農業生產性服務供給對農村低收入家庭增收的影響

關鍵詞： 農業生產性服務；農村低收入者；普惠性供給；共同富裕

中圖分類號： F323.8 文獻標志碼： A 文章編號： 1673?5617 （ 2024 ） 01?0060?11

持續促進中低收入群體增收是實現共同富裕的目標指引。受經濟下行壓力、農產品市場變動和自然氣候條件影響，以傳統農業部門經營為生的低收入群體的增收過程受阻。農業生產性服務為緩解低收入群體增收困境提供新思路，其原因在于，農業生產性服務在農業生產環節引入現代農業生產要素，能夠彌補低收入群體受資源稟賦約束而導致的生產和經營能力不足等難題[1]。自2017年鄉村振興戰略提出以來，國家層面先后出臺《農業部發展改革委財政部關于加快發展農業生產性服務業的指導意見》等政策文件鼓勵、規范和引導農業生產性服務業的發展。2023年中央一號文件進一步指出要實施農業社會化服務促進行動，鼓勵發展多項農業社會化服務。在此背景下，探討多樣化的農業生產性服務對于促進農民增收的有效性，并分析其影響機制與異質性影響，對于調整和優化農業生產性服務政策設計具有重要的現實意義與價值。

在政策導向作用下，農業生產性服務對于農戶發展影響的研究逐漸受到學界關注，較多學者從實證上驗證出農業生產性服務的正向作用，并圍繞農業生產性服務對于提高農業生產效率、轉變農業綠色經營方式、抑制耕地拋荒現象、促進居民消費、優化區域產業結構等方面的作用形成了較為豐碩的研究成果[2?6]。然而，農業生產性服務通過市場化要素實現資本與勞動的替代，這存在一定的“收入門檻”，可能對低收入者造成一定的“擠出”現象[7]。同時，具有不同要素稟賦特征的農戶對農業生產性服務類型的需求及這種需求產生的作用也存在差異[8]。總體而言，已有較多學者驗證出農業生產性服務對于農戶的增收效應[9?10]。但是聚焦農業生產性服務對農村低收入群體的影響研究較少，且相關研究主要是從農戶個體層面或者宏觀統計數據分析農業生產性服務的增收效應。村委會作為農村基層自治的基本管理單元，其提供的農業生產性服務具有一定的公共服務性質，并與企業等市場經營主體提供方式所偏向的效率導向和經濟導向有所差異，村集體提供的農業生產性服務更強調村級區域內公共服務的均等性和普惠性[11]。由于低收入群體自身的資源稟賦受限，村級層面的農業生產性服務能否對低收入群體產生正外部性影響？不同類型的服務所產生的增收效應是否存在差異？這些問題缺乏經驗證據的支持。村莊是農村社會的基本空間單元，因此從村級層面探究農業生產性服務的增收效應，一方面與其服務提供主體一致，另一方面也為識別農村低收入群體提供了可操作性的空間范圍。有鑒于此，本研究以中國勞動力動態調查數據（CLDS）2014—2018年3期的村莊為研究樣本，探討村級層面提供的農業生產性服務對農村低收入家庭增收的作用、機制與異質性影響，以期進一步豐富農業生產性服務的外部性影響研究，并為完善相關農業政策提供參考與啟示。

1理論分析與研究假說

1.1農業生產性服務對低收入群體增收的影響

農業生產性服務是農業現代化要素下沉農村的重要途徑。結合誘致性技術變遷理論和專業分工理論，在勞動要素相對價格上漲且邊際貢獻率遞減的情形下，農戶在市場經濟環境中將會選擇用部分資本要素替代勞動要素[12]。因此，農業生產性服務具有技術改進效應和勞動替代效率，也因此能夠通過提高農業生產效率來提高農業經營性收入，并以此形成農戶收入[7]。

