農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)新疆玉米種植戶(hù)福利效應(yīng)影響研究

靳曉敏，宋玉蘭，許明威

(新疆農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830052)

“大國(guó)小農(nóng)”這一基本農(nóng)情將會(huì)在很長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)伴隨著我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展。小農(nóng)戶(hù)本身土地規(guī)模小，資金、勞動(dòng)力、農(nóng)機(jī)等要素稟賦有限，加之我國(guó)地形地貌特征、連片耕地被分割、連片區(qū)域多樣化種植等因素使得耕地細(xì)碎化[1]，種種不利因素導(dǎo)致小農(nóng)戶(hù)成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化推進(jìn)過(guò)程中的短板，農(nóng)業(yè)服務(wù)的社會(huì)化成為我國(guó)小農(nóng)戶(hù)有機(jī)銜接現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵[2,3]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管作為農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的典型方式，既可解決“大國(guó)小農(nóng)”問(wèn)題，又是促進(jìn)小農(nóng)戶(hù)與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展有機(jī)銜接的有效路徑，其中全托管模式釋放出了新農(nóng)村發(fā)展的活力[4]。近年來(lái)，我國(guó)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)發(fā)展規(guī)模初成，國(guó)家出臺(tái)了一系列相關(guān)文件幫助和引導(dǎo)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)發(fā)展，十九大報(bào)告明確提出，要加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管支持推進(jìn)力度，實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶(hù)與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展有機(jī)銜接。發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的最終目的是促進(jìn)小農(nóng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，其出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)在于提升農(nóng)戶(hù)福利。農(nóng)戶(hù)作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管采用的微觀基礎(chǔ)和關(guān)鍵，在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展新形勢(shì)下，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管選擇福利效應(yīng)方面探討農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)托管選擇行為，對(duì)分析如何提升農(nóng)戶(hù)福利，推動(dòng)小農(nóng)戶(hù)實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化發(fā)展具有現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)者們對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的研究?jī)?nèi)容相對(duì)全面，這為本文研究提供了充足的理論基礎(chǔ)與經(jīng)驗(yàn)借鑒。①研究?jī)?nèi)容上，多數(shù)學(xué)者主要從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的組織方式、托管模式、托管意愿方面進(jìn)行研究。如，杜洪燕、陳俊紅、李蕓[5]對(duì)比提煉了壽陽(yáng)縣、平遙縣和文水縣的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管組織方式的特點(diǎn)與使用條件；張瑞娟、宦梅麗[6]分析了蘭西縣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管模式的特點(diǎn)；王玉斌、李乾[7]對(duì)目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的5類(lèi)利益分配模式進(jìn)行了研究。上述學(xué)者的研究均表明，不同的生產(chǎn)托管組織模式與農(nóng)戶(hù)間的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制存在差異。②研究視角上，杜洪燕、陳俊紅、劉寶印等[8]從服務(wù)規(guī)模經(jīng)營(yíng)視角出發(fā)，探討了托管服務(wù)的組織方式創(chuàng)新，提出了一系列的服務(wù)融合創(chuàng)新方式；冀名峰、李琳[9]研究認(rèn)為，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管是農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)的主要形式，一定程度上能夠降低經(jīng)營(yíng)成本和土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)；韓青、劉起林、孟婷[10]從農(nóng)戶(hù)視角出發(fā)，研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管薄弱環(huán)節(jié)補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)全程托管意愿，發(fā)現(xiàn)對(duì)薄弱環(huán)節(jié)補(bǔ)貼能促進(jìn)農(nóng)戶(hù)全程托管意愿；蘆千文、姜長(zhǎng)云[11]通過(guò)對(duì)日本農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管發(fā)展的總結(jié)，結(jié)合生產(chǎn)托管在我國(guó)的重要性，提出中國(guó)要將生產(chǎn)托管作為生產(chǎn)性服務(wù)的重要方式。還有學(xué)者運(yùn)用不同的分析方法對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與自然風(fēng)險(xiǎn)、風(fēng)險(xiǎn)配置及風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制進(jìn)行了研究[12-14]。目前，學(xué)者們?cè)诤饬哭r(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)時(shí)并沒(méi)有統(tǒng)一的指標(biāo)。如，黃速建、劉美玉、王季[15]使用生活消費(fèi)支出和農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投資；楊志海[16]使用農(nóng)戶(hù)家庭年人均純收入；陳飛、翟偉娟[17]在此基礎(chǔ)上引入了貧困發(fā)生率等指標(biāo)。

