华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 农村人口老龄化与农业全要素 生产率的区域异质性 刘成坤 （江西财经大学 统计学院，江西 南昌 ３３００１３） 摘　要：基于 ２０００—２０１８年中国省际层面的面板数据，采用 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ模型测算农业全要素生产 率，构建中介效应模型实证分析农村人口老龄化对农业全要素生产率的影响。研究结果表明：得益于技 术进步，农业全要素生产率在样本期间实现了小幅增长；农村人口老龄化对农业全要素生产率的影响显 著为正，农村人口老龄化会通过人力资本积累效应推动全要素生产率增长，同时也会通过劳动力供给效 应和科研投入效应对全要素生产率增长产生显著的阻碍作用。此外，农村人口老龄化对农业全要素生 产率的影响还存在显著的区域异质性，农村人口老龄化对中西部地区农业全要素生产率的影响并不显 著，但会显著阻碍东部地区农业全要素生产率的提高。因此，应该通过加快农业机械化进程、大力推广 现代农业种植技术以及鼓励大学生到农村地区就业和创业等途径推动农业全要素生产率增长。 关键词：农村人口老龄化；农业全要素生产率；人力资本；农业产业化 中图分类号：Ｆ３２３．６；Ｆ３２３．８　　　文献标识码：Ａ　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００４６－１０ 一、农业全要素生产率及其影响因素 农业是人类的衣食之源和生存之本，是一切生产的首要条件。自 ２０１９年底新冠肺炎疫情爆发 以来，党中央、国务院多次反复强调确保粮食等重要农产品的有效供给，对粮食安全问题高度重 视。王亚飞等［１］指出，提高农业全要素生产率是实现新时代我国农业经济发展质量变革的关键所 在。１９７８年至 ２０１９年，我国的农业总产值由 １１１８５０亿元增长到 ６６０６６４５亿元①，四十余年翻了 近六十倍。与此同时，农村人口老龄化问题也日益严峻。农村劳动力是从事农业生产的主力军， 农村人口老龄化与劳动力供给、人力资本积累以及科研投入等一系列变量密切相关。农村人口老 龄化与农业全要素生产率之间存在什么关系，农村人口老龄化会通过哪些途径影响农业全要素生 产率，农村人口老龄化对农业全要生产率的影响是否存在区域异质性，深入探索这些问题对于推 动乡村振兴以及促进农业高质量发展具有重要意义。 农业全要素生产率的测算问题一直备受关注，陈卫平［２］指出，农业全要素生产率增长是指产 出扣除要素增长贡献的部分，其对农业可持续发展与地区协调发展具有重大意义。从现有文献来 看，绝大部分学者均采用数据包络分析（ＤＥＡ）模型对农业全要素生产率进行测算，ＤＥＡ模型最早 是由 Ｆａｒｒｅｌｌ［３］在探讨英国的农业生产率时所提出的，其中的 Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指数已广泛运用于各 　 　收稿日期：２０２１－０６－１７　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００５ 　基金项目：国家自然科学基金地区项目（７２０６３００９） 　作者简介：刘成坤（１９９０—），男，江西赣州人，江西财经大学统计学院讲师，主要研究方向为宏观经济计量分析。 Ｅｍａｉｌ：１１２９７９７４０１＠ｑｑ．ｃｏｍ ①数据来源于中国经济与社会发展统计数据库。

