農(nóng)戶生產(chǎn)投入選擇行為及其收入效應(yīng)研究

陳　飛

(東北財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院/經(jīng)濟(jì)計量與預(yù)測研究中心，遼寧　大連　116025)

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農(nóng)戶生產(chǎn)投入選擇行為及其收入效應(yīng)研究

陳飛

(東北財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院/經(jīng)濟(jì)計量與預(yù)測研究中心，遼寧大連116025)

本文從理性農(nóng)民假說出發(fā)，利用生產(chǎn)函數(shù)和成本函數(shù)分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼影響農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入的一般路徑，并基于隨機(jī)效應(yīng)決策模型構(gòu)建解釋農(nóng)戶生產(chǎn)投入行為的實證框架。為解決模型中由“自選擇”帶來的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩步法估計修正收入方程和結(jié)構(gòu)決策方程?；谥袊彝プ粉櫿{(diào)查數(shù)據(jù)集的實證結(jié)果顯示，預(yù)期收入差距、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和勞動力數(shù)量是影響農(nóng)戶選擇增加生產(chǎn)投入決策的主要因素，而農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和戶主教育水平是促進(jìn)家庭增收的關(guān)鍵變量。進(jìn)一步，本文利用反事實分析方法評估農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入的凈收入效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的生產(chǎn)投入決策存在自選擇效應(yīng)，且表現(xiàn)為低創(chuàng)收能力的農(nóng)戶選擇增加生產(chǎn)投入，而高創(chuàng)收能力的農(nóng)戶選擇不增加生產(chǎn)投入，這導(dǎo)致增加生產(chǎn)投入生產(chǎn)方式的凈收入效應(yīng)被嚴(yán)重低估。

農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼；生產(chǎn)投入決策；收入效應(yīng)；自選擇行為

一、引　言

2004年，中國政府發(fā)布了《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)農(nóng)民增加收入若干政策的意見》，并配套出臺了取消農(nóng)業(yè)稅、糧食直補(bǔ)、良種補(bǔ)貼和農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼等多項惠農(nóng)政策，實現(xiàn)糧食產(chǎn)量11連增，有效保障了國家糧食安全，并在一定程度上促進(jìn)了農(nóng)民增收。但我們應(yīng)該看到，近年來城鄉(xiāng)居民收入絕對差距仍在不斷擴(kuò)大，2005年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入為10 493.000元，農(nóng)村居民家庭人均純收入為3 254.900元，收入差距為7 238.100元，到2015年城鄉(xiāng)居民收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大到15 404.600元，*數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫的全國宏觀年度庫；2015年的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和農(nóng)村居民家庭人均純收入數(shù)據(jù)利用居民消費價格指數(shù)(2005年=100)進(jìn)行調(diào)整。收稿日期：2016-06-30基金項目:國家社會科學(xué)基金項目“農(nóng)戶行為視角下農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策減貧績效評價及扶貧政策轉(zhuǎn)型研究”(14BJY120)；國家社會科學(xué)基金重大項目“新常態(tài)下我國宏觀經(jīng)濟(jì)監(jiān)測和預(yù)測研究”(15ZDA001)；遼寧省優(yōu)秀人才支持計劃項目(WR2015002)作者簡介：陳飛(1973-)，男，吉林長春人，教授，博士，主要從事數(shù)量經(jīng)濟(jì)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題研究。E-mail:cfei2000@163.com年均增長7.900%。農(nóng)村居民收入水平長期偏低，不僅影響到農(nóng)民生活質(zhì)量和農(nóng)產(chǎn)品的有效供給，而且制約了整個農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定。為此，2010年以來中國政府把三農(nóng)問題的重點轉(zhuǎn)移到農(nóng)民增收問題上來，2015年國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于加大改革創(chuàng)新力度加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的若干意見》指出，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)改革應(yīng)圍繞促進(jìn)農(nóng)民增收、加大惠農(nóng)政策力度來展開，并特別強(qiáng)調(diào)，提高農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的實施績效必須從提高農(nóng)戶生產(chǎn)投入的積極性著手，優(yōu)先保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入。為實現(xiàn)這一目標(biāo)，必須要理清農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)投入和農(nóng)民增收三者之間的關(guān)系，并關(guān)注影響農(nóng)戶生產(chǎn)投入選擇行為的因素有哪些？提高農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能否有效刺激農(nóng)戶增加投入，是否存在個體異質(zhì)性效應(yīng)？增加生產(chǎn)投入能否使農(nóng)戶從中更多地受益？這些均是本文試圖回答的關(guān)鍵性問題。

由于農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策通過影響農(nóng)戶生產(chǎn)決策來發(fā)揮作用，因此，國內(nèi)外多數(shù)文獻(xiàn)從微觀視角研究農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與農(nóng)業(yè)投入之間的關(guān)系。大部分研究認(rèn)為兩者存在正向影響關(guān)系，James[1]構(gòu)造一個隨機(jī)動態(tài)規(guī)劃模型，在風(fēng)險偏好約束下分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼與農(nóng)戶投資間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)補(bǔ)貼能夠激勵農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入并提高產(chǎn)出。Goodwin和Mishra[2]利用美國農(nóng)場數(shù)據(jù)的研究表明，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對農(nóng)戶增加投入具有顯著的促進(jìn)作用，而脫鉤補(bǔ)貼政策雖然沒有掛鉤補(bǔ)貼政策的效果明顯，但也能夠刺激農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性。Koundouri等[3]則發(fā)現(xiàn)與生產(chǎn)脫鉤的直接補(bǔ)貼是通過影響農(nóng)戶的收入水平、信貸約束和風(fēng)險偏好來間接影響農(nóng)戶的要素投入行為。劉旗和劉培培[4]通過對河南省糧食生產(chǎn)面板數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，直接補(bǔ)貼政策只有與價格政策配合使用才能促進(jìn)種糧農(nóng)民增加生產(chǎn)投入。楊萬江和孫奕航[5]采用多元線性回歸模型的最優(yōu)尺度方法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)每畝補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)對稻農(nóng)的種植投入具有顯著影響，農(nóng)戶的生產(chǎn)規(guī)模越大則生產(chǎn)積極性越高。少數(shù)文獻(xiàn)則認(rèn)為農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶生產(chǎn)投入的作用并不明顯，Serra等[6]研究表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策激勵農(nóng)戶投資的效應(yīng)并不明顯，與生產(chǎn)脫鉤的直接補(bǔ)貼對提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響作用甚微。劉成武和黃利民[7]對隨機(jī)分層抽取的1 252戶農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，惠農(nóng)政策對農(nóng)戶生產(chǎn)投入的影響作用有限，而經(jīng)濟(jì)因子和技術(shù)進(jìn)步才是影響農(nóng)戶生產(chǎn)行為最重要的兩個因素。另外一些文獻(xiàn)關(guān)注農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)民增收的影響，肖琴[8]通過對調(diào)查數(shù)據(jù)的Logistic分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平和作用于投資的補(bǔ)貼比例與農(nóng)戶的福利水平具有顯著的正向關(guān)系，但農(nóng)資價格上漲與部門間比較收益差異在一定程度上抑制了農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼效率。鐘春平等[9]的研究表明農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼部分提高了要素投入和農(nóng)戶福利水平，但農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性并沒有得到太大改善，這是由于農(nóng)產(chǎn)品價格相對較低，補(bǔ)貼不足以彌補(bǔ)生產(chǎn)資料價格的上漲。

