李 雪，付文革，韓一軍，2※

(1.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2.中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)國(guó)家農(nóng)業(yè)市場(chǎng)研究中心，北京 100083)

0 引言

農(nóng)民收入是“三農(nóng)”問(wèn)題的核心，同時(shí)也是反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)。自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村居民家庭收入增長(zhǎng)明顯，2015年我國(guó)農(nóng)村居民人均純收入為1.077 2萬(wàn)元，較1978年增長(zhǎng)了近80倍。2017年，我國(guó)農(nóng)村居民人均可支配收入突破1.3萬(wàn)元，達(dá)到1.343 2萬(wàn)元，扣除價(jià)格因素后實(shí)際增長(zhǎng)7.3%(1)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。與此同時(shí)，在不考慮公共服務(wù)實(shí)際存在巨大差距的情況下，城鄉(xiāng)居民收入仍然存在較大的差距[1]。1978 年城鄉(xiāng)居民收入差距為2.57 ∶1，2017年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入差距為2.71 ∶1。另外，農(nóng)村地區(qū)仍然存在較多的貧困人口，2017年年末農(nóng)村貧困人口3 046萬(wàn)，脫貧工作任重而道遠(yuǎn)。黨的十九大報(bào)告明確提出，確保到2020年我國(guó)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧。由此可見(jiàn)，農(nóng)民收入問(wèn)題依然嚴(yán)峻，尤其是貧困家庭的增收問(wèn)題，深入分析農(nóng)民收入的影響因素仍然十分重要。特別是在2004年之后，每年的“中央一號(hào)文件”都將農(nóng)民收入作為重點(diǎn)，出臺(tái)了一系列政策措施提高農(nóng)民收入水平。對(duì)于糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民來(lái)說(shuō)，農(nóng)民收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)直接影響種糧積極性，與糧食的穩(wěn)定供給以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展有著密切關(guān)系。深入分析糧食政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶特別是貧困戶的影響對(duì)于評(píng)價(jià)和完善糧食政策及促進(jìn)貧困戶收入水平的提高有著現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于農(nóng)民收入問(wèn)題，國(guó)外學(xué)者觀察到影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的主要因素為政府政策，包括農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格支持、稅費(fèi)減收、政府轉(zhuǎn)移支付、農(nóng)村金融支持政策等，人力資本、農(nóng)業(yè)發(fā)展模式創(chuàng)新及自然和氣候條件等[2-3]。一些研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼有助于提高農(nóng)場(chǎng)收益[4]，先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式對(duì)促進(jìn)農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)有重要影響[5]，同時(shí)農(nóng)民參加農(nóng)業(yè)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)民收入的提高也具有較大的促進(jìn)作用[6]。Robert(2007)對(duì)美國(guó)和巴西的氣候與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民收入與氣候具有顯著關(guān)系，氣候通過(guò)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響[7]?；谖覈?guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)的特殊情況與歷史背景，國(guó)內(nèi)學(xué)者主要從土地制度、財(cái)政支農(nóng)、人力資本、農(nóng)村金融、農(nóng)業(yè)政策等方面探尋影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)鍵所在[8]。