張 垚 淮建軍

1 引 言

習(xí)總書記指出“增加農(nóng)民收入是三農(nóng)工作的重中之重”（中共中央黨史和文獻(xiàn)研究院，2019［1］），這不僅僅是三農(nóng)問題，更涉及到社會(huì)政治經(jīng)濟(jì)的全面發(fā)展。近年來，我國憑借強(qiáng)大的政治體制優(yōu)勢(shì)，在黨中央的堅(jiān)強(qiáng)領(lǐng)導(dǎo)下全力推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，脫貧攻堅(jiān)已經(jīng)取得全面的勝利，在農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民的可持續(xù)發(fā)展方面取得了令世界注目的偉大成就。

但是，在農(nóng)民長(zhǎng)效增收上我們依然面臨巨大的現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)。十八大以來農(nóng)民增收速度放緩，城鄉(xiāng)收入絕對(duì)差距不斷擴(kuò)大，西部農(nóng)民收入水平依然偏低，2020年新冠疫情直接限制了農(nóng)戶收入增長(zhǎng)（姜長(zhǎng)云等，2021［2］）。雖然絕大部分低收入農(nóng)戶抓住精準(zhǔn)扶貧的機(jī)會(huì)，積極響應(yīng)鄉(xiāng)村振興政策，快速實(shí)現(xiàn)脫貧增收；但是由于低收入群體依然面臨各種資源性約束，少部分低收入農(nóng)戶依賴于政府兜底扶貧，收入增長(zhǎng)依然緩慢。如何實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧和鄉(xiāng)村振興的有效銜接，激發(fā)低收入農(nóng)戶的自身能動(dòng)性，建立農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制（尹莎等，2020［3］），是全面鄉(xiāng)村振興過程中迫切需要解決的現(xiàn)實(shí)難題。

當(dāng)前農(nóng)戶增收的研究絕大多數(shù)都從收入構(gòu)成理論出發(fā)，關(guān)注不同收入來源，強(qiáng)調(diào)公共政策、農(nóng)戶行為和收入結(jié)構(gòu)的關(guān)系，但是存在一些明顯的不足（匡遠(yuǎn)配和汪三貴，2006［4］；黃礪和譚榮，2015［5］；朱曉燕，2017［6］）。農(nóng)戶增收的長(zhǎng)效機(jī)制是指，在農(nóng)業(yè)內(nèi)部以及經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等影響因素的綜合作用下，確保農(nóng)民收入持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)的內(nèi)部運(yùn)行機(jī)理和外部作用原理（賀喜燦，2010［7］；李麗，2016［8］）?！吨泄仓醒搿鴦?wù)院關(guān)于建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制和政策體系的意見》提出，建立健全有利于農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)的體制機(jī)制，包括完善農(nóng)民工資性收入增長(zhǎng)的環(huán)境，健全農(nóng)民經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入的增長(zhǎng)機(jī)制，以及轉(zhuǎn)移性收入的保障機(jī)制。這為我國農(nóng)民增收提供了一套系統(tǒng)的綜合機(jī)制，強(qiáng)調(diào)了收入來源的穩(wěn)定性和可靠性（賀喜燦，2010［7］；李麗，2016［8］），在推動(dòng)精準(zhǔn)扶貧和鄉(xiāng)村振興有效銜接方面發(fā)揮了巨大的作用；但是從農(nóng)戶響應(yīng)綜合機(jī)制的角度看，不難發(fā)現(xiàn)，它們沒有反映農(nóng)業(yè)內(nèi)在的運(yùn)行機(jī)理以及農(nóng)戶的內(nèi)生動(dòng)力。

近年來，適應(yīng)性理論在社會(huì)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域逐漸得到應(yīng)用，這為我們探究農(nóng)戶增收機(jī)制提供了新的理論方法。適應(yīng)（Adaption）是面對(duì)各種沖擊，關(guān)注和評(píng)價(jià)其風(fēng)險(xiǎn)，采取適應(yīng)措施的行為（Markandya等，2014［9］）和降低沖擊帶來的風(fēng)險(xiǎn)和損失的思想和方法（Fankhauser，2016［10］）。適應(yīng)可以分為自主適應(yīng)與計(jì)劃適應(yīng)（Thorn等，2015［11］；Singh等，2016［12］），自主適應(yīng)是指?jìng)€(gè)體為應(yīng)對(duì)壓力所做的改變、反應(yīng)或旨在減少潛在危害的事前應(yīng)對(duì)措施，而計(jì)劃適應(yīng)是指組織為了減少壓力帶來的各種損失而采用的戰(zhàn)略計(jì)劃行動(dòng)（Mackay，2007［13］）。自主適應(yīng)和計(jì)劃適應(yīng)常常同時(shí)發(fā)生，相互作用（Milman和Warner，2016［14］）。依據(jù)適應(yīng)性理論，政府推動(dòng)的精準(zhǔn)扶貧、鄉(xiāng)村振興、農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化戰(zhàn)略活動(dòng)是計(jì)劃適應(yīng)；農(nóng)戶在政策引導(dǎo)下，改變自己的生計(jì)策略，是計(jì)劃適應(yīng)下的自主適應(yīng)，它取決于農(nóng)戶對(duì)沖擊、自身適應(yīng)能力以及“計(jì)劃適應(yīng)”等方面的認(rèn)知（常成和淮建軍，2018［15］；劉鵬偉等，2019［16］）。

目前，農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制僅僅被理解為計(jì)劃適應(yīng)性機(jī)制的思想方法，存在巨大的風(fēng)險(xiǎn)。首先，如果把農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制簡(jiǎn)單看作一種計(jì)劃適應(yīng)機(jī)制，無法分析農(nóng)戶自主選擇與國家戰(zhàn)略之間的相互作用，就忽略了農(nóng)戶選擇的主動(dòng)性和自主適應(yīng)機(jī)制的基礎(chǔ)作用。其次，自主適應(yīng)強(qiáng)調(diào)農(nóng)戶自力更生，計(jì)劃適應(yīng)則強(qiáng)調(diào)政府力量驅(qū)動(dòng)（Burnham和Ma，2018［17］），計(jì)劃適應(yīng)可能“促進(jìn)”或者“擠出”自主適應(yīng)（Chen等，2018［18］）；如果混淆農(nóng)戶增收的自主適應(yīng)機(jī)制與計(jì)劃適應(yīng)機(jī)制，可能導(dǎo)致農(nóng)戶增收過度依賴政府扶貧，政府扶貧過度依賴計(jì)劃適應(yīng)，從而“擠出”農(nóng)戶自主適應(yīng)，“抑制”農(nóng)戶增收的內(nèi)生動(dòng)力，這將導(dǎo)致自主適應(yīng)與計(jì)劃適應(yīng)此消彼漲，乃至出現(xiàn)“適應(yīng)鴻溝”（Castells-Quintana等，2018［19］）。只有在計(jì)劃適應(yīng)條件下鼓勵(lì)農(nóng)戶自主適應(yīng)，才能在鄉(xiāng)村振興中實(shí)現(xiàn)政府引導(dǎo)和市場(chǎng)激勵(lì)相結(jié)合的增收機(jī)制，從而保護(hù)農(nóng)民的根本利益。因此，“在計(jì)劃適應(yīng)下農(nóng)戶如何自主適應(yīng)，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)效增收？”是探究農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制的科學(xué)問題。

