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农户参与农业全程生产托管诱因及福祉效应研究

  • 郝点点
  • 王雅楠
  • 胡德胜
  • 乔梅
  • 王博文 ✉
西北农林科技大学经济管理学院，陕西杨凌 712100

中图分类号： F321.1

最近更新：2023-06-29

DOI：10.7621/cjarrp.1005-9121.20230516

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EN 引
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摘要

目的

农业生产托管作为面向小农户的社会化服务体系，在一定程度上解决了小农户在劳动力、技术、资金等方面的实际困难，对农户福利变化及差异产生重要影响。研究农户参与的诱因及福祉效应，对于促进农业生产托管推广应用，实现农业现代化发展有着重要的现实意义。

方法

基于2021年陕西省关中地区1 169份农户微观调研数据，文章通过熵值法对农户的主客观福祉水平进行测算，并运用倾向得分匹配模型实证分析农户参与全程托管的诱因及对其福祉效应的影响。

结果

（1）农业全程托管对农户的主客观福祉水平均具有显著的正向影响，不仅在收入与物质需求、选择与行动自由两个维度上增进农户的客观福祉，也有助于农户主观福祉中“三生空间”满意度的提升。（2）全程托管的福祉效应在不同群体间存在显著的差异，对老龄化程度高、经营规模0.67hm2（10亩）以下及粮食作物种植的农户和家庭福祉效应的提升效果较佳。（3）农户全程托管是其理性决策的结果，个人及家庭特征、农业经营特征及组织支持等是农户全程托管的重要影响因素。

结论

继续加大农业生产托管的推广普及，扩大全程托管覆盖面。结合农户特征，制定差异化、精准化的支持举措，提高托管服务供需匹配的精准性，促使生产托管的新模式更加有效地惠及于民。

0 引言

“民生福祉达到新水平”是“十四五”时期我国经济社会发展的主要目标之一，保障农民利益，增进农民福祉则是其中重要一环。近年来，“三农”问题始终是党的重要议题，尤其是广大农民的福祉问题，更是重中之重。但是随着中国“刘易斯拐点”的到来[

1]，农业经营的代际断层出现端倪[2]，农村优质劳动力的单向外流加剧了农业劳动力“弱质化”趋势[3]，“谁来种地”“如何种地”成为困扰农民生产与农业发展的突出难题。农村留守老人、妇女和儿童由于生理因素往往难以承担起繁重的地间劳作，走土地流转的规模经营之路所面临的诸多现实问题已无所循行[4]，合作社和家庭农场的发展也未能明显减缓“空心化”现象。在此背景下，探索一条面向小农户的农业现代化发展道路是事关广大农民根本福祉的重大民生问题，而社会化服务体系的构建无疑是推动农业发展农民增收的重要助力[5]。针对当前的重点任务和薄弱环节，2021年农业农村部《关于加快发展农业社会化服务的指导意见》中强调，要“创新服务机制，将农业生产托管作为推进农业社会化服务、发展服务带动型规模经营的重要方式”。作为社会化服务的一种有效形式，在不改变土地承包关系的情况下，农业生产托管把一家一户小生产融入到现代化农业发展之中，在一定程度上缓解了小农户在劳动力、技术、资金等方面的实际困境[6]，有效破解了当前农业劳动力代际断层和小农户融入现代农业的现实困境。探讨农业全程托管对增进农户福祉的效果究竟如何，可以为决策部门制订差异化、精准化政策以使农户积极参与生产托管提供决策思路。

近年来，农业生产托管引起了学界的广泛关注，其内涵日益丰富、外延不断拓展。农业生产托管是农户等经营主体在不流转土地经营权的条件下，将农业生产中的耕、种、防、收等部分或全部作业环节委托给农业生产性服务组织完成的农业经营方式[

