王文波 張彥彥

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)綜述

農(nóng)民收入增長(zhǎng)可以體現(xiàn)農(nóng)村發(fā)展水平，是農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展的保障，是事關(guān)我國(guó)城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展的重大經(jīng)濟(jì)問題。為了解決農(nóng)民收入增長(zhǎng)緩慢的問題，近年來中央“一號(hào)文件”對(duì)農(nóng)業(yè)資源利用、農(nóng)村人力資源開發(fā)、培育新型農(nóng)民以及農(nóng)業(yè)機(jī)械化等事關(guān)農(nóng)村發(fā)展的重大問題給予了重點(diǎn)關(guān)注，包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦、人力資本稟賦等，并試圖通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步及土地稟賦和人力資本稟賦的改善來活躍農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收。那么，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的機(jī)制是什么？在土地城鎮(zhèn)化向人口城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)變過程中，推動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的動(dòng)力機(jī)制又有哪些變化呢？本文將重點(diǎn)針對(duì)上述問題展開深入研究。

有關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦、人力資本稟賦與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的研究，較早的文獻(xiàn)可追溯到20世紀(jì)50年代，Lewis(1954)提出二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，強(qiáng)調(diào)將農(nóng)業(yè)部門的資源盡快地轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門，這有利于城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)向一元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而提高農(nóng)民收入水平。在此之后，F(xiàn)ei et al.(1961)對(duì)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論進(jìn)行了完善補(bǔ)充，在考慮農(nóng)業(yè)部門和工業(yè)部門間平衡發(fā)展基礎(chǔ)上，提出了農(nóng)村產(chǎn)量剩余的概念，認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高導(dǎo)致產(chǎn)品出現(xiàn)剩余，這是農(nóng)業(yè)部門勞動(dòng)力向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移的先決條件，也是促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)鍵。Schultz(1961)通過長(zhǎng)期深入研究，指出導(dǎo)致農(nóng)民收入低的根本原因并不是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的過剩，而是農(nóng)民受教育程度的不足，因此應(yīng)加大對(duì)農(nóng)民的教育投入，提高農(nóng)村勞動(dòng)力素質(zhì)，進(jìn)而幫助農(nóng)民實(shí)現(xiàn)由貧窮到富裕的根本轉(zhuǎn)變。Romer(1986)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型和Lucas(1988)的人力資本溢出模型均強(qiáng)調(diào)了受教育水平(知識(shí))對(duì)提高城鄉(xiāng)居民收入的重要性。

20世紀(jì)90年代以后，國(guó)外學(xué)者對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的研究更為細(xì)化，主要集中于以下兩個(gè)方面：一是研究土地稟賦對(duì)農(nóng)民收入的影響。部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模對(duì)其收入水平具有較大影響(Zaibet et al.，1998；Mathias et al.，2004；Winters et al.，2009)，且土地的利用度也會(huì)對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生重要作用(Bravo-ureta et al.，2006)。二是研究人力資本稟賦對(duì)農(nóng)民收入的影響。部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民受教育程度對(duì)其勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高具有明顯促進(jìn)作用，也是提高其收入水平的關(guān)鍵(Todo et al.，2013)?？紤]到健康是人力資本不容忽視的重要組成部分，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民收入的提高不僅受受教育水平的影響，而且對(duì)農(nóng)民自身的健康和營(yíng)養(yǎng)狀況具有很高的依賴性。例如，Croppenstedt et al.(2000)通過對(duì)埃塞俄比亞農(nóng)民收入進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，身高、身體質(zhì)量指數(shù)(body mass index，BMI)、體重身高比對(duì)農(nóng)民收入都具有顯著的正向影響；Huffmman et al.(2007)發(fā)現(xiàn)營(yíng)養(yǎng)的改善有助于農(nóng)民勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，進(jìn)而提高農(nóng)民的收入。