上述文獻(xiàn)對于分析中國農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的生產(chǎn)投入效應(yīng)和收入效應(yīng)具有重要借鑒意義，但在具體的研究中也存在一些問題：第一，很少有文獻(xiàn)構(gòu)建描述農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)投入和農(nóng)民增收三者關(guān)系的微觀理論框架，不利于理清農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼在農(nóng)戶生產(chǎn)決策中的地位和作用。第二，由于農(nóng)戶是“自選擇”增加生產(chǎn)投入，因此，在樣本數(shù)據(jù)中觀測到的不同類型農(nóng)戶是非隨機(jī)產(chǎn)生的，這將導(dǎo)致樣本自選擇問題和模型估計結(jié)果偏誤，而在大多數(shù)實證文獻(xiàn)中并沒有考慮這一問題。第三，尚沒有文獻(xiàn)從個體異質(zhì)性角度分析哪些農(nóng)戶更傾向于增加生產(chǎn)投入以及農(nóng)戶能夠從生產(chǎn)投入決策中具體受益多少。針對現(xiàn)有研究不足，本文基于農(nóng)戶行為理論和中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies,CFPS)數(shù)據(jù)集，建立一個合理的反事實分析策略，研究農(nóng)戶生產(chǎn)投入選擇行為及其收入效應(yīng)。

二、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策影響農(nóng)戶生產(chǎn)投入行為的路徑分析

圖1　農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼對農(nóng)戶生產(chǎn)投入選擇的影響路徑

根據(jù)舒爾茨[10]提出的理性農(nóng)民假說，農(nóng)戶的生產(chǎn)目標(biāo)是追求利潤最大化，并依此進(jìn)行生產(chǎn)投入決策。當(dāng)不存在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼時，農(nóng)戶生產(chǎn)決策模型為：maxKπ=pf(K)-rK，其中，π為農(nóng)戶的凈收入，f(·)為生產(chǎn)函數(shù)，K為要素投入，p為產(chǎn)品價格，pf(K)為總收入，r為要素價格，rK為生產(chǎn)總成本。農(nóng)戶的最優(yōu)生產(chǎn)投入量K*由邊際生產(chǎn)條件pf′(K*)=r決定。圖1描述了不同情況下農(nóng)戶最優(yōu)生產(chǎn)投入量的形成機(jī)制。圖1的橫軸為生產(chǎn)投入量，縱軸為收入和成本，不存在農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼時的成本函數(shù)和收入函數(shù)分別用曲線rK和pf(K)表示。當(dāng)邊際收入等于邊際成本時， 農(nóng)戶實現(xiàn)利潤最大化， 此時， 成本函數(shù)的平行線m與收入函數(shù)相切于A點，對應(yīng)的最優(yōu)生產(chǎn)投入量為K*，凈收益為π*。農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼通過影響農(nóng)戶生產(chǎn)決策模型中的參數(shù)值來改變最優(yōu)生產(chǎn)投入量K*，但不同類型的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策對農(nóng)戶生產(chǎn)投入選擇行為具有不同的影響路徑。

情況一：與生產(chǎn)脫鉤的補(bǔ)貼政策只影響收入水平，不影響生產(chǎn)投入量。

當(dāng)政府實施與生產(chǎn)脫鉤的補(bǔ)貼政策，例如取消農(nóng)業(yè)稅或以家庭擁有耕地面積為標(biāo)準(zhǔn)的糧食直補(bǔ)政策，這類補(bǔ)貼使得每個農(nóng)戶增加固定收入。假設(shè)政府決定的一攬子收入補(bǔ)貼額為S，農(nóng)戶此時的生產(chǎn)決策模型為：maxKπ=pf(K)-rK+S，實現(xiàn)凈收益最大化的條件仍為pf′(K*)=r，農(nóng)戶的收入函數(shù)和成本函數(shù)不變，對應(yīng)的最優(yōu)生產(chǎn)投入量仍為K*，凈收益為π*+S。，此時與生產(chǎn)脫鉤的補(bǔ)貼政策不會影響農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，只增加了農(nóng)戶的轉(zhuǎn)移性收入。

情況二：與生產(chǎn)掛鉤的補(bǔ)貼政策通過擴(kuò)展收入曲線，進(jìn)而增加生產(chǎn)投入量。

當(dāng)政府實施與生產(chǎn)掛鉤的補(bǔ)貼政策，例如最低收購價政策或以實際產(chǎn)量為標(biāo)準(zhǔn)的糧補(bǔ)政策，這類補(bǔ)貼有助于擴(kuò)展農(nóng)戶的收入曲線，進(jìn)而激勵農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入量。假設(shè)政府對產(chǎn)量的補(bǔ)貼率為q，農(nóng)戶此時的生產(chǎn)決策模型為：maxKπ=(p+q)f(K)-rK，該項補(bǔ)貼相當(dāng)于將農(nóng)產(chǎn)品價格由p上調(diào)為p+q。則農(nóng)戶的收入函數(shù)將由pf(K)移動到(p+q)f(K)，成本函數(shù)rK的平行線m1與收入函數(shù)(p+q)f(K)相切于B點，農(nóng)戶的最優(yōu)生產(chǎn)投入量擴(kuò)大為K1*，凈收益為π1*。

