農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響研究

阮若卉，陳江華

（1. 江西農業大學經濟管理學院，江西 南昌 330045；2. 江西農業大學鄉村振興戰略研究院，江西 南昌 330045）

全面實施鄉村振興戰略的最終目標是要實現共同富裕，這也是中國特色社會主義的本質要求，而要促進共同富裕，不僅要從物質文明方面入手，還要從精神文明方面努力，不斷提升農民主觀幸福感。改革開放以來，我國經濟發展取得舉世矚目的成就，已成為世界第二大經濟體，但中國居民的幸福指數排名仍處于世界主要國家中的較低水平。聯合國發布的《世界幸福報告（2019—2022）》表明，近三年中國幸福感排名雖從93 位上升至72 位，國民幸福感穩步提升，但仍較靠后，與我國經濟實力不相匹配。我國脫貧攻堅已取得全面勝利，農民收入水平與生活水平穩步提升，但不可否認的是，城鄉收入和財富差距依然較大，城鄉發展不平衡、不協調問題仍舊突出。在農村勞動力外出就業的背景下，農村老齡化問題越來越嚴重，加之農業的弱質性特征，使提高農民幸福感的困難相對較大。為人民謀幸福是中國共產黨不變的初心，也是新時代推動共同富裕的核心目標[1]。在此背景下，著力提高農村居民幸福感，讓農村居民共享鄉村振興成果，對促進鞏固拓展脫貧攻堅成果，實現共同富裕有重大意義。

回顧幸福感的理論研究，早期的文獻主要集中于哲學、心理學和社會學等領域，“伊斯特林悖論”引發了經濟學領域對主觀幸福感的討論，“幸福經濟學”這一研究領域應運而生，側重于幸福感的影響因素分析，主要從四個方面展開。其一是個體特征，認為教育程度、年齡和健康狀況是影響農民主觀幸福感的關鍵因素[2-3]，部分學者在此基礎上提出，婚姻狀況、家庭人口數、住房條件和人際交往等個人特征也與其主觀幸福感密切相關[4-6]。其二是經濟特征，強調經濟收入是影響農民主觀幸福感的重要因素[7]，促進絕對收入水平提高能夠顯著提升農民主觀幸福感[8-9]，一定程度上的相對收入不平等具有隧道效應和信號效應，能夠激發人們追求幸福，但隨著收入差距的擴大，弱勢群體的幸福感會被削弱[10]，且相較于絕對收入和相對收入，收入不平等對幸福感影響更為突出[11-12]。其三是社會特征，側重研究公共服務、社會保障、教育水平和生態環境等對農村居民幸福感的影響[13-15]，主張通過加大公共服務和社會保障投入力度，改善農村居民生活，滿足農村居民的社交、尊重和自我實現的需要，以提升其主觀社會地位并增強其村莊歸屬感，進而提升其幸福感。其四是政策角度，聚焦于扶貧政策、政府補貼等相關政策，通過加大轉移支付和福利政策力度來提高貧困戶經濟收入，從而對其主觀幸福感產生影響[16]。已有研究強調通過宏觀的經濟增長與政策扶持來縮小收入差異，緩解城鄉發展不平衡的問題，以實現農村居民幸福感的有效提升。但根據伊斯特林悖論，經濟增長與幸福感之間并非完全呈線性關系，一旦“基本需求”得到滿足，更高的收入就不再與更高的主觀幸福感相關[17]，長期內經濟增長不一定增進國民幸福感，甚至在個別時期造成幸福感損傷[18]。

與此同時，在我國農村勞動力持續大規模外出背景下，農機社會化服務作為應對農業勞動力弱質化問題的主要手段之一，已成為促進小農戶與現代農業有機銜接的重要方式。事實上，我國農機社會化服務蓬勃發展。根據國家統計局網站數據，截至2021 年，我國各類農機社會化服務組織數量已超過90 萬個，涉及企業、農民合作社、農村集體經濟組織、農業服務專業戶等多種新型農業經營主體，為農民提供形式多樣的農機社會化服務。正是得益于農機社會化服務的發展，農業勞動力數量減少與質量下降并未對我國農業生產產生明顯的不利影響，農業生產效率反而不斷提高，糧食總產量不斷增加，有效破解了“如何種地”的問題。由此，一個合理的疑問是：農機社會化服務是否對農民主觀幸福感產生了影響？如果有影響，其作用機理如何？目前，從農機社會化服務視角對農民幸福感的研究比較缺乏，分析農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響不僅有助于豐富農民主觀幸福感研究內容，而且有利于為提高農民主觀幸福感提出有效的政策建議。