綜上，盡管學(xué)者們對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管內(nèi)容的理論研究較為全面，但在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)影響方面的實(shí)證研究較少，尤其是對(duì)新疆玉米種植戶(hù)福利效應(yīng)的研究更少。另外，現(xiàn)有研究中較少有學(xué)者考慮農(nóng)戶(hù)種植過(guò)程中的勞動(dòng)強(qiáng)度。隨著農(nóng)戶(hù)生活方式的改善和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式的轉(zhuǎn)變，農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)種植過(guò)程中勞動(dòng)強(qiáng)度是否得以改善越來(lái)越注重。因此，本文將從農(nóng)業(yè)托管選擇差異、選擇效果方面探討農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)托管選擇行為，運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型，從農(nóng)戶(hù)家庭純收入和農(nóng)業(yè)種植中勞動(dòng)強(qiáng)度兩個(gè)方面探究農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)的影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與農(nóng)戶(hù)節(jié)本增效

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)可在降低作業(yè)成本的基礎(chǔ)上提升服務(wù)質(zhì)量，從而節(jié)約綜合生產(chǎn)成本[18]，提高農(nóng)戶(hù)福利水平。農(nóng)戶(hù)作為理性經(jīng)濟(jì)人，自愿將土地或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作業(yè)通過(guò)半托管或全程托管等外包給托管組織，與普通生產(chǎn)服務(wù)相比，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的服務(wù)質(zhì)量與服務(wù)主體的經(jīng)營(yíng)效益和收入相關(guān)，出于自身利益考慮，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管組織通過(guò)統(tǒng)一購(gòu)買(mǎi)生產(chǎn)資料，規(guī)?；蜋C(jī)械化種植來(lái)優(yōu)化資源配置，從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、節(jié)約作業(yè)成本、提升作業(yè)質(zhì)量，在一定程度上降低農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)成本、提升農(nóng)戶(hù)福利。

1.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)在不改變農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)的基礎(chǔ)上，農(nóng)戶(hù)將生產(chǎn)作業(yè)委托給專(zhuān)業(yè)的托管組織經(jīng)營(yíng)，托管組織代替農(nóng)戶(hù)完成部分或全程的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作業(yè)，其本質(zhì)是經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中以家庭外部要素代替家庭內(nèi)部要素[19]。托管農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力從土地中釋放出來(lái)。一方面，家中年輕、身體健壯和文化程度較高的勞動(dòng)力可通過(guò)從事非農(nóng)就業(yè)等工作實(shí)現(xiàn)再就業(yè)，農(nóng)戶(hù)家庭非農(nóng)報(bào)酬的可能性增加；另一方面，高齡和體弱農(nóng)戶(hù)可通過(guò)托管服務(wù)減緩農(nóng)業(yè)作業(yè)強(qiáng)度，對(duì)于兼業(yè)農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，托管后閑暇時(shí)間外出務(wù)工，非農(nóng)報(bào)酬增加。基于此，本文認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管在一定程度上可以增加農(nóng)戶(hù)家庭收入，減緩農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度，提升農(nóng)戶(hù)福利水平。

1.3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的群體異質(zhì)性

由于農(nóng)戶(hù)的個(gè)人稟賦和家庭稟賦等方面存在差異，農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管時(shí)家庭稟賦的異質(zhì)性對(duì)其產(chǎn)生重要影響。受教育程度和勞動(dòng)力數(shù)量表示家庭人力資本水平和勞動(dòng)力資源的多寡，更能體現(xiàn)農(nóng)戶(hù)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)配置比例的高低；種植面積在一定程度上意味著農(nóng)戶(hù)家庭物質(zhì)資本，同時(shí)也表示農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力的束縛[16]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)在一定程度上可釋放農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力，種植面積越大的農(nóng)戶(hù)，家庭可釋放的勞動(dòng)力數(shù)量越多，農(nóng)戶(hù)家庭的閑暇時(shí)間或非農(nóng)收入則越高[20]。因此，本文認(rèn)為由于農(nóng)戶(hù)稟賦差異，不同農(nóng)戶(hù)在使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)后所產(chǎn)生的福利水平存在群體異質(zhì)性。

