農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制效應(yīng)

陳景帥，韓 青

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.北京食品安全政策與戰(zhàn)略研究基地,北京 100083)

一、引言

改革開放以來，隨著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)管制的放松，中國(guó)農(nóng)村居民生計(jì)策略發(fā)生顯著變化，農(nóng)地“邊緣化”傾向愈發(fā)明顯，農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)不同程度的拋荒現(xiàn)象[1]。根據(jù)中國(guó)科學(xué)院資源環(huán)境數(shù)據(jù)云平臺(tái)的土地變更調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2017年中國(guó)糧食主產(chǎn)區(qū)撂荒面積達(dá)6082.95萬畝，約占當(dāng)年糧食主產(chǎn)區(qū)耕地面積的5.85%，所引起的糧食損失量高達(dá)2265.6萬噸[2]。農(nóng)地拋荒的出現(xiàn)以及撂荒土地得不到有效利用不僅造成耕地資源浪費(fèi)，更直接影響著國(guó)家糧食安全和農(nóng)業(yè)農(nóng)村的穩(wěn)定發(fā)展。2021年1月農(nóng)業(yè)農(nóng)村部印發(fā)的《關(guān)于統(tǒng)籌利用撂荒地促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的指導(dǎo)意見(農(nóng)規(guī)發(fā)(2021)1號(hào))》指出：加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)是遏制農(nóng)地拋荒的有效措施。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可以通過提供多種托管或外包服務(wù)，改變農(nóng)戶生產(chǎn)投入組合和要素配置結(jié)構(gòu)[3]，并影響農(nóng)戶的農(nóng)地處置決策。因此，研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響及其作用機(jī)理，對(duì)抑制農(nóng)地拋荒、促進(jìn)撂荒土地再利用具有重要的理論和實(shí)踐價(jià)值。

現(xiàn)有研究中，農(nóng)地拋荒的生成機(jī)制與破解之道是學(xué)界關(guān)注的重點(diǎn)內(nèi)容。學(xué)者們運(yùn)用行為選擇理論、比較優(yōu)勢(shì)理論和產(chǎn)權(quán)理論對(duì)農(nóng)地拋荒的成因進(jìn)行了理論剖析。其中，打工經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力缺失是造成農(nóng)地拋荒的直接原因[4]，農(nóng)業(yè)比較收益偏低[5]、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)模糊[6]和生產(chǎn)成本持續(xù)攀升[7]使得農(nóng)戶選擇退出農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)。與此同時(shí)，已有實(shí)證研究重點(diǎn)分析了農(nóng)戶家庭特征、耕地質(zhì)量、自然條件、地區(qū)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等因素對(duì)農(nóng)地拋荒的影響[8-10]，并對(duì)農(nóng)地拋荒的治理路徑進(jìn)行了探索，如推動(dòng)土地確權(quán)頒證[11]、提高機(jī)械化水平[12]、培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體[13]等。

中國(guó)農(nóng)村地區(qū)普遍存在著以家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社、農(nóng)事企業(yè)和農(nóng)機(jī)推廣站為主體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)組織，其以村集體為依托，聯(lián)合村內(nèi)具有病蟲害防治、農(nóng)機(jī)操作經(jīng)驗(yàn)的村民，為農(nóng)戶等農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體提供勞務(wù)、農(nóng)機(jī)、技術(shù)等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)。王玉斌和李乾[14]指出，村集體提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)糧食增產(chǎn)和農(nóng)民增收均具有促進(jìn)作用。江光輝和胡浩[15]研究發(fā)現(xiàn)，工商資本介入下的村級(jí)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)供給促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，擴(kuò)大了農(nóng)戶糧食生產(chǎn)規(guī)模。同時(shí)，現(xiàn)有研究還從農(nóng)戶視角出發(fā)，重點(diǎn)分析了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)使用意愿以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)戶福利的影響[16-18]，如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)提高了農(nóng)戶土壤保護(hù)的參與程度[19]和農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)程度[20]，促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)[21]。

