農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策的效應(yīng)評估與機(jī)制分析

馬 楠

(中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074)

一、引言

農(nóng)業(yè)始終是我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展進(jìn)程中的重點(diǎn)、難點(diǎn)和增長點(diǎn)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)作為在我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程中，繼以家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制為起點(diǎn)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化[1]和農(nóng)民專業(yè)合作社[2]之后的第三次動能而受到廣泛關(guān)注[3-4]。我國當(dāng)前農(nóng)業(yè)發(fā)展主要矛盾已經(jīng)逐漸由總量供給不足向供需結(jié)構(gòu)性矛盾轉(zhuǎn)變，突出表現(xiàn)為階段性供給不足和供不應(yīng)求并存，為化解這一矛盾，推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展愈加受到重視。1983年至今歷次“中央一號”文件中大多均提及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，并于2017年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、國家發(fā)展改革委、財(cái)政部聯(lián)合印發(fā)了《關(guān)于加快發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的指導(dǎo)意見》,大力推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展，全國部分省(區(qū)、市)也相繼出臺相關(guān)實(shí)施細(xì)則落地執(zhí)行。從中央到地方系列文件的出臺實(shí)施是否能夠充分釋放農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的農(nóng)業(yè)發(fā)展效應(yīng)，是當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程中所應(yīng)關(guān)注的重點(diǎn)。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)涵蓋農(nóng)業(yè)的產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后3個環(huán)節(jié)，提供諸如農(nóng)機(jī)服務(wù)、植保服務(wù)、農(nóng)資供應(yīng)服務(wù)、農(nóng)業(yè)金融保險(xiǎn)服務(wù)、農(nóng)業(yè)科技服務(wù)等專業(yè)化服務(wù)[5]。通過文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有成果主要側(cè)重于從經(jīng)驗(yàn)總結(jié)的角度探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策的實(shí)施效果，如提升農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入[6]、提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[7]、抑制拋荒現(xiàn)象發(fā)生[8]、穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品供給[9]和優(yōu)化農(nóng)地資源配置[10]等；而從理論層面來看，部分學(xué)者聚焦于對我國當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的運(yùn)行模式進(jìn)行總結(jié)[11]，另有部分學(xué)者則嘗試使用不同模型[12-14]，從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)創(chuàng)新能力等諸多角度分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的驅(qū)動因素[15-17]和實(shí)施路徑[18]等。同比之下，鮮有學(xué)者以政策有效性視角為切入點(diǎn)圍繞農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)展開理論探討。繼國家出臺實(shí)施《指導(dǎo)意見》以來，2018年位于糧食主產(chǎn)區(qū)的河南、山東等地區(qū)積極響應(yīng)，隨之出臺農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展相關(guān)政策，但是政策究竟能否有效推動農(nóng)業(yè)發(fā)展？不同地區(qū)的政策實(shí)施是否存在區(qū)位異質(zhì)性？政策通過何種機(jī)制釋放紅利進(jìn)而推動農(nóng)業(yè)發(fā)展？本文基于事實(shí)數(shù)據(jù)綜合使用雙重差分等方法針對以上問題展開研究并做出回應(yīng)，這有助于量化評估農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策的農(nóng)業(yè)發(fā)展效應(yīng)及其作用機(jī)制，為政策進(jìn)一步推廣與優(yōu)化提供理論依據(jù)和實(shí)踐指導(dǎo)。

二、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策的農(nóng)業(yè)發(fā)展效應(yīng)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的本質(zhì)是分工[19]，將廣大農(nóng)戶尤其是小農(nóng)戶卷入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的分工經(jīng)濟(jì)，即：將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程進(jìn)行細(xì)分，針對不同細(xì)分環(huán)節(jié)“讓專業(yè)的人做專業(yè)的事”，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)邊際效率和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總收益的提升。具體來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策的農(nóng)業(yè)發(fā)展效應(yīng)主要表現(xiàn)在以下3個方面:

一是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策以發(fā)展生產(chǎn)托管為抓手，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模效益。根據(jù)第三次全國農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)顯示，我國小農(nóng)戶數(shù)量占農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體98%以上，小農(nóng)戶從業(yè)人員占農(nóng)業(yè)從業(yè)人員90%，小農(nóng)戶所經(jīng)營的耕地面積占總耕地面積的70%，“大國小農(nóng)”將是我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展所面臨的長期約束。小規(guī)模農(nóng)戶分散化經(jīng)營必然帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的不斷提升以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)利潤的持續(xù)降低，這會對農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的內(nèi)生動力產(chǎn)生不利影響，阻礙農(nóng)業(yè)健康發(fā)展。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策大力發(fā)展“土地托管”“代耕代種”“聯(lián)耕聯(lián)種”等多種形式的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)，一方面，以“托管服務(wù)”為紐帶，能夠有效集中和整合各類分散的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源尤其是土地資源，使委托農(nóng)戶共享農(nóng)機(jī)生產(chǎn)裝備，緩解“小農(nóng)”分散經(jīng)營的稟賦約束，在降低勞動力過密投入的同時，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模化和集約化發(fā)展；另一方面，以“托管服務(wù)”為渠道，能夠?qū)F(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和管理方式引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，降低要素投入總量和生產(chǎn)成本，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效益[20]。

二是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策以培育服務(wù)組織為抓手，緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力約束。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力約束是指受勞動力外流和老齡化等因素影響，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有效勞動力供給不足進(jìn)而限制農(nóng)業(yè)發(fā)展。一方面隨著我國農(nóng)民工數(shù)量的持續(xù)增加，大量農(nóng)業(yè)勞動力尤其是青年勞動力流轉(zhuǎn)至非農(nóng)領(lǐng)域，在農(nóng)業(yè)勞動力供給不足的同時農(nóng)業(yè)用工成本也在不斷提升；另一方面我國農(nóng)村人口老齡化日趨嚴(yán)重，根據(jù)第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村60歲及以上老年人占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎剡_(dá)到23.81%，高于城鎮(zhèn)7.99個百分點(diǎn)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策引入多元服務(wù)主體、培育服務(wù)組織，依托組織提供深翻、深松、秸稈還田等各類勞動力密集型作業(yè)服務(wù)。作為經(jīng)濟(jì)理性人，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中會主動尋求以低價格要素替換高價格要素，當(dāng)服務(wù)組織以相對合理價格向農(nóng)戶提供生產(chǎn)服務(wù)時，便等于向農(nóng)戶提供了以資本要素替換勞動力要素的渠道[8]。農(nóng)戶可以通過向服務(wù)組織購買各類服務(wù)以彌補(bǔ)自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中勞動力不足的問題，緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動力約束。

三是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策以引入現(xiàn)代化生產(chǎn)要素為抓手，促進(jìn)農(nóng)業(yè)跨越要素壁壘，實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化發(fā)展。從產(chǎn)業(yè)發(fā)展歷史邏輯來看，農(nóng)業(yè)諸多優(yōu)質(zhì)要素被工業(yè)和服務(wù)業(yè)所吸收[21]，為推動農(nóng)業(yè)由弱勢產(chǎn)業(yè)走上現(xiàn)代化發(fā)展路徑，僅靠其自己積累將面臨諸多要素壁壘，特別是在專業(yè)技術(shù)人才、金融信貸服務(wù)、現(xiàn)代信息技術(shù)等方面。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策基于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的資本密集、技術(shù)密集、高度市場化等特點(diǎn)[22]，著力引導(dǎo)社會資本進(jìn)入農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展領(lǐng)域，以市場為載體將各類現(xiàn)代化的生產(chǎn)要素導(dǎo)入農(nóng)業(yè)，促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與現(xiàn)代化的生產(chǎn)要素相融合，助力農(nóng)戶跨越農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展進(jìn)程中所面臨的諸多要素壁壘，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)改造農(nóng)業(yè)傳統(tǒng)生產(chǎn)模式、提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的目標(biāo)。

基于以上3個方面的理論分析，提出如下假說：

假說1：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策可以有效推動農(nóng)業(yè)發(fā)展。