第 ６期 刘成坤：农村人口老龄化与农业全要素生产率的区域异质性 　　４７　 个领域的生产效率分析中。如 Ｍａｏ和 Ｋｏｏ［４］使用该模型测算了我国 ２９个省份的农业绿色全要素 生产率，结果显示，绝大部分省份的农业绿色全要素生产率均呈递增趋势。李欠男等［５］运用 ＤＥＡ Ｍａｌｍｑｕｉｓｔ指数方法对 １９７８—２０１５年中国大陆 ２８个省（市、区）的农业全要素生产率进行了测算， 发现农业全要素生产率增长呈现较为明显的地区非均衡性。随机前沿分析法（ＳＦＡ）是另一种测算 生产率效率的常用方法，张乐和曹静［６］采用 ＳＦＡ方法测度 １９９１—２０１０年中国农业全要素生产率 变化及其分解情况。此外，葛鹏飞等［７］以及杨骞［８］等学者则基于组合方法对该问题进行了研究。 农业全要素生产率的影响因素也是学者们关注的热点问题，如朱喜等［９］研究发现，要素市场 扭曲会降低农业全要素生产率。尹朝静［１０］的研究结果显示，农业人力资本对农业全要素生产率的 促进作用并不显著，但 农 业 科 研 投 入 会 显 著 促 进 农 业 绿 色 全 要 素 生 产 率 的 提 高。 徐 清 华 和 张 广 胜［１１］的研究结果显示，农村劳动力转移能显著改善县域农业生产要素配置效率。此外，杨传喜和 王修梅［１２］、于伟等［１３］也分别从不同的角度对农业全要素生产率的影响因素进行了研究。还有个 别学者研究了人口年龄结构变动对农业生产的影响，如王淑红和杨志海［１４］研究了农业劳动力老龄 化对粮食绿色全要素生产率变动的影响，发现农业劳动力老龄化与粮食绿色全要素生产率变动之 间呈现显著的“Ｕ”型关系。 通过对已有文献进行梳理可以发现：第一，关于农业全要素生产率测算的文献已较为丰富，且 大部分学者均采用 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指数；第二，学者们基于不同的角度对农业全要素生产率 的影响因素进行了研究，但目前尚未有学者从人口年龄结构角度研究其对农业全要素生产率的影 响；第三，虽然有少数学者如王笳旭和李朝柱［１５］注意到农村人口老龄化对农业生产的影响，但由于 该研究使用的是调研数据，仅能从微观层面研究个体年龄老化对农业产出的影响。基于此，本文 选取我国省级层面的面板数据，首先采用经典的 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指数对农业全要素生产率 进行测算，然后构建中介效应模型研究农村人口老龄化影响农业全要素生产率的作用机制。最 后，对农村人口老龄化影响农业全要素生产率的区域异质性进行探索。 二、机理分析与模型构建 （一）农村人口老龄化对农业全要素生产率的劳动力供给效应 在我国工业化和城镇化不断推进的背景下，农村的年轻劳动力不断流向城市，导致农村的人 口老龄化程度越来越严重。农业“劳动力供给效应”是指随着人口老龄化的加剧，劳动者的体能处 于不断弱化的趋势，使得投入生产的有效劳动供给不断减少，进而对农业生产造成负面影响。具 体来看，一方面，由于年轻人口的大量外流，当前大部分从事农业生产的劳动者均为中老年群体， 随着这部分群体平 均 年 龄 的 不 断 上 升，从 事 农 业 生 产 的 有 效 劳 动 供 给 必 然 会 不 断 下 降。 另 一 方 面，Ｂｅｎｏｉｔ［１６］认为，劳动生产率与个体年龄之间存在倒“Ｕ”型关系。由于中老年劳动者的劳动生产 率远低于青年劳动者，农业平均劳动生产率会因农村劳动力的老龄化而下降。因此，农村人口老 龄化既会对农业有效劳动供给产生不利影响，同时还会造成农业平均劳动生产率的下降，进而阻 碍农业全要素生产率的提高。据此，提出假设 １：农村人口老龄化会通过劳动力供给效应对农业全 要素生产率产生消极影响。 （二）农村人口老龄化对农业全要素生产率的人力资本积累效应 农业人力资本积累通常可以用从事农业生产的劳动者的受教育程度来衡量，农村人口老龄化 对农业人力资本积累的影响在于，一是农村人口老龄化程度的不断加剧使得农业劳动力供给不断 减少，为了提高劳动生产率，农业机械化程度也在不断提高，在这种背景下，一大批掌握了新型农 业生产技术的农业从业者也随之涌现，这对农业人力资本积累产生显著的推动作用；二是随着经

