政府脫貧目標與農(nóng)戶行為選擇偏差—理論與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的經(jīng)驗證據(jù)

金 媛，王世堯

（1. 貴州財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2. 貴州財經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，貴州 貴陽 550025）

一、引 言

全球知名的貧困行動實驗室J-PAL在調(diào)查貧困人群最集中的18個國家和地區(qū)后指出，農(nóng)戶們是精明的經(jīng)濟家（Banerjee和Duflo，2012）?；谠撏普?，似乎從理性人的假設(shè)難以理解窮人在扶貧項目中的退出行為。以“資源變資產(chǎn)、資金變股金、農(nóng)民變股東”的農(nóng)村“三變”改革在2017年寫進了中央一號文件，成為全國脫貧攻堅的“省級樣板”。在此模式中，貧困戶在享有保底收入（土地股份的年租金）的基礎(chǔ)上獲取農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的浮動收益。農(nóng)戶幾乎處于零風(fēng)險狀態(tài)（王永平和周丕東，2018）。然而，根據(jù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧項目的參與率出現(xiàn)了較大的差異，有的地區(qū)農(nóng)戶參與意愿高，而部分地區(qū)農(nóng)戶則要求退出項目，改種原來的傳統(tǒng)農(nóng)作物。有良好意圖的產(chǎn)業(yè)扶貧項目，為何在現(xiàn)實中會出現(xiàn)“退出”現(xiàn)象？如果將農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的意愿看作一項權(quán)衡收益風(fēng)險的投資決策，為什么不同的地區(qū)、不同人群的投資決策表現(xiàn)出較大的差異呢？

學(xué)界就政府在脫貧攻堅中干預(yù)行為的動因以及干預(yù)的方式展開了廣泛的討論。邢成舉（2016）指出，在2020年實現(xiàn)全面脫貧的考核約束下①2011年12月中共中央、國務(wù)院印發(fā)《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011-2020年）》。綱要提出到2020年，要實現(xiàn)扶貧對象“兩不愁、三保障”，并提出貧困地區(qū)農(nóng)民人均純收入增長幅度高于全國平均水平。，各個省份都在扶貧領(lǐng)域展開了與時間的賽跑。由于土地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)鍵要素，土地集中規(guī)?；?jīng)營可以降低耕地零分碎割帶來的效率損失（Wan和Cheng，2001；蘇旭霞和王秀清，2002）。因此，農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，降低勞動成本（陳欣欣等，2000）。然而，大部分地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)行為是地方政府運用行政力量等各種資源對資本和農(nóng)民進行雙重動員的結(jié)果（曾紅萍，2015）。土地流轉(zhuǎn)后規(guī)模效應(yīng)的實現(xiàn)主要適用于平原地區(qū)，而樣本地區(qū)是典型的山多地少的喀斯特地貌，即使強制提高土地流轉(zhuǎn)率也可能難以實現(xiàn)土地的規(guī)?；?jīng)營。現(xiàn)有文獻尚未深入討論在缺乏農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營比較優(yōu)勢的地區(qū)，政府在產(chǎn)業(yè)扶貧項目中的干預(yù)是否會帶來效率損失？產(chǎn)業(yè)扶貧政策中政府的主導(dǎo)作用是否存在邊界？

已有學(xué)者從風(fēng)險溢價帶來的額外成本將削弱風(fēng)險投資項目的吸引力來闡述低收入群體對投資項目的決策（Matsuyama，2005；鄒薇和鄭浩，2014）。Banerjee 和 Duflo（2012）對全球貧困人口最集中的18個國家的調(diào)查數(shù)據(jù)也支持類似觀點，因為投資意味著更大的風(fēng)險和削減更多的消費。上述研究主要討論窮人在教育和信貸投資決策中的行為選擇。那么，農(nóng)戶在產(chǎn)業(yè)扶貧項目中的投資決策是否也存在類似的推論呢？產(chǎn)業(yè)扶貧項目中的風(fēng)險收益如何影響農(nóng)戶的行為決策？稟賦不同的農(nóng)戶投資決策有何差異？

關(guān)于政府干預(yù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率之間的關(guān)系，大多數(shù)研究表明二者存在負向關(guān)系。傳統(tǒng)的觀點認為分成租佃導(dǎo)致無效率的資源配置（Marshell，1956；Rogegen，1960）。張五常（1969）證明了政治家們通過降低分成租佃合約中的地主分成率以“保護”佃農(nóng)的意圖是難以實現(xiàn)的。政府在土地市場上的強制干預(yù)所造成的負面影響最具代表性的是60年代的合作化運動。Lin（1990）曾指出，后期農(nóng)戶與公社間轉(zhuǎn)變成了一次性博弈，進而造成農(nóng)戶的機會主義與1959-1961年的農(nóng)業(yè)危機。更多研究表明，農(nóng)戶非自愿形成的大規(guī)模土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生了新的收入分配問題（王德福和桂華，2011；諸培新等，2017）。田先紅和陳玲（2013）指出，基層政治精英和大戶往往從規(guī)模流轉(zhuǎn)中受益，而部分純農(nóng)戶卻因為土地轉(zhuǎn)出而收入狀況變差。焦長權(quán)和周飛舟（2016）發(fā)現(xiàn)，政府推動下的資本下鄉(xiāng)，鄉(xiāng)村干部和企業(yè)是最大受益者。已有文獻實證檢驗了政府干預(yù)會降低農(nóng)業(yè)產(chǎn)出并產(chǎn)生新的收入分配問題，但并沒有進一步討論對產(chǎn)業(yè)扶貧項目參與率的強制干預(yù)是否會造成要素市場價格機制的失靈。