綜上所述，已有文獻(xiàn)為本文研究提供了重要參考，但仍存在一定的局限性。一方面，現(xiàn)有研究缺少關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒影響機(jī)理的分析及不同環(huán)節(jié)、不同服務(wù)主體對(duì)拋荒影響的異質(zhì)性研究；另一方面，缺乏農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)拋荒影響的農(nóng)戶異質(zhì)性視角的分析?；诖?，本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響機(jī)理，進(jìn)一步利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)抑制農(nóng)地拋荒的總體效應(yīng)；第二，立足于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的不同環(huán)節(jié)和服務(wù)主體的差異，考察單環(huán)節(jié)生產(chǎn)性服務(wù)和多環(huán)節(jié)生產(chǎn)性服務(wù)及不同服務(wù)主體提供的生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒影響的差異性；第三，從緩解勞動(dòng)力約束和弱化耕地資源稟賦的限制兩個(gè)方面，實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的作用機(jī)制，并分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)不同稟賦農(nóng)戶的異質(zhì)性影響。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)作為專業(yè)化分工的產(chǎn)物，是推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的重要?jiǎng)恿?。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的出現(xiàn)不僅影響著農(nóng)戶的要素投入，更使農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式發(fā)生顯著變化。從作用機(jī)制來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)主要通過緩解農(nóng)戶勞動(dòng)力約束和弱化耕地資源稟賦的限制來抑制農(nóng)地拋荒。

勞動(dòng)力約束是指隨著農(nóng)村勞動(dòng)力外流和老齡化程度加重，投入農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的有效勞動(dòng)力不足，進(jìn)而對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生負(fù)面影響。一方面，隨著農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)比重的提高，勞動(dòng)力的務(wù)農(nóng)機(jī)會(huì)成本上升，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力總量減少，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)強(qiáng)度大，務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力不足會(huì)減少農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，甚至退出農(nóng)地經(jīng)營(yíng)。另一方面，勞動(dòng)力約束還表現(xiàn)為勞動(dòng)力老齡化程度加重。老齡化使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨新一代勞動(dòng)力不愿種地和老一代勞動(dòng)力無力種地的代際斷層。此外，謝花林等[22]指出農(nóng)村老年勞動(dòng)力經(jīng)歷了土改、包產(chǎn)到戶等事件，耕地財(cái)產(chǎn)化傾向較強(qiáng)，不愿輕易放棄或流轉(zhuǎn)農(nóng)地，選擇粗放利用或閑置農(nóng)地的概率較高。

根據(jù)誘致性技術(shù)變遷理論，作為理性經(jīng)濟(jì)人，農(nóng)戶會(huì)選擇價(jià)格相對(duì)較低的要素替代價(jià)格較為昂貴的要素。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)為農(nóng)戶提供了資本替代勞動(dòng)的渠道。農(nóng)戶通過購(gòu)買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，將部分或全部生產(chǎn)環(huán)節(jié)交給服務(wù)組織來完成，能夠彌補(bǔ)務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力不足的短板，減少農(nóng)地拋荒。同時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)因其不改變土地承包權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)，能夠保留農(nóng)地的物質(zhì)生產(chǎn)功能和社會(huì)保障功能[23]，有效滿足老年勞動(dòng)力保有農(nóng)地的現(xiàn)實(shí)需求，從而避免農(nóng)地閑置，減少農(nóng)地拋荒。基于上述分析，提出如下研究假說：

假說1：農(nóng)戶勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比重上升、老齡化程度加重會(huì)導(dǎo)致農(nóng)地拋荒；

假說2：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過緩解農(nóng)戶勞動(dòng)力約束減少農(nóng)地拋荒，即非農(nóng)就業(yè)比重上升、老齡化程度加重對(duì)農(nóng)地拋荒的影響在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的作用下得到減弱。