冒佩華等[9]借助農(nóng)戶家庭微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，采用平均處理效應(yīng)(ATE)和受處理的平均處理效應(yīng)(ATT)方法，發(fā)現(xiàn)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)能顯著提高農(nóng)戶的家庭收入。劉俊杰等[10]利用農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)戶收入的影響，研究表明農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革主要通過(guò)交易和分工效應(yīng)影響農(nóng)戶收入水平和結(jié)構(gòu)，顯著提高了農(nóng)戶的工資性和財(cái)產(chǎn)性收入。朱湖根等[11]利用計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)項(xiàng)目對(duì)農(nóng)民收入具有顯著影響。方桂堂[12]則利用北京昌平農(nóng)村地區(qū)的實(shí)例數(shù)據(jù)分析農(nóng)民增收問(wèn)題，得出農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)不合理的主要原因是財(cái)政投入力度、轉(zhuǎn)移就業(yè)等方面存在制度扭曲。呂連菊等[13]基于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析了農(nóng)村教育結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入的影響，得出農(nóng)民受教育程度對(duì)農(nóng)民收入水平及結(jié)構(gòu)有重要影響。同時(shí)，健康人力資本的積累也對(duì)我國(guó)農(nóng)民收入水平的提高具有重要貢獻(xiàn)[14]。在農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的內(nèi)在聯(lián)系方面，余新平等[15-16]通過(guò)構(gòu)建模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)村金融資金配置的低效率是阻礙農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要原因，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的總效應(yīng)對(duì)農(nóng)民增收具有顯著正效用。此外，國(guó)內(nèi)外學(xué)者還高度關(guān)注中國(guó)的農(nóng)村貧困及減貧問(wèn)題，已有研究主要集中于貧困的度量和界定、貧困的決定因素、反貧困戰(zhàn)略等3個(gè)方面，而收入水平提高對(duì)減少貧困的決定性作用已基本得到共識(shí)[17-19]，但關(guān)于糧食政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)貧困戶收入的影響研究還略顯不足。關(guān)于農(nóng)業(yè)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響，國(guó)內(nèi)很多學(xué)者進(jìn)行了實(shí)地調(diào)查和實(shí)證分析，得出的結(jié)果也不盡相同。大部分研究認(rèn)為政策對(duì)提高農(nóng)民收入有正向作用，且主要通過(guò)增加糧食產(chǎn)量來(lái)實(shí)現(xiàn)的[20-21]；從不同規(guī)模的角度來(lái)看，糧食政策對(duì)較大規(guī)模農(nóng)戶種植收入的提高作用更加明顯[22]。也有研究認(rèn)為糧食政策促進(jìn)了農(nóng)戶收入的提高，但對(duì)糧食產(chǎn)量增長(zhǎng)并未發(fā)揮作用[23]。同時(shí)也有少數(shù)學(xué)者的結(jié)論與上述相反，認(rèn)為糧食政策對(duì)收入增長(zhǎng)并沒(méi)有發(fā)揮顯著作用[24-25]，尤其是對(duì)糧食收購(gòu)政策而言，收購(gòu)價(jià)格提高帶來(lái)的收入增加大部分被農(nóng)資部門(mén)獲得，農(nóng)民只得到很少的一部分收益[26]。以上研究主要基于單一指標(biāo)對(duì)農(nóng)民收入的影響進(jìn)行探討且都各有側(cè)重，缺乏影響因素的橫向?qū)Ρ?，?dǎo)致結(jié)論不可比；同時(shí)，現(xiàn)有研究大多考察對(duì)農(nóng)民收入平均水平的影響，缺少對(duì)貧困戶影響因素的深入研究和對(duì)比；糧食政策增收效應(yīng)的實(shí)證研究還不是很多，尤其是糧食政策對(duì)貧困戶收入影響差異需要進(jìn)一步研究。鑒于此，文章在已有研究基礎(chǔ)上，結(jié)合我國(guó)農(nóng)村實(shí)際和現(xiàn)有文獻(xiàn)從多個(gè)角度選取影響農(nóng)民收入的代表性指標(biāo)，利用分位數(shù)回歸方法并基于國(guó)家貧困標(biāo)準(zhǔn)和國(guó)際貧困標(biāo)準(zhǔn)實(shí)證分析糧食政策對(duì)貧困戶和非貧困戶收入的影響差異。

