摘要:合约是规范交易行为、提高市场效率的重要工具,但在农业社会化服务市场中,合约问题尚未受到足够关注。本研究聚焦农业社会化服务市场中的合约选择问题,基于2021年农业社会化服务监测数据,从服务主体异质性视角探讨了农业生产托管项目对服务合约选择的影响。研究发现:实施农业生产托管项目显著提升了试点县农业社会化服务主体采用书面合约的倾向,且该影响会因主体是否直接参与项目以及对合约稳定性的认知差异而呈现异质性。具体而言,非项目参与主体在更完全的市场机制下,书面合约采纳概率更高;服务主体对合约稳定性的消极认知则进一步强化了农业生产托管项目对书面合约采纳的正向作用。异质性分析显示,农业生产托管项目对书面合约选择的促进作用因服务环节的差异而表现不同。本研究揭示了政策干预对农业社会化服务合约选择的复杂影响机制,为优化政策设计、提升农业社会化服务合约规范化水平提供了理论依据和实践启示。农业社会化服务通过专业化分工重构了农业生产组织方式,成为推动农业现代化的重要力量。然而,服务市场的快速发展也伴随着信息不对称和履约风险,委托代理问题日益凸显,导致服务质量参差不齐、交易纠纷频发,制约了市场进一步发展。合约作为规范交易行为、降低履约风险的重要工具,其形式选择直接影响服务市场运行效率。因此,深入探究农业社会化服务市场的合约选择机制,对提升合约规范性、促进市场健康发展具有重要的现实意义。鉴于农业领域中合约问题的普遍性,学界历来重视农业生产活动中的合约选择问题,并试图在归纳合约特征的基础上,从不同视角对现象的成因给出解释。然而,关于农业社会化服务市场中合约选择问题的研究相对薄弱,尤其是政府干预背景下,服务主体如何选择合约、政策干预如何影响合约选择等问题,尚缺乏系统的探讨。不可否认,已有研究涉及政府干预对合约选择的影响,政府干预可能通过提供激励措施或优化资源配置促进更有效的合约选择。然而,也有学者指出,在社会化服务市场中政府干预能否促使服务主体选择更有效、更规范的合约,仍存在较大不确定性。此外,社会资本在合约选择中的作用也不容忽视。研究表明,社会资本较高的农户倾向于选择长期、书面和高租金的合约,而社会资本较低的农户则倾向于选择短期和口头协议。现有研究还揭示了合约选择的差异化特征,如合作社发展水平、农村经济水平以及土地流转规模等因素对合约选择的影响。同时,政府在农业社会化服务中的作用也渐受关注。一些研究认为,政府可以通过政策支持和制度创新来优化合约安排,从而提高农业社会化服务的效率。具体来说,政府干预在一定程度上可以促进合约选择优化。例如,政府通过提供财政支持和政策引导,可以降低服务主体的交易成本,提高合约的规范性和有效性。然而,政府干预也可能带来一些负面影响。例如,过度干预可能导致资源配置效率降低,甚至引发新的合约障碍。这种不确定性不仅限制了对社会化服务市场运作机制的理解,也影响了政策制定的针对性和有效性。此外,以往关于合约选择的研究多聚焦于农户视角,侧重保护需求侧农户利益,却忽略了供给侧社会化服务主体(如农民合作社、农业服务企业等)在合约选择中的主动性与决策作用。实际上,社会化服务主体作为服务提供者,其合约选择行为不仅受到市场需求、成本效益等经济因素的制约,还深受政策环境和心理认知等因素的影响。综上,现有研究成果与农业社会化服务市场的发展及其对合约规范性日益增长的迫切需求存在不相称的情况,亟需得到加强。毕竟,农业社会化服务市场中充斥着复杂的委托代理关系,且服务涉及的生产环节繁多,信息不对称问题更加突出。深入探究政策干预对农业社会化服务外包合约选择的影响,不仅有助于理解农业现代化进程中政策的作用机制,也可为优化政策设计、促进农业社会化服务市场中合约规范性提供理论支撑。本文从农业社会化服务主体角度出发,以农业生产托管项目为例,①系统分析当前农业社会化服务市场中政策干预对服务主体合约选择的影响,并识别服务主体的合约有效性认知对上述影响的作用。本文考察的农业生产托管项目是指原农业部于2017年开始实施的以推进农业生产托管为目标的试点项目,该项目仅在特定的试点县(市、区、旗)(以下简称试点县)实施,重点针对粮棉油糖等大宗农作物生产的关键与薄弱环节,补助农户购买农业生产托管服务。通过本研究为政府制定和实施相关政策提供科学依据与决策参考,同时推动对于农业社会化服务合约规范性问题的深入研究,共同促进农业社会化服务市场的健康、稳定与可持续发展。