圖1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)福利的影響機(jī)制

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2021年1月課題組對(duì)新疆地區(qū)玉米種植戶(hù)“一對(duì)一”的問(wèn)卷調(diào)查。此次調(diào)研采用分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，按照玉米種植地區(qū)的地域分布情況，選擇春播早中熟玉米區(qū)(新源縣、鞏留縣、溫泉縣)，春播中晚熟玉米區(qū)(瑪納斯縣、呼圖壁縣、沙灣縣)和復(fù)播早中熟玉米區(qū)(阿瓦提縣和葉城縣)作為調(diào)研地區(qū)。由于吐魯番盆地復(fù)播玉米區(qū)的玉米種植面積較少，所以本次抽樣時(shí)未選擇該地區(qū)。上述每個(gè)縣抽取3個(gè)玉米播種面積較大的行政村，每個(gè)村隨機(jī)選取20戶(hù)玉米種植戶(hù)進(jìn)行調(diào)研。考慮到由于新疆部分種植戶(hù)在語(yǔ)言上存在交流障礙，可能會(huì)影響調(diào)研結(jié)果，因此在實(shí)地調(diào)研之前，挑選部分新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)當(dāng)?shù)厣贁?shù)民族大學(xué)生就問(wèn)卷內(nèi)容進(jìn)行相應(yīng)的培訓(xùn)。訪談過(guò)程中，在少數(shù)民族同學(xué)的幫助下該問(wèn)卷由課題組調(diào)研人員“一對(duì)一”填寫(xiě)。問(wèn)卷設(shè)計(jì)參考已有學(xué)者的相關(guān)研究成果，內(nèi)容主要包括兩部分：一是村表，主要包括被調(diào)研樣本村的村莊特征、目前本村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管組織數(shù)量、2020年該村農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)采用率等信息；二是戶(hù)表，主要內(nèi)容包括2020年樣本農(nóng)戶(hù)是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管及托管方式、玉米種植中的勞動(dòng)強(qiáng)度、家庭純收入、樣本農(nóng)戶(hù)個(gè)人特征、家庭特征等。共收回村表問(wèn)卷8份、戶(hù)表問(wèn)卷478份，剔除有大量空白和邏輯明顯有誤的戶(hù)表樣本后，有效問(wèn)卷415份，問(wèn)卷有效率為87%。問(wèn)卷中所涉及的樣本農(nóng)戶(hù)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征見(jiàn)表1。從表1可見(jiàn)，調(diào)研樣本中男性高于女性；年齡占比較大的是56—65歲；；受教育年限值在各個(gè)方面均有分布，其中5年及以下的農(nóng)戶(hù)占總數(shù)的59.8%；家庭純收入分布在各個(gè)階段均有。綜上可知，研究樣本具有一定的代表性。

表1 樣本農(nóng)戶(hù)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征(N=415)

2.2 變量選擇

因變量：根據(jù)模型設(shè)定，本文回歸分析方程的因變量為農(nóng)戶(hù)福利水平。根據(jù)森的可行能力理論，農(nóng)戶(hù)的福利水平受個(gè)人能力及未來(lái)發(fā)展的影響[21]，但本文是研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管前后的農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)。借鑒已有研究成果，本文衡量農(nóng)戶(hù)福利水平的指標(biāo)是農(nóng)戶(hù)家庭純收入和玉米種植中的勞動(dòng)強(qiáng)度[22]。勞動(dòng)強(qiáng)度的度量從1—5分別表示很輕松、較輕松、一般、較累、很累。家庭純收入及勞動(dòng)強(qiáng)度變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

表2 福利方程因變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

核心自變量：本文核心自變量為農(nóng)戶(hù)在玉米種植中是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)選擇行為是二值變量：當(dāng)玉米種植戶(hù)選擇此服務(wù)時(shí)，取值為1，否則取值為0。