近年來，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的研究主要集中在以下兩方面：一是關(guān)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的相關(guān)研究。范紅忠等(2014)在控制氣候條件、土地質(zhì)量等因素的前提下，研究發(fā)現(xiàn)土地經(jīng)營(yíng)面積與土地生產(chǎn)率之間呈正相關(guān)關(guān)系。王建英等(2015)利用江西325戶水稻種植農(nóng)戶微觀調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，土地生產(chǎn)率與農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。陳杰等(2016)從土地生產(chǎn)率視角出發(fā)，利用 2010 年全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，從全國(guó)范圍來看，小麥土地生產(chǎn)率與土地規(guī)模之間呈現(xiàn)出先升后降的“倒U”形關(guān)系，稻谷土地生產(chǎn)率與土地規(guī)模之間呈反向關(guān)系，玉米與大豆的土地生產(chǎn)率與土地規(guī)模之間存在線性的正向關(guān)系。二是關(guān)于土地稟賦、人力資本稟賦與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的相關(guān)研究。陳飛等(2014)通過研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、受教育水平、地理位置和耕地面積都可以促進(jìn)農(nóng)村家庭增收。冒佩華等(2015)借助2000年和2012年的農(nóng)村家庭微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)村家庭的收入水平。而駱永民等(2015)通過研究發(fā)現(xiàn)，土地是農(nóng)民獲取農(nóng)業(yè)收入的保障的同時(shí)也是獲取工資性收入的障礙，對(duì)總收入的影響并不顯著。此外，李谷成等(2018)通過2005—2015年省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化和勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移均可顯著地促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

可以看出，現(xiàn)有文獻(xiàn)雖從不同角度對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，但將這幾者納入統(tǒng)一框架下進(jìn)行研究的文獻(xiàn)尚不多見。為此，本文采用中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)，基于微觀農(nóng)村家庭個(gè)體角度，深入探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響。

與已有研究相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面，對(duì)Black et al.(1999)的模型框架進(jìn)行擴(kuò)展，在一般均衡框架下，從理論上研究了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響；另一方面，采用中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)1988—2013年六期混合截面數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦與農(nóng)村家庭收入之間的關(guān)系。

二、理論模型

(一)基本假設(shè)

假設(shè)全社會(huì)由農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門組成。農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)原材料或中間投入品，而非農(nóng)部門則利用農(nóng)業(yè)部門提供的中間投入品生產(chǎn)最終消費(fèi)品。

1.農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)

(1)

式(1)中，l1=(Nl-n2)/n1。其中：l為全社會(huì)人均可利用國(guó)土面積；N為全社會(huì)總的人口數(shù)；n1為總的農(nóng)業(yè)部門人口；n2為總的非農(nóng)部門人口，也就是非農(nóng)部門占有面積(假定每個(gè)非農(nóng)部門人口占用1單位土地)。上式表明，人均農(nóng)地稟賦是農(nóng)業(yè)部門居民人口數(shù)量和非農(nóng)部門占用土地面積的函數(shù)。

2.非農(nóng)部門的生產(chǎn)

(2)

(3)

3.農(nóng)村家庭決策

假設(shè)農(nóng)業(yè)部門中個(gè)體的遷移決策由其所在農(nóng)村家庭做出。令代表性農(nóng)村家庭將其家庭成員分配到農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的比例分別為z和1-z。此外，家庭還會(huì)進(jìn)行人力資本的積累，家庭總的人力資本由所有成員共同積累，那么這個(gè)決策過程的約束如下：

H=(1-z)h2egt+zh1egt

(4)

其中，H為家庭總的人力資本存量，egt為家庭在t時(shí)期的人口規(guī)模，g為人口的增長(zhǎng)率，h1和h2分別為家庭成員在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門的人力資本。那么家庭成員平均人力資本水平為：

h=(1-z)h2+zh1

(5)

家庭總的收入為(1-z)egtW2+zegtI1。假設(shè)家庭選擇消費(fèi)為Pcegt，其中，c為家庭對(duì)最終品的消費(fèi)量，P為最終品的價(jià)格。剩余部分收入全部用于人力資本投資，那么人力資本的投資水平為：

PH=(1-z)egtW2+zegtI1-Pcegt

(6)

此外，假定代表性家庭的效用跟家庭消費(fèi)有關(guān)，由此設(shè)定代表性家庭效應(yīng)函數(shù)為：

(7)

其中，σ為相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)，且σ>0。

4.中間投入品市場(chǎng)均衡

(8)

(二)一般均衡分析

由式(8)及上文結(jié)果，家庭效用的動(dòng)態(tài)最優(yōu)化可由如下帶漢密爾頓(Hamilton)函數(shù)的拉格朗日表達(dá)式表示：

(9)

動(dòng)態(tài)求解式(9)可得：

(10)

(11)

將式(11)代入式(8)，進(jìn)而可得一般均衡下農(nóng)村家庭決策進(jìn)入非農(nóng)部門工作的成員比例1-z的表達(dá)式為：

(12)

然后，結(jié)合式(1)、(3)、(11)、(12)以及h≡zh1+(1-z)h2，求解可得產(chǎn)品的均衡價(jià)格為：

P=Ehα2γ1-γ2

(13)