４８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 济发展程度的提高，农村的生产和生活条件得到了很大的改善，虽然农村的人口老龄化程度日益 严峻，但与此同时，越来越多的农村家庭既有能力也有意愿为后代提供更优质的教育资源，家庭的 教育重心已由重视教育数量向重视教育质量转变。据此，提出假设 ２：农村人口老龄化会通过人力 资本积累效应对农业全要素生产率产生积极影响。 （三）农村人口老龄化对农业全要素生产率的科研投入效应 人口老龄化与社会生产活动密切相关，既会通过劳动力供给和人力资本积累影响农业全要素 生产率，同时还会通过科研投入对农业全要素生产率产生影响。ＧｏｎａｚａｌｅｓＥｉｒａｓ等［１７］通过构建世 代交叠模型，研究了人口老龄化对社会保障支出和政府公共投资的影响，发现伴随人口老龄化而 上涨的社会保障费用会挤占政府在公共投资方面的投入。由于我国的社会保障制度还亟待完善， 随着农村人口老龄化的加剧，越来越多的农村老年人口需要政府的扶持和救济，政府在社会保障 支出方面的压力将逐渐增大，这可能会挤占政府对农业科研方面的投入，进而对农业全要生产率 产生消极影响。据此，提出假设 ３：农村人口老龄化会通过科研投入效应对农业全要素生产率产生 消极影响。 （四）ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指数 目前，关于全要素生产率的测定方法主要有随机前沿分析法和数据包络分析法，与随机前沿 分析法相比，Ｆａｒｅ等［１８］扩展的 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指数方法具有以下几方面的优势：一是能够 灵活使用不同的投入产出数据，且无需考虑投入产出数据单位的问题；二是不需要设定具体的生产 函数，可以避免由于生产函数误设导致的偏误；三是可以对全要素生产率的增长因素作进一步的分 解。因此，借鉴周端明［１９］的研究，本文采用经典的 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ模型测算农业全要素生产率。 关于农业全要素生产率的测算通常需要两类指标，即投入变量和产出变量。参考尹朝静［１０］以 及邓晓兰和鄢伟波［２０］的研究，本文选取的产出变量为农林牧渔业总产值，投入变量包括土地、劳 动、水源、机械和化肥等要素，土地投入采用农作物总播种面积来衡量，劳动投入采用第一产业从 业人员数来衡量，水源投入采用有效灌溉面积来衡量，机械投入采用农业机械总动力来衡量，化肥 投入采用农用化肥施用量来衡量。 （五）中介效应模型 在采用 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指数模型对农业全要素生产率进行测算的基础上，参考 Ｂａｒｏｎ 和 Ｋｅｎｎｙ［２１］的研究，构建如下递归方程来研究农村人口老龄化影响农业全要素生产率的中介效 应： ｔｆｐｉ，ｔ＝α１ ＋β１ｔｆｐｉ，ｔ－１ ＋γ１ｐｏｅｉ，ｔ＋δ１Ｘｉ，ｔ＋εｉ，ｔ （１） ｍｅｖｉ，ｔ＝α２ ＋γ２ｐｏｅｉ，ｔ＋δ２Ｘｉ，ｔ＋εｉ，ｔ （２） ｔｆｐｉ，ｔ＝α３ ＋β３ｔｆｐｉ，ｔ－１ ＋γ３ｐｏｅｉ，ｔ＋η３ｍｅｖｉ，ｔ＋δ３Ｘｉ，ｔ＋εｉ，ｔ （３） 其中，ｔｆｐ为本文的被解释变量农业全要素生产率，考虑到 ｔｆｐ可能存在惯性特征，在式（１）和式 （３）中加入了被解释变量的滞后一期项；ｐｏｅ为核心解释变量农村人口老龄化程度，本文采用 ６５岁 及以上的农村老年人口占农村总人口的比重来衡量；ｍｅｖ为中介变量，即劳动力供给 ｌａｂ、人力资本 积累 ｈｃａ和科研投入 ｒｄｉ，劳动力供给采用 １５～６４岁的适龄劳动人口来衡量，人力资本积累采用农 村平均每百个劳动力中大专及大专以上人数来衡量，科研投入采用农业 Ｒ＆Ｄ经费内部支出占财 政支出的比重来衡量。