普惠性的農業生產性服務有助于緩解低收入群體的資源要素約束，促進農村低收入家庭增收。這一推斷可以從兩方面展開分析。對供給主體而言，農業生產性服務的供給方式包括政府主導、農民合作供給和市場自發供給，并將對不同收入群體的接納意愿和方式產生影響[13]。農村地區的基本特征是“熟人社會”和“半熟人社會”，村委會是農村基層自治的管理單元。村委會提供的農業生產性服務以村集體的服務目標為導向，其所提供的公共服務兼具政府主導和農民合作供給的特征[14]。相較于市場自發的供給方式，村級提供的農業生產性服務更強調村莊層面公共服務的均等性、公平性與親貧性，因而對低收入群體可以產生正外部性影響，并以此形成其收入來源。對需求主體而言，在不同收入群體內部，農村低收入者的經營規模較小，且抵御自然風險的能力偏弱，其對于農業生產性服務的需求更加迫切[15]。農業生產性服務有助于提高農業資源和要素生產效率，降低農業經營的不確定性風險[16]。

然而，村級的農業生產性服務雖然具有一定程度上的準公共物品性質，但不同類型的農業生產性服務對于低收入群體增收的影響存在差異。農村低收入者由于自身的多方面約束，農業生產性服務轉化為收入總量的過程面臨制約，這一方面是由于低收入家庭對不同性質的農業生產性服務的接納意愿存在差異，另一方面則與其農業生產性服務的收入轉化能力有關。因此，普惠性和親貧性更強的農業生產性服務能夠使農村低收入家庭從中獲益，但使用成本和技術難度更高的農業生產性服務則對于農村低收入群體的獲益十分有限。

綜上所述，本文提出假說1：村級層面的農業生產性服務對于農村低收入群體的增收效應受限于服務類型的“準入門檻”，具備較高準公共物品性質和普惠性的農業生產性服務，能夠對農村低收入家庭的增收產生正向影響。

1.2農業生產性服務對低收入群體增收的影響機制

村級農業生產性服務的提供主體是農村自治組織，服務群體是村莊范圍內的農村居民。村級農業生產性服務對低收入家庭增收的影響與農業生產性服務的供給過程有著一定關聯。農業生產性服務的提供過程中，特定的社會關系網絡是鄉村發展的內在特征，與此相關的農村社會力量主體構成鄉村協同治理的重要部分[17]。村社組織在農村地區廣布，較為典型的形式是農民專業合作社，它一方面具有聯結農民和社會關系密切的特征，另一方面也是農村自治組織與農民聯結的橋梁和紐帶。農業生產性服務可以通過專業合作社協同提供，并借助其進行宣傳和推廣，以擴大服務范圍和群體。同時，農業生產性服務能夠降低農業規模經營的單位成本，與規模化和集約化生產密切相關，實現村級層面的連片專業化和分工多樣化[18]。因此，包括專業合作社在內的村社組織提供引入農業生產性服務，有助于優化集體經濟內部的組織結構，凝聚內部分散的農戶，彌補分散化和碎片化經營的缺陷，促進聯合農業產業化聯合，帶動農村居民就業與增收[19]。

為此，本文提出假說2：村級層面提供的普惠性的農業生產性服務，能夠發揮專業合作社的整合資源作用，通過聯合生產，促進低收入群體增收。

以互聯網為代表的數字技術對農業生產全過程產生全局性和全面性影響，在村級層面，互聯網的普及、使用和發展將影響農業生產性服務的增收過程與結果。在傳統的農業生產性服務供給市場，由于空間距離的限制，服務供給市場的主體數量和質量受到較大程度的限制。互聯網是一種開放性的信息載體，低收入群體也能以較低的邊際成本進行使用，并賦予其從農業生產性服務中獲益的機會[20]。互聯網的普及和使用，不僅有助于促進信息流通，降低要素供給市場的信息不對稱，幫助農村低收入群體獲得實用性和適配性的農業生產性服務，提高農業生產性服務的接納意愿[21]；而且互聯網能夠促進農村勞動力的非農轉移，降低單位勞動的投入減少，使得農戶更愿意通過農業生產性服務替代部分勞動時間，以增加非農就業時長，從而提升收入總量[22]。從更深遠的視角來看，互聯網的發展本身也對農業生產性服務產生深刻影響，互聯網的深度發展所帶來的農業生產要素的革新，催生出多元化的服務業態、服務形式和服務內容，進而推動農業生產性服務的內在創新[23]。

