陳宏偉，穆月英

（中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

我國(guó)糧食生產(chǎn)呈現(xiàn)出用水需求增加而供給不足的特點(diǎn)。降雨不足和地表水嚴(yán)重短缺迫使大量超采地下水以維持糧食生產(chǎn)灌溉需求，其中，貢獻(xiàn)全國(guó)糧食產(chǎn)量30%的華北平原地下水超采問(wèn)題尤為嚴(yán)重，成為世界上面積最大的地下水漏斗區(qū)，水資源短缺問(wèn)題已嚴(yán)重威脅到糧食安全，引發(fā)一系列生態(tài)環(huán)境問(wèn)題。同時(shí)，糧食生產(chǎn)用水效率低下，糧食灌溉用水浪費(fèi)和污染現(xiàn)象突出。2019年我國(guó)農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)為0.559，單方水的糧食產(chǎn)量為1.1千克，而發(fā)達(dá)國(guó)家灌溉水利用系數(shù)在0.7～0.8之間，單方水糧食產(chǎn)量可達(dá)2.5～3.0千克，可見(jiàn)我國(guó)糧食生產(chǎn)環(huán)節(jié)的節(jié)水潛力巨大。

《全國(guó)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展規(guī)劃（2015-2030年）》提出要加快發(fā)展節(jié)水農(nóng)業(yè)，推廣抗旱品種，節(jié)水保墑，管道輸水、噴灌、微灌等多種節(jié)水生產(chǎn)方式。農(nóng)戶糧食節(jié)水生產(chǎn)行為強(qiáng)調(diào)節(jié)約灌溉用水量、緩解農(nóng)業(yè)水資源短缺，采用農(nóng)藝節(jié)水、工程節(jié)水、生物節(jié)水等方式，通過(guò)輸水配水、田間灌水、作物吸收等環(huán)節(jié)水資源與其他要素的合理配置，發(fā)揮提高糧食產(chǎn)量、增加家庭收入的溢出效應(yīng)。而在實(shí)踐過(guò)程中節(jié)水農(nóng)業(yè)推廣與農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為采納相脫節(jié)，節(jié)水灌溉設(shè)備老化失修，用水計(jì)量手段不完善，導(dǎo)致大水漫灌現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。糧食節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶采納程度偏低，采納持續(xù)性弱[1]，其收入溢出效應(yīng)存在顯著的區(qū)域和農(nóng)戶個(gè)體差異。

農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為的增收差異一方面受到年齡、受教育程度、經(jīng)營(yíng)規(guī)模以及土地細(xì)碎化程度等因素的影響[2]，另一方面，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，大量農(nóng)村勞動(dòng)力持續(xù)向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移。2020年農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)數(shù)量高達(dá)2.86億人，其中戶籍鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)非農(nóng)就業(yè)農(nóng)民工1.16億人，外出農(nóng)民工1.70億人，非農(nóng)收入成為農(nóng)戶家庭收入的主要部分。糧食生產(chǎn)與非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系發(fā)生了巨大變化，而糧食節(jié)水生產(chǎn)行為具備勞動(dòng)節(jié)約屬性，其采納對(duì)農(nóng)戶收入影響的差異可能會(huì)受到非農(nóng)就業(yè)的調(diào)節(jié)作用。因此，在非農(nóng)就業(yè)的背景下探究糧食節(jié)水生產(chǎn)行為的收入溢出機(jī)制與路徑，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)于節(jié)水生產(chǎn)行為的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究主要包括節(jié)本和增產(chǎn)增收兩個(gè)方面。成本節(jié)約方面，以農(nóng)戶家庭或社區(qū)為基礎(chǔ)的節(jié)水生產(chǎn)行為可以減少作物水分利用、提高水分生產(chǎn)率[3]，農(nóng)戶采納干濕交替灌溉能夠減少38%的灌溉時(shí)間，相應(yīng)地節(jié)約泵送能源和灌溉用水[4-5]，灌溉水使用量減少25%～30%[6]。除節(jié)水之外，膜下滴灌還具有節(jié)約種苗費(fèi)用、農(nóng)藥化肥費(fèi)用和投工費(fèi)用等其他生產(chǎn)投入的溢出效果[7]。增產(chǎn)增收方面，農(nóng)戶采納滴灌的農(nóng)業(yè)增收效應(yīng)主要通過(guò)產(chǎn)量效應(yīng)和溢價(jià)效應(yīng)得到實(shí)現(xiàn)[8]，能夠使每噸灌溉水增加17.16千克的蔬菜產(chǎn)量、45.90元的蔬菜收入[9]，能夠使種植戶家庭胡蘿卜單產(chǎn)水平提高21%[10]，黃騰等得出抗旱品種、覆膜、噴灌和滴灌四類有效節(jié)水灌溉能夠使農(nóng)業(yè)畝均收入提升19.66%[11]。但也有學(xué)者得出，采納節(jié)水生產(chǎn)行為后水生產(chǎn)力有所提高，但農(nóng)作物的產(chǎn)量和用水量均出現(xiàn)下降的趨勢(shì)[12]。胡倫等分析了農(nóng)戶節(jié)水灌溉的減貧效應(yīng)，得出農(nóng)戶節(jié)水灌溉的意愿每提高1個(gè)單位，貧困發(fā)生率下降10.5%[13]。