7 8]。学界根据生产托管环节、内容的不同，将其分为全程托管、菜单式托管、劳务托管等模式[9]，其中全程托管模式从种植到收割，实现了农业全程化服务[10]。有研究指出，从劳动密集型到技术密集型再到全程生产环节外包，是我国农业规模化发展的重要途径[11]。全程托管相较于其他托管模式，不仅为农户带来了生产的规模经济，同时也极大地降低了农户与服务组织的交易成本，实现了服务的规模经济[12]。尽管学者对不同类型生产托管的内涵界定和实践探索各有侧重，但关注焦点更多的聚焦于“影响效应”分析。从现有研究成果来看，重点考察了农业生产托管对农业生产效率、经济效应以及生态效应的影响。研究结果表明：第一，农业生产托管提供优质的农资、农技和农机服务，能够优化土地资源配置，提高农业的生产效率[13]。第二，农业生产托管以促进农业增收为核心，通过机械化和规模化所带来的生产成本的下降和产出收入的增加，可有效提升农户的收益[14]。第三，有研究显示生产托管可通过节本、绿色溢出等机制实现农村的生态效应[15]。研究普遍认为农业生产托管有助于推进农业增产、农民增收、农村增绿的良好局面。

可见，诸多学者对农业生产托管展开了深入的研究，成果丰硕。但农业生产托管尚处于起步阶段，针对这一新兴农业生产模式的研究，多是侧重于单一维度福祉效应的分析，缺乏对主观福祉与客观福祉的综合性的考察，这为后期的政策完善带来困难。此外，通过对已有研究的梳理不难发现，农户全程托管的决策行为并不是随机的，是受到自身约束条件的限制，即“自选择”的结果。对于此类问题的规避，容易造成样本估计结果偏误、导致内生性问题。鉴于此，文章聚焦于全程生产托管，将农户全程托管的诱因及福祉效应纳入同一框架中，运用熵值法和PSM模型，识别和测算农户全程托管的决策行为及福祉效应。

1 理论与假设

长期以来，民生福祉都是国内外关注的热点问题，学界关于福祉的涵义从单纯的物质财富的增加演变为多维度的综合概念[

16]。Sen拓展了福利研究的理论，提出了“可行能力方法”，认为福利实际上是个人或家庭实际拥有和可能拥有的功能的集合[17]。进一步的，联合国组织的《千年生态系统评估》报告中明确提出了人类福祉的评估指标体系和方法[18]，具体以“收入与物质需求，健康，良好的社会关系，安全，选择与行动的自由”加以衡量，开创了人类福祉研究的新纪元，被广泛地用来衡量人类福祉效应。但是，衡量福祉的具体指标选取在学界并未达成共识，很大程度上取决于我们所要研究的侧重点和解决的问题[19]。已有研究中，学者往往从客观福祉和主观福祉两方面对人类福祉进行解释和度量[20]。其中，客观福祉是指个体或家庭所客观拥有的，诸如收入及物质富足的生活状态。主观福祉则侧重于个体对生活质量的主观感知和满意度，具有浓厚的个人色彩，能够很好地弥补和完善客观福祉体系[21]。两者相互补充，充分反映了个体的福祉水平。鉴于此，该文根据评估报告并结合实际调研情况，尝试从客观福祉和主观福祉两个层面的7个维度构建农户福祉体系。在客观福祉层面，考虑到数据的可获得性，选取了收入与物质水平、选择与行动、安全和健康4个维度加以衡量。在主观福祉层面上，采用了农户对生产、生活、生态（简称“三生”空间）的自评满意度进行测算[22]，如图1所示。

图 1  思路框架

1.1　农业全程托管与农户客观福祉

收入及物质需求。全程托管既不流转土地又能发展适度规模经营[

8]，通过捕捉农业市场信息、集聚农业要素资源和降低生产交易费用等规模经营优势提高农业边际收益[23]，实现农业的节本增效[8 13]。增加农业收入的同时，农户可将原本用于农业生产的时间成本重新配置到其他经济活动中，拥有获取更高收入的机会。综上，该文提出以下研究假设。

H1：全程生产托管能够显著提高农户的收入及物质需求。

选择和行动的自由。全程托管通过资本替代劳动，将农户家庭成员从低效而又繁重的粗放式生产经营中解放出来，减弱了农业生产的季节性对农业劳动力流动的束缚，为农户家庭带来更多的非农就业时间和闲暇时间，使得农户“种地打工两不误”，提升农户选择和行动的自由。鉴于此，该文提出以下假设。

H2：全程生产托管能够显著提高农户选择和行动的自由。

安全。农民土地产权能否得到有效的保障直接影响到农村社会的治安和稳定，全程托管保留了农户土地的承包权、经营权和收益权[

7]，减少土地产权纠纷的发生，维持了农村土地权利体系的稳定性，促进农村和谐社会建设。农户在生产托管过程中享有独立经营主体的地位，使得农户不再担心失去耕地和基本的生存保障，增强农户安全感和信心。鉴于此，该文提出以下假设。