解釋變量：農(nóng)戶(hù)福利方程可觀測(cè)解釋變量包括影響被訪者決策的個(gè)人特征與家庭稟賦兩部分，共12個(gè)可觀測(cè)變量。個(gè)人特征包括被訪者性別、年齡、受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好和身體健康狀況等；家庭稟賦由樣本戶(hù)的勞動(dòng)力要素(勞動(dòng)力數(shù)量、勞動(dòng)力投入、老齡化程度)、資本要素(生產(chǎn)成本費(fèi)用，生產(chǎn)性資產(chǎn)投資)、土地要素(種植規(guī)模，土地肥沃程度)3個(gè)部分構(gòu)成。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)選擇方程包含農(nóng)戶(hù)福利方程中的所有因素。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)模型選擇及設(shè)定要求，加入影響農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管行為但不會(huì)直接影響農(nóng)戶(hù)家庭純收入和勞動(dòng)強(qiáng)度的當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)采用率作為排除變量，以保證模型可識(shí)別。同時(shí)，為減小異質(zhì)性和樣本中極值對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的影響，本文中對(duì)生產(chǎn)成本費(fèi)用和實(shí)際種植規(guī)模等變量取自然對(duì)數(shù)處理。其他變量及其描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 變量及描述性統(tǒng)計(jì)分析

(續(xù)表3)

2.3 研究方法

由表2可知，選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的農(nóng)戶(hù)和未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的的農(nóng)戶(hù)在家庭純收入和勞動(dòng)強(qiáng)度上具有明顯的差異，托管戶(hù)在家庭純收入上高于未托管農(nóng)戶(hù)，同時(shí)勞動(dòng)強(qiáng)度明顯要低。對(duì)農(nóng)戶(hù)分組后可見(jiàn)，在玉米種植中選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管和未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)在家庭純收入和勞動(dòng)強(qiáng)度上存在一定差異，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)福利有一定影響，但農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管是一種自選擇行為，某些因素?zé)o法被觀測(cè)到，可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，因此本文將進(jìn)行計(jì)量分析。

研究方法上，借鑒薛瑩[23]、Ma和Abdulai[24]、楊志海[16]等學(xué)者的做法，使用 Maddala提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型(ESR)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)與農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)的關(guān)系進(jìn)行分析。ESR模型一般包含兩個(gè)階段的估計(jì)：第一階段使用Probit或Logit模型估計(jì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)的行為選擇方程；第二階段建立農(nóng)戶(hù)福利水平?jīng)Q定方程，估計(jì)農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)導(dǎo)致的福利水平變化[16,23]。內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型同時(shí)估計(jì)以下3個(gè)方程：

行為方程(是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管)：

Si=?Xi+λKi+εi

(1)

福利方程1(處理組，選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶(hù)的福利水平方程)：

Wim=βimXim+?im

(2)

福利方程2(控制組，未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶(hù)的福利水平方程)：

Win=βinXin+?in

(3)

式(1)中，Si為農(nóng)戶(hù)是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管，當(dāng)Si=1時(shí)，則選擇，當(dāng)Si=0時(shí)，未選擇；Xi為影響農(nóng)戶(hù)選擇的可觀測(cè)因素；εi為誤差項(xiàng)；Ki為工具變量，保證ESR模型的可識(shí)別性[16]。本文工具變量為僅影響農(nóng)戶(hù)參與決策，不直接影響農(nóng)戶(hù)家庭收入的當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)采用率。式(2)、(3)中，Wim與Win分別表示選擇和未選擇時(shí)兩個(gè)樣本組的福利水平；Xim與Xin是影響農(nóng)戶(hù)福利的各種因素；?im與?in為福利方程的誤差項(xiàng)。在公式(2)、(3)的基礎(chǔ)上引入逆米爾比率(λim，λin)，進(jìn)一步運(yùn)用反事實(shí)分析框架，通過(guò)將真實(shí)情景與反事實(shí)假設(shè)情景下選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶(hù)與未選擇農(nóng)戶(hù)的福利水平期望值進(jìn)行比較，從而估計(jì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)福利影響的平均處理效應(yīng)[23]。

