供給增加，進而農產品價格整體降低，技術進步給農民帶來的收益被農產品價格下降所抵消，而跟不上“踏車”的部分農民被“擠出”農業，從事非農產業，進而使得隨著農業的技術進步，農民農業經營性收入提升較緩[12]，工資性收入提升較快。

表2 農業生產性服務、農業技術進步對農民各類收入的回歸估計結果Table 2 Regression results of agricultural producer services and agricultural technology progress on farmers’ income

3.2 農業技術進步的中介效應分析

采用逐步法對農業技術進步在農業生產性服務對農民收入提高中的中介效應進行檢驗，并使用混合效應假設下的Bootstrap法，檢驗逐步法估計結果的穩健性。農業生產性服務對農民增收的總效應是正向顯著的，IV-2SLS估計系數為0.014 0，農業生產性服務同樣對農業技術進步有顯著的正向影響，IV-2SLS估計系數為0.007 1（表3）。農業技術進步對農民收入的影響系數正向顯著，并且在控制了農業技術進步的影響后，農業生產性服務對農民收入增長的直接作用仍顯著。回歸中工具變量的檢驗：Kleibergen-Paap rk LM統計量在5%或1%的水平上顯著，即不存在工具變量識別不足的情況；Cragg-Donald Wald F統計量拒絕了工具變量是弱識別的原假設，過度識別檢驗Hansen J統計量沒有拒絕原假設，因此本文選擇的工具變量是合理的。

表3 農業技術進步中介效應依次檢驗的固定效應與IV-2SLS估計結果Table 3 Results of the fixed effect and the IV-2SLS estimations on the sequential test of mediating effects of agricultural technology progress

由于a、b、c和c'四個參數估計值均顯著且同號，這表明農業技術進步的中介效應是存在的，起到部分中介的作用。其中，中介效應占總效應的比重為ab/c=0.0071×0.0884/0.0140=0.045，Bootstrap檢驗結果表明，農業技術進步的中介效應估計值為0.004 8， 占總效應的0.075 9，置信區間為(0.000 1, 0.010 4) （表4），不包含零值，固定效應依次回歸、IV-2SLS依次估計和Bootstrap檢驗均說明技術進步在農業生產性服務和農民收入提升之間的中介效應顯著。由于檢驗的系數都顯著，依次檢驗結果強于Bootstrap法的結果，農業生產性服務對農民增收的作用大約有4.50%是通過農業技術進步的中介作用實現的。

表4 農業技術進步中介效應的Bootstrap檢驗結果Table 4 Results of the Bootstrap test on the mediating effects of agricultural technology progress

為比較全國與各區域之間、區域與區域之間的差異，按照三大糧食產銷區進行回歸。在不同的糧食產銷區中，農業生產性服務對農民總收入的影響存在較大差異，在糧食產銷平衡區中，農業生產性服務對農民總收入的影響最大，其次是主產區，在糧食主銷區中，農業生產性服務對農民總收入的影響最小并且低于表3中的平均影響水平，主要是糧食主銷區中多為經濟發達地區，其農業生產性服務業產值較高，而糧食主產區與產銷平衡區的農業生產性服務業發展較欠缺，存在較大發展潛力，所以這兩個區域內農業生產性服務業的發展可以帶來更大程度的增收。但農業技術進步的中介效應在主銷區中最大，高達72.37%，遠遠高于全國平均水平4.50%，其次為主產區的1.15%與產銷平衡區的1.08%，前者與后兩者差距較大（表5），一方面印證了糧食主銷區農業生產性服務質量較高，一方面可以看出主產區與產銷平衡區的農業生產性服務中的技術水平不高。

為充分說明農業生產性服務對農民收入的影響機制，提取農民收入中的經營性收入與工資性收入，探究農業技術進步在農業生產性服務對這兩類收入提升中的作用機制。結果顯示，農業生產性服務可以提高農民的農業經營性收入與工資性收入，提升程度分別為0.002 2和0.007 9，在1%水平上高度顯著（表6），與固定效應所得結果相同，并且可以通過農業技術進步來促進農業經營性收入與工資性收入的提升，農業技術進步起到部分中介的作用。在農業生產性服務對農業經營性收入的影響中，農業技術進步的中介效應為12.07%，在對工資性收入的影響中，農業技術進步的中介效應為5.57%，農業技術進步在服務促進經營性收入提高過程中的中介作用較大。