H3：全程生产托管有能够显著提高农户的安全水平。

健康。全程托管后，农户有条件的减少各类农业劳作或退出农业劳动力市场，更有机会享受闲暇时光，生活质量得到不断提高，其身体机能、心理健康状况也会随之改善。鉴于此，该文提出以下假说。

H4：全程生产托管能够显著提高农户健康水平。

H5：全程生产托管能够显著提升农户客观福祉水平。

1.2　农业全程托管与农户主观福祉

生产。相对于政府的公益性扶持，农业合作组织更能贴合农户的需求，是较为理想的农业技术扩散的承载体[

24]。托管服务组织作为农业技术扩散的重要渠道，将先进的技术嵌入到农业生产过程中，使农业各生产环节的劳作更为简单、方便、快捷，改善了农户的生产经营条件。鉴于此，该文提出以下假说。

H6：全程生产托管能够显著提高农户对生产的满意度。

生活。有研究显示，人类幸福感源自家庭更高的经济收入、更好的生活条件[

25]。其中，绝对收入、相对收入和预期收入都会影响到个人的主观幸福感。通过全程托管，农户既可获取稳定的农业生产经营收入，又增加了通过劳动力转移获取非农收入的可能性，提高农户的收入预期，从而提升了农户生活的幸福感及获得感。鉴于此，该文提出以下假说。

H7：全程生产托管能够显著提高农户生活的满意度。

生态。托管服务组织依靠其自身所拥有的水肥一体化、病虫害生物防治、测土配方施肥等环境友好型农业技术，将先进的绿色生产要素导入农业生产中[

26]，有效的降低化肥、农药使用的强度，遏制了农业污染加剧的趋势，提高了农户对生态环境的满意度。综上，该文提出以下假说。

H8：全程生产托管能够显著提高农户对生态的满意度。

H9：全程生产托管能够显著提升农户主观福祉水平。

2 研究设计

2.1　数据来源

样本数据源自课题组于2021年6－7月对陕西省关中地区（西安市、咸阳市、宝鸡市和渭南市）4市7县所开展的农户入户调研。关中地区作为国家商品粮生产基地，农业人口及村落密度较大、土地利用率高。近年来在政府的大力扶持下，关中地区多模式、多举措积极推进生产托管项目，涌现出许多典型案例，故该研究将关中地区作为样本区域具有典型代表性。在调研方法上采取随机抽样和分层抽样法，每个地区选取1~2个县。再根据县域情况，每个县中选取2~4个乡镇，各乡镇中分别选取3~4个自然村，各自然村选取20~30个农户，共计调查1 261位农户。为确保样本数据的质量，调研员经培训后，采取一对一访谈的方式填写问卷。考虑到异常值、缺失值后，确定有效样本1 169份，有效样本率为92.70％。

2.2　变量设置

（1）核心自变量：农业全程生产托管。单环节托管和劳务式托管等模式相较于普通作业服务差异较小，仅能选择自我经营农户作为控制组。而全程托管模式则实现了全程化服务[

12]，能够更好地回答农业生产托管对农户福祉的影响效应。因此，该文聚焦于全程生产托管，具体测度借鉴唐林等处理方式[27]，选取是否购买全程生产托管的虚拟变量予以表征。

（2）因变量：农户的主客观福祉。根据联合国组织《千年生态系统评估》中人类福祉的评估体系[

18]，并结合样本区域的内在特征，该文将农户福祉分为客观福祉和主观福祉。其中，客观福祉从农户的收入与物质水平、选择与行动自由、安全和健康4个维度加以衡量。主观福祉主要通过农户对“三生”空间中生产、生活、生态的自评满意度进行分析，在变量处理上运用熵值法进行加权测算（表2）。

