钱 巍，王永胜，潘方卉

（东北农业大学经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150030）

一、引言与文献综述

农业机械化水平的提高是引导农业向高质量发展转变的重要推动力，也是农业现代化的重要衡量指标［1］。与发达国家相比，我国农业机械普及率偏低且结构不均衡，农业全要素生产率增长缓慢。2020年，我国农业机械化水平达70%，但与发达国家普遍高于90%相比尚存在一定差距，且小型拖拉机比例达70%①数据来源，《2021年中国农业机械化发展现状分析短报告》。。长期以来，小农户经营主体逐渐形成农户雇佣自己劳动力、配合适应自己经营规模的小型农业机械的分工模式。受城乡二元经济体制和户籍制度等因素的影响，大量低技能劳动力滞留农村从事农业生产经营活动［2］，使得劳动力相对资本更具生产的相对比较优势，从而抑制农户提高生产机械化水平的利润动机。近年来，农机社会化服务的兴起有效衔接小农户对大型农机的需求［3-4］，但同时也面临着市场容量过小、交易成本过高、信息不对称等问题。与之相比，经营范围更广泛的农民合作社既拥有大型与智能农机作业需求，又可以为小农户提供类似农机合作社的服务供给，由此对我国当前农业机械化带来一定的变动。农民合作社作为一种新型农业经营主体，在经营规模、盈利能力、市场导向、品牌建设等方面相比小农户优势明显［5］。截至2020年11月，全国农民合作社达224.1万家，普通农户占成员总数的80.7%，但部分农民合作社也可能因为过高交易成本等问题而走向“空壳社”“异化社”［6］，农民合作社的质量在影响农业机械化水平过程中不容忽视。基于此，针对我国当前农业机械数量、质量和结构有待进一步提高与优化的现状，农民合作社对农业机械化水平是否存在促进作用是本文关注的焦点。

农业机械化水平的影响因素在学术界尚未形成一致定论。首先，在农业劳动力非农化转移方面，根据传统的要素替代理论和诱致性技术创新理论，农业劳动力的非农转移会提高劳动力要素的相对稀缺度与相对要素价格，这种“用工成本”的上升会促进农业经营主体扩大对农机这种劳动节约型生产要素的需求［7］。从收入角度来看，非农就业带来的非农收入会增加经营者对农机的投入［8］和生产性投资［9］，但是农民经营性收入却对此没有影响［10］。同时，林善浪等［11］从农业劳动力选择性转移视角，研究发现我国农业生产的劳动力与机械投入之间替代弹性较小，劳动力成本上升对农机化水平的提高作用有限。以青壮年男性为主的外出兼业主体使得农村剩余劳动力呈现妇女化［12］、老龄化［13］，而这种结构特征并未扩大对农机的需求。其次，在土地经营规模方面，候方安［14］认为耕地规模经营对于农业机械化具有直接的推动作用，而且土地流转会进一步加强这种影响，但要受到地权稳定和农地存量的调节［15］。土地确权对农业机械化的促进效应也受到农地经营规模的影响［16］。而曹阳等［17］通过分析微观调查数据，发现土地规模经营与农业机械化水平之间并无必然的联系，家庭承包责任制下的农业机械化在土地小规模经营下依然可以实现。以小农户为主体的分散经营并未阻碍农业机械化水平的提高，不应该单纯地追求大机械化的农业生产模式［18］。最后，其他影响因素研究集中在农机社会化服务［3］、农机补贴［19-20］、农村金融［21-22］等方面。