中國(guó)耕地資源存在細(xì)碎化程度高、經(jīng)營(yíng)規(guī)模小的特征，影響農(nóng)戶要素配置結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)決策。第一，耕地細(xì)碎化意味著地塊的空間破碎和分散化，增加了農(nóng)業(yè)用工成本和生產(chǎn)資料的運(yùn)輸損耗，且作業(yè)難度較大，降低農(nóng)戶種田的積極性。第二，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)存在明顯規(guī)模經(jīng)濟(jì)。當(dāng)農(nóng)地小于一定規(guī)模時(shí)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)無法達(dá)到最優(yōu)規(guī)模，此時(shí)農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的門檻較低，拋荒的預(yù)期損失較小；而當(dāng)農(nóng)地達(dá)到一定規(guī)模后，農(nóng)戶能夠?qū)崿F(xiàn)投入要素結(jié)構(gòu)的合理配置，獲得農(nóng)地經(jīng)營(yíng)的規(guī)模效益，農(nóng)戶選擇拋荒的可能性下降。這表明，農(nóng)地規(guī)模與拋荒之間可能存在倒“U”型關(guān)系，而現(xiàn)階段我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)仍是以小規(guī)模、分散化為主，在短時(shí)期內(nèi)不會(huì)得到根本性改善，從而產(chǎn)生農(nóng)地拋荒問題。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可以通過作物“趨同”種植和引導(dǎo)農(nóng)戶“聯(lián)耕聯(lián)種”[24]，改變單一農(nóng)戶分散化的經(jīng)營(yíng)格局，弱化土地細(xì)碎化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的負(fù)面影響。同時(shí)，與農(nóng)戶自主作業(yè)相比，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)在成本節(jié)約上具有明顯的優(yōu)勢(shì)。此外，專業(yè)化、規(guī)?；霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)利用分工優(yōu)勢(shì)可以實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的規(guī)模經(jīng)營(yíng)[23]，使農(nóng)業(yè)投入的資源和要素達(dá)到最優(yōu)組合，弱化農(nóng)地規(guī)模的限制，減少農(nóng)戶小規(guī)模經(jīng)營(yíng)所帶來的農(nóng)地拋荒?；诖?，提出如下研究假說：

假說3：農(nóng)地拋荒受到土地細(xì)碎化、農(nóng)地規(guī)模小等耕地資源稟賦的影響。

假說4：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過弱化耕地資源稟賦的限制抑制農(nóng)地拋荒。

從上述分析可以看出，作為理性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體，農(nóng)戶在決定是否拋荒時(shí)，不僅受到自身要素稟賦的影響，同時(shí)也會(huì)充分考慮外部約束條件?，F(xiàn)階段農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)不斷發(fā)展，為農(nóng)戶突破原有的勞動(dòng)力、土地等資源稟賦的限制提供了路徑，通過增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的投入，農(nóng)戶可以緩解務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力約束和弱化耕地資源稟賦的限制，減少農(nóng)地拋荒?；诖?，提出如下研究假說：

假說5：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠抑制農(nóng)地拋荒。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)為2016年、2018年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)。該數(shù)據(jù)由中山大學(xué)社會(huì)調(diào)查中心主持，采用多階段、多層次與按照規(guī)模成比例的概率(PPS)抽樣，運(yùn)用輪換追蹤的方法，分為村居、家庭和個(gè)人問卷三類，調(diào)查范圍覆蓋中國(guó)大陸29個(gè)省市(西藏和海南除外)。本研究主要利用村莊和農(nóng)戶層面的數(shù)據(jù)，剔除家庭內(nèi)無農(nóng)地以及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的樣本?？紤]到當(dāng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)超過一定規(guī)模后，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的性質(zhì)和生產(chǎn)特征會(huì)發(fā)生顯著變化，因此進(jìn)一步剔除了農(nóng)地規(guī)模大于300畝的農(nóng)戶樣本，本研究最終使用的樣本數(shù)量為8028戶農(nóng)戶。

(二)變量選取

1.被解釋變量

借鑒鄭沃林等[11]的思路，選取“農(nóng)地拋荒行為”(拋荒=1；未拋荒=0)和“農(nóng)地拋荒率”(拋荒農(nóng)地面積/承包地總面積)作為被解釋變量。

2.核心解釋變量

CLDS數(shù)據(jù)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)主要包括生產(chǎn)資料購(gòu)買服務(wù)、種植規(guī)劃服務(wù)、機(jī)耕服務(wù)、灌溉服務(wù)、病蟲害防治服務(wù)5類。若農(nóng)戶所在村集體提供此類服務(wù)，則賦值為1，反之為0；當(dāng)村集體提供以上任意一類服務(wù)，則農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)變量賦值為1，否則為0。

