農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對新疆玉米種植戶福利效應影響研究

靳曉敏，宋玉蘭，許明威

(新疆農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟與貿(mào)易學院，新疆 烏魯木齊 830052)

“大國小農(nóng)”這一基本農(nóng)情將會在很長時間內(nèi)伴隨著我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展。小農(nóng)戶本身土地規(guī)模小，資金、勞動力、農(nóng)機等要素稟賦有限，加之我國地形地貌特征、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碎化[1]，種種不利因素導致小農(nóng)戶成為農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化推進過程中的短板，農(nóng)業(yè)服務的社會化成為我國小農(nóng)戶有機銜接現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的關鍵[2,3]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管作為農(nóng)業(yè)社會化服務的典型方式，既可解決“大國小農(nóng)”問題，又是促進小農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展有機銜接的有效路徑，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，我國農(nóng)業(yè)社會化服務發(fā)展規(guī)模初成，國家出臺了一系列相關文件幫助和引導農(nóng)業(yè)社會化服務發(fā)展，十九大報告明確提出，要加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管支持推進力度，實現(xiàn)小農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展有機銜接。發(fā)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的最終目的是促進小農(nóng)經(jīng)濟的發(fā)展，其出發(fā)點和落腳點在于提升農(nóng)戶福利。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管采用的微觀基礎和關鍵，在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展新形勢下，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管選擇福利效應方面探討農(nóng)戶生產(chǎn)托管選擇行為，對分析如何提升農(nóng)戶福利，推動小農(nóng)戶實現(xiàn)現(xiàn)代化發(fā)展具有現(xiàn)實意義。

學者們對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的研究內(nèi)容相對全面，這為本文研究提供了充足的理論基礎與經(jīng)驗借鑒。①研究內(nèi)容上，多數(shù)學者主要從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的組織方式、托管模式、托管意愿方面進行研究。如，杜洪燕、陳俊紅、李蕓[5]對比提煉了壽陽縣、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；王玉斌、李乾[7]對目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的5類利益分配模式進行了研究。上述學者的研究均表明，不同的生產(chǎn)托管組織模式與農(nóng)戶間的利益聯(lián)結(jié)機制存在差異。②研究視角上，杜洪燕、陳俊紅、劉寶印等[8]從服務規(guī)模經(jīng)營視角出發(fā)，探討了托管服務的組織方式創(chuàng)新，提出了一系列的服務融合創(chuàng)新方式；冀名峰、李琳[9]研究認為，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管是農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營的主要形式，一定程度上能夠降低經(jīng)營成本和土地規(guī)模經(jīng)營的風險；韓青、劉起林、孟婷[10]從農(nóng)戶視角出發(fā)，研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管薄弱環(huán)節(jié)補貼對農(nóng)戶全程托管意愿，發(fā)現(xiàn)對薄弱環(huán)節(jié)補貼能促進農(nóng)戶全程托管意愿；蘆千文、姜長云[11]通過對日本農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管發(fā)展的總結(jié)，結(jié)合生產(chǎn)托管在我國的重要性，提出中國要將生產(chǎn)托管作為生產(chǎn)性服務的重要方式。還有學者運用不同的分析方法對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與自然風險、風險配置及風險分擔機制進行了研究[12-14]。目前，學者們在衡量農(nóng)戶福利效應時并沒有統(tǒng)一的指標。如，黃速建、劉美玉、王季[15]使用生活消費支出和農(nóng)業(yè)經(jīng)營投資；楊志海[16]使用農(nóng)戶家庭年人均純收入；陳飛、翟偉娟[17]在此基礎上引入了貧困發(fā)生率等指標。

綜上，盡管學者們對農(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)戶福利效應影響方面的實證研究較少，尤其是對新疆玉米種植戶福利效應的研究更少。另外，現(xiàn)有研究中較少有學者考慮農(nóng)戶種植過程中的勞動強度。隨著農(nóng)戶生活方式的改善和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營方式的轉(zhuǎn)變，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)種植過程中勞動強度是否得以改善越來越注重。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)戶生產(chǎn)托管選擇行為，運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型，從農(nóng)戶家庭純收入和農(nóng)業(yè)種植中勞動強度兩個方面探究農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務對農(nóng)戶福利效應的影響。