綜上分析，已有文獻對農民幸福感的影響因素進行了較為豐富的研究，為本文奠定了一定理論基礎和分析依據，但仍有改進的空間。第一，鮮有文獻從農機社會化服務角度對農民主觀幸福感開展研究。農機社會化服務作為改造傳統農業的重要力量，為農村社會帶來了廣泛而深刻的變革，必將對農村居民生活狀況和主觀幸福感等產生深遠的影響，深化其研究有助于豐富相關研究文獻。第二，關于農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響機制與異質性研究不足。雖有文獻涉及農業機械應用與農民主觀幸福感之間的關系討論，但對其影響路徑和異質性差異探討相對較少。因此，本文基于幸福經濟學理論，利用2018 年中國勞動力動態調查數據，分析農民主觀幸福感和農機社會化服務采納特征；運用有序Probit 模型進行基準回歸，通過內生轉換模型、替換因變量等方法進行穩健性檢驗，借鑒中介效應模型分析方法，引入非農就業和經營規模作為中介變量，探索農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響機制，分析農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響是否存在代際異質性。最后，根據研究結論提出對策建議，以期促進農機社會化服務發展，不斷提升農民主觀幸福感。

1 理論分析與研究假設

1.1 農機社會化服務與主觀幸福感

幸福經濟學理論指出，人的主觀幸福感不僅與收入效益有關，還受到非收入效益的影響，而非收入效益包括平等指數和安全指數。事實上，農機社會化服務市場的發展能有效提高農民收入、縮小收入差距、控制經營風險，并促進社會資源的有效配置。農機社會化服務推動現代農業與小農戶的有效銜接，使小農戶也能享受到現代生產要素和先進的技術裝備，促進小農戶家庭農業產出效率提升，進而提升其家庭整體福利水平。傳統農業生產主要依賴于土地和勞動力投入，而勞動力的數量與質量對農業產出有著舉足輕重的影響。隨著農機社會化服務的興起，傳統的農業生產方式發生變革，通過加大資本要素投入，推進機械部分甚至完全替代人工，放松了農戶家庭勞動力數量和質量對農業生產的約束[19]，有效緩解了家庭農業勞動力數量短缺、質量下降和技能不足的困境[20]，有助于抑制農戶間勞動力稟賦差異對農業生產的不利影響，縮小了農業經營性收入差距。此外，農業受自然風險和社會經濟風險的雙重影響，使小農戶依靠自身的能力難以克服所面臨的經營風險，而通過部分或全部環節服務外包有助于實現風險轉移[21]，提高小農戶抵御風險的能力。可見，農機社會化服務的發展無疑會從多個方面對農民生產生活產生影響，而農民生活質量的提高必定會對其主觀幸福感產生影響。基于以上分析，本文認為農機社會化服務對農民主觀幸福感具有正向促進作用。

1.2 非農就業的中介作用

我國社會主義市場經濟體制目標的確立，促進了社會主義市場經濟發展，并誘導收入低下的農戶大規模進行非農轉移，引發農業勞動力短缺問題，推動農業生產方式加速轉變，使農業生產性服務業發展受到重視[22]。2008 年以來，覆蓋全面的公益性農業生產性服務體系基本形成，各類服務經營主體不斷發展壯大，新主體、新業務和新業態加速涌現[23]，服務能力顯著增強，為農機社會化服務大規模替代人力勞動提供了可能。黨的十九大報告提出要通過發展健全的農業社會化服務體系來實現小農戶與現代農業發展的有機銜接，進一步鼓勵農戶使用農機服務，形成“擠出效應”，顯著促進農業勞動力的非農轉移[24]。