3.關(guān)鍵解釋變量

(1)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比重。利用農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量占家庭勞動(dòng)力總量的比重來衡量，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)比重越高，家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量越少，面臨的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力約束越明顯。

(2)老齡化。參照已有研究[25]，以65歲作為老齡化的年齡界限，當(dāng)戶主年齡大于等于65歲時(shí)，賦值為1；小于65歲時(shí)，賦值為0。

(3)農(nóng)地規(guī)模。采用農(nóng)戶家庭承包地面積來衡量，并利用農(nóng)地規(guī)模二次項(xiàng)來驗(yàn)證農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)地拋荒之間可能存在的倒“U”型關(guān)系。

(4)地貌類型。由于CLDS數(shù)據(jù)中沒有農(nóng)戶地塊數(shù)量及面積，已有研究證實(shí)地貌類型是導(dǎo)致耕地細(xì)碎化的重要原因[26]，與平原地區(qū)相比，丘陵和山地地區(qū)的地塊更為零碎。因此使用地貌類型作為耕地細(xì)碎化的代理變量，具體設(shè)定為：平原=1，丘陵=2，山地=3。

4.控制變量

為了保證估計(jì)結(jié)果的合理性和可靠性，參照已有研究選取受訪農(nóng)戶的戶主特征、家庭特征和村莊特征等作為控制變量。戶主特征包括戶主的性別、受教育程度和婚姻狀況；家庭特征包括家庭規(guī)模、家庭收入、農(nóng)業(yè)收入占比、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)專業(yè)化程度、農(nóng)地確權(quán)和自有農(nóng)機(jī)；村莊特征包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)合作社、土地調(diào)整、非農(nóng)經(jīng)濟(jì)和村莊位置。同時(shí)，為了控制隨地區(qū)、時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素，進(jìn)一步增加了省份虛擬變量和時(shí)間虛擬變量，具體的變量選取及含義如表1所示。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

(三)模型設(shè)定

模型中的核心解釋變量“農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)”和被解釋變量“農(nóng)地拋荒行為”，均為典型的二分變量，因此采用Logit模型進(jìn)行估計(jì)。而在對(duì)“農(nóng)地拋荒率”進(jìn)行分析時(shí)，由于相當(dāng)一部分農(nóng)戶不存在拋荒行為，即農(nóng)地拋荒率為0，因此參考已有研究，利用Tobit模型進(jìn)行回歸分析。本文的基準(zhǔn)模型設(shè)定為：

abandoni=α0+βservicei+δcontrolsi+εi

(1)

abandon_ratei=λ0+ρservicei+σcontrolsi+ξi

(2)

其中，abandoni和abandon_ratei表示第i個(gè)農(nóng)戶的農(nóng)地拋荒行為和農(nóng)地拋荒率；servicei表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，controlsi表示各控制變量，如戶主特征、家庭特征和村莊特征等；α0和λ0為常數(shù)項(xiàng)，β、δ、ρ和σ為估計(jì)系數(shù)，εi和ξi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)影響農(nóng)地拋荒的實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒行為和拋荒率的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)戶是否拋荒和拋荒規(guī)模均存在顯著的抑制作用。邊際效應(yīng)分析可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)使農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率下降2.6%，使農(nóng)地拋荒率降低1.5%，即拋荒面積平均減少約0.147畝(1)按照均值計(jì)算。。這說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)既能改變農(nóng)戶的農(nóng)地拋荒決策，也有助于降低農(nóng)地拋荒規(guī)模。假說5得到驗(yàn)證。

關(guān)鍵解釋變量的回歸結(jié)果基本符合預(yù)期。農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比重對(duì)農(nóng)地拋荒的估計(jì)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，即非農(nóng)就業(yè)比重上升，務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量減少，農(nóng)戶拋荒的可能性提高。老齡化估計(jì)結(jié)果也支持了前文的理論分析，與戶主年齡小于65歲的農(nóng)戶相比，戶主年齡大于等于65歲的農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率提高1.5%，且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說明老齡化程度的提高弱化農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的能力，但強(qiáng)化了農(nóng)戶保有土地的意愿，從而導(dǎo)致農(nóng)地閑置、撂荒，假說1得到驗(yàn)證。