1 理論分析與研究假設

1.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與農(nóng)戶節(jié)本增效

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務可在降低作業(yè)成本的基礎上提升服務質(zhì)量，從而節(jié)約綜合生產(chǎn)成本[18]，提高農(nóng)戶福利水平。農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟人，自愿將土地或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作業(yè)通過半托管或全程托管等外包給托管組織，與普通生產(chǎn)服務相比，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的服務質(zhì)量與服務主體的經(jīng)營效益和收入相關，出于自身利益考慮，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管組織通過統(tǒng)一購買生產(chǎn)資料，規(guī)模化和機械化種植來優(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)戶福利。

1.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管與農(nóng)戶福利效應

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務在不改變農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的基礎上，農(nóng)戶將生產(chǎn)作業(yè)委托給專業(yè)的托管組織經(jīng)營，托管組織代替農(nóng)戶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)營活動中以家庭外部要素代替家庭內(nèi)部要素[19]。托管農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)勞動力從土地中釋放出來。一方面，家中年輕、身體健壯和文化程度較高的勞動力可通過從事非農(nóng)就業(yè)等工作實現(xiàn)再就業(yè)，農(nóng)戶家庭非農(nóng)報酬的可能性增加；另一方面，高齡和體弱農(nóng)戶可通過托管服務減緩農(nóng)業(yè)作業(yè)強度，對于兼業(yè)農(nóng)戶來說，托管后閑暇時間外出務工，非農(nóng)報酬增加?；诖?，本文認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管在一定程度上可以增加農(nóng)戶家庭收入，減緩農(nóng)戶勞動強度，提升農(nóng)戶福利水平。

1.3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的群體異質(zhì)性

由于農(nóng)戶的個人稟賦和家庭稟賦等方面存在差異，農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管時家庭稟賦的異質(zhì)性對其產(chǎn)生重要影響。受教育程度和勞動力數(shù)量表示家庭人力資本水平和勞動力資源的多寡，更能體現(xiàn)農(nóng)戶非農(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)戶家庭物質(zhì)資本，同時也表示農(nóng)戶家庭勞動力的束縛[16]。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務在一定程度上可釋放農(nóng)戶家庭勞動力，種植面積越大的農(nóng)戶，家庭可釋放的勞動力數(shù)量越多，農(nóng)戶家庭的閑暇時間或非農(nóng)收入則越高[20]。因此，本文認為由于農(nóng)戶稟賦差異，不同農(nóng)戶在使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務后所產(chǎn)生的福利水平存在群體異質(zhì)性。

圖1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對農(nóng)戶福利的影響機制

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2021年1月課題組對新疆地區(qū)玉米種植戶“一對一”的問卷調(diào)查。此次調(diào)研采用分層抽樣和隨機抽樣相結(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)。由于吐魯番盆地復播玉米區(qū)的玉米種植面積較少，所以本次抽樣時未選擇該地區(qū)。上述每個縣抽取3個玉米播種面積較大的行政村，每個村隨機選取20戶玉米種植戶進行調(diào)研?？紤]到由于新疆部分種植戶在語言上存在交流障礙，可能會影響調(diào)研結(jié)果，因此在實地調(diào)研之前，挑選部分新疆農(nóng)業(yè)大學當?shù)厣贁?shù)民族大學生就問卷內(nèi)容進行相應的培訓。訪談過程中，在少數(shù)民族同學的幫助下該問卷由課題組調(diào)研人員“一對一”填寫。問卷設計參考已有學者的相關研究成果，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)社會化服務采用率等信息；二是戶表，主要內(nèi)容包括2020年樣本農(nóng)戶是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管及托管方式、玉米種植中的勞動強度、家庭純收入、樣本農(nóng)戶個人特征、家庭特征等。共收回村表問卷8份、戶表問卷478份，剔除有大量空白和邏輯明顯有誤的戶表樣本后，有效問卷415份，問卷有效率為87%。問卷中所涉及的樣本農(nóng)戶人口統(tǒng)計學特征見表1。從表1可見，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方面均有分布，其中5年及以下的農(nóng)戶占總數(shù)的59.8%；家庭純收入分布在各個階段均有。綜上可知，研究樣本具有一定的代表性。