二、理论分析与研究假说
合约作为协调各方行为、保障交易效率与稳定性的重要机制,其规范性对产业发展和市场秩序具有深远影响。但中国农业生产长期植根于非正式制度环境,合约形式呈现多样化特征,效能表现也存在差异。随着市场化水平提升,合约形式逐步向规范化演进:以农地流转市场为例,正式书面合约优于口头协议、长期合约优于短期合约、有偿合约优于无偿合约的特征日益凸显。这一演进规律为理解农业社会化服务市场的合约选择提供了重要参照。
在上述论断的指引下,探索促进更多合约向“标准”合约转化的途径被视作重要的研究方向。研究表明,正式合约作为一种制度化工具,能够提供一个立法边界的框架制度,减少机会主义的活动空间,限制合作关系中的道德风险。具体而言,正式合约通过明确规则和条款,有助于规范商业行为,降低交易风险,提高交易效率。此外,正式合约还能够增强市场稳定性,减少欺诈和操纵行为,维护市场的公平和稳定。
在影响合约形式选择的诸多因素中,政策作为政府调控经济活动的重要手段,其对合约形式的选择、内容的制定乃至执行效果均有着不可忽视的影响。在农业社会化服务市场中同样如此。近年来,我国政府加大了对农业社会化服务的支持力度,相关政策纷纷出台,还印发了《农业生产托管合同示范文本》,推动了农业社会化服务快速发展。然而,相关政策虽能促进农业社会化服务市场的发展,但其作用并非直接推动了书面合同的使用,与特定项目资金挂钩的特征更内生决定了参与项目社会化服务主体在合约选择上的特殊性。
具体来说,一方面,政府具备整合外部资源和信息的能力,可通过降低交易过程的信息不对称提升市场机制的有效性,推动农业社会化服务供给从“体制内循环”向“体制外循环”转变,提高服务主体使用书面合同来规范合作的可能性。同时,为保障政策顺利推进并加强监管,政策对参与项目主体的合约选择作出明确规定,纸质合约的使用比例随之提升。以农业生产托管项目为例,该项目作为农业社会化服务系统性扶持政策,对服务内容有明确的规范要求,且采取先服务再验收、验收合格公示后再兑付补贴的形式。书面合同能更好地满足政策要求和监管需要,满足“留痕”诉求,提高了项目参与主体的书面合约使用率。据此,本文提出假说H1。
H1:农业生产托管项目可通过促进市场发展和直接规范要求,提高县级层面服务主体选择书面合约的概率。
在试点县内部,项目参与主体与非项目参与主体在合约选择方面存在显著差异。对于非项目参与主体而言,其合约形式的选择主要基于经营需求,通过降低交易成本和提升经营效率来优化资源配置。然而,项目参与主体的合约选择受到多重因素的影响,包括自身经营需求、政策设计以及后期监管的约束。这些外部因素往往增加了合约成本,从而对服务主体的服务效率产生负面影响。因此,项目参与主体在合约选择上面临两难局面:一方面需要满足政策和监管要求,另一方面又要尽量降低合约成本以提高服务效率。这种矛盾导致项目参与主体在实际操作中可能被迫依赖纸质合约,导致其在向非项目参与方提供服务时,降低纸质合同的使用率。毕竟,政府强制要求使用纸质合约可能引发服务主体的逆反心理,尤其是在他们认为这种要求不合理或低效时。这种心理会进一步强化他们在非政府要求场景中拒绝使用纸质合约的倾向。基于以上分析,本文提出假说H2。
H2:农业生产托管项目对试点县内部服务主体书面合约选择的影响异质,对未参与项目主体书面合约选择的提升作用影响更明显。
此外,有研究表明,对合约稳定性认知的差异会影响交易双方在选择合约形式时的决策。正式合同(如书面合同)通过明晰权责边界、规范交易程序、设定违约条款等机制可以减少机会主义行为,并为纠纷解决提供明确的法律依据,增强合约的可执行性,从而降低了交易风险,提高了市场主体的合作意愿。当双方认为存在较高的违约概率或对彼此不信任时,服务对象和服务主体更倾向于选择正式合同(如书面合同)以确保合作的稳定性。据此,本文提出假说H3。
H3:农业社会化服务主体对合约有效性的认知会影响扶持政策对其合约选择行为的影响。具体来说,当服务主体认为对方违约风险较高时,更倾向于选择书面合同以降低风险。
三、数据来源、模型构建与变量选择