表2估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地規(guī)模一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，兩者均統(tǒng)計(jì)顯著，說明農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)地拋荒之間存在倒“U”型關(guān)系，與理論分析結(jié)果一致。地貌類型的邊際效應(yīng)分析表明，與平原相比，村莊地貌復(fù)雜程度每提高一個(gè)等級(jí)，如從平原提高到丘陵或者由丘陵提高到山地，農(nóng)戶選擇拋荒的概率增加1.2%，拋荒率上升1.0%，說明隨著地貌類型更加復(fù)雜，農(nóng)地細(xì)碎化程度更高，農(nóng)地經(jīng)營(yíng)的用工成本和作業(yè)難度增加，農(nóng)戶從事農(nóng)地經(jīng)營(yíng)的意愿降低，估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了假說3。

表2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒影響的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表2

(二)不同環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響

表3顯示，不同環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響呈現(xiàn)明顯差異。其中，種植規(guī)劃服務(wù)、機(jī)耕服務(wù)和病蟲害防治服務(wù)不同程度地抑制了農(nóng)地拋荒，而灌溉服務(wù)、生產(chǎn)資料購(gòu)買服務(wù)的估計(jì)結(jié)果不顯著。邊際效應(yīng)分析表明，種植規(guī)劃服務(wù)、機(jī)耕服務(wù)和病蟲害防治服務(wù)使農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率分別下降5.5%、5.1%和4.1%，使拋荒率分別降低3.0%、3.8%和2.1%?？梢?，產(chǎn)前環(huán)節(jié)的技術(shù)規(guī)劃和指導(dǎo)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用最明顯，而在產(chǎn)中環(huán)節(jié)，機(jī)耕服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響要明顯高于病蟲害防治服務(wù)和灌溉服務(wù)，即勞動(dòng)密集型環(huán)節(jié)服務(wù)較其他環(huán)節(jié)的生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)抑制農(nóng)地拋荒的貢獻(xiàn)更加突出。

在回歸結(jié)果中，生產(chǎn)資料購(gòu)買服務(wù)和灌溉服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒不存在顯著影響。原因在于生產(chǎn)資料購(gòu)買服務(wù)僅改變了生產(chǎn)資料的購(gòu)買方式，并不影響農(nóng)戶要素配置結(jié)構(gòu)，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不存在顯著影響[3]。而灌溉服務(wù)影響不顯著可能是由不同地區(qū)水源充足性的差異造成的。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，灌溉服務(wù)對(duì)灌溉水源缺乏地區(qū)農(nóng)地拋荒的影響更加明顯。本文通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)在以雨雪灌溉為主的地區(qū)，灌溉服務(wù)顯著降低了農(nóng)戶選擇拋荒的概率，而在灌溉水源充足地區(qū)(以江河水為灌溉水源)影響不顯著(2)限于篇幅，本文未將估計(jì)結(jié)果列出，備索。。

(三)多環(huán)節(jié)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響

依據(jù)前文結(jié)果，選取估計(jì)結(jié)果顯著的種植規(guī)劃服務(wù)、機(jī)耕服務(wù)和病蟲害防治服務(wù)，探究多環(huán)節(jié)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響。

表3顯示，“種植規(guī)劃+機(jī)耕服務(wù)”“種植規(guī)劃+病蟲害防治服務(wù)”和“機(jī)耕+病蟲害防治服務(wù)”使農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率分別下降12.5%、10.7%和6.2%，使拋荒率分別下降8.3%、6.2%和4.0%，均大于三種服務(wù)的單一作用效果。而且，“種植規(guī)劃+機(jī)耕服務(wù)”和“種植規(guī)劃+病蟲害防治服務(wù)”對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用，要明顯大于產(chǎn)中環(huán)節(jié)的“機(jī)耕+病蟲害防治服務(wù)”。這表明，就抑制拋荒而言，在注重產(chǎn)中勞動(dòng)密集型環(huán)節(jié)和技術(shù)密集型環(huán)節(jié)密切配合的同時(shí)，增加產(chǎn)前環(huán)節(jié)的技術(shù)規(guī)劃和指導(dǎo)，能夠顯著抑制農(nóng)地拋荒。

