農業生產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

(新疆農業大學 經濟與貿易學院，新疆 烏魯木齊 830052)

“大國小農”這一基本農情將會在很長時間內伴隨著我國農業現代化的發展。小農戶本身土地規模小，資金、勞動力、農機等要素稟賦有限，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戶成為農業現代化推進過程中的短板，農業服務的社會化成為我國小農戶有機銜接現代農業發展的關鍵[2,3]。農業生產托管作為農業社會化服務的典型方式，既可解決“大國小農”問題，又是促進小農戶與農業現代化發展有機銜接的有效路徑，其中全托管模式釋放出了新農村發展的活力[4]。近年來，我國農業社會化服務發展規模初成，國家出臺了一系列相關文件幫助和引導農業社會化服務發展，十九大報告明確提出，要加大農業生產托管支持推進力度，實現小農戶與農業現代化發展有機銜接。發展農業生產托管的最終目的是促進小農經濟的發展，其出發點和落腳點在于提升農戶福利。農戶作為農業生產托管采用的微觀基礎和關鍵，在農業現代化發展新形勢下，從農業生產托管選擇福利效應方面探討農戶生產托管選擇行為，對分析如何提升農戶福利，推動小農戶實現現代化發展具有現實意義。

學者們對農業生產托管的研究內容相對全面，這為本文研究提供了充足的理論基礎與經驗借鑒。①研究內容上，多數學者主要從農業生產托管的組織方式、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業生產托管組織方式的特點與使用條件；張瑞娟、宦梅麗[6]分析了蘭西縣農業生產托管模式的特點；王玉斌、李乾[7]對目前農業生產托管的5類利益分配模式進行了研究。上述學者的研究均表明，不同的生產托管組織模式與農戶間的利益聯結機制存在差異。②研究視角上，杜洪燕、陳俊紅、劉寶印等[8]從服務規模經營視角出發，探討了托管服務的組織方式創新，提出了一系列的服務融合創新方式；冀名峰、李琳[9]研究認為，農業生產托管是農業規模經營的主要形式，一定程度上能夠降低經營成本和土地規模經營的風險；韓青、劉起林、孟婷[10]從農戶視角出發，研究農業生產托管薄弱環節補貼對農戶全程托管意愿，發現對薄弱環節補貼能促進農戶全程托管意愿；蘆千文、姜長云[11]通過對日本農業生產托管發展的總結，結合生產托管在我國的重要性，提出中國要將生產托管作為生產性服務的重要方式。還有學者運用不同的分析方法對農業生產托管與自然風險、風險配置及風險分擔機制進行了研究[12-14]。目前，學者們在衡量農戶福利效應時并沒有統一的指標。如，黃速建、劉美玉、王季[15]使用生活消費支出和農業經營投資；楊志海[16]使用農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生率等指標。

綜上，盡管學者們對農業生產托管內容的理論研究較為全面，但在農業生產托管與農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，現有研究中較少有學者考慮農戶種植過程中的勞動強度。隨著農戶生活方式的改善和農業生產經營方式的轉變，農戶對農業種植過程中勞動強度是否得以改善越來越注重。因此，本文將從農業托管選擇差異、選擇效果方面探討農戶生產托管選擇行為，運用內生轉換模型，從農戶家庭純收入和農業種植中勞動強度兩個方面探究農戶參與農業生產托管服務對農戶福利效應的影響。

1 理論分析與研究假設

1.1 農業生產托管與農戶節本增效

農業生產托管服務可在降低作業成本的基礎上提升服務質量，從而節約綜合生產成本[18]，提高農戶福利水平。農戶作為理性經濟人，自愿將土地或農業生產作業通過半托管或全程托管等外包給托管組織，與普通生產服務相比，農業生產托管的服務質量與服務主體的經營效益和收入相關，出于自身利益考慮，農業生產托管組織通過統一購買生產資料，規模化和機械化種植來優化資源配置，從而提高農業生產效率、節約作業成本、提升作業質量，在一定程度上降低農業綜合生產成本、提升農戶福利。

1.2 農業生產托管與農戶福利效應

農業生產托管服務在不改變農地經營權的基礎上，農戶將生產作業委托給專業的托管組織經營，托管組織代替農戶完成部分或全程的農業生產作業，其本質是經營活動中以家庭外部要素代替家庭內部要素[19]。托管農戶家庭農業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就業等工作實現再就業，農戶家庭非農報酬的可能性增加；另一方面，高齡和體弱農戶可通過托管服務減緩農業作業強度，對于兼業農戶來說，托管后閑暇時間外出務工，非農報酬增加。基于此，本文認為農業生產托管在一定程度上可以增加農戶家庭收入，減緩農戶勞動強度，提升農戶福利水平。