表1 樣本農(nóng)戶人口統(tǒng)計學特征(N=415)

2.2 變量選擇

因變量：根據(jù)模型設定，本文回歸分析方程的因變量為農(nóng)戶福利水平。根據(jù)森的可行能力理論，農(nóng)戶的福利水平受個人能力及未來發(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)戶福利效應。借鑒已有研究成果，本文衡量農(nóng)戶福利水平的指標是農(nóng)戶家庭純收入和玉米種植中的勞動強度[22]。勞動強度的度量從1—5分別表示很輕松、較輕松、一般、較累、很累。家庭純收入及勞動強度變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 福利方程因變量描述性統(tǒng)計分析

核心自變量：本文核心自變量為農(nóng)戶在玉米種植中是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務選擇行為是二值變量：當玉米種植戶選擇此服務時，取值為1，否則取值為0。

解釋變量：農(nóng)戶福利方程可觀測解釋變量包括影響被訪者決策的個人特征與家庭稟賦兩部分，共12個可觀測變量。個人特征包括被訪者性別、年齡、受教育程度、風險偏好和身體健康狀況等；家庭稟賦由樣本戶的勞動力要素(勞動力數(shù)量、勞動力投入、老齡化程度)、資本要素(生產(chǎn)成本費用，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個部分構(gòu)成。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務選擇方程包含農(nóng)戶福利方程中的所有因素。在此基礎上，根據(jù)模型選擇及設定要求，加入影響農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管行為但不會直接影響農(nóng)戶家庭純收入和勞動強度的當?shù)剞r(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務采用率作為排除變量，以保證模型可識別。同時，為減小異質(zhì)性和樣本中極值對模型估計結(jié)果的影響，本文中對生產(chǎn)成本費用和實際種植規(guī)模等變量取自然對數(shù)處理。其他變量及其描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。

表3 變量及描述性統(tǒng)計分析

(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)戶和未選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的的農(nóng)戶在家庭純收入和勞動強度上具有明顯的差異，托管戶在家庭純收入上高于未托管農(nóng)戶，同時勞動強度明顯要低。對農(nóng)戶分組后可見，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)托管對農(nóng)戶來說在家庭純收入和勞動強度上存在一定差異，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對農(nóng)戶福利有一定影響，但農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管是一種自選擇行為，某些因素無法被觀測到，可能存在內(nèi)生性問題，因此本文將進行計量分析。

研究方法上，借鑒薛瑩[23]、Ma和Abdulai[24]、楊志海[16]等學者的做法，使用 Maddala提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型(ESR)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務與農(nóng)戶福利效應的關系進行分析。ESR模型一般包含兩個階段的估計：第一階段使用Probit或Logit模型估計農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務的行為選擇方程；第二階段建立農(nóng)戶福利水平?jīng)Q定方程，估計農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務導致的福利水平變化[16,23]。內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型同時估計以下3個方程：

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)戶的福利水平方程)：

Win=βinXin+?in

(3)