表3 不同環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒影響的估計(jì)結(jié)果

當(dāng)種植規(guī)劃服務(wù)、機(jī)耕服務(wù)和病蟲害防治服務(wù)同時(shí)供給時(shí)，農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率減少17.8%，分別比提供“種植規(guī)劃+機(jī)耕服務(wù)”“種植規(guī)劃+病蟲害防治服務(wù)”和“機(jī)耕+病蟲害防治服務(wù)”高出5.3、7.1和11.6個(gè)百分點(diǎn)。這種抑制作用還表現(xiàn)為拋荒規(guī)模的下降，“種植規(guī)劃+機(jī)耕+病蟲害防治服務(wù)”使農(nóng)地拋荒率下降11.0%，說明隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)由單環(huán)節(jié)向多環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)變，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用逐漸增強(qiáng)。

(四)不同主體提供的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響

在CLDS村莊數(shù)據(jù)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)來源主要有兩種：一是以村集體為主導(dǎo)的供給模式，包括聯(lián)合農(nóng)機(jī)推廣站等政府部門、志愿組織以及村內(nèi)個(gè)體戶、專業(yè)戶等經(jīng)營(yíng)主體；二是農(nóng)事企業(yè)(專業(yè)化服務(wù)公司)主導(dǎo)的供給方式。由于2016年由農(nóng)事企業(yè)提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的村莊占比較低，且集中在機(jī)耕服務(wù)，約占村莊數(shù)量的10%，按照基準(zhǔn)回歸進(jìn)行估計(jì)可能導(dǎo)致結(jié)果不準(zhǔn)確。因此，通過重新組合數(shù)據(jù)，利用雙重差分法(DID)進(jìn)行估計(jì)，以CLDS數(shù)據(jù)中所在村莊在2016年、2018年均提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的追蹤調(diào)查農(nóng)戶作為樣本，保留 2016年所在村莊僅由村集體為主導(dǎo)提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的農(nóng)戶，構(gòu)建兩期面板數(shù)據(jù)。若2018年存在農(nóng)事企業(yè)提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，則賦值為1；僅由村集體為主導(dǎo)提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，賦值為0。

表4匯報(bào)了不同主體提供的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響。結(jié)果顯示，雙重差分的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。邊際效應(yīng)分析表明，與以村集體為主導(dǎo)的供給模式相比，農(nóng)事企業(yè)提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)使農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率下降11%，使農(nóng)地拋荒率降低8.3%。原因可能在于，與村集體經(jīng)濟(jì)組織相比，農(nóng)事企業(yè)具有市場(chǎng)化屬性，在農(nóng)業(yè)機(jī)械更新和先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)應(yīng)用上更具優(yōu)勢(shì)，這有助于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)拋荒的抑制作用。該研究結(jié)論說明，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的市場(chǎng)化和服務(wù)主體的多元化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用顯著增強(qiáng)，這有助于在長(zhǎng)期內(nèi)形成對(duì)農(nóng)地拋荒的持久性影響。

表4 不同服務(wù)主體提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒影響的估計(jì)結(jié)果

(五)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒影響的機(jī)制檢驗(yàn)

1.假說2：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)、勞動(dòng)力約束與農(nóng)地拋荒

為了對(duì)假說2進(jìn)行檢驗(yàn)，在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與勞動(dòng)力約束的交互項(xiàng)。表5估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)比重的交互項(xiàng)在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著影響農(nóng)地拋荒，且估計(jì)系數(shù)為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠弱化務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力不足對(duì)農(nóng)地拋荒的作用。同理，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)與老齡化的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明老齡化對(duì)農(nóng)地拋荒的影響在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的作用下得到減弱?；貧w結(jié)果表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過緩解勞動(dòng)力約束，抑制農(nóng)地拋荒，假說2得到驗(yàn)證。