選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶(hù)的福利期望值(處理組)：

E[Wim|Si=1]=βimXim+σumλim

(4)

未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶(hù)的福利期望值(控制組)：

E[Win|Si=0]=βinXin+σunλin

(5)

選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶(hù)若沒(méi)有選擇服務(wù)情形下的福利期望值：

E[Win|Si=1]=βinXin+σunλin

(6)

未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶(hù)若選擇服務(wù)情形下的福利期望值：

E[Wim|Si=0]=βimXim+σumλim

(7)

處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)：(4)—(6)

ATTi=E[Wim|Si=1]-E[Win|Si=1]=(βm-βn)Xim+(σum-σun)λim

(8)

控制組的平均處理效應(yīng)(ATU)：(5)—(7)

ATUi=E[Win|Si=0]-E[Wim|Si=0]=(βn-βm)Xin+(σun-σum)λin

(9)

通過(guò)分析ATT和ATU的平均值可以考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)福利的平均處理效應(yīng)，以及不同類(lèi)型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管和不同要素稟賦農(nóng)戶(hù)群組對(duì)農(nóng)戶(hù)福利差異的影響。

3 結(jié)果及分析

3.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管選擇行為分析

對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)選擇行為進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4第一列所示。①?gòu)霓r(nóng)戶(hù)個(gè)人稟賦看，受教育年限值正向影響農(nóng)戶(hù)托管選擇[25]，農(nóng)戶(hù)的文化程度越高，再就業(yè)可能性越大，越傾向于選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管，從事非農(nóng)工作。風(fēng)險(xiǎn)偏好越高的農(nóng)戶(hù)選擇托管的積極性越高，這與楊志海[16]的研究結(jié)論一致，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身存在很高的自然風(fēng)險(xiǎn)，加之新疆農(nóng)村地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管組織有限，農(nóng)戶(hù)與服務(wù)者熟悉程度低會(huì)使二者間存在信任危機(jī)，所以相比于低風(fēng)險(xiǎn)偏好者而言，風(fēng)險(xiǎn)偏好較高的農(nóng)戶(hù)更容易選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)?；貧w結(jié)果還表明，身體健康程度變量對(duì)農(nóng)戶(hù)托管行為有顯著負(fù)影響，說(shuō)明身體健康越差的農(nóng)戶(hù)越傾向于選擇托管服務(wù)。②從農(nóng)戶(hù)家庭稟賦看。勞動(dòng)力數(shù)量系數(shù)正向影響農(nóng)戶(hù)托管行為，這與張強(qiáng)強(qiáng)、霍學(xué)喜、劉軍弟[26]的研究結(jié)論一致，勞動(dòng)力數(shù)量代表家庭勞動(dòng)力資源稟賦，勞動(dòng)力數(shù)量越多，托管后家庭勞動(dòng)力資源重置空間越大，農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的積極性越大。同時(shí)，農(nóng)機(jī)具和實(shí)際種植規(guī)模變量對(duì)農(nóng)戶(hù)選擇顯著負(fù)相關(guān)。農(nóng)機(jī)具作為生產(chǎn)性資產(chǎn)投資，屬于農(nóng)戶(hù)內(nèi)部資源，可代替農(nóng)戶(hù)進(jìn)行農(nóng)業(yè)勞作，降低農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度和勞動(dòng)力投入，反而抑制了農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)托管選擇，這與趙培芳、王玉斌[27]的研究結(jié)論一致。玉米種植規(guī)模越大的農(nóng)戶(hù)選擇生產(chǎn)托管服務(wù)的意愿越低，這可能與新疆地區(qū)耕地平坦、玉米種植機(jī)械化程度較高，且規(guī)模種植戶(hù)擁有的農(nóng)機(jī)具等生產(chǎn)性資產(chǎn)較多、自身種植經(jīng)驗(yàn)豐富等原因有關(guān)。