具體而言，誘致性技術變遷理論表明，隨著勞動力雇傭成本提高，農戶會自發進行農業生產要素替代，調整要素投入結構，使用農業機械代替勞動力。首先，農戶通過購買農機社會化服務，將部分或全部生產環節交給具有農業經營比較優勢的服務主體，拓寬了農業專業化分工的空間[8]，改變了資本、勞動力的要素投入結構，通過要素替代化解農業勞動的“過密化”并釋放更多的農業剩余勞動力，使剩余勞動力能轉移至增收效果更加明顯的非農領域，以改善農戶的家庭經濟福利水平[25]。其次，農機社會化服務改變了傳統生產模式，提升了農業生產效率，縮短單位面積農業勞動投入時間，理性的農戶會對配置在農業生產過程中投入時間成本與投入在其他活動中所帶來的經濟價值進行對比[26]，將農業生產中節約下來的時間轉移到其他經濟活動中，促進農戶非農就業，使農戶獲得“務工+務農”的雙重收益保障，提升農民家庭風險抵御能力，增強其主觀幸福感。再次，農機社會化服務可以深化家庭勞動分工，農業機械應用水平的提高彌補了弱質性農戶在體能上的不足[27]，降低了健康狀況對農業生產的不利影響，使弱質勞動力也能夠勝任農業生產勞動，進一步促進優質勞動力向非農部門轉移，重構了農村居民的家庭經營和生活方式，對其福利水平產生了深遠影響。基于以上分析，本文認為農機社會化服務會通過促進農戶非農就業來提升其主觀幸福感。

1.3 經營規模的中介作用

農機社會化服務的發展有助于促進農業規模經營。農村勞動力大規模外出就業為農地流轉創造了條件，而農機社會化服務提高了農業生產效率，減少了單位面積土地上的勞動力投入量，從而增強農戶家庭農業生產能力，激勵具有務農比較優勢且愿意留村務農的農戶轉入土地，擴大經營規模，以此獲得不低于外出務工農民的家庭平均收入水平，進而提升農民主觀幸福感。值得注意的是，由于農戶經營規模擴大，其采用農機社會化服務的成本可能相對較低，從而增加農戶家庭農業經營收益。此外，農機社會服務組織具有專業化、技術化和規模化優勢，一方面，相較于單個農戶在市場上購買生產資料缺乏討價還價能力的窘境而言，農機社會化服務組織能憑借其較大的服務規模而獲得成本較低的生產資料[28]，降低了農業生產成本[29]，進而提高農戶家庭經濟福利水平；另一方面，農機社會化服務具有服務規模經濟優勢與技術優勢，能夠從數量與質量上實現農藥化肥減量化，降低施肥、撒藥成本，激勵農戶施用有機肥，改善農業生產環境，有利于緩解環境污染對農戶所造成的健康問題，在提升了對安全需求的滿足度的同時，減少了相對地位的剝奪感，最終改善其主觀幸福感。基于以上分析，本文認為農機社會化服務會通過擴大農業經營規模來提升農民主觀幸福感。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文采用的數據是由中山大學社會科學調查中心承擔實施的2018 年“中國勞動力動態調查（CLDS）”基線調查數據。該調查以15～64 歲的勞動年齡人口為對象，采用多階段、多層次、與勞動力規模成比例的概率抽樣方式和輪換樣本追蹤方式，在全國除西藏、海南、港澳臺外的29 個省（市、區）展開，作為全國大型基線調查數據具有代表性和權威性。問卷內容包括農戶基本信息、農業生產情況、社會參與和經濟活動等內容。為刻畫農機社會化服務對農戶幸福感的影響，在數據處理中首先將個體問卷中的數據處理為家庭層面數據，然后再相繼與家庭問卷和村居問卷相匹配，選擇從事糧食作物生產的農戶樣本數據，最終得到涵蓋29 個省份152 個區（縣）213 個行政村的5 282 戶農村住戶樣本，受訪農戶的基本特征見表1。

表1 受訪農戶的基本特征Table 1 Basic characteristics of sample farmers

2.2 變量選取

1）被解釋變量。本文的被解釋變量為農民主觀幸福感。幸福感為在一個積極到消極連續體上對其生活狀態的整體評價和情感體驗。借鑒已有研究成果[8]，農民主觀幸福感通過問題“總的來說，您認為您的生活過得是否幸福？”來測度，并將答案從“非常不幸福”到“非常幸福”進行5 級賦值。