在2020年實現(xiàn)全面脫貧的考核約束下，產(chǎn)業(yè)扶貧項目的參與率成為了地方政府政治生態(tài)效用函數(shù)的關(guān)鍵變量。在短期之內(nèi)難以改變地方政府追求脫貧績效以及脫貧時間節(jié)點逼近的約束下，次優(yōu)的選擇可能是討論政府主導(dǎo)的方式和強度。本文的貢獻主要體現(xiàn)在：第一，給出政府在產(chǎn)業(yè)扶貧政策中的干預(yù)邊界。從理論上揭示并通過經(jīng)驗數(shù)據(jù)證明，致力于降低產(chǎn)業(yè)扶貧項目中交易成本的政策是扶貧績效的帕累托改進。第二，厘清脫貧目標約束下政府干預(yù)對農(nóng)戶在產(chǎn)業(yè)扶貧項目中出現(xiàn)退出行為的影響機制。第三，關(guān)注了脫貧目標約束下政府干預(yù)產(chǎn)業(yè)扶貧項目參與率所產(chǎn)生的代價。認為政府的強制干預(yù)可能會降低農(nóng)戶對要素報酬變化的敏感程度。

二、制度背景與概念界定

政府的制度安排和經(jīng)濟決策決定了經(jīng)濟活動中不同主體行為選擇的激勵結(jié)構(gòu)。

（一）扶貧歷程與“三變”改革的產(chǎn)生?？v觀我國的扶貧歷程，主要可以分成兩個部分：經(jīng)濟體制改革推動階段和國家專項政策資金的投入階段。經(jīng)濟體制改革所產(chǎn)生的減貧效應(yīng)主要發(fā)生在自然條件好的東部地區(qū)，減貧的效果存在地域性（周敏慧和陶然，2016）。之后則是不斷增加專項扶貧資金的階段（包括專項扶貧貸款、以工代賑和財政發(fā)展資金三個部分）。然而，貧困人口持續(xù)減少的同時，農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距擴大，我國扶貧方式經(jīng)歷了由基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)向發(fā)展機會創(chuàng)造的轉(zhuǎn)變，由以政府為主導(dǎo)的“自上而下”向以自我規(guī)劃為主的“自下而上”的機制轉(zhuǎn)變（賈俊雪等，2017）?；诖耍瑢⒇毨舻纳a(chǎn)活動納入到當?shù)禺a(chǎn)業(yè)體系，旨在提高貧困人口生產(chǎn)經(jīng)營資金的可獲取性、增強其自主發(fā)展能力的政策成為了主導(dǎo)（汪三貴和胡聯(lián)，2014；李志平，2017）。

以“資源變資產(chǎn)、資金變股金、農(nóng)民變股東”的三變改革，其實質(zhì)是以產(chǎn)權(quán)股份化為核心的農(nóng)村經(jīng)營制度創(chuàng)新。“三變”的脫貧績效在很大程度上取決于產(chǎn)業(yè)項目本身的經(jīng)營績效，因地制宜的產(chǎn)業(yè)項目往往具有較好的經(jīng)營收益，能提高農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)項目的意愿，從而強化三變的股權(quán)經(jīng)營形式。以六盤水地區(qū)①該地區(qū)喀斯特地貌突出、耕地破碎、生態(tài)脆弱，石漠化面積占國土面積的32%?！叭儭泵撠氈赂坏湫?娘娘山高原濕地生態(tài)農(nóng)業(yè)旅游園區(qū)為例，有為政府的參與大大降低了經(jīng)濟活動的交易費用，內(nèi)生了最早的三變經(jīng)營模式，即在娘娘山舍烹村先行致富的示范帶領(lǐng)下，帶動周邊10個村共21 800畝土地入股到合作社，1 300余戶農(nóng)民變成了股東。

（二）內(nèi)生性誘導(dǎo)作用轉(zhuǎn)變?yōu)橥馍詮娭谱冞w。在政府的脫貧績效考核壓力以及2020脫貧時間節(jié)點的約束下，地方政府將內(nèi)生性的“三變”改革逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)樾姓α客菩械耐馍灾贫茸冞w。政府的干預(yù)主要體現(xiàn)在生產(chǎn)環(huán)節(jié)的直接干預(yù)，即外生力量組建村級合作社引導(dǎo)土地入社和加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的覆蓋。原本“自下而上”產(chǎn)生的三變改革創(chuàng)新逐漸變?yōu)檎鲗?dǎo)的“自上而下”的工作安排。在一定程度上，政府認為“三變”是脫貧致富的必要條件，而“三變”的核心是土地股份化，因此引導(dǎo)農(nóng)戶將土地入股合作社成為地方政府推進“三變”改革的工作重點。2016年6至7月，政府先后出臺了一系列文件組建“一村一社”（“村級合作社”），僅2個月時間，27個鄉(xiāng)鎮(zhèn)注冊了506家村級農(nóng)民專業(yè)合作社，貧困戶入社率100%②資料來源于《盤州市村級農(nóng)民專業(yè)合作社調(diào)研報告》。。在依靠市場力量調(diào)整作物種植結(jié)構(gòu)面臨高昂談判成本以及扶貧績效的考核壓力下，地方政府選擇直接干預(yù)產(chǎn)業(yè)項目的生產(chǎn)環(huán)節(jié)，包括作物選種以及面積規(guī)劃。