1 模型構(gòu)建

該文參考明瑟收入決定函數(shù)(Mincer，1974)借鑒程名望等[27]建立半對(duì)數(shù)分位數(shù)計(jì)量方程為：

lnYij，q=β0+∑βp，qpolicyij，q+∑βf，qFij，q+∑βh，qHij，q+∑βz，qZij，q+εij，q

(1)

在式(1)模型中，被解釋變量lnYij，q表示農(nóng)戶人均家庭總收入的對(duì)數(shù)，其中，i代表農(nóng)戶，j代表省份，q代表分位數(shù)。εij，q是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，β為待估計(jì)系數(shù)。該文重點(diǎn)考察糧食政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶收入的影響，被調(diào)查主產(chǎn)區(qū)的糧食政策主要包括最低收購(gòu)價(jià)政策和補(bǔ)貼政策，分別以“銷(xiāo)售價(jià)與政策價(jià)差值”、“銷(xiāo)售渠道”和“補(bǔ)貼收入”來(lái)衡量。將農(nóng)戶銷(xiāo)售價(jià)格較政策價(jià)格的差距作為政策效果，衡量最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)程度，最低收購(gòu)價(jià)的“托底”作用導(dǎo)致政策具有明顯的托市效果，政策價(jià)格的提高在一定程度上影響銷(xiāo)售價(jià)格。由于最低收購(gòu)價(jià)政策執(zhí)行過(guò)程中，由國(guó)有糧食收儲(chǔ)企業(yè)作為市場(chǎng)收購(gòu)主體直接參與糧食收購(gòu)，一些年份最低收購(gòu)價(jià)收購(gòu)的小麥占當(dāng)年商品量的一半以上，致使農(nóng)戶的銷(xiāo)售渠道相對(duì)較為單一，大部分最終流向政策性收購(gòu)。因此選取銷(xiāo)售渠道考察政策實(shí)施是否通過(guò)促使農(nóng)戶選擇相對(duì)集中的銷(xiāo)售渠道，如直接賣(mài)給糧庫(kù)或通過(guò)糧販轉(zhuǎn)賣(mài)給糧庫(kù)的渠道進(jìn)行小麥銷(xiāo)售。銷(xiāo)售渠道的取值設(shè)置從1～5依次為等待收購(gòu)商收購(gòu)、自己送到國(guó)儲(chǔ)糧庫(kù)、送到附近加工廠、訂單生產(chǎn)及其他，取值越高表示農(nóng)戶銷(xiāo)售渠道的拓展能力越強(qiáng)。補(bǔ)貼收入用來(lái)衡量直接以現(xiàn)金補(bǔ)貼形式發(fā)放的轉(zhuǎn)移支付對(duì)收入水平的影響，通常來(lái)說(shuō)補(bǔ)貼收入越高對(duì)收入水平的促進(jìn)作用越大，調(diào)研地區(qū)的補(bǔ)貼收入主要為農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼。

影響農(nóng)戶收入水平的因素是復(fù)雜而多元的，需要設(shè)置系列控制變量[28]。為了保證控制變量設(shè)置的科學(xué)性，主要基于經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)理論和相關(guān)研究文獻(xiàn)進(jìn)行設(shè)置，分別用F、H和Z表示。其中，(1)家庭特征F，主要包括年齡、是否村領(lǐng)導(dǎo)、家庭人口、土地資源、非農(nóng)收入占比和外出從業(yè)時(shí)間等，基于小農(nóng)經(jīng)濟(jì)特征的家庭依賴于土地和實(shí)物資本等生產(chǎn)要素，考察家庭擁有的資源和生產(chǎn)要素對(duì)農(nóng)戶收入的影響[28-29]；同時(shí)政治身份等社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入也具有重要作用[30]；考慮到外出務(wù)工對(duì)農(nóng)民收入的影響日益增強(qiáng)，選取非農(nóng)收入占比和戶主非農(nóng)務(wù)工時(shí)間作為控制變量體現(xiàn)外出務(wù)工對(duì)家庭總收入的影響[31]。(2)人力資本H，主要包括文化程度、農(nóng)業(yè)培訓(xùn)、健康狀況、合作社參與、互聯(lián)網(wǎng)接入情況等，很多研究均認(rèn)為基礎(chǔ)教育、培訓(xùn)等人力資本投入對(duì)農(nóng)戶收入水平有顯著影響，同時(shí)健康狀況也對(duì)人力資本有重要影響[32]，農(nóng)戶通過(guò)加入合作社能夠獲取更多的專業(yè)知識(shí)和更豐富的信息，同時(shí)可以通過(guò)集體采購(gòu)生產(chǎn)資料和集體銷(xiāo)售產(chǎn)品等獲得更高的收益[33]?；ヂ?lián)網(wǎng)使用則可能通過(guò)提高農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)值、家庭就業(yè)水平等增加農(nóng)民收入[34]。(3)其他變量Z，由于金融因素是影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要因素[15]，因此選擇是否借貸作為農(nóng)村金融的代表變量，衡量貸款對(duì)農(nóng)民收入的影響。此外，農(nóng)民的收入可能與氣候有著極大的關(guān)聯(lián)性[7]，故選擇是否遭遇自然災(zāi)害作為氣候條件的代理變量，考察氣候條件對(duì)農(nóng)民收入的影響。具體的變量設(shè)置及統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1。