式(1)中，Si為農(nóng)戶是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管，當Si=1時，則選擇，當Si=0時，未選擇；Xi為影響農(nóng)戶選擇的可觀測因素；εi為誤差項；Ki為工具變量，保證ESR模型的可識別性[16]。本文工具變量為僅影響農(nóng)戶參與決策，不直接影響農(nóng)戶家庭收入的當?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務采用率。式(2)、(3)中，Wim與Win分別表示選擇和未選擇時兩個樣本組的福利水平；Xim與Xin是影響農(nóng)戶福利的各種因素；?im與?in為福利方程的誤差項。在公式(2)、(3)的基礎上引入逆米爾比率(λim，λin)，進一步運用反事實分析框架，通過將真實情景與反事實假設情景下選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶與未選擇農(nóng)戶的福利水平期望值進行比較，從而估計農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對農(nóng)戶福利影響的平均處理效應[23]。

選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管農(nóng)戶的福利期望值(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)戶若沒有選擇服務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)戶若選擇服務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(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(ATU)：(5)—(7)

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

(9)

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

3 結(jié)果及分析

3.1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管選擇行為分析

對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務選擇行為進行回歸分析，結(jié)果如表4第一列所示。①從農(nóng)戶個人稟賦看，受教育年限值正向影響農(nóng)戶托管選擇[25]，農(nóng)戶的文化程度越高，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。風險偏好越高的農(nóng)戶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險，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)戶與服務者熟悉程度低會使二者間存在信任危機，所以相比于低風險偏好者而言，風險偏好較高的農(nóng)戶更容易選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務?；貧w結(jié)果還表明，身體健康程度變量對農(nóng)戶托管行為有顯著負影響，說明身體健康越差的農(nóng)戶越傾向于選擇托管服務。②從農(nóng)戶家庭稟賦看。勞動力數(shù)量系數(shù)正向影響農(nóng)戶托管行為，這與張強強、霍學喜、劉軍弟[26]的研究結(jié)論一致，勞動力數(shù)量代表家庭勞動力資源稟賦，勞動力數(shù)量越多，托管后家庭勞動力資源重置空間越大，農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管的積極性越大。同時，農(nóng)機具和實際種植規(guī)模變量對農(nóng)戶選擇顯著負相關。農(nóng)機具作為生產(chǎn)性資產(chǎn)投資，屬于農(nóng)戶內(nèi)部資源，可代替農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)勞作，降低農(nóng)戶勞動強度和勞動力投入，反而抑制了農(nóng)戶生產(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)戶選擇生產(chǎn)托管服務的意愿越低，這可能與新疆地區(qū)耕地平坦、玉米種植機械化程度較高，且規(guī)模種植戶擁有的農(nóng)機具等生產(chǎn)性資產(chǎn)較多、自身種植經(jīng)驗豐富等原因有關。

從控制變量看，當?shù)剞r(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務采用率變量對農(nóng)戶選擇托管服務的影響顯著為正，因為農(nóng)戶行為決策具有從眾行為特征[28]，所以當周圍有較多農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務時，農(nóng)戶會產(chǎn)生跟隨行為。

3.2 生產(chǎn)托管對農(nóng)戶福利效應影響分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務和農(nóng)戶福利的內(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)托管的玉米種植過程中農(nóng)戶勞動強度的影響因素估計結(jié)果。從處理組和控制組看，影響農(nóng)戶福利的兩個因變量在影響因素上存在差異。同時，逆米爾比率對因變量的影響在0.01的水平上顯著，說明在分析農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對農(nóng)戶福利的影響效果時，可觀測因素和不可觀測因素同時對其產(chǎn)生影響[29]，在考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務效果時會受內(nèi)生性問題影響，結(jié)果可能存在偏差。