假說2：不同地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)稟賦具有一定差異，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策的農(nóng)業(yè)發(fā)展效應(yīng)也具有區(qū)域異質(zhì)性特征。

假說3：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策通過發(fā)展生產(chǎn)托管、培育服務(wù)組織和引入現(xiàn)代化生產(chǎn)要素等機(jī)制釋放政策紅利推動農(nóng)業(yè)發(fā)展。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)識別策略

依據(jù)《國家糧食安全中長期規(guī)劃綱要(2008—2020)》,我國31個省(區(qū)、市)可以劃分為糧食主產(chǎn)區(qū)、糧食主銷區(qū)和糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)3類。其中，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展對于強(qiáng)化保障我國糧食安全至關(guān)重要。因此，本文選取糧食主產(chǎn)區(qū)13個省(區(qū)、市)的163個地級市作為研究對象。

2017年國家出臺《關(guān)于加快發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的指導(dǎo)意見》以后，位于糧食主產(chǎn)區(qū)的河南、山東、安徽、四川、江西等地區(qū)積極響應(yīng)，均在2018年出臺相應(yīng)“實(shí)施方案”“實(shí)施意見”等配套政策文件，以推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在本省(區(qū)、市)得到較好發(fā)展；與之相比較，河北、內(nèi)蒙古、遼寧省等其他省(區(qū)、市)未見出臺實(shí)施專門性政策文件，因此構(gòu)成一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。本文采用雙重差分法(Difference in Difference，DID)估計(jì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策對農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響?；舅悸肥菍⒊雠_實(shí)施相關(guān)政策省(區(qū)、市)的地級市設(shè)為處置組，將未出臺實(shí)施相關(guān)政策省(區(qū)、市)的地級市設(shè)置為控制組，在控制其他影響因素的基礎(chǔ)上，通過對照不同組別農(nóng)業(yè)發(fā)展在政策實(shí)施前后的差異，獲得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策對農(nóng)業(yè)發(fā)展的凈效應(yīng)，模型設(shè)定如下：

yi,t=α+βtreati×timet+γtreati+δtimet+ηcontroli,t+εi,t

(1)

(1)式中，i和t表示地級市和時間(以年為單位)，yi,t為被解釋變量，表示農(nóng)業(yè)發(fā)展情況。treati和timet為虛擬變量，treati=1為處置組，即出臺實(shí)施了相關(guān)政策的地級市，treati=0為控制組，即未出臺實(shí)施相關(guān)政策的地級市；timet=1表示在政策出臺實(shí)施之后,timet=0表示在政策出臺實(shí)施之前，二者分割時點(diǎn)為2018年。α、β、γ、δ、η為待估計(jì)參數(shù)，其中交互項(xiàng)系數(shù)β為重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)，表示出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策對農(nóng)業(yè)發(fā)展的凈效應(yīng)。εi,t為誤差項(xiàng)，controli,t為控制變量。

在此基礎(chǔ)之上，一方面為進(jìn)一步提升估計(jì)精度，另一方面為更有效規(guī)避內(nèi)生性問題，此處使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，既控制“個體固定效應(yīng)”又控制“時間固定效應(yīng)”，因此式(1)可以轉(zhuǎn)化為式(2)

yi,t=α+βtreati×timet+λi+yeart+ηcontroli,t+εi,t

(2)

(2)式中，λi為個體固定效應(yīng)，yeart為時間固定效應(yīng)，其他參數(shù)含義與(1)式保持一致。

(二)變量選取

(1)因變量。參照現(xiàn)有研究成果，本文選取各地級市第一產(chǎn)業(yè)增加值和人均第一產(chǎn)業(yè)增加值來反映其農(nóng)業(yè)發(fā)展水平，用第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重反映其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀態(tài)[23-25]。

(2)核心解釋變量。虛擬變量treati和timet的交互項(xiàng)treati×timet為核心解釋變量，用以反映出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策對農(nóng)業(yè)發(fā)展的凈效應(yīng)，處置組(treati=1)2018年及以后年份(yeart≥2018)的交互項(xiàng)取值為1(treati×timet=1)，其余取值為0(treati×timet=0)。