Ｘ为控制变量，参考王珏等［２２］以及周鹏飞等［２３］的研究，结合本文的研究目 的，选取的控制变量包括人均耕地面积、农村居民人均纯收入、工业化进程、固定资产投资存量和 对外开放程度。其中，工业化进程采用第二产业增加值占 ＧＤＰ比重来衡量，对于固定资产投资存 量，本文采用农、林、牧、渔业固定资产投资存量来衡量，对外开放程度采用进出口总额占 ＧＤＰ比重

第 ６期 刘成坤：农村人口老龄化与农业全要素生产率的区域异质性 　　４９　 来衡量。α，β，γ，η，δ为模型参数，ε为随机干扰项，ｉ为省份，ｔ为年份。参考温忠麟和叶宝娟 的［２４］ 研究，本文采用 Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ法对以上中介效应模型进行检验。 三、数据说明与农业全要素生产率测算 （一）数据来源与说明 鉴于数据的可得性，本文样本期初为 ２０００年，样本期末为 ２０１８年，以我国的 ３１个省（市、自治 区）作为研究对象。农村人口老龄化数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》，农业全要素生产率 的投入产出指标均来源于《中国农村统计年鉴》，劳动力供给数据来源于《中国宏观经济数据库》， 人力资本积累数据来源于《中国三农数据库》，科研投入数据来源于《中国科技数据库》，其它控制 变量来源于《中国宏观经济数据库》和《中国统计年鉴》，本文采用线性插值法对少数缺失值进行填 充。其中，由于现有的公开统计资料中并无分省份的农业科研支出数据，其测算方法借鉴李强和 刘冬梅［２５］的研究。农、林、牧渔业固定资产投资存量数据来源于该产业的固定资本投资流量数据， 采用永续盘存法获得，基期设定为 ２０００年，参考吴延兵［２６］的研究，将折旧率设定为 １５％。通过对 各变量进行初步处理后，得到表 １所示的描述性统计结果。 表 １　变量的描述性统计结果 变量类型 变量 经济含义 均值 标准差 最小值 最大值 产出变量 ｙ 农林牧渔业总产值 ／亿元 ２１２７．７０ １９４６．９７ ５１．２２ ９５４９．６３ 投入变量 ｆｅｍ 第一产业从业人员数 ／万人 ３７．０９ ３５６４．００ ｔｓｃ 农作物总播种面积 ／千公顷 ９７１．２３ ７３８．４４ １０３．８０ １４９０２．７０ 中介变量 农业机械总动力 ／万千瓦 ５１３５．９１ ３６９０．７６ ９４．００ １３３５３．０２ ｔａｍ 有效灌溉面积 ／千公顷 ２７０３．９７ ２６６５．４２ １０９．７０ ６１１９．６０ 核心解释变量 ｅｉａ 农用化肥施用量 ／万吨 １９２９．７９ １５１３．２３ ２．５０ ３１９７７．００ 控制变量 ａｆｒ 适龄劳动人口 ／万人 １３１７．６９ １６８．００ ８４８８．７８ ｌａｂ 人力资本积累 ２２６．９４ １９５５．５７ ｎｃａ 科研投入 ３１１０．１４ ０．０４ １６．５０ ｒｄｉ 农村人口老龄化程度 ２．６２ ０．００ ０．０１ ｐｏｅ 人均耕地面积 ／亩 ２．４４ ０．００ ０．０４ ０．２２ ｐｃａ 农村居民人均纯收入 ／元 ０．００ ０．０３ ０．２４ ｆｎｉ 工业化进程 ０．１０ ２．７０ １３３１．００ １７．８２ ｉｎｐ 固定资产投资存量 ／亿元 ２．４７ ５０７５．