1.数据来源
本研究的数据源自于农业生产托管项目针对农业社会化服务监测主体的问卷调查,该调查的核心目的是评估农业生产托管项目的实施效果。调查采用线上随机抽样方式,覆盖吉林、江西、河北、四川、安徽、福建、重庆、河南、山西、内蒙古、天津、湖北共12个省、区、市的农业生产托管项目试点及非试点县。调查内容涵盖了服务主体的个人特征、服务实施状况以及参与农业生产托管项目的具体情况。由于本研究聚焦于对外提供服务的经营主体,因此在筛选样本时针对性地选取了对外提供耕、种、防、收等产中环节服务的主体。此外,鉴于非粮作物社会化服务的特殊性,这里仅保留了为粮食作物提供服务的主体,最终确定了686个有效样本。
2.模型构建
鉴于自变量“是否选择书面合约”为二值虚拟变量,本文构建二元Logit模型实证分析农业生产托管项目对书面合约选择的影响,其基本表达式如下:
Yi=α0+α1Xi+α2Zi+εi (1)
式中,Yi为第i个社会化服务主体是否选择书面合同;Xi为i县是否成为农业生产托管项目试点县;Zi为一组控制变量,主要包括个体特征、组织特征和个体服务状况等;α0为常数项,α1,α2为待估参数,εi为随机误差项。考虑到项目以县域为单位进行实施,各县域内政策对经营主体合约形式选择的影响类似。为了处理这种组群结构可能给统计推断带来的偏差,上述模型选择了在县级层面进行聚类,并采用了稳健标准误来进行校正。由于Logit模型的回归系数提供的信息有限,本研究计量结果部分将汇报各解释变量的边际效应。
3.变量选择
(1)因变量:合约选择,即是否签订书面合约。本文用“是否与小农户签订书面合同”来衡量,若“是”赋值1,反之则赋值0。由于农业生产托管项目在试点县并未实现全覆盖,试点县中既有参与项目的农户,也有未参与项目的农户,因此该变量可以反映群体层面的合约选择概率。
(2)核心自变量:试点县入选情况,即在“2017-2021年您所在的县是否被选为过农业生产托管项目试点县(市、区)”中,若回答“是”赋值1,反之则赋值0。被选为试点县的结果属于外生因素,可有效解决了经营主体在合约形式选择中可能产生的内生性问题。成为试点县意味着该地区农业社会化服务市场能够获得更多补贴,从而对当地的农业社会化服务市场产生积极影响。因此,我们选择是否为试点县作为核心解释变量,用以衡量农业生产托管项目对合约选择的影响。
(3)控制变量:从经营主体个体层面和经营特征层面选取控制变量,以控制其他潜在因素对服务合约选择地影响。在经营主体个体层面,参考已有研究选取个体特征作为控制变量,包括教育程度、村干部身份和政治面貌等。这些变量的选择基于已有研究的验证,例如村干部个人特征对农村集体经济组织事务决策的影响已被证实。此外,对企业行为和社会关系网络有显著影响的政治面貌(如是否为党员)也被纳入控制变量。
在经营特征层面,本文选择了服务主体类型和认定级别两个变量。服务主体类型的复杂性反映了企业的实力和社会化服务能力。一方面,归属的服务主体类型越复杂,表明企业的盈利能力或社会关系网络越强;另一方面,也可能意味着社会化服务并非其主营业务,从而增加了服务过程行为的复杂性。这种双重特性使得服务主体类型成为一个重要的控制变量。认定级别方面,一般而言,实力更强的农业社会化服务主体更容易被项目选中,且服务过程更加规范,选择书面合同的概率更高。另外,为控制县级层面的其他信息,引入县域虚拟变量加以控制。变量定义与描述统计如表1所示。
表1 变量定义与描述性统计
变量名称 | 变量定义 | 均值 | 标准差 |
是否采用书面合同 | 是否与小农户签订书面合同 | 0.762 | 0.426 |
是否试点县 | 所在县(市、区、旗)是否被选为农业社会化服务试点县(1=是,0=否) | 0.681 | 0.467 |
年龄 | 负责人年龄(岁) | 45.82 | 8.988 |
教育水平 | 负责人受教育年限,1=小学以下;2=小学;3=初中;4=高中/中职;5=高职;6=大专;7=本科及以上 | 4.144 | 1.325 |
是否村干部 | 1=是,0=否 | 0.150 | 0.357 |
是否党员 | 1=是,0=否 | 0.328 | 0.470 |