(3)控制變量。農(nóng)業(yè)發(fā)展受諸多因素影響，因此分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策的凈效應(yīng)，需要控制其他外生因素的影響。借鑒相關(guān)研究[26-29]，本文選取7個控制變量：農(nóng)民收入水平，此變量用農(nóng)村居民人均可支配收入來衡量；收入分配，此變量用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值來衡量；財(cái)政支農(nóng)，此變量用農(nóng)林水事務(wù)支出與地方財(cái)政總支出的比值來衡量；機(jī)械化水平，此變量用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力來衡量；農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，此變量用糧食作物播種面積與農(nóng)作物總播種面積的比值來衡量；人均農(nóng)作物總播種面積，用農(nóng)作物總播種面積與鄉(xiāng)村人口數(shù)的比值來衡量；城鎮(zhèn)化水平，用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎祦砗饬俊?/p>

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文研究對象為糧食主產(chǎn)區(qū)13個省(區(qū)、市)的163個地市級行政單位，時間跨度為2009年至2019年。因變量和各類控制變量數(shù)據(jù)均來源于歷年《城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。需要說明的是，由于受數(shù)據(jù)可得性限制，少量空缺數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)齊。各類變量描述性統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

(四)處置組和控制組在政策前平行趨勢初判

雙重差分方法使用有效性的前提是處置組和控制組能夠在政策實(shí)施以前滿足平行趨勢假設(shè)。此處分別繪制第一產(chǎn)業(yè)增加值、人均第一產(chǎn)業(yè)增加值的平行趨勢檢驗(yàn)圖(見圖1)。

觀察圖1所示結(jié)果可以認(rèn)為，在出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策以前，處置組和控制組農(nóng)業(yè)發(fā)展的趨勢均基本保持較為相似的發(fā)展趨勢，因此可以初步認(rèn)為處置組和控制組在政策前基本滿足平行趨勢假設(shè)。在此基礎(chǔ)之上，后文還將采用事件研究、安慰劑檢驗(yàn)等實(shí)證方法對平行趨勢假設(shè)進(jìn)行再次驗(yàn)證。

四、實(shí)證與結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

糧食主產(chǎn)區(qū)出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策對農(nóng)業(yè)發(fā)展效應(yīng)的回歸結(jié)果如表2所示。表2中，第(1)、(3)、(5)列沒有控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，只包含了treati和timet以及二者的交互項(xiàng)，同時加入控制變量；第(2)、(4)、(6)則進(jìn)一步控制了個體效應(yīng)和時間效應(yīng)。不難發(fā)現(xiàn)，無論采用何種DID估計(jì)方法，各列結(jié)果的交互項(xiàng)均在1%顯著性水平下相關(guān)。但同時，(5)、(6)列交互項(xiàng)系數(shù)的符號與其他列的符號相反，這主要是由于3個因變量所反映農(nóng)業(yè)發(fā)展的角度不同，其中第一產(chǎn)業(yè)增加值、人均第一產(chǎn)業(yè)增加值反映的是農(nóng)業(yè)總量的提升，而第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重則反映的是結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。具體以雙向固定效應(yīng)模型結(jié)果展開分析：(2)、(4)列中交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.0815、0.0616，表明相對于未出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策的地級市，已經(jīng)出臺相關(guān)政策地級市的農(nóng)業(yè)發(fā)展成效能夠提升約7.15%左右，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策可以有效推進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展。(6)列中交互項(xiàng)系數(shù)為-0.0098，表明相對于未出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策的地級市，已經(jīng)出臺相關(guān)政策地級市的農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)整體中所占的比重逐漸降低，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從屬于第三產(chǎn)業(yè)，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展會提升第三產(chǎn)業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)整體中所占的比重，“一降一升”體現(xiàn)出實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整所發(fā)揮的作用。綜上，通過基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析可以認(rèn)為，在糧食主產(chǎn)區(qū)，出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策，既能“促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展”又能“調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”。前文提出的假說1得到驗(yàn)證。