情況三：與生產(chǎn)掛鉤的補(bǔ)貼政策通過內(nèi)移成本曲線，進(jìn)而增加生產(chǎn)投入量。

當(dāng)政府實施與生產(chǎn)投入掛鉤的補(bǔ)貼政策，例如良種補(bǔ)貼和農(nóng)機(jī)具購置補(bǔ)貼政策，這類補(bǔ)貼有助于向內(nèi)移動農(nóng)戶的成本曲線，進(jìn)而激勵農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入量。假設(shè)政府對生產(chǎn)投入的補(bǔ)貼率為s，農(nóng)戶生產(chǎn)決策模型為：maxKπ=pf(K)-(r-s)K，該項補(bǔ)貼相當(dāng)于將要素價格由r下調(diào)為r-s。則農(nóng)戶的成本函數(shù)將由rK移動到(r-s)K，成本函數(shù)(r-s)K的平行線m2與收入函數(shù)pf(K)相切于C點，農(nóng)戶的最優(yōu)生產(chǎn)投入量擴(kuò)大為K2*，凈收益為π2*。

三、農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策行為的研究設(shè)計

農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策實質(zhì)上是農(nóng)戶根據(jù)自身特征、經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及對未來收入預(yù)期做出的生產(chǎn)資源再配置過程。從理性農(nóng)民假說出發(fā)，只有當(dāng)新增生產(chǎn)投入所帶來的預(yù)期收益增量大于投入成本時，農(nóng)戶才會選擇增加生產(chǎn)投入；否則，農(nóng)戶將保持生產(chǎn)規(guī)模不變甚至減少生產(chǎn)投入。

1.農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策模型

根據(jù)Becerril和Abdulai[11]以及Ali和Abdulai[12]給出的隨機(jī)效用決策模型，假設(shè)農(nóng)戶增加其生產(chǎn)投入后，收益增量的正效用以U1表示，成本增量的負(fù)向效用以-U2表示，則增加生產(chǎn)投入的總效用可表示為T*= U1-U2。只有當(dāng)T*>0時，農(nóng)戶才會選擇增加投入。盡管總效用T*是不可觀測的，但可以將其表示為收益增量和成本增量的函數(shù)。則農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策方程為：

(1)

其中，i代表農(nóng)戶樣本；Ti為兩值變量，若農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入(Ti*>0)，則Ti=1；否則，Ti=0；變量lnyri和lnyui分別為農(nóng)戶i在增加和不增加生產(chǎn)投入情況下的家庭收入對數(shù)，顯然，這兩個變量必有一項是不可觀測的，*對于樣本農(nóng)戶i，若其在生產(chǎn)過程中增加了要素投入量，則可以觀測到lnyri，但無法觀測到lnyui，若其沒有增加要素投入量，則可以觀測到lnyui，但無法觀測到lnyri。差值lnyri-lnyui表示農(nóng)戶增加投入所帶來的預(yù)期收益增量；ui為擾動項。Bi為農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入所產(chǎn)生的成本增量，既包括可觀測的資本要素成本，又包括不可觀測的勞動要素的機(jī)會成本。因此，變量Bi也是不可觀測的，但能夠用可觀測變量的函數(shù)將其表示出來。假設(shè)Bi受到家庭特征向量Xi和經(jīng)濟(jì)環(huán)境向量Zi的影響，則農(nóng)戶生產(chǎn)投入的成本函數(shù)為：

Bi=h(Xi,Zi)+vi

(2)

其中，vi為隨機(jī)擾動項。進(jìn)一步假設(shè)函數(shù)g(·)和h(·)為線性形式，并將式(2)帶入式(1)整理可得農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策方程的結(jié)構(gòu)式為：

(3)

此外，由于預(yù)期收益增量lnyri-lnyui是不可觀測的，還需要定義農(nóng)戶i的收入方程，并利用收入方程的擬合值完成對式(3)中參數(shù)的估計。為實現(xiàn)這一目標(biāo)，本文定義增加生產(chǎn)投入農(nóng)戶(簡稱為增投農(nóng)戶，用下標(biāo)r來標(biāo)識)和不增加生產(chǎn)投入農(nóng)戶(簡稱為非增投農(nóng)戶，用下標(biāo)u來標(biāo)識)的收入方程分別為：

(4)

(5)

其中，Xi*和Zi*為農(nóng)戶i所對應(yīng)的家庭特征向量和經(jīng)濟(jì)環(huán)境向量，且允許向量Xi*和Xi中所包含的變量不完全相同，同樣，向量Zi*和Zi中所包含的變量也不完全相同。εri和εui為服從正態(tài)分布的隨機(jī)擾動項。

若農(nóng)戶的生產(chǎn)投入行為是隨機(jī)的，則直接使用OLS方法能夠獲得式(4)和式(5)中參數(shù)φ的無偏估計量。然而，農(nóng)戶自己決定是否增加生產(chǎn)投入，因此，生產(chǎn)投入決策可能會受到某些不可觀測因素,例如生產(chǎn)偏好、管理技能或進(jìn)取精神等的影響，而這些因素又與農(nóng)戶收入相關(guān)，例如高收入家庭增加生產(chǎn)投入的能力或意愿更強(qiáng)。在此情況下，不考慮“自選擇”問題直接估計收入方程將導(dǎo)致參數(shù)φ的估計結(jié)果是有偏的，同時也是非一致的。

為了進(jìn)一步說明“自選擇”問題對收入方程估計結(jié)果的影響，將收入方程式(4)和式(5)帶入式(3)中，可以得到農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策方程的簡化式：

(6)

(7)

其中，σrε*為隨機(jī)誤差項ε*與εr的相關(guān)系數(shù)，σuε*為隨機(jī)誤差項ε*與εu的相關(guān)系數(shù)；f(·)和F(·)分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)和分布函數(shù)。式(7)表明收入方程中的隨機(jī)擾動項的條件期望不等于0，將其稱為選擇性偏誤項，是由于農(nóng)戶對于是否增加生產(chǎn)投入決策的自主選擇行為而造成的對收入的影響。其中，φi由式(8)定義：

(8)

2.模型的估計過程

為了解決由“自選擇”導(dǎo)致的模型估計結(jié)果的選擇性偏誤，本文采用Heckman兩階段方法[14]估計農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策模型，估計過程如下：