2）核心解釋變量。本文的核心解釋變量為是否采納農機社會化服務，借鑒耿鵬鵬等[30]的研究，使用CLDS 數據集中“農戶糧食作物生產的農田耕種方式”和“農戶機械化耕種的生產工具來源”的問項結果，將農業機械獲取方式全部或者部分來自外包視為農戶采納農機社會化服務，賦值為1，無外包行為和傳統農耕視為農戶未采納農機社會化服務，賦值為0。

3）中介變量。本文的中介變量為農戶非農就業和經營規模。通過上文分析，勞動收入差距仍是造成農戶幸福感差距的主要原因之一。因此，本文借鑒雷顯凱等[31]的研究，以農戶是否非農就業作為中介變量。經營規模大小會影響農戶的產出，進而影響農業生產性收入，因此，選取農戶農業經營面積進行機制檢驗，為降低數據離散程度，本文通過取對數的方式來處理。

4）控制變量。本文從農戶個體特征、家庭特征和環境特征等方面選取了控制變量。借鑒羅必良等[8]的研究，考慮到戶主通常是家庭農業生產的主要決策者，本文擬引入戶主年齡、健康狀況、婚姻狀況、健康狀況和政治面貌情況來刻畫個體特征。引入家庭負債情況、農業收入占比、農業勞動數量來測度家庭特征。選擇村莊道路是否硬化來衡量環境特征。

具體變量定義及描述性統計見表2。

表2 變量定義及描述性統計Table 2 Variable def inition and descriptive statistics

2.3 模型選擇

被解釋變量農民主觀幸福感是多元有序變量，適合選擇Ordered Probit 模型進行估計，故設定基準模型為：

式中：Hi表示農戶i的主觀幸福感程度，Si表示農戶i的農機社會化服務采納情況，Cij表示農戶i的第j個控制變量，包括農戶個體特征、家庭特征、環境特征等變量。β0為常數項，βi和γj是待估系數，εi為隨機擾動項。

為檢驗農機社會化服務采納是否通過農戶非農就業和經營規模對農民主觀幸福感產生影響，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟[32]的研究，在式（1）的基礎上進一步分別以農戶非農就業和經營規模作為中介變量，構建中介效應模型為：

式中：Mi為中介變量，分別為表示農戶i的非農就業情況和經營規模情況；σ0、φ0為常數項，σ1、σ2、φ1、φ2、φ3為待估系數；ε2、ε3為隨機擾動項。

2.4 內生性與穩健性檢驗

盡管采用工具變量法能夠解決遺漏變量導致的內生性問題，但仍無法解決使用與未使用農機社會化服務農戶異質性帶來的選擇性偏誤問題。因此，本文參考陳宏偉和穆月英[25]、王學婷等[33]的研究，采用較為科學的內生轉換模型處理內生性問題，并在此基礎上進一步估算其平均處理效應，預測農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響效應，借鑒邱海蘭等[34]的研究，引入“村莊層面其他樣本農戶是否采納農機社會化服務”作為工具變量進行穩健性檢驗。一方面，該工具變量反映了村莊層面的農機社會化服務采納狀況，與樣本農戶的農機社會化服務采納狀況息息相關，滿足工具變量的相關性要求；另一方面，村莊層面其他農戶農機社會化服務采納不會直接影響該農民主觀幸福感，滿足外生性要求。

為考察前文回歸結果的穩健性，本文將被解釋變量進行替換，并重新回歸。由于直接測度的幸福感具有較強的主觀性，容易因受訪者情緒波動產生一瞬間非真實評價而造成測量誤差，本文參考Tan等[35]、羅明忠和劉子玉[36]的研究，并結合數據的可得性，從健康狀況、家庭關系、經濟狀況、休閑娛樂和社交活動五個維度的綜合滿意度來測量農民的生活滿意度，即受訪者以1～5 分給各維度滿意度打分，分值越高表明受訪者對該維度的滿意度越高，對5 個維度分別賦予1/5 權重，以此來反映農民幸福感的多維性和差異性特征。