(二)異質(zhì)性分析

由于農(nóng)業(yè)發(fā)展政策的有效落地實(shí)施與地區(qū)農(nóng)業(yè)自然環(huán)境、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平等因素具有一定關(guān)聯(lián)，而往往不同地區(qū)這些因素具有較為明顯的地區(qū)異質(zhì)性，因此有必要針對回歸結(jié)果進(jìn)行異質(zhì)性分析。此處將從如下3個方面進(jìn)行異質(zhì)性的考察：第一，地形地貌特征。受不同地形地貌特征的影響，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)政策的實(shí)施效果可能會存在一定差別，如山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資本、技術(shù)等要素相對匱乏，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展或可以通過市場將這些要素引入山區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展，并取得較好成效。因此此處設(shè)置虛擬變量mounti對地形地貌特征進(jìn)行標(biāo)識，mounti=1為山區(qū)，mounti=0為非山區(qū)(1)依據(jù)各省(區(qū)、市)政府網(wǎng)站所介紹主要地形地貌特征，此處將糧食主產(chǎn)區(qū)中的吉林、黑龍江、江西、四川劃分為山區(qū),其余為非山區(qū)。。第二，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。不同生產(chǎn)規(guī)模農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的需求存在一定偏好[30]，因此此處設(shè)定虛擬變量scalei對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模進(jìn)行標(biāo)識，依照國家劃定的18億畝耕地紅線，以及2020年全國鄉(xiāng)村人口數(shù)約5.1億人，scalei=1表示實(shí)際農(nóng)作物播種面積均值大于等于3.53畝/人的地區(qū)，否則scalei=0。第三，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。表2結(jié)果已經(jīng)顯示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策可以有效推進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展，但推動效果在不同農(nóng)業(yè)發(fā)展水平省(區(qū)、市)之間是否存在差異需要進(jìn)一步探究，為此此處使用分位數(shù)回歸模型對全樣本進(jìn)行分位數(shù)回歸。

表3 地形地貌特征和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模異質(zhì)性回歸結(jié)果

表3中，(1)、(3)列交互項(xiàng)系數(shù)均在1%顯著性水平下正相關(guān)，表明出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策的省(區(qū)、市)中，山區(qū)的政策效應(yīng)要強(qiáng)于非山區(qū)?？赡艿脑蚴巧絽^(qū)與非山區(qū)相比較，山區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，科技人才相對匱乏，因此在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中現(xiàn)代化生產(chǎn)技術(shù)的應(yīng)用不足。在實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策以后，社會化的新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)主體得到發(fā)展，將資本、科技等要素引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，有效彌補(bǔ)了山區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的短板和約束，因此所取得的成效也相對更為明顯。(4)列交互項(xiàng)系數(shù)在5%顯著性水平下正相關(guān)，表明出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策的地級市中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較大地區(qū)的政策效應(yīng)要強(qiáng)于生產(chǎn)規(guī)模較小的地區(qū)。究其原因，一方面，從農(nóng)業(yè)發(fā)展整體來看，機(jī)械化生產(chǎn)是面向農(nóng)業(yè)產(chǎn)中環(huán)節(jié)的重要生產(chǎn)性服務(wù)之一，相較于規(guī)?；a(chǎn)地區(qū)，小規(guī)模生產(chǎn)地區(qū)農(nóng)業(yè)機(jī)械化生產(chǎn)的成本會更高，進(jìn)而限制了政策紅利的釋放；另一方面，從農(nóng)戶選擇偏好來看，相對農(nóng)場主等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體而言，小農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的邊際成本相對較高，并且受其自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)穩(wěn)定性不高、市場風(fēng)險(xiǎn)抗擊能力不足等問題的影響，其不愿增加除生產(chǎn)必需品以外的其他資本投入，因此小規(guī)模農(nóng)戶偏好于不購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，進(jìn)而縮減了市場需求，限制了政策對農(nóng)業(yè)的推動效應(yīng)。這與作者前期在江西、湖北等十省區(qū)調(diào)研所獲取的數(shù)據(jù)較為吻合，約64.47%的受訪小農(nóng)戶不愿意購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)，而農(nóng)場主等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體不愿購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)的比例約為38.37%[30]。