本文依據(jù)適應(yīng)理論方法，基于農(nóng)戶自主適應(yīng)是農(nóng)戶采用生計(jì)資本實(shí)施不同策略實(shí)現(xiàn)生計(jì)結(jié)果的過程的前提，提出的農(nóng)戶人力資本、物質(zhì)資本、自然資本、社會(huì)資本和金融資本顯著影響農(nóng)戶收入的假設(shè)；根據(jù)可持續(xù)生計(jì)分析框架構(gòu)建生計(jì)資本指標(biāo)，采用OLS逐步回歸模型估計(jì)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析生計(jì)資本對(duì)年收入及其分項(xiàng)收入的影響；分析不同生計(jì)資本的增收效應(yīng)和異質(zhì)性，突出計(jì)劃適應(yīng)條件下的低收入農(nóng)戶增收的自主適應(yīng)機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的自主適應(yīng)機(jī)制是農(nóng)戶使用生計(jì)資本組合實(shí)現(xiàn)收入增加的機(jī)制；提升生計(jì)資本增加農(nóng)戶收入，但是這種增收效應(yīng)具有互補(bǔ)性、替代性和異質(zhì)性，更有利于“富人”而不是“窮人”；建議低收入農(nóng)戶依據(jù)生計(jì)資本異質(zhì)性，在鄉(xiāng)村振興中通過提能、強(qiáng)基和結(jié)盟策略，促進(jìn)實(shí)現(xiàn)增收的自主適應(yīng)機(jī)制。

前人研究局限于計(jì)劃適應(yīng)和政府政策的視角，沒有反映農(nóng)業(yè)內(nèi)在的運(yùn)行機(jī)理以及農(nóng)戶的內(nèi)生動(dòng)力，本文從自主適應(yīng)的新視角克服了這些不足。具體講，本文的創(chuàng)新有三：第一、從農(nóng)戶生計(jì)選擇的視角突出農(nóng)戶基于外部沖擊的內(nèi)生動(dòng)力，用適應(yīng)性理論來解釋農(nóng)戶增收長(zhǎng)效機(jī)制，提出農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制是在政府計(jì)劃適應(yīng)條件下農(nóng)戶自主適應(yīng)的機(jī)制，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)戶收入理論研究的創(chuàng)新；第二、從刺激-響應(yīng)的決策過程中的反饋機(jī)制，比較不同生計(jì)資本在增收過程中的協(xié)同和抵消作用，突出了長(zhǎng)效作用機(jī)制的內(nèi)涵；第三、不同于以往的宏觀或者中觀視角，從農(nóng)戶微觀視角結(jié)合農(nóng)戶增收的自主適應(yīng)機(jī)制的異質(zhì)性，提出提能、強(qiáng)基和結(jié)盟是農(nóng)戶增收的自主適應(yīng)策略。

2 生計(jì)資本影響農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的理論分析

農(nóng)戶自主適應(yīng)是農(nóng)戶采用生計(jì)資本實(shí)施不同策略實(shí)現(xiàn)生計(jì)結(jié)果的過程。包括自然、人力、物質(zhì)、金融、社會(huì)資本在內(nèi)的生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶生計(jì)結(jié)果產(chǎn)生重要的影響（管睿等，2019［20］）。不同資本組合及其形成的不同生計(jì)策略（韋惠蘭和祁應(yīng)軍，2017［21］），導(dǎo)致不同生計(jì)結(jié)果，對(duì)農(nóng)戶收入帶來不同影響。

2.1 人力資本與農(nóng)戶收入

農(nóng)戶人力資本是決定農(nóng)戶增產(chǎn)增收的關(guān)鍵性資源，主要體現(xiàn)在家庭勞動(dòng)力人數(shù)、勞動(dòng)力質(zhì)量、勞動(dòng)力教育水平以及勞動(dòng)力質(zhì)量上。城鄉(xiāng)人力資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化，能形成縮小城鄉(xiāng)收入差距的長(zhǎng)效機(jī)制。隨著教育水平的提高，農(nóng)戶通過保護(hù)權(quán)益，學(xué)習(xí)培訓(xùn)、采用和開發(fā)技術(shù)等提升自己的能力，獲得更多就業(yè)機(jī)會(huì)，促進(jìn)勞動(dòng)力非農(nóng)化就業(yè)，增加農(nóng)戶收入（Yang和Guo，2017［22］）。健康農(nóng)戶的教育水平越高，生計(jì)選擇越多，能夠更好地減少貧困（Paula和Gruskin，2003［23］；張學(xué)鵬和孫明雨，2020［24］）。在空心化嚴(yán)重的貧困農(nóng)村，勞動(dòng)力增加有顯著的增產(chǎn)和增收效應(yīng)（陳宏偉和穆月英，2019［25］），因此家庭規(guī)模越大，實(shí)際可支配收入越高（韋惠蘭和祁應(yīng)軍，2017［21］）。因此，家庭勞動(dòng)力平均外出務(wù)工的時(shí)間決定著農(nóng)戶收入增長(zhǎng)速度；農(nóng)戶家庭規(guī)模越大，外出務(wù)工時(shí)間越長(zhǎng)，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)收入增加越多（宋莉莉等，2014［26］）。不考慮人口結(jié)構(gòu)時(shí),綜合健康、自評(píng)健康、活動(dòng)能力、大病健康均對(duì)農(nóng)戶收入水平有正向影響,但是活動(dòng)能力對(duì)人均收入的影響最大（陶成，2019［27］）。韓玉萍（2015）［94］在研究農(nóng)戶勞動(dòng)人口就業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)家庭收入的影響時(shí)發(fā)現(xiàn),家庭勞動(dòng)人口職業(yè)技能、勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)人均純收入有重大正向影響。