(14)

(15)

h*=(Ω/ρ)1/(1-γ)；c*=(Ω/ρ)1/(1-γ)[ρA/(A-B)-g]

(16)

在均衡點(diǎn)(h*,c*)處的Jacobian矩陣特征值v1和v2滿足v1·v2=-(1-ξ)Ωσ-1hξ-3<0，表明經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)可處于鞍點(diǎn)穩(wěn)態(tài)，并沿唯一的平衡增長(zhǎng)路徑收斂于鞍點(diǎn)(h*,c*)。

(三)比較靜態(tài)分析

由式(16)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率D1求導(dǎo)可得?h/?D1>0；聯(lián)立式(8)和l1=(Nl-n2)/n1求解可得?l1/?D1>0。由此可提出：

假設(shè)1：在一般均衡狀態(tài)下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)步有利于農(nóng)村家庭土地稟賦和人力資本稟賦的積累。(2)限于文章篇幅，假設(shè)1和2的具體推導(dǎo)過程不再列出，如讀者需要，可向作者索取。

其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率是直接提高農(nóng)村家庭務(wù)農(nóng)收入的一個(gè)有效途徑，而收入得到提高的家庭將有更多的資金用于家庭人力資本投資，這將有利于家庭人力資本的積累。此外，農(nóng)村生產(chǎn)率的提高會(huì)解放更多的農(nóng)村勞動(dòng)力，并促進(jìn)其進(jìn)入非農(nóng)部門工作，從而提高農(nóng)村居民非農(nóng)化水平，而農(nóng)村居民非農(nóng)化水平的提高又會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民土地稟賦的提高。

此外，由式(11)、(12)、(16)以及I=zI1+(1-z)W2，可得均衡狀態(tài)下農(nóng)村家庭收入的表達(dá)式為：

(17)

由式(17)對(duì)土地稟賦和人力資本稟賦和求導(dǎo)可得：?I/?h>0，?I/?l1>0。聯(lián)立假設(shè)1的結(jié)論，進(jìn)而可得：(?I/?h)(?h/?D1)>0，(?I/?l1)(?l1/?D1)>0。由此可得：

假設(shè)2：農(nóng)村家庭人力資本稟賦和土地稟賦的提高對(duì)農(nóng)村家庭收入增加具有促進(jìn)作用。

其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率可通過提高農(nóng)村家庭的人力資本投資傾向和非農(nóng)化水平，進(jìn)而促進(jìn)家庭土地稟賦和人力資本稟賦的積累。而農(nóng)村家庭人力資本水平提高，一方面可以通過提高家庭成員的專業(yè)技能而獲得更高的務(wù)農(nóng)收入，另一方面有利于家庭成員進(jìn)入非農(nóng)部門就業(yè)，獲取更高的非農(nóng)收入，從而有利于農(nóng)村家庭收入水平的提高。同時(shí)，家庭土地稟賦的提高可以直接帶來更高的務(wù)農(nóng)收入。由此可知，土地稟賦和人力資本稟賦的提高是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響農(nóng)村家庭收入的重要機(jī)制。

三、計(jì)量模型、指標(biāo)構(gòu)造及數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

本文擬從微觀農(nóng)村家庭個(gè)體角度探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響。構(gòu)建的實(shí)證計(jì)量模型如下：

(18)

(19)

(20)

其中：income表示農(nóng)村家庭收入；TFP表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率；perland和eduyear分別表示家庭土地稟賦和人力資本稟賦；Contral是控制變量，包括戶主性別、戶主年齡、民族、干部家庭等家庭特征以及家庭所在省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。此外，s是控制變量的個(gè)數(shù)，i表示第i個(gè)家庭，j表示農(nóng)村家庭所在的省份，μ表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)變量說明

1.農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率

本文旨在探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響，因此本文的核心解釋變量為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。本文選取了農(nóng)村家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入、產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)，并采用DEA方法測(cè)算了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率(TFP)。此外，考慮到本文所采用的數(shù)據(jù)為混合截面數(shù)據(jù)，無法利用過往的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率信息，因而，選取縣域農(nóng)業(yè)投入、產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)，使用DEA方法測(cè)算了縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率(TFP_x)，并采用縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的滯后1期和2期進(jìn)行工具變量回歸。

