内容提要:改善小农户生产要素投入，引导其进入现代农业发展轨道，是实现小农户与现代农业发展有机衔接的基础。基于CFPS2016，从理论和实证层面分析了社会网络和土地经营规模对小农户流动性投资和固定投资的影响。研究发现，社会网络对农户生产性投资具有显著影响；伴随土地规模扩大，社会网络显著影响农户流动性投资；土地规模约束下，社会网络与农户流动性投资呈U 型关系，而对农户机械投资影响不显著，这可以归因于分工经济和农业服务市场的形成。 在“熟人社会”中，应营造良好的土地流转环境，以改善农户流动性要素投资；对于农户流动性投资水平不同的地区，要准确识别政策、市场和社会结构三者不同的功能和作用；构建“政府引导-市场主导-面向小农”的新型农业机械化服务体系，提高小农户的机械化水平。
关键词:农户社会网络；土地规模；生产性投资
纵观农业发展历程， 农户家庭经营能够较好地解决农业生产组织内部问题， 拥有内部监督成本低的先天优势， 且维系了我国乡村社会的稳定， 是农村社会和农业生产的基本组成单元。在农村现代化进程中，农户家庭经营依然具有存在和延续的必然性。 2017 年10 月，党的十九大提出乡村振兴战略， 明确指出要加快推进农业农村现代化， 实现小农户和现代农业发展的有机衔接。根据2017 年底国家统计局公布的全国第三次农业普查结果， 截至2016 年底，全国共登记有2.3 亿农户， 其中农业经营户有2.07 亿户，规模经营户仅有396 万户。数据还显示，约有30.1%的农户流转了自家承包地，流转面积约占农户承包土地总面积的35.1%， 这意味着仍有约70%的农户经营着约65%的土地，小农户在一定时期内是客观存在的。 2018 年中央“一号文件”在全面部署小农户与现代农业发展有机衔接的工作中提到，要采取针对性措施，把小农户引入现代农业发展轨道。 改善小农户的发展条件和生产效率是改造小农的首要课题。舒尔茨在《改造传统农业》中指出，唯有引进新的现代农业生产要素， 才能改造传统农业和实现现代农业。 小农户农业生产性要素投资水平的提高，既关系到农业生产效率的提高，又关乎农户增收、 农业产业转型和农产品供给与升级，具有极其重要的理论意义和现实意义。鉴于此，本文立足于小农户生产特点和需求，具体分析转型时期小农户的生产性要素投资行为。
我国是典型的关系型社会，“熟人社会”特征广泛存在。因此，以农村“差序格局”的社会结构为基础， 分析农户生产性要素投资问题显得尤为重要。 同时，必须注意到，农户的投资意愿取决于投资收益，在户均农地经营规模小、农业收益相对较低的现实情况下， 农户缺乏显著的农业生产投资意愿。因此，只有扩大农户经营规模，才能真正解决农户农业生产投资不足、效率低下、缺乏规模经济等问题。 另外，农业生产中存在地块规模经济，即农产品单位生产成本随土地规模的扩大而递减的现象，扩大土地规模会降低农机使用成本、降低亩均劳动投入以及提高土地投资的概率［1］。 农户生产要素投入的变化，很大程度上取决于农户土地经营规模。现阶段，农地流转市场的规范性依然有待加强，已有研究表明，在农户土地经营规模扩大（即农地流转）过程中，表现出了极强的非正式性和零租金现象［2］。 由此可见，乡土社会“差序格局”中的社会网络对农户生产经营行为和农村经济社会活动的影响至关重要。 那么，在“熟人社会”的社会背景和土地经营规模的现实约束下，农户生产性要素投资行为表现出怎样的特征，社会网络对其影响路径如何？ 这些问题都有待深入探究。
一、相关文献综述
近年来，社会网络的相关研究成果颇丰，集中体现在其对行动者经济社会行为的作用机制上，本质在于关系嵌入，即人类的经济行为或社会的经济活动嵌入社会网络或非正规的社会关系中。 总体来看，在农业经济运行中，除信息机制外，社会网络还具有以下功能：社会支持；风险分担；声誉机制和信任机制。
农村土地的集中、经营规模的扩大，会随着经济社会发展不断推进［3］。农户土地流转行为是经济社会行为，体现了社会人特征，不完全遵循市场交换原则［4］。 近年来，从“熟人社会”视角对土地流转的研究相继出现，有学者认为，农户土地流转决策主要是道义理性选择， 而非经济理性选择［5］，受到农村社区集体价值观和社会规范的制约，农户社会网络关系强度、质量、密度、规模对农地流转具有促进作用， 而网络异质性的作用相反［6］；城镇化发展尚不完全时期，人情是一种替代实物和货币的地租形式， 低租金或零租金现象广泛存在， 低租金转入户会为转出户提供一些帮助，节日送礼、照看老弱、生产帮扶等人情交换增加［2］。
在对农户生产性投资的相关文献梳理中发现，针对传统农业的生产性投资，农地、资金可得性、劳动力转移、农地规模、农业收益、农地承包期限、投资机会、农户分化等因素对其具有显著影响［7］；针对转型时期农户生产性投资，信贷配给、土地产权、农地流转市场等因素也被纳入到影响农户生产性投资的分析框架中。 在数据使用和研究方法方面， 基于截面调查数据的分析 颇 多， 方 法 主 要 有OLS、Probit、Duration、Heckman 两步法等。 这些成果为本文提供了研究基础，具有参考价值。
十几年来，栾川县依靠资源优势，科学规划，合理布局，大力进行资源整合，积极推进资源综合利用，广泛开展矿山环境治理等方面取得了巨大成就。特别是这个县的地质找矿工作，他们以国家整装勘查为契机，以矿产资源与地质环境产学研基地为平台，多次邀请中国科学院与中国工程院的多位专家到此进行深部找矿、三维建模研究与指导，并开展了栾川区域成矿地球动力学背景，成矿过程和定量评价研究，建立了栾川矿集区800 m2、深度达3 000 m的三维地质体模型，剖型构造——岩浆演化与成矿事件控因关系。