因此提出

假設(shè)H1：農(nóng)戶人力資本會(huì)正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H1.1：農(nóng)戶教育水平正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H1.2：農(nóng)戶家庭規(guī)模正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H1.3：農(nóng)戶健康水平正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H1.4：農(nóng)戶勞動(dòng)能力正向影響農(nóng)戶收入。

2.2 物質(zhì)資本、自然資本與農(nóng)戶收入

從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生計(jì)活動(dòng)的低收入農(nóng)戶更容易受到源于自然災(zāi)害、經(jīng)濟(jì)大環(huán)境等外界沖擊的影響。所以要增加農(nóng)戶收入，必須改善外在的農(nóng)村自然條件以及物質(zhì)基礎(chǔ)，即物質(zhì)資本和自然資本。明顯改善農(nóng)村生產(chǎn)生活的物質(zhì)基礎(chǔ)與自然環(huán)境，能夠促進(jìn)低收入農(nóng)戶的收入增長(zhǎng)（楊迎亞和汪為，2020［28］）。柳荻等（2022）［29］研究發(fā)現(xiàn)耕地面積、租入耕地對(duì)農(nóng)戶家庭人均收入有顯著的正向影響。近年來我國農(nóng)村在自然資源開發(fā)利用，尤其是飲水工程等公共服務(wù)方面有待提升，因此加快農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和自然資源的合理利用，尤其是水利設(shè)施、飲水工程的發(fā)展，依然是實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶增收的基本保障（郭金玲，2019［30］）。在資源稟賦方面，家庭人均林地面積對(duì)人均收入有正向影響作用（李燁和毛宇飛，2014［31］），類似的，農(nóng)戶的牧草面積也會(huì)帶來大量的收入；住房面積對(duì)農(nóng)戶家庭總收入有顯著的正向影響（黃旭，2020［32］）。

因此提出

假設(shè)H2：農(nóng)戶物質(zhì)資本和自然資本正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H2.1：農(nóng)戶耕地面積正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H2.2：農(nóng)戶林地面積正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H2.3：農(nóng)戶牧草面積正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H2.4：農(nóng)戶房屋面積正向影響農(nóng)戶收入。

2.3 社會(huì)資本、金融資本和農(nóng)戶收入

鄉(xiāng)村社會(huì)是人情社會(huì)，農(nóng)戶增收自然而然依賴基于血緣和地緣的社會(huì)關(guān)系和金融網(wǎng)絡(luò)，它們對(duì)應(yīng)的是社會(huì)資本和金融資本。農(nóng)戶的收入受到社會(huì)資本與金融資本的影響。王恒彥等（2013）［33］分析了社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入的影響,揭示社會(huì)資本影響農(nóng)戶收入的作用機(jī)制。石鈺煒等（2021）［95］發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本和金融資本對(duì)搬遷戶收入的促進(jìn)效應(yīng)較高。農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)化或者參與度越高，社會(huì)信任感越強(qiáng)，越有利于農(nóng)戶融入到社會(huì)，并利用公共資源提高收入（孫伯馳和曹景林，2020［34］）。金融資本不僅能夠聚集保障經(jīng)濟(jì)社會(huì)內(nèi)生演進(jìn)的力量（Evstigneeva和Ruben，2013［35］），而且能夠提高組織有效性（Changho等，2017［36］）。正規(guī)信貸顯著增加西部貧困地區(qū)農(nóng)戶收入，促進(jìn)非農(nóng)業(yè)就業(yè)等（Chen等，2021［37］；Dalu和Charlie-M，2018［38］）。程名望等（2015）［39］基于2003-2010年全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)微觀住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：人力資本、物質(zhì)資本、金融資產(chǎn)、非農(nóng)就業(yè)縮小了農(nóng)戶收入差距；而社會(huì)資本、金融負(fù)債、制度與政策、區(qū)域發(fā)展水平等拉大了農(nóng)戶收入差距，這說明金融資本和社會(huì)資本對(duì)于農(nóng)戶收入可能產(chǎn)生相反的作用。從金融資本看，人均金融資產(chǎn)額或人均累計(jì)借貸額顯著影響農(nóng)戶收入水平；從社會(huì)資本看，黨員或干部會(huì)依靠其政治資本從企業(yè)中謀得經(jīng)濟(jì)收益；通過會(huì)議、文件等形式，能更快更準(zhǔn)確地獲取有價(jià)值的政治、經(jīng)濟(jì)信息，獲得諸如就業(yè)選擇、社會(huì)福利等收益，最后轉(zhuǎn)化為明顯的經(jīng)濟(jì)收益（程名望和史清華，2014［40］）。但是，擁有較多金融資本的農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生計(jì)的可能性較?。℉uang等，2021［41］），金融波動(dòng)會(huì)抵消金融發(fā)展的減貧效果（崔艷娟和孫剛，2012［42］）；社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入的影響存在明顯的門檻效應(yīng)，只有社會(huì)資本高于門檻值時(shí)，才能顯著地促進(jìn)農(nóng)戶收入提高（劉彬彬等，2014［43］）。

因此提出

假設(shè)H3：社會(huì)資本和金融資本對(duì)農(nóng)戶收入存在拖累效應(yīng)。

假設(shè)H3.1：社會(huì)資本正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H3.2：金融資本正向影響農(nóng)戶收入。

假設(shè)H3.3：社會(huì)資本和金融資本對(duì)農(nóng)戶收入存在拖累效應(yīng)。

2.4 生計(jì)資本的抵消或者協(xié)同作用

理性農(nóng)戶要根據(jù)各種風(fēng)險(xiǎn)、社會(huì)環(huán)境變化和政府計(jì)劃適應(yīng)機(jī)制，利用生計(jì)資本主動(dòng)調(diào)整生計(jì)策略，維護(hù)或者改善生計(jì)結(jié)果。農(nóng)戶利用社會(huì)資本、金融資本、人力資本等采取不同的適應(yīng)策略降低面臨的自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)（Zeng等，2021［44］），但是自然資本和有形資本可能會(huì)造成相反的作用和結(jié)果（Kuang等，2020［45］）。四川和云南的農(nóng)戶參與森林碳匯項(xiàng)目的收入受到自然資本和物質(zhì)資本顯著的正向影響，人力資本、金融資本和社會(huì)資本顯著的負(fù)向影響（Qiu等，2018［46］）。為了從洪水沖擊中恢復(fù)，南非農(nóng)戶使用自然資本替代金融資本，建立應(yīng)急網(wǎng)絡(luò)降低了生計(jì)脆弱性（Dalu和Charlie-M，2018［38］）。印度農(nóng)戶通過將社會(huì)資本和自然資本轉(zhuǎn)化為金融資本來補(bǔ)充收入季節(jié)性（Huang等，2021［41］）。生計(jì)資本之間的互補(bǔ)或者替代關(guān)系（Li等，2017［47］）是農(nóng)戶生計(jì)選擇結(jié)果也有抵消或者協(xié)同效應(yīng)（趙偉鋒，2017［48］）。因此，如果多個(gè)生計(jì)資本對(duì)同一種收入影響方向不一致，有正有負(fù)，則這些生計(jì)資本抵消總收入增長(zhǎng)；如果不同生計(jì)資本對(duì)同一種收入影響方向一致，則這些生計(jì)資本對(duì)總收入增長(zhǎng)存在協(xié)同作用。比如，受教育程度提高可抵消年齡增長(zhǎng)對(duì)生計(jì)穩(wěn)定的負(fù)面影響（孫晗霖等，2021［49］）。

