農業生產率、要素稟賦與農村家庭收入
——基于CHIP數據的理論與實證研究

王文波 張彥彥

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

一、引言與相關文獻綜述

農民收入增長可以體現農村發展水平，是農村可持續發展的保障，是事關我國城鄉協同發展的重大經濟問題。為了解決農民收入增長緩慢的問題，近年來中央“一號文件”對農業資源利用、農村人力資源開發、培育新型農民以及農業機械化等事關農村發展的重大問題給予了重點關注，包括農業生產率、土地稟賦、人力資本稟賦等，并試圖通過農業生產率進步及土地稟賦和人力資本稟賦的改善來活躍農村經濟，進而實現農民增收。那么，農業生產率影響農民收入增長的機制是什么？在土地城鎮化向人口城鎮化轉變過程中，推動農民收入增長的動力機制又有哪些變化呢？本文將重點針對上述問題展開深入研究。

有關農業生產率、土地稟賦、人力資本稟賦與農民收入增長的研究，較早的文獻可追溯到20世紀50年代，Lewis(1954)提出二元經濟結構理論，強調將農業部門的資源盡快地轉移到非農部門，這有利于城鄉二元經濟向一元經濟轉變，促進經濟發展，進而提高農民收入水平。在此之后，Fei et al.(1961)對二元經濟結構理論進行了完善補充，在考慮農業部門和工業部門間平衡發展基礎上，提出了農村產量剩余的概念，認為農業生產率的提高導致產品出現剩余，這是農業部門勞動力向工業部門轉移的先決條件，也是促進農民收入增長的關鍵。Schultz(1961)通過長期深入研究，指出導致農民收入低的根本原因并不是農業勞動力的過剩，而是農民受教育程度的不足，因此應加大對農民的教育投入，提高農村勞動力素質，進而幫助農民實現由貧窮到富裕的根本轉變。Romer(1986)的內生增長模型和Lucas(1988)的人力資本溢出模型均強調了受教育水平(知識)對提高城鄉居民收入的重要性。

20世紀90年代以后，國外學者對農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦與農民收入增長的研究更為細化，主要集中于以下兩個方面：一是研究土地稟賦對農民收入的影響。部分學者研究發現農戶土地經營規模對其收入水平具有較大影響(Zaibet et al.，1998；Mathias et al.，2004；Winters et al.，2009)，且土地的利用度也會對農民收入產生重要作用(Bravo-ureta et al.，2006)。二是研究人力資本稟賦對農民收入的影響。部分學者研究發現農民受教育程度對其勞動生產率的提高具有明顯促進作用，也是提高其收入水平的關鍵(Todo et al.，2013)。考慮到健康是人力資本不容忽視的重要組成部分，一些學者研究發現農民收入的提高不僅受受教育水平的影響，而且對農民自身的健康和營養狀況具有很高的依賴性。例如，Croppenstedt et al.(2000)通過對埃塞俄比亞農民收入進行研究發現，身高、身體質量指數(body mass index，BMI)、體重身高比對農民收入都具有顯著的正向影響；Huffmman et al.(2007)發現營養的改善有助于農民勞動生產率的提高，進而提高農民的收入。

近年來，國內學者對農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦與農民收入增長的研究主要集中在以下兩方面：一是關于農業生產率與土地經營規模的相關研究。范紅忠等(2014)在控制氣候條件、土地質量等因素的前提下，研究發現土地經營面積與土地生產率之間呈正相關關系。王建英等(2015)利用江西325戶水稻種植農戶微觀調研數據研究發現，土地生產率與農戶經營規模表現出正相關關系。陳杰等(2016)從土地生產率視角出發，利用 2010 年全國農村固定觀察點數據研究發現，從全國范圍來看，小麥土地生產率與土地規模之間呈現出先升后降的“倒U”形關系，稻谷土地生產率與土地規模之間呈反向關系，玉米與大豆的土地生產率與土地規模之間存在線性的正向關系。二是關于土地稟賦、人力資本稟賦與農民收入增長的相關研究。陳飛等(2014)通過研究發現，非農經濟活動、受教育水平、地理位置和耕地面積都可以促進農村家庭增收。冒佩華等(2015)借助2000年和2012年的農村家庭微觀調研數據，實證分析了土地經營權流轉對農村家庭收入的影響，發現土地流轉能夠顯著提高農村家庭的收入水平。而駱永民等(2015)通過研究發現，土地是農民獲取農業收入的保障的同時也是獲取工資性收入的障礙，對總收入的影響并不顯著。此外，李谷成等(2018)通過2005—2015年省級面板數據研究發現，農業機械化和勞動力轉移均可顯著地促進農民收入增長。