20 世纪80 年代“社会网络”开始出现在社会学、经济学等多学科的研究领域，学者们对其进行了较多的理论和实证研究，揭示了社会网络在经济社会活动中发挥作用的一般规律。同时，农地流转、规模经营和农户生产性投资行为及其影响因素等问题也受到学术界广泛关注，研究视角较为多元化。 但大部分学者对农户行为研究的逻辑起点主要基于“经济理性人”假设，缺乏对乡土中国“熟人社会”特殊社会结构的考虑，以及农户家庭作为最小生产单位的社会属性的考察。 同时，现有补偿式的农业政策实施对象多倾向于专业大户和新型经营主体，“小农户”常被边缘化，社会网络对小农户生产性投资的影响机理未有定论。 此外，既有研究大部分基于局部地区微观数据进行论证，缺乏典型性和代表性。 鉴于此，本文在“社会网络”和“土地规模扩大”对“农户生产性投资”影响机理的分析基础上，基于北京大学中国家庭追踪调查（CFPS）的全国大样本数据，对社会网络对农户生产性投资的直接影响，以及农户土地经营规模扩大可能在其中发挥的中介效应这两个问题进行实证检验，从而提出构建激励和引导农户生产性投资合理化的内生动力机制和相应政策措施。
二、机理分析与研究假设
（一）社会网络对农户生产性投资的直接影响
我们了解到，对品牌而言，开发一个微信小程序的成本，远低于搭建一套从零开始的官网或电商体系。且现在微信小程序为品牌提供了很多电商模板，只需要在后台提交一些基础信息，就可以比较完善的开发出属于品牌自己的“电商小程序”。
首先， 社会网络通过缓解信贷约束来影响农户生产性投资，主要表现为增加融资渠道。良好有效的信贷系统会增强农户农业投资能力，但我国农业信贷交易成本高、风险大、收益低，正规信贷配给仍存在较大缺口。 众多实证研究都已经证实农户面临融资约束， 且这一约束影响了其投资决策［8］。 同时，正规借贷约束会抑制农户土地规模扩张， 并对农机的长期投资产生抑制效应［9］。 在非正规融资过程中，以血缘、亲缘、地缘为主的强关系网络，有助于农户拓展非正规融资渠道， 如宗族网络便在其中发挥着积极作用， 作用机制主要表现为拓宽资金来源和缩短信任半径。
其次， 社会网络通过增加资本积累来影响农户生产性投资，主要表现为增加农户收入。一直以来， 农户农业投入很大程度上依靠原始积累和家庭收入。 社会网络中的社会资源能够使行为主体获得更多的收入回报［10］，从而增加农户家庭收入。因此，在农村社区范围内形成了以社会网络为核心的收入分层机制， 进而构成了农户生产性投资的经济门槛， 即社会网络带来的社会资源能够缓解农户生产性投资中的经济负担，起到促进投资的作用。
再次， 社会网络通过满足信息需求影响农户生产性投资，主要表现为提高信息效率。我国农户获得农业生产信息的主要来源为亲戚朋友、村庄能人等传统的人际网络渠道。 一方面，农户会利用现有的社会网络关系，收集、过滤、传播生产要素投资相关的市场信息和政策信息， 并根据产品市场需求情况和要素市场供给情况，作出生产性投资的判断。 另一方面，农户生产性投资是生产要素重新配置的过程， 社会网络能够提供各类信息流动、 传播和共享的媒介， 缓解和补充土地市场和劳动力市场的不确定性，有助于生产要素的进一步合理配置。
最后， 社会网络通过建立信任机制影响农户生产性投资，主要表现为增加交易频率。社会网络能增加交易主体间的信任程度， 从而降低交易成本和信息不对称性， 增加交易频率和效率。 农户的生产性投资主要是通过市场交易的形式，或在农村社区内与其他同业农户、组织或个人进行交换获得农业生产资料。 农村社区的声誉和信任机制决定了农户、 村庄能人和村干部能否达成共识， 这将降低农户获取生产性要素的不确定性，进而增加交易频率，提升生产性要素的可得性，故而影响农户生产性投资。根据上述分析，提出如下假设：
假设1： 社会网络对农户生产性投资具有显著影响。
（二）社会网络通过土地规模扩大对农户生产性投资的间接影响
在农村社会， 土地不仅是一种有价格的生产要素，具有经济属性，而且代表了农户在村庄社区内的社会关系和社会地位， 具有社会属性。农村土地的社会属性与乡村特殊的社会结构相关，随着农地流转日趋活跃，社会网络在农户土地规模扩大中发挥着越来越重要的作用。社会网络是农户参与农地流转、扩大土地经营规模的主要信息获取渠道，亲友和其他同质型社会网络关系充当了信息交流媒介，使流转信息搜寻成本大大降低。 另外，农户扩大土地经营规模既是经济要素流动问题，又是预期收益和机会成本权衡的问题， 还是农户自身的社会心理问题。 “熟人社会”和传统的宗法主义使农户产生了较强的“从众心理”，当信息搜集成本过高时，农户从社会网络中获取更多的土地流转信息，表现出“羊群行为”。农地流转市场是一个集地缘、亲缘与“人情”于一体的关系市场［11］，土地规模扩大过程中还表现出“土地租金人情化”的特征［2］。 具体而言，城镇化不完全①“不完全城镇化”又称“伪城镇化”，是指由于制度约束，大量农业转移人口虽然居住在城市，但不能像市民一样同等享受城市的公共服务，其收入水平和消费差距都与一般城市居民存在一定差距。背景下， 亲友之间除了对留守老人和儿童提供生活照看等帮扶外， 还可能提供农业生产性帮助， 这便使土地成为人情交换的载体，从而促进了熟人之间的土地经营权流动，使土地租金表现出人情化特征。
现有研究已经证实， 土地细碎化会造成农业生产过程中要素投入成本的上升，地块越小，越不利于农机投入和新技术采用， 以及农田基础设施投入［12］。可见，土地规模扩大有利于改善农户生产要素投入不足的问题， 并通过以下途径影响农户生产性投资： 一是通过扩大生产要素需求。 土地流转对资源配置具有交易收益效应，即土地可交易性的提高将增加其投资价值。二是通过地块规模经济效应。 地块规模的增加有利于农业生产中农机使用、 劳动力投入等行为［1］。三是通过降低土地细碎化程度。土地细碎化会造成农业机械、 生物技术等生产要素投入和使用的局限性增加，从而提高农户生产成本。土地流转在一定程度上能够实现土地资源的集中，改善现代生产要素使用条件，提高要素投入的可操作性，从而促进农户生产性投资。四是通过农户家庭增收效应。 规模化经营不仅提高了农业经营性收入， 而且当经营规模达到一定程度时还可能获取转移性收入。 农户家庭收入的增加，不仅提升了其投入的内生动力，而且增强了其投资能力，进而促进了农户生产性投资。根据上述分析，提出如下假设：