(2)家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。在投入—產(chǎn)出指標(biāo)的選擇上，農(nóng)村家庭農(nóng)業(yè)投入包括家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)固定資產(chǎn)投入、勞動(dòng)力投入、土地稟賦投入(朱喜 等，2011；朱秋博 等，2019)。其中，家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)固定資產(chǎn)投入采用役畜種畜產(chǎn)品畜、大中型鐵木農(nóng)具、農(nóng)林牧漁業(yè)機(jī)械等資產(chǎn)價(jià)值之和表示；家庭勞動(dòng)力投入采用家庭中從事農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的勞動(dòng)力人數(shù)表示；家庭土地稟賦投入為家庭耕種的各類土地面積加總。對(duì)于農(nóng)村家庭農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，考慮到農(nóng)戶所從事的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在品種上存在差異，直接在產(chǎn)量層面加總作為產(chǎn)出量是不科學(xué)的(朱秋博 等，2019)，為此，借鑒陳訓(xùn)波等(2011)和周京奎等(2019)的做法，使用家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入作為產(chǎn)出指標(biāo)。

(3)縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。采用縣域統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(3)縣域相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。，并采用前述DEA方法測(cè)算縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。在投入—產(chǎn)出指標(biāo)的選擇上，借鑒尹朝靜等(2016)和武宵旭等(2019)的做法，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投入采用農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力表示，勞動(dòng)投入采用農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)表示，農(nóng)地面積采用農(nóng)業(yè)播種面積表示，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出采用第一產(chǎn)業(yè)增加值表示。

2.土地稟賦和人力資本稟賦

對(duì)于農(nóng)村家庭土地稟賦(perland)，以農(nóng)村家庭成員人均經(jīng)營(yíng)的土地面積來表示；對(duì)于人力資本稟賦(eduyear)，以農(nóng)村家庭成員平均受教育年限來表示。

3.農(nóng)村家庭收入

本文的研究對(duì)象為農(nóng)村家庭收入，采用農(nóng)村家庭成員人均純收入(income)衡量。此外，對(duì)于模型中各價(jià)值型變量，均以2010年為基年進(jìn)行價(jià)格指數(shù)平減，且去掉個(gè)別極端值。

4.控制變量

本文控制了可能影響農(nóng)村家庭收入的家庭特征，包括：(1)戶主性別(gender)，家庭收入存在性別差異(關(guān)愛平 等，2018)。(2)家庭規(guī)模(hhsize)，家庭人口數(shù)量的增加對(duì)家庭收入有正向影響(王建, 2019)。(3)干部家庭(cadre)，擁有較好家庭背景的就業(yè)者更有可能獲得勞動(dòng)力市場(chǎng)上的優(yōu)勢(shì)(陳釗 等，2009)，對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)者來說，這種影響也仍然存在。(4)家庭撫養(yǎng)比(depenrate)，農(nóng)村家庭人口撫養(yǎng)比提高會(huì)增加家庭的負(fù)擔(dān)，從而可能會(huì)抑制農(nóng)村家庭收入的提高。(5)戶主年齡(age)，戶主年齡提高對(duì)家庭收入提高具有正向影響，但隨著年齡的進(jìn)一步增加，其對(duì)收入的影響可能逐漸降低。(6)家庭學(xué)生數(shù)量(student)，家庭中學(xué)生數(shù)量的增加會(huì)使家庭支出增加，可能激勵(lì)家庭付出更多勞動(dòng)，提高收入。(7)少數(shù)民族家庭(minority)，此為虛擬變量，反映農(nóng)村家庭收入存在的民族差異。

此外，人均GDP代表了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，對(duì)家庭收入有顯著影響(張宇青 等，2013)，為此我們還控制了農(nóng)村家庭所在省份人均GDP的對(duì)數(shù)(ln gdp_p)。同時(shí)，為了剔除省份因素、時(shí)間趨勢(shì)以及某些政策的影響，本文在各實(shí)證模型中均控制了省份和年份固定效應(yīng)。

(三)內(nèi)生性問題

本文的內(nèi)生性問題主要有兩方面：其一，考慮到農(nóng)村家庭收入提高也會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與農(nóng)村家庭收入之間可能存在反向因果關(guān)系；其二，本文雖然控制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)村家庭人力資本投資的主要影響因素，但依然可能存在遺漏重要變量問題。以上原因都會(huì)造成OLS回歸估計(jì)的結(jié)果偏誤。為此，參考陳維濤等(2014)的做法，本文采用縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率滯后1期和滯后2期作為當(dāng)期縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的工具變量，進(jìn)行工具變量回歸(4)考慮到本文采用的數(shù)據(jù)為混合截面數(shù)據(jù)，無法利用過往的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率信息。為此采用DEA方法測(cè)算了縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的滯后1期和2期進(jìn)行工具變量回歸。?？紤]到技術(shù)和效率等影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的因素具有一定的積累性，當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與往期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有較強(qiáng)的相關(guān)性。此外，上期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率作為歷史數(shù)據(jù)難以直接影響農(nóng)村家庭當(dāng)期的收入。因此，采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的滯后期作為當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的工具變量滿足相關(guān)性和外生性，工具變量的選擇是合理的。