服务主体类型 | 1=兼业型服务;0=纯生产型服务主体 | 0.156 | 0.363 |
认定级别 | 1=国家级;2=省级;3=地市级;4=县级 | 2.894 | 0.984 |
本次调研旨在考察农业生产托管项目的实施效果,试点县样本占总样本的比例为68.10%(见表1)。其中,农业社会化服务主体的书面合同签订率已提升至76.20%,相较于2020年调研数据57.74%,有显著增长。从服务主体特征看,平均年龄为45.82岁,平均教育水平也在高中/中职以上。可见,调查对象整体比较年轻,且教育水平偏高。
进一步地,本文运用均值T检验探究试点县与非试点县样本在书面合同选择等方面是否存在显著差异,检验结果如表2所示。与非试点县相比,试点县农业社会化服务主体采用书面合同的概率明显更高,达到81.20%,且t检验中两者相等的p值为0.000,拒绝原假设,故两者存在明显的差异。试点县与非试点县在若干控制变量上也有着统计上的差异,试点县中农业社会化服务主体平均年龄更高,是否村干部方面则更低。
四、实证结果分析
1.基准回归分析
表3分析了农业生产托管项目对农业社会化服务市场中书面合同采纳的影响。模型(1)的结果显示,农业生产托管项目对试点县书面合同采纳的影响显著为正,这说明农业生产托管项目确实提升了试点县范围内社会化服务市场中服务主体的书面合同采纳,假说H1得证。模型(2)和模型(3)分别反映了试点县中参与项目主体和未参与项目主体的书面合同采纳情况。从边际效应看,试点县项目对试点县内未参与项目主体书面合同采纳的提升作用更加明显,市场机制得到了充分的发挥。相反,参与项目主体与小农户的纸质合约采纳低于试点县平均水平,反映了这部分主体受到用于监督等高成本书面合约的影响,假说H2得证。
表2 均值T检验结果
变量 | 试点县 | 非试点县 | T检验 |
均值 | 标准差 | 均值 | 标准差 |
是否采用书面合同 | 0.812 | 0.391 | 0.658 | 0.476 | -4.640*** |
年龄 | 46.32 | 8.746 | 44.73 | 9.410 | -1.698*** |
教育水平 | 4.193 | 1.327 | 4.041 | 1.317 | -1.112 |
是否村干部 | 0.131 | 0.337 | 0.192 | 0.395 | 2.099** |
是否党员 | 0.332 | 0.471 | 0.319 | 0.467 | -0.163 |
服务主体类型 | 0.169 | 0.375 | 0.128 | 0.335 | -1.218 |
认定级别 | 2.884 | 0.998 | 2.918 | 0.951 | 0.440 |
样本数量(N) | 467 | 219 | |
表3 农业生产托管项目对书面合同选择的影响估计
变量 | 是否采用书面合同(边际效应) |
全部样本 | 参与项目主体 | 未参与项目主体 |
(1) | (2) | (3) |
是否试点县 | 0.144*** (0.035) | 0.098** (0.039) | 0.147** (0.058) |
年龄 | 0.000 (0.002) | 0.002 (0.002) | -0.001 (0.003) |
教育水平 | 0.005 (0.016) | -0.025 (0.017) | 0.029 (0.029) |
是否干部 | 0.088* (0.052) | 0.021 (0.088) | 0.184* (0.097) |
政治面貌 | -0.124** (0.052) | -0.004 (0.042) | -0.205*** (0.077) |
服务主体类型 | 0.097** (0.046) | 0.067 (0.047) | 0.116 (0.081) |
认定级别 | 0.022 (0.021) | 0.067*** (0.024) | -0.008 (0.032) |
常数项 | - (0.035) | - (1.797) | - (1.652) |
地区效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