λri(φi)=f(φi)/F(φi),λui(φi)=-f(φi)/[1-F(φi)]

(9)

將式(9)所定義的結(jié)構(gòu)變量(選擇性偏誤項)分別帶入收入方程式(4)和式(5)中，得到修正的收入方程：

(10)

(11)

分別使用增投農(nóng)戶和非增投農(nóng)戶的數(shù)據(jù)估計修正收入方程式(10)和式(11)，所得參數(shù)的估計值是一致估計量。進(jìn)一步，利用所估計的方程獲得全體樣本的收入預(yù)測值。

第二步，利用所估計的收入預(yù)測值計算預(yù)期收益增量lnyri-lnyui，估計結(jié)構(gòu)決策方程式(3)進(jìn)而得到預(yù)期收益增量對農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策的影響。

在估計模型的第一步，要求修正收入方程式(10)和式(11)的解釋向量(Xi*,Zi*)包含結(jié)構(gòu)決策方程式(3)的解釋向量(Xi,Zi)，且至少要有一個變量不在向量(Xi, Zi)中，這樣才能保證存在選擇性偏誤時得到收入方程參數(shù)的一致估計量[15]。否則，結(jié)構(gòu)變量λri(φi)和λui(φi)可能與向量(Xi*,Zi*)中的變量高度相關(guān)。考慮到度量教育水平對生產(chǎn)投入的效用增量Ti*的直接貢獻(xiàn)是非常困難的，而教育水平的差異卻可以直接影響農(nóng)戶收入，因此，本文假設(shè)教育水平是通過預(yù)期收入差距來間接地影響農(nóng)戶生產(chǎn)決策，并在結(jié)構(gòu)決策方程式(3)中包含除教育外的其他外生變量。

四、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)描述

本文所使用的農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)來源于CFPS數(shù)據(jù)集。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)主持實施的全國性社會跟蹤調(diào)查項目，調(diào)查數(shù)據(jù)共分為三個層次：個人、家庭和社區(qū)。其中，個人調(diào)查包括被調(diào)查者的基本特征、工資狀況和健康狀況等；家庭調(diào)查包括家庭人口特征、收支狀況、家庭環(huán)境和財產(chǎn)等；社區(qū)調(diào)查包括社區(qū)設(shè)施、社區(qū)服務(wù)和社區(qū)機(jī)構(gòu)等。在2010年和2012年，ISSS對全國25個省/市/自治區(qū)展開調(diào)查，樣本規(guī)模分別為16 000戶和13 231戶，重點關(guān)注中國居民的經(jīng)濟(jì)活動、經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利、教育情況、家庭關(guān)系、人口遷移和健康水平等諸多問題。

本文主要使用CFPS數(shù)據(jù)集中2010年和2012年追蹤調(diào)查的家庭經(jīng)濟(jì)庫和成人庫中的樣本數(shù)據(jù)。首先，在家庭經(jīng)濟(jì)庫中選擇兩年均被調(diào)查、居住類型為“鄉(xiāng)村”且從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的家庭數(shù)據(jù)，剔除直轄市和缺失觀測值的樣本，最終選擇5 061戶家庭。其次，在成人庫中提取與5 061戶家庭相匹配的戶主信息。最后，通過將2010年和2012年家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本進(jìn)行比較，將生產(chǎn)成本(剔除物價影響)增加1/3以上的家庭定義為增投農(nóng)戶，進(jìn)而將樣本分為兩組，其中，增投農(nóng)戶的樣本家庭數(shù)為2 334戶，非增投農(nóng)戶的樣本家庭數(shù)為2 727戶。2012年兩組子樣本農(nóng)戶的主要經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)及其差異的統(tǒng)計描述結(jié)果，如表1所示。

表1　2012年兩組子樣本農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)及其差異的統(tǒng)計描述

注：*、**和***分別代表在10%、5%和1%的水平上顯著。戶主教育變量中，職高、中專=1，其他=0。

表1的統(tǒng)計結(jié)果顯示，兩組子樣本農(nóng)戶的各經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)存在顯著差異：第一，增投農(nóng)戶的家庭純收入要顯著高于非增投農(nóng)戶，平均增量約為3 448.400元。第二，增投農(nóng)戶的戶主年齡要顯著低于非增投農(nóng)戶，而戶主教育虛擬變量值要顯著高于非增投農(nóng)戶。第三，增投農(nóng)戶家庭的其他各類經(jīng)濟(jì)指標(biāo)也顯著區(qū)別于非增投農(nóng)戶。上述特征指標(biāo)的統(tǒng)計差異性有助于我們確定農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策的影響因素。為節(jié)省篇幅，各變量對農(nóng)戶生產(chǎn)決策的影響機(jī)制的理論解釋將在第五部分給出。

五、修正收入方程與結(jié)構(gòu)決策方程的估計結(jié)果

表2　修正收入方程與結(jié)構(gòu)決策方程估計結(jié)果

1.農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的增投效應(yīng)和收入效應(yīng)分析

表2中結(jié)構(gòu)決策方程的估計結(jié)果顯示，家庭農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼額的系數(shù)顯著為正，表明增加農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼能夠提高農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，對農(nóng)戶增加物質(zhì)資本投入和生產(chǎn)規(guī)模具有顯著的激勵作用[16]。2004年以來，隨著國家對三農(nóng)問題日益重視，其陸續(xù)出臺了多項惠農(nóng)政策，初步形成了收入性補(bǔ)貼、生產(chǎn)性補(bǔ)貼和最低收購價補(bǔ)貼相結(jié)合的農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼體系，且補(bǔ)貼力度不斷加大，補(bǔ)貼領(lǐng)域和范圍不斷拓寬，給予農(nóng)民很大信心，對農(nóng)戶生產(chǎn)決策具有積極影響。一方面，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策可以通過增加農(nóng)戶的收入水平來調(diào)動農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性。農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入越高，種糧熱情越高，越有動力繼續(xù)擴(kuò)大規(guī)模和增加投入[17]。另一方面，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策通過降低農(nóng)戶的生產(chǎn)成本來提高農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，例如農(nóng)資綜合補(bǔ)貼、良種補(bǔ)貼和農(nóng)機(jī)購置補(bǔ)貼等。此外，表2顯示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)的影響系數(shù)為-0.129，且在1%水平上統(tǒng)計顯著，表明農(nóng)資價格上漲幅度過快對農(nóng)戶生產(chǎn)投入選擇具有不利影響，而農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼可以彌補(bǔ)農(nóng)資價格上漲所導(dǎo)致的成本上升，部分抵消農(nóng)資價格上漲對農(nóng)戶生產(chǎn)的不利影響。