此外，考慮到農(nóng)村家庭人力資本水平的提高也會(huì)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平，因此農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與農(nóng)村家庭人力資本水平之間也可能存在反向因果關(guān)系。同時(shí)本文雖然控制了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)村家庭人力資本水平的主要影響因素，但依然可能存在遺漏重要變量問題。以上因素都會(huì)造成OLS回歸估計(jì)的結(jié)果偏誤。為此，借鑒陳維濤等(2014)的做法，在分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)人力資本稟賦積累的影響時(shí)，本文也采用縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率滯后1期和滯后2期作為當(dāng)期縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的工具變量，進(jìn)行工具變量回歸。(5)如前文所述，技術(shù)和效率等影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的因素具有一定的積累性，當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與往期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有較強(qiáng)的相關(guān)性；此外，上期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率作為歷史數(shù)據(jù)難以直接影響農(nóng)村家庭當(dāng)期的人力資本水平。因此，在分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)人力資本稟賦積累的影響時(shí)，采用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的滯后期作為當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的工具變量也滿足相關(guān)性和外生性假定，工具變量的選擇是合理的。

(四)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)均來自中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)，CHIP 數(shù)據(jù)是中國(guó)家庭收入調(diào)查項(xiàng)目通過入戶調(diào)查獲得的微觀數(shù)據(jù)，初始于1988 年。目前已經(jīng)公開或部分公開了CHIP 1988、1995、1999(urban)、2002、2007、2008和2013七個(gè)年份數(shù)據(jù)，是研究中國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民以及流動(dòng)人口(主要是外來務(wù)工人員)相關(guān)問題最為翔實(shí)可靠的數(shù)據(jù)來源?？紤]到本文旨在探究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、要素稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響，因而使用CHIP 1988、1995、2002、2007、2008、2013年的農(nóng)村家庭調(diào)查的混合截面數(shù)據(jù)。該調(diào)查數(shù)據(jù)的特點(diǎn)為：一是調(diào)查樣本量大，覆蓋范圍廣。該調(diào)查覆蓋了中國(guó)大陸31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市，每年調(diào)查農(nóng)村家庭共1萬戶左右。二是農(nóng)戶調(diào)查信息豐富，且質(zhì)量較高。農(nóng)戶調(diào)查問卷包括家庭成員受教育情況及其它個(gè)人信息、家庭土地情況、家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況、家庭購買生產(chǎn)資料情況、家庭全年收支情況等。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與土地稟賦、人力資本稟賦

本部分將采用中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)，基于式(18)、(19)，利用最小二乘(OLS)法和工具變量廣義矩估計(jì)(IV GMM)法估計(jì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)土地稟賦、人力資本稟賦的影響，回歸結(jié)果如表2所示。其中：列(1)和(3)的被解釋變量為土地稟賦的對(duì)數(shù)ln perland，列(2)、(4)、(5)的被解釋變量為人力資本稟賦eduyear；在列(1)和(2)中采用DEA方法計(jì)算家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)ln TFP，在列(3)～(5)中則采用DEA方法計(jì)算縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)ln TFP_x。