表1 變量的設(shè)置及統(tǒng)計(jì)性分析

2 數(shù)據(jù)來(lái)源及統(tǒng)計(jì)性分析

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

該文數(shù)據(jù)均來(lái)自問(wèn)卷調(diào)查，獲取第一手農(nóng)戶數(shù)據(jù)，調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)源于對(duì)河南、山東和河北3省15縣市57個(gè)村的689份農(nóng)戶調(diào)研樣本數(shù)據(jù)。河南、山東和河北均位于北方糧食主產(chǎn)區(qū)，是小麥生產(chǎn)的前三大主產(chǎn)省，2016年小麥產(chǎn)量占全國(guó)小麥總產(chǎn)量的55.9%，同時(shí)也是玉米的主要產(chǎn)區(qū)，玉米產(chǎn)量占全國(guó)的25.3%，生長(zhǎng)期降水偏少且均不同程度缺水，地理位置彼此相鄰，具有很強(qiáng)的代表性。3省實(shí)施的糧食政策主要包括針對(duì)小麥的最低收購(gòu)價(jià)政策以及補(bǔ)貼政策，其中補(bǔ)貼政策主要為2016年開(kāi)始在全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)行的農(nóng)業(yè)支持保護(hù)補(bǔ)貼政策，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)各省并不統(tǒng)一，由地方根據(jù)資金總量及確定的補(bǔ)貼依據(jù)統(tǒng)籌確定。對(duì)數(shù)據(jù)的處理包括，根據(jù)家庭成員數(shù)據(jù)生成實(shí)證分析所需的農(nóng)業(yè)培訓(xùn)情況等數(shù)據(jù)，并對(duì)缺失值和異常值進(jìn)行處理。為了降低樣本數(shù)據(jù)中的異方差并使其趨勢(shì)線性化，分別對(duì)年齡、人均收入和補(bǔ)貼收入取自然對(duì)數(shù)。

2.2 貧困戶的基本特征

近年來(lái)，我國(guó)的扶貧標(biāo)準(zhǔn)不斷提高，2009年的扶貧標(biāo)準(zhǔn)為人均純收入低于1 274元，2011提高到2 300元，2017年進(jìn)一步提高到3 300元。根據(jù)最新的貧困標(biāo)準(zhǔn)，將樣本農(nóng)戶分為貧困戶和非貧困戶。通過(guò)對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，貧困戶具有以下特征：(1)政策的依賴程度更高，作用程度較低。就小麥銷(xiāo)售價(jià)格與政策價(jià)格的比較來(lái)看，目前農(nóng)戶平均銷(xiāo)售價(jià)格整體低于政策價(jià)水平，其中貧困戶的銷(xiāo)售價(jià)格較政策價(jià)低0.017，非貧困戶僅低0.004；若將銷(xiāo)售價(jià)格較政策價(jià)格的差值看做是最低收購(gòu)價(jià)政策對(duì)市場(chǎng)價(jià)格的作用程度[35]，顯然價(jià)格政策對(duì)貧困戶的作用程度更低。就銷(xiāo)售渠道而言，目前農(nóng)戶主要的銷(xiāo)售渠道仍為國(guó)有糧庫(kù)的政策性收購(gòu)，貧困戶均值為1.454，非貧困戶為1.695，說(shuō)明貧困戶對(duì)政策收購(gòu)的依賴程度更高，銷(xiāo)售渠道的拓展能力較弱。就補(bǔ)貼收入來(lái)看，貧困戶的人均補(bǔ)貼收入明顯低于非貧困戶，對(duì)家庭總收入的影響程度更弱。(2)對(duì)農(nóng)業(yè)的依賴性強(qiáng)，非農(nóng)就業(yè)時(shí)間低。貧困戶非農(nóng)收入所占比例、外出務(wù)工時(shí)間分別為12.7%和0.4個(gè)月，遠(yuǎn)低于非貧困戶的28.2%和2.868個(gè)月。(3)家庭成員數(shù)較多，擁有的資產(chǎn)較少。從家庭人口數(shù)來(lái)看，貧困戶為5.165，非貧戶為4.163；就擁有資產(chǎn)來(lái)看，貧困戶人均擁有土地僅為0.058hm2，遠(yuǎn)低于非貧戶的0.744hm2。同時(shí)，從戶主特征看，貧困戶的戶主年齡明顯偏大，貧困戶中村干部的均值略高于非貧戶。(4)人力資本積累較弱，在教育、培訓(xùn)和健康(2)健康評(píng)價(jià)采取自評(píng)方式，取值從1～5代表健康狀況逐漸有序下降等方面存在一定劣勢(shì)。貧困戶的受教育程度、農(nóng)業(yè)培訓(xùn)參與程度、健康狀況分別為8.731年、0.365和1.865，非貧戶分別為9.221年、0.522和1.562。就合作社參與程度和互聯(lián)網(wǎng)使用來(lái)看，貧困戶為0.2和0.585，也低于非貧戶的平均水平。(5)金融資本的可獲性更低，自然風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力較差。從近3年的借貸情況來(lái)看，貧困戶中借貸的均值僅為0.077，明顯低于非貧戶0.184的均值；就受災(zāi)情況來(lái)看，貧困戶中受災(zāi)的均值為0.635，高于非貧戶0.492的均值，鑒于自然災(zāi)害區(qū)域性發(fā)生的特性，說(shuō)明貧困戶抵御自然災(zāi)害的能力低于非貧戶。以上特征表明，糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶貧困不只是收入貧困，而是一種多維貧困[36]。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 估計(jì)方法及說(shuō)明