（三）關(guān)于政府在產(chǎn)業(yè)扶貧項目中干預(yù)的界定。就政府是否干預(yù)農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目意愿的界定如下：農(nóng)戶實際參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的入股土地面積是否大于農(nóng)戶意愿入股的土地面積。如果前者大于后者，則認為存在干預(yù)?！罢深A(yù)”在模型中的作用機制將通過直接和間接兩個方面?zhèn)鲗?dǎo)。直接刻畫是從本文對“政府干預(yù)”的概念界定出發(fā)，通過設(shè)置虛擬變量來完成；而間接刻畫則是從“政府干預(yù)”可能對要素市場價格變量產(chǎn)生的作用機制來考慮，要素價格變量在模型中不顯著，說明政府干預(yù)在一定程度上降低了農(nóng)戶對要素報酬變化的敏感性。

三、理論模型

（一）農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目強度的理論模型。由于政府對農(nóng)戶是否盡其全部農(nóng)地參與扶貧項目的監(jiān)督成本極高，而且監(jiān)督成本會隨著參與農(nóng)戶戶數(shù)的增加而增加。所以，農(nóng)戶在政府制定的產(chǎn)業(yè)扶貧的總體框架下依然可以根據(jù)相對價格的變化調(diào)整自己的農(nóng)地利用決策。

在新古典經(jīng)濟學(xué)的框架下，農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目強度的選擇依然遵循邊際收益等于邊際成本的原則。首先，分析農(nóng)戶不參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目所獲得的收益情況：

其中，yself代表農(nóng)戶不參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目，根據(jù)市場價格信號調(diào)整自己的生產(chǎn)決策獲得的收益，是價格向量（E）的函數(shù)（價格向量由相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品價格與資本、勞動等相關(guān)生產(chǎn)要素的價格分量組成），εself代表其他不可觀測因素的作用。

下面我們分析農(nóng)戶選擇流出土地參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目所獲得的收益情況。農(nóng)戶選擇參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的收益包括地租收益（包括分紅收益）rent和進行農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)所獲得的工資收益I。 εrent為影響農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的其他不可觀測因素的作用。故農(nóng)戶將其全部農(nóng)地流出獲得的收益表示如下：

地租收益rent會受到產(chǎn)業(yè)扶貧項目選種作物特征因素的影響，可表示為函數(shù) re nt(X1,X2)。在自愿交易的土地市場，根據(jù) R =p×MP可知，影響邊際產(chǎn)量MP可知的因素也會影響邊際收益，也即影響地租收益。X1表示作物種植密度的變化，產(chǎn)業(yè)扶貧項目選種作物通常會改變土地的種植面積（crop area），從而提高作物邊際產(chǎn)量，增加地租收益；X2表示作物的邊際土地屬性。張五常（1969）在其著作《佃農(nóng)理論》里將內(nèi)部邊際土地定義為在自由市場上很少會被利用，零碎而質(zhì)量較低的土地，主要是坡地以及水土流失嚴重的土地。香茅草是臺灣租金管制期間邊際土地選種的主要作物。種植香茅草這一部分土地，生產(chǎn)效率大幅提高（Cheung，1969）。對于當?shù)氐湫偷目λ固氐孛驳貐^(qū)，大部分的耕地都是坡地和水土流失嚴重的土地，種植傳統(tǒng)作物（比如水稻、小麥等）不具有比較優(yōu)勢。而“刺梨”①刺梨的生長環(huán)境適宜于海拔800-1600 m向陽山坡、溝谷、路旁及灌叢中，是維C含量最高的水果。這種具有開發(fā)價值的作物恰好適宜在這一類型土地生長，符合內(nèi)部邊際土地作物這一屬性。相比于之前的拋荒，土地邊際產(chǎn)量大幅提升，地租收益提高。據(jù)此，可以假定 re ntX1＞0，rentX2＞0。

I表示農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化項目生產(chǎn)所領(lǐng)取的工資收益。這部分收益與作物選種的生長特性有關(guān)。種植難度越大、需要管護細節(jié)越多的作物，合約規(guī)定農(nóng)戶獲得的工資收益就越高。

對農(nóng)戶而言土地是最重要的資產(chǎn)，將多大比重土地流出給合作社參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目是其理性選擇的最終結(jié)果。因此，流出土地占其承包地的比重r可以衡量農(nóng)戶選擇參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的強度，其獲得的土地收益如下：

將式（1）和（2）代入式（3），可得到以r比例土地參與扶貧項目的農(nóng)戶總收益為：

如果一個農(nóng)戶將其所有土地用于自給自足，即不參與任何形式的土地流轉(zhuǎn)時，其農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入yself變化較小，因為可以憑多年從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的種植經(jīng)驗對抗收入波動的風(fēng)險，從而保證農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的穩(wěn)定。而對于將土地部分（或者全部）流轉(zhuǎn)給合作社參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的人群，產(chǎn)業(yè)扶貧項目往往能帶來較大的規(guī)模效應(yīng)，且選種的作物比傳統(tǒng)種植作物具有較高的經(jīng)濟價值（樣本地區(qū)選種核桃、軟籽石榴、油用牡丹等附加值較高的作物），但同時也面臨收益變動的風(fēng)險。風(fēng)險一方面來自大規(guī)模的種植高附加值農(nóng)產(chǎn)品，致使農(nóng)產(chǎn)品供給陡然激增，價格大幅度下滑；另一方面政府對于市場價格波動信息的處理能力較弱，加上農(nóng)產(chǎn)品本身所固有的特性，致使農(nóng)產(chǎn)品價格的波動向發(fā)散型蛛網(wǎng)逼近。