目前，分析節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入影響的實(shí)證研究較為豐富，但仍存在一些拓展空間：一是多數(shù)研究?jī)H集中于量化節(jié)水生產(chǎn)行為的增收效果，而對(duì)其增收機(jī)制的實(shí)證研究不足，較少對(duì)非農(nóng)就業(yè)這一關(guān)鍵影響路徑展開(kāi)分析。二是已有文獻(xiàn)多集中于研究整體或單一節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶采納，而節(jié)水生產(chǎn)行為涵蓋農(nóng)藝節(jié)水、工程節(jié)水、生物節(jié)水等，不同行為間因替代互補(bǔ)關(guān)系而相互影響，僅分析單個(gè)節(jié)水生產(chǎn)行為的采納效果存在偏差。本文基于河北、山東、河南三省糧食種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用協(xié)方差層次分析法（Cov-AHP）、工具變量分位數(shù)回歸模型、中介效應(yīng)模型和門檻回歸模型對(duì)節(jié)水生產(chǎn)行為的采納強(qiáng)度與農(nóng)戶收入溢出機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析。

一、理論分析與模型構(gòu)建

1.理論分析

（1）節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶增收的直接和間接效應(yīng)。農(nóng)戶層面的節(jié)水生產(chǎn)行為包括農(nóng)藝節(jié)水、工程節(jié)水、生物節(jié)水等，農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為在節(jié)水的同時(shí)，能夠提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，產(chǎn)生勞動(dòng)要素節(jié)約偏向，農(nóng)戶根據(jù)要素稀缺性特征釋放農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)行業(yè)[14-15]，從而具有收入溢出效應(yīng)。因此，節(jié)水生產(chǎn)行為的收入溢出機(jī)制包括農(nóng)業(yè)收入效應(yīng)和要素替代效應(yīng)。節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響包括兩個(gè)方面：一是節(jié)本增產(chǎn)效應(yīng)。節(jié)水生產(chǎn)行為能夠節(jié)約農(nóng)業(yè)水費(fèi)，節(jié)省農(nóng)業(yè)用工投入，減少農(nóng)藥化肥支出[3，7]。同時(shí)，節(jié)水生產(chǎn)行為能夠提高灌溉用水效率，增加畝均產(chǎn)量，從而帶來(lái)農(nóng)業(yè)收入增加[8-10]。二是提高抗風(fēng)險(xiǎn)能力。生計(jì)能力不足、用水矛盾突出的農(nóng)戶群體收入水平較低，通過(guò)推廣采納節(jié)水生產(chǎn)行為，可以改善當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境條件，提高其獲取公共服務(wù)的能力，從而提升收入水平。同時(shí)，農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為中的干中學(xué)，能夠增進(jìn)人力資本、社會(huì)資本等生計(jì)資本，提高災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)預(yù)防和抵御風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力[13]。

節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的要素替代效應(yīng)體現(xiàn)在：農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為采納如抗旱品種能夠減少灌溉次數(shù)、噴灌/微灌等能夠減少灌溉人工投入，從而降低對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的需求，縮短農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)間，理性農(nóng)戶會(huì)選擇優(yōu)化家庭勞動(dòng)力配置，使家庭剩余農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移[11，13]。同時(shí)，節(jié)水生產(chǎn)行為采納帶來(lái)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)強(qiáng)度的下降，使得女性及老齡化勞動(dòng)力能夠勝任農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而釋放出更多勞動(dòng)力進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)[14]。另外，采納節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶出于對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備高成本投入的需求，更傾向于進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)，從而提升非農(nóng)收入和家庭收入水平。