該文借鑒程名望等[27]的估計(jì)方法，以樣本農(nóng)戶的貧困發(fā)生率為分位點(diǎn)，采用分位數(shù)回歸，分別估計(jì)各影響因素對(duì)貧困戶和非貧戶人均收入的邊際貢獻(xiàn)。同時(shí)，鑒于樣本數(shù)據(jù)出現(xiàn)離群值和異方差等情況，使用分位數(shù)回歸估計(jì)的結(jié)果更加穩(wěn)健。按照2017年的國(guó)家扶貧標(biāo)準(zhǔn)，樣本農(nóng)戶中貧困戶共計(jì)260戶，貧困發(fā)生率為37.74%。若某一因素對(duì)貧困戶人均收入的邊際貢獻(xiàn)顯著大于非貧困戶，則這種因素具有縮小收入差距的作用，反之則認(rèn)為擴(kuò)大了收入差距[37]。為了盡量控制其他因素對(duì)收入的影響，選取了盡量全面的解釋變量，在進(jìn)行模型估計(jì)前對(duì)各解釋變量間的相關(guān)性和共線性進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示變量之間并沒(méi)有高度的相關(guān)性和共線性。同時(shí)作為參照，還使用了OLS進(jìn)行估計(jì)，由于懷特檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在顯著的異方差，故該文使用了WLS方法進(jìn)行估計(jì)。采用Stata 14.0軟件，利用分位數(shù)回歸對(duì)3個(gè)分位點(diǎn)進(jìn)行回歸，基于國(guó)家貧困標(biāo)準(zhǔn)的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 基于國(guó)家貧困標(biāo)準(zhǔn)的人均收入分位數(shù)回歸結(jié)果