表4 農(nóng)業(yè)發(fā)展水平異質(zhì)性回歸結(jié)果

表4中，兩個模型的分位數(shù)回歸結(jié)果均顯示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策在不同農(nóng)業(yè)發(fā)展水平省(區(qū)、市)之間存在一定差異，政策效應(yīng)伴隨著農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的提升不斷降低。其中，(1)列相關(guān)系數(shù)在10%分位數(shù)至60%分位數(shù)區(qū)間內(nèi)，由0.1886降至0.1209；(2)列相關(guān)系數(shù)在20%分位數(shù)至50%分位數(shù)區(qū)間內(nèi)，由0.1131降至0.0848；(1)、(2)兩列在70%分位數(shù)至90%分位數(shù)區(qū)間內(nèi)均不顯著。綜合可以看出，政策效應(yīng)具有“益貧不益富”的特點(diǎn)。這一結(jié)論與前文所得山區(qū)的政策效應(yīng)要強(qiáng)于非山區(qū)較為一致。前文提出的假說2得到驗(yàn)證。

(三)識別假定檢驗(yàn)

1.平行趨勢再檢驗(yàn)

為了對前文圖1所示平行趨勢作進(jìn)一步的檢驗(yàn)，此處使用事件分析方法(Event Study)研究實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策的動態(tài)影響。具體而言，在式(2)基礎(chǔ)上將交互項(xiàng)treati×timet替換為實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策前后年份的啞變量[31-32]，控制變量保持不變，具體如式(3)所示。

(3)

式(3)中S取值為負(fù)數(shù)表示在實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策前S年，取值為正數(shù)表示在實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策后S年，取值為0表示實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策當(dāng)年，即2018年。此處將政策實(shí)施前的2009年設(shè)定為基準(zhǔn)組，2013至2019年回歸系數(shù){β-5,β-4,β-3,β-2,β-1,β0,β1} 取值范圍如圖2所示。觀察圖2可以發(fā)現(xiàn)，在控制了一系列控制變量的條件下，出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策的兩年前(2016年及之前)，回歸系數(shù)取值不顯著異于0，但自2017年起回歸系數(shù)開始顯著異于0。這表明，在2017年國家層面出臺實(shí)施《關(guān)于加快發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的指導(dǎo)意見》后，處置組便已經(jīng)開始落地執(zhí)行相關(guān)具體工作，享受了政策帶來的紅利，并且這種紅利在2018年所在地省級層面出臺“實(shí)施方案”“實(shí)施意見”等配套政策文件后得到了進(jìn)一步夯實(shí)和提升。至此，再次驗(yàn)證了本研究使用雙重差分方法平行趨勢假設(shè)是成立的。

注：左側(cè)因變量為第一產(chǎn)業(yè)增加值，右側(cè)因變量為人均第一產(chǎn)業(yè)增加值，置信區(qū)間均為95%；控制變量與前文一致；個體因素和時間因素均進(jìn)行了控制。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

2.安慰劑檢驗(yàn)

為了避免小概率事件對分析結(jié)論的影響，提高安慰劑檢驗(yàn)的識別能力，此處處置組隨機(jī)抽取的次數(shù)設(shè)定為500次，圖3匯報(bào)了估計(jì)系數(shù)的概率密度分布?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨機(jī)分配的系數(shù)估計(jì)值在0附近，虛線所示基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果(0.0824)位于整體分布之外。因此，可以認(rèn)為不存在其他不可觀測遺漏變量對政策的實(shí)施效應(yīng)產(chǎn)生了影響，即出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策對農(nóng)業(yè)發(fā)展的推動作用是真實(shí)存在的。