假设2： 社会网络有助于农户扩大土地经营规模；
在我国，持续深入的医疗体系改革和市场化的不断推进，在医院未来的发展中会面临更多的竞争和挑战。目前，人们对医院的医疗水平和综合服务水平的要求越来越高，但国家财政的补贴力度却越来越小，在这种情况下，医院要想正常运作，并提升实力求发展，就必须将成本精细化管理有效运用在医院的成本核算当中，从而更好地控制成本消耗。
（2）式中，landrentini表示土地规模扩大，选用了“农户是否转入土地”和“农地转入率”两个指标来刻画。socialnwi×landrentini表示社会网络和土地规模扩大的交乘项，其余变量与（1）式一致。
根据以上假设，提出研究推论：社会网络通过农户土地经营规模的扩大促进其生产性投资行为；随着农户土地规模的增加，社会网络对农户生产性投资具有正向影响，反之亦然。
综上所述，理论上，社会网络既直接影响农户生产性投资， 又通过土地规模扩大间接影响农户生产性投资。 那么，现实情况是否如此呢？这还需要借助微观数据进行经验验证。
表2（下页）报告了社会网络对农户生产性投资的影响结果。 其中，OLS（1）和OLS（3）是采用最小二乘法估计的结果，GMM（2）和GMM（4）是采用广义矩估计的结果。后者适用的条件是主解释变量社会网络存在内生性问题， 从表2 的DWH 检验可以看到，无论是流动性投资的回归结果还是固定投资的回归结果，DWH 检验的p值均小于0.05，故可认为社会网络为内生解释变量①DWH 检验即为Durbin-Wu-Hausman 检验，其p 值显著表示变量为内生性变量。 另外，本文仅有一个工具变量，因此不存在弱工具变量检验问题。。 通过对比OLS 与GMM 中社会网络变量的系数， 可以发现未考虑内生性问题的OLS 估计系数值小于采用工具变量后的估计系数值。
三、数据来源、模型选取与变量说明
（一）数据来源
经验分析使用的微观数据来自北京大学中国家庭追踪调查（CFPS），旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层面的数据，重点关注我国居民的经济活动、教育成果、家庭关系与家庭动态等诸多内容。CFPS 样本覆盖了全国25 个省（区、市）①CFPS 样本地区不包含西藏、青海、新疆、宁夏、内蒙古、海南。，采用三阶段不等概率的整体抽样方法，样本所在区域人口约占全国总人口数的95%，具有全国代表性。 为了充分反映转型时期社会网络、 土地经营规模和农户生产性投资之间的关系， 实证部分主要使用了最近更新的CFPS2016数据。
尽管米奥会展具有多年境外自办展或代理展的办展经验，但面对新开拓国家，或存在因公司对当地市场的了解不深、议价能力不强等情形，进而导致耗费大量宣传成本而收益不佳的风险。此外，2016年米奥会展在巴西、土耳其地区遭遇状况，也说明存在战争、政治经济政策调整等突发性因素会导致观众观展意愿下降，宣传推广效果下降，宣传推广成本或有进一步增加的风险。若未来米奥会展在无法控制宣传推广成本的同时，提高其自身竞争力，或将对公司的利润收入造成不利影响。
赵五娘是在灾祸接连不断而来，一个比一个沉重的情况下，坚持挑着这副重担的。婆婆死去，公公又贫病交困，赵五娘辛勤侍候，公公又相继死去。家里已一无所有，为了不给张大公再增添麻烦，而又要了却自己份内的事，她剪下被妇女视为极珍贵的头发去叫卖，这已是难能可贵的了，“望前街后街，并无人在”，又有谁肯出钱买头发？赵五娘“谩把孤坟自造”，凭这十爪，“只见鲜血淋漓湿衣袄”，她虔诚地营建了坟墓，埋葬了双亲。在非人所能想象的种种艰难困苦面前，她，赵五娘，一个弱女子，没有推卸，没有逃避，自始至终，默默地承担着，完成它。这个人物内心的感情，有同汪洋大海般的深厚和宽广。
在数据处理过程中， 首先筛选了农村户籍的农户样本； 然后根据研究目标和CFPS 题项设置选取了主变量，包括表征社会网络、土地经营规模扩大和农户生产性投资的相关变量，以及控制变量， 具体涵盖了家庭层面的农户禀赋特征变量和村庄层面的经济社会特征变量。 由于CFPS2016 缺少土地经营规模扩大的度量指标“农户农地转入率”的信息和村庄层面的数据，因此我们将CFPS2010 和CFPS2016 中家庭层面数据进行整合， 并进一步与CFPS2014 村庄层面数据进行合并， 之后筛选同时参加过这三次调查的农户样本；最后将含有“不知道”“不适用”等内容的样本作缺失值处理，并将缺失值剔除。 经过上述处理后， 本文获得有效样本2830 份，样本覆盖全国24 个省（区、市）、100 个区县、207 个村庄。 相较于以往研究，本文的数据相对较新、样本量大，具备转型时期的时间特征，并能够代表全国整体性的地域特征。
（二）模型选择与内生性处理
3.农户生产性投资。 由于现有研究对于农户生产性投资的界定没有统一的标准， 不同研究的测度方式也不尽相同。本文重点关注两类生产性投资，第一类是与农地直接发生关联的流动性投资，包括种子、农药、化肥等；第二类是不与土地发生直接关联的固定投资， 主要指农业机械。 其中流动性投资用2016 年农户投入农业生产的种子、化肥、农药的货币价值加总来表示；固定投资用2016 年农户家庭拥有的各种农业机械总价值来表征，两类投资均进行对数化处理。
结合我国国情，借鉴现有研究成果，本文认为， 社会网络从以下四方面影响农户生产性投资行为：
（1）式中，investi表示农户生产性投资，采用农业流动性投资和固定投资两个指标刻画。socialnwi 表示社会网络， 主要通过农户的通信费用等5 个指标加权得到。Xni 表示控制变量，包括家庭人口、 土地等农户家庭禀赋特征和村庄特征等变量。a0为常数项，a1、a2为主解释变量和控制变量的待估参数，μi为随机误差项。
在（1）式的基础上，本文进一步探究在农户土地经营规模扩大的现实背景下社会网络对农户生产性投资行为的影响，因此在（1）式的基础上引入社会网络与农户土地规模扩大的交乘项， 以分析社会网络能否通过土地规模扩大影响农户生产性投资行为，表达式如下：