样本量 | 539 | 284 | 249 |
R2 | 0.135 | 0.211 | 0.129 |
注:括号内为聚类(县级层面)稳健标准误,∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%和1%水平上显著。下同。
2.稳健性检验
为了检验基准回归结果的稳健性,本文运用倾向得分匹配法(PropensityScoreMatching,PSM)借助鲁宾因果模型,将处理组(是试点县)和对照组(非试点县)按照相似度进行匹配,进而探讨农业生产托管项目对书面合同采纳的影响。
其中,是否采纳书面合同为结果变量yi,是否为试点县为处理变量Di,年龄、教育水平、政治面貌、服务主体类型、认定级别为协变量。该方法的匹配估计思路为:假设个体i位于处理组中,在控制组中找到个体j,使得个体j与i的可测变量尽可能相似。因此,在可忽略性假设下两个个体具有可比性,故而yj可看作为y0i的估计量,进一步得到对个体i处理效应衡量(yi-y0i)=yi-yj。在此逻辑下对每位个体求得其处理效应,并进行平均,得到“匹配估计量”。本文先采取k近邻匹配法(k=4)进行样本匹配,以此对重叠假说和平衡性假说进行验证。经过匹配,大多数协变量的标准化偏差都缩小至5%范围内。此外,匹配后所有协变量t检验结果均不显著,即对照组和处理组的协变量没有显著差异,匹配结果较好。
为增强模型稳健性及结果准确性,本文还更换了匹配方法,通过核匹配、半径匹配(半径范围=0.05)、卡尺内一对四临近匹配(卡尺=0.05)、局部线性回归匹配和马氏匹配,检验农业生产托管项目对书面合同采纳的平均处理效应,结果如表4所示。各匹配方法下,是否选入农业生产托管项目试点县均在1%的显著性水平下正向影响是否与小农户签订书面合同,与基准回归结果方向一致。由此,说明基准回归结果稳健可信。
表4 PSM估计结果
匹配方法 | 处理组 | 控制组 | ATT | 标准误 | T值 |
近邻匹配 | 0.8217 | 0.6383 | 0.1834 | 0.0420 | 4.36*** |
核匹配 | 0.8217 | 0.6395 | 0.1821 | 0.0390 | 4.68*** |
半径匹配 | 0.8217 | 0.6395 | 0.1822 | 0.0390 | 4.67*** |
卡尺匹配 | 0.8217 | 0.6394 | 0.1823 | 0.0420 | 4.34*** |
局部线性回归匹配 | 0.8217 | 0.6530 | 0.1687 | 0.0512 | 3.30*** |
马氏匹配 | 0.8217 | 0.6524 | 0.1693 | 0.0452 | 3.74*** |
3.调节效应分析
书面合同具有法律效力高、易于理解和执行、传统习惯认可等优势,但也有签署过程繁琐、异地签署成本高、管理成本高等不足。正由于此,交易过程中交易双方合约形式的选择受到多方面因素的影响,具有不确定性。在农业社会化服务市场中,农业生产托管项目等同于政府对农业社会化服务市场施加了一个外部因素,这改变了农业社会化服务市场中的合约选择环境,且对不同类别主体的影响各异。与此同时,作为合约缔约方的农业社会化服务主体,其心理认知也会改变外部因素(农业生产托管项目)的影响成效。以问卷中“2020年玉米价格上涨后,您认为小农户是否会违约”考察农业社会化服务主体对合约稳定性的认知,如回答“是”,则说明农业社会化服务主体对彼此合约稳定性有消极认知,回答“否”则意思相反。由此构建二元变量加入模型中,结果见表5。
表5 调节效应估计结果
变量 | 是否采用书面合同 |
全部样本 | 参与项目主体 | 未参与项目主体 |
(1) | (2) | (3) |
认知差异 | 0.012 (0.060) | -0.177** (0.084) | 0.121 (0.093) |
是否试点县 | 0.013 (0.056) | -0.075 (0.070) | 0.014 (0.100) |
认知差异× | 0.199*** | 0.310*** | 0.180 |
试点县 | (0.075) | (0.094) | (0.129) |