(四)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于農(nóng)業(yè)發(fā)展以及相關(guān)政策成效的顯現(xiàn)可能存在一定的滯后性，且前文所選取的7個控制變量可能會與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策存在反向影響，因此為降低所選取控制變量的內(nèi)生性問題，此處將所有控制變量滯后一期重新進(jìn)行雙重差分分析，結(jié)果如表5所示。對比表5和表2結(jié)果可看出，各變量回歸關(guān)系符號和顯著性水平未發(fā)生明顯改變，因此可以認(rèn)為模型的回歸結(jié)果較為穩(wěn)定。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、政策的影響機(jī)制分析

根據(jù)前文研究結(jié)論可知，出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策能夠有效推動農(nóng)業(yè)發(fā)展。在此基礎(chǔ)之上，結(jié)合假設(shè)3，分別設(shè)定鄉(xiāng)村人均機(jī)械化水平、財(cái)政支農(nóng)、城鎮(zhèn)化水平3個參數(shù)用以反映生產(chǎn)托管發(fā)展、服務(wù)組織培育和現(xiàn)代化生產(chǎn)要素引入這3個政策效益釋放的具體作用機(jī)制。此處將采用與基準(zhǔn)回歸分析中的相同模型和樣本來進(jìn)行影響機(jī)制的分析，結(jié)果如表6所示。

表6 影響機(jī)制回歸結(jié)果

(1)、(2)列系數(shù)分別在5%、1%顯著性水平下負(fù)相關(guān)，表明出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策以后，地方財(cái)政中用于農(nóng)林水事務(wù)的支出逐漸縮減，政策實(shí)施有效促進(jìn)了社會非公有資本進(jìn)入農(nóng)業(yè)發(fā)展領(lǐng)域?yàn)檗r(nóng)業(yè)提供專業(yè)化的生產(chǎn)性服務(wù)，降低了區(qū)域農(nóng)業(yè)發(fā)展對國家財(cái)政投入的依賴程度。一方面農(nóng)業(yè)發(fā)展資本要素來源的多樣化，為農(nóng)業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展提供了保障；另一方面伴隨著市場非公有制主體參與農(nóng)業(yè)發(fā)展的深化，以生產(chǎn)性服務(wù)為紐帶的服務(wù)型規(guī)?；r(nóng)業(yè)生產(chǎn)將能夠?qū)⒋罅啃∞r(nóng)戶彼此連接，進(jìn)而化解“大國小農(nóng)”的發(fā)展約束。

(3)、(4)列系數(shù)均在1%顯著性水平下負(fù)相關(guān)，表明出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策以后，農(nóng)戶購買農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械的需求有所降低，進(jìn)而導(dǎo)致鄉(xiāng)村人均機(jī)械化水平出現(xiàn)下降。這主要由于機(jī)械化生產(chǎn)是面向農(nóng)業(yè)產(chǎn)中環(huán)節(jié)的重要生產(chǎn)性服務(wù)之一，農(nóng)戶尤其是小農(nóng)戶則主要以租借的方式將現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機(jī)械引入自身的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程之中，在滿足自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需求的同時也不需額外投入資金購買設(shè)備，進(jìn)而限制了農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力的增加，并具體表現(xiàn)為鄉(xiāng)村人均機(jī)械化水平的下降。

(5)、(6)列系數(shù)均在1%顯著性水平下正相關(guān)，表明出臺實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策以后，地區(qū)城鎮(zhèn)化水平得到有效提升。這主要是由于，一方面伴隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的不斷發(fā)展，在農(nóng)村地區(qū)將會出現(xiàn)更多的服務(wù)業(yè)就業(yè)崗位，促進(jìn)農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)非農(nóng)化就業(yè)，進(jìn)而對城鎮(zhèn)化水平的提升起到正向的推動作用；另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有資本密集、技術(shù)密集、高度市場化等特點(diǎn)，其能夠較為有效地緩解農(nóng)業(yè)發(fā)展所面臨的資本、技術(shù)和市場化程度不高等方面的約束，并同時深化城鄉(xiāng)之間的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)，縮小城鄉(xiāng)收入差距，這同樣也會對城鎮(zhèn)化水平的提升起到正向的推動作用。至此，前文提出的假說3得到驗(yàn)證。