據此，本文提出假說3：村莊互聯網的普及與使用可以調節和增強農業生產性服務對農村低收入家庭的增收效應。

1.3農業生產性服務對低收入群體收入的異質性影響

農業生產性服務服務于特定地區的農業發展，所產生的直接效應是提高農業生產和經營效率。由于農業生產需要與特定地區的自然地理環境和經濟社會特征相適配，因而不同地區的自然地理狀況、農業發展基礎將會使得農業生產性服務所產生的增收效應存在差異。對特定農業生產要素需求更強的地區（如水資源緊張的地區）提供相匹配的農業生產性服務（灌溉服務），有助于發揮其作用和效能[24]。但在農業生產要素較為充足，或者農業生產性服務實施范圍有限的地區，農業生產性服務對于農戶經營和農業發展的影響受限，并對低收入群體的增收效應和增收結果產生一定影響。

據此，本文提出假說4：村級農業生產性服務對農村低收入家庭增收的影響具有區域異質性。

2實證研究設計

2.1數據來源

本研究的數據以村級為研究單位，但現有關于村級層面的連續性追蹤數據庫較少。結合數據可及性，本文選取“中國勞動力動態調查”（China Labor-force Dynamics Survey，簡稱CLDS）項目2014、2016和2018年3期的樣本數據作為數據來源。該項目由中山大學社會科學調查中心發起，面向全國范圍開展大規模隨機抽樣調查，涉及個體和村級的政治、經濟和文化等因素，這使得本研究能夠在控制村莊基本特征的基礎上考察村級農業生產性服務對農村低收入者增收的影響。本文的主要數據處理過程為：首先，通過家庭標識碼和村莊標識碼，獲得農村家庭的收入數據；其次，通過個人標識碼，對個人數據進行匯總運算，獲得村莊層面的總量指標；最后，由于CLDS采取輪換樣本方式，各年度的調查對象并非完全一致，通過匯總各年份的村莊數據，可獲得完整的村級層面的混合截面數據。因此在剔除缺失值后，本研究最終獲得全國29個省區市（不含海南、西藏和港澳臺地區）的691個村級層面的樣本數據。

2.2變量定義

被解釋變量：本研究在村級層面關注低收入者的總體增收問題，參考周應恒等[25]的做法，將每個村莊的家庭收入按照從小到大依次排序，并采用收入的25分位點對應的收入水平（元）來反映該村莊低收入群體的總體收入水平。由于每個村莊收入25分位點對應的家庭收入有所不同，因而理論上可以得到691個村莊的農村低收入家庭的收入水平數值。為平緩數值變化與降低異方差影響，將這一數值進行對數化處理。

核心解釋變量：農業生產性服務是本研究關注的核心解釋變量，結合指標的可得性，選用村委會提供的5種農業生產性服務，即統一灌溉服務、生產種植規劃、生產資料購買（統一購買生產資料）、生產技術培訓、農業機械耕作。若村委會提供對應的服務類型，則賦值為1；反正，則賦值為0。

中介變量和調節變量：本研究的中介變量是農民專業合作社的覆蓋戶數比例，來源于村級問卷，即通過同一村莊內加入農民專業合作社戶數與實際居住戶數之比來獲得。調節變量則是村莊的互聯網普及率，來源于個人匯總問卷，通過同一村莊內使用互聯網的樣本家庭戶數與該村被調查戶數之比來得到這一數值。

控制變量：本文的主要控制變量包括3類，即人口基本特征、經濟社會特征和區域地理特征。考慮到混合橫截面數據可能對估計結果產生的潛在影響，本研究同時控制年份效應。針對部分變量的數值波動較大且存在0值的情形（如轄區內企業的數量），采取加1取對數的處理方式。