年龄 | -0.000 (0.002) | 0.002 (0.002) | -0.002 (0.003) |
教育水平 | 0.006 (0.017) | -0.027 (0.017) | 0.036 (0.027) |
是否干部 | 0.079 (0.051) | -0.028 (0.075) | 0.180** (0.091) |
政治面貌 | -0.116** (0.050) | -0.011 (0.044) | -0.186** (0.077) |
服务主体类型 | 0.106** (0.046) | 0.062 (0.047) | 0.098 (0.087) |
认定级别 | 0.023 (0.021) | 0.067*** (0.023) | -0.010 (0.033) |
地区效应 | 控制 | 控制 | 控制 |
观测值 | 539 | 363 | 176 |
R2 | 0.1722 | 0.2736 | 0.1808 |
表5的结果显示,农业社会化服务主体对合约有效性的消极认知会强化政策干预对书面合约采纳的正向作用,这一点对参与项目主体的影响更为明显。以上结果验证了假说3,也延伸出更复杂的内涵。具体而言,参与项目主体多面临后期项目验收,如果验收不通过则面临补贴资金被收回等处罚措施。因此,与其他服务主体相比,参与项目主体规避风险的意愿更强烈,在意识到对方有较高违约概率或对彼此有较大不信任时选择正式合同(如书面合同)以确保自身安全的动机也更为强烈。毕竟,书面合同是上级部门验收项目时参照的重要凭证,对项目参与主体而言具有较强的效用。若社会化服务主体未参与项目,则情况就会不同。在农业社会化服务的纯市场化交易过程中,多数人并不会因为采用书面合同而遵守约定。相反,在实际操作中,书面合同的不便性和局限性却被放大,这导致认知差异对未参与项目群体在纸质化合约选择方面的影响有限,甚至无影响。
4.异质性分析
农业社会化服务涵盖了农业生产的多个关键环节,包括耕、种、防、收等。由于不同生产环节在技术需求、风险分布及劳动密集度等方面存在显著差异,其对合约形式的要求也各不相同,导致了合约选择结果的多样化。可以推断,尽管农业生产托管项目对各个环节均产生了一定的影响,但由于各环节的特性不同,项目对书面合同选择的影响程度和影响方式也会有所差异。本研究基于耕、种、防、收四个主要环节的样本数据展开分析,以对农业生产托管项目在不同环节中对合约选择的影响进行更为精准地刻画,估计结果见表6。表6显示,项目对各环节书面合同选择均有显著正向影响,但程度各异:“种”环节影响最大(0.175),技术复杂性使农户更倾向选用书面合同明确权责;“收”环节次之(0.171),时间敏感性与经济利益关联度高,农户重视合约约束力。相比之下,“防”环节(0.164)和“耕”环节(0.144)效果较低,但机制不同:“防”环节风险复杂多变,书面合同若过度细化灾害条款,反而向农户传递服务主体缺乏信心的负面信号;“耕”环节技术成熟、操作标准化,信息不对称较轻,口头协议即可满足需求,书面合同边际效用较低。这表明,书面合同的适用性决于其能否有效降低特定环节的交易风险与信息成本,政策设计需因地制宜。
表6 异质性估计结果
| (1) | (2) | (3) | (4) |
耕 | 种 | 防 | 收 |
是否试点县 | 0.144*** (0.046) | 0.175*** (0.058) | 0.164*** (0.054) | 0.171*** (0.046) |
年龄 | -0.001 (0.003) | 0.001 (0.003) | 0.002 (0.002) | 0.001 (0.002) |
教育水平 | -0.009 (0.021) | -0.011 (0.024) | 0.001 (0.022) | -0.005 (0.020) |
是否干部 | 0.091 (0.066) | -0.012 (0.080) | 0.111 (0.086) | 0.125* (0.074) |
政治面貌 | -0.130* (0.067) | -0.047 (0.065) | -0.162** (0.072) | -0.118* (0.065) |