表5 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)、勞動(dòng)力約束與農(nóng)地拋荒的機(jī)制檢驗(yàn)

2.假說4：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)、耕地資源稟賦與農(nóng)地拋荒

由于農(nóng)地規(guī)模與拋荒之間存在倒“U”型關(guān)系，估計(jì)模型中具有農(nóng)地規(guī)模的二次項(xiàng)，引入交互項(xiàng)容易產(chǎn)生過多的高次項(xiàng)，影響結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，參照仇童偉[27]的做法，分別求解在村集體提供和未提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的情況下，農(nóng)地規(guī)模、地貌類型對(duì)農(nóng)地拋荒的邊際效應(yīng)，具體如圖1和圖2所示。由圖1可知，農(nóng)地規(guī)模與拋荒之間存在倒“U”型關(guān)系，與未提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)相比，村集體提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠弱化農(nóng)地規(guī)模對(duì)拋荒的影響。類似地，圖2顯示，隨著地貌類型復(fù)雜程度的提高，農(nóng)戶選擇拋荒的概率上升，而村集體提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠降低地貌類型對(duì)農(nóng)地拋荒的作用。這表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過弱化農(nóng)地規(guī)模、地貌類型等耕地資源稟賦的限制，抑制農(nóng)地拋荒，假說4得到驗(yàn)證。

圖1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)、農(nóng)地規(guī)模與農(nóng)地拋荒

圖2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)、地貌類型與農(nóng)地拋荒

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)與農(nóng)戶異質(zhì)性分析

(一)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，通過重新組合數(shù)據(jù)，考察當(dāng)原本提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的村集體不再提供生產(chǎn)性服務(wù)后，農(nóng)戶是否拋荒以及拋荒程度所受到的影響。因此，利用雙重差分法(DID)，以CLDS數(shù)據(jù)中2016年、2018年的追蹤調(diào)查農(nóng)戶為樣本，保留2016年所在村莊提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的農(nóng)戶，構(gòu)建兩期面板數(shù)據(jù)。當(dāng)2018年農(nóng)戶所在村莊不再提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)時(shí)，賦值為1，其他賦值為0。

表6匯報(bào)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯寮w不再提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒存在顯著的影響，且估計(jì)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。結(jié)合邊際效應(yīng)分析結(jié)果，當(dāng)村集體不再提供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率增加5.0%，拋荒率上升4.1%，該結(jié)果說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

表7可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)使務(wù)農(nóng)收入占比較低的農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率下降3.0%，比務(wù)農(nóng)收入占比較高農(nóng)戶高出0.4個(gè)百分點(diǎn)。這是因?yàn)?，與務(wù)農(nóng)收入占比較高的農(nóng)戶相比，務(wù)農(nóng)收入占比較低農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量較少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨的勞動(dòng)力約束更強(qiáng)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用更明顯。類似地，家庭老齡化分組的估計(jì)結(jié)果表明，當(dāng)農(nóng)戶家庭有65歲及以上的老人時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用更明顯，這一結(jié)果驗(yàn)證了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠通過緩解勞動(dòng)力約束，抑制農(nóng)地拋荒。

農(nóng)地確權(quán)分組的估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)使未確權(quán)農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率下降3.8%，但對(duì)已確權(quán)農(nóng)戶的影響不顯著。原因在于完成確權(quán)的農(nóng)戶能夠通過土地流轉(zhuǎn)等方式弱化耕地資源稟賦的限制，而對(duì)于未確權(quán)農(nóng)戶，地權(quán)不穩(wěn)定會(huì)增加流轉(zhuǎn)過程中的交易成本和產(chǎn)權(quán)糾紛，導(dǎo)致農(nóng)戶選擇閑置農(nóng)地。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)可以在不改變承包權(quán)、經(jīng)營(yíng)權(quán)的基礎(chǔ)上，保留農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的決策權(quán)，增加了農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)農(nóng)地的積極性，從而抑制農(nóng)地拋荒，這一結(jié)果再次驗(yàn)證了假說4。