表2中修正收入方程的估計結(jié)果顯示，家庭農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼額對兩組子樣本農(nóng)戶的家庭收入增長均具有顯著的正向效應(yīng)，且對非增投農(nóng)戶的增收效果更強(qiáng)(彈性系數(shù)為0.110)。本文認(rèn)為，導(dǎo)致這一結(jié)果的最主要原因是中國農(nóng)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率要遠(yuǎn)低于非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率。通常來說，非增投農(nóng)戶會更多地從事兼業(yè)活動，即他們在享受農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的同時，會將大部分時間和精力投入到非農(nóng)活動中，進(jìn)而從補(bǔ)貼中更多地受益。因此，政府在實施農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策時，既要考慮農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的方式和補(bǔ)貼額度，還要考慮如何提高農(nóng)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率，為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)戶收入提高創(chuàng)造良好的外部環(huán)境[8]。

2.金融借貸對農(nóng)戶生產(chǎn)的影響效應(yīng)分析

表2中結(jié)構(gòu)決策方程的估計結(jié)果顯示，家庭借貸總額對農(nóng)戶增投決策具有顯著的正向影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有長周期和高風(fēng)險特征，農(nóng)戶資金周轉(zhuǎn)緩慢且容易受到自然災(zāi)害、市場沖擊等諸多不可控因素的影響，因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在很大程度上依賴于金融借貸。農(nóng)戶投入與農(nóng)戶可獲得的借貸有著很強(qiáng)的依賴關(guān)系，近年來，在農(nóng)戶投資中大約三分之一的資金來源于借貸[18]。由此可見，完善農(nóng)村金融市場、激活農(nóng)戶金融資產(chǎn)，對提高農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性具有重要作用。

表2中修正收入方程的估計結(jié)果顯示，家庭借貸總額對兩組子樣本農(nóng)戶的家庭收入增長均具有顯著的正向效應(yīng)。這是因為，適量的負(fù)債不僅為農(nóng)戶提供了維持或擴(kuò)大生產(chǎn)的機(jī)會，而且平滑了農(nóng)戶的家庭消費曲線，是保障農(nóng)民生活穩(wěn)定的必要條件。金融借貸能夠增加農(nóng)戶的純收入，并改善農(nóng)戶的福利狀況[19]。但由于中國農(nóng)村金融市場起步較晚，農(nóng)戶從正規(guī)金融渠道中獲得貸款的門檻較高，多數(shù)生產(chǎn)性資金仍來源于民間私人借貸，缺乏規(guī)范的管理手段，因此，家庭借貸總額對農(nóng)戶收入的影響系數(shù)相對較小，其中，增投農(nóng)戶的家庭借貸總額的收入彈性為0.017，而非增投農(nóng)戶的家庭借貸總額的收入彈性為0.022。

3.農(nóng)業(yè)勞動力、耕地面積與農(nóng)用機(jī)械價值的影響效應(yīng)分析

農(nóng)業(yè)勞動力、耕地面積與農(nóng)用機(jī)械是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中最主要的三種投入要素，擁有這三種要素的數(shù)量越多，表明在家庭生產(chǎn)活動中農(nóng)業(yè)的地位越重要，因此，農(nóng)戶越傾向于增加投入。表2中的估計結(jié)果支持這一分析，三變量對農(nóng)戶增投決策均具有顯著正向影響。

需要注意的是，在三種投入要素中，家庭農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量對農(nóng)戶增投決策的影響作用最強(qiáng)(系數(shù)為0.827)。這是因為，隨著可供農(nóng)民選擇的生產(chǎn)方式(農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn))的多樣化和靈活性，家庭資源配置越來越傾向于以勞動力為中心，即提升每個個體的福利是家庭生產(chǎn)決策的最重要參考依據(jù)。

家庭耕地面積增量對增投農(nóng)戶的家庭收入具有顯著正向影響，但對非增投農(nóng)戶的家庭收入具有負(fù)向影響。通常來說，增投農(nóng)戶的主營業(yè)務(wù)是農(nóng)業(yè)，很少或者不從事非農(nóng)生產(chǎn)活動，因此，耕地面積增加只會對這類農(nóng)戶產(chǎn)生正向的要素投入效應(yīng)而不會產(chǎn)生負(fù)向的要素替代效應(yīng)。此外，耕地面積增加還有利于形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步以及提高技術(shù)效率，從而有利于農(nóng)民增收。而非增投農(nóng)戶的家庭收入較少部分來源于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，實際上，許多此類農(nóng)戶的農(nóng)產(chǎn)品僅僅是為了滿足家庭消費的需要，更多的收入是來源于外出務(wù)工或經(jīng)商，因此，擴(kuò)大耕地面積必將會造成農(nóng)業(yè)勞動時間對非農(nóng)勞動時間的替代，減少其家庭總收入。

家庭農(nóng)用機(jī)械價值對兩組樣本農(nóng)戶的家庭收入具有正向效應(yīng)但效果較弱，增投農(nóng)戶和非增投農(nóng)戶的農(nóng)用機(jī)械價值每增加1%，分別導(dǎo)致其家庭收入增長0.007%或0.010%。目前，中國農(nóng)村家庭經(jīng)營規(guī)模普遍較小，家庭單元不宜擁有過多的農(nóng)用機(jī)械資本，表1中數(shù)據(jù)支持這一結(jié)論，兩類農(nóng)戶的家庭農(nóng)用機(jī)械價值的均值分別僅為2 081.300元和1 372.000元。通常來說，多數(shù)家庭在耕種過程中采用租賃方式使用大型農(nóng)用機(jī)械，家庭自有的小型農(nóng)用機(jī)械對其收入的影響作用有限，只有少數(shù)擁有大型農(nóng)用機(jī)械的家庭能夠通過對外出租方式，來增加機(jī)械資本的要素回報。

