Page 73 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2020年第3期

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华中农业大学学报( 社会科学版) ( 总 １４７ 期)
３． 模型设置与计量结果分析
本文对自变量“ 调整”“ 大调整”“ 小调整” 按照离散方法进行赋值.“ 流转面积比” 按照连续方法
赋值.被解释变量为哑变量“ 是否购买农机服务”, 所以采用二值选择模型.假设扰动项服从逻辑分

布, 使用lo g it模型( １ ):
n １
)
p＝F ( Z ) ＝F ( α＋∑ β i X i ＝ n i＝１ , ２ , ３ ,, n ( １ )
i＝１
(
１＋e－ α＋∑ β i X i )
i＝１
式( １ ) 中, 为农户购买农机服务行为发生的概率; x i 表示第 i 个自变量, n 是自变量个数, α 为截
p
距项, 为自变量回归系数.回归分析用的是截面数据, 可能产生异方差, 使用稳健标准误以减小异
β
方差的影响.为了避免遗漏变量, 加入了影响农机服务外包的土地禀赋、 家庭禀赋、 融资情况三类控
制变量.进行lo g it回归, 对比稳健标准误与普通标准误.对比后汇报几率比, 计算lo g it模型的平均
边际效应和准确预测百分比.表 ２ 为平均边际效应的回归结果.以调整经历、 小调整、 大调整、 流转
面积比为核心自变量, 以是否购买农机服务为因变量, 四个模型回归结果如表 ２ 所示.
四个模型所有系数( 除常数项外) 的联合显著性高.使用稳健标准误进行lo g it估计, 稳健标准误
与普通标准误接近.核心解释变量调整经历的系数符号与预期符号相吻合且显著.小调整次数和是
否发生大调整这两个更细化的指标为自变量的回归结果, 使结论的得出更加稳健.表 ２ 中的模型 １
结果显示, 其他条件不变时, 相比于五年内没有经历过农地调整的农户, 有调整经历的农户雇佣机械
服务的概率将平均增加 ０．１１５ , 且显著.模型 ２ 和模型 ３ 也说明了相比于地权稳定的农户, 经历过大
调整和小调整的农户会显著提高雇佣机械服务的概率, 假说得证.特别重要的是, 理论上代表土地禀
赋的变量细碎化和代表家庭禀赋的重要自变量( 劳动力总数、 兼业占比、 务农占比等) 分别对农机服务
外包应有显著影响, 但在加入地权稳定性指标后, 这些变量在四个模型中的系数均不显著.显然, 就
农机服务外包的影响因素而言, 地权稳定性的重要程度要超过此前学者所关注的农地土地禀赋和家
庭禀赋.这一发现与现有文献的观点, 形成了鲜明对比.这也再次表明, 产权的投资激励在农业领域
的普适性价值.而且, 这一发现也为中国农地确权改革的重要性提供了更进一步的经验证据.此外,
中国土地承包权进一步稳定, 就说明地权已经相当稳定了吗? 稳定地权的政策非常值得肯定, 但同时
也有进一步提升的空间.稳定的地权不仅是承包权的稳定, 目前来说更是经营权的稳定.相对承包
权来说, 土地经营权的法律地位更低, 权能结构残缺性更严重, 因而其产权强度也更低.土地经营权
的不稳定, 自然会抑制土地租入者的投资激励, 因而也间接促进了农机服务外包的发展.模型 ４ 的结
果表明, 农户转入土地的面积越大, 越会显著促进农户购买机械服务.经营权越不稳定, 农户也越倾

向于通过购买外包服务来满足其农业( 特别是农地) 投资需求或者满足于对劳动力的替代.
４． 作用机理: 产权不稳定通过抑制自主投资, 促进农机服务外包的发展
地权不稳定时, 若农户自购农机, 则将面临规模不经济与诸多不确定性.农户可能不得不通过购
买农机服务来满足对某种资本的需要, 或更好地实现资本对劳动的替代.也正是因为农地产权( 主要

是经营权) 的不稳定, 使得农户不敢投入那些与特定地块相连的固定资产, 转而诉诸迂回投资( 购买农
机服务).主流观点认为, 地权稳定性对农户投资的作用可能是通过影响土地流转和信贷可得性来实
现的 [ ３２ ] .这两个因素也可能为地权稳定性影响农户购买农机服务的中介变量.但有研究发现地权
稳定性对土地流转的作用存在断层现象 [ ３１ ] .农地调整对农地流转表现出的负向抑制作用, 没有通过
显著性检验.地权稳定对农地流转的作用还没有得到充分发挥.除了农地流转, 信贷可得性的相关
变量对农户购买服务的中介影响也未能通过 bootstra p 检验.根据本文的研究思路、 结合现有文
献的发现产权不稳定对农户自主投资的抑制和对农民购买农机服务的促进作用. 可以推知, 地权不稳