表2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)土地稟賦和人力資本稟賦影響回歸結(jié)果

列(1)和(3)的回歸結(jié)果顯示，ln TFP和ln TFP_x的系數(shù)均為正，且在1%的水平上具有顯著性，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)村家庭土地稟賦的積累具有正向影響。列(2)和(4)的回歸結(jié)果顯示，ln TFP和ln TFP_x的系數(shù)均為正，且在1%的水平上具有顯著性，表明隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，農(nóng)村家庭傾向于進(jìn)行教育投資，進(jìn)而提升了農(nóng)村家庭平均人力資本水平。此外，為進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論，將滯后1期和2期的縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率作為當(dāng)期縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的工具變量，對(duì)列(4)進(jìn)行工具變量回歸，結(jié)果如列(5)所示。ln TFP_x的系數(shù)為正，在1%的水平上具有顯著性，同時(shí)這一系數(shù)值大于OLS法的回歸結(jié)果，表明在不考慮內(nèi)生性影響情況下，可能會(huì)低估農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)村家庭人力資本稟賦積累的影響。此外，列(5)內(nèi)生性檢驗(yàn)的 F 統(tǒng)計(jì)量的P值為0，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與家庭人力資本稟賦具有內(nèi)生性，需要采用工具變量法；弱識(shí)別檢驗(yàn)排除了弱工具變量的可能性；識(shí)別不足檢驗(yàn)中 LM 統(tǒng)計(jì)量的 P值為 0，表明有效拒絕了本文工具變量識(shí)別不足假設(shè)，進(jìn)一步說明工具變量選擇的有效性。由此對(duì)假設(shè)1的結(jié)論進(jìn)行了驗(yàn)證。

在家庭特征影響方面，與李春玲(2003)的研究結(jié)論一致，干部家庭對(duì)人力資本稟賦具有正向顯著影響，表明干部家庭成員的人力資本水平更高。而干部家庭對(duì)土地稟賦的系數(shù)顯著為負(fù)，這可能是由于干部家庭成員較少地參與務(wù)農(nóng)活動(dòng)，從而經(jīng)營(yíng)較少的土地。家庭中學(xué)生數(shù)量與家庭教育人力水平正相關(guān)，這可能是由于家庭學(xué)生數(shù)量增加促進(jìn)了家庭人力資本投資的增加，進(jìn)而有利于家庭人力資本水平的提高。家庭中學(xué)生數(shù)量對(duì)土地稟賦的系數(shù)為負(fù)，但未通過顯著性檢驗(yàn)，這表明家庭中學(xué)生數(shù)量對(duì)土地稟賦的作用并不明顯。此外，家庭規(guī)模對(duì)家庭人力資本水平具有顯著的正向影響，這可能是因?yàn)殡S著家庭中人口規(guī)模的增加，家庭需要進(jìn)行更多的人力資本投資，從而使家庭的人力資本水平提高；家庭規(guī)模對(duì)土地稟賦具有顯著的負(fù)向影響，這可能是因?yàn)榧彝ト丝谝?guī)模越大，人均占有土地越少；戶主年齡與家庭人力資本水平呈正相關(guān)，但其平方項(xiàng)與家庭人力資本水平呈負(fù)相關(guān)，這表明戶主年齡對(duì)家庭人力資本水平的影響呈“倒U”形；家庭撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭撫養(yǎng)比越高，越不利于家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累，這可能是因?yàn)榧彝狃B(yǎng)比越高，家庭人均經(jīng)營(yíng)土地面積越低，同時(shí)家庭用于人力資本投資方面的收入就越少，從而不利于家庭要素稟賦的積累。此外，ln gdp_p對(duì)家庭人力資本稟賦的系數(shù)顯著為正，這表明農(nóng)村家庭所在省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)提高家庭人力資本水平具有正向影響。

(二)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦、人力資本稟賦與農(nóng)村家庭收入

基于式(20)的計(jì)量模型，本文采用最小二乘(OLS)法和工具變量廣義矩估計(jì)(IV GMM)法進(jìn)行回歸估計(jì)，結(jié)果如表3所示。列(1)～(6)被解釋變量為家庭收入水平的對(duì)數(shù)ln_income。在列(1)、(2)中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變量采用DEA方法計(jì)算的家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)ln TFP表示，列(4)～(6)則采用DEA方法計(jì)算的縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)ln TFP_x表示。此外，列(1)、(3)、(5)為僅加入解釋變量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的回歸結(jié)果，列(2)、(4)、(6)為加入了土地稟賦和人力資本稟賦的回歸結(jié)果。