3 結果與分析

3.1 農機社會化服務與農民主觀幸福感分析

從統計結果來看，總樣本中認為自己比較幸福與非常幸福的農民占比50.89%，農民的主觀幸福感均值為3.427（表2），處于中等水平，仍有較大提升空間。通過進一步獨立樣本T 檢驗發現，未采納農機社會化服務的樣本與采納農機社會化服務的樣本在主觀幸福感方面存在顯著差異，采納農機社會化服務比未采納農機社會化服務的農民主觀幸福感水平高0.699 個單位。農機社會化服務采納率為63.8%，說明農機社會化服務已逐漸成為農業生產不可或缺的部分。可能的原因在于，戶主年齡均值為51.36，戶主健康狀況均值為0.54，農業勞動力趨于老齡化且健康狀況水平較低，需要機械彌補體力勞動的不足。

通過對農機社會化服務采納與農民主觀幸福感進行交叉分析發現，采納農機社會化服務的樣本為3 372 戶，占比63.84%，其中感到比較幸福和非常幸福的農民數量分別為1 509 和681，合計占比64.95%。未采納農機社會化服務的樣本為1 910戶，占比36.16%，其中感到比較幸福和非常幸福的農民數量分別為368 和130，合計占比僅為26.08%（表3），可看出采納了農機社會化服務的農民感到幸福的比例高于未采納農機社會化服務的農民。

表3 農機社會化服務與農民主觀幸福感的交叉分析Table 3 Cross analysis of agricultural machinery socialization service and farmers subjective well-being

3.2 農機社會化服務對農民主觀幸福感影響分析

本文利用Stata16.0 對模型采用逐步回歸的方式進行估計，即先只對農民主觀幸福感進行回歸，然后再加入控制變量，以此檢驗估計結果的穩健性。表4 匯報了農機社會化服務對農民主觀幸福感的估計結果，模型一中農機社會化服務的估計系數在1%的統計水平上顯著為正，表明農機社會化服務對農民主觀幸福感具有顯著的正向作用。從模型二的估計結果可看出，在加入控制變量后，結果依然穩定，即采納農機社會化服務能顯著提升農民主觀幸福感，表明農機社會化有助于緩解農業勞動力數量不足與質量較差的約束，提高了農業生產效率，降低了農業生產成本，進而提升農民主觀幸福感。在加入控制變量后，農機社會化服務采納的回歸系數的絕對值變小，表明如果未加入控制變量緩解遺漏變量問題，將高估農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響。

表4 基準模型估計結果Table 4 Benchmark model estimation results

3.3 內生性與穩健性檢驗分析

表5 為內生轉換回歸模型（ESR）估計結果。由表可知，Wald 檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了方程相互獨立的原假設，且r1在5%的水平上顯著為負，說明確實存在樣本選擇性偏誤。工具變量在1%的水平上顯著為正，表明工具變量有效，運用內生轉換模型分析是合適的。

表5 內生性檢驗結果Table 5 Endogeneity test results

在選擇方程的回歸結果中，戶主年齡對農戶采納農機社會化服務有顯著影響，樣本農戶的平均年齡為51 歲，隨著年齡增長，更傾向于采納農機社會化服務。對比采納農機社會化服務和未采納農機社會化服務的回歸結果可以發現，兩組中的控制變量估計結果存在明顯差異。戶主健康狀況對采納農機社會化服務組和未采納農機社會化服務組的農民主觀幸福感有顯著的正向影響，而家庭負債情況則對兩組農戶的主觀幸福感有顯著的負向影響，戶主年齡對采納農機社會化服務組的農民主觀幸福感呈現顯著的負向影響，而在未采納農機社會化服務組，則對農民主觀幸福感影響不明顯。

平均處理效應估算結果見表6，采納農機社會化服務的農戶和未采納農機社會化服務的農戶的估計系數分別為3.778 和3.592，從ATT 結果可以看出，農機社會化服務采納對農民主觀幸福感的平均處理效應為0.186，且在1%的水平上顯著，意味著在處理樣本自選擇問題后，采納農機社會化服務可以使農戶的主觀幸福感提高5.18%，說明農機社會化服務采納有利于農民主觀幸福感的提高。

表6 平均處理效應估計結果Table 6 Average treatment eff ect estimation results

將農民生活滿意度作為替代變量進行穩健性檢驗。通過計算，得到生活滿意度均值為4.03，健康狀況、家庭關系、經濟狀況、休閑娛樂和社交活動五個維度均值分別為3.71、4.33、3.21、4.81 和4.05。穩健性檢驗結果顯示，模型四估計系數在5%的水平上顯著為正（表7），說明農機社會化服務采納對農民生活滿意度具有顯著正向影響，即采用農機社會化服務有助于提升農民生活滿意度。在加入其他控制變量后，估計結果也與前文一致。可見，以農民生活滿意度作為替代變量后上述研究結論仍然成立。因而，本文研究結論具有穩健性。