可以看出，現有文獻雖從不同角度對農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦與農民收入增長之間的關系進行了研究，但將這幾者納入統一框架下進行研究的文獻尚不多見。為此，本文采用中國家庭收入調查(CHIP)數據，基于微觀農村家庭個體角度，深入探究農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入的影響。

與已有研究相比，本文的貢獻主要體現在以下兩個方面：一方面，對Black et al.(1999)的模型框架進行擴展，在一般均衡框架下，從理論上研究了農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入的影響；另一方面，采用中國家庭收入調查(CHIP)1988—2013年六期混合截面數據，實證檢驗了農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦與農村家庭收入之間的關系。

二、理論模型

(一)基本假設

假設全社會由農業部門和非農部門組成。農業部門生產原材料或中間投入品，而非農部門則利用農業部門提供的中間投入品生產最終消費品。

1.農業部門的生產

(1)

式(1)中，l1=(Nl-n2)/n1。其中：l為全社會人均可利用國土面積；N為全社會總的人口數；n1為總的農業部門人口；n2為總的非農部門人口，也就是非農部門占有面積(假定每個非農部門人口占用1單位土地)。上式表明，人均農地稟賦是農業部門居民人口數量和非農部門占用土地面積的函數。

2.非農部門的生產

(2)

(3)

3.農村家庭決策

假設農業部門中個體的遷移決策由其所在農村家庭做出。令代表性農村家庭將其家庭成員分配到農業部門和非農部門的比例分別為z和1-z。此外，家庭還會進行人力資本的積累，家庭總的人力資本由所有成員共同積累，那么這個決策過程的約束如下：

H=(1-z)h2egt+zh1egt

(4)

其中，H為家庭總的人力資本存量，egt為家庭在t時期的人口規模，g為人口的增長率，h1和h2分別為家庭成員在農業部門和非農部門的人力資本。那么家庭成員平均人力資本水平為：

h=(1-z)h2+zh1

(5)

家庭總的收入為(1-z)egtW2+zegtI1。假設家庭選擇消費為Pcegt，其中，c為家庭對最終品的消費量，P為最終品的價格。剩余部分收入全部用于人力資本投資，那么人力資本的投資水平為：

PH=(1-z)egtW2+zegtI1-Pcegt

(6)

此外，假定代表性家庭的效用跟家庭消費有關，由此設定代表性家庭效應函數為：

(7)

其中，σ為相對風險規避系數，且σ>0。

4.中間投入品市場均衡

(8)

(二)一般均衡分析

由式(8)及上文結果，家庭效用的動態最優化可由如下帶漢密爾頓(Hamilton)函數的拉格朗日表達式表示：

(9)

動態求解式(9)可得：

(10)

(11)

將式(11)代入式(8)，進而可得一般均衡下農村家庭決策進入非農部門工作的成員比例1-z的表達式為：

(12)

然后，結合式(1)、(3)、(11)、(12)以及h≡zh1+(1-z)h2，求解可得產品的均衡價格為：

P=Ehα2γ1-γ2

(13)

(14)

(15)

h*=(Ω/ρ)1/(1-γ)；c*=(Ω/ρ)1/(1-γ)[ρA/(A-B)-g]

(16)

在均衡點(h*,c*)處的Jacobian矩陣特征值v1和v2滿足v1·v2=-(1-ξ)Ωσ-1hξ-3<0，表明經濟系統可處于鞍點穩態，并沿唯一的平衡增長路徑收斂于鞍點(h*,c*)。

(三)比較靜態分析

由式(16)對農業生產率D1求導可得?h/?D1>0；聯立式(8)和l1=(Nl-n2)/n1求解可得?l1/?D1>0。由此可提出：

假設1：在一般均衡狀態下，農業生產率進步有利于農村家庭土地稟賦和人力資本稟賦的積累。(2)限于文章篇幅，假設1和2的具體推導過程不再列出，如讀者需要，可向作者索取。