二、理论分析与研究假说

（一）农民合作社影响农业机械化理论分析

当传统的家庭自购农业机械生产模式无法激励小农户进行现代化机械投资时，生产服务外包和加入农民合作社成为两种新的生产渠道。一方面，相比小农户，农民合作社更具有投资农机的可行性与积极性。农机现代化程度越高，农机购置价格和与之互补的人力资本也往往越高。小农户经营面临资金支持不足问题，较高的固定成本分摊到有限的生产规模中会提高平均生产成本，农业剩余劳动力老龄化也会限制人力资本积累，从而影响农户购置农机的积极性。农民合作社虽然与企业在出资方式、决策原则、分配方式等方面存在差异，但在经营组织化程度、农产品品牌建设、抵御市场风险能力等方面相比小农户具有一定优势。首先，较高预期的经营绩效会吸引农民将土地进行托管，改变“兼业化”和土地在缺乏组织化经营的分散农户之间流转的现状。这样一来，高成本农机在被托管土地的使用会减少单位土地分摊的固定成本，进行集约化生产的同时也提高生产效率。其次，合作社与小农户之间稳定的合作关系可以提高作物种植的统一性，降低农机“资产专用性”带来的交易成本。最后，从需求角度来看，合作社作为一个组织化主体，能缓解小农户与农机生产商之间的信息不对称和需求疲软。合作社可以将新的农机作业需求及时向生产商反馈，并通过延长农产品产业链、加强产品议价能力、抵御市场周期性波动以提高利润水平，因此提高对大型、智能、现代化农机的当期投资需求，优化农机结构发展不均衡现状，深化农业机械化提质增效。

另一方面，农民合作社促进农机合作社的发展，节约农机作业衔接过程中的交易成本。农机合作社相比农民合作社专业化程度更深，但二者的服务边界也逐渐出现融合迹象：农民合作社购置农机后为分摊固定成本不断扩大作业范围，许多农机合作社的社会化服务对象也不断拓宽，成为提供农机服务种、收、销一体化的“双主体”。农机社会化服务主体进行跨区作业面临远距离运输和收集服务需求信息等成本，不同生产环节的市场准入门槛也会限制服务主体的服务半径与市场规模［23］。如果农民合作社直接作为作业需求者与农机服务商进行对接，更有利于双方信息沟通并减少交易次数，从而节约交易成本。如果农民合作社利用自有农机进行社会化服务，具有较低准入门槛的生产环节对异地服务商而言市场份额太小，甚至会取消市场交易，但本地合作社可以以低成本进入，进行农业生产的机械化覆盖。基于此，提出第一个研究假说：

H1：成立农民合作社对农业机械化水平具有促进作用。

（二）土地流转的调节效应分析

农地资源在中国存在错配，配置效率的提高受到农户土地流转的影响［24］。土地适度规模经营是实现农业机械化的必要条件，土地转入会显著提高农户对农机的采用［25］。农民合作社经营主体进行农业机械投资，尤其是大型与智能农机，较高固定成本的存在使其更需要土地集约耕作。然而，农民合作社的建立并不必然直接加速劳动力转移和土地流转，规模经济效应的发挥受到阻碍。首先，受限于对合作社盈利能力与利润分配机制的充分认知，使许多农户最初对流转土地持观望态度。其次，土地供给缺乏弹性，农户拥有完全托管、兼业和自营多种选择，在合作社绩效较好时与其进行关于土地租金的博弈，使合作社面临高租金成本。因此，当农民合作社不能通过土地流转获得较高土地经营面积时，规模经济对农业机械购置的促进作用较低。只有在生产率较高的国家和地区才会有新技术和较高的机器采用率［26］。对于农业生产效率而言，只有当土地流转促进规模化经营时才能得到提高［27］。当农户通过签订合同等方式与合作社建立良好的合作关系，土地流转的摩擦性阻碍得到缓解时，合作社才能获得购置农机作业的规模经济性。基于此，提出第二个研究假说：

H2：农民合作社对农业机械化的影响受到土地流转的正向调节。

基于此，构建农民合作社对农业机械化水平影响的理论框架如图1所示。

中国共产党是与时俱进的党，是遵循历史规律的党，是勇立时代潮头的党。党和国家事业推进到哪一步，党的建设就要推进到哪一步，相应地就要确立符合时代要求的党的建设总目标。建党90多年来，从注重思想建党到重视制度建设再到把党的政治建设摆在首位，号召全党提高政治领导力和政治领导本领，充分展示了我们党与时俱进的理论品格，全面彰显了新时代党的建设的战略考量和鲜明特色。

图1 农民合作社对农业机械化水平影响的理论框架

三、数据来源、模型构建与变量选取

（一）数据来源

本文以农民合作社与农业机械化为主要变量进行研究。空间维度选取31个省份为样本，由于中国港澳台地区数据存在明显缺失，故进行删除处理；时间维度鉴于省际农民合作社数据可得性，选择2016年为研究时段。所用数据主要来源于第三次全国农业普查、《中国统计年鉴》《中国农业年鉴》。具体而言，农民合作社数据来源于第三次全国农业普查，农业机械化综合发展水平评价体系中农业机器人数据来源于国际机器人联合会（IFR），信息技术支持来源于工业和信息化部，其它指标数据来源于《中国农业年鉴》。控制变量数据来源于《中国统计年鉴》、银保监会、各省农业机械购置补贴机具补贴额一览表。