表3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦與農(nóng)村家庭收入的回歸結(jié)果

列(1)～(4)的回歸結(jié)果顯示，ln TFP和ln TFP_x的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)村家庭收入的提升具有促進(jìn)作用。此外，在列(5)、(6)中，將滯后1期和2期縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率作為當(dāng)期縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的工具變量，對(duì)列(3)、(4)進(jìn)行工具變量回歸。回歸結(jié)果顯示，ln TFP_x的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，這表明在考慮內(nèi)生性問題前提下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)村家庭收入依然存在顯著正向影響，說明本文結(jié)論是較為穩(wěn)健的。同時(shí)，列(5)、(6)的內(nèi)生性檢驗(yàn)、識(shí)別不足檢驗(yàn)以及弱識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果均表明，采用縣域農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的滯后1期和2期值作為當(dāng)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的工具變量是合理的。此外，對(duì)比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在奇數(shù)列與偶數(shù)列的回歸系數(shù)容易發(fā)現(xiàn)，在加入土地稟賦和人力資本稟賦變量后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的回歸系數(shù)變小。同時(shí)，利用OLS法的估計(jì)結(jié)果做中介效應(yīng)的索貝爾檢驗(yàn)的Z統(tǒng)計(jì)量為3.18，且在1%水平上顯著，這表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)村家庭收入的促進(jìn)作用，有一部分是通過促進(jìn)家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累來實(shí)現(xiàn)的。由此驗(yàn)證了假設(shè)2。

根據(jù)列(1)～(6)的回歸結(jié)果，在家庭特征影響方面，干部家庭對(duì)農(nóng)村家庭收入的系數(shù)具有正向顯著性，表明干部家庭的收入水平更高，這可能是由于擁有較好家庭背景的就業(yè)者更有可能獲得勞動(dòng)力市場(chǎng)上的優(yōu)勢(shì)(陳釗 等，2009)。少數(shù)民族家庭對(duì)農(nóng)村家庭收入的系數(shù)具有負(fù)向顯著性，表明相比于非少數(shù)民族家庭，少數(shù)民族家庭收入水平較低。此外，戶主年齡與農(nóng)村家庭收入呈正相關(guān)，但其平方項(xiàng)與農(nóng)村家庭收入呈負(fù)相關(guān)，這表明戶主年齡對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響呈“倒U”形。家庭撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭撫養(yǎng)比越高，越不利于家庭收入的增長(zhǎng)。同時(shí)，家庭撫養(yǎng)比的提高，減少了家庭勞動(dòng)成員的工作時(shí)間，這對(duì)家庭收入的提高也具有負(fù)向影響。ln gdp_p對(duì)農(nóng)村家庭收入的系數(shù)顯著為正，這表明農(nóng)村家庭所在省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高有利于家庭收入的增加。

(三)家庭異質(zhì)性視角分析

按照農(nóng)村家庭戶主職業(yè)類型，將樣本分為農(nóng)業(yè)戶主家庭和非農(nóng)戶主家庭兩類，以此研究農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦、人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響是否存在家庭異質(zhì)性。回歸結(jié)果如表4所示。

表4 不同類型家庭的回歸結(jié)果

列(1)～(6)的回歸結(jié)果顯示，ln TFP、ln TFP_x、ln perland、eduyear的回歸系數(shù)均顯著為正，與全樣本的回歸結(jié)果一致，說明本文得出的結(jié)果是穩(wěn)健的。此外，對(duì)比農(nóng)業(yè)戶主家庭與非農(nóng)戶主家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和要素稟賦的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)：相比非農(nóng)戶主家庭，農(nóng)業(yè)戶主家庭生產(chǎn)率和土地稟賦的回歸系數(shù)更大，而人力資本稟賦的回歸系數(shù)相對(duì)較小。上述結(jié)果表明：相對(duì)于以非農(nóng)生產(chǎn)為主的家庭，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和土地稟賦對(duì)以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主家庭收入發(fā)揮著更重要的作用；非農(nóng)生產(chǎn)為主家庭的收入對(duì)人力資本具有更高的依賴性，這是由于相比于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主家庭，從事非農(nóng)生產(chǎn)往往需要更高的人力資本水平，從而使得人力資本對(duì)以非農(nóng)生產(chǎn)為主農(nóng)村家庭的影響更為顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文采用OLS法和IV GMM法就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦與農(nóng)村家庭收入之間的關(guān)系進(jìn)行了分析。由于OLS法考察的是解釋變量對(duì)被解釋變量條件均值的影響，容易受到數(shù)據(jù)總體分布和樣本極端值的影響，估計(jì)量可能存在偏誤(劉子蘭 等，2018)，為此我們采用分位數(shù)回歸方法就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響進(jìn)行了進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)，并以此進(jìn)一步對(duì)本文核心結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。選擇 10%、25%、50%、75%、90%五個(gè)具有代表性的分位點(diǎn)進(jìn)行估計(jì)。為了便于比較，在表5中仍然給出了OLS法的分析結(jié)果。