表1  变量定义及统计性描述
变量指标指标描述均值标准差
核心自变量 全程生产托管 是否采用全程生产托管1＝是，0＝否 0.307 0.461
因变量 农户客观福祉 由熵值法计算得出 0.000 1.000
农户主观福祉 由熵值法计算得出 0.000 1.000
协变量
个人特征 年龄 受访者实际年龄（岁） 57.548 12.536
受教育程度 1＝未上过学， 2＝小学， 3＝初中， 4＝高中或中专， 5＝大学/大专及以上 2.800 0.950
家庭特征 兼业化程度 1＝纯农户（非农收入占比15％以下）， 2＝农业兼业户（非农收入比为15％~50％），3＝非农兼业户（非农收入比50％~90％）， 4＝非农户（非农收入比90％以上） 2.449 0.952
党员或村干部 家庭成员是否有党员或村干部： 1＝是，0＝否 0.090 0.287
农业经营特征 经营规模 按实际耕种面积（亩） 6.332 5.268
土地细碎化程度 家庭经营耕地地块数量/耕地经营面积 0.484 0.528
是否加入合作社 1＝是，0＝否 0.172 0.378
认知特征 农户认知 对农业生产托管的了解程度：1＝非常不了解，2＝比较不了解，3＝一般，4＝比较了解，5＝非常了解 3.379 1.107
组织支持 政策补贴 是否知晓当地有农业生产托管补贴?1＝有补贴，0＝没有补贴 0.511 0.500
村委会的协调程度

村委会对托管参与主体间的协调

程度（签订合同、供需对接等）：1＝从不， 2＝偶尔，3＝一般， 4＝比较多， 5＝经常

2.421 1.257

注：  1亩=0.067hm2

表2  农户福祉指标及权重
福祉一级指标权重二级指标指标描述权重
客观福祉 收入与物质需求 0.333 家庭收入 2020年农户家庭总收入 0.545
恩格尔系数 2020年家庭中食物消费支出占总消费支出的比例（％） 0.383
家庭耐用品数量 农户拥有家庭耐用品（手机、空调、洗衣机、冰箱、热水器等）数量（个） 0.072
选择与行动自由 0.389 非农劳动时间 2020年农户外出务工及非农经营时间总和（月） 0.691
家庭收入多样性 家庭收入渠道数量（个） 0.309
安全 0.164 生存保障 社会保障满意度：1=非常不满意，2=不满意，3=一般，4=满意5=非常满意 0.627
人身安全 公共治安：1＝非常差，2＝比较差，3＝一般，4＝比较好，5＝非常好 0.374
健康 0.113 身体健康状况

1＝家里有长期患病者，2＝家里有经常患病者，3＝家里有偶尔患病者

4＝都非常健康

0.615
心理健康状况

情绪稳定性：＝非常不稳定，2＝比较不稳定，3＝一般，4＝比较稳定

5＝非常稳定

0.385
主观福祉 生活 0.437 对目前生活的幸福感 1＝非常不幸福，2＝不幸福，3＝一般，4＝幸福，5＝非常幸福 —
生产 0.364 对当前生产的主观感受 1＝非常不满意，2＝不满意，3＝一般，4＝满意，5＝非常满意 —
生态 0.199 对生态环境的主观感受 1＝非常不满意，2＝不满意，3＝一般，4＝满意，5＝非常满意 —

（3）协变量：借鉴既有相关研究，该文选取的协变量（表1）：①个人及家庭特征，年龄、受教育程度、兼业化程度及党员或村干部身份；②农业经营特征，包括经营规模、土地细碎化程度和是否参与合作社；③认知特征，农户对农业生产托管的了解程度；④组织支持，包括生产托管政策补贴和村委会对托管参与主体间的协调程度。

2.3　研究方法

该文选择倾向得分匹配模型的主要原因如下：一方面，农户全程托管的决策是自我选择的结果，如果不考虑农户潜在自选择问题而直接进行回归，很可能造成自选择偏误，产生内生性问题。另一方面，只有通过对比农户托管前后福祉水平的差异，才能有效地分析生产托管对农户福祉的影响。然而，大样本截面数据只能显示一种状态，托管或未托管，这实际上是一种“数据缺失”问题。解决此问题的一种可靠方法是构造 “鲁宾反事实框架”，在截面数据的条件下构建近似的反事实结果目标，即评估托管农户若未托管时的福祉水平。本质上是将反事实特征作为缺失值处理[

28]，该方法得到了学界的广泛认可[29 30]。具体步骤如下。

第一步，估算倾向得分值。根据可观测到的协变量，利用Logit 模型来估计农户托管的条件概率拟合值为：

PSi=PrDi=1|Xi=expαXi1+expαXi （1）

式（1）中，PrDi=1|Xi为农户参与生产托管的概率，Di＝1表示农户采用全程托管； Xi为协变量，α表示相应的待估计参数。

第二步，通过倾向得分值，采用不同匹配方法对样本进行匹配，保证结果的稳建性。

第三步，根据匹配结果，计算控制组和处理组之间的福祉水平差异，即全程托管农户的平均处理效应（ATT）：

ATT=EY1i-Y0i|Di=1=EY1i|Di=1-[EY0i|Di=1] （2）

式（2）中，Y1i为农户托管后的福祉水平；Y0i为假设托管农户若未托管时的福祉水平；EY1i|Di=1是可以直接观测，而EY0i|Di=1是通过PSM所构建的不能直接观测的指标，称为反事实结果。