H1：節(jié)水生產(chǎn)行為能夠顯著增加農(nóng)業(yè)收入，并通過(guò)非農(nóng)就業(yè)提高非農(nóng)收入。

（2）節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶增收異質(zhì)性。農(nóng)戶間存在生產(chǎn)資料占有、知識(shí)儲(chǔ)備、經(jīng)營(yíng)能力的稟賦差異，具有收入優(yōu)勢(shì)的農(nóng)戶往往具備較強(qiáng)的資源利用、技術(shù)習(xí)得能力，更容易獲取節(jié)水生產(chǎn)行為采納程度提高所帶來(lái)的益處。農(nóng)戶工程節(jié)水生產(chǎn)行為的前期投資及日常維護(hù)成本較高[16]，高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶能夠承擔(dān)較高的節(jié)水設(shè)施管護(hù)費(fèi)用和技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)，更好地發(fā)揮節(jié)水生產(chǎn)行為的比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步提升農(nóng)業(yè)收入水平，即節(jié)水生產(chǎn)行為采納的“馬太效應(yīng)”。而高非農(nóng)收入的農(nóng)戶家庭往往較少將所獲收入用于農(nóng)業(yè)投資，而是用于住房、教育、醫(yī)療等方面[17]，使得節(jié)水生產(chǎn)行為的要素替代效應(yīng)弱化，即農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為采納的“重心轉(zhuǎn)變效應(yīng)”。

H2：節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)增收作用更為顯著，對(duì)低非農(nóng)收入農(nóng)戶的非農(nóng)收入提升作用更加明顯。

（3）節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶增收門檻機(jī)制。根據(jù)勞動(dòng)力務(wù)工距離的遠(yuǎn)近，可以將非農(nóng)就業(yè)劃分為本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工兩種類型，農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為采納推動(dòng)家庭勞動(dòng)力向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移，本地非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)戶家庭收入水平同時(shí)兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而進(jìn)一步增強(qiáng)對(duì)節(jié)水生產(chǎn)行為的支付能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力，契合節(jié)水生產(chǎn)行為減輕人工投入的特點(diǎn)[18]，且本地非農(nóng)就業(yè)比例越高，節(jié)水生產(chǎn)行為的要素替代效應(yīng)越大，增收效果越顯著。勞動(dòng)力外出務(wù)工使得工資性收入成為農(nóng)戶家庭收入的主要部分[19]，隨著家庭勞動(dòng)力外出務(wù)工比例的提高，引致從業(yè)重心向非農(nóng)轉(zhuǎn)變，從而減少務(wù)農(nóng)時(shí)間投入[20]，不利于節(jié)水生產(chǎn)行為的要素替代效應(yīng)的發(fā)揮。

H3：本地非農(nóng)就業(yè)、外出務(wù)工均在節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶增收機(jī)制中發(fā)揮門檻效應(yīng)。

為此，本文構(gòu)建糧食節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入溢出機(jī)制的理論分析框架，如圖1所示。

圖1 糧食節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶收入溢出分析框架

2.模型構(gòu)建

（1）基準(zhǔn)模型。為研究節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的影響，本文將基準(zhǔn)模型設(shè)置如下：

式（1）中，Incomei表示第i個(gè)農(nóng)戶的收入水平，WPi表示節(jié)水生產(chǎn)行為，Xi表示一系列控制變量，αi表示待估參數(shù)，εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（2）工具變量分位數(shù)模型。檢驗(yàn)節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的異質(zhì)性影響是分析農(nóng)戶增收“分化”的重要手段。考慮到節(jié)水生產(chǎn)行為與農(nóng)戶收入可能存在互為因果關(guān)系的內(nèi)生性問(wèn)題，而分位數(shù)回歸模型可能造成參數(shù)估計(jì)的不一致性。因此，采用由Chernozhukov等[21]提出的工具變量分位數(shù)回歸模型（IVQR）分析節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的影響。模型設(shè)定如下：

其中，τ表示特定分位點(diǎn)，λ、θ表示待估參數(shù)，Z表示工具變量，q(.)表示分位數(shù)函數(shù)方程，式（3）為引入工具變量后的目標(biāo)函數(shù)，根據(jù)加權(quán)離差絕對(duì)值之和最小原則展開(kāi)如下，得到分位數(shù)回歸估計(jì)量：

式（4）中，ρτ為損失函數(shù)，δ表示待估參數(shù)，在模型估計(jì)之前需要檢驗(yàn)工具變量的有效性和弱工具變量問(wèn)題。

（3）中介效應(yīng)模型。從理論分析可知，節(jié)水生產(chǎn)行為可能通過(guò)非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響，因此，建立中介效應(yīng)模型進(jìn)行影響路徑分析。借鑒溫忠麟等[22]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，首先設(shè)定式（1）檢驗(yàn)節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的直接影響，其次運(yùn)用式（5）和式（6）檢驗(yàn)節(jié)水生產(chǎn)行為是否通過(guò)影響非農(nóng)就業(yè)間接影響農(nóng)戶收入。