4.職業(yè)教育培訓(xùn)對農(nóng)戶增收具有重要促進(jìn)作用

近年來，隨著中國農(nóng)業(yè)部門勞動力大規(guī)模向城鎮(zhèn)和非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，以及農(nóng)村耕地流轉(zhuǎn)市場的不斷完善，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模逐步擴(kuò)大。在從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)過渡的過程中，人力資本的地位越發(fā)重要，已成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民增收的決定力量。實證研究表明，教育回報率的大幅提升是導(dǎo)致農(nóng)村家庭收入增加的最主要原因，1991—2000年約有41.800%的農(nóng)村家庭收入增長能夠被教育因素所解釋，2000—2009年教育回報率雖有所下降，但仍能夠解釋農(nóng)戶收入增長的18.600%[20]。表2中修正收入方程的估計結(jié)果顯示，接受職業(yè)教育培訓(xùn)對兩組子樣本農(nóng)戶的收入增長均具有顯著的正向影響，且作用效果非常明顯。其中，教育培訓(xùn)能夠拉動增投農(nóng)戶的收入增長70.400%，拉動非增投農(nóng)戶的收入增長54.200%。

5.預(yù)期收入差距是影響農(nóng)戶增投決策的首要因素

表2中結(jié)構(gòu)決策方程的估計結(jié)果顯示，預(yù)期收入差距的估計參數(shù)的符號顯著為正，且在所有對農(nóng)戶增投概率具有影響的因素中，該變量的影響力度最大。在“理性農(nóng)民”的假設(shè)下，收益最大化是農(nóng)民生產(chǎn)的首要目標(biāo)，因此，農(nóng)戶在進(jìn)行生產(chǎn)決策之前，會依據(jù)自身條件和經(jīng)濟(jì)環(huán)境預(yù)測不同生產(chǎn)行為的未來收益，并以此為依據(jù)選擇能夠為其帶來最大收益的生產(chǎn)行為。影響農(nóng)戶對未來收入預(yù)期的因素有很多，但農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策是與農(nóng)民收入最直接相關(guān)，且最能引導(dǎo)農(nóng)民形成穩(wěn)定預(yù)期的關(guān)鍵因素，因此，政府如何有效調(diào)整農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的結(jié)構(gòu)和規(guī)模，對促進(jìn)中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的供給側(cè)改革和增加農(nóng)戶收入具有重要的現(xiàn)實意義。

六、農(nóng)戶生產(chǎn)投入決策的收入效應(yīng)分析

1.農(nóng)戶生產(chǎn)決策的“自選擇”效應(yīng)

由于農(nóng)戶生產(chǎn)決策的“自選擇”行為，導(dǎo)致存在不可觀測變量對其家庭收入產(chǎn)生影響，因而本文在修正收入方程式(10)和式(11)中分別加入了選擇性偏誤項σrε*λri(φi)和σuε*λui(φi)來修正模型的參數(shù)估計偏誤。如果系數(shù)σrε*和σuε*的估計值統(tǒng)計顯著，則表明自選擇行為對兩組子樣本農(nóng)戶的家庭收入具有顯著影響。

為進(jìn)一步解釋選擇性偏誤項的經(jīng)濟(jì)含義，本文假設(shè)每個農(nóng)戶均具有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn)所需的技能，統(tǒng)稱為農(nóng)戶的創(chuàng)收能力，則式(10)和式(11)分別代表全樣本中增投農(nóng)戶和非增投農(nóng)戶的創(chuàng)收能力，分別用E1和E2表示；兩方程右端的前三項之和則分別代表在樣本隨機(jī)分配(不存在“自選擇”)情況下，增投和非增投生產(chǎn)方式所要求的平均創(chuàng)收能力，分別用H1和H2表示。

由式(9)可知，λri(φi)>0和λui(φi)<0恒成立。本文依據(jù)Roy(1951)給出的橫截條件σrε*-σuε*>0將參數(shù)σrε*和σuε*的符號區(qū)分為三種情況，討論農(nóng)戶生產(chǎn)決策的自選擇效應(yīng)：(1)當(dāng)σrε*>0和σuε*<0時，意味著增投農(nóng)戶的創(chuàng)收能力E1高于增投生產(chǎn)方式所要求的平均創(chuàng)收能力H1，非增投農(nóng)戶的創(chuàng)收能力E2也要高于非增投生產(chǎn)方式所要求的平均創(chuàng)收能力H2，增投農(nóng)戶和非增投農(nóng)戶都是正向選擇的，即選擇他們能夠發(fā)揮比較優(yōu)勢的方式進(jìn)行生產(chǎn)。(2)當(dāng)σrε*>0和σuε*>0時，則有E1> H1，表明增投農(nóng)戶是正向選擇的；E2H2，表明非增投農(nóng)戶是正向選擇的。此種情況說明低能力者選擇增投生產(chǎn)方式，而高能力者選擇非增投生產(chǎn)方式。

表2中修正收入方程的結(jié)果顯示，參數(shù)σrε*和σuε*的估計值分別為-0.442和-1.192，且在1%的水平下顯著，表明存在選擇性偏誤，且屬于自選擇效應(yīng)的第三種情況。本文認(rèn)為，這一結(jié)論與中國農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實相符。近年來，隨著中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，形成了巨大的城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)村中能力較強(qiáng)的勞動力為改善自身的生活狀況選擇進(jìn)城務(wù)工，但又無法放棄在農(nóng)村的土地要素，最終形成以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)生產(chǎn)相結(jié)合的兼業(yè)生產(chǎn)方式，這也是兼業(yè)農(nóng)民不選擇增加生產(chǎn)投入的一個主要原因。但兼業(yè)生產(chǎn)不利于農(nóng)戶的物資資本和人力資本積累。一方面，由于兼業(yè)農(nóng)戶不再以農(nóng)業(yè)為主營業(yè)務(wù)，因而缺少對農(nóng)業(yè)投資的積極性，甚至?xí)?dǎo)致土地的粗放經(jīng)營。另一方面，由于兼業(yè)農(nóng)民在農(nóng)忙季節(jié)返鄉(xiāng)會擾亂正常的工作狀態(tài)，使得他們正常的人力資本積累中斷，因而會喪失許多加薪或升職的機(jī)會[21]，因此，兼業(yè)農(nóng)戶只能從事時間上更為靈活且收入較低的工作，例如手工業(yè)、建筑業(yè)和采掘業(yè)等。上述原因表明，盡管兼業(yè)農(nóng)戶在最初能夠獲得較高的非農(nóng)生產(chǎn)比較收益，但資本積累中斷和生產(chǎn)效率損失會導(dǎo)致其收入水平不斷下降。表1的統(tǒng)計結(jié)果顯示，增投農(nóng)戶的家庭純收入要顯著高于非增投農(nóng)戶的家庭純收入。