如果將全部土地流轉(zhuǎn)給合作社參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目，農(nóng)戶的收益變化函數(shù)為 V (rent,I,Z,Time)，其中Z為家庭特征變量的函數(shù)（包括家庭成員中勞動力的人力資本和社會資本等），而Time表示產(chǎn)業(yè)扶貧項目中選種作物的成熟周期。不同地區(qū)作物選種的差異以及作物成熟期的長短會影響項目收益的變動。作物選種的成熟期越長，參與項目的收益不確定性越大。因此，對于流出土地比例為r的農(nóng)戶，參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的收益變動（風(fēng)險）可表示為：

此處為了數(shù)學(xué)處理過程的方便，同時又不影響模型的解釋能力，設(shè)農(nóng)戶有如下效用函數(shù)：

C(v)為效用損失函數(shù)。v表示參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目所帶來的收益變動（風(fēng)險），而 C (v)則是該風(fēng)險所產(chǎn)生的效用損失。這里假設(shè) Cr＞0，表示參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目土地比例越高，農(nóng)戶的效用損失越大，產(chǎn)業(yè)扶貧項目收益變動所帶來的負效用就越大。同時，假設(shè) Crr＞0，即邊際效用損失遞增。經(jīng)濟含義是隨著農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目土地比例的提高，產(chǎn)業(yè)扶貧項目收益變動所帶來的負效用邊際遞增。假設(shè) Crz＜0，表示家庭稟賦特征較高的農(nóng)戶對參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的效用損失邊際影響為負。即擁有較高人力資本、社會資本或非農(nóng)收入在家庭收入占據(jù)主導(dǎo)的農(nóng)戶家庭，對參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目所產(chǎn)生的收益變動具有較強的風(fēng)險對沖能力。同樣地，作物成熟周期對參與項目產(chǎn)生收益變動的邊際影響為正，CrTime＞0表示作物成熟期越長，收益波動越大，效用損失的變動越大。最后，假設(shè) C (r=0,|rent,I,Z,Time)=0，其經(jīng)濟含義是當農(nóng)戶拒絕參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目時，產(chǎn)業(yè)扶貧項目收益變動所產(chǎn)生的風(fēng)險對于這部分農(nóng)戶所產(chǎn)生的效用損失可看作是0。

根據(jù)上述分析，可將問題描述為農(nóng)戶效用最大化目標下參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目強度的決策問題，由此我們得到：

基于農(nóng)戶個體效用極大化的理性假定，最優(yōu)化的一階必要條件為：

效用極大化的二階充分條件由 Urr=-Crr，且 Crr＞0保證。

這樣，根據(jù)隱函數(shù)定理由式（8）內(nèi)生出農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目強度的最優(yōu)化函數(shù)：

根據(jù)式（8），構(gòu)造輔助函數(shù) F (．．．．．．)=0，由此推出：

以下，我們將推導(dǎo)相關(guān)因素對農(nóng)戶參與項目強度的影響作用，并形成對應(yīng)的研究假說。

由于 Crr＞0，所以式（11）的大小取決于分子的大小。當 ? Mrent(rent+I)/?rent＜Crrent時，?r/?rent＜ 0。經(jīng)濟含義是當參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的邊際收益小于扶貧項目收益變動產(chǎn)生的效用損失時，即使提高參與項目的地租報酬，農(nóng)戶參與項目的強度仍然會受到抑制。當?Mrent(rent+I)/?rent＞Crrent時，?r / ?rent＞ 0，則當參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的邊際收益大于收益變動的效用損失時，隨著租金的提高，農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的強度會提升。

由于 re nt(X)是復(fù)合函數(shù)，其大小與產(chǎn)業(yè)扶貧項目作物選種后種植密度（X1）以及作物利用內(nèi)部邊際土地屬性（X2）有關(guān)。且已知 r entX1＞0，re n tX2

＞0，則 MX1＞0，MX2

＞0。即當作物選種種植密度越高、內(nèi)部邊際土地利用越充分的項目，參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的邊際收益就越高，農(nóng)戶參與項目的強度會增加。

假說1：在既定的外部經(jīng)濟環(huán)境、非農(nóng)就業(yè)機會與農(nóng)戶家庭稟賦條件下，租金的高低對農(nóng)戶參與扶貧項目強度的影響取決于租金的變化如何影響農(nóng)戶的風(fēng)險收益結(jié)構(gòu)。種植密度越高、內(nèi)部邊際土地利用越充分的作物選種，參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的邊際收益越高，農(nóng)戶參與項目的強度會增加。

推論1：當租金的提高并沒有增強農(nóng)戶參與扶貧項目的強度時，說明政府的干預(yù)可能降低了農(nóng)戶對土地租金變化的敏感性。

由于 ?r/?Time=-FTime/Fr=-(-CrTime)/-Crr，已知 CrTime＞0，Crr＞0，因此 ? r/?Time＜ 0。即選種作物的成熟期越長，參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的收益變動越大，項目參與的負效用越大，參與項目的強度越小。因此，對于作物生長周期較長的項目，復(fù)雜的管護環(huán)節(jié)對農(nóng)戶具有收入效應(yīng)，但工資收入可得性的風(fēng)險會降低農(nóng)戶參與項目的強度。

假說2：在其他條件不變的情況下，工資對農(nóng)戶參與項目強度的影響取決于工資的變化如何影響農(nóng)戶的風(fēng)險收益結(jié)構(gòu)。作物生長周期越長的項目，工資提高的收入效應(yīng)越可能被收益波動的負效應(yīng)抵消。