７８ ０．１９ ３０３７５．００ ｃａｐ 对外开放程度 ７００１．７４ ０．０８ ９．９８ ｉｅｐ ０．４５ １４９８．４１ ０．０２ ０．６６ １０７５．４６ ０．３８ １０３９８．００ ０．３０ １．７２ 　注：表中的 ０．００为四舍五入后的结果，并非实际值为 ０。 （二）农业全要素生产率测算结果分析 在对原始数据进行初步处理后，根据前文选取的投入产出指标，采用 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指 数模型对农业全要素生产率进行测算，结果如表 ２所示。 　　由表 ２可知，样本期间，农业全要素生产率总体呈递增趋势，但年均增长率仅为 ０１％，这与王 亚飞等［１］的研究结果是类似的。具体来看，技术效率指数、纯技术效率指数和规模效率指数均出 现了不同程度的下降，仅有技术进步指数实现了小幅增长，说明我国农业全要素生产率的增长主 要得益于技术进步。此外，参考周鹏飞等［２３］的研究，将全国样本进一步划分为东、中、西三大区域， 对农业全要素生产率的区域差异进行分析，结果如图 １所示。

５０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 表 ２　农业全要素生产率的测算及分解结果 年度区间 ＴＦＰ ＴＥＣ ＴＰ ＰＥＣ ＳＥＣ ２０００／２００１ １．０３３ ０．９４６ １．０９２ ０．９６８ ０．９７８ ２００１／２００２ １．０１２ ０．９７５ １．０３８ ０．９８４ ０．９９１ ２００２／２００３ １．０２６ １．００７ １．０１９ １．００１ １．００６ ２００３／２００４ １．０１２ ０．９９４ １．０１８ １．０１３ ０．９８１ ２００４／２００５ ０．９８７ １．０１４ ０．９７４ ０．９９６ １．０１８ ２００５／２００６ ０．９８２ ０．９７０ １．０１２ ０．９８４ ０．９８６ ２００６／２００７ １．０１７ ０．９８２ １．０３６ ０．９９５ ０．９８７ ２００７／２００８ ０．９９６ ０．９８２ １．０１４ ０．９８９ ０．９９４ ２００８／２００９ ０．９７４ ０．９９４ ０．９８０ １．００７ ０．９８７ ２００９／２０１０ １．０１３ １．０３８ ０．９７７ １．０３９ ０．９９９ ２０１０／２０１１ ０．９９５ １．００６ ０．９８９ １．００２ １．００４ ２０１１／２０１２ ０．９９２ ０．９９９ ０．９９３ １．００７ ０．９９１ ２０１２／２０１３ １．０１７ １．０１２ １．００５ １．０２２ ０．９９０ ２０１３／２０１４ ０．９８０ ０．９７７ １．００２ ０．９７０ １．００８ ２０１４／２０１５ ０．９９２ ０．９８３ １．０１０ ０．９９０ ０．９９２ ２０１５／２０１６ １．０２１ ０．９６９ １．０５４ ０．９７０ ０．９９９ ２０１６／２０１７ ０．９９７ ０．９８２ １．０１６ ０．９９０ ０．９９２ ２０１７／２０１８ ０．９７９ ０．９８２ ０．９９６ ０．９７２ １．０１０ 均值 １．００１ ０．９８９ １．０１２ ０．９９４ ０．９９５ 　注：ＴＦＰ指数可分解为技术效率指数（ＴＥＣ）和技术进步指数（ＴＰ），技术效率指数（ＴＥＣ）可进一步分解为纯技术 效率指数（ＰＥＣ）和规模效率指数（ＳＥＣ）。 图 １　区域层面的农业全要素生产率测算结果 　　从图 １的结果来看，样本期间，东部地区的农业全要素生产率呈递增趋势，中部和西部地区的 农业全要素生产率均呈递减趋势，且东部地区的农业全要生产率均值最大，中部地区次之，西部地 区最小，葛鹏飞等［７］也得出了类似的研究结论。