其中，Migi表示非農(nóng)就業(yè)，βi、ρi表示估計(jì)參數(shù)，只有α1顯著才繼續(xù)檢驗(yàn)β1、ρ1與ρ2，反之不存在中介效應(yīng)。在α1通過(guò)檢驗(yàn)的前提下，若β1與ρ2均顯著表明節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)收入的影響至少有一部分是通過(guò)非農(nóng)就業(yè)實(shí)現(xiàn)的。在前面兩步檢驗(yàn)均通過(guò)的情況下，若ρ1顯著且與β1ρ2同號(hào)，表明非農(nóng)就業(yè)起部分中介作用，反之為遮掩效應(yīng)。

（4）門檻回歸模型。由于節(jié)水生產(chǎn)行為的增收效果可能會(huì)因非農(nóng)就業(yè)距離和程度不同而存在差異，為避免主觀選定閾值而造成估計(jì)偏誤，借鑒Hansen[23]提出的門檻回歸模型，以統(tǒng)計(jì)推斷的方法生成門檻值，劃分非農(nóng)就業(yè)程度的區(qū)間，以存在2個(gè)門檻值為例，模型設(shè)定如下：

式（7）中，I(.)表示指標(biāo)函數(shù)，γi表示特定的門檻值，ηi和λi為待估系數(shù)，μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于可能在兩個(gè)或兩個(gè)以上的門檻，需要通過(guò)自抽樣檢驗(yàn)以判定具體門檻個(gè)數(shù)。

3.農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為測(cè)度

農(nóng)戶可能集成采納一項(xiàng)或多項(xiàng)節(jié)水生產(chǎn)行為，而以是否采納節(jié)水生產(chǎn)行為或采納數(shù)量進(jìn)行賦值，無(wú)法體現(xiàn)出不同行為相對(duì)重要性的差異，以及不同行為間的替代或互補(bǔ)關(guān)系。Cov-AHP方法基于層次分析法的分析框架，但以平均協(xié)方差替代主觀權(quán)重判斷，根據(jù)得到的各節(jié)水生產(chǎn)行為的權(quán)重系數(shù)，測(cè)算出綜合采納強(qiáng)度，能夠體現(xiàn)各類節(jié)水生產(chǎn)行為的替代互補(bǔ)關(guān)系及集成效果[2]。

具體計(jì)算步驟如下：第一步，明確節(jié)水生產(chǎn)行為清單，根據(jù)農(nóng)戶樣本矩陣依次構(gòu)造協(xié)方差矩陣、相對(duì)協(xié)方差矩陣、判斷矩陣。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

為掌握我國(guó)糧食生產(chǎn)及水資源利用狀況與方式，課題組于2019年7月在河北、山東和河南3省的糧食主產(chǎn)區(qū)域開(kāi)展了糧食種植戶問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)研區(qū)域以灌區(qū)為主，主要依靠地表水和開(kāi)采地下水進(jìn)行灌溉，基礎(chǔ)設(shè)施配套較為完善，是保障我國(guó)北方糧食供給的重要地區(qū)。問(wèn)卷調(diào)查對(duì)象的選取采取多階段分層抽樣和隨機(jī)抽樣結(jié)合的方式，首先在每個(gè)省份隨機(jī)抽取2個(gè)糧食主產(chǎn)縣，選定河北省清苑縣、南和縣，山東省曹縣、齊河縣，河南省永城縣、息縣作為調(diào)研區(qū)域，然后采用同樣的分層隨機(jī)抽樣方法在每個(gè)縣抽取4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取2個(gè)行政村，每個(gè)行政村抽取12戶農(nóng)戶。調(diào)查內(nèi)容主要涵蓋了糧食種植戶家庭基本情況、成本收益情況、節(jié)水生產(chǎn)行為認(rèn)知與采納情況、水資源認(rèn)知與利用情況，所在村基本信息等，共收回農(nóng)戶問(wèn)卷576份，篩選后符合研究需要的有效農(nóng)戶樣本數(shù)量540戶，有效率為93.75%。

2.變量說(shuō)明

（1）被解釋變量：家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入。分別用家庭人均純收入、家庭人均經(jīng)營(yíng)性收入、家庭人均工資性收入表示。

（2）解釋變量：節(jié)水生產(chǎn)行為。主要包括抗旱品種、留茬免耕、地膜覆蓋、地面管道、地下管道、噴灌/微灌等6種行為[5，24]，基于調(diào)研數(shù)據(jù)運(yùn)用Cov-AHP方法進(jìn)行測(cè)算，得到客觀權(quán)重依次為0.156、0.198、0.175、0.220、0.196和0.056，隨機(jī)一致性比率CR等于0.018＜0.100，表明判斷矩陣通過(guò)一致性檢驗(yàn)。