表6 農業技術進步在經營性收入與工資性收入提升中的中介效應依次檢驗IV-2SLS估計結果Table 6 Results of the IV-2SLS estimation of the mediating effects of agricultural technology progress on agricultural operating income and wage income

3.3 農業生產性服務對農民增收的門檻效應

一期作為解釋變量。使用面板門檻模型時，首先要對門檻效應是否存在進行檢驗，并確定門檻的個數。單一門檻通過顯著性檢驗，但雙重門檻沒有通過顯著性檢驗，表明門檻變量存在一個門檻值，門檻估計值為0.301 4（表7），95%的置信區間為（0.297 1, 0.306 2）。構建似然比統計量和繪制與門檻值對應的極大似然比函數圖來驗證門檻估計值的真實性（圖2），LR統計量在5%的顯著水平下的臨界值為7.35，門檻值0.301 4對應的LR值處于7.35以下，即與真實值具有一致性。

表7 農業生產性服務對農民總收入影響的門檻效應檢驗Table7 Threshold effect test of the impacts of agricultural producer services on farmers’ total income

前文已經驗證得出農業生產性服務能夠提升農民的總收入、農業經營性收入和工資性收入與農業技術進步中介作用的存在，那么本部分將進一步研究這種促進作用是不是一成不變的，是線性還是非線性的。將土地經營規模作為門檻變量，按照人均農作物播種面積將樣本分類，測算不同經營規模水平區間下農業生產性服務對農民收入的影響。由于農業生產性服務業的發展水平與農民增收可能存在反向的因果關系，所以將農林牧漁服務業產值滯后

當人均經營土地規模處于不同的范圍內時，農業生產性服務對農民總收入的影響程度不同，兩者關系呈現非線性特征。當人均經營土地規模小于門檻值時，農業生產性服務對農民總收入增長的影響在1%水平上高度顯著，估計系數為0.020 5（表8），當人均經營土地規模大于門檻值時，農業生產性服務對農民總收入增長的影響系數為0.028 9并高度顯著，影響程度顯著提高。雖然在大多數地區農業生產性服務表現出隨著人均經營土地規模擴大，對農民總收入提高程度增大的非線性特征，但在不同地區需要跨過的人均經營土地規模不同，促進效應提高的程度也不同。

表8 門檻模型估計結果Table 8 Threshold model estimation results

在糧食主銷區中，存在單一門檻，當人均經營土地規模超過0.301 4時，農業生產性服務對農民總收入的提高程度從0.023 6提高到0.032 7；在糧食主產區中，也存在單一門檻，當人均經營土地規模超過1.529 4時，農業生產性服務對農民總收入的影響程度從0.027 4提高到0.079 7（表9），提高程度較大，當糧食主產區的一部分農民退出農業與土地進一步集中之后，更有利于農業生產性服務效果的發揮，這與糧食主產區相對平坦的地形與連片的土地特征分不開。但在糧食產銷平衡區中，不存在門檻效應，即農業生產性服務對農民總收入的影響不受人均經營土地規模的制約。

表9 不同地區門檻模型估計結果Table 9 Threshold model estimation results in different regions

將農民總收入分解為經營性收入和工資性收入，分別探究農業生產性服務對兩類收入影響的非線性特征。在農業生產性服務對經營性收入的影響中，關于人均經營土地規模的門檻效應沒有通過檢驗（表10），說明農業生產性服務對經營性收入的影響不受土地經營規模的限制，農業生產性服務的作用是線性的。在農業生產性服務對工資性收入的影響中，三重門檻沒有通過顯著性檢驗，只存在雙重門檻效應，門檻值分別為0.301 4和0.666 3，95%的置信區間分別為（0.297 1, 0.306 2）和（0.663 4, 0.668 4），門檻值與真實值具有一致性（圖3）。當人均經營土地規模小于門檻值0.301 4時，農業生產性服務對工資性收入增長的影響程度為0.011 8，當人均經營土地規模大于0.301 4小于0.666 3時，農業生產性服務對工資性收入增長的影響系數為0.015 7，當人均經營土地規模大于0.666 3時，影響系數為0.022 0，均高度顯著（表8），農業生產性服務對農民工資性收入增長的影響程度隨著人均經營土地規模的擴大而逐漸提高。