3 实证结果与分析

3.1　农户主客观福祉体系测度

熵值法以数据为基础，信息熵能够较好地反映系统地不确定程度，减少人为的主观因素，提高数据的可信度和客观性[

31]。该文运用熵值法确定农户主客福祉具体指标的权重系数（表2），客观福祉指标赋权后的结果排序为：选择和行动的自由（0.389）、收入及物质需求（0.333）、安全（0.164）和健康（0.113）。主观福祉的权重大小依次为：生活（0.437）、生产（0.364）、生态（0.199）。

3.2　农户全程生产托管的影响因素分析

为实现托管和未托管农户的样本匹配，该文利用Logit模型分析农户全程托管的影响因素（表3），估计其全程托管的条件概率拟合值。

表3  基于Logit 模型的决策方程估计
变量系数标准误变量系数标准误
年龄 0.011* 0.006 土地细碎化程度 -0.524** 0.231
受教育程度 0.084 0.076 是否加入合作社 0.233 0.168
兼业化程度 0.135* 0.076 农户认知 0.085 0.063
党员或村干部 0.393* 0.221 政策补贴 0.521*** 0.141
经营规模 0.006 0.013 村委会协调程度 0.150*** 0.056
Log likelihood -690.550 LR chi2(12) 72.080
Pseudo R2 0.050 Prob > chi2 0.000

注：  ***、**、*分别表示在P<0.001、P<0.01、P<0.05水平上显著；Log likelihood表示最大似然估计，LR chi2表示卡方检验统计量，Pseudo R2表示伪R2，Prob > chi2表示卡方检验对应的P值

个人及家庭特征中，农户年龄、兼业化程度、党员和村干部状况对农户全程托管的影响显著且系数为正。究其原因，年龄较大的农户外出务工的被动性和不确定性提高，往往不会放弃农业生产经营，但随着年龄增长所带来的身体机能的老化，使农业劳动供给明显不足，致使其对生产托管较快接纳。就兼业化程度来而言，程度越高的农户非农务工的时间挤压效应和收入效应越明显[

2]，全程托管率也就越高。党员、村干部在农业转型中所发挥着重要的引领效应，对事物发展方向的判断要先于他人[32]，更可能率先采用生产效率较高的经营方式，成为生产托管的“早期采纳者”。土地细碎化系数为负且显著，其原因在于，土地细碎化加大了统一作业和农业机械使用的难度，给农业生产有效集中和规模化经营带来现实的障碍，使得细碎化的土地生产托管率较低。组织支持层面，政策补贴、村委会协调对农户全程托管的影响显著为正，这表明生产托管补贴政策通过调整生产要素的相对价格 ，对农户产生激励效应。村委会对农户和托管服务组织的协调在降低交易成本和组织成本的同时，又提高了双方的信任程度，缓解了农户对购买托管服务的担忧和顾虑。

3.3　匹配质量检验

3.3.1　平衡性检验

在使用倾向得分匹配模型（PSM）反事实估计时，为确保匹配质量，需要进行平衡性检验，要求匹配后的托管组和未托管组之间无显著的系统性差异。与匹配前相比（表4），协变量的标准化偏差均降至10％以下，且标准化偏差绝对值有较大的降低，说明通过匹配能够有效降低托管组和未托管组农户之间的差异。通过t值可以看出，协变量的显著性由匹配前的高度显著变为高度不显著，满足独立分布假设。由此可见，样本匹配质量较好，均通过了平衡性检验。