這里提出

假設(shè)H4：生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶增收存在抵消或者協(xié)同作用。

假設(shè)H4.1：生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶收入影響正負(fù)不一時(shí)，生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶增收存在抵消作用。

假設(shè)H4.2：生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶收入影響正負(fù)一致時(shí)，生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶增收存在協(xié)同作用。

2.5 生計(jì)資本的異質(zhì)性

農(nóng)戶收入一般包括為財(cái)產(chǎn)性收入、家庭生產(chǎn)經(jīng)營性收入、工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入。由于不同收入的來源和功能不同，再加上農(nóng)戶自身的局限性，不同收入增長(zhǎng)的影響因素也會(huì)有所不同（張博，2020［50］）。居住在城郊地區(qū)與偏遠(yuǎn)地區(qū)的農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)有明顯差距，前者以工資性收入和家庭生產(chǎn)經(jīng)營性收入為主，后者以財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入為主（柴宏蕊等，2019［51］）。就業(yè)培訓(xùn)對(duì)不同收入水平的建檔立卡貧困戶的增收效應(yīng)也具有異質(zhì)性（平衛(wèi)英等，2020［52］）。農(nóng)戶生計(jì)策略對(duì)各類生計(jì)資本的敏感性不同，不同類型村莊的敏感性也存在差異（Xu等，2019［53］）。張海霞等（2020）［54］為了考察不同農(nóng)戶群體對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納意愿具有差異性，將貧困程度不同的農(nóng)戶、不同規(guī)模的農(nóng)戶和不同非農(nóng)收入比重的農(nóng)戶進(jìn)行分組探討。彭斯等（2022）［55］通過內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型探討綠色防控技術(shù)采用的收入效應(yīng)時(shí)確認(rèn)，不同家庭收入水平與不同種植規(guī)模農(nóng)戶的技術(shù)采用收入效應(yīng)存在顯著異質(zhì)性。同理，不同主體功能區(qū)耕地利用功能之間存在顯著的空間異質(zhì)性（李海燕等，2016［56］）；農(nóng)戶生計(jì)資本的增收效應(yīng)對(duì)不同收入水平的農(nóng)戶存在顯著差異，富裕農(nóng)戶的獲益明顯高于貧困農(nóng)戶（史常亮，2019［57］）。因此農(nóng)戶收入長(zhǎng)效增收的影響因素和作用效果具有異質(zhì)性。

這里提出

假設(shè)H5：生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶增收存在異質(zhì)性。

假設(shè)H5.1：生計(jì)資本對(duì)不同家庭規(guī)模農(nóng)戶增收存在異質(zhì)性。假設(shè)H5.2：生計(jì)資本對(duì)不同年齡農(nóng)戶增收存在異質(zhì)性。

假設(shè)H5.3：生計(jì)資本對(duì)不同耕地面積農(nóng)戶增收存在異質(zhì)性。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源與方法

選擇陜西省榆林市低收入農(nóng)戶作為研究對(duì)象具有一定的典型性和代表性。榆林市地處毛烏素沙漠地區(qū)，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，受自然災(zāi)害影響較大；截至2020年11月，榆林市48.63萬貧困人口退出貧困。2020 年8月我們從榆林市建檔立卡的貧困戶數(shù)據(jù)庫中按照榆林下轄的12個(gè)區(qū)縣人數(shù)的0.03%，分層隨機(jī)抽取300份數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)樣本，這里低收入農(nóng)戶包括2019年以前已經(jīng)脫貧和還沒有脫貧的貧困戶。在每個(gè)縣區(qū)我們按照萬分之三的比例抽取，分析低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制，既滿足了分層隨機(jī)抽樣的代表性和典型性，又有助于把結(jié)果推廣應(yīng)用。具體抽樣的方法如下：首先，我們?nèi)〉糜芰质姓哒{(diào)研室委托，在農(nóng)業(yè)局、扶貧辦等地通過和相關(guān)工作人員討論，確定農(nóng)戶增收長(zhǎng)效機(jī)制研究的實(shí)證分析框架，根據(jù)框架獲得指標(biāo)體系和數(shù)據(jù)庫的相應(yīng)數(shù)據(jù)。

結(jié)合已有文獻(xiàn)（錢忠好, 王興穩(wěn)，2016［58］；謝先雄等，2020［59］；李樺等，2013［60］），我們采用OLS逐步回歸模型估計(jì)生計(jì)資本對(duì)年收入及其分項(xiàng)收入，如工資性收入、生產(chǎn)經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入的影響，再按照年收入及其分項(xiàng)收入的平均數(shù)把總樣本分為兩組子樣本，采用OLS逐步回歸模型對(duì)低于平均數(shù)的Q1組以及大于平均數(shù)的Q2組進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，探討低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的自主適應(yīng)機(jī)制。

3.2 變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文選擇的自變量是生計(jì)資本。根據(jù)可持續(xù)生計(jì)分析框架構(gòu)建生計(jì)資本指標(biāo)。DFID理論認(rèn)為生計(jì)資本包括人力、自然、物質(zhì)、社會(huì)、金融資本等（見表1）。

表1 變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)分析

續(xù)表

（1）人力資本。人力資本是指依賴于人體的具有一定的經(jīng)濟(jì)價(jià)值的知識(shí)、技能、體力、健康等質(zhì)量因素之和，常常用戶主特征、家庭人口數(shù)及構(gòu)成、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力、健康狀況、教育和技能等表示。結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，這里選擇戶主個(gè)人特征（年齡、性別、受教育水平、健康狀況、勞動(dòng)能力、務(wù)工時(shí)間、就業(yè)渠道）和農(nóng)戶特征（家庭規(guī)模）測(cè)量人力資本。