本文相關的變量定義、測度方式與描述性結果如表1所示。

2.3模型設定

基準回歸模型：由于本研究的被解釋變量為連續變量，故使用普通最小二乘法（OLS）進行模型估計。為此，構建農業生產性服務對農村低收入群體增收影響的估計模型：

3實證結果分析

3.1農業生產性服務對低收入群體增收的影響

表2為村級農業生產性服務對低收入家庭增收影響的估計結果。以村莊家庭收入25分位點為被解釋變量進行OLS估計，在控制所在村莊的人口基本特征、經濟社會特征和區域地理特征的情形下，分別在模型（1）～模型（5）中分析村委會提供的統一灌溉服務、生產種植規劃、生產資料統一購買、生產技術培訓和農業機械耕作這5種農業生產性服務對于所在村莊低收入家庭的總體收入水平的影響。模型（1）和模型（2）中核心解釋變量的結果說明，村級提供的統一灌溉服務和生產種植規劃這2種農業生產性服務對于村莊低收入家庭的增收具有顯著正向影響，其結果在5%的統計水平上顯著，且意味著在其他條件一定的條件下，與未提供相應農業生產性服務的村莊相比，這2種農業生產性服務的供給能夠使得村莊收入25分位點的農村低收入家庭增加9.5%和12.2%。模型（3）～模型（5）中生產資料統一購買、生產技術培訓、農業機械耕作這3種農業生產性服務的回歸系數呈現負值，且農業機械耕作對農村低收入家庭增收呈現出顯著負向影響，假說1得以驗證。

不同農業生產性服務的增收效應差異可能是因為具有異質性經營規模和要素稟賦結構的農戶對農業生產性服務的需要和偏好有所不同，且農業生產性服務所帶來的生產效率回報值也存在差異[27]。雖然低收入家庭在資源供給上面臨多方面的約束，但統一灌溉服務和生產種植規劃這2種服務具有類似于村莊層面的“準公共物品”性質，對于農村低收入家庭具有較高的普惠性和親貧性，使得低收入群體從中獲益。相較而言，統一購買生產資料、組織生產技術培訓、提供農業機耕服務這3種農業生產性服務往往與農業要素投入較高的經營主體相適配。這是由于農村低收入家庭資源和要素稟賦相對匱乏，一方面獲取對應的服務類型的費用高昂，統一購買生產資料和農業機械耕作的成本較高，另一方面生產性服務帶來的效用提升或效率增加有限，難以通過生產技術培訓轉化為生產經營能力。換言之，普惠性更強的農業生產性服務有助于促進農村低收入家庭增收。

控制變量的結果顯示，具有更大人口規模的村莊，其村級內部低收入家庭的收入水平更高，而農村整體的人均受教育水平和健康水平的改善有助于顯著提升村級整體的低收入家庭的年收入總量。從村級特征來看，土地曾被征用過、具有更多的企業數量和臨近城市的村莊，低收入家庭的收入相對較高，反映出土地政策、產業分布和地理位置對于農村低收入群體增加的影響。

3.2穩健性檢驗和內生性討論

上述已驗證出村級提供的統一灌溉服務和生產種植規劃對所在村莊的低收入家庭增收的顯著正向影響，為增強這一結論的可信度，采取如下方法進行穩健性檢驗和內生性檢驗，其結果如表3所示。

3.2.1將解釋變量共同納入模型中 在實踐中，村級層面可能同時提供統一灌溉服務和生產種植規劃這2種農業生產性服務，因而將2種農業生產性服務共同納入OLS模型中，以檢驗估計結果的穩定性。表3的結果，2個核心解釋變量的估計系數為0.076和0.102，與基準回歸對應的系數值基本一致，且均在10%的統計水平上顯著。這意味著，在考慮2種服務類型的并行發展的情形下，具有準公共物品特征的農業生產性服務供給對于所在村莊的低收入家庭的收入水平仍然具有正向作用。

3.2.2更換被解釋變量測度指標 本文使用每個村莊的收入25分位點所對應的家庭收入作為該村莊低收入家庭的測度指標，但由于25分位點對于極端低值具有一定的敏感性，故換用40分位點對應的家庭收入（對數）作為被解釋變量，重新進行OLS估計。表3的結果表明，在更換被解釋變量測度指標后，統一灌溉服務和生產種植規劃的估計系數仍然在5%的統計水平上顯著為正，并激勵農村低收入群體增收。

3.2.3調整農村樣本量范圍 本研究以所在社區類型為“村委會”作為農村樣本的判斷依據，但考慮到城中村和郊區村等村莊類型受城市基本公共服務供給的影響較深，可能對村級層面的估計結果產生影響，因此將這類村莊的樣本予以剔除，重新進行OLS回歸分析。在調整樣本量范圍后，2種農業生產性服務的估計結果仍然穩健，這進一步驗證出假說1。