（二）模型构建

大多数实证研究以某区域的微观调研数据为样本载体，相比之下，本文所用宏观数据量较小，重在给出一个具有直觉性的经验分析。因后续被解释变量取值区间为（0，1），属于受限因变量，为避免OLS回归造成一定偏误，采用Tobit模型进行MLE估计。模型设置如下：

式（1）～式（3）中，i表示省份，Y*为潜变量，Y为被解释变量农业机械化水平，X为解释变量农民合作社，CV为一系列除合作社外其他影响农业机械化水平的控制变量，ε为扰动项，β捕捉X对潜变量的边际效应。式（1）为基准模型，为了实证分析土地流转程度对于这种影响的调节作用，在式（1）基础上，将土地流转这一调节变量及其与农民合作社形成的交互项加入模型，构成式（3）。β2捕捉调节效应对潜变量边际影响的方向与大小。根据理论预期，β和β2均为正。为了减小异方差性，模型中的主要变量进行对数化处理。

（三）变量选取

1.被解释变量 对于农业机械化水平的衡量，很多学者直接将农业机械总动力作为度量指标，也有部分学者根据不同生产环节从机耕、机播、机收等细化指标进行衡量。为避免单一指标的片面性，既要考虑机械化数量水平，也要得到充分考虑机械化质量，投资于智能化农机也是本文认为的农民合作社的重要优势所在。因此，尝试在建立农业机械化水平指标体系的基础上运用熵权赋值法进行测算，得到农业机械化综合发展水平。以科学性、合理性和数据可得性为前提，从农业机械作业、农业机械动力和农业机械智能化3 个维度选取10 个二级指标构建指标体系，具体测度如表1 所示。熵权赋值法的具体步骤为：

表1 农业机械化水平指标体系及权重

第一步，对指标进行标准化处理，各指标均为正向指标，因此进行如下处理：

式（4）中，xij和yij分别为第i个省、第j项指标处理前与处理后的值。

第二步，计算第j项指标的熵值：

第三步，计算第j项指标的权重：

第四步，计算各省份综合指数：

2.解释变量 鉴于数据可得性，目前对农民合作社的宏观统计中，2016 年全国第三次农业普查数据具有较强的权威性。因此，直接选取第三次农业普查中各省农民专业合作社数量作为农民合作社发展程度的衡量指标。

3.调节变量 选择土地流转程度作为农民合作社影响农业机械化水平的调节变量。由于土地流转主要是通过增加合作社成立后规模经济而产生作用，因此以土地流入量进行衡量。具体地，以各省通过转包、转让、出租等方式流入的耕地面积总和来表示。

4.控制变量 根据已有研究，农业劳动力转移、土地规模化经营、农机补贴、农村金融均可能会对农业机械化水平产生影响[11，15，20-21]。其中，以土地流转表示的土地规模化经营，已经以调节变量的形式纳入模型。考虑到农业机械的使用很大程度上作用于粮食作物与经济作物，农作物播种面积的稳定性会影响到农机采用。因此，本文主要选取以下控制变量：农业劳动力转移、农机补贴、农村金融发展以及农作物播种面积，以缓解因遗漏变量而产生的系数估计偏误。具体变量说明及描述性统计如表2所示。

表2 变量说明与描述性统计

四、结果与分析

（一）基准回归分析

利用Stata16 软件，通过Tobit 模型分析农民合作社对农业机械化水平的影响，表3 汇报了农民合作社与农业机械化水平的基准回归结果。模型（1）～模型（3）中的农民合作社系数分别为不加控制变量、加入除流转程度外的控制变量、加入所有控制变量的农民合作社对潜变量的边际效应。平均方差膨胀因子为3.48，且所有方差膨胀因子均小于10，说明变量之间不存在严重的共线性问题。所有模型均汇报异方差稳健标准误以消除潜在异方差问题，似然比检验均在1%显著性水平上拒绝解释变量系数为0的原假设。以加入所有控制变量的模型（3）进行解释，结果显示，农民合作社水平每提高1%，农业机械化水平将上升0.092%，且在5%的统计水平上显著，说明农民合作社的成立对农业机械化水平起到显著的促进作用，H1得以验证。