表4  匹配前后协变量平衡性检验
协变量均值标准化偏差（%）标准化偏差绝对减少（%）t值
托管未托管
年龄 匹配前 58.511 56.998 12.4 42.0 1.92*
匹配后 58.432 59.310 -7.2 -0.98
受教育程度 匹配前 2.847 2.761 9.3 83.9 1.45
匹配后 2.837 2.823 1.5 0.20
兼业化程度 匹配前 2.486 2.365 13.7 88.6 2.08**
匹配后 2.479 2.465 1.6 0.21
党员或村干部 匹配前 0.123 0.072 17.1 50.8 2.84***
匹配后 0.111 0.086 8.4 1.12
经营规模 匹配前 6.684 6.229 9.2 61.3 1.36
匹配后 6.682 6.858 -3.6 -0.47
土地细碎化程度 匹配前 0.427 0.510 -17.1 79.0 -2.49**
匹配后 0.430 0.412 8.4 0.73
是否加入合作社 匹配前 0.213 0.153 15.5 72.3 2.52**
匹配后 0.202 0.219 -4.3 -0.55
农户认知 匹配前 3.555 3.299 23.5 97.8 3.68***
匹配后 3.537 3.532 0.5 0.07
政策补贴 匹配前 0.637 0.446 39.0 89.8 6.14***
匹配后 0.632 0.612 4.0 0.54
村委会协调程度 匹配前 2.713 2.320 31.3 97.9 5.02***
匹配后 2.690 2.698 -0.7 -0.09

注：  *、**、***分别表示在 10%、5%和1%水平上显著

3.3.2　共同支撑域

在获取农户全程托管的条件概率拟合值之后，为更加直观地考察匹配前后处理组和控制组的共同支撑域，该文通过绘制概率密度图进行检验（图2）。具体来看，匹配前后两组样本的核密度函数进一步接近，重叠度有所提高，观测值也大多落在共同取值区间内，匹配结果较佳。

图2  匹配前后的核密度函数

3.4　农业全程生产托管对农户福祉的影响

3.4.1　全程生产托管对农户的主客观福祉效应

为确保模型估计结果的稳健性，该文分别采用最近邻匹配（1对1匹配）、卡尺匹配（0.01）、核匹配（带宽 0.06）和样条匹配4种方法对样本进行估计。如表5所示，虽然不同匹配方法估计的数值和显著性略有不同，但是数值方向一致，且ATT均通过了显著性检验，假设H5和假设H9通过验证。首先观察农户客观福祉的估计结果，未托管农户的福祉水平在村内处于中等偏下（近邻匹配结果0.443），而托管农户的福祉水平较高（0.471）。且进一步比较发现，不同匹配方法下生产托管对福祉的提升效应分别为0.028、0.030、0.030和0.030。其次，观察农户主观福祉，其ATT系数值分别为0.042、0.029、0.034和0.032，这表明与未托管农户相比，全程托管能够显著提升农户的主观福祉水平。

表5  农业全程生产托管对农户福祉的影响效应
农户福祉匹配方法农户福祉的变化均值标准误共同支撑域
处理组控制组平均处理效应处理组控制组
客观福祉 近邻匹配 0.471 0.443 0.028*** 0.009 361 800
卡尺匹配 0.471 0.440 0.030*** 0.007 358 780
核匹配 0.471 0.441 0.030*** 0.007 361 800
样条匹配 0.471 0.441 0.030*** 0.006 361 800
主观福祉 近邻匹配 0.653 0.611 0.042** 0.017 361 800
卡尺匹配 0.651 0.622 0.029** 0.013 358 780
核匹配 0.653 0.619 0.034*** 0.012 361 800
样条匹配 0.653 0.621 0.032 *** 0.012 361 800

注：  *、**、***分别表示在 10%、5%和1%水平上显著

3.4.2　全程生产托管对不同维度农户福祉水平的影响

在分维水平分析中，该文测算了全程托管对农户各维度福祉的影响效应。表6显示，农户收入与物质需求、选择和行为自由的平均处理效应均值分别为0.020、0.052，且通过了不同匹配方法下的显著性检验，假设H1、H2得到验证。但是全程托管对农户安全和健康的影响较为微弱且不显著。结合调研发现，农户面对新型的农业经营方式，往往存在很多担忧，再加之与托管服务组织沟通对接不畅，导致农户产生不信任和猜忌心理，认为托管服务组织仅以盈利为目的，在受到外部风险冲击时，会出现 “跑路烂尾”等现象，导致自身收益无法兑现，影响其基本的生存保障，安全和健康等福祉效应会受到影响。就农户的主观福祉而言，农户生产、生活的满意度均通过了显著性检验，假设H6和假设H7得到验证。生态环境的满意度尚未通过显著性检验，究其原因在于，农村生态环境治理和农业绿色发展是一项长期的战略任务，需要多方协同参与治理，农业生产托管才刚刚起步，覆盖率还不高，对生态环境的影响还达不到预期的成效。