推論2：當工資的提高沒有增強農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的強度時，說明政府的干預(yù)可能降低了農(nóng)戶對工資變化的敏感性。

最后，? r/ ?Z=-FZ/Fr=-(-CrZ)/-Crr，已知 Crz＜0，Crr＞0，因此 ? r/?Z ＞ 0，即人力資本越高、社會資源越豐富的家庭、非農(nóng)就業(yè)機會越充分，非農(nóng)收入占家庭收入比重越大，參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目收益變動的風(fēng)險對沖能力越強，項目收益變動產(chǎn)生的負效用越小，參與項目的強度越大。

假說3：人力資本、社會資本條件較好的農(nóng)戶，由于農(nóng)業(yè)收入占其總收入比重較低，對產(chǎn)業(yè)扶貧項目收益變動的抗風(fēng)險能力較強，參與項目的強度也更大。

推論3：稟賦條件較差的農(nóng)戶被動參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目可能會產(chǎn)生新的收入分配問題。

（二）農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目概率的理論模型。農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目即農(nóng)戶將土地流轉(zhuǎn)給合作社，意味著r＞0，農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的強度大于0需要滿足的充分必要條件是，在農(nóng)戶參與扶貧項目的比例r=0的無限小的局部，邊際凈效用大于0。

根據(jù)式（8），式（12）可轉(zhuǎn)化為

因此，農(nóng)戶是否參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目用N來表示：

因此，參與的概率可表示為：

Cr是各個分量的線性函數(shù)，即：

類似地，

α0、α1······，β、β1······表示各個分量的影響程度。

假設(shè)單個農(nóng)戶參與扶貧項目與否的不可測量因素之差服從均值為零，方差為 σ2的標準正態(tài)分布，即 εrent-εself= ε～ N(μ,σ2)，則式（15）可以表示為：

式（18）表明，農(nóng)戶參與扶貧項目的概率是由 k0rent+k1I+α2Z+α3Time-β2E的取值決定的。假定不可觀測的因素 ε服從正態(tài)分布，各個影響因素對于農(nóng)戶參與扶貧項目概率的影響方向與影響強弱可以通過Probit模型來估計。

（三）模型經(jīng)濟含義小結(jié)。為更形象地將上述兩個模型進行總結(jié)，以圖1表示其經(jīng)濟含義。r＞0表明農(nóng)戶參與扶貧項目，那么農(nóng)戶參與扶貧項目的必要條件是參與扶貧項目的總收益大于收益波動的效用損失，根據(jù)式（7）有如下式子成立：

存在一個農(nóng)戶參與扶貧項目的最優(yōu)強度 r*，即當 r ＜r*時，對農(nóng)戶收益的貢獻大于收益波動的效用損失，農(nóng)戶選擇增加土地流轉(zhuǎn)的比例；而當r＞r*，農(nóng)戶收益的貢獻小于收益波動的效用損失，農(nóng)戶選擇減少土地流轉(zhuǎn)的比例，退出項目的可能性增大。圖1橫軸表示農(nóng)戶參與項目流出土地數(shù)量占其承包地的比重（也是參與扶貧項目的強度r），縱坐標表示參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的總效用。拋物線表示項目收益波動的效用損失曲線（形狀類似成本曲線），直線表示參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的收益，其斜率是[M(rent+I)-M(E)+ε-ε 。]C1(r|······)曲線表示家庭稟賦特征較高的

圖1 不同稟賦農(nóng)戶參與項目最優(yōu)化決策模型

rentselfrentself農(nóng)戶參與項目的收益波動所產(chǎn)生的效用損失曲線，而 C2(r|······)曲線表示家庭稟賦特征較差的農(nóng)戶參與項目的收益波動所產(chǎn)生的效用損失曲線。(0|······)表示在r=0這一點上稟賦特征較高的農(nóng)戶家庭的邊[際效用損失(0|······)表示在r]=0這點上稟賦特征較差農(nóng)戶家庭的邊際效用損失。直線斜率 Mrent(rent+I)-Mself(E)+εrent-εself大于(0|······)、(0|······)時，表示參與項目的邊際凈效用大于0。

家庭稟賦特征較差的農(nóng)戶對收益波動的風(fēng)險對沖能力較弱，所以效用損失曲線會更陡峭（圖1中 C2(r|······)所示）。效用損失曲線與參與扶貧項目收益的交點 r*可看作參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目流出土地的“最優(yōu)比例”。家庭稟賦較差的農(nóng)戶參與項目的土地最優(yōu)比例小于家庭稟賦特征好的農(nóng)戶家庭（r2*＜r1*）。因此，政府強制干預(yù)稟賦特征較差的貧困戶的參與意愿，可能產(chǎn)生新的收入分配問題，偏離了脫貧的良好意圖。

四、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)。根據(jù)《關(guān)于下發(fā)新一輪扶貧開發(fā)工作重點鄉(xiāng)鎮(zhèn)名單的通知》（黔扶辦通【2015】15號）對六盤水市“扶貧開發(fā)重點鄉(xiāng)鎮(zhèn)名單”的列示：六盤水市扶貧開發(fā)重點鄉(xiāng)鎮(zhèn)68個，其中一類貧困鄉(xiāng)鎮(zhèn)6個、二類40個、三類貧困鄉(xiāng)鎮(zhèn)22個；盤州市扶貧開發(fā)貧困村共615個，其中貧困級別一類村370個、二類村136個、三類村109個。在不同級別的貧困鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機抽取若干樣本村，再根據(jù)村干部提供的農(nóng)戶在冊名單，每個村隨機抽取若干戶作為樣本。實地調(diào)查了10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、19個村共800戶農(nóng)戶，共收回有效問卷782份。