（2）物質(zhì)資本。物質(zhì)資本是指長(zhǎng)期存在的生產(chǎn)物質(zhì)形式，體現(xiàn)為建筑、機(jī)器、設(shè)備、房屋、交通設(shè)施等，又可以分為生產(chǎn)性資產(chǎn)、生活性資產(chǎn)、儲(chǔ)備資產(chǎn)和基礎(chǔ)設(shè)施等。取水方式、房屋類型和結(jié)構(gòu)、生活性財(cái)產(chǎn)和生產(chǎn)性工具擁有情況，宅基地面積、住宅現(xiàn)值、物質(zhì)資產(chǎn)指數(shù)、集市便利、集體經(jīng)濟(jì)狀況和農(nóng)戶享有的基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)［15］等指標(biāo)常常被用來測(cè)量物質(zhì)資本。這里用房屋面積表示生活資料，用農(nóng)戶住宅到主干道的距離、農(nóng)戶村內(nèi)道路類型反映農(nóng)戶基礎(chǔ)設(shè)施。

（3）自然資本。自然資本是自然資源的存量，包括農(nóng)戶的土地、水資源以及自然災(zāi)害等。土地是農(nóng)戶最重要的自然資源，不同類型土地的面積意味著農(nóng)戶從事不同的種植活動(dòng)，會(huì)影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的來源和水平。這里選擇耕地、林地、牧草面積表示自然資本。

（4）社會(huì)資本。社會(huì)資本是個(gè)體或者團(tuán)體之間的關(guān)聯(lián)，包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、互惠性規(guī)范和由此產(chǎn)生的信任，是人在社會(huì)結(jié)構(gòu)中的地位帶來的資源（宋菁和顧偉，2011［61］；林南，2005［62］）。趕集頻率、參加農(nóng)業(yè)合作組織、是否就任村干部、親戚數(shù)、日常聯(lián)系人數(shù)等來被用來衡量農(nóng)戶社會(huì)資本（常成和淮建軍，2018［15］；王恒和淮建軍，2016［63］；吳曉萍等，2019［64］）。結(jié)合數(shù)據(jù)可獲得性，這里選取是否參與農(nóng)業(yè)訂單、是否享有最低保障、是否購買養(yǎng)老保險(xiǎn)以及商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)等指標(biāo)來衡量社會(huì)資本。

（5）金融資本。農(nóng)戶金融資本是用于消費(fèi)和生產(chǎn)的現(xiàn)金以及可獲得的借貸的機(jī)會(huì)，一般用農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)村人均可支配收入、人均GDP、農(nóng)村社會(huì)消費(fèi)品總額、家庭支出、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)和金融服務(wù)等衡量金融資本（常成和淮建軍，2018［15］；王恒和淮建軍，2016［63］；吳曉萍等，2019［64］）。這里選擇養(yǎng)老保險(xiǎn)金、生態(tài)補(bǔ)償金、其他轉(zhuǎn)移性收入、生產(chǎn)性支出等衡量金融資本。本文選擇年收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、工資性收入等衡量因變量。

表1報(bào)告了樣本特征。被訪者主要是男性戶主，平均年齡56歲，一般小學(xué)畢業(yè)，有2-3名子女，外出務(wù)工并且年平均工作3.88個(gè)月，多數(shù)低收入農(nóng)戶門前有泥土路；分項(xiàng)收入均值從大到小依次為工資性收入、生產(chǎn)經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入。同時(shí)，低收入農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)訂單、最低保障和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的參與度偏低。

4 生計(jì)資本影響低收入農(nóng)戶收入的實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

在表2中，第（1）列顯示了生計(jì)資本影響低收入農(nóng)戶年收入的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，家庭規(guī)模、務(wù)工時(shí)間、干道距離、商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)和生產(chǎn)性支出顯著影響年收入。從人力資本看，家庭規(guī)模、務(wù)工時(shí)間在1%的顯著水平上正向影響年收入。家庭規(guī)模不僅反映農(nóng)戶擁有的勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量，而且間接反映農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入，非農(nóng)就業(yè)概率以及社會(huì)聯(lián)系。持續(xù)增收是人力資本積累的結(jié)果，人力資本投資對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率和產(chǎn)出具有積極影響，對(duì)貧困家庭的積極影響更大（Abrigo等，2018［65］）。從物質(zhì)資本看，干道距離在1%的顯著水平上負(fù)向影響年收入，這與“到公路的距離對(duì)農(nóng)戶收入水平存在顯著的影響”（李欣等，2015［66］）的觀點(diǎn)一致。從金融資本看，在5%的水平上商業(yè)保險(xiǎn)負(fù)向影響年收入。在1%水平上生產(chǎn)性支出對(duì)年收入有正向影響。可見，人力資本、物質(zhì)資本、金融資本對(duì)低收入農(nóng)戶年收入有顯著影響。因此假設(shè)H1、H2、H3得證。

表2中既有與年收入正相關(guān)的人力資本，也有與年收入負(fù)相關(guān)的物質(zhì)資本和金融資本。家庭規(guī)模和務(wù)工時(shí)間對(duì)年收入的正協(xié)同作用是7616.54+918.07=8534.61，這是一種明顯的通過勞動(dòng)力和勞動(dòng)時(shí)間數(shù)量增加帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；干道距離和商業(yè)保險(xiǎn)負(fù)協(xié)同作用是(-3193.76)+(-8021.46)=-11215.22，這些生計(jì)資本對(duì)應(yīng)年收入的抵消作用是2062.39+(8534.61-11215.22)+1.97=-616.35，這種正負(fù)抵消作用驗(yàn)證了H4。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)I

年收入的子樣本再回歸。子樣本回歸被廣泛用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)（劉洋和青白，2016［67］；文雁兵，2020［68］）。表2第（1）列評(píng)估的是生計(jì)資本對(duì)所有低收入農(nóng)戶年收入影響的平均效應(yīng)。表2第（2）列-（3）列顯示，年收入子樣本回歸結(jié)果中家庭規(guī)模、務(wù)工時(shí)間和生產(chǎn)性支出具有顯著性影響，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性，均支持 H1，H2，H3。