表6  全程生产托管对不同维度农户福祉效应的影响
福祉指标统计量邻近匹配卡尺匹配核匹配样条匹配平均值
客观福祉 收入与物质需求 平均处理效应 0.020** 0.020*** 0.020*** 0.020*** 0.020
标准误 0.009 0.007 0.007 0.007
t-统计量 2.120 2.650 2.800 2.630
选择与行动的自由 平均处理效应 0.052*** 0.054*** 0.051*** 0.053*** 0.052
标准误 0.019 0.015 0.014 0.014
t-统计量 2.710 3.560 3.590 3.730
安全 平均处理效应 0.014 0.018 0.024* 0.022 0.019
标准误 0.020 0.014 0.013 0.014
t-统计量 0.680 1.290 1.840 1.590
健康 平均处理效应 0.005 0.006 0.009 0.007 0.007
标准误 0.017 0.013 0.012 0.012
t-统计量 0.270 0.490 0.760 0.570
主观福祉 生活 平均处理效应 0.159* 0.167** 0.167** 0.151** 0.161
标准误 0.083 0.079 0.074 0.071
t-统计量 1.910 2.120 2.260 2.130
生产 平均处理效应 0.142* 0.131* 0.157* 0.158** 0.147
标准误 0.081 0.076 0.071 0.070
t-统计量 1.750 1.730 2.210 2.250
生态 平均处理效应 0.013 0.005 0.044 0.027 0.022
标准误 0.068 0.063 0.059 0.056
t-统计量 0.180 0.070 0.740 0.480

注：  *、**、***分别表示在 10%、5%和1%水平上显著

3.4.3　农户福祉的群组差异分析

为进一步分析全程托管对不同特征农户福祉效应的影响，以探讨全程托管的针对性。该文分别从家庭老龄化程度、种植作物类型和农业经营规模三方面探讨全程托管的福祉效应差异：家庭老龄化程度的衡量基于韩青等学者的相关研究，以家庭中60岁及以上老人所占比重将其划分为高老龄化和低老龄化两组[

12]。根据农户种植作物类型的不同，划分为粮食作物种植户和经济作物种植户两类。对于既种植粮食作物也种植经济作物的农户，借鉴相关研究[33]，按照粮食作物与经济作物种植面积所占比例的高低将其划分为粮食或经济作物种植户。农业经营规模的划分标准依据第三次全国农业普查统计，并结合学界相关研究，将0.67hm2（10亩）作为界定小农户的标准[26]。

表7结果显示，老龄化程度方面，高老龄化组全程托管家庭的主客观福祉水平要显著高于未托管家庭。究其原因，全程托管减轻了老年农户的农业劳作负担，缓解了高老龄化农户家庭中农业劳动力供给相对不足的现状，同时，所带来的稳定收入也发挥着一定的养老保障功能，有助于减轻子女赡养老人的经济压力，改善代际关系，使得高老龄化家庭的主客观福祉水平提升得更为明显。不同作物类型方面，相对于经济作物，全程托管对粮食作物种植户的主客观福祉效应更为明显。究其原因，经济作物种植户对农业依赖性较强，与农业经营收益相对较低的粮食作物种植户相比，其外出务工时的机会成本更高，因而全程托管更能提高粮食作物种植户的福祉水平也在情理之中。农业经营规模方面，相比于经营规模0.67hm2(10亩)及以上的农户，全程托管对经营规模0.67hm2(10亩)以下的小农户福祉效应的提升显著。这表明全程托管能够将小规模经营农户从低效繁重的农业生产中解放出来，促进其生计策略向更优的方向发展。

表7  农户福祉影效应的群组差异分析
群组客观福祉主观福祉
处理组控制组平均处理效应处理组控制组平均处理效应
老龄化程度 高老龄化程度 0.465 0.439 0.026** 0.647 0.593 0.054**
低老龄化程度 0.477 0.463 0.014 0.659 0.634 0.026
种植类型 粮食作物种植户 0.451 0.424 0.027** 0.656 0.610 0.046**
经济作物种植户 0.451 0.426 0.025* 0.656 0.611 0.045*
种植规模 0.67hm2(10亩)以下 0.474 0.443 0.031*** 0.661 0.607 0.054***
0.67hm2(10亩)及以上 0.460 0.454 0.005 0.618 0.621 -0.003