從控制變量看，當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)采用率變量對(duì)農(nóng)戶(hù)選擇托管服務(wù)的影響顯著為正，因?yàn)檗r(nóng)戶(hù)行為決策具有從眾行為特征[28]，所以當(dāng)周?chē)休^多農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)時(shí)，農(nóng)戶(hù)會(huì)產(chǎn)生跟隨行為。

3.2 生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)影響分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)和農(nóng)戶(hù)福利的內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸結(jié)果如表4所示。表4中，第二列為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)選擇方程回歸結(jié)果，第三列和第四列分別為選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管和未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的農(nóng)戶(hù)家庭純收入影響因素回歸結(jié)果，第五列和第六列分別為選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管和未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的玉米種植過(guò)程中農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度的影響因素估計(jì)結(jié)果。從處理組和控制組看，影響農(nóng)戶(hù)福利的兩個(gè)因變量在影響因素上存在差異。同時(shí)，逆米爾比率對(duì)因變量的影響在0.01的水平上顯著，說(shuō)明在分析農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)福利的影響效果時(shí)，可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素同時(shí)對(duì)其產(chǎn)生影響[29]，在考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)效果時(shí)會(huì)受內(nèi)生性問(wèn)題影響，結(jié)果可能存在偏差。

表4 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型結(jié)果

處理組農(nóng)戶(hù)：回歸結(jié)果(模型2)表明，受教育年限值、勞動(dòng)力數(shù)量、實(shí)際種植規(guī)模的對(duì)數(shù)等變量能夠顯著促進(jìn)農(nóng)戶(hù)家庭純收入增長(zhǎng)，而生產(chǎn)成本費(fèi)用的對(duì)數(shù)和玉米種植過(guò)程中勞動(dòng)力投入變量對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入影響為負(fù)向增長(zhǎng)。原因可能是：決策者受教育程度越高，經(jīng)營(yíng)管理能力和更高報(bào)酬就業(yè)機(jī)會(huì)獲取能力就越強(qiáng)，獲得更高收入的可能性也越大；家庭勞動(dòng)力數(shù)量越多，勞動(dòng)力資源配置時(shí)選擇空間越大。種植規(guī)模的擴(kuò)大有利于農(nóng)戶(hù)收入的增加[30,31]。玉米種植中勞動(dòng)力投入反向影響農(nóng)戶(hù)家庭純收入，當(dāng)農(nóng)戶(hù)選擇托管服務(wù)后，自然減少玉米種植過(guò)程中勞動(dòng)力投入，家庭勞動(dòng)力得以釋放，獲得外出就業(yè)機(jī)會(huì)和非農(nóng)收入概率變大。玉米種植中農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度回歸結(jié)果(模型4)表明，身體健康程度、勞動(dòng)力投入、生產(chǎn)成本費(fèi)用的對(duì)數(shù)和實(shí)際種植規(guī)模變量對(duì)玉米種植過(guò)程中農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度具有顯著負(fù)向影響。生產(chǎn)者身體狀況越健康，農(nóng)戶(hù)在玉米種植種中感受到的勞動(dòng)強(qiáng)度相對(duì)較低；勞動(dòng)力投入越多，玉米種植過(guò)程中勞動(dòng)強(qiáng)度相對(duì)變低；當(dāng)農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)時(shí)，相應(yīng)的服務(wù)費(fèi)用會(huì)增加玉米生產(chǎn)成本，但托管后農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度較之前有大幅度降低；種植規(guī)模越大的農(nóng)戶(hù)選擇雇工和機(jī)械作業(yè)的概率較大，自身投入勞動(dòng)的可能性較小，勞動(dòng)強(qiáng)度較低。