3.2 實(shí)證結(jié)果分析

從系數(shù)顯著性來(lái)看，無(wú)論是貧困戶還是非貧困戶，該文關(guān)注的核心解釋變量“銷(xiāo)售價(jià)格提高”和“補(bǔ)貼收入”均在1%的顯著性水平上顯著，鑒于最低收購(gòu)價(jià)政策的“托市”功能[38]，政策價(jià)格的提高意味著銷(xiāo)售價(jià)格也將相應(yīng)提高。因此，從收入增長(zhǎng)的角度來(lái)看，提高政策價(jià)格水平和增加補(bǔ)貼收入均有助于貧困戶家庭收入的增長(zhǎng)，從而有利于糧食主產(chǎn)區(qū)貧困戶脫貧。而銷(xiāo)售渠道對(duì)貧困戶和非貧困戶人均收入的影響均不顯著。根據(jù)銷(xiāo)售渠道的選項(xiàng)設(shè)置，選擇的數(shù)值越大，意味著對(duì)最低收購(gòu)價(jià)收購(gòu)的依賴程度越小，銷(xiāo)售渠道越傾向于多元化，如加工企業(yè)、訂單生產(chǎn)等。鑒于當(dāng)前選擇出售給加工企業(yè)或是訂單生產(chǎn)的農(nóng)戶較少，大部分小麥的最終流向仍為國(guó)有糧庫(kù)，可能由此導(dǎo)致銷(xiāo)售渠道對(duì)人均收入的影響并不明顯。從系數(shù)大小來(lái)看，銷(xiāo)售價(jià)格的提高對(duì)貧困戶的影響大于非貧困戶，表明銷(xiāo)售價(jià)格的提高對(duì)增加貧困戶收入的邊際貢獻(xiàn)更大，有利于縮小貧困戶和非貧困戶間的收入差距。同樣地，補(bǔ)貼收入對(duì)貧困戶的影響也大于非貧困戶，即補(bǔ)貼收入的提高也有助于縮小收入差距。為了檢驗(yàn)這種邊際貢獻(xiàn)差異在統(tǒng)計(jì)是否顯著，可以通過(guò)檢驗(yàn)銷(xiāo)售價(jià)格提高和補(bǔ)貼收入的系數(shù)是否相等，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，銷(xiāo)售價(jià)格提高對(duì)貧困戶和非貧困戶影響的差異在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，而補(bǔ)貼收入對(duì)貧困戶和非貧困戶的系數(shù)差異在1%水平上顯著。若從農(nóng)戶收入差距角度來(lái)看，補(bǔ)貼收入比銷(xiāo)售價(jià)格提高更有助于幫助貧困戶脫貧。其原因可能是，對(duì)于貧困戶來(lái)說(shuō)其農(nóng)業(yè)收入占比明顯高于非貧困戶，農(nóng)業(yè)收入對(duì)提高其家庭收入水平具有更重要的作用，而糧食補(bǔ)貼政策對(duì)低收入農(nóng)戶的效用更大，能夠緩解低收入農(nóng)戶的生產(chǎn)約束[39]，即隨著補(bǔ)貼收入的增加貧困戶更傾向于將其投入到糧食生產(chǎn)，從而帶來(lái)貧困戶農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和收入水平的提高。

表3 系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

其他控制變量不是該文關(guān)注的重點(diǎn)，但系數(shù)方向與既有研究結(jié)論基本一致。家庭特征變量中，戶主年齡和是否村領(lǐng)導(dǎo)對(duì)人均收入的影響并不顯著；家庭規(guī)模、耕地面積和外出從業(yè)時(shí)間對(duì)非貧困戶的人均收入具有顯著影響。非農(nóng)收入占比對(duì)貧困戶和非貧困戶人均收入均具有顯著的正影響，且對(duì)非貧困戶的作用程度更大，即非農(nóng)收入是促使貧困戶和非貧困戶間收入差距擴(kuò)大的原因之一。人力資本變量中，戶主文化程度和戶主健康情況僅對(duì)非貧困戶有顯著正影響，是否參加合作社的影響為負(fù)?？赡苁钱?dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)合作社的發(fā)展水平參差不齊，是否對(duì)收入水平具有促進(jìn)作用還有待商榷。農(nóng)業(yè)培訓(xùn)和互聯(lián)網(wǎng)接入對(duì)貧困戶和非貧困戶的影響均不顯著，這可能與培訓(xùn)的質(zhì)量和互聯(lián)網(wǎng)的有效使用直接相關(guān)。借貸對(duì)貧困戶和非貧困戶收入水平的提高均有顯著正影響，提高農(nóng)戶金融可獲性有助于增加農(nóng)民收入；而自然災(zāi)害對(duì)貧困戶和非貧困戶的收入均有顯著負(fù)影響，兩者都對(duì)非貧困戶的邊際貢獻(xiàn)更大。