假设3： 土地规模扩大有助于农户增加生产性投资。
4.控制变量。 除上述三个关键变量之外，本文还控制了农户家庭人口、土地、资产和村庄特征等14 个变量。同时，为了控制不同区域经济社会发展中的潜在因素对农户生产性投资的影响，在模型中还加入了CFPS 样本覆盖的25 个省份虚拟变量。 此外，还选择了“农地转出”这一虚拟变量作为控制变量，原因在于：一方面，土地转出后农户经营规模变小， 其单位生产成本提高，农户参与农业的积极性可能降低，从而不利于生产性投资；另一方面，农地转出后劳动力转移至非农产业，家庭收入增加，投资能力提升。村庄经济发展水平、区位因素、耕地地形等也是影响农户生产性投资的主要因素，分别用“村庄人均纯收入”“村庄地理位置”和“村庄地形”表示。 以上各变量说明与描述性统计如表1 所示。
乔治·桑：生活中的某个时刻，我们争取幸福、获得信任、感受陶醉的能力达到顶点。接下来，疑虑与忧郁就笼罩上来，并把我们永远裹住，就好像我们的灵魂不能再满足它们的需求。或许这就是其实正在黯然隐去的命运，我们被判定要缓缓地步下曾经乘兴勇敢地攀上的高坡。
（三）变量设置与说明
根据前一部分的理论分析，参考相关文献，引入如下变量：
“现在能帮我们的就只有你了！”糖龙热切地看着唐小果。它曾经在一个很大的屏幕上看到唐小果蹦蹦跳跳的样子，吸引了很多人观看，所以认为唐小果非同一般，绝对能帮助糖人重新获得人们的喜爱。
1.社会网络。 本文主要研究对象是农户家庭社会网络， 以往研究对该变量的测度并无定论。通过对相关文献的梳理，存在如下几种度量方式：家庭成员是否有在当地从政，家庭成员在政府学校和医院工作的亲友数量， 家庭礼品礼金支出，家庭中城市亲友数量等。 很明显，上述代理变量略显单一，而事实上，社会网络既包括亲缘关系，又包括地缘关系、友缘关系，具有多维性特征。因此，本文基于熵权法构造了一个能够反映农户社会网络的综合指标。具体而言，首先选取了与社会网络高度关联的5 个指标，包括“每月外出就餐费”“文化娱乐支出”“交通通信工具费”“人情礼支出”“家庭成员中中共党员占比”； 然后对这5 个指标进行标准化处理，分别计算出各指标的熵值和信息熵冗余度， 并进一步计算出各指标的权重值； 最后求出社会网络的综合得分。 最终的社会网络变量是上述5个变量的加权平均值①权重根据熵值和信息熵冗余度计算得出，最终社会网络变量由下式给出：socialnw=0.2682×外出就餐费+0.3064×文化娱乐支出+0.1038×交通通信工具费+0.0105×人情支出+0.3112×家庭中共党员占比。。
2.土地规模扩大。 土地规模扩大既代表了理论研究中的现实背景，又是经验研究中的中介变量，主要目的在于考察其对社会网络的调节效应。 目前学术界对土地规模扩大度量方法未形成统一的标准，本文采用“农户是否转入土地”和“农地转入率”两个指标来刻画，前者用“农户是否租赁土地”来表征，后者用“转入土地面积与土地经营总面积的比值”来表征，其中土地经营总面积为农户转入土地面积和承包地面积之和。
为考察社会网络对农户生产性投资的影响，这里先构建基本回归方程，表达式如下：
需要注意的是，社会网络与土地规模扩大、社会网络与农户生产性投资均是相互影响的。社会网络对土地规模扩大和生产性投资有直接作用， 但现实中， 社会网络关系是需要占用时间、资源和感情来建立、维护、扩展的，在土地规模扩大和生产性投资过程中，农户与农户、农户与集体、 农户与市场中的其他个人和组织的交往频率自然会增加， 使农户社会网络规模逐渐增大， 这在一定程度上造成了社会网络与土地规模扩大、生产性投资之间相互影响。 因此，重视和解决内生性问题， 才能更加准确地判断社会网络、 土地规模扩大对农户生产性投资的作用机制和影响路径。为了克服内生性问题，本文选取了村庄层面“村庄大姓占比”作为社会网络的工具变量， 在我国作为最重要和最稳定的社会网络——宗族网络， 在乡村发展中发挥了独特作用， 该变量是衡量宗族网络的一个重要指标。并且，宗族网络变量既反映了村庄层面的社会网络特征， 也在一定程度上反映了村庄中农户家庭社会网络的形成环境。同时，该变量外生于农户的生产行为决策，适合作为工具变量。基于上述分析和处理， 我们利用稳健性的普通最小二乘法（OLS）和广义矩估计（GMM）估计模型（1）式和（2）式。
四、实证结果分析
（一）社会网络对农户生产性投资的影响
2.2.2 严格体检考核录用 所有的森林消防队员入职前经县级以上医院进行消防入职体检，合格后方可上岗。如患有高血压、心脏病、心血管疾病史、视力不好等一律不予录用。
在美国各州，目前具有药学博士学位（doctor of pharmacy，Pharm.D）的药师才具备参与MTM的资格。除此之外，一些州对参与MTM的药师还有资格认证的要求，或要求参加由州药房理事会批准的培训项目,并通过相应的技能考试，获得资格证书，从而获取在相应专业内从事MTM服务的资格[14]。我国目前针对参与MTM药师的资格认证方面进行了一系列探索。2016年8月北京药师协会和美国药师协会（APHA）联合举办了首期 “美国MTM药师资格证书培训班”，随后南京鼓楼医院药学部连同中国药科大学，与美国明尼苏达大学药学院远程教育系达成了 “MTM培训项目”，这些为我国MTM进一步开展奠定了基础。
从社会网络的估计系数来看， 社会网络能够促进农户生产性投资（包括流动性投资和固定投资），即社会网络显著正向影响农户生产性投资。考虑内生性问题后，农户家庭拥有的社会网络每提高1%，农户流动性投资规模就会增加0.54%，固定投资规模增加0.84%。 这表明加强农户社会网络建设能够促进农户生产性投资，研究假设1 得以证实。 原因正如机理分析中提到的，社会网络可能通过缓解信贷约束、提高信息效率、信任机制和增收效应等途径，提升农户融资和信息能力，降低交易费用，从而促进农户农业流动性投资和固定投资。