控制組農(nóng)戶(hù)：回歸結(jié)果(模型3)表明，勞動(dòng)投入、實(shí)際種植規(guī)模的對(duì)數(shù)、農(nóng)戶(hù)實(shí)際年齡、受教育年限值、身體健康程度變量對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入具有顯著的正向影響。玉米生產(chǎn)過(guò)程中勞動(dòng)力投入多寡代表著耕作精細(xì)化程度，相應(yīng)的玉米產(chǎn)出也存在差異；決策者實(shí)際年齡的平方與農(nóng)戶(hù)家庭純收入顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)家庭純收入對(duì)決策者年齡存在倒“U”型關(guān)系，符合生命周期理論的觀點(diǎn)。生產(chǎn)成本費(fèi)用的對(duì)數(shù)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入影響為負(fù)?；貧w結(jié)果(模型5)表明，農(nóng)戶(hù)性別、勞動(dòng)力投入和有無(wú)農(nóng)機(jī)變量與玉米種植中的勞動(dòng)強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)。由于女性的身體素質(zhì)等原因使對(duì)其對(duì)勞累感知程度強(qiáng)于男性，因此農(nóng)機(jī)具作為生產(chǎn)性資產(chǎn)投資，可代替農(nóng)戶(hù)做生產(chǎn)強(qiáng)度較大的作業(yè)，降低農(nóng)戶(hù)玉米種植過(guò)程中勞動(dòng)強(qiáng)度和勞動(dòng)力投入。

3.3 平均處理效應(yīng)

根據(jù)方程(4)—(7)計(jì)算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)影響的平均處理效應(yīng)，結(jié)果見(jiàn)表5。表5結(jié)果顯示了樣本農(nóng)戶(hù)實(shí)際選擇托管服務(wù)和實(shí)際未選擇托管服務(wù)時(shí)的期望收入與勞動(dòng)強(qiáng)度，以及反事實(shí)情況下，選擇托管的農(nóng)戶(hù)不選擇托管時(shí)的期望收入和勞動(dòng)強(qiáng)度、未選擇托管服務(wù)的農(nóng)戶(hù)選擇托管時(shí)的期望收入及勞動(dòng)強(qiáng)度。選擇托管的農(nóng)戶(hù)家庭純收入和勞動(dòng)強(qiáng)度的平均處理效應(yīng)分別為0.518和-1.098，未選擇托管的農(nóng)戶(hù)家庭純收入和勞動(dòng)強(qiáng)度分別為0.363和-1.120，且平均處理效應(yīng)均通過(guò)了不同程度的顯著性檢驗(yàn)。

表5 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入及勞動(dòng)強(qiáng)度影響的平均處理效應(yīng)

從農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)的平均期望看，當(dāng)實(shí)際已經(jīng)選擇托管的農(nóng)戶(hù)不選擇這一服務(wù)時(shí)，其家庭純收入將減少17.5%，由原來(lái)的2.956萬(wàn)元下降至2.384萬(wàn)元，勞動(dòng)強(qiáng)度上升37.9%，玉米種植過(guò)程中的勞動(dòng)強(qiáng)度由原來(lái)的“一般”轉(zhuǎn)變?yōu)椤拜^累”程度。在考慮到反事實(shí)的基礎(chǔ)上，如果未選擇托管服務(wù)的農(nóng)戶(hù)在玉米種植過(guò)程中選擇這一服務(wù)，其家庭純收入將由2.118萬(wàn)元上升到2.481萬(wàn)元，增長(zhǎng)14.6%，同時(shí)勞動(dòng)強(qiáng)度降低了40%，由原來(lái)的“較累”程度變?yōu)椤耙话恪?。整體上看，農(nóng)戶(hù)選擇托管服務(wù)在一定程度上可增加農(nóng)戶(hù)家庭純收入，減緩農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度，提升農(nóng)戶(hù)福利水平。表5中異質(zhì)性效應(yīng)表明，由于農(nóng)戶(hù)自身與家庭稟賦的差異，不同群體選擇同一農(nóng)業(yè)托管服務(wù)帶來(lái)的家庭純收入和玉米種植過(guò)程中勞動(dòng)強(qiáng)度改善的期望值并不相同，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)的影響具有群體異質(zhì)性。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

已有研究表明，農(nóng)戶(hù)是否選擇托管服務(wù)并不是隨機(jī)的，而受到眾多因素的共同影響[32]。有些因素既會(huì)影響農(nóng)戶(hù)福利，也會(huì)影響農(nóng)戶(hù)是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管行為，但這些因素如不能被觀測(cè)和統(tǒng)計(jì)到，就會(huì)產(chǎn)生樣本選擇性偏差[16]。同時(shí)，農(nóng)戶(hù)作為理性經(jīng)濟(jì)人會(huì)根據(jù)自己的生產(chǎn)成本和預(yù)期收益決定是否進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程的作業(yè)托管，因此農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管決策變量Si不能被看作外生變量。