（二）變量定義。

1. 被解釋變量。“參與強度”用參與項目的土地占承包地面積百分比表示；“參與概率”為選擇變量（選擇參與項目=1，否則=0）。

2. 解釋變量。第一組是衡量政府干預(yù)的主要變量；第二組是控制變量?？刂谱兞康倪x取是從產(chǎn)業(yè)扶貧項目特征、農(nóng)戶家庭稟賦特征以及村莊特征等因素來考慮。

（1）衡量政府干預(yù)的主要變量有3個。①農(nóng)戶是否受到政府干預(yù)（DUMgoverment），用農(nóng)戶實際參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目所流出的土地面積是否大于農(nóng)戶意愿流出的土地面積來衡量，如果前者大于后者，則該變量取值為1，表示農(nóng)戶受到干預(yù)。②土地租金（Rent），以農(nóng)戶參與項目每年可獲得的土地租金（元/畝）來衡量；③勞動工資（I），用農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化生產(chǎn)所獲得的工資收入（元）來衡量。這里以調(diào)研當年的年份該農(nóng)戶獲得的工資收入計入樣本數(shù)據(jù)。

（2）項目特征變量。①項目是否提高種植密度（DUMdensity），如果該項目的作物選種有利于提高種植面積，該變量就取1，否則就取0；②項目是否利用內(nèi)部邊際土地（DUMmarginal），如果該項目的作物選種屬于利用內(nèi)部邊際土地，該變量就取1，否則就取0；③作物成熟期（Time），用作物的成熟期（年）來衡量項目周期。

（3）家庭稟賦特征控制變量。不同收入的農(nóng)戶抗風(fēng)險能力存在差異，而這種差異會影響農(nóng)戶對于產(chǎn)業(yè)扶貧項目的參與決策。農(nóng)戶受教育程度以及年紀會影響農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)機會。因此，將其納入模型作為控制變量。基層公職人員在政策實施時，往往需要起到模范帶頭作用，因而會提高這部分家庭參與扶貧項目的意愿，所以也將此因素納入模型，以排除對關(guān)鍵變量的干擾。定義如下：①非農(nóng)就業(yè)比重（Percent），用非農(nóng)勞動力成員占家庭總?cè)丝诘谋戎乇硎?。②家庭決策者受教育水平（Edu），用家庭決策者受教育年份表示。③戶主年齡（Age）。④家庭決策者是否屬于公職人員（DUMoffice），家庭成員屬公職人員，賦值為1，否則為0。

（4）村莊控制變量。土地稟賦較高的村莊，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地進行規(guī)?；a(chǎn)的可能性較高，參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的意愿也就較強。距離市區(qū)較近的村莊，農(nóng)產(chǎn)品運輸?shù)奈锪鞒杀据^低，會影響產(chǎn)業(yè)扶貧項目的平均利潤。貧困程度越深的村莊，地方政府受到脫貧績效考核的壓力越大，政府干預(yù)的程度可能越強，因此，需將上述因素納入模型。定義如下：①人均耕地面積（Perarea），用人均耕地面積來控制不同村莊間土地稟賦對農(nóng)戶選擇的影響；②村莊交通情況（Distance），用到縣城的距離來表示村莊的交通狀況；③貧困村級別（DUMpoverty），加入該村莊是否屬于一級貧困村來控制政府扶貧壓力對農(nóng)戶參與意愿的影響。

（三）模型設(shè)定。

1. 由理論模型式（16）和式（17）可知，參與項目的收益函數(shù)以及參與扶貧項目的效用損失函數(shù)Cr是線性的，且無法觀察變數(shù) εrent-εself為相同獨立的正態(tài)分布。因此，Probit是用于估計二分選擇模型中未知參數(shù)的恰當方法。

2. 在最優(yōu)選擇決策模型中，由于被解釋變量“參與強度”（農(nóng)戶選擇參與項目的土地占承包地的百分比）是在0和1之間取值，因此雙極限Tobit就是估計未知參數(shù)最優(yōu)參與強度方程的恰當方法。

無論是參與概率還是參與強度都可以表示為項目參與的收益以及收益變動的負效用的函數(shù)。二者具有相同的解釋變量。因此，Probit和Tobit模型將被用于估計下列函數(shù)：

在Tobit模型中，Y為參與強度（土地占承包地面積百分比）；在Probit模型中，Y為二分選擇的虛擬變量（單個農(nóng)戶如果參與項目的土地占承包地面積百分比大于0，則Y=1，否則=0）。

五、實證分析

（一）實證結(jié)果分析。本研究同時報告了用OLS估計方法得到的LPM模型的估計結(jié)果，LPM模型估計出來的結(jié)果與Probit模型給出的理論預(yù)期幾乎是一致的，只是由于LPM模型本身的異方差問題而導(dǎo)致其標準誤提高了。因此，參與概率的分析主要基于Probit模型進行解釋。詳見表1。

1、政府干預(yù)對農(nóng)戶參與扶貧項目強度和意愿的影響。

（1）直接作用機制。直接體現(xiàn)政府干預(yù)作用的虛擬變量在4個回歸模型中均表現(xiàn)為顯著影響，證明了產(chǎn)業(yè)扶貧項目推行的過程中確實存在政府的干預(yù)行為。