1.3 農業生產托管的群體異質性

由于農戶的個人稟賦和家庭稟賦等方面存在差異，農戶選擇農業生產托管時家庭稟賦的異質性對其產生重要影響。受教育程度和勞動力數量表示家庭人力資本水平和勞動力資源的多寡，更能體現農戶非農產業配置比例的高低；種植面積在一定程度上意味著農戶家庭物質資本，同時也表示農戶家庭勞動力的束縛[16]。農業生產托管服務在一定程度上可釋放農戶家庭勞動力，種植面積越大的農戶，家庭可釋放的勞動力數量越多，農戶家庭的閑暇時間或非農收入則越高[20]。因此，本文認為由于農戶稟賦差異，不同農戶在使用農業生產托管服務后所產生的福利水平存在群體異質性。

圖1 農業生產托管對農戶福利的影響機制

2 數據來源與研究方法

2.1 數據來源

本文數據來源于2021年1月課題組對新疆地區玉米種植戶“一對一”的問卷調查。此次調研采用分層抽樣和隨機抽樣相結合的方式，按照玉米種植地區的地域分布情況，選擇春播早中熟玉米區(新源縣、鞏留縣、溫泉縣)，春播中晚熟玉米區(瑪納斯縣、呼圖壁縣、沙灣縣)和復播早中熟玉米區(阿瓦提縣和葉城縣)作為調研地區。由于吐魯番盆地復播玉米區的玉米種植面積較少，所以本次抽樣時未選擇該地區。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研。考慮到由于新疆部分種植戶在語言上存在交流障礙，可能會影響調研結果，因此在實地調研之前，挑選部分新疆農業大學當地少數民族大學生就問卷內容進行相應的培訓。訪談過程中，在少數民族同學的幫助下該問卷由課題組調研人員“一對一”填寫。問卷設計參考已有學者的相關研究成果，內容主要包括兩部分：一是村表，主要包括被調研樣本村的村莊特征、目前本村農業生產托管組織數量、2020年該村農業社會化服務采用率等信息；二是戶表，主要內容包括2020年樣本農戶是否選擇農業生產托管及托管方式、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戶人口統計學特征見表1。從表1可見，調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年及以下的農戶占總數的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 樣本農戶人口統計學特征(N=415)

2.2 變量選擇

因變量：根據模型設定，本文回歸分析方程的因變量為農戶福利水平。根據森的可行能力理論，農戶的福利水平受個人能力及未來發展的影響[21]，但本文是研究農業生產托管前后的農戶福利效應。借鑒已有研究成果，本文衡量農戶福利水平的指標是農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計見表2。

表2 福利方程因變量描述性統計分析

核心自變量：本文核心自變量為農戶在玉米種植中是否選擇農業生產托管服務。農業生產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(勞動力數量、勞動力投入、老齡化程度)、資本要素(生產成本費用，生產性資產投資)、土地要素(種植規模，土地肥沃程度)3個部分構成。農業生產托管服務選擇方程包含農戶福利方程中的所有因素。在此基礎上，根據模型選擇及設定要求，加入影響農戶選擇農業生產托管行為但不會直接影響農戶家庭純收入和勞動強度的當地農戶農業生產社會化服務采用率作為排除變量，以保證模型可識別。同時，為減小異質性和樣本中極值對模型估計結果的影響，本文中對生產成本費用和實際種植規模等變量取自然對數處理。其他變量及其描述性統計結果見表3。

表3 變量及描述性統計分析

(續表3)

2.3 研究方法

由表2可知，選擇農業生產托管的農戶和未選擇農業生產托管的的農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戶，同時勞動強度明顯要低。對農戶分組后可見，在玉米種植中選擇農業生產托管和未選擇農業生產托管對農戶來說在家庭純收入和勞動強度上存在一定差異，表明農業生產托管對農戶福利有一定影響，但農戶選擇農業生產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提出的內生轉換模型(ESR)對農業生產托管服務與農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模型估計農戶農業生產托管服務的行為選擇方程；第二階段建立農戶福利水平決定方程，估計農戶選擇農業生產托管服務導致的福利水平變化[16,23]。內生轉換模型同時估計以下3個方程：

行為方程(是否選擇農業生產托管)：

Si=?Xi+λKi+εi

(1)