其經濟學含義為：農業生產率是直接提高農村家庭務農收入的一個有效途徑，而收入得到提高的家庭將有更多的資金用于家庭人力資本投資，這將有利于家庭人力資本的積累。此外，農村生產率的提高會解放更多的農村勞動力，并促進其進入非農部門工作，從而提高農村居民非農化水平，而農村居民非農化水平的提高又會促進農村居民土地稟賦的提高。

此外，由式(11)、(12)、(16)以及I=zI1+(1-z)W2，可得均衡狀態下農村家庭收入的表達式為：

(17)

由式(17)對土地稟賦和人力資本稟賦和求導可得：?I/?h>0，?I/?l1>0。聯立假設1的結論，進而可得：(?I/?h)(?h/?D1)>0，(?I/?l1)(?l1/?D1)>0。由此可得：

假設2：農村家庭人力資本稟賦和土地稟賦的提高對農村家庭收入增加具有促進作用。

其經濟學含義為：農業生產率可通過提高農村家庭的人力資本投資傾向和非農化水平，進而促進家庭土地稟賦和人力資本稟賦的積累。而農村家庭人力資本水平提高，一方面可以通過提高家庭成員的專業技能而獲得更高的務農收入，另一方面有利于家庭成員進入非農部門就業，獲取更高的非農收入，從而有利于農村家庭收入水平的提高。同時，家庭土地稟賦的提高可以直接帶來更高的務農收入。由此可知，土地稟賦和人力資本稟賦的提高是農業生產率影響農村家庭收入的重要機制。

三、計量模型、指標構造及數據說明

(一)模型設定

本文擬從微觀農村家庭個體角度探討農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入的影響。構建的實證計量模型如下：

(18)

(19)

(20)

其中：income表示農村家庭收入；TFP表示農業生產率；perland和eduyear分別表示家庭土地稟賦和人力資本稟賦；Contral是控制變量，包括戶主性別、戶主年齡、民族、干部家庭等家庭特征以及家庭所在省份的經濟發展水平。此外，s是控制變量的個數，i表示第i個家庭，j表示農村家庭所在的省份，μ表示隨機誤差項。

(二)變量說明

1.農業生產率

本文旨在探究農業生產率提高對農村家庭收入的影響，因此本文的核心解釋變量為農業生產率。本文選取了農村家庭農業生產投入、產出指標數據，并采用DEA方法測算了農業生產率(TFP)。此外，考慮到本文所采用的數據為混合截面數據，無法利用過往的農業生產率信息，因而，選取縣域農業投入、產出指標數據，使用DEA方法測算了縣域農業生產率(TFP_x)，并采用縣域農業生產率的滯后1期和2期進行工具變量回歸。

(2)家庭農業生產率。在投入—產出指標的選擇上，農村家庭農業投入包括家庭農業經營固定資產投入、勞動力投入、土地稟賦投入(朱喜 等，2011；朱秋博 等，2019)。其中，家庭農業經營固定資產投入采用役畜種畜產品畜、大中型鐵木農具、農林牧漁業機械等資產價值之和表示；家庭勞動力投入采用家庭中從事農、林、牧、漁業的勞動力人數表示；家庭土地稟賦投入為家庭耕種的各類土地面積加總。對于農村家庭農業產出，考慮到農戶所從事的農業生產在品種上存在差異，直接在產量層面加總作為產出量是不科學的(朱秋博 等，2019)，為此，借鑒陳訓波等(2011)和周京奎等(2019)的做法，使用家庭農業經營收入作為產出指標。

(3)縣域農業生產率。采用縣域統計數據(3)縣域相關數據來源于《中國縣域統計年鑒》和各省統計年鑒。，并采用前述DEA方法測算縣域農業生產率。在投入—產出指標的選擇上，借鑒尹朝靜等(2016)和武宵旭等(2019)的做法，農業固定資產投入采用農業機械總動力表示，勞動投入采用農林牧漁業從業人數表示，農地面積采用農業播種面積表示，農業產出采用第一產業增加值表示。

2.土地稟賦和人力資本稟賦

對于農村家庭土地稟賦(perland)，以農村家庭成員人均經營的土地面積來表示；對于人力資本稟賦(eduyear)，以農村家庭成員平均受教育年限來表示。

3.農村家庭收入

本文的研究對象為農村家庭收入，采用農村家庭成員人均純收入(income)衡量。此外，對于模型中各價值型變量，均以2010年為基年進行價格指數平減，且去掉個別極端值。