表1 变量说明与描述性统计
变量 变量说明与赋值 均值 标准差流动性投资 购买农药化肥种子的价值（元，取对数） 7.6945 1.2811固定投资 农户拥有的农用机械总价值（元，取对数） 4.2441 4.1946社会网络 通过熵权法将5 个指标加权得到 3.1667 4.6149土地规模扩大 测度1：农户是否转入土地（1=是，0=否） 0.2047 0.4035测度2：农地转入率=转入面积/（转入面积+承包地面积） 0.2919 1.4576家庭小孩比重 家庭16 岁以下人口占总人口比重 0.5344 0.4883家庭老人比重 家庭70 岁以上人口占总人口比重 0.0334 0.1470家庭平均年龄 家庭成员平均年龄（岁） 47.3423 10.7990家庭女性比重 家庭女性人口占总人口比重 0.4892 0.1856家庭非农就业 家庭外出务工人数占总人口比重 0.2852 0.3088受教育程度 家庭成员平均受教育年限 2.1394 0.7613土地转出 是否出租土地（1=是，0=否） -0.0240 1.0087金融性资产 现金和银行存款总额（元，取对数） 5.4794 4.7347金融性负债 非房贷性金融负债总额（元，取对数） 0.8367 2.8282村庄区位特征 村委会到本县县城所花的时间（小时） 4.1763 9.7452村庄非农就业 村庄外出人口占总人口的比例 36.3442 20.6813村庄经济发展水平 村庄人均纯收入（元，取对数） 8.1463 0.8135村庄地形 村庄地貌（1=丘陵；2=高山；3=高原；4=平原；5=草原） 5.0120 13.1048
表2 社会网络对农户生产性投资影响的回归估计结果
注：***、**、* 分别表示在1%、5%、10%水平上显著；除DWH 检验一栏，括号内表示稳健性标准误，DWH 检验一栏的括号内表示p 值。 下同。
变量 流动性投资 固定投资（1）OLS （2）GMM （3）OLS （4）GMM社会网络 0.0212***（0.0063）0.8365**（0.4136）家庭小孩比重 -0.1304*（0.0691）0.5406***（0.1940）0.0587***（0.0158）-0.0418（0.3017）家庭老人比重 -0.4157**（0.1879）0.1116（0.1564）-0.4041**（0.1926）-1.2481*（0.6778）家庭平均年龄 -0.0107***（0.0029）-0.6637**（0.3241）-0.8767*（0.5025）-0.0649***（0.0128）家庭女性比重 0.1771（0.1404）-0.0170***（0.0065）-0.0556***（0.0091）-0.6852（0.5946）家庭非农就业 -0.9877***（0.0904）-0.1676（0.2936）-0.1690（0.4107）-2.9834***（0.5547）平均受教育年限 0.1458***（0.0333）-1.5455***（0.2574）-2.1480***（0.2747）-0.6708（0.4481）土地转出 -0.0054（0.0339）-0.3912*（0.2101）0.1335（0.1116）-0.0123（0.0985）金融性资产 0.0164***（0.0051）-0.0155（0.0501）0.0028（0.0781）-0.0176（0.0451）金融性负债 0.0228**（0.0102）-0.0327（0.0214）0.0560***（0.0168）-0.1331（0.1053）村庄区位特征 0.0038（0.0024）-0.0959*（0.0498）0.0447（0.0290）0.0039（0.0108）村庄非农就业 -0.0068***（0.0012）0.0030（0.0062）0.0050（0.0077）-0.0151***（0.0049）村庄经济发展水平 0.1065***（0.0271）-0.0060**（0.0024）-0.0164***（0.0036）-0.2786**（0.1289）村庄地形 -0.0003（0.0020）0.1584**（0.0637）-0.3563***（0.0941）-0.0433**（0.0168）常数项 7.3595***（0.2608）-0.0179**（0.0083）-0.0169***（0.0062）10.5810***（1.1831）区域虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 2830 2830 2830 2830调整R2 0.0908 — 0.0612 —DWH 检验 34.159***（0.0000）7.3712***（0.5504）10.5634***（0.9272）6.0758**（0.0137）
但也应注意到， 社会网络能够提升农户非农就业能力， 在农业部门的边际生产率和工资率普遍低于城市非农部门的情况下， 农户家庭劳动力要素将进行重新配置， 年长劳动力留在农村进行农业生产，而青壮年劳动力转移至非农部门。 在这种情况下，农业生产则可能从“过密化”向劳动力刚性约束过渡，结果必然促使农户选择与劳动力要素供给情况相匹配的作物。鉴于粮食作物属于土地密集型作物，易于实现机械化生产， 劳动力需求较小且存在明显的季节性特点，而经济作物则属于劳动密集型作物，劳动力需求量大且精细化程度强。 因此，这一时期农业生产呈现劳动力结构老龄化、种植结构“趋粮化”的总体趋势。 此时，农户对于农业生产所需的流动性投资和固定投资将继续增加，其中流动性投资需求可能呈现单一化特点，而考虑到农业固定投资门槛和应用门槛相对较高，相较于农户对固定资产的直接投资，农机等方面的社会化服务供给应是解决小农户固定投资不足的关键所在。