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

處理組農(nóng)戶：回歸結(jié)果(模型2)表明，受教育年限值、勞動力數(shù)量、實際種植規(guī)模的對數(shù)等變量能夠顯著促進農(nóng)戶家庭純收入增長，而生產(chǎn)成本費用的對數(shù)和玉米種植過程中勞動力投入變量對農(nóng)戶家庭純收入影響為負向增長。原因可能是：決策者受教育程度越高，經(jīng)營管理能力和更高報酬就業(yè)機會獲取能力就越強，獲得更高收入的可能性也越大；家庭勞動力數(shù)量越多，勞動力資源配置時選擇空間越大。種植規(guī)模的擴大有利于農(nóng)戶收入的增加[30,31]。玉米種植中勞動力投入反向影響農(nóng)戶家庭純收入，當農(nóng)戶選擇托管服務后，自然減少玉米種植過程中勞動力投入，家庭勞動力得以釋放，獲得外出就業(yè)機會和非農(nóng)收入概率變大。玉米種植中農(nóng)戶勞動強度回歸結(jié)果(模型4)表明，身體健康程度、勞動力投入、生產(chǎn)成本費用的對數(shù)和實際種植規(guī)模變量對玉米種植過程中農(nóng)戶勞動強度具有顯著負向影響。生產(chǎn)者身體狀況越健康，農(nóng)戶在玉米種植種中感受到的勞動強度相對較低；勞動力投入越多，玉米種植過程中勞動強度相對變低；當農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務時，相應的服務費用會增加玉米生產(chǎn)成本，但托管后農(nóng)戶勞動強度較之前有大幅度降低；種植規(guī)模越大的農(nóng)戶選擇雇工和機械作業(yè)的概率較大，自身投入勞動的可能性較小，勞動強度較低。

控制組農(nóng)戶：回歸結(jié)果(模型3)表明，勞動投入、實際種植規(guī)模的對數(shù)、農(nóng)戶實際年齡、受教育年限值、身體健康程度變量對農(nóng)戶家庭純收入具有顯著的正向影響。玉米生產(chǎn)過程中勞動力投入多寡代表著耕作精細化程度，相應的玉米產(chǎn)出也存在差異；決策者實際年齡的平方與農(nóng)戶家庭純收入顯著負相關，說明農(nóng)戶家庭純收入對決策者年齡存在倒“U”型關系，符合生命周期理論的觀點。生產(chǎn)成本費用的對數(shù)對農(nóng)戶家庭純收入影響為負?；貧w結(jié)果(模型5)表明，農(nóng)戶性別、勞動力投入和有無農(nóng)機變量與玉米種植中的勞動強度顯著負相關。由于女性的身體素質(zhì)等原因使對其對勞累感知程度強于男性，因此農(nóng)機具作為生產(chǎn)性資產(chǎn)投資，可代替農(nóng)戶做生產(chǎn)強度較大的作業(yè)，降低農(nóng)戶玉米種植過程中勞動強度和勞動力投入。

3.3 平均處理效應

根據(jù)方程(4)—(7)計算農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務對農(nóng)戶福利效應影響的平均處理效應，結(jié)果見表5。表5結(jié)果顯示了樣本農(nóng)戶實際選擇托管服務和實際未選擇托管服務時的期望收入與勞動強度，以及反事實情況下，選擇托管的農(nóng)戶不選擇托管時的期望收入和勞動強度、未選擇托管服務的農(nóng)戶選擇托管時的期望收入及勞動強度。選擇托管的農(nóng)戶家庭純收入和勞動強度的平均處理效應分別為0.518和-1.098，未選擇托管的農(nóng)戶家庭純收入和勞動強度分別為0.363和-1.120，且平均處理效應均通過了不同程度的顯著性檢驗。

表5 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管對農(nóng)戶家庭純收入及勞動強度影響的平均處理效應

從農(nóng)戶福利效應的平均期望看，當實際已經(jīng)選擇托管的農(nóng)戶不選擇這一服務時，其家庭純收入將減少17.5%，由原來的2.956萬元下降至2.384萬元，勞動強度上升37.9%，玉米種植過程中的勞動強度由原來的“一般”轉(zhuǎn)變?yōu)椤拜^累”程度。在考慮到反事實的基礎上，如果未選擇托管服務的農(nóng)戶在玉米種植過程中選擇這一服務，其家庭純收入將由2.118萬元上升到2.481萬元，增長14.6%，同時勞動強度降低了40%，由原來的“較累”程度變?yōu)椤耙话恪?。整體上看，農(nóng)戶選擇托管服務在一定程度上可增加農(nóng)戶家庭純收入，減緩農(nóng)戶勞動強度，提升農(nóng)戶福利水平。表5中異質(zhì)性效應表明，由于農(nóng)戶自身與家庭稟賦的差異，不同群體選擇同一農(nóng)業(yè)托管服務帶來的家庭純收入和玉米種植過程中勞動強度改善的期望值并不相同，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務對農(nóng)戶福利效應的影響具有群體異質(zhì)性。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