4.控制變量

本文控制了可能影響農村家庭收入的家庭特征，包括：(1)戶主性別(gender)，家庭收入存在性別差異(關愛平 等，2018)。(2)家庭規模(hhsize)，家庭人口數量的增加對家庭收入有正向影響(王建, 2019)。(3)干部家庭(cadre)，擁有較好家庭背景的就業者更有可能獲得勞動力市場上的優勢(陳釗 等，2009)，對于農村勞動者來說，這種影響也仍然存在。(4)家庭撫養比(depenrate)，農村家庭人口撫養比提高會增加家庭的負擔，從而可能會抑制農村家庭收入的提高。(5)戶主年齡(age)，戶主年齡提高對家庭收入提高具有正向影響，但隨著年齡的進一步增加，其對收入的影響可能逐漸降低。(6)家庭學生數量(student)，家庭中學生數量的增加會使家庭支出增加，可能激勵家庭付出更多勞動，提高收入。(7)少數民族家庭(minority)，此為虛擬變量，反映農村家庭收入存在的民族差異。

此外，人均GDP代表了地區經濟發展水平，對家庭收入有顯著影響(張宇青 等，2013)，為此我們還控制了農村家庭所在省份人均GDP的對數(ln gdp_p)。同時，為了剔除省份因素、時間趨勢以及某些政策的影響，本文在各實證模型中均控制了省份和年份固定效應。

(三)內生性問題

本文的內生性問題主要有兩方面：其一，考慮到農村家庭收入提高也會影響農業生產率水平，因此農業生產率與農村家庭收入之間可能存在反向因果關系；其二，本文雖然控制了農業生產率和農村家庭人力資本投資的主要影響因素，但依然可能存在遺漏重要變量問題。以上原因都會造成OLS回歸估計的結果偏誤。為此，參考陳維濤等(2014)的做法，本文采用縣域農業生產率滯后1期和滯后2期作為當期縣域農業生產率的工具變量，進行工具變量回歸(4)考慮到本文采用的數據為混合截面數據，無法利用過往的農業生產率信息。為此采用DEA方法測算了縣域農業生產率的滯后1期和2期進行工具變量回歸。。考慮到技術和效率等影響農業生產率的因素具有一定的積累性，當期農業生產率與往期農業生產率具有較強的相關性。此外，上期農業生產率作為歷史數據難以直接影響農村家庭當期的收入。因此，采用農業生產率的滯后期作為當期農業生產率的工具變量滿足相關性和外生性，工具變量的選擇是合理的。

此外，考慮到農村家庭人力資本水平的提高也會影響農業生產率水平，因此農業生產率與農村家庭人力資本水平之間也可能存在反向因果關系。同時本文雖然控制了農業生產率和農村家庭人力資本水平的主要影響因素，但依然可能存在遺漏重要變量問題。以上因素都會造成OLS回歸估計的結果偏誤。為此，借鑒陳維濤等(2014)的做法，在分析農業生產率對人力資本稟賦積累的影響時，本文也采用縣域農業生產率滯后1期和滯后2期作為當期縣域農業生產率的工具變量，進行工具變量回歸。(5)如前文所述，技術和效率等影響農業生產率的因素具有一定的積累性，當期農業生產率與往期農業生產率具有較強的相關性；此外，上期農業生產率作為歷史數據難以直接影響農村家庭當期的人力資本水平。因此，在分析農業生產率對人力資本稟賦積累的影響時，采用農業生產率的滯后期作為當期農業生產率的工具變量也滿足相關性和外生性假定，工具變量的選擇是合理的。