3.2.4工具變量法 農業生產性服務的接納意愿可能會受到村莊總體家庭收入水平的影響，故而在探究農業生產性服務的增收效應時，可能會出現遺漏變量和反向因果等內生性問題。為緩解農業生產性服務潛在的內生性問題，本文參考陳哲等[28]的研究，選用農業生產性服務普及率作為工具變量進行模型估計，即：農業生產性服務普及率=當年同省以內提供統一灌溉服務或生產種植規劃的村莊數量（個）/當年同省的被調查村莊數量（個）。一方面，同一省份的農業政策偏好和供給方式具有一定的區域相似性，村級層面的農業生產性服務與所在區域的農業生產性服務覆蓋率具有相關性；另一方面，農業生產性服務覆蓋率屬于宏觀層面的指標，難以對微觀層面的村莊家庭收入水平產生影響。因此，本文選用的工具變量滿足外生性假設。

3.2.5兩階段最小二乘法（2SLS） 使用兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計，其結果如表4所示。進行Hausman檢驗，其結果在1%的統計水平下拒絕了解釋變量外生的假設，因而認為引入工具變量對于模型估計是必要的。第一階段中，灌溉服務普及率和種植規劃普及率這2個工具變量的系數在1%的水平上顯著為正，且Kleibergen-Paap Wald rk F統計量分別為30.54、45.53，均大于10%偏誤水平下16.38的臨界值，說明不存在弱工具變量的問題。因此，在考慮內生性偏誤后，村級農業生產性服務供給仍然對于農村低收入家庭具有顯著促進作用。

3.3中介效應和調節效應檢驗

農業生產性服務供給的主要組織主體是村民委員會，但村委會的服務供給往往需要借助農村社會的社會力量的參與，其中較為典型的形式是農民專業合作社，其具有聯結農民和社會關系密切的特征，有助于促進聯合農業產業化聯合，帶動農村居民就業與增收。為探究農業經濟組織的中介效應，首先遵循逐步法的思路進行估計。表5的結果表明，統一灌溉服務的供給能夠顯著提高所在村莊的專業合作社覆蓋戶數比例（0.032），這一結果在5%的統計水平上顯著。將統一灌溉服務和專業合作社覆蓋戶數比例這2個變量共同納入OLS模型估計中，統一灌溉服務的估計系數仍然顯著為正但有所下降（0.087），從而驗證出專業合作社的部分中介效應。鑒于逐步法可能存在的不足，本文使用自舉法（Bootstrap）自助抽樣3000次進行驗證，其估計結果與逐步法的分析基本一致，并計算出中介效應值占比約為8.40%。遵循上述基本思路，同樣可驗證出專業合作社在生產種植規劃這一農業生產性服務促進低收入群體增收過程中的部分中介效應，且中介效應約占9.20%。

包括互聯網在內的數字技術發展對農業生產具有全局性影響，因而農業生產性服務的增收效應可能會受到數字技術的影響，為此下文驗證這一推斷。互聯網是數字技術的基礎應用和使用方式，也是農村居民能夠觸及的基本性的數字技術[29]。為此下文以互聯網的使用和普及為例，分析數字技術在農業生產性服務對低收入群體的增收效應的調節作用。表5加入互聯網普及率，以及中心化后的農業生產性服務和互聯網普及率的交互項這2個變量，以考察村莊互聯網的普及和使用在農業生產性服務與農村低收入家庭增收關系中的調節作用。結果表明，互聯網的普及和使用能夠顯著促進農村低收入群體增收，這與現有研究一致[30]。同時，同一村莊內互聯網的普及還有助于正向調節統一灌溉服務和生產種植規劃2種農業生產性服務對于村莊內低收入群體的增收作用，這一結果在10%的統計水平上顯著。這可能是因為，互聯網的普及有助于促進農業生產性服務的推廣，另一方面也使得生產性服務的提供方式和質量呈現出惠農趨勢，從而對低收入群體產生較強的正外部性。因此，表5的結果驗證出假說2。