非農(nóng)就業(yè)。非農(nóng)就業(yè)是指農(nóng)村戶籍勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門就業(yè)的過(guò)程[25]，包括本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工兩種類型[17]。由于勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)是家庭決策行為，本文選取糧食種植戶家庭在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)范圍以內(nèi)務(wù)工人口占比和家庭在鄉(xiāng)鎮(zhèn)范圍以外務(wù)工人口占比來(lái)分別衡量本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工程度。以鄉(xiāng)鎮(zhèn)范圍為劃分標(biāo)準(zhǔn)的原因是：鄉(xiāng)鎮(zhèn)外非農(nóng)就業(yè)農(nóng)戶在能力積累和勞動(dòng)時(shí)間損失方面與本地就業(yè)農(nóng)戶存在顯著差異，能夠體現(xiàn)不同非農(nóng)就業(yè)類型的異質(zhì)性影響[20]。

（3）控制變量：性別、年齡、受教育年限和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等戶主稟賦變量；種植年限、種植規(guī)模、是否加入合作社、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、與縣城距離等家庭稟賦變量；是否屬于河北省、是否屬于河南省等地區(qū)差異變量（以山東省為對(duì)照）。

（4）工具變量：灌溉機(jī)械的抽水深度、生態(tài)環(huán)境效益。抽水深度反映了水資源的短缺程度，與農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為采納情況高度相關(guān)，而抽水深度不會(huì)直接影響被訪者家庭收入狀況；資源節(jié)約帶來(lái)的生態(tài)環(huán)境效益是農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為的直接動(dòng)機(jī)，而生態(tài)環(huán)境效益僅通過(guò)影響節(jié)水生產(chǎn)行為進(jìn)而影響農(nóng)戶收入，兩個(gè)工具變量均符合相關(guān)性和外生性要求。變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

三、結(jié)果分析

1.節(jié)水生產(chǎn)行為影響農(nóng)戶收入的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

節(jié)水生產(chǎn)行為與農(nóng)戶家庭收入變量間可能存在反向因果的內(nèi)生性問(wèn)題，為弱化內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，運(yùn)用兩階段工具變量的CMP方法，以抽水深度和生態(tài)環(huán)境效益作為工具變量，第一階段均以節(jié)水生產(chǎn)行為作為被解釋變量，第二階段分別以家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入為被解釋變量，表2中模型（1）、（2）和（3）的atanhrho值均在1%的水平上顯著，拒絕了節(jié)水生產(chǎn)行為變量外生的原假設(shè)，表明三個(gè)模型均存在內(nèi)生性問(wèn)題且CMP估計(jì)結(jié)果更為有效。第一階段估計(jì)結(jié)果中，抽水深度、生態(tài)環(huán)境效益與節(jié)水生產(chǎn)行為這一內(nèi)生變量均顯著相關(guān)，因此，選取抽水深度、生態(tài)環(huán)境效益作為工具變量較為合適，不存在弱工具變量的問(wèn)題。

表2 節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入影響的CMP估計(jì)結(jié)果

將表2中節(jié)水生產(chǎn)行為變量對(duì)三類農(nóng)戶收入影響的系數(shù)進(jìn)行對(duì)比，節(jié)水生產(chǎn)行為變量對(duì)家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的影響均顯著為正，分別為0.228、0.591和0.195，且對(duì)非農(nóng)收入的影響系數(shù)顯著小于農(nóng)業(yè)收入，說(shuō)明節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)效應(yīng)大于要素替代效應(yīng)，調(diào)研區(qū)域的山東、河南、河北是勞動(dòng)力的主要輸出地，存在大量農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力，農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為能夠節(jié)約勞動(dòng)、灌溉水等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入，直接增加農(nóng)業(yè)收入，同時(shí)，節(jié)水生產(chǎn)行為節(jié)約的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入能夠推動(dòng)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)，從而提升非農(nóng)收入，使得農(nóng)戶家庭總收入增加，H1得證。

控制變量中，受教育年限、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、加入合作社和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)三類收入的影響系數(shù)均顯著為正，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力受教育程度越高有助于提升自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，加入合作社能夠獲取技術(shù)培訓(xùn)，提高議價(jià)能力和銷售收入，均能夠直接提升農(nóng)業(yè)收入，而較高的受教育水平往往更容易獲取非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，提升非農(nóng)收入。農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)量是社會(huì)資本的體現(xiàn)，能夠消除信息不對(duì)稱，獲得更多的收入來(lái)源渠道，提高家庭各項(xiàng)收入水平。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度較為積極的農(nóng)戶家庭能夠獲取較高收入水平，與常識(shí)一致，而性別、年齡、種植年限和土地細(xì)碎化的系數(shù)均不顯著。