六、結(jié)論及政策啟示

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展進(jìn)程中繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制和農(nóng)民專業(yè)合作社之后的農(nóng)業(yè)發(fā)展新動能。自2017年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部等三部委聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于加快發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的指導(dǎo)意見》后，位于糧食主產(chǎn)區(qū)的河南、山東、安徽、四川、江西等部分省(區(qū)、市)積極響應(yīng)國家政策，出臺實(shí)施了相應(yīng)的“實(shí)施方案”“實(shí)施意見”等配套政策文件，與之相比較，同樣位于糧食主產(chǎn)區(qū)的河北、內(nèi)蒙古、遼寧省等其他省(區(qū)、市)未見出臺實(shí)施專門性政策文件，因此從整體層面形成了一個“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。為此，本文采用雙重差分方法(DID)、事件研究方法(Event Study)、分位數(shù)回歸方法等識別了該政策對糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的因果效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，政策的實(shí)施顯著促進(jìn)了糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，使得處置組比控制組提升約7.15%，此結(jié)論通過了平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)以及因變量滯后一期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。而且，政策在推動農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時也能夠有效優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，整體表現(xiàn)出既能“促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展”又能“調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”的政策效應(yīng)。第二，不同區(qū)域政策效應(yīng)存在一定異質(zhì)性：山區(qū)的政策效應(yīng)要強(qiáng)于非山區(qū)；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模較大地區(qū)的政策效應(yīng)要強(qiáng)于生產(chǎn)規(guī)模較小的地區(qū)；政策效應(yīng)伴隨著農(nóng)業(yè)發(fā)展水平的提升不斷降低，表現(xiàn)出“益貧不益富”的特點(diǎn)。

本文的研究結(jié)論在一定程度上驗(yàn)證了從中央到地方一系列農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策推動農(nóng)業(yè)發(fā)展的有效性并分析了具體的作用機(jī)制，為相關(guān)政策進(jìn)一步推廣與優(yōu)化提供了一定的經(jīng)驗(yàn)啟示。第一，糧食主產(chǎn)區(qū)作為我國糧食安全供給的重要保障，農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展至關(guān)重要，主產(chǎn)區(qū)內(nèi)部分地區(qū)先行實(shí)施農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相關(guān)政策，有效推動了農(nóng)業(yè)發(fā)展，獲得了政策帶來的紅利。因此，尚未制定相關(guān)政策的地區(qū)也應(yīng)以此為抓手，為本地區(qū)農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展提供政策助力。第二，其他地區(qū)借鑒糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策實(shí)施經(jīng)驗(yàn)時，需因地制宜，根據(jù)自身稟賦條件，找準(zhǔn)政策著力點(diǎn)。西部地區(qū)地形地貌特征多為山地，小規(guī)模農(nóng)戶分散化經(jīng)營特征相對更為突出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策應(yīng)著力培育農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)組織，探索發(fā)展形式多樣的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)，集中整合分散農(nóng)業(yè)資源，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模效益；中、東部地區(qū)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化水平相對較高，其對農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的要素虹吸現(xiàn)象更為明顯，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策應(yīng)著力引入多元服務(wù)主體，依托市場將人才、金融、現(xiàn)代信息技術(shù)等現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素導(dǎo)入農(nóng)業(yè)，逐漸消除農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的各種要素壁壘，持續(xù)提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。第三，基于政策實(shí)施異質(zhì)性特征，雖然農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策對山區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的推動作用更為明顯，但同時由于山區(qū)小農(nóng)戶相對較多，受小農(nóng)戶生產(chǎn)性服務(wù)購買偏好和能力較低的影響，山區(qū)政策紅利的充分釋放也會受到限制。為破解這一矛盾，山區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)政策實(shí)施初期，政府應(yīng)當(dāng)以服務(wù)供給主體的角色積極參與服務(wù)市場建設(shè)，針對小農(nóng)戶提供“低價格”“公益性”的生產(chǎn)性服務(wù)，這將有助于提高其政策的農(nóng)業(yè)發(fā)展效應(yīng)。