4.3 穩(wěn)定性檢驗(yàn)II

分項(xiàng)收入的子樣本再回歸。從表2第（4）-（11）列不難看出，在5%的顯著水平上，在所有分組中的家庭規(guī)模和生產(chǎn)性支出，生產(chǎn)經(jīng)營性收入分組、轉(zhuǎn)移性收入組和財(cái)產(chǎn)性收入分組的務(wù)工時(shí)間，工資性收入分組和轉(zhuǎn)移性收入分組的干道距離，財(cái)產(chǎn)性收入分組的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)分別與表2（1）基準(zhǔn)模型回歸系數(shù)的符號(hào)相同，同時(shí)對(duì)農(nóng)戶年收入有正負(fù)影響。這說明基準(zhǔn)回歸模型通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)，支持假設(shè)H1，H2，H3，H4。

表2 生計(jì)資本對(duì)低收入農(nóng)戶增收的影響：基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)(因變量：年收入)

5 低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的機(jī)制分析

要了解農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制，就必須分析年收入的每一個(gè)分項(xiàng)收入的影響因素及其增收效應(yīng)。本部分采用逐步OLS模型來檢驗(yàn)農(nóng)戶分項(xiàng)增收的影響因素。

5.1 低收入農(nóng)戶分項(xiàng)收入的基準(zhǔn)回歸、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)

在表3中，工資性收入、生產(chǎn)經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入的基準(zhǔn)回歸通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但是財(cái)產(chǎn)性收入基準(zhǔn)回歸并沒有通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)，故在表3中省略。在表3中第（1）-（3）列顯示，家庭規(guī)模、務(wù)工時(shí)間、農(nóng)業(yè)訂單與工資性收入正相關(guān)，而林地面積、其他轉(zhuǎn)移性支出與工資性收入負(fù)相關(guān)。第（4）-（6）列顯示，家庭規(guī)模、生產(chǎn)性支出與生產(chǎn)經(jīng)營性收入正相關(guān)，而務(wù)工時(shí)間、干道距離與生產(chǎn)經(jīng)營性收入負(fù)相關(guān)。第（7）-（9）列顯示戶主年齡和教育、就業(yè)渠道與轉(zhuǎn)移性收入負(fù)相關(guān)，而最低保障、其他轉(zhuǎn)移性收入與轉(zhuǎn)移性收入正相關(guān)。值得注意的是，牧草面積增加(3680.37)而就業(yè)渠道(-800.62)減少轉(zhuǎn)移性收入，這說明物質(zhì)資本和人力資本之間存在抵消作用。務(wù)工時(shí)間使生產(chǎn)經(jīng)營性收入減少620.03元，而使工資性收入增加1561.92元，最終年收入增加941.58元，因而生產(chǎn)經(jīng)營性收入與工資性收入之間存在著抵消作用。最后，由于在表3第（10）列中顯示務(wù)工時(shí)長(zhǎng)與農(nóng)戶工資性收入存在正向相關(guān)關(guān)系，證明了農(nóng)戶務(wù)工時(shí)間越長(zhǎng)工資性收入越高。但由經(jīng)濟(jì)學(xué)原理可知，農(nóng)戶工資性收入越高在農(nóng)戶工時(shí)較短時(shí)也會(huì)激發(fā)農(nóng)戶的動(dòng)力增加農(nóng)民務(wù)工時(shí)長(zhǎng)，整體呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)，這種反向因果關(guān)系導(dǎo)致這兩組變量存在內(nèi)生性問題。因而選取本村其他低收入農(nóng)戶的平均務(wù)工時(shí)長(zhǎng)作為工具變量檢驗(yàn)這兩組變量是否存在內(nèi)生性問題。由表三第（10）列可知，工具變量顯著，排除內(nèi)生性問題?？傊?，工資性收入、生產(chǎn)經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入的基準(zhǔn)回歸通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)，證明H1、H2、H3、H4得到驗(yàn)證。

表3 生計(jì)資本對(duì)低收入農(nóng)戶分項(xiàng)收入的影響：基準(zhǔn)回歸、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)

續(xù)表

續(xù)表

5.2 增收效應(yīng)分析

不同生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶收入的影響方向和大小不同，對(duì)不同類型農(nóng)戶的收入會(huì)產(chǎn)生不同影響，出現(xiàn)“助富”和“助貧”兩種效應(yīng)，甚至擴(kuò)大貧富分化。在持續(xù)的精準(zhǔn)脫貧和鄉(xiāng)村振興過程中，農(nóng)戶增收具有一定的滯后性，在滯后期高收入者具有更多資源和機(jī)會(huì)，所以比窮人優(yōu)先出現(xiàn)增收（封進(jìn)和余央央，2007［69］），形成較多積累；不同收入流動(dòng)性帶來不同的收入分配，因此“富者更富，窮者更窮”（章奇等，2007［70］）。

表2第（3）列減去第（2）列，顯示了生計(jì)資本對(duì)低收入農(nóng)戶年收入的增收效應(yīng)及其差異。在5%的顯著水平上，高年收入農(nóng)戶每單位家庭規(guī)模、務(wù)工時(shí)間和生產(chǎn)性支出的增收效應(yīng)分別比低年收入農(nóng)戶高1263.51元、791.81元和0.2元。家庭規(guī)模和務(wù)工時(shí)間這種明顯的“助富”效應(yīng)，再次支持“人力資本對(duì)中高收入者更有利”的觀點(diǎn)（劉林等，2016［71］）。

同理，表2進(jìn)一步顯示了生計(jì)資本的增收效應(yīng)及其分化。在1%的顯著水平上，每增加一個(gè)家庭人口，高工資性收入農(nóng)戶、高生產(chǎn)經(jīng)營性收入農(nóng)戶的年收入增量比相應(yīng)的低收入農(nóng)戶分別多出約3100元和4600元；每增加一個(gè)月的務(wù)工時(shí)間，高財(cái)產(chǎn)性收入農(nóng)戶和高生產(chǎn)經(jīng)營性收入農(nóng)戶年收入增量比相應(yīng)的低收入農(nóng)戶分別多出500元和1000元，因此家庭規(guī)模和務(wù)工時(shí)間更有利于“富人”增收。但是，家庭規(guī)模對(duì)高轉(zhuǎn)移性收入農(nóng)戶和高財(cái)產(chǎn)性收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)，比相應(yīng)的低收入農(nóng)戶分別少約3200元和1800元，說明家庭規(guī)模更有利于轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入較低的“窮人”增收。如果干道距離的縮短，高工資性收入農(nóng)戶比對(duì)應(yīng)的低收入農(nóng)戶年收入多2729.47元，這也可以給低轉(zhuǎn)移性收入農(nóng)戶帶來約5000元的年收入。生產(chǎn)性支出對(duì)低工資性收入農(nóng)戶的影響要比相應(yīng)的高收入農(nóng)戶大0.39元，對(duì)低轉(zhuǎn)移性收入農(nóng)戶的影響比相應(yīng)高收入農(nóng)戶大0.12元，表明生產(chǎn)性支出更有利于工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入較低的“窮人”增收。