2.節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶收入的影響

分別選取農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)收入的25%、50%和75%三個(gè)典型分位點(diǎn)，同樣以抽水深度和生態(tài)環(huán)境效益作為節(jié)水生產(chǎn)行為的工具變量，運(yùn)用工具變量分位數(shù)回歸模型（IVQR）分析節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)異質(zhì)性農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)收入的影響，估計(jì)結(jié)果分別如表3中的模型（4）和模型（5）所示?？梢钥闯觯?jié)水生產(chǎn)行為對(duì)25%、50%、75%分位點(diǎn)農(nóng)業(yè)收入的正向影響逐步擴(kuò)大，相比于低農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶，高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶采納節(jié)水生產(chǎn)行為后的收入增加幅度更大，即存在“馬太效應(yīng)”。

表3 節(jié)水生產(chǎn)行為影響農(nóng)戶收入的工具變量分位數(shù)回歸估計(jì)結(jié)果

對(duì)于非農(nóng)收入相對(duì)較低的農(nóng)戶家庭（50%及以下分位數(shù)），節(jié)水生產(chǎn)行為的非農(nóng)收入增加效果更加明顯，即節(jié)水生產(chǎn)行為能夠顯著提升低非農(nóng)收入農(nóng)戶的非農(nóng)收入水平，而對(duì)于高非農(nóng)收入農(nóng)戶家庭（75%分位數(shù)），節(jié)水生產(chǎn)行為的非農(nóng)收入增收效應(yīng)不再顯著，這是由于非農(nóng)就業(yè)距離的差異，外出務(wù)工的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)決策者對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重視程度較低，而能夠獲取較高非農(nóng)收入的勞動(dòng)力外出務(wù)工改變了農(nóng)戶從業(yè)重心，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)逐步減少，節(jié)水生產(chǎn)行為的非農(nóng)增收效果進(jìn)一步弱化，與鄒杰玲等[20]的研究結(jié)論一致，H2得證。

3.非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)分析

為進(jìn)一步明確非農(nóng)就業(yè)在節(jié)水生產(chǎn)行為和農(nóng)戶收入之間發(fā)揮的中介作用，運(yùn)用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。模型（6）和（7）中節(jié)水生產(chǎn)行為影響農(nóng)戶收入的總效應(yīng)系數(shù)為0.254且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工方程中，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)本地非農(nóng)就業(yè)有顯著的正向影響，而對(duì)外出務(wù)工的系數(shù)顯著為負(fù)，可能的原因是采納節(jié)水生產(chǎn)行為帶來(lái)的務(wù)農(nóng)時(shí)間節(jié)省有助于勞動(dòng)力在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)行業(yè)，同時(shí)兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而遠(yuǎn)距離外出務(wù)工則具有較強(qiáng)的非農(nóng)化傾向，甚至放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此，采納節(jié)水生產(chǎn)行為不利于從事遠(yuǎn)距離外出務(wù)工，與劉魏等[17]的結(jié)論一致。兩個(gè)模型中家庭總收入方程的節(jié)水生產(chǎn)行為系數(shù)均顯著，分別為0.262和0.156，本地非農(nóng)就業(yè)、外出務(wù)工的系數(shù)均顯著為正，表明兩個(gè)中介變量的間接效應(yīng)均顯著。因此，本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工均在節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響中發(fā)揮中介作用。

表4 節(jié)水生產(chǎn)行為影響農(nóng)戶收入的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

將以上結(jié)果進(jìn)行匯總，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的直接效應(yīng)為正，其中本地非農(nóng)就業(yè)的間接效應(yīng)為正，而外出務(wù)工的間接效應(yīng)為負(fù)，表明采納節(jié)水生產(chǎn)行為不僅對(duì)農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入有直接的改善作用，還會(huì)通過(guò)本地非農(nóng)就業(yè)間接提高農(nóng)戶收入，中介效應(yīng)占比為21.039%。而外出務(wù)工則在節(jié)水生產(chǎn)行為提升農(nóng)戶收入的影響機(jī)制中有部分抑制作用，即“遮掩效應(yīng)”，遮掩效應(yīng)占比為36.615%?？梢?jiàn)，從影響機(jī)制的角度也證實(shí)了前述研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.非農(nóng)就業(yè)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)基準(zhǔn)回歸結(jié)果，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶家庭總收入具有促進(jìn)作用，但對(duì)于不同非農(nóng)就業(yè)類型和程度的農(nóng)戶家庭，該促進(jìn)作用是否存在門檻特征即非線性增收效應(yīng)，有待進(jìn)一步驗(yàn)證。本文以無(wú)非農(nóng)就業(yè)農(nóng)戶樣本為對(duì)照組，分別以有本地非農(nóng)就業(yè)、有外出務(wù)工農(nóng)戶樣本為處理組，以本地非農(nóng)就業(yè)比例和外出務(wù)工比例為門檻變量，依次在單一門檻、雙重門檻、三重門檻假設(shè)下進(jìn)行估計(jì)，借助Bootstrap方法重復(fù)抽樣500次得到P值、門檻估計(jì)值和置信區(qū)間，具體門檻模型估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，勞動(dòng)力本地非農(nóng)就業(yè)的兩個(gè)門檻值分別為0.143和0.285，因此，將農(nóng)戶劃分為低本地非農(nóng)就業(yè)程度（q＜0.143）、中等本地非農(nóng)就業(yè)程度（0.143≤q＜0.285）和高本地非農(nóng)就業(yè)程度（q≥0.285）三類。根據(jù)外出務(wù)工的兩個(gè)門檻值0.2和0.4，將農(nóng)戶劃分為低外出務(wù)工程度（q＜0.2）、中等外出務(wù)工程度（0.2≤q＜0.4）和高外出務(wù)工程度（q≥0.4）三類。