(四)數據來源

本文所用數據均來自中國家庭收入調查(CHIP)數據，CHIP 數據是中國家庭收入調查項目通過入戶調查獲得的微觀數據，初始于1988 年。目前已經公開或部分公開了CHIP 1988、1995、1999(urban)、2002、2007、2008和2013七個年份數據，是研究中國城鎮和農村居民以及流動人口(主要是外來務工人員)相關問題最為翔實可靠的數據來源。考慮到本文旨在探究農業生產率、要素稟賦對農村家庭收入的影響，因而使用CHIP 1988、1995、2002、2007、2008、2013年的農村家庭調查的混合截面數據。該調查數據的特點為：一是調查樣本量大，覆蓋范圍廣。該調查覆蓋了中國大陸31個省、自治區和直轄市，每年調查農村家庭共1萬戶左右。二是農戶調查信息豐富，且質量較高。農戶調查問卷包括家庭成員受教育情況及其它個人信息、家庭土地情況、家庭生產經營情況、家庭購買生產資料情況、家庭全年收支情況等。相關變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 變量描述性統計

四、實證分析

(一)農業生產率與土地稟賦、人力資本稟賦

本部分將采用中國家庭收入調查(CHIP)數據，基于式(18)、(19)，利用最小二乘(OLS)法和工具變量廣義矩估計(IV GMM)法估計農業生產率對土地稟賦、人力資本稟賦的影響，回歸結果如表2所示。其中：列(1)和(3)的被解釋變量為土地稟賦的對數ln perland，列(2)、(4)、(5)的被解釋變量為人力資本稟賦eduyear；在列(1)和(2)中采用DEA方法計算家庭農業生產率的對數ln TFP，在列(3)～(5)中則采用DEA方法計算縣域農業生產率的對數ln TFP_x。

表2 農業生產率對土地稟賦和人力資本稟賦影響回歸結果

列(1)和(3)的回歸結果顯示，ln TFP和ln TFP_x的系數均為正，且在1%的水平上具有顯著性，說明農業生產率對農村家庭土地稟賦的積累具有正向影響。列(2)和(4)的回歸結果顯示，ln TFP和ln TFP_x的系數均為正，且在1%的水平上具有顯著性，表明隨著農業生產率的提高，農村家庭傾向于進行教育投資，進而提升了農村家庭平均人力資本水平。此外，為進一步驗證上述結論，將滯后1期和2期的縣域農業生產率作為當期縣域農業生產率的工具變量，對列(4)進行工具變量回歸，結果如列(5)所示。ln TFP_x的系數為正，在1%的水平上具有顯著性，同時這一系數值大于OLS法的回歸結果，表明在不考慮內生性影響情況下，可能會低估農業生產率對農村家庭人力資本稟賦積累的影響。此外，列(5)內生性檢驗的 F 統計量的P值為0，表明農業生產率與家庭人力資本稟賦具有內生性，需要采用工具變量法；弱識別檢驗排除了弱工具變量的可能性；識別不足檢驗中 LM 統計量的 P值為 0，表明有效拒絕了本文工具變量識別不足假設，進一步說明工具變量選擇的有效性。由此對假設1的結論進行了驗證。

在家庭特征影響方面，與李春玲(2003)的研究結論一致，干部家庭對人力資本稟賦具有正向顯著影響，表明干部家庭成員的人力資本水平更高。而干部家庭對土地稟賦的系數顯著為負，這可能是由于干部家庭成員較少地參與務農活動，從而經營較少的土地。家庭中學生數量與家庭教育人力水平正相關，這可能是由于家庭學生數量增加促進了家庭人力資本投資的增加，進而有利于家庭人力資本水平的提高。家庭中學生數量對土地稟賦的系數為負，但未通過顯著性檢驗，這表明家庭中學生數量對土地稟賦的作用并不明顯。此外，家庭規模對家庭人力資本水平具有顯著的正向影響，這可能是因為隨著家庭中人口規模的增加，家庭需要進行更多的人力資本投資，從而使家庭的人力資本水平提高；家庭規模對土地稟賦具有顯著的負向影響，這可能是因為家庭人口規模越大，人均占有土地越少；戶主年齡與家庭人力資本水平呈正相關，但其平方項與家庭人力資本水平呈負相關，這表明戶主年齡對家庭人力資本水平的影響呈“倒U”形；家庭撫養比的系數顯著為負，表明家庭撫養比越高，越不利于家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累，這可能是因為家庭撫養比越高，家庭人均經營土地面積越低，同時家庭用于人力資本投資方面的收入就越少，從而不利于家庭要素稟賦的積累。此外，ln gdp_p對家庭人力資本稟賦的系數顯著為正，這表明農村家庭所在省份經濟發展水平對提高家庭人力資本水平具有正向影響。