表7 替換被解釋變量后的估計結果Table 7 Estimated result after replacing the explained variable

3.4 農機社會化服務對農民主觀幸福感影響機制分析

進一步采用中介效應模型從非農就業和經營規模方面探索其作用路徑，由于農民的主觀幸福感為有序變量，使用Ordered Probit 模型進行回歸，故無常數項。從非農就業方面來看，農機社會化服務對農戶非農就業存在顯著的正向影響（表8），說明農機社會化服務促進農業勞動力非農轉移。而且非農就業在5%的顯著性水平上正向影響農民主觀幸福感，表明非農就業在農機社會化服務與農民主觀幸福感之間存在部分中介效應，農戶采納農機社會化服務提高了農業生產效率，減少了單位面積農地上的農業勞動力投入，促進農業勞動力非農轉移，有助于增加農戶家庭收入，進而提升農民主觀幸福感。

表8 非農就業、經營規模的中介效應檢驗結果Table 8 Test results of the mediating eff ect of non-agricultural employment and operation scale

從經營規模作為中介變量的回歸結果可知，農機社會化服務對經營規模的回歸系數在1%的統計水平上顯著為正，說明采納農機社會服務顯著促進了農戶家庭經營規模的擴張，但將農機社會化服務與經營規模同時納入模型后，農機社會化服務在10%的顯著性水平正向影響農民主觀幸福感，但經營規模對農民主觀幸福感的回歸系數不顯著（表8），表明農機社會化服務并未通過擴大農戶的經營規模來提升農民主觀幸福感，而是對農民主觀幸福感產生直接影響，理論假設不成立。這可能是因為采納農機社會化服務雖有助于擴大具有務農比較優勢農戶家庭的農業經營規模，但由于農業生產仍具有較強的自然風險與市場風險，農業依然為弱質性產業，缺乏比較收益優勢，不利于農民主觀幸福感提升。

3.5 農機社會化服務對農民主觀幸福感影響的異質性分析

當前農業生產中老齡化現象日益明顯，新一代農戶和老一代農戶在技術學習、風險感知、經營目標等方面差異越來越大。另外，受區域經濟發展不協調、農機社會化服務推廣進度不一的影響，地區間農機社會化服務參與程度呈現差異性。因此，本文借鑒尹振濤等[37]和羅明忠等[38]的做法，以“農戶年齡是否超過60 歲”和樣本農戶所在地區為依據，將樣本農戶劃分為新一代農戶、老一代農戶、東部地區農戶和中西部地區農戶四個子樣本再次回歸，以檢驗農機社會化服務對農民主觀幸福感的年齡和地區異質性。

異質性分析結果顯示，農機社會化服務對老一代農民主觀幸福感存在顯著正向影響，但對新一代農民主觀幸福感的影響未通過顯著性檢驗（表9），表明采納農機社會化服務能更有效地提升老一代農民的主觀幸福感。可能的原因是，一方面，農業生產仍然是體力勞動，對農業勞動力的身體素質有一定的要求，而老一代農民年齡增大，身體素質與勞動能力下降，難以通過傳統生產方式來推進農業生產活動，但通過引入農機社會化服務，能夠有效克服自身勞動能力不足的缺陷；另一方面，相較于新一代農戶，老一代農戶經歷傳統農業生產階段，而傳統農業生產方式效率低，勞動強度大，辛苦程度高，而采用農機社會化服務意味著農業生產方式向現代轉型，不僅提高了農業生產效率，還降低農業勞動強度。此外，老一代農戶對農業經營收入更加依賴，農業生產的勞動要素投入相對較多，而多數新一代在務農之余，兼顧其他投資與收入，因而農機社會化服務對老一代農民的主觀幸福感更具顯著影響。