5.3 異質(zhì)性分析

在特定的計(jì)劃適應(yīng)機(jī)制下農(nóng)戶會(huì)選擇不同的自主適應(yīng)機(jī)制和策略（何仁偉等，2017［72］），不同的適應(yīng)機(jī)制對(duì)不同農(nóng)戶收入的貢獻(xiàn)不同。

由表4可知，在5%的顯著水平上，與小農(nóng)戶相比，大農(nóng)戶家庭規(guī)模的增收效應(yīng)多出2701.95元，生產(chǎn)性支出的增收效應(yīng)多出1.54元。務(wù)工時(shí)間、干道距離、農(nóng)業(yè)訂單和最低保障顯著影響著小農(nóng)戶的年收入。在5%的顯著水平上，低齡組比高齡組的家庭規(guī)模的增收效應(yīng)高出3302.82元，這說明戶主年齡越小，年輕的家庭成員越多，帶來的年收入就越大。低齡組耕地面積（-443.36）和高齡組就業(yè)渠道（-3533.65）的負(fù)回歸系數(shù)說明年輕人種地和老年人就業(yè)入不敷出，低齡組的務(wù)工時(shí)間和高齡組的最低保障分別顯著影響年收入。這些都印證了年輕人外出務(wù)工，留守農(nóng)業(yè)人口“老齡化”等問題（Hu等，2020［73］；Zhong，2011［74］；Chen，2016［75］；郭遠(yuǎn)智等，2019［76］）。可見，由于家庭規(guī)模和戶主年齡等人力資本的差異，低收入農(nóng)戶自主適應(yīng)機(jī)制有異質(zhì)性。

表4 低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的自主適應(yīng)機(jī)制的異質(zhì)性分析(因變量：年收入)

這里從耕地面積考查物質(zhì)資本稟賦下低收入農(nóng)戶自主適應(yīng)機(jī)制的異質(zhì)性。由表4第（5）-（6）列可知，少地組的家庭規(guī)模增收效應(yīng)比多地組多出7480.75元，這支持“耕地面積和家庭規(guī)模是影響農(nóng)戶家庭收入的主要因素”（李聰?shù)龋?020［77］）的觀點(diǎn)；另外，道路類型和耕地面積是少地組的年收入的影響因素，而務(wù)工時(shí)間、農(nóng)業(yè)訂單和最低保障影響多地組的年收入。這里從干道距離考查自然資本稟賦下低收入農(nóng)戶自主適應(yīng)機(jī)制的異質(zhì)性。由表4第（7）-（8）列可知，與干道距離大的組相比，干道距離小的組家庭規(guī)模的增收效應(yīng)多出3121.64元，生產(chǎn)性支出的增收效應(yīng)低1.14元；務(wù)工時(shí)間、農(nóng)業(yè)訂單、就業(yè)渠道、耕地面積、最低保障影響干道距離大的組年收入。到主干道的距離、到最近地級(jí)城市距離等與脫貧效果顯著相關(guān)，而且直接導(dǎo)致貧困地區(qū)空間分化（汪德根等，2020［78］；劉彥隨和李進(jìn)濤，2017［79］）。上述結(jié)果從農(nóng)戶分化的視角驗(yàn)證了假說H5。

6 低收入農(nóng)戶增收的自主適應(yīng)策略分析

自主適應(yīng)的關(guān)鍵取決于適應(yīng)能力、適應(yīng)基礎(chǔ)和“適應(yīng)機(jī)制”。目前，政府主導(dǎo)的各項(xiàng)扶貧政策、鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略是計(jì)劃適應(yīng)，農(nóng)戶在此基礎(chǔ)上所做的各種生計(jì)選擇是計(jì)劃適應(yīng)條件下的自主適應(yīng)。這就需要順應(yīng)全面加快鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略需求，進(jìn)而完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，借助體制機(jī)制力量提升農(nóng)戶自身適應(yīng)能力，建立更廣泛的利益連結(jié)機(jī)制，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶長(zhǎng)效增收。簡(jiǎn)言之，實(shí)現(xiàn)低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的自主適應(yīng)機(jī)制主要有提能、強(qiáng)基、結(jié)盟三種策略。

6.1 提能策略

要實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶增收的自主適應(yīng)機(jī)制，必須提高農(nóng)戶的適應(yīng)性能力，簡(jiǎn)稱提能。農(nóng)戶的適應(yīng)能力是指農(nóng)戶為了應(yīng)對(duì)各種沖擊條件，自動(dòng)調(diào)整資源利用方式，應(yīng)對(duì)各種可能的風(fēng)險(xiǎn)，提高或者保障自己生存和發(fā)展的能力，其核心是“調(diào)整”形式、潛力與能力（喻忠磊等，2013［80］）。依靠顯著影響農(nóng)戶收入的人力資本，激勵(lì)農(nóng)戶接受相應(yīng)的教育培訓(xùn)，保證健康充沛的精力，增強(qiáng)生存技能、生產(chǎn)技術(shù)，以及吃苦耐勞和勤奮肯干的精神，這些都能給農(nóng)戶“提能”，創(chuàng)造形成資本的能力。農(nóng)戶人力資本的提升，不僅使農(nóng)戶自身學(xué)習(xí)的能力在提升，也使得農(nóng)戶就業(yè)或者創(chuàng)業(yè)的能力，種糧大農(nóng)戶的糧食生產(chǎn)能力，村干部的治理能力，合作社的組織和盈利能力等得到提升（陶紅艷，2017［81］；張守龍，2020［82］；曾艷等，2021［83］；佟光霽等，2017［84］；熊小杏，2019［85］）。