2.反事實分析與農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入的凈收入效應(yīng)評價

Rubin[22]定義的反事實分析框架，提出了一種準(zhǔn)確評價農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入的凈收入效應(yīng)的研究思路，定義觀測樣本的平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect，簡稱ATE)為：

ATE=E(yi|Ti=1)-E(yi|Ti=0)

(12)

其中，Ti=1表示農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入，Ti=0表示農(nóng)戶不增加生產(chǎn)投入。E(yi|Ti=1)為農(nóng)戶i在增投生產(chǎn)方式下的平均收入水平，E(yi|Ti=0)為農(nóng)戶i在非增投生產(chǎn)方式下的平均收入水平，兩者的差值即為農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入的凈收入效應(yīng)(ATE)。而對于特定的農(nóng)戶i，我們只能觀測到其在一種生產(chǎn)方式下的收入水平，因此，E(yi|Ti=1)和E(yi|Ti=0)必有一項是不可觀測的，稱為反事實結(jié)果。

為計算ATE，需要對反事實結(jié)果進(jìn)行模擬。本文先利用決策方程簡化式(5)、式(8)以及修正收入方程式(10)和式(11)的估計結(jié)果，計算每個農(nóng)戶在增投生產(chǎn)方式和非增投生產(chǎn)方式下的家庭純收入的擬合值，然后區(qū)分全部農(nóng)戶、增投農(nóng)戶和非增投農(nóng)戶樣本三種情況，計算E(yi|Ti=1)、E(yi|Ti=0)和ATE值，計算結(jié)果如表3所示。

表3　農(nóng)戶家庭純收入的反事實測算結(jié)果及增加生產(chǎn)投入的凈收入效應(yīng)　單位：元

注：*、**和***分別代表在10%、5%和1%的水平上顯著。

從表3中可以看出，當(dāng)所有農(nóng)戶均增加生產(chǎn)投入時，家庭純收入的平均值為42 599.800元，當(dāng)所有農(nóng)戶均不增加生產(chǎn)投入時，家庭純收入的平均值為33 982.300元，ATE值為8 617.500元。ATE值遠(yuǎn)高于表1中增投農(nóng)戶和非增投農(nóng)戶的收入差值3 448.400元，表明選擇性偏誤會導(dǎo)致對增投決策的收入效應(yīng)的嚴(yán)重低估。增投農(nóng)戶和非增投農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)均顯著為正，且有增投農(nóng)戶的ATE值為11 241.100元要遠(yuǎn)高于非增投農(nóng)戶的ATE值6 543.800元，表明從人力資本的角度來看，非增投農(nóng)戶具有更強(qiáng)的創(chuàng)收能力。對兩組子樣本農(nóng)戶在相同生產(chǎn)方式下的收入均值進(jìn)行縱向比較可以得到類似的結(jié)論，即無論是在增投生產(chǎn)方式下還是在非增投生產(chǎn)方式下，非增投農(nóng)戶的收入均值均要顯著高于增投農(nóng)戶的收入均值?？梢姡绻軌蛘{(diào)整農(nóng)業(yè)財政補(bǔ)貼的結(jié)構(gòu)和規(guī)模，并與農(nóng)業(yè)金融貸款政策相結(jié)合，提升農(nóng)民務(wù)農(nóng)的積極性和比較收益，不僅有利于提升農(nóng)戶收益，而且能夠吸引高人力資本的農(nóng)民專心從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和提升農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量。

七、結(jié)論與政策建議

為理清農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、生產(chǎn)投入和農(nóng)民增收三者之間的關(guān)系，本文基于農(nóng)戶行為視角評估農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的實施績效。首先，從理性農(nóng)民假說出發(fā)，利用生產(chǎn)函數(shù)和成本函數(shù)分析農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策影響農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入的一般路徑。其次，基于隨機(jī)效應(yīng)決策模型構(gòu)建解釋農(nóng)戶生產(chǎn)投入行為的結(jié)構(gòu)決策模型，為解決模型中由“自選擇”引起的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩步法估計修正收入方程和結(jié)構(gòu)決策方程，保證獲得模型參數(shù)的一致估計量?；?012年CFPS數(shù)據(jù)集的實證結(jié)果顯示，預(yù)期收入差距、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼額和農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量是影響農(nóng)戶選擇增加生產(chǎn)投入行為的最重要因素，而農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼額和戶主教育培訓(xùn)是促進(jìn)家庭增收的關(guān)鍵變量。再次，本文利用反事實分析方法評估農(nóng)戶增加生產(chǎn)投入的凈收入效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的生產(chǎn)投入決策存在“自選擇”效應(yīng)，且表現(xiàn)為低創(chuàng)收能力農(nóng)戶選擇增加生產(chǎn)投入，而高創(chuàng)收能力農(nóng)戶選擇不增加生產(chǎn)投入，這導(dǎo)致增投生產(chǎn)方式的收入效應(yīng)被嚴(yán)重低估。最后，異質(zhì)性分析顯示，非增投農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)要遠(yuǎn)高于增投農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)，表明現(xiàn)階段較大規(guī)模的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更有利于農(nóng)民增收。

現(xiàn)階段，中國農(nóng)業(yè)部門的勞動收益率仍顯著偏低，導(dǎo)致農(nóng)戶生產(chǎn)規(guī)模和生產(chǎn)投入均無法達(dá)到發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、促進(jìn)城鄉(xiāng)收入均等化的要求。為提高務(wù)農(nóng)農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性并從中更多受益，結(jié)合本文的研究結(jié)論，給出如下政策建議：

其一，進(jìn)一步完善中國現(xiàn)有農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，處理好農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民增收三者之間的關(guān)系，提升農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策效率。主要包括：(1)在加大整體農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度的基礎(chǔ)上，著重調(diào)整和改善補(bǔ)貼結(jié)構(gòu)，建立補(bǔ)貼與農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)掛鉤機(jī)制，重點增加良種補(bǔ)貼、農(nóng)機(jī)器械補(bǔ)貼等生產(chǎn)性專項補(bǔ)貼。(2)根據(jù)中國不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平和相對重要性，因地制宜地實施差異化農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼應(yīng)該向糧食主產(chǎn)區(qū)、種糧大戶、種糧能手和其他新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體傾斜。(3)為保障務(wù)農(nóng)農(nóng)民的收入，不僅需要改變補(bǔ)貼模式、提高補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，更重要的是要將補(bǔ)貼政策制度化和法律化，盡快出臺相應(yīng)的政策法規(guī)。