表3 基准回归结果

（二）内生性与工具变量

直接利用各省农民合作程度对农业机械化水平进行回归分析，得到的系数可能因为潜在的内生性问题而存在偏误。从现有研究来看，对农民合作社的衡量大多基于调研数据，通过农户是否加入合作社来形成对照组与实验组，在控制农户个体与家庭等特征的基础上运用倾向得分匹配法（PSM）进行因果识别，可以较大程度地规避内生性问题。相比之下，直接使用各省合作社数量对合作社发展程度进行衡量，这种观测数据的数据生成过程缺乏随机性。一方面，可能因遗漏变量偏误产生内生性。具体来说，可能存在其他混杂因素，使得农民合作社发展较为充分的省份同时具备较高的大型农机使用率。尽管加入部分控制变量，但考虑到样本量的限制，无法加入更多控制变量，以免损失自由度。另一方面，可能因反向因果关系产生内生性。农机化水平的提高能够降低生产成本、提高生产率、增加经济效益、实现规模报酬递增，而这又催生具有更大生产经营与要素管理能力的农民合作社的成立。

本文采用工具变量法对内生性问题进行处理。工具变量需要满足相关性与外生性两个要求。选择各省私营企业吸纳农民就业程度作为农民合作社发展的工具变量。这样选择的内在逻辑是：首先，农业劳动力作为一种生产要素需要得到最优配置。农民作为“理性人”，为了实现利益最大化会在务农与务工之间作出选择。伴随着工业化与城镇化的推进，私营企业成为农民外出务工的重要就业选择，同时会受地区产业转移、“三农”政策等因素影响而不断作出调整。私营企业在吸纳就业过程中，会不断分散农户对合作社的关注度，使其就业重心发生转移，从而不利于合作社的发展与壮大。王志章等［28］的研究表明，劳动力非农就业显著地阻碍农户参与专业合作社［28］。相反，若某地区私营企业发展不足，农户将会更大概率地考虑加入合作社。因此，二者之间具有一定的负相关性。其次，并没有证据直接表明某地区的私营企业发展程度会直接影响农业机械化发展水平。虽然农民在私营企业可能通过获得工资性收入间接影响农机使用，但本文侧重点是大型与智能农机采用率，并没有利润动机激励农民将较大资金投资于缺乏比较优势的土地。因而，只能通过影响农户的择业选择，是否加入农民合作社，进一步影响合作社是否追加农机投资。因此，也同时满足一定的外生性要求。

在选定工具变量的基础上，利用工具变量两阶段最小二乘法（IV-2SLS）对模型进行再次估计，估计结果如表4 所示。在第一阶段，私营企业吸纳农民务工程度对农民合作社的影响系数为负，且通过1%的显著性检验。在第二阶段，通过第一阶段去除内生部分后的合作社发展再次表现出对农业机械化水平的显著正向影响关系。Kleibergen-Paap rk LM 检验在10%的显著性水平上拒绝工具变量识别不足的原假设。Anderson-Rubin 检验在10%的显著性水平上拒绝工具变量与内生变量不相关的原假设。从估计系数来看，边际效应大于基准回归系数，说明Tobit 回归在一定程度上低估农民合作社对农机化水平的促进作用。

表4 工具变量回归结果

（三）土地流转调节效应

要想充分发挥农民合作社这种新型经营模式带来的规模经济优势，需要对土地生产要素进行整合，尤其是改变原有土地“细碎化”特征。因此，土地流转在农民合作社影响农机化水平的过程中发挥着重要作用。通过调节效应模型，对计量模型（3）进行实证分析，以检验理论分析的合理性。估计结果如表5所示，模型（4）和模型（5）分别为变量未处理与将解释变量与调节变量中心化处理后的估计结果。处理后，各变量方差膨胀因子均小于10，且平均值为3.55。结果显示，农民合作社与土地流转交互项系数为0.036，且通过1%显著性检验，尽管主效应系数在变量未中心化处理时发生改变，但调节效应主要关心交互项系数的正负。从边际效应来看，分别为-0.126+0.036×土地流转和0.092+0.036×土地流转。而2016 年土地流转对数平均值6.06，进入正向调节阶段。这表明，土地流转能强化农民合作社对农业机械化水平的促进作用，H2得以验证。