第 ６期 刘成坤：农村人口老龄化与农业全要素生产率的区域异质性 　　５１　 四、实证结果分析 （一）面板单位根检验结果分析 为了缓解异方差问题，对劳动力供给、人力资本积累、农村居民人均纯收入和固定资产投资存 量等变量进行对数化处理。为防止伪回归问题，在进行实证分析之前对各变量的平稳性和多重共 线性进行检验。为使得检验结果更加稳健，本文同时采用 ＬＬＣ、ＩＰＳ和 ＨａｄｒｉＬＭ检验等多种方法对 各变量的平稳性进行检验，如果有两种及以上的检验方法通过了 １０％水平下的显著性检验，则认 为该变量平稳。检验结果显示①，ｔｆｐ，ｐｏｅ，ｐｃａ，ｉｎｐ，ｌｎｃａｐ等五个变量同时通过了两种不同方法的显 著性检验，其它所有变量均同时通过了三种不同的显著性检验，说明各变量均为平稳变量。此外， 各变量的方差膨胀因子均小于 １０，说明不存在多重共线性问题。 （二）中介效应检验结果分析 将农业全要素生产率作为被解释变量，农村人口老龄化作为核心解释变量，劳动力供给、人力 资本积累和科研投入作为中介变量，人均耕地面积、农村居民人均纯收入、工业化进程、固定资产 投资存量和对外开放程度作为控制变量分别代入前文构建的递归方程中，可得出表 ３所示的估计 结果。 表 ３　农村人口老龄化对农业全要素生产率增长的中介效应检验结果 模型（１） 模型（２） 模型（３） 模型（４） 模型（５） 模型（６） 模型（７） 变量 ｌｎｌａｂ ｔｆｐ ｈｃａ ｔｆｐ ｒｄｒ ｔｆｐ ｔｆｐ ｌ．ｔｆｐ ０．００７（０．０２３） ０．０２４（０．０２７） ０．０２６（０．０１７） ０．００７（０．０２３） ｌｎｌａｂ ０．０３２（０．００９） ０．００８（０．００４） ｈｃａ １５．４２１（４．４９８） ｒｄｉ ０．６９３（０．１４０） －１．８２７（０．２１０） ０．０３７（０．０１６） ０．８２４（０．１７８） ０．７４１（０．１２９） －０．００６（０．００２） ０．４５７（０．１４１） ｐｏｅ ０．００４（０．００１） ｐｃａ ０．００３（０．００１） －０．０２１（０．００４） ０．００４（０．００１） －０．６０１（０．０６８） ０．００４（０．００１） ０．０００（０．０００） ０．０１４（０．００７） ｌｎｆｎｉ ０．０１１（０．０４２） ｉｎｐ －０．００１（０．００３） ０．１５２（０．０１５） ０．０４４（０．００９） ２．０６３（０．２２３） －０．０２０（０．０１５） －０．０００（０．０００） －０．０１５（０．００４） ｌｎｃａｐ ０．０２０（０．００７） ｉｅｐ －０．０３８（０．０２３） －０．０５８（０．０６１） －０．０８２（０．０２０） －４．９８０（０．９２４） ０．００４（０．０３５） －０．００２（０．００１） ０．８７６（０．０５０） ｃｏｎｓ Ｎ －０．０１２（０．００３） －０．０１４（０．００８） －０．０３１（０．００６） ０．１３０（０．１２５） －０．０１１（０．００４） －０．０００（０．０００） ５２７ Ｒ２ — ＡＲ（１） ０．０３５（０．００９） －０．１８４（０．０２４） －０．００７（０．０１４） －０．４０５（０．３６３） ０．０１４（０．００９） －０．００１（０．０００） ０．００２ １．００６（０．０３０） ６．８６１（０．０８６） ０．５８０（０．１０７）－１２．３１８（１．２９８） １．１０３（０．１０１） ０．００４（０．００１） ５２７ ５５８ ５２７ ５５８ ５２７ ５５８ — ０．５２３ — ０．７０７ — ０．２６０ ０．００２ — ０．００１ — ０．００２ — ＡＲ（２） ０．９９７ — ０．８３４ — ０．９７６ — ０．９３７ Ｈａｎｓｅｎ ０．９９６ — ０．９８８ — ０．９９１ — ０．