服务主体类型 | 0.080 (0.065) | 0.133 (0.081) | 0.128* (0.066) | -0.026 (0.055) |
认定级别 | 0.030 (0.025) | -0.013 (0.030) | 0.032 (0.025) | 0.009 (0.025) |
观测值 | 321 | 232 | 289 | 344 |
R2 | 0.1752 | 0.1987 | 0.2222 | 0.1636 |
综上,农业生产托管项目对各生产环节的影响程度不同,这体现了服务环节本身的差异性。农户在服务合约选择上的不同行为,不只受外在政策环境的影响,还要综合考量各环节技术属性、风险特征以及经济效益。
五、结论与启示
本研究填补了农业生产托管项目对农业社会化服务外包合约选择影响的研究空白,为理解政策干预在农业现代化进程中的作用机制提供了新的视角。研究结果表明,政策干预不仅直接影响农业生产效率,还能通过规范合约形式间接推动农业社会化服务市场的发展。这一发现丰富了农业经济学和合约理论的相关研究,为后续研究提供了理论基础。
1.主要结论
本文通过深入分析农业生产托管项目对农业社会化服务外包合约选择的影响,得出以下主要结论:第一,农业生产托管项目显著提高了书面合同的采用率。研究表明,农业生产托管项目作为一种政策干预手段,能够有效促进农业社会化服务外包中书面合同的采用。这一发现表明,政策干预在规范合约形式、提升合约的正式性和稳定性方面具有积极作用。农业生产托管项目通过提供政策支持和服务保障,降低了农户和服务主体之间的交易成本,增强了双方对正式合约的信任和依赖。第二,农业生产托管项目对合约选择的影响效果呈现异质性。农业生产托管项目对合约选择的影响并非均匀分布,而是因服务主体对合约稳定性的认知差异以及服务环节的不同而呈现异质性。具体而言,服务主体对合约稳定性的认知越高,书面合同的采用率越高;书面合同的采用率也存在服务环节上的差异性。这表明,政策干预对书面合同选择的效果受到主体认知和服务特性的双重调节。第三,政策干预对农业社会化服务市场的规范性具有积极作用。从试点县未参与项目主体的合约选择行为可知,农业生产托管项目不仅推动了书面合同的普及,还通过政策引导促进了农业社会化服务市场的规范化发展。政策干预在一定程度上缓解了农业社会化服务市场中因信息不对称和合约不完全导致的问题,为农业规模经营的进一步发展提供了制度保障。
2.研究启示
本文的研究结论对优化农业社会化服务政策设计具有重要的实践意义,并由此得出如下启示。
首先,政策干预效果显著。政府应坚定不移地持续推行并不断完善农业生产托管项目这类政策。在加大政策支持力度方面,可考虑设立专项资金,用于补贴农户与服务主体因采用书面合同产生的额外成本,如合约起草、公证费用等,以此为双方搭建更为坚实的信任桥梁,进一步削减交易成本。通过这些举措,大幅提升书面合同在农业社会化服务中的普及程度,让农业生产活动能够在规范、稳定的合约框架内有序开展,有效降低各类纠纷风险。
然后,需重视认知和环节的异质性。针对服务主体认知差异,可组织专业培训团队,深入农村地区开展合约稳定性专题培训,结合实际案例详细讲解书面合同的优势与重要性,提升服务主体对合约稳定性的重视程度,进而促使更多主体选择书面合同。在不同服务环节,需因地制宜制定政策。例如,在种子、化肥供应这类相对简单的服务环节,可引导建立标准化合约模板;而对于病虫害防治、农产品销售等复杂且风险高的服务环节,加强引导使用书面合同,并配备专业法律顾问提供咨询服务,切实保障各方权益。
最后,着眼市场规范。政策制定者要持续发挥政策引导作用,充分借鉴农业生产托管项目经验,通过搭建信息共享平台,公开服务主体资质、服务价格、过往服务评价等信息,解决农业社会化服务市场信息不对称问题。同时,完善相关法律法规,明确合约条款标准,弥补合约不完全的漏洞,优化市场环境,吸引更多主体参与,为农业规模经营营造良好制度条件,推动农业产业持续健康发展。
参考文献:
(略)
来源:武舜臣,杨茜,李乾.农业生产托管项目对服务合约选择的影响——服务主体异质性视角[J].农村经济,2026(3):175-182.