表9 異質性檢驗結果Table 9 Heterogeneity test results

中西部地區農機社會化服務在5%的統計水平上正向影響農民主觀幸福感，而東部地區農機社會化服務的系數不顯著（表9），說明農機社會化服務的采納更能提高中西部地區農民的主觀幸福感。可能的解釋是，東部地區的農業發展水平更高，農機社會化服務體系更加成熟，相比之下，中西部地區農業發展空間和農機社會化服務推廣空間更大，農機社會化服務的發展對農民主觀幸福感的提升效果更明顯。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

研究表明，認為自己比較幸福或非常幸福的農民占比不高，農民主觀幸福感有較大提升空間。多數農戶采納了農機社會化服務，但農民主觀幸福感在采納農機社會服務的農民與未采納農機社會化服務的農民間存在較大差異，采納了農機社會化服務的農民的主觀幸福感相對更高。是否采納農機社會化服務對農民主觀幸福感有顯著正向影響。采納農機社會化服務促進了小農與現代農業有機銜接，提高了農戶家庭農業生產效率，節約了農業勞動力要素投入，不僅降低農業生產成本，而且使農業生產強度下降，還在一定程度上控制了農業生產風險，進而提升農民主觀幸福感。

進一步對作用機制進行分析表明，農機社會化服務提高了農業生產效率，緩解了農戶家庭勞動力約束，使弱質性勞動力也能勝任農業生產活動，從而促進農業剩余勞動力非農就業轉移，有助于提高農戶家庭收入水平，進而提升農民主觀幸福感。此外，對不同群體的分組分析顯示，農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響在代際與地區間存在異質性，采納農機社會化服務主要對老一代與中西部地區的農戶的主觀幸福感有顯著正向影響。

本文從農機社會化服務采納視角研究了農民主觀幸福感，揭示了農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響機理，探討了不同類型農戶中農機社會化服務的異質性影響，有助于增進人們對農機社會化服務影響農民主觀幸福感的理解，豐富既有研究，也為提升農民主觀幸福感提供了有效的針對性對策建議。隨著鄉村振興戰略的縱深推進，未來還需要圍繞農戶數字素養、農地產權等方面進一步討論不同的資源稟賦條件下農機社會化服務對農民主觀幸福感的影響。

4.2 政策啟示

1）加大農機社會化服務供給，不斷提高農機社會化服務水平。在鄉村振興戰略實施、現代化農業發展的過程中，要高度重視農機社會化服務發展，不斷健全農機社會化服務體系，提高農業社會化服務的覆蓋廣度與使用深度。一是著力培育、支持和引導各類農業經營主體參與農機社會化服務供給，不斷提高農機社會化服務的可獲得性；二是促進農機社會化服務補短板與強弱項，不斷優化農機社會化服務供給結構，促進農機社會化服務均衡發展，逐步改變農機社會化服務主要集中在耕種、病蟲害防治、收割等少數環節的狀況；三是持續提升農機社會化服務專業水平，為農戶提供專業化、標準化和現代化的服務，使農戶能夠享受更高效的農機社會化服務，促進小農與現代農業有機銜接。

2）引導農機社會化服務供需對接，促進農民非農就業。有效的農機社會化服務供需對接不僅有助于激發農戶對農機社會化服務的需求，而且有利于誘導農戶非農轉移。政府應在引導農機社會化服務供需對接中起主導作用，積極構建農機社會化服務供需對接平臺，規范農機社會化服務市場競爭秩序，為非農就業提供可能。同時，加大對農民的宣傳引導，鼓勵其采納農機社會化服務，提高農民的職業技能水平，實現非農就業。

3）推動農機社會化服務模式創新，針對不同群體提供差異化農業服務。重點關注當前農戶分化的客觀現實，為不同群體采取差別化的農機服務策略，針對老一代農戶，要不斷降低農機社會化服務采納成本，鼓勵其采用農機社會化服務替代體力勞動，尤其是糧食生產的重點環節和薄弱環節。針對新一代農戶，根據不同需求，為其提供個性化的農業生產性服務，如單環節、全環節托管，有效滿足多樣化的服務需求。同時，大力促進中西部欠發達地區農機社會化服務水平，不斷提高中西部地區農機社會化服務可獲得性，著力提升中西部地區農民主觀幸福感。

致謝：特別感謝中山大學社會科學調查中心提供的“中國勞動力動態調查”（CLDS）和國家統計局網站提供的數據支持。