（2）間接作用機制。實證結(jié)果顯示，要素價格變量（地租和工資收入）在模型1和模型3中并不是農(nóng)戶參與項目和提升參與強度的顯著因素，該結(jié)果有力驗證了推論1和推論2。間接說明政府的干預(yù)可能降低了農(nóng)戶對土地租金以及工資變化的敏感性。由于工資的提高意味著作物管護難度的提升，農(nóng)戶需要權(quán)衡放棄其他非農(nóng)就業(yè)機會的收入與加入合作社進行產(chǎn)業(yè)種植的收益。因此，工資收入的提高并不必然提升農(nóng)戶的參與積極性。

（3）影響農(nóng)戶對要素報酬變化敏感程度的因素分析。在模型2和模型4中分別引入租金與非農(nóng)就業(yè)比例（Rent_Percent）、租金與家庭決策者年齡（Rent_Age）、勞動工資與作物生長周期（I_Time）三個交互項后，原本在模型1和模型3中并不顯著的地租和工資兩個變量對因變量均產(chǎn)生了顯著影響。實證結(jié)果表明，土地租金的增加并不是吸引農(nóng)戶參與項目的真正原因，而取決于不同農(nóng)戶對風(fēng)險收益結(jié)構(gòu)的承受能力。人力資本、社會資源越豐富的家庭承受風(fēng)險能力越高，租金的提高對參與強度和參與概率有積極影響。將土地租金與家庭決策者年齡作為交互項引入方程后發(fā)現(xiàn)，土地租金提高的收入效應(yīng)被農(nóng)戶年齡上升的低抗風(fēng)險能力抵消。即使工資在提高，但隨著作物生長周期的延長，收入效用被收益波動的負效用抵消，參與強度和參與概率與作物生長周期呈現(xiàn)負向相關(guān)性，假說2得到驗證。

2、農(nóng)戶稟賦差異對參與扶貧項目強度和意愿的影響。首先，非農(nóng)勞動力比例對參與強度與參與概率的影響為正，說明整個家庭依靠非農(nóng)工作獲取收入的穩(wěn)定性越強，對參與扶貧項目收益變動的風(fēng)險對沖能力越強，假說3得到驗證。其次，家庭決策者年齡與參與強度、參與概率均呈現(xiàn)負向關(guān)系。年紀越大的農(nóng)戶參與項目的意愿越小，隨著年齡的增大非農(nóng)就業(yè)機會會減少，因而需要土地作為未來的生活保障，而一旦將土地流轉(zhuǎn)給合作社之后，農(nóng)戶對項目收益變動的抗風(fēng)險能力就會下降，假說3得到驗證。再次，家庭特征中，家庭決策者是公職人員對家庭參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的強度與意愿影響為正。公職人員具有更穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)形式，對國家政策的信心更強，參與扶貧項目意愿更強。假說3得到驗證。

3、項目特征控制變量對農(nóng)戶參與扶貧項目強度和意愿的影響。首先，內(nèi)部邊際土地主要是原本拋荒、質(zhì)量較差的坡地，在該土地上選種合適的作物后，農(nóng)戶的地租從原來的負地租轉(zhuǎn)變?yōu)檎牡刈猓r(nóng)戶的參與強度與參與意愿較其他項目更高。該實證結(jié)果有力地證明了在缺乏農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化區(qū)位優(yōu)勢的地區(qū)，充分利用內(nèi)部邊際土地是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化脫貧的可行路徑。其次，種植成熟期較長，收益不確定性越大，農(nóng)戶參與意愿和強度越低。再次，種植密度的變化并沒有與預(yù)期的推論一致。通過套種雖然可以增加種植面積，但種植成本可能提高。因此，是否提高農(nóng)戶項目參與的意愿和強度還要取決于種植面積擴大后的總收益與種植成本增加后的凈效應(yīng)。

4、村莊特征控制變量對農(nóng)戶參與扶貧項目強度和意愿的影響。在村莊控制變量中，村莊交通條件和村莊土地稟賦變量的影響不顯著，有顯著影響的是該村是否屬于一級貧困村。村莊的交通條件和土地稟賦的影響不顯著說明了村莊間的公路連通已不再是障礙。且當?shù)卮迩f間的土地稟賦差異不大，因而對農(nóng)戶的決策影響較小。此外，貧困地區(qū)非農(nóng)收入占家庭收入比重越低，土地的保障功能越強。理性農(nóng)戶會選擇以較小比例土地面積試探性參與項目，甚至退出項目作為規(guī)避風(fēng)險的措施。因此，政府如果強制這部分群體拿出所有土地參與扶貧項目，可能導(dǎo)致這部分貧困戶面臨更大的收入風(fēng)險。

表1 二分采用的Probit估計和參與強度的雙極限Tobit估計

（二）穩(wěn)健性檢驗。為了檢驗計量回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們從隨機分組和選取關(guān)鍵變量的代理變量兩個方面進行討論。回歸結(jié)果在表2報告。在隨機分組中沒有引入項目特征與價格變量之間的交互項，主要是因為收入的高低與農(nóng)戶稟賦的差異有較強的相關(guān)性，而引入交互項的目的也是為了體現(xiàn)稟賦差異這一因素，故按照收入組分類的穩(wěn)健性檢驗中沒有引入交互項。