其二，加快農(nóng)村教育體制改革，大力發(fā)展職業(yè)教育，提升農(nóng)民的農(nóng)業(yè)技能水平和創(chuàng)收能力。農(nóng)民的基本文化素質(zhì)和職業(yè)技術(shù)水平不僅對其生產(chǎn)投入決策具有重要作用，而且會直接影響到農(nóng)村家庭在擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模之后的增收能力。因此，地方政府除穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)村基礎(chǔ)教育之外，還需要大力發(fā)展農(nóng)村職業(yè)技術(shù)教育，主要包括：(1)優(yōu)化農(nóng)村現(xiàn)有職業(yè)教育布局，擴(kuò)大職業(yè)教育規(guī)模。(2)加大對農(nóng)村職業(yè)教育的直接投入，改善農(nóng)村學(xué)校辦學(xué)條件。(3)加強(qiáng)專門農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn)，確保高職和中職教育能滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對技能型人才的需求。

其三，完善農(nóng)村金融市場服務(wù)體系，提升農(nóng)戶信貸的可獲得性，為農(nóng)戶擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入提供資金支持。主要包括：(1)加大信貸支農(nóng)力度，鼓勵和支持農(nóng)村正規(guī)金融機(jī)構(gòu)增加對農(nóng)戶的信貸服務(wù)，降低農(nóng)村生產(chǎn)性小額信貸準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)和放貸程序，促進(jìn)新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)快速發(fā)展。(2)規(guī)范和引導(dǎo)民間借貸機(jī)構(gòu)健康發(fā)展，放寬農(nóng)村金融市場準(zhǔn)入門檻，將民間資本引導(dǎo)到農(nóng)村金融市場去服務(wù)三農(nóng)。(3)制定和完善農(nóng)村金融法律和法規(guī)，針對不同類型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的性質(zhì)和業(yè)務(wù)特點實現(xiàn)差異化監(jiān)管政策和監(jiān)管方式。

[1]James,V.Farm Bankruptcy Risk as a Link Between Direct Payments and Agricultural Investment[J].European Review of Agricultural Economics,2007,34(4):479-500.

[2]Goodwin,B.K.,Mishra,A.K.Are‘Decoupled’Farm Program Payments Really Decoupled an Empirical Evaluation[J].American Journal of Agricultural Economics,2006,88(1):73-89.

[3]Koundouri,P.,Laukkanen,M.,Myyr?,S.,Nauges,C.The Effects of EU Agricultural Policy Changes on Farmers’ Risk Attitudes[J].European Review of Agricultural Economics,2009, 36(1):53-77.

[4]劉旗,劉培培.糧食直接補(bǔ)貼的增產(chǎn)效應(yīng)——基于河南省面板數(shù)據(jù)的分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2013,(3): 36-40.

[5]楊萬江,孫奕航.糧食補(bǔ)貼政策對稻農(nóng)種植積極性影響的實證分析——基于浙江、安徽、江西稻農(nóng)調(diào)查數(shù)據(jù)分析[J].中國農(nóng)學(xué)通報,2013,(20):114-118.

[6]Serra,T.,Zilberman,D.,Goodwin,B.K.,Featherstone,A.Effects of Decoupling on the Mean and Variability of Output[J].European Review of Agricultural Economics,2006,33(3): 269-288.

[7]劉成武,黃利民.農(nóng)戶土地利用投入變化及其土地利用意愿分析[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報,2014,(20): 297-305.

[8]肖琴.農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的有效性研究及其政策改革分析——基于順序logistic模型的分析[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2011,(3): 79-84.

[9]鐘春平,陳三攀,徐長生.結(jié)構(gòu)變遷、要素相對價格及農(nóng)戶行為——農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼的理論模型與微觀經(jīng)驗證據(jù)[J].金融研究,2013,(5): 167-180.

[10]西奧多·W. 舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M]. 梁小民譯,北京: 商務(wù)印書館, 2006.

[11]Becerril, J.,Abdulai, A.The Impact of Improved Maize Varieties on Poverty in Mexico: A Propensity Score Matching Approach[J].World Development,2010,38(7):1024-1035.

[12]Ali,A.,Abdulai,A.The Adoption of Genetically Modified Cotton and Poverty Reduction in Pakistan[J].Journal of Agricultural Economics, 2010,61(1):175-192.

[13]威廉·H.格林.計量經(jīng)濟(jì)分析(下冊)[M].費劍平譯，北京：中國人民出版社，2007.755-849.

[14]Heckman,J.J.Sample Selection Bias as a Specification Error[J].Econometrica,1979, 47(1):153-161.

[15]靳云匯,金賽男.高級計量經(jīng)濟(jì)學(xué)(下冊)[M]. 北京：北京大學(xué)出版社, 2011.132-156.

[16]吳連翠.基于農(nóng)戶生產(chǎn)行為視角的糧食補(bǔ)貼政策績效研究[D].杭州：浙江大學(xué)博士學(xué)位論文, 2011.163-166.

[17]童毅.農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模決策行為的影響因素研究——以江蘇省稻作農(nóng)戶為例[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息,2014,(8): 91-92.

[18]郭敏,屈艷芳.農(nóng)戶投資行為實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2002,(6): 86-92.

[19]李銳,李寧輝.農(nóng)戶借貸行為及其福利效果分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2004,(12):96-104.

[20]陳飛,盧建詞.收入增長與分配結(jié)構(gòu)扭曲的農(nóng)村減貧效應(yīng)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究,2014,(2): 101-114.

[21]陳飛,翟偉娟.農(nóng)戶行為視角下農(nóng)地流轉(zhuǎn)誘因及其福利效應(yīng)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究,2015,(10): 163-177.

[22]Rubin,D.B.Matching to Remove Bias in Observational Studies[J].Biometrics, 1973,29(29): 159-183.

(責(zé)任編輯：徐雅雯)

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