９９４ 　注：括号内为标准误， 、 、 分别表示在 １０％、５％、１％的水平下显著，下同。 　　对于表 ３中的动态面板模型，本文采用系统广义矩估计方法（ＳＹＳ—ＧＭＭ）对模型进行估计； 对于普遍面板模型，采用 Ｈａｕｓｍａｎ检验法选择合适的模型。从表 ３来看，模型（１）的结果显示，农 村人口老龄化对农业全要素生产率的影响显著为正，说明农村人口老龄化对农业全要素生产率的 影响可能存在中介效应，可以做进一步的检验。控制变量的估计结果显示，除了农村人口老龄化 程度之外，人均耕地面积以及对外开放程度均有利于促进农业全要素生产率增长，原因在于：人均 耕地面积的增加有利于农业的规模化种植，推动农业机械化进程，使得农业生产的人工成本大幅 ① 限于篇幅，未列出检验结果，备索。

５２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 下降，进而对农业全要素生产率产生促进作用；对外开放程度的提高不仅有利于我国引进国外先 进的农业生产和种植技术，还有利于推动我国的高端农产品出口到国际市场，极大地提高我国农 产品的附加值。然而，与人均耕地面积和对外开放程度不同，工业化进程对农业全要素生产率的 影响则显著为负，这可能是由于工业化进程的加剧吸收了大量的农村就业人员，对农村的劳动力 供给和劳动生产率均产生了一定的负面影响。农业固定资产投资对农业全要素生产率的影响也 显著为负，这主要是因为近十几年来，我国的物质资本投资回报率总体上呈下降趋势，农业生产领 域也受到了很大影响。由模型（２）和模型（３）的结果可知，农村人口老龄化会对劳动力供给产生显 著的消极影响，劳动力供给会对农业全要素生产率产生显著的积极影响，说明农村人口老龄化对 农业全要素生产率存在负向的劳动力供给效应，验证了前文的假设 １。模型（４）和模型（５）的结果 显示，农村人口老龄化会对人力资本积累产生显著的推动作用，人力资本积累会显著促进农业全 要素生产率的提高，说明农村人口老龄化会通过推动人力资本积累促进农业全要素生产率，即农 村人口老龄化对农业全要素生产率的人力资本积累效应显著为正，验证了前文的假设 ２。由模型 （６）和模型（７）可知，农村人口老龄化对科研投入的影响显著为负，科研投入对农业全要素生产率 的影响显著为正，说明农村人口老龄化会对农业全要素生产率产生负向的科研投入效应，验证了 前文的假设 ３。综合以上结果，农村人口老龄化对农业全要素生产率的劳动力供给效率、人力资本 积累效应和科研投入效应均存在，且劳动力供给效应和科研投入效应均显著为负，人力资本积累 效应则显著为正。 （三）稳健性分析 对于人口老龄化的衡量指标，除了老年人口比重之外，老年抚养比也是常用指标之一。为了 进一步验证以上结果的稳健性，本文将农村老年人口比重替换为农村老年人口抚养比①，再次代入 前文建立的递归方程中。 　　结果显示②从总体来看，替换核心解释变量后，农村人口老龄化对全要素生产率的劳动力供给 效应、人力资本积累效应及科研投入效应均与前文一致，只是在部分系数的显著性方面存在差异， 说明前文所得的估计结果是稳健的。 （四）农村人口老龄化对农业全要素生产率影响的区域异质性分析 我国地域辽阔，不仅各省份的经济发展程度各不相同，各省份的人口老龄化程度也存在显著 差异。按照前文的分类方法，将我国的 ３１个省（市、自治区）划分为东、中、西三大区域，进一步分 析农村人口老龄化对农业全要素生产率影响的区域异质性，估计结果如表 ４所示。 　　表 ４的估计结果显示，农村人口老龄化对东部地区农业全要素生产率的影响显著为负，对中 部和西部地区农业全要素生产率的影响分别为负向和正向，但均不显著，说明农村人口老龄化对 农业全要素生产率的影响存在显著的区域异质性。