(二)農業生產率、土地稟賦、人力資本稟賦與農村家庭收入

基于式(20)的計量模型，本文采用最小二乘(OLS)法和工具變量廣義矩估計(IV GMM)法進行回歸估計，結果如表3所示。列(1)～(6)被解釋變量為家庭收入水平的對數ln_income。在列(1)、(2)中，農業生產率變量采用DEA方法計算的家庭農業生產率的對數ln TFP表示，列(4)～(6)則采用DEA方法計算的縣域農業生產率的對數ln TFP_x表示。此外，列(1)、(3)、(5)為僅加入解釋變量農業生產率的回歸結果，列(2)、(4)、(6)為加入了土地稟賦和人力資本稟賦的回歸結果。

表3 農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦與農村家庭收入的回歸結果

列(1)～(4)的回歸結果顯示，ln TFP和ln TFP_x的系數均在1%水平上顯著為正，表明農業生產率對農村家庭收入的提升具有促進作用。此外，在列(5)、(6)中，將滯后1期和2期縣域農業生產率作為當期縣域農業生產率的工具變量，對列(3)、(4)進行工具變量回歸。回歸結果顯示，ln TFP_x的系數為正，且在1%的水平上顯著，這表明在考慮內生性問題前提下，農業生產率對農村家庭收入依然存在顯著正向影響，說明本文結論是較為穩健的。同時，列(5)、(6)的內生性檢驗、識別不足檢驗以及弱識別檢驗結果均表明，采用縣域農業生產率的滯后1期和2期值作為當期農業生產率的工具變量是合理的。此外，對比農業生產率在奇數列與偶數列的回歸系數容易發現，在加入土地稟賦和人力資本稟賦變量后，農業生產率的回歸系數變小。同時，利用OLS法的估計結果做中介效應的索貝爾檢驗的Z統計量為3.18，且在1%水平上顯著，這表明農業生產率對農村家庭收入的促進作用，有一部分是通過促進家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累來實現的。由此驗證了假設2。

根據列(1)～(6)的回歸結果，在家庭特征影響方面，干部家庭對農村家庭收入的系數具有正向顯著性，表明干部家庭的收入水平更高，這可能是由于擁有較好家庭背景的就業者更有可能獲得勞動力市場上的優勢(陳釗 等，2009)。少數民族家庭對農村家庭收入的系數具有負向顯著性，表明相比于非少數民族家庭，少數民族家庭收入水平較低。此外，戶主年齡與農村家庭收入呈正相關，但其平方項與農村家庭收入呈負相關，這表明戶主年齡對農村家庭收入的影響呈“倒U”形。家庭撫養比的系數顯著為負，表明家庭撫養比越高，越不利于家庭收入的增長。同時，家庭撫養比的提高，減少了家庭勞動成員的工作時間，這對家庭收入的提高也具有負向影響。ln gdp_p對農村家庭收入的系數顯著為正，這表明農村家庭所在省份經濟發展水平提高有利于家庭收入的增加。

(三)家庭異質性視角分析

按照農村家庭戶主職業類型，將樣本分為農業戶主家庭和非農戶主家庭兩類，以此研究農業生產率、土地稟賦、人力資本稟賦對農村家庭收入的影響是否存在家庭異質性。回歸結果如表4所示。

表4 不同類型家庭的回歸結果

列(1)～(6)的回歸結果顯示，ln TFP、ln TFP_x、ln perland、eduyear的回歸系數均顯著為正，與全樣本的回歸結果一致，說明本文得出的結果是穩健的。此外，對比農業戶主家庭與非農戶主家庭農業生產率和要素稟賦的回歸系數可以發現：相比非農戶主家庭，農業戶主家庭生產率和土地稟賦的回歸系數更大，而人力資本稟賦的回歸系數相對較小。上述結果表明：相對于以非農生產為主的家庭，農業生產率和土地稟賦對以農業生產為主家庭收入發揮著更重要的作用；非農生產為主家庭的收入對人力資本具有更高的依賴性，這是由于相比于農業生產為主家庭，從事非農生產往往需要更高的人力資本水平，從而使得人力資本對以非農生產為主農村家庭的影響更為顯著。