实证结果还显示，除社会网络外，家庭老龄化越明显，农户生产性投资越低，其原因在于：一方面，体现了劳动力不足的约束；另一方面，表现出了较重的家庭生活负担， 生活性支出比重过大，导致投资性支出的资本约束增加，进而造成农户生产性投资动力不足。 家庭成员平均年龄越大，越不利于农户生产性投资；家庭成员平均受教育程度越高， 农户生产性投资意愿越强；农户家庭非农就业水平越高，其生产性投资水平越低； 村庄层面上， 村庄外出务工比例越高，农户生产性投资水平越低；村庄人均收入越高，表明区域经济环境越好，农户具有进行生产性投资相对有利的外部环境。此外，农户家庭小孩和女性比重、土地是否转出、金融性资产、村庄区位因素对农户生产性投资影响并不显著。
（二）土地规模扩大的调节效应分析
表3（下页）报告了引入“社会网络×土地规模扩大（测度1）”和“社会网络×土地规模扩大（测度2）” 变量的回归模型估计结果。 分别以“是否转入土地”和“农地转入率”来测度土地规模扩大，模型均采用广义矩估计（GMM）的方法进行回归，结果显示：
第一，无论是以“是否转入土地”还是以“农地转入率”来度量土地规模扩大，农户社会网络均未通过土地经营规模扩大对农户农业生产中的固定投资产生显著影响。其可能原因在于，在要素（服务）市场开放的条件下，农业分工不仅仅停留在农户家庭内部。 随着现代农业技术的推广，农艺环节的可分性、农事活动的可交易性使农业生产的迂回程度提高， 农业分工空间得以拓展和深化。农业机械适用条件较为苛刻，投资门槛高， 这使农户可以将某些生产环节外包给提供机械化服务的合作社或专业大户， 从而实现生产环节的机械化。 相对于农户自行购买农机，农业社会化服务外包形式的出现，使社会网络能力较强的农户， 更易通过社会网络中的多种渠道，获取社会化服务的相关信息。通过社会网络关系获取的信息更易得到交易主体之间的信任，从而降低交易成本，最后使农户选择直接购买服务或与其他组织合作以实现机械化生产。 这也佐证了小规模农场的农民可以通过分享农机外包服务，绕过规模临界点的约束。借助农业分工和培育农业服务市场， 将小农卷入分工经济，更利于提高小农户现代生产能力。
藤尾追求高尚的文学，想与博学多识的小野交往，常常与小野一起交流文学。她蔑视宗近的妹妹丝子的贤妻良母的意识，敢于放弃封建的女性意识。直接向小野表示自己喜欢小野。
第二，无论是以“是否转入土地”还是以“农地转入率”来度量土地规模扩大，农户社会网络均会通过土地规模扩大显著影响农户流动性投资。 对于种子、化肥、农药这类流动性要素的投入，表现出很强的市场化特征，在市场交易过程中，社会网络规模大、能力强的农户更易获得这类生产资料的供给信息，甚至可以从社会网络关系中直接获取技术含量高、质量好或价格低的流动性要素。另外，随着农业技术的进步，这类要素的使用往往需要技术人员、其他农户、合作组织、经营主体进行指导或示范， 这一非市场化行为，嵌入以亲缘、地缘等为基础的社会网络中，提高了要素使用效率。 因此，部分推论得以证实。
（三）土地规模扩大的偏效应分析
需要指出的是， 上述分析虽然可以识别农地经营规模扩大对社会网络的调节效应， 但这种调节效应是基于均值进行回归得到的结论，而无法识别不同农业投资水平中土地经营规模扩大的调节效应。因此，我们利用无条件分位数回归方法探讨社会网络差异所引致的农户生产性投资差异， 即分析在农地经营规模约束条件下社会网络所引起的农户生产性投资回报率差异。具体而言，由于“是否转入土地”为0~1 的虚拟变量， 因而只分析土地经营规模扩大测度指标为“农地转入率”所引致的偏效应。 以农户生产性投资（流动性投资和固定投资）为因变量，以社会网络与土地规模扩大的交乘项及相关控制变量为解释变量，通过在因变量0.01~0.99 分位点上进行99 次无条件分位数回归，得到农地经营规模约束条件下社会网络对农户生产性投资的回报率，并以99 个分位点为横坐标、回归系数值（偏效应或回报率）为纵坐标，得到两者的二次拟合曲线，结果如图1 和图2 所示。
表3 社会网络、土地规模扩大与农户生产性投资的回归估计结果
变量 （1）流动性投资 （2）固定投资 （3）流动性投资 （4）固定投资GMM GMM GMM GMM社会网络 1.2151*（0.7054）1.3369*（0.8116）土地规模扩大（测度1） 4.0747*（2.1025）1.9505（1.3021）0.8454**（0.4312）7.0647*（3.8879）社会网络×土地规模扩大（测度1） -1.1300*（0.6759）-1.8050（1.2471）土地规模扩大（测度2） 5.2910**（2.4757）9.1403*（4.6691）社会网络×土地规模扩大（测度2） -1.4776*（0.8063）-2.3539（1.5084）家庭小孩比重 0.3122（0.3496）0.0533（0.4101）家庭老人比重 -0.6869（0.6095）0.3043（0.6037）0.1633（0.2316）-1.2641（0.8543）家庭平均年龄 -0.0227*（0.0132）-1.2820（1.0699）-0.6796（0.4474）-0.0671***（0.0168）家庭女性比重 -0.1482（0.4843）-0.0729***（0.0235）-0.0181*（0.0093）-0.9559（0.8160）家庭非农就业 -2.1306***（0.7460）-0.6953（0.8587）-0.3384（0.4417）-3.4620***（0.9347）平均受教育年限 -0.8916（0.6188）-3.8936***（1.3810）-1.8551***（0.4884）-1.0476（0.7596）土地转出 0.0222（0.0907）-1.5139（1.1438）-0.6173（0.4024）0.0086（0.1181）金融性资产 -0.0790（0.0589）0.0483（0.1579）-0.0038（0.0663）-0.0453（0.0684）金融性负债 -0.1609（0.1162）-0.0969（0.1085）-0.0488（0.0364）-0.2073（0.1644）村庄区位特征 0.0011（0.0129）-0.2520（0.2134）-0.1386（0.0873）0.0088（0.0149）村庄非农就业 -0.0081*（0.0044）0.0016（0.0207）0.0056（0.0091）-0.0161***（0.0061）村庄经济发展水平 0.2367*（0.1352）-0.0183**（0.0077）-0.0067**（0.0033）-0.1947（0.1841）村庄地形 -0.0310（0.0198）-0.1666（0.2405）0.2125**（0.1012）-0.0511**（0.0252）常数项 6.4744***（1.0792）-0.0653*（0.0362）-0.0227*（0.0137）9.6000***（1.5557）区域虚拟变量 控制 控制 控制 控制样本量 2830 2830 2830 2830 DWH 检验 40.2604***（0.0000）9.0991***（1.9429）6.7791***（0.8228）7.7656***（0.0053）35.4041***（0.0000）6.6387***（0.0100）
图1 农地经营规模约束下社会网络对流动性投资的偏效应及显著水平
图2 农地经营规模约束下社会网络对固定投资的偏效应及显著水平
图1 显示了农地经营规模约束下社会网络对农户流动性投资的偏效应及显著性水平，其中左图为偏效应， 右图为显著性水平。 可以看出，在大部分分位点上，社会网络能够通过土地规模扩大显著影响农户的流动性投资。 从偏效应来看，在农户不同的生产性投资阶段，土地经营规模扩大的调节效应有所不同， 即在土地经营规模约束下， 社会网络与农户生产性投资呈U 型关系。在农户流动性投资水平较低的阶段，随着土地经营规模的扩大， 社会网络会显著负向影响农户流动性投资， 而在农户流动性投资水平较高的阶段，随着土地经营规模的扩大，社会网络显著正向影响农户流动性投资。 一个可能的解释是，当农户的流动性投资水平较低时，如中西部地区农业现代化水平较低， 特别是以宗族网络为代表的社会网络在基层发挥着重要作用，具有较强社会网络关系的“精英”家庭往往凭借其“关系”资源优势扭曲市场规则，为家庭谋取更多的利益和报酬。因此，以牟利为目的的“精英”家庭，在扩大土地经营规模后，并未从事比较收益较低的农业产业［13］，而是用于开发乡村旅游、 乡村民俗等土地回报率相对较高的农村第三产业。 而当农户的流动性投资水平较高时， 如东部沿海地区具有良好的经济环境和市场环境，现代农业发展水平相对较高，农村要素配置较为充分和合理， 能够实现较高的农业生产率和回报率。 农户拥有着比中西部地区更为广泛的社会网络关系，随着农地“三权”分置制度的落实，土地经营权流转更加活跃顺畅，经营规模扩大后，对农业生产要素的需求增加，农户便会利用其社会网络关系资源， 拓展信息渠道，引入投资回报率更高的品种和技术，进一步提高农业流动性投资。
图2 显示的是农地经营规模约束下社会网络对农户农业固定投资的偏效应及显著性水平，左图为偏效应，右图为显著性水平。可以看出，在多数分位点上，社会网络与农地经营规模的交乘项并不显著影响固定投资，这表明社会网络并不能够通过土地经营规模扩大这一路径影响农业机械投资。 这一结论与上一部分实证结果一致。
五、研究结论与政策含义
促进小农户与现代农业发展的有效衔接，是学术界和政策层面共同关注的问题。 本文以小农户为研究对象， 以中国家庭追踪调查CFPS2016 为数据基础，对社会网络如何影响农户生产性投资， 以及土地规模扩大的调节作用进行理论和实证分析，得到如下结论：第一，社会网络显著正向影响农户生产性投资（包括流动性投资和农业固定投资）。第二，随着农户土地经营规模的扩大， 农户社会网络仍然显著影响农户流动性投资， 但对农户的固定投资影响并不显著， 这在一定程度上可归因于分工经济和农业服务外包的出现［14］。第三，在不同的农业生产投资阶段， 土地经营规模扩大的调节效应有所差异。即在土地经营规模约束下，社会网络与农户流动性投资呈U 型关系。 具体而言， 当农户流动性投资水平处于较低阶段时， 随着土地经营规模的扩大， 社会网络对流动性投资产生负向影响；当农户流动性投资规模超过临界点时，随着土地经营规模的扩大， 社会网络则对农户的流动性投资产生正向影响。此外，对于农户的固定投资来说，无论其投资处于何种水平，土地经营规模的调节效应均不显著。
目前，土地面积测算的方法有解析法与图解法两种[7]。其中解析法利用高精度的界址点计算土地面积，是一种较精确的土地面积量算方法，即用界址点的坐标按相应公式计算土地面积。界址点的坐标测量有导线测量、三角测量或GPS测量[8]。本文选用GPS测量进行特征点的坐标测定，然后通过CASS9.0软件的表面积计算与实体面积计算功能进行河道绿地面积的计算。
本文所得到的研究结论具有重要的政策含义：第一，农户家庭拥有的社会网络对小农户的农业生产性投资产生了显著影响。因而，在鼓励农户生产性投资的政策设计中， 要充分考虑农户社会网络这一非正式制度因素的重要作用。第二，随着农地经营权流转的日趋活跃，农户土地经营规模在社会网络与农户流动性投资中的调节作用不可忽视。因此，应创造良好的土地流转环境，鼓励小农户扩大土地经营规模，从而进一步促进农户的农业流动性要素投资。第三，在不同农业生产投资阶段， 土地经营规模在社会网络与农户流动性投资之间的调节作用有所差异。因此，应准确评测农户农业流动性要素投资水平，在农户流动性投资水平较低的地区，要营造良好的政策环境和制度环境， 加快要素市场的培育， 从而减弱社会网络在影响农户流动性投资中的负面作用； 在农户生产性投资水平较高的地区，要以乡村“差序格局”的社会结构特征为基础， 强化农村文化建设方面相关规则的制定，充分利用乡规民约和风俗习惯“粘合剂”的作用，尊重乡村社会内生的传统和秩序，从而充分发挥社会网络在农户流动性要素投资中的重要作用。 第四，在土地要素约束下，社会网络对小农户的农业固定投资影响并不显著。因此，应将小农户纳入分工经济， 加强农业社会化服务市场建设，充分发挥农业社会化服务组织、新型经营主体和专业大户在小农户机械化服务中的重要作用， 优化农业机械化服务的供给方式和渠道，着力构建“政府引导-市场主导-面向小农”的新型农业机械化服务体系。