福利方程1(處理組，選擇農業生產托管農戶的福利水平方程)：

Wim=βimXim+?im

(2)

福利方程2(控制組，未選擇農業生產托管農戶的福利水平方程)：

Win=βinXin+?in

(3)

式(1)中，Si為農戶是否選擇農業生產托管，當Si=1時，則選擇，當Si=0時，未選擇；Xi為影響農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戶參與決策，不直接影響農戶家庭收入的當地農業生產社會化服務采用率。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業生產托管農戶與未選擇農戶的福利水平期望值進行比較，從而估計農業生產托管對農戶福利影響的平均處理效應[23]。

選擇農業生產托管農戶的福利期望值(處理組)：

E[Wim|Si=1]=βimXim+σumλim

(4)

未選擇農業生產托管農戶的福利期望值(控制組)：

E[Win|Si=0]=βinXin+σunλin

(5)

選擇農業生產托管農戶若沒有選擇服務情形下的福利期望值：

E[Win|Si=1]=βinXin+σunλin

(6)

未選擇農業生產托管農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業生產托管對農戶福利的平均處理效應，以及不同類型農業生產托管和不同要素稟賦農戶群組對農戶福利差異的影響。

3 結果及分析

3.1 農業生產托管選擇行為分析

對農業生產托管服務選擇行為進行回歸分析，結果如表4第一列所示。①從農戶個人稟賦看，受教育年限值正向影響農戶托管選擇[25]，農戶的文化程度越高，再就業可能性越大，越傾向于選擇農業生產托管，從事非農工作。風險偏好越高的農戶選擇托管的積極性越高，這與楊志海[16]的研究結論一致，農業生產本身存在很高的自然風險，加之新疆農村地區農業生產托管組織有限，農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，風險偏好較高的農戶更容易選擇農業生產托管服務。回歸結果還表明，身體健康程度變量對農戶托管行為有顯著負影響，說明身體健康越差的農戶越傾向于選擇托管服務。②從農戶家庭稟賦看。勞動力數量系數正向影響農戶托管行為，這與張強強、霍學喜、劉軍弟[26]的研究結論一致，勞動力數量代表家庭勞動力資源稟賦，勞動力數量越多，托管后家庭勞動力資源重置空間越大，農戶選擇農業生產托管的積極性越大。同時，農機具和實際種植規模變量對農戶選擇顯著負相關。農機具作為生產性資產投資，屬于農戶內部資源，可代替農戶進行農業勞作，降低農戶勞動強度和勞動力投入，反而抑制了農戶生產托管選擇，這與趙培芳、王玉斌[27]的研究結論一致。玉米種植規模越大的農戶選擇生產托管服務的意愿越低，這可能與新疆地區耕地平坦、玉米種植機械化程度較高，且規模種植戶擁有的農機具等生產性資產較多、自身種植經驗豐富等原因有關。

從控制變量看，當地農戶農業生產社會化服務采用率變量對農戶選擇托管服務的影響顯著為正，因為農戶行為決策具有從眾行為特征[28]，所以當周圍有較多農戶選擇農業生產社會化服務時，農戶會產生跟隨行為。

3.2 生產托管對農戶福利效應影響分析

農業生產托管服務和農戶福利的內生轉換回歸結果如表4所示。表4中，第二列為農業生產托管服務選擇方程回歸結果，第三列和第四列分別為選擇農業生產托管和未選擇農業生產托管的農戶家庭純收入影響因素回歸結果，第五列和第六列分別為選擇農業生產托管和未選擇農業生產托管的玉米種植過程中農戶勞動強度的影響因素估計結果。從處理組和控制組看，影響農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，說明在分析農戶選擇農業生產托管對農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生影響[29]，在考察農業生產托管服務效果時會受內生性問題影響，結果可能存在偏差。

表4 農業生產托管與農戶福利效應的內生轉換模型結果

處理組農戶：回歸結果(模型2)表明，受教育年限值、勞動力數量、實際種植規模的對數等變量能夠顯著促進農戶家庭純收入增長，而生產成本費用的對數和玉米種植過程中勞動力投入變量對農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，經營管理能力和更高報酬就業機會獲取能力就越強，獲得更高收入的可能性也越大；家庭勞動力數量越多，勞動力資源配置時選擇空間越大。種植規模的擴大有利于農戶收入的增加[30,31]。玉米種植中勞動力投入反向影響農戶家庭純收入，當農戶選擇托管服務后，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，獲得外出就業機會和非農收入概率變大。玉米種植中農戶勞動強度回歸結果(模型4)表明，身體健康程度、勞動力投入、生產成本費用的對數和實際種植規模變量對玉米種植過程中農戶勞動強度具有顯著負向影響。生產者身體狀況越健康，農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；當農戶選擇農業生產托管服務時，相應的服務費用會增加玉米生產成本，但托管后農戶勞動強度較之前有大幅度降低；種植規模越大的農戶選擇雇工和機械作業的概率較大，自身投入勞動的可能性較小，勞動強度較低。