已有研究表明，農(nóng)戶是否選擇托管服務并不是隨機的，而受到眾多因素的共同影響[32]。有些因素既會影響農(nóng)戶福利，也會影響農(nóng)戶是否選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管行為，但這些因素如不能被觀測和統(tǒng)計到，就會產(chǎn)生樣本選擇性偏差[16]。同時，農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟人會根據(jù)自己的生產(chǎn)成本和預期收益決定是否進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程的作業(yè)托管，因此農(nóng)戶選擇農(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)托管對農(nóng)戶福利效應影響的穩(wěn)健性檢驗

考慮到因農(nóng)戶自選擇問題，所得結(jié)論可能存在偏誤，本文進一步對內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗，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，第三列為偏差矯正匹配法得到的處理組平均處理效應。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)換模型的估計結(jié)果均通過1%的顯著性檢驗，即研究結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗?？傮w上，選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務對農(nóng)戶勞動強度的影響為負顯著，對農(nóng)戶家庭純收入影響為正顯著，這表明選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務能夠降低農(nóng)戶勞動強度，提高農(nóng)戶家庭純收入，進而提升農(nóng)戶福利水平。

4 結(jié)論與建議

本文主要結(jié)論如下：①不同農(nóng)戶選擇相同的托管服務在福利效應上具有群體異質(zhì)性，其家庭純收入和勞動強度改善的期望值并不相同，托管戶家庭純收入高于未托管戶，同時勞動強度明顯要低。總體來看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務能夠提高農(nóng)戶家庭純收入，降低農(nóng)戶勞動強度，這與本文的研究假設相符合。但新疆地區(qū)玉米種植戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管采用率偏低，不利于通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務引導小農(nóng)戶實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展。②農(nóng)戶個人特征、家庭稟賦和當?shù)剞r(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務采用率共同影響著農(nóng)戶托管選擇行為。農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務采用率越高的地區(qū)，農(nóng)戶越傾向于選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務。從農(nóng)戶福利方程看，對農(nóng)戶家庭純收入的影響中，受教育年限值、勞動力數(shù)量、實際種植規(guī)模的對數(shù)等變量能夠顯著促進農(nóng)戶家庭純收入增長，而生產(chǎn)成本費用的對數(shù)和玉米種植過程中勞動力投入變量對農(nóng)戶家庭純收入影響為負。在勞動強度的影響上，身體健康程度、勞動力投入、生產(chǎn)成本費用的對數(shù)和實際種植規(guī)模變量與玉米種植過程中勞動強度顯著負相關。

建議：①加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管多樣化宣傳。服務主體通過“線上+線下”相組合的方式對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務進行宣傳，增加農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)社會化服務的了解程度和對服務組織的信任程度；政府可在耕、種、收等關鍵環(huán)節(jié)對稟賦劣勢的農(nóng)戶進行補貼和支持，降低農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)社會化服務時的交易成本，適當干預服務價格，引導和鼓勵不同資源稟賦農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管等社會化服務的采用率。②制定因“需”制宜的服務供給方式。由于農(nóng)戶個人特征和家庭稟賦差異，不同農(nóng)戶在使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務時的需求存在差異。因此，在推動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管服務發(fā)展過程中，要注重服務方式、服務費用與農(nóng)戶家庭資源稟賦的耦合度，服務主體根據(jù)不同農(nóng)戶的人力資本和家庭稟賦差異，制定相對應的服務“套餐”，通過因“需”制宜的供給方式，提升農(nóng)戶福利效應。