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Social Network,Land Scale and Productivity-oriented Investment of Peasant Household in Agriculture
YANG Fang ZHANG Ying-liang LIU Wei
Abstract: The improvement in productivity-oriented investment of peasant household in agriculture is the foundation to connect the peasant household to modern agriculture. It is also vital to introduce the peasant household to the modern agriculture. In this paper, the impacts of the peasant household’s social network and land scale on productivity-oriented investment in agriculture are analyzed theoretically and empirically based on CFPS2016.It shows that:the social network has a significant impact on productivityoriented investment of peasant household. With enlarging of landscale, social network has a significant effect on liquidity investment.The relationship between social network and liquidity investment of peasant household is U-shaped under the constraint of landscale. But the social network is not impact on fixed investment in agriculture because of economies of division of labor and agricultural service market.Therefore,in “acquaintance society”,the better policy environments of land transfer should be created to improve liquidity investment of peasant household in agriculture. Meanwhile, in different areas with different levels of liquidity investment, it must identify the different functions of policy, market and social structure. With the construction of a new agricultural mechanization service system which is governmentled,market-oriented and pro-household,the level of mechanization can be improved in the future.
Key words: social network of peasant household;land scale;productivity-oriented investment
中图分类号:F323.9
文献标识码:A
文章编号:1003-7543（2019）01-0097-12
基金项目:国家社会科学基金重大项目“三权分置、农地流转与农民承包权益保护”（15ZDA023）；中央财政专项经费支持创新团队项目“我国农业经济发展中的重大理论与实践问题研究”（SWU1709115）；中央高校基本科研业务费专项资金资助项目“农地流转中主体权益协同保护机制研究”（SWU1609252）。
作者简介:杨芳，西南大学经济管理学院博士研究生；张应良，西南大学农村经济与管理研究中心主任、教授、博士生导师，享受国务院特殊津贴专家；刘魏，三峡大学经济与管理学院讲师。
（责任编辑：王立坦）
标签：农户论文; 社会论文; 土地论文; 网络论文; 规模论文; 社会科学总论论文; 社会学论文; 社会结构和社会关系论文; 《改革》2019年第1期论文; 国家社会科学基金重大项目“三权分置; 农地流转与农民承包权益保护”(15ZDA023)中央财政专项经费支持创新团队项目“我国农业经济发展中的重大理论与实践问题研究”(SWU1709115)中央高校基本科研业务费专项资金资助项目“农地流转中主体权益协同保护机制研究”(SWU1609252)论文; 西南大学经济管理学院论文; 西南大学农村经济与管理研究中心论文; 三峡大学经济与管理学院论文;