表10 農業生產性服務對經營性收入與工資性收入影響的門檻效應檢驗Table 10 Threshold effect test of agricultural producer services on agricultural operating income and wage income

4 結論與啟示

4.1 結論

農業生產性服務業的發展除了對農民收入提升有直接作用，還可以通過服務的技術外溢實現農業技術進步間接提高農民收入，但農業技術進步的中介效應較小，目前農業生產性服務的技術推廣、擴散和應用的功能沒有得到充分地重視與發揮，服務缺少技術的支撐，各類服務主體的技術與物質裝備水平有待提升。

在糧食主產區和產銷平衡區中，農業生產性服務業產值較低，服務對農民收入的提高程度較大，農業生產性服務業的發展潛力較大，但農業技術進步的中介作用較小，目前兩區域內服務的質量與專業化技術水平不高；農業生產性服務對工資性收入的提高程度大于對農業經營性收入的提高程度，農業技術進步也由于“踏車效應”對經營性收入的提高效果弱于對工資性收入的提高效果，但通過農業生產性服務實現的農業技術進步更容易提高農民的經營性收入。一方面說明關于農業勞動力替代性技術的研發、推廣和應用較為欠缺，另一方面說明通過服務實現的技術進步在減少生產要素投入與增加產出的同時，沒有由于價格的降低而大肆抵消農民從農業技術進步中獲得的收益。

農業生產性服務的增收效應受到人均經營土地規模的制約，在全國及糧食主產區和主銷區中，人均經營土地規模越大，農業生產性服務業的發展對農民收入的提升作用越強，尤其在糧食主產區中，跨過一定人均經營土地規模門檻后，農業生產性服務的增收效應提高程度較大；人均經營土地規模越大，農業生產性服務對農民工資性收入的提升作用越強，但農業生產性服務對農業經營性收入的影響不受土地規模的限制。說明在人地關系越不緊張的地方，農業生產性服務促進農村勞動力轉移與提高農民收入的程度越大，農業生產性服務越充分發揮作用。在實踐中，往往農業勞動力輸出做的好的地方，農業生產性服務業的發展水平也較高。

4.2 政策啟示

1）由于農業技術進步的中介效應較小，應進一步重視并充分發揮農業生產性服務的技術推廣、擴散和應用能力。目前，土地規模較小的普通農戶仍是我國農業生產的主要經營者，由于普通農戶對于新技術的主動接受能力、運用能力和新技術配套設備的購買能力均較弱，僅僅依靠傳統的農業技術推廣形式已遠遠不夠，所以應重視通過服務外包直接將先進的技術與知識帶入生產的方式，這種服務替代自種、機械替代人工的方式使得普通農戶“被動”地接受新的技術，縮短技術擴散流程達到技術進步的目的。

2）加強農業生產性服務的技術支持，不斷提高服務的專業化水平和技術含量。由于我國各類農業服務形式發端于農機服務，服務組織和人員的知識層次與技術水平相對偏低，這極大制約了農業生產性服務技術外溢效應的發揮。因此，一方面要加強對服務人員的培訓，另一方面要引進具備全面知識的多元化專業人才，進而提高服務的層次與技術水平。同時，應進一步加強農業勞動替代性技術的引入，提高生產效率并且緩解人地矛盾，進一步提高農業生產性服務的增收效應。

3）通過土地經營權流轉與發展全程托管、聯耕聯種等形式的規模經營來緩解由于人多地少所帶來的對農業生產性服務充分發揮作用的制約。土地流轉經營與發展農業生產性服務不是兩條非此即彼的規模經營路徑，土地經營權的流轉集中也為發展農業生產性服務提供了前提條件，減少了阻礙。充分發揮農民集體經濟組織、農民合作社與農業龍頭企業等的土地整合作用，形成實現分工與專業化所需要的市場容量，便于服務主體進入市場與充分發揮作用。

4）將目前農業生產性服務業的發展重點放在糧食主產區與產銷平衡區。將關于農業生產性服務的資金與政策適當向這兩個區域傾斜，加快培育優質服務主體，提高服務規模。在糧食主產區，由于先進的大型機械有條件充分發揮作用，所以可適當加大面向服務主體的農機購置補貼，增加服務的技術含量。同時，應著力做好糧食主產區農村勞動力的就業培訓與輸出，充分釋放糧食主產區農業生產性服務業的發展潛力。