表5 非農(nóng)就業(yè)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

可以看出，當(dāng)本地非農(nóng)就業(yè)比例低于0.143時(shí)，該階段節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的影響主要表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入過(guò)剩的“擁擠效應(yīng)”，即農(nóng)戶家庭中低邊際產(chǎn)出勞動(dòng)力持續(xù)參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，節(jié)水生產(chǎn)行為難以發(fā)揮出勞動(dòng)力節(jié)約的要素替代效應(yīng)，造成農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入過(guò)剩，采納節(jié)水生產(chǎn)行為的增收效果較小。當(dāng)本地非農(nóng)就業(yè)比例高于0.143時(shí)，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的影響顯著提升，當(dāng)本地非農(nóng)就業(yè)比例高于0.285時(shí)，節(jié)水生產(chǎn)行為的勞動(dòng)力要素節(jié)約效應(yīng)充分釋放，增收效應(yīng)得到進(jìn)一步強(qiáng)化。因此，跨越本地非農(nóng)就業(yè)的門檻，是發(fā)揮節(jié)水生產(chǎn)行為收入溢出效應(yīng)的重要路徑。當(dāng)外出務(wù)工比例提升至第一門檻值（0.2）和第二門檻值（0.4）之間時(shí)，節(jié)水生產(chǎn)行為的增收效果逐步弱化，農(nóng)戶的從業(yè)重心開(kāi)始向非農(nóng)改變，逐步減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力投入。而當(dāng)外出務(wù)工比例大于0.4時(shí)，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的提升作用不再顯著，進(jìn)一步印證了外出務(wù)工的從業(yè)重心轉(zhuǎn)變機(jī)制，H3得證。

5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，將解釋變量節(jié)水生產(chǎn)行為采納程度替換為是否采納節(jié)水生產(chǎn)行為（0-1變量），同樣以抽水深度和生態(tài)環(huán)境效益作為工具變量，運(yùn)用工具變量的CMP方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。模型（10）、（11）和（12）的atanhrho值均在1%的水平上顯著，表明農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為采納為內(nèi)生變量。第一階段估計(jì)結(jié)果中，抽水深度、生態(tài)環(huán)境效益與節(jié)水生產(chǎn)行為均高度相關(guān)，顯著拒絕原假設(shè)，排除了弱工具變量的可能性。節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入的正向影響顯著性均保持不變，相對(duì)大小與基準(zhǔn)模型保持一致，驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

本文基于非農(nóng)就業(yè)的視角，利用河北、山東、河南3個(gè)省份540戶糧食種植戶的微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)方差層次分析法（Cov-AHP）測(cè)算得到農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為集成采納強(qiáng)度，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用工具變量分位數(shù)模型分析節(jié)水生產(chǎn)行為集成采納對(duì)異質(zhì)性農(nóng)戶收入的影響，進(jìn)一步運(yùn)用中介效應(yīng)模型和門檻回歸模型驗(yàn)證本地非農(nóng)就業(yè)與外出務(wù)工兩種非農(nóng)就業(yè)類型的異質(zhì)性作用。主要結(jié)論如下：

第一，不同節(jié)水生產(chǎn)行為采納存在關(guān)聯(lián)性，其相對(duì)重要性存在顯著差異，農(nóng)戶采納抗旱品種、留茬免耕、地膜覆蓋、地面管道、地下管道、噴灌/微灌等6種節(jié)水生產(chǎn)行為的客觀權(quán)重依次為0.156、0.198、0.175、0.220、0.196和0.056，地面管道、留茬免耕和地下管道的權(quán)重較高。