表6 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對(duì)農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到因農(nóng)戶(hù)自選擇問(wèn)題，所得結(jié)論可能存在偏誤，本文進(jìn)一步對(duì)內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，所用方法為偏差矯正傾向得分匹配法。表6中第二列為內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型處理組的平均處理效應(yīng)，第三列為偏差矯正匹配法得到的處理組平均處理效應(yīng)。由表6中可知，二者基本上一致，偏差矯正傾向得分匹配法和內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計(jì)結(jié)果均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，即研究結(jié)果通過(guò)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？傮w上，選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度的影響為負(fù)顯著，對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入影響為正顯著，這表明選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)能夠降低農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度，提高農(nóng)戶(hù)家庭純收入，進(jìn)而提升農(nóng)戶(hù)福利水平。

4 結(jié)論與建議

本文主要結(jié)論如下：①不同農(nóng)戶(hù)選擇相同的托管服務(wù)在福利效應(yīng)上具有群體異質(zhì)性，其家庭純收入和勞動(dòng)強(qiáng)度改善的期望值并不相同，托管戶(hù)家庭純收入高于未托管戶(hù)，同時(shí)勞動(dòng)強(qiáng)度明顯要低。總體來(lái)看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)能夠提高農(nóng)戶(hù)家庭純收入，降低農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)強(qiáng)度，這與本文的研究假設(shè)相符合。但新疆地區(qū)玉米種植戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管采用率偏低，不利于通過(guò)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)引導(dǎo)小農(nóng)戶(hù)實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。②農(nóng)戶(hù)個(gè)人特征、家庭稟賦和當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)采用率共同影響著農(nóng)戶(hù)托管選擇行為。農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)采用率越高的地區(qū)，農(nóng)戶(hù)越傾向于選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)。從農(nóng)戶(hù)福利方程看，對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入的影響中，受教育年限值、勞動(dòng)力數(shù)量、實(shí)際種植規(guī)模的對(duì)數(shù)等變量能夠顯著促進(jìn)農(nóng)戶(hù)家庭純收入增長(zhǎng)，而生產(chǎn)成本費(fèi)用的對(duì)數(shù)和玉米種植過(guò)程中勞動(dòng)力投入變量對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入影響為負(fù)。在勞動(dòng)強(qiáng)度的影響上，身體健康程度、勞動(dòng)力投入、生產(chǎn)成本費(fèi)用的對(duì)數(shù)和實(shí)際種植規(guī)模變量與玉米種植過(guò)程中勞動(dòng)強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)。

建議：①加大對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管多樣化宣傳。服務(wù)主體通過(guò)“線上+線下”相組合的方式對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)進(jìn)行宣傳，增加農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的了解程度和對(duì)服務(wù)組織的信任程度；政府可在耕、種、收等關(guān)鍵環(huán)節(jié)對(duì)稟賦劣勢(shì)的農(nóng)戶(hù)進(jìn)行補(bǔ)貼和支持，降低農(nóng)戶(hù)選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會(huì)化服務(wù)時(shí)的交易成本，適當(dāng)干預(yù)服務(wù)價(jià)格，引導(dǎo)和鼓勵(lì)不同資源稟賦農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管等社會(huì)化服務(wù)的采用率。②制定因“需”制宜的服務(wù)供給方式。由于農(nóng)戶(hù)個(gè)人特征和家庭稟賦差異，不同農(nóng)戶(hù)在使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)時(shí)的需求存在差異。因此，在推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務(wù)發(fā)展過(guò)程中，要注重服務(wù)方式、服務(wù)費(fèi)用與農(nóng)戶(hù)家庭資源稟賦的耦合度，服務(wù)主體根據(jù)不同農(nóng)戶(hù)的人力資本和家庭稟賦差異，制定相對(duì)應(yīng)的服務(wù)“套餐”，通過(guò)因“需”制宜的供給方式，提升農(nóng)戶(hù)福利效應(yīng)。