3.4異質性分析

農業生產性服務與特定地區的自然特征具有密切聯系。本文依據統一灌溉服務和生產種植規劃的內在特征，分別從地理分區和政策分區兩個區域維度進行異質性分析。

根據所在村莊省份進行地理分區的分樣本OLS回歸，表6的結果表明，統一灌溉服務對于西北地區的農村低收入家庭增收效應的影響顯著為正，估計系數達到0.226，但對于北方地區和南方地區未呈現出顯著正向影響，這可能與水資源的地理分布相關，即西北地區的氣候較為干旱，農業生產對于水資源補給的需求更為迫切，統一灌溉服務在農村低收入家庭的農業生產經營過程中具有重要作用。

生產種植規劃則與政策制定和農業發展基礎具有內在關聯，為此根據國家層面的政策分區進行分樣本檢驗。表6的結果說明，生產種植規劃對于東部地區的農村低收入家庭的增收具有顯著正向影響，這一結果在5%的統計水平上顯著，但對于中部和西部地區的影響未通過顯著性水平檢驗。這可能是因為，東部地區的農業現代化發展水平較高，對于農業生產模式的治理經驗較為成熟，因而生產種植規劃在農業政策體系中的重要性相對突出，有助于提高農業經營效率和效益，進而提升農村低收入群體的收入水平。

4結論與政策建議

4.1主要結論

本文使用中國勞動力動態調查（CLDS）2014、2016和2018年3期村莊層面的數據，基于農村公共服務視角，運用OLS模型、中介效應模型和調節效應模型等，探討農業生產性服務供給對于農村低收入家庭增收的影響。結果表明：（1）農業生產性服務對于農村低收入群體的增收效應受限于服務類型的“準入門檻”，具有較高資金或技術準入成本的農業生產性服務對于低收入家庭未呈現出顯著正向影響。但是具有較高準公共物品性質的統一灌溉服務和生產種植規劃，由于具備更強的普惠性和親貧性，因而對農村低收入家庭的增收具有顯著正向影響，這一結果在經過一系列穩健性檢驗和使用工具變量法克服內生性偏誤后仍然成立；（2）同一村莊內農民專業合作社的覆蓋面（農業產業協助）在農業生產性服務促進農村低收入家庭增收過程中發揮了部分中介效應，即村級層面提供的統一灌溉服務和生產種植規劃能夠提高同一村莊內專業合作社的覆蓋戶數比例，進而通過聯合生產，促進低收入群體增收。而互聯網的普及和使用則是農業生產性服務顯著增加農村低收入群體收入的正向調節變量，即同一村莊內互聯網的普及有助于增強統一灌溉服務和生產種植規劃2種農業生產性服務對于村莊內低收入群體的增收作用；（3）村級農業生產性服務對農村低收入家庭增收的影響具有區域異質性，統一灌溉服務對于西北地區的農村低收入群體增收具有正向激勵作用，而生產種植規劃對于東部地區的農村低收入群體增收具有顯著正向影響。

本文關注村級農業生產性服務的普惠性，反映出農業服務性要素配置對資源稟賦不足的低收入群體增收作用的影響，但由于數據年份的可及性，尚未從更長的時間探究其動態影響，未來仍需更多的經驗數據支撐開展更為深入細致的研究。

4.2政策建議

基于上述研究結論，本文有如下的政策啟示。（1）加強普惠性的農業生產性服務供給。通過農業補貼等方式降低農業生產性服務的使用成本，進一步擴大水利灌溉、種植規劃等基本農業生產性服務的覆蓋范圍，讓農村低收入家庭從中獲益，從而提高農業生產性服務的可及性。（2）有效發揮農村經濟組織在農業生產聯合中的作用。鼓勵和引導各地農民專業合作社依托特色農產品開展產業化聯合，以發揮農業生產性服務的規模化效能。同時要鼓勵農村經濟組織吸納和帶動低收入家庭就業，并給予相應的政策補貼與優惠。（3）促進互聯網等數字技術與農業生產性服務的融合。聚焦農業生產環節中的數字技術薄弱環節，加強政策宣傳與采取政策優惠，鼓勵中小農戶和低收入群體購買和使用實用性的農業社會化服務。加快農業生產性服務的數字技術轉型，推廣機械化、信息化和智能化的農業生產性服務。（4）結合特定區域特征推廣農業生產性服務。結合地區的水資源分布、土地類型等自然特征，以及農業基礎等發展特征，圍繞地方實踐狀況推廣農業生產性服務，以提高農業生產性服務的產出效率和社會效益。