6.2 強(qiáng)基策略

農(nóng)戶選擇適應(yīng)性策略常常面臨著缺乏資金、信息和制度保障、基礎(chǔ)設(shè)施以及被邊緣化等困難（Castells-Quintana等，2018［19］），因此增加農(nóng)戶收入要改善農(nóng)戶生存環(huán)境，這是強(qiáng)基策略。在表 2 第（1）列中，代表農(nóng)戶以前收入的常數(shù)項(xiàng)偏低，人力資本的正向影響小于自然資本和物質(zhì)資本的負(fù)向影響，這說明低收入農(nóng)戶受到以往收入少、結(jié)構(gòu)單一、道路設(shè)施不完善、遠(yuǎn)離市場(chǎng)、交易成本高、健康狀況差等因素的制約（楊龍等，2021［86］）。農(nóng)村道路建設(shè)為農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)戶脫貧提供了有力的幫助，村內(nèi)道路建設(shè)類型及其修繕直接影響農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營成本（唐娟莉，2013［87］）。因此，農(nóng)戶擴(kuò)大對(duì)耕地面積、化肥農(nóng)藥等的生產(chǎn)性投入，可以增加生產(chǎn)經(jīng)營性收入或者轉(zhuǎn)移性收入等（陳思等，2020［88］）；政府主導(dǎo)下農(nóng)戶參與的修路搭橋、開通公交線圖、建設(shè)鄉(xiāng)村診所、移民搬遷等，必然縮短干道距離，降低運(yùn)輸成本、醫(yī)療門診費(fèi)用和生產(chǎn)經(jīng)營性成本，擴(kuò)大農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、接受教育等機(jī)遇，使農(nóng)戶通過大市場(chǎng)獲得更多資源，增加農(nóng)戶收入（劉子媛，2015［89］）。

6.3 結(jié)盟策略

農(nóng)戶增收需要農(nóng)戶加入合作組織，建立利益分享機(jī)制，這就是結(jié)盟策略。低收入農(nóng)戶由于儲(chǔ)蓄少、購買力低，很少形成資本，同時(shí)生產(chǎn)效率低下，容易陷入低收入的惡性循環(huán)（王鑠玞等，2015［90］；肖芳和淮建軍，2018［91］）。要實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的自主適應(yīng)機(jī)制，必須建立一種聯(lián)盟，努力實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶與其它主體之間的合作，實(shí)現(xiàn)資本的流通，打破這種貧困的惡性循環(huán)。農(nóng)戶通過參與企業(yè)或者合作社的生產(chǎn)活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)分工協(xié)作，帶動(dòng)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，強(qiáng)化彼此的利益聯(lián)結(jié)、社會(huì)信任等（白麗和趙邦宏，2015［92］），并且通過農(nóng)業(yè)訂單、社會(huì)化服務(wù)、信貸服務(wù)等形式，建立相應(yīng)的市場(chǎng)激勵(lì)機(jī)制，這樣既能促進(jìn)城鄉(xiāng)融合，又能促進(jìn)企業(yè)或合作社與農(nóng)戶的融合，從而幫助低收入農(nóng)戶增加收入（林宣佐和陳希，2020［93］）。

7 結(jié)論與政策啟示

雖然我國脫貧攻堅(jiān)已經(jīng)取得全面勝利，但要實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興乃至共同富裕的目標(biāo)依然任重而道遠(yuǎn)，低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收依然是重中之重。為此，本文構(gòu)建低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的自主適應(yīng)機(jī)制的研究假說，利用陜西省榆林市建檔立卡貧困戶的截面數(shù)據(jù)，采用OLS逐步回歸模型識(shí)別生計(jì)資本對(duì)低收入農(nóng)戶收入的影響，并進(jìn)一步探究了其作用機(jī)制、增收效應(yīng)與異質(zhì)性。得出如下結(jié)論：① 農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制是在政府計(jì)劃適應(yīng)下農(nóng)戶自主適應(yīng)機(jī)制，通過生計(jì)資本影響農(nóng)戶收入實(shí)現(xiàn)；② 不同生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶增收存在抵消和協(xié)同作用，不同分項(xiàng)收入對(duì)農(nóng)戶總收入的增加也存在抵消和協(xié)同作用；③ 生計(jì)資本的增收效應(yīng)更有利于“富人”而不是“窮人”，生計(jì)資本對(duì)農(nóng)戶增收具有異質(zhì)性，因此農(nóng)戶長(zhǎng)效增收機(jī)制具有異質(zhì)性；④ 提能、強(qiáng)基以及結(jié)盟是低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收的自主適應(yīng)策略。

基于上述結(jié)論，得出如下政策啟示：第一，在鄉(xiāng)村振興中應(yīng)該更加關(guān)注與扶持低收入水平、容易返貧的脫貧群體，尤其是老齡化嚴(yán)重、健康狀況不佳和教育水平低下的小農(nóng)戶，使他們平等實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)效增收。第二，要識(shí)別生計(jì)資本或者生計(jì)策略之間的關(guān)系，只有增加具有互補(bǔ)關(guān)系的生計(jì)資本，積極推進(jìn)具有協(xié)同作用的適應(yīng)型策略才能實(shí)現(xiàn)低收入農(nóng)戶長(zhǎng)效增收。第三，依據(jù)顯著影響農(nóng)戶增收的生計(jì)資本，確定具體的提能、強(qiáng)基和結(jié)盟策略的內(nèi)容，促進(jìn)農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)增收的自主適應(yīng)機(jī)制。第四，要根據(jù)不同農(nóng)戶生計(jì)資本的異質(zhì)性，因地制宜，分類施策；依據(jù)農(nóng)戶生計(jì)分化的規(guī)律，政府可以通過體制和機(jī)制改革鼓勵(lì)家庭規(guī)模大、多地的低收入農(nóng)戶進(jìn)行規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營；鼓勵(lì)年輕、勞動(dòng)能力強(qiáng)的低收入農(nóng)戶加大生產(chǎn)性支出從而投身專業(yè)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

不同于以往，本文從適應(yīng)性理論視角研究農(nóng)戶增收長(zhǎng)效機(jī)制問題，把政府主導(dǎo)、社會(huì)參與的鄉(xiāng)村振興視為計(jì)劃適應(yīng)機(jī)制，把激發(fā)農(nóng)業(yè)內(nèi)在的潛力，農(nóng)戶做出理性生計(jì)選擇視為農(nóng)戶自主適應(yīng)；剖析了農(nóng)戶依賴計(jì)劃適應(yīng)機(jī)制提供的各種環(huán)境和激勵(lì)，通過生計(jì)資本組合，獨(dú)立的生計(jì)決策實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)效增收機(jī)制。當(dāng)然，本文也存在一定不足，首先，研究區(qū)域的選取具有一定的局限性，僅以榆林地區(qū)低收入農(nóng)戶的增收自主適應(yīng)機(jī)制難以代表我國低收入農(nóng)戶自主適應(yīng)模式；其次，選取的樣本量在未來的研究中可以進(jìn)一步擴(kuò)大，以確保實(shí)證分析結(jié)論更加精準(zhǔn)；最后，自主適應(yīng)和計(jì)劃適應(yīng)之間的交互作用有待進(jìn)一步解釋。