表5 基于分位數(shù)回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

列(1)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的 OLS法回歸結(jié)果，列(2)～(6)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入在五個(gè)分位點(diǎn)上的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，分位數(shù)回歸與OLS法回歸估計(jì)值存在明顯的差異，這進(jìn)一步說明采用分位數(shù)進(jìn)行回歸的必要性。從回歸系數(shù)來看，各個(gè)分位點(diǎn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，其基本結(jié)論與 OLS法回歸結(jié)果一致，進(jìn)一步說明本文核心結(jié)論是穩(wěn)健的。此外，隨著分位數(shù)的增加，ln TFP的分位數(shù)回歸系數(shù)逐漸減??；ln perland的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)先升后降的趨勢(shì)；eduyear分位數(shù)回歸系數(shù)則逐漸增大。這意味著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)家庭收入的邊際效應(yīng)隨著收入水平的提高而逐漸降低；土地稟賦對(duì)家庭收入的邊際效應(yīng)隨著收入水平的提高而呈“倒U”形變化趨勢(shì)；人力資本稟賦對(duì)家庭收入的邊際效應(yīng)隨著收入水平的提高而逐漸提高。這表明，相對(duì)于高收入農(nóng)村家庭，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高對(duì)于低收入水平家庭，特別是貧困家庭收入的促進(jìn)作用更為明顯。另外，隨著農(nóng)村家庭收入水平的提高，家庭人力資本稟賦對(duì)土地稟賦的替代作用將會(huì)增強(qiáng)。

五、結(jié)論與政策啟示

農(nóng)民收入增長(zhǎng)是事關(guān)中國(guó)城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展的重大經(jīng)濟(jì)問題。本文采用中國(guó)居民家庭收入調(diào)查(CHIP)1988—2013年六期混合截面數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響。研究結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高是促進(jìn)農(nóng)村家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累的重要?jiǎng)恿?；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高可以通過影響農(nóng)村家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累，進(jìn)而影響家庭收入情況；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、土地稟賦和人力資本稟賦對(duì)農(nóng)村家庭收入的影響存在顯著的家庭異質(zhì)性，相對(duì)于以非農(nóng)生產(chǎn)為主的家庭，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和土地稟賦對(duì)以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主家庭收入提高發(fā)揮著更重要的作用，而以非農(nóng)生產(chǎn)為主的家庭收入對(duì)人力資本稟賦具有更高的依賴性。此外，分位數(shù)回歸結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)家庭收入的邊際效應(yīng)隨著收入水平的提高而逐漸降低；土地稟賦對(duì)家庭收入的邊際效應(yīng)隨著收入水平的提高而呈“倒U”形變化趨勢(shì)；人力資本稟賦對(duì)家庭收入的邊際效應(yīng)隨著收入水平的提高而逐漸提高。這表明相對(duì)于高收入農(nóng)村家庭，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高對(duì)于低收入水平家庭，特別是貧困家庭收入的促進(jìn)作用更為明顯。隨著農(nóng)村家庭收入水平的逐漸提高，家庭人力資本稟賦對(duì)土地稟賦的替代作用將會(huì)增強(qiáng)，人力資本稟賦對(duì)家庭收入的影響將會(huì)逐漸變大。

基于上述結(jié)論，本文的政策啟示在于：第一，應(yīng)充分發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)村家庭要素稟賦積累和收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。采取綜合政策推動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村家庭要素稟賦積累，提高家庭收入?？紤]到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率變動(dòng)涉及土地、人力資本等多種要素投入，農(nóng)民需要根據(jù)其利潤(rùn)最大化原則來選擇最優(yōu)要素投入組合。為此惠農(nóng)政策應(yīng)適當(dāng)向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率較高的領(lǐng)域傾斜，在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營(yíng)以及農(nóng)業(yè)發(fā)展資金等方面出臺(tái)相關(guān)支持政策，以此來促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。第二，應(yīng)加速農(nóng)地流轉(zhuǎn)平臺(tái)構(gòu)建，并以此為牽引，帶動(dòng)農(nóng)村家庭土地要素稟賦的積累，鼓勵(lì)土地規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村家庭收入的提高。第三，制定合理的財(cái)政制度，不斷加大財(cái)政對(duì)農(nóng)村居民教育和職業(yè)培訓(xùn)的支持力度，將農(nóng)戶家庭成員均納入農(nóng)村正規(guī)教育與職業(yè)培訓(xùn)體系，以促進(jìn)家庭人力資本總體水平提升，進(jìn)而提高農(nóng)村家庭收入。第四，完善相關(guān)法律、法規(guī)制度，建立農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和農(nóng)村人力資本的投資保障機(jī)制，以保證實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和人力資本投資收益的最大化。