表5 调节效应回归结果

为了更清晰地呈现不同土地流转程度的调节作用，描绘了相关调节效应图（图2）。图2a 为相关变量经过中心化处理后的调节效应关系图，从图2a 中可以更加直观地看到，在土地流转程度较高的情况下，农民合作社对于农业机械化水平的正向影响强于在土地流转程度较低情况下，农民合作社对于农业机械化水平的正向影响。

图2 土地流转程度在农民合作社与农业机械化水平间的调节作用

（四）进一步分析：考虑合作社质量

以上对农民合作社的衡量仅从合作社数量切入，而忽略合作社成立后的发展质量。实际中出现许多盲目登记、套取国家补贴但并未开展实质性业务的“空壳社”“异化社”，对于这些合作社必须进行整顿［6］。因此，尝试考虑农民合作社质量，进一步构造合作社衡量方式，将国家对农业的补贴与农业产出考虑在内，具体地：

式（8）中，CQ为考虑质量后的农民合作社发展水平，GDP和EMP分别为第一产业产出与劳动力数量，SU和CO分别表示农机补贴与农民合作社数量。经营绩效越好的合作社会充分利用国家农业补贴进行集约化生产，从而获得较高人均产值；相反，“空壳社”将农业补贴进行非农业生产性利用无法带来劳动生产率大幅度提升。因此，CQ越大，表示单位农民合作社使用农机补贴提高的农业生产率越大，合作社质量越高。回归结果如表6所示，农民合作对农业机械化水平仍然显示出促进作用，土地流转的调节作用也仍然显著。从影响程度来看，在考虑合作社质量后，其对农业机械化水平的提升作用约为仅考虑合作社数量时的50%。这表明，如果不考虑合作社成立后长期的良性发展，将夸大其对农业机械化水平的拉动作用。同时，土地流转的正向调节作用也下降约22%，图2b显示了考虑合作社质量后的土地流转调节效应关系图。

表6 考虑合作社质量的回归结果

（五）稳健性检验

为了进一步检验结论的可靠性，通过以下两种方法进行稳健性检验：一是变换估计方法，运用普通最小二乘法重新对基准模型与调节模型进行回归分析；二是借鉴周振等［29］的方法，将被解释变量农业机械化水平替换为农机总动力。结果如表7 所示，直接效应均通过10%显著性检验，调节效应均通过1%显著性检验。因此，稳健性检验支持基准回归和调节效应中关于农民合作社、农机化水平及土地流转三者之间关系的实证结果。

表7 稳健性检验回归结果

五、主要结论与政策建议

基于2016 年第三次全国农业普查和《中国农业年鉴》等数据，使用Tobit 模型从经验层面实证检验农民合作社、农业机械化与土地流转三者之间的理论关系，得出以下主要结论：（1）农民合作社的成立会显著提高农业机械的采用率，合作社数量每增加1%，农业机械化水平增加约0.092%。（2）土地流转在农民合作社与农业机械化水平之间起到显著的正向调节作用，越能得到规模化经营的合作社，农机采用率越高。在考虑内生性问题及稳健性检验后以上结论仍然成立。（3）在考虑合作社发展质量后，农民合作社的正向促进作用下降到仅考虑合作社数量时的50%，土地流转的调节作用也有略微下降。

基于上述结论，提出以下政策建议：第一，积极培育农民合作社等新型农业经营模式，充分发挥其经营优势，做到产权明晰、分配合理与经营现代化。在此基础上，积极承接新型农业机械与科技的充分利用，加强组织化主体对国家有关农业科技政策部署的实施。利用新型经营主体的组织化优势，提高农业经营各环节的市场化水平，以此提高融资水平，为新型农机的采用提供资金保障。第二，积极落实农村土地流转政策，包括土地转入与土地转出，加强农村公共服务与社会保障水平，积极改善农民将土地作为社会保障收入重要来源的现状，以此强化农村土地流转的流动性、彻底性，增强农民合作社经营规模经济性。第三，积极治理与整顿农民合作社中“空壳社”的滋生与发展。一方面，加强对农民合作社获得农机补贴后的投资监督与及时反馈，适时清理套取政府补贴的“空壳社”；另一方面，积极完善政府对农民合作社的考核标准与扶持政策。