控制組農戶：回歸結果(模型3)表明，勞動投入、實際種植規模的對數、農戶實際年齡、受教育年限值、身體健康程度變量對農戶家庭純收入具有顯著的正向影響。玉米生產過程中勞動力投入多寡代表著耕作精細化程度，相應的玉米產出也存在差異；決策者實際年齡的平方與農戶家庭純收入顯著負相關，說明農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。生產成本費用的對數對農戶家庭純收入影響為負。回歸結果(模型5)表明，農戶性別、勞動力投入和有無農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等原因使對其對勞累感知程度強于男性，因此農機具作為生產性資產投資，可代替農戶做生產強度較大的作業，降低農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

根據方程(4)—(7)計算農業生產托管服務對農戶福利效應影響的平均處理效應，結果見表5。表5結果顯示了樣本農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戶選擇托管時的期望收入及勞動強度。選擇托管的農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 農業生產托管對農戶家庭純收入及勞動強度影響的平均處理效應

從農戶福利效應的平均期望看，當實際已經選擇托管的農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”轉變為“較累”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”程度變為“一般”。整體上看，農戶選擇托管服務在一定程度上可增加農戶家庭純收入，減緩農戶勞動強度，提升農戶福利水平。表5中異質性效應表明，由于農戶自身與家庭稟賦的差異，不同群體選擇同一農業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，表明農業生產托管服務對農戶福利效應的影響具有群體異質性。

3.4 穩健性檢驗

已有研究表明，農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戶福利，也會影響農戶是否選擇農業生產托管行為，但這些因素如不能被觀測和統計到，就會產生樣本選擇性偏差[16]。同時，農戶作為理性經濟人會根據自己的生產成本和預期收益決定是否進行農業生產過程的作業托管，因此農戶選擇農業生產托管決策變量Si不能被看作外生變量。

表6 農業生產托管對農戶福利效應影響的穩健性檢驗

考慮到因農戶自選擇問題，所得結論可能存在偏誤，本文進一步對內生轉換模型結果做穩健性檢驗，所用方法為偏差矯正傾向得分匹配法。表6中第二列為內生轉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生轉換模型的估計結果均通過1%的顯著性檢驗，即研究結果通過了穩健性檢驗。總體上，選擇農業生產托管服務對農戶勞動強度的影響為負顯著，對農戶家庭純收入影響為正顯著，這表明選擇農業生產社會化服務能夠降低農戶勞動強度，提高農戶家庭純收入，進而提升農戶福利水平。

4 結論與建議

本文主要結論如下：①不同農戶選擇相同的托管服務在福利效應上具有群體異質性，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，農業生產社會化服務能夠提高農戶家庭純收入，降低農戶勞動強度，這與本文的研究假設相符合。但新疆地區玉米種植戶的農業生產托管采用率偏低，不利于通過農業生產托管服務引導小農戶實現農業現代化發展。②農戶個人特征、家庭稟賦和當地農戶農業生產社會化服務采用率共同影響著農戶托管選擇行為。農戶農業生產社會化服務采用率越高的地區，農戶越傾向于選擇農業生產托管服務。從農戶福利方程看，對農戶家庭純收入的影響中，受教育年限值、勞動力數量、實際種植規模的對數等變量能夠顯著促進農戶家庭純收入增長，而生產成本費用的對數和玉米種植過程中勞動力投入變量對農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、生產成本費用的對數和實際種植規模變量與玉米種植過程中勞動強度顯著負相關。

建議：①加大對農業生產托管多樣化宣傳。服務主體通過“線上+線下”相組合的方式對農業生產托管服務進行宣傳，增加農戶對農業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、收等關鍵環節對稟賦劣勢的農戶進行補貼和支持，降低農戶選擇農業生產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戶對農業生產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。由于農戶個人特征和家庭稟賦差異，不同農戶在使用農業生產托管服務時的需求存在差異。因此，在推動農業生產托管服務發展過程中，要注重服務方式、服務費用與農戶家庭資源稟賦的耦合度，服務主體根據不同農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，提升農戶福利效應。