第二，節(jié)水生產(chǎn)行為能夠顯著提高農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)收入水平，且農(nóng)業(yè)增收效應(yīng)大于要素替代效應(yīng)。從作用邏輯來(lái)看，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)異質(zhì)性農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的影響存在顯著差異，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)業(yè)收入的影響存在“馬太效應(yīng)”，即對(duì)于具有比較優(yōu)勢(shì)的高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶，節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)業(yè)增收作用更加明顯；節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)非農(nóng)收入的影響存在“重心轉(zhuǎn)變效應(yīng)”，即節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)于低非農(nóng)收入農(nóng)戶的非農(nóng)收入提升作用更為顯著，而對(duì)于高非農(nóng)收入農(nóng)戶，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)非農(nóng)收入的提升作用較小。

第三，勞動(dòng)力本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工兩種非農(nóng)就業(yè)類型均顯著提高農(nóng)戶收入水平，節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的影響機(jī)制中本地非農(nóng)就業(yè)發(fā)揮中介效應(yīng)，即節(jié)水生產(chǎn)行為有助于勞動(dòng)力本地非農(nóng)就業(yè)進(jìn)而提升農(nóng)戶收入水平；外出務(wù)工在節(jié)水生產(chǎn)行為提升農(nóng)戶收入機(jī)制中存在遮掩效應(yīng)，即節(jié)水生產(chǎn)行為不利于農(nóng)戶外出務(wù)工進(jìn)而降低農(nóng)戶收入，部分遮掩了節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的提升效果。

第四，節(jié)水生產(chǎn)行為的農(nóng)戶增收效應(yīng)因勞動(dòng)力本地非農(nóng)就業(yè)和外出務(wù)工比例的差異而均存在雙重門檻效應(yīng)，當(dāng)本地非農(nóng)就業(yè)比例分別跨越0.143和0.285的門檻值，節(jié)水生產(chǎn)行為的增收效應(yīng)呈階梯型上升；當(dāng)外出務(wù)工比例分別跨越0.2和0.4時(shí)，其增收效應(yīng)隨著節(jié)水生產(chǎn)行為強(qiáng)度的提升而持續(xù)下降。

基于上述研究結(jié)論，得出如下的政策啟示。第一，通過(guò)政策扶持和市場(chǎng)機(jī)制激勵(lì)糧食種植戶采納節(jié)水生產(chǎn)行為。一方面，通過(guò)補(bǔ)貼節(jié)水設(shè)備初期投入與供給日常維護(hù)服務(wù)等，降低農(nóng)戶節(jié)水生產(chǎn)行為采納成本和技術(shù)風(fēng)險(xiǎn)，提高農(nóng)戶采納地面管道、留茬免耕和地下管道等節(jié)水生產(chǎn)行為的主動(dòng)性，解決節(jié)水農(nóng)業(yè)推廣的“最后一公里”問(wèn)題。另一方面，建立糧食生產(chǎn)節(jié)水推廣的市場(chǎng)機(jī)制，推進(jìn)農(nóng)業(yè)水價(jià)綜合改革，完善農(nóng)業(yè)水價(jià)形成機(jī)制，用市場(chǎng)杠桿促進(jìn)農(nóng)戶采納節(jié)水生產(chǎn)行為，實(shí)現(xiàn)糧食節(jié)水生產(chǎn)行為的可持續(xù)性。

第二，引導(dǎo)糧食生產(chǎn)剩余勞動(dòng)力合理有序向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。在進(jìn)城農(nóng)民工回流規(guī)模不斷擴(kuò)大的背景下，鼓勵(lì)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)擇業(yè)，實(shí)現(xiàn)就地就近就業(yè)，使其在本地非農(nóng)就業(yè)的基礎(chǔ)上兼顧糧食生產(chǎn)，利用非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷真正服務(wù)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，充分發(fā)揮節(jié)水生產(chǎn)行為的增收效果；對(duì)于較少?gòu)氖录Z食生產(chǎn)、遠(yuǎn)距離務(wù)工、以工資性收入為主的農(nóng)戶，應(yīng)當(dāng)順應(yīng)其非農(nóng)化傾向。

第三，針對(duì)節(jié)水生產(chǎn)行為對(duì)農(nóng)戶收入的異質(zhì)性影響，對(duì)于稟賦約束導(dǎo)致農(nóng)業(yè)收入不高的農(nóng)戶，應(yīng)強(qiáng)化農(nóng)村勞動(dòng)力的人力資本積累，將節(jié)水農(nóng)業(yè)推廣與農(nóng)民職業(yè)教育相結(jié)合，提升農(nóng)戶科技素質(zhì)，強(qiáng)化對(duì)農(nóng)戶農(nóng)田灌溉水資源管理知識(shí)的推廣普及；對(duì)于兼業(yè)程度較高而農(nóng)業(yè)收入較低的農(nóng)戶，應(yīng)鼓勵(lì)其進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)和生產(chǎn)托管，以便充分釋放土地等生產(chǎn)要素，促進(jìn)糧食節(jié)水生產(chǎn)的整體推進(jìn)。