(四)穩健性檢驗

前文采用OLS法和IV GMM法就農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦與農村家庭收入之間的關系進行了分析。由于OLS法考察的是解釋變量對被解釋變量條件均值的影響，容易受到數據總體分布和樣本極端值的影響，估計量可能存在偏誤(劉子蘭 等，2018)，為此我們采用分位數回歸方法就農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入的影響進行了進一步的實證檢驗，并以此進一步對本文核心結論進行穩健性檢驗。選擇 10%、25%、50%、75%、90%五個具有代表性的分位點進行估計。為了便于比較，在表5中仍然給出了OLS法的分析結果。

表5 基于分位數回歸的穩健性檢驗結果

列(1)為農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入的 OLS法回歸結果，列(2)～(6)為農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入在五個分位點上的回歸結果。可以看出，分位數回歸與OLS法回歸估計值存在明顯的差異，這進一步說明采用分位數進行回歸的必要性。從回歸系數來看，各個分位點的農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦的回歸系數均在1%水平上顯著為正，其基本結論與 OLS法回歸結果一致，進一步說明本文核心結論是穩健的。此外，隨著分位數的增加，ln TFP的分位數回歸系數逐漸減小；ln perland的分位數回歸系數呈現先升后降的趨勢；eduyear分位數回歸系數則逐漸增大。這意味著農業生產率對家庭收入的邊際效應隨著收入水平的提高而逐漸降低；土地稟賦對家庭收入的邊際效應隨著收入水平的提高而呈“倒U”形變化趨勢；人力資本稟賦對家庭收入的邊際效應隨著收入水平的提高而逐漸提高。這表明，相對于高收入農村家庭，農業生產率的提高對于低收入水平家庭，特別是貧困家庭收入的促進作用更為明顯。另外，隨著農村家庭收入水平的提高，家庭人力資本稟賦對土地稟賦的替代作用將會增強。

五、結論與政策啟示

農民收入增長是事關中國城鄉協同發展的重大經濟問題。本文采用中國居民家庭收入調查(CHIP)1988—2013年六期混合截面數據，實證分析了農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入的影響。研究結果表明：農業生產率提高是促進農村家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累的重要動力；農業生產率提高可以通過影響農村家庭土地稟賦和人力資本稟賦積累，進而影響家庭收入情況；農業生產率、土地稟賦和人力資本稟賦對農村家庭收入的影響存在顯著的家庭異質性，相對于以非農生產為主的家庭，農業生產率和土地稟賦對以農業生產為主家庭收入提高發揮著更重要的作用，而以非農生產為主的家庭收入對人力資本稟賦具有更高的依賴性。此外，分位數回歸結果表明：農業生產率對家庭收入的邊際效應隨著收入水平的提高而逐漸降低；土地稟賦對家庭收入的邊際效應隨著收入水平的提高而呈“倒U”形變化趨勢；人力資本稟賦對家庭收入的邊際效應隨著收入水平的提高而逐漸提高。這表明相對于高收入農村家庭，農業生產率提高對于低收入水平家庭，特別是貧困家庭收入的促進作用更為明顯。隨著農村家庭收入水平的逐漸提高，家庭人力資本稟賦對土地稟賦的替代作用將會增強，人力資本稟賦對家庭收入的影響將會逐漸變大。

基于上述結論，本文的政策啟示在于：第一，應充分發揮農業生產率對農村家庭要素稟賦積累和收入增長的促進作用。采取綜合政策推動農業生產率提高，進而促進農村家庭要素稟賦積累，提高家庭收入。考慮到農業生產率變動涉及土地、人力資本等多種要素投入，農民需要根據其利潤最大化原則來選擇最優要素投入組合。為此惠農政策應適當向農業生產率較高的領域傾斜，在勞動力轉移、農地規模化經營以及農業發展資金等方面出臺相關支持政策，以此來促進農業生產率的提高。第二，應加速農地流轉平臺構建，并以此為牽引，帶動農村家庭土地要素稟賦的積累，鼓勵土地規模化經營，進而促進農村家庭收入的提高。第三，制定合理的財政制度，不斷加大財政對農村居民教育和職業培訓的支持力度，將農戶家庭成員均納入農村正規教育與職業培訓體系，以促進家庭人力資本總體水平提升，進而提高農村家庭收入。第四，完善相關法律、法規制度，建立農業生產率和農村人力資本的投資保障機制，以保證實現農業生產率和人力資本投資收益的最大化。