3.3 穩(wěn)健性分析

為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，采用國(guó)際貧困線進(jìn)行重新估計(jì)，分析各因素對(duì)貧困戶和非貧困戶人均收入的影響與前文回歸結(jié)果是否存在差異。國(guó)際貧困線標(biāo)準(zhǔn)為每人每天1.9美元，按照2017年平均美元匯率進(jìn)行折算，人均收入低于4 686元即為貧困人口。參考該貧困標(biāo)準(zhǔn)，樣本農(nóng)戶中貧困戶共計(jì)317戶，貧困發(fā)生率為46%。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，銷(xiāo)售價(jià)格的提高和補(bǔ)貼收入的系數(shù)在顯著性和影響方向上均未發(fā)生改變，且對(duì)貧困戶的邊際貢獻(xiàn)大于非貧困戶，僅影響大小稍有改變。由此可見(jiàn)，若貧困線小幅提高，該文計(jì)量結(jié)果的主要發(fā)現(xiàn)和結(jié)論仍具有穩(wěn)健性。

表4 基于國(guó)際貧困標(biāo)準(zhǔn)的人均收入分位數(shù)回歸結(jié)果

4 主要結(jié)論與討論

通過(guò)利用冀魯豫3省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分位數(shù)回歸分析，可獲得以下結(jié)論：(1)糧食主產(chǎn)區(qū)的貧困戶表現(xiàn)出對(duì)政策的依賴度更高、作用程度較低，對(duì)農(nóng)業(yè)的依賴性更強(qiáng)、擁有的資產(chǎn)較少，人力資本積累較弱，金融資本可獲性更低等特點(diǎn)，呈現(xiàn)出多維貧困的特征。(2)從收入增長(zhǎng)的角度來(lái)看，提高政策價(jià)格水平和增加補(bǔ)貼收入均有助于貧困戶收入增長(zhǎng)，從而有利于主產(chǎn)區(qū)貧困戶脫貧；而銷(xiāo)售渠道對(duì)貧困戶和非貧困戶人均收入的影響均不顯著。(3)從農(nóng)戶收入差距角度來(lái)看，補(bǔ)貼收入比提高政策價(jià)格水平對(duì)于糧食主產(chǎn)區(qū)貧困戶脫貧的作用更為顯著。(4)非農(nóng)收入占比對(duì)貧困戶和非貧困戶人均收入均具有顯著的正影響，且對(duì)非貧困戶的作用程度更大；借貸對(duì)貧困戶和非貧困戶收入水平的提高均有顯著正影響，自然災(zāi)害則具有顯著負(fù)影響，兩者都對(duì)非貧困戶的邊際貢獻(xiàn)更大。

該文結(jié)果為研究糧食政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)貧困戶和非貧困戶收入水平的影響提供了有益探索和實(shí)證支撐?，F(xiàn)有的價(jià)格支持政策和補(bǔ)貼政策對(duì)主產(chǎn)區(qū)貧困戶的收入增長(zhǎng)及收入差距縮小具有一定的促進(jìn)作用。就當(dāng)前農(nóng)戶的家庭收入結(jié)構(gòu)來(lái)看，非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入提高具有重要影響，單純地依靠糧食政策增加農(nóng)戶收入的效果并不理想，鑒于當(dāng)前貧困戶多維貧困的現(xiàn)實(shí)，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的扶貧政策需進(jìn)一步地由收入貧困轉(zhuǎn)向多維貧困，結(jié)合其他多種政策措施制定更為針對(duì)性的扶貧政策：(1)充分發(fā)揮非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的促進(jìn)作用，特別是對(duì)貧困戶脫貧的重要作用，通過(guò)鼓勵(lì)和引導(dǎo)農(nóng)民外出務(wù)工或農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)提高農(nóng)民收入水平；(2)注重貧困農(nóng)民人力資本的積累和素質(zhì)的提升，加強(qiáng)農(nóng)民職業(yè)教育和專業(yè)技能培訓(xùn)，加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的投入力度；(3)不斷完善農(nóng)村融資增信機(jī)制，創(chuàng)新農(nóng)村金融支農(nóng)模式，進(jìn)一步增強(qiáng)農(nóng)業(yè)信貸的可得性和便利性，充分發(fā)揮農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用；(4)支持發(fā)展主要糧食作物的政策性保險(xiǎn)，為農(nóng)戶特別是貧困戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供風(fēng)險(xiǎn)保障。