1、不同收入組的計量結(jié)果。從表2的回歸結(jié)果來看，無論是關(guān)鍵解釋變量還是控制變量，統(tǒng)計符號所體現(xiàn)的經(jīng)濟含義與表1回歸結(jié)果的經(jīng)濟含義是一致的，說明實證分析過程中得到的影響機制是穩(wěn)健的。在政府干預(yù)的影響中，對于高收入群體，樂于將自己的土地入股合作社，受到強制的可能性較小，因而表現(xiàn)出該變量的影響不顯著。體現(xiàn)價格機制的地租和工資變量對高收入組別產(chǎn)生了顯著影響，而對低收入組沒有顯著影響。因為低收入群體相比于高收入群體抗風(fēng)險能力較低，對土地的保障功能依賴性更強，因而對價格變量的敏感程度較低。非農(nóng)就業(yè)比重沒有對低收入群體產(chǎn)生顯著影響，主要因為低收入群體非農(nóng)就業(yè)比重較低，該變量的數(shù)值差異在不同的農(nóng)戶中差異較小，故沒有對因變量產(chǎn)生顯著影響。是否為貧困村變量對于高收入組群體影響不顯著，因為收入最高的群體中，不管是在貧困村還是非貧困村，都有較強的參與項目的意愿。

2、采用代理變量進行的回歸結(jié)果分析。采用“農(nóng)戶是否清楚自己的土地入股合作社后的用途”來衡量政府干預(yù)強度，并對上述模型做進一步估計。部分農(nóng)戶表示自己并不清楚將土地入股村級合作社開展什么項目，只是在政府的引導(dǎo)下，先將土地入股合作社。故將政府干預(yù)的代理變量選取如下：“當農(nóng)戶入股合作社清楚自己土地用于什么產(chǎn)業(yè)項目（QC）”，則該變量取1，否則為0。與表1相比，各變量的回歸系數(shù)無論是核心解釋變量還是控制變量，統(tǒng)計符號和顯著性均沒有明顯變化，表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表2 穩(wěn)健性檢驗

六、結(jié)論及政策含義

本文分析了在政府脫貧目標的約束下，產(chǎn)業(yè)扶貧項目中農(nóng)戶的行為選擇產(chǎn)生偏差的原因。試圖厘清政府的干預(yù)邊界，同時進一步推及到更一般的產(chǎn)業(yè)政策推行過程中政府與市場的界限。通過建立理性人選擇下的最大化效用模型，討論產(chǎn)業(yè)扶貧項目中農(nóng)戶行為決策的影響因素。首先，政府主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)扶貧項目如果能結(jié)合當?shù)刭Y源稟賦優(yōu)勢，則有利于提高當?shù)剞r(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目的意愿和參與強度，為自然稟賦條件缺乏的地區(qū)提供了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的可行路徑。其次，農(nóng)戶稟賦差異決定了政府干預(yù)項目參與率將可能使部分貧困戶面臨更大的收入風(fēng)險，進而導(dǎo)致收入差距進一步擴大。產(chǎn)業(yè)扶貧項目的高風(fēng)險溢價所帶來的效用損失降低了貧困戶對致富項目高預(yù)期回報率的評價，貧困戶因其抗風(fēng)險能力低而傾向于選擇低風(fēng)險、低預(yù)期收入的傳統(tǒng)經(jīng)營。最后，政府在產(chǎn)業(yè)扶貧項目上的干預(yù)可能以降低價格配置資源的效率為代價。政府的干預(yù)降低了農(nóng)戶對土地租金以及勞動報酬變化的敏感性。

上述結(jié)論對完善既定的產(chǎn)業(yè)扶貧政策有較強的含義：第一，政府在扶貧領(lǐng)域的干預(yù)是有邊界的。地方政府的干預(yù)行為如果能夠約束在以降低經(jīng)濟活動交易費用范圍內(nèi)，則能實現(xiàn)扶貧政策效率的帕累托改善，比如基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的完善以及考核標準的科學(xué)制定。而政府直接干預(yù)生產(chǎn)環(huán)節(jié)的行為會造成扶貧資源的浪費。第二，針對貧困程度不同的地區(qū)，在脫貧的時間節(jié)點和績效水平上可以差別對待，如果強制要求稟賦特征較差的農(nóng)戶參與項目，其風(fēng)險承受能力較差，反而會產(chǎn)生新的收入分配問題。第三，加強農(nóng)村社會保障建設(shè)是弱化貧困戶對農(nóng)地就業(yè)、養(yǎng)老與生活保障功能的依賴，也是提高農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)扶貧項目意愿的關(guān)鍵。

因此，要實現(xiàn)扶貧政策的預(yù)期目標，需深刻理解貧困戶的行為選擇機制。如果扶貧政策的設(shè)計不能有效預(yù)期貧困戶的理性反應(yīng)，政策推行的結(jié)果可能距離政策目標漸行漸遠。2020年全面脫貧的剛性目標越來越近，單純依靠經(jīng)濟力量的自我調(diào)整可能難以按期實現(xiàn)全面脫貧的目標。在這種背景下，地方政府對生產(chǎn)活動的干預(yù)就應(yīng)運而生。但政府對經(jīng)濟活動的干預(yù)存在邊界，在這個邊界上面臨著降低交易費用與扶貧效率損失的平衡。如果跨越這個限度，意味著邊際扶貧效率損失大于交易成本的節(jié)約；如果小于這個限度，意味著政府的作用對于降低交易費用的貢獻將更大，扶貧效率提升的速度就會更快。這說明地方政府對生產(chǎn)活動的干預(yù)行為要約束在降低經(jīng)濟活動交易成本的限度之內(nèi)。