表7 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)不同稟賦農(nóng)戶農(nóng)地拋荒行為影響的估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本文利用2016年、2018年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)，運(yùn)用Logit模型和Tobit模型，實(shí)證分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響及作用機(jī)制，并基于不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)、服務(wù)主體和農(nóng)戶稟賦，系統(tǒng)考察了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒影響的異質(zhì)性，研究結(jié)果表明：

第一，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒呈現(xiàn)明顯的抑制作用。邊際效應(yīng)表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)使農(nóng)戶選擇農(nóng)地拋荒的概率下降2.6%，使農(nóng)地拋荒率降低1.5%，農(nóng)戶家庭平均減少拋荒面積約0.147畝。

第二，不同環(huán)節(jié)的生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的影響存在明顯差異，對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用依次為：種植規(guī)劃服務(wù)>機(jī)耕服務(wù)>病蟲害防治服務(wù)，灌溉服務(wù)和生產(chǎn)資料購(gòu)買服務(wù)影響不顯著。

第三，多環(huán)節(jié)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)能夠顯著抑制農(nóng)地拋荒，且抑制作用明顯高于單環(huán)節(jié)生產(chǎn)性服務(wù)。其中，在產(chǎn)中環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的基礎(chǔ)上，增加產(chǎn)前環(huán)節(jié)的技術(shù)規(guī)劃和指導(dǎo)能夠顯著增強(qiáng)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用。與村集體為主導(dǎo)的供給模式相比，服務(wù)主體的多元化有助于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的作用效果。

第四，機(jī)制檢驗(yàn)表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)主要通過緩解勞動(dòng)力約束和弱化耕地資源稟賦的限制來抑制農(nóng)地拋荒。而且，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)不同稟賦農(nóng)戶農(nóng)地拋荒的抑制作用存在明顯差異，具體來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)對(duì)農(nóng)地拋荒的抑制作用在家庭務(wù)農(nóng)收入占比低、有65歲及以上老人、土地產(chǎn)權(quán)模糊的農(nóng)戶中表現(xiàn)更加明顯。

基于上述研究結(jié)論，可以得到以下啟示：

第一，在農(nóng)地拋荒治理中，應(yīng)重點(diǎn)培育村級(jí)生產(chǎn)性服務(wù)組織，發(fā)揮村集體在推動(dòng)小農(nóng)戶和服務(wù)主體有效對(duì)接中的作用，鼓勵(lì)專業(yè)化、市場(chǎng)化的服務(wù)組織加入村級(jí)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)供給體系，彌補(bǔ)農(nóng)戶小規(guī)模、分散化經(jīng)營(yíng)的不足，從而達(dá)到抑制農(nóng)地拋荒的目的。

第二，考慮到不同環(huán)節(jié)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的作用效果存在差異，應(yīng)引導(dǎo)服務(wù)組織增強(qiáng)農(nóng)耕、病蟲害防治等必要環(huán)節(jié)的服務(wù)供給，加強(qiáng)產(chǎn)前的技術(shù)規(guī)劃和指導(dǎo)，對(duì)于撂荒地集中的區(qū)域，組織農(nóng)技人員開展技術(shù)指導(dǎo)服務(wù)。鼓勵(lì)生產(chǎn)性服務(wù)主體轉(zhuǎn)型升級(jí)，給予適當(dāng)?shù)霓r(nóng)機(jī)購(gòu)置補(bǔ)貼，擴(kuò)大病蟲害防治等生產(chǎn)托管薄弱環(huán)節(jié)的補(bǔ)貼面，推動(dòng)生產(chǎn)性服務(wù)由單環(huán)節(jié)向多環(huán)節(jié)進(jìn)而向全環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)變。

第三，通過適當(dāng)增加各類財(cái)政補(bǔ)貼支持服務(wù)組織，開展全程式、菜單式服務(wù)模式，為“無人種田”的兼業(yè)農(nóng)戶和“無力種田”的老齡農(nóng)戶提供托管服務(wù)。同時(shí)，應(yīng)支持服務(wù)主體研發(fā)、引進(jìn)現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)機(jī)械和先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)，增強(qiáng)在丘陵山區(qū)的作業(yè)能力，以抑制農(nóng)地拋荒。