注：  *、**、***分别表示在 10%、5%和1%水平上显著

3.5　稳健性检验

仅用单一模型进行估计可能造成估计结果偏误，该文采取内生转换模型进行稳健性检验。表8所示，在反事实假设下，全程托管对农户主客观福祉的平均处理效应分别为0.186和0.207，均在1%的统计水平上显著，与前文中倾向得分匹配（PSM）处理结果存在较小差异，证明全程托管对农户福祉的提升效果是显著且稳健的。另外，利用内生转换模型进一步估计得出，实际未托管农户若托管时，其处理效应（ATU）分别提高0.004和0.291，进一步说明，全程托管对农户福祉具有显著的促进作用。

表8  内生转换模型的稳健性检验
组别决策阶段处理效应
托管未托管
客观福祉 托管 0.472（0.001） 0.285（0.002） 0.186***(0.002)
未托管 0.432（0.001） 0.429（0.001） 0.004*（0.002）
主观福祉 托管 0.655（0.004） 0.448（0.003） 0.207***（0.005）
未托管 0.892（0.003） 0.601（0.002） 0.291***（0.003）

注：  *、**、***分别表示在 10%、5%和1%水平上显著；表8中括号里的数字为标准误

4 结论与建议

4.1　结论

该文基于2021年陕西省关中地区1 169份农户微观调研数据，通过熵值法对农户的主客观福祉水平进行测算，并运用倾向得分匹配模型实证分析农户参与全程托管的诱因及对其福祉效应的影响。得出如下结论。

（1）总体来看，农业全程托管对农户的主客观福祉水平均具有显著的正向影响，使用多种匹配方法和替换模型检验后，结果仍然稳健。

（2）在客观福祉的分维水平分析中，全程托管对农户的收入与物质需求、选择与行动自由两个维度的福祉效应影响显著，但是对农户安全和健康维度的影响较为微弱且不显著。在主观福祉分析中，全程托管显著地提高了农户的生活、生产的满意度，但是对生态环境的满意度尚未通过显著性检验。

（3）全程托管对农户的福祉效应在不同群体间存在显著性的差异。相比于低老龄化家庭，全程托管对高老龄化托管家庭的主客观福祉水平提升效果更为显著；相比经济作物种植户，全程托管对粮食作物种植户的主客观福祉效应更为明显；相比农业经营规模0.67hm2(10亩)及以上的农户，全程托管对经营规模0.67hm2(10亩)以下农户的主客观福祉效应更为明显。

（4）农户全程托管是自身理性决策的结果，个人及家庭特征、农业经营特征及组织支持等因素对农户全程托管产生重要的影响。

4.2　建议

（1）全程托管能够有效增进农户的主客观福祉水平，在农业生产托管发展的“初始期”， 应继续加大农业生产托管特别是全程托管的政策支持，扩大全程托管覆盖面。沿着公益性和市场化相结合的路径，既要在财政、税收、用地等方面积极探索行之有效的支持举措，又要整合社会各部门涉农资源，加强对托管服务组织的监测评估，及时更换或退出经营不善、作用较弱的承办主体，提升托管服务的质量和效率，以实际成果“取信于民”是农户选择托管服务的关键。

（2）全程托管后的一段时间里，农户将失去部分土地的隐性保障功能，在面临非农就业形势恶化，劳动力转移受阻时，其安全、健康等福祉效应会受到影响。相关部门需要充分考虑全程托管后农户的生计保障问题，一方面，应逐步完善农村社会保障体系，继续推进农村医疗、养老等设施建设，构建弱势农户帮扶机制。另一方面，开展农村劳动力技能培训，拓宽就业信息渠道，帮助农户建立长效稳定的增收机制，解决农户生产托管的后顾之忧。

（3）因人施策，差异化、精准化推进农业全程托管。针对农户特征差异，分类施策、分层推进全程托管服务，重点瞄准“迫切”潜在需求者， 鼓励老龄化程度高、经营规模小及种植粮食作物的农户和家庭参与到全程托管中来，切实解决“种不了地”和“种不好地”的实际困境。同时也不能忽视全程托管带动效果较弱的农户和家庭，针对农户差异化的利益诉求，可以从推广单环节、多环节等托管模式入手，逐步转变小农户传统的经营方式，引领小农户走向现代农业发展轨道。

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