其原因在于，农村人口老龄化对农业全要素生 产率的影响可能与农村人口老龄化程度密切相关，在农村人口老龄化程度较低时，会对农业全要 素生产率产生推动作用；随着农村人口老龄化程度的进一步加剧，农村的中青年劳动力逐渐减少， 农村人口老龄化对农业全要素生产率的影响将逐渐由正向转为负向，且显著性也逐渐增强。这可 以从原始数据的描述性统计结果中得到验证，通过查看三大区域农村人口老龄化在样本期间的均 值发现，东部地区的农村人口老龄化程度远远高于中西部地区，且东、中、西三大区域呈依次递减 趋势。此外，各控制变量对农业全要素生产率的影响也存在显著的区域异质性。 ① 本文采用 ６５岁及以上的农村老年人口与 １５～６４岁的农村适龄劳动人口之比作为老年抚养比的衡量指标。 ② 限于篇幅，未列出估计结果，备索。

第 ６期 刘成坤：农村人口老龄化与农业全要素生产率的区域异质性 　　５３　 变量 表 ４　农村人口老龄化对不同区域农业全要生产率影响的估计结果 ｌ．ｔｆｐ 东部地区 中部地区 西部地区 ｐｏｅ 模型（８） 模型（９） 模型（１０） ｐｃａ ｌｎｆｎｉ ｔｆｐ ｔｆｐ ｔｆｐ ｉｎｐ ０．４７６（０．２９２） ０．７０１（１．８３９） ０．３１３（０．３４６） ｌｎｃａｐ －３．４４３ （１．８１４） －１８．７７４（２８．７５３） ６．６５８（７．４３６） ｉｅｐ ０．０４２ （０．０２３） －０．０５７（０．１１８） ０．０３１（０．０２７） ｃｏｎｓ ０．３１６ （０．１８５） ０．４６８ （０．０４４） ０．１１６（０．１６１） Ｎ ０．７１６（０．４８４） －３．５７９（８．６７５） ０．４３５ （０．２２６） Ｒ２ －０．０６１ （０．０３３） ０．０１４（０．６３３） －０．１４８（０．１６７） ＡＲ（１） －０．０４９（０．０３７） ２．０３３ （１．０１６） －０．９６６ （０．０６７） ＡＲ（２） －１．８９７（１．８０１） ２．０７４（９．６６２） －０．１６９（１．４６１） Ｈａｎｓｅｎ １８７ １３６ ２０４ — — — ０．００８ ０．００１ ０．０９４ ０．２２２ ０．４５４ ０．３９５ １．０００ １．０００ １．０００ 五、研究结论与启示 自 ２０００年我国进入老龄化社会以来，人口老龄化问题便受到社会各界的密切关注，但鲜有学 者对农村人口老龄化影响农业全要素生产率的作用机制问题进行深入探讨。基于此，本文选取我 国省际层面的面板数据，首先采用 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ生产率指数模型对我国各省份的农业全要素生 产率进行测算，然后构建中介效应模型研究农村人口老龄化如何通过劳动力供给、人力资本积累 以及科研投入等途径影响农业全要素生产率。得出以下结论：（１）样本期间，我国农业全要素生产 率的年均增长速度极低，只有 ０．１％，有待进一步提升；（２）总体来看，农村人口老龄化会对农业全 要素生产率增长产生显著的正向影响，具体来看，农村人口老龄化会通过人力资本积累效应推动 农业全要素生产率增长，与此同时也会通过劳动力供给效应和科研投入效应对农业全要素生产率 增长产生阻碍作用；（３）农村人口老龄化对农业全要素生产率的影响存在显著的区域异质性，农村 人口老龄化仅会对东部地区的农业全要素生产率产生显著的负面影响。基于这些研究结论，为了 提高农业全要素生产率，得出如下政策建议： 第一，加快农业机械化进程，提高农业劳动生产率。本文的研究结果显示，农村人口老龄化通 过劳动力供给效应对农业全要素生产率产生消极影响，这主要是由于我国的农业机械化程度较 低，农业人均劳动生产率远远低于制造业和服务业。随着农村人口老龄化的加剧，农业人均生产 率会因农业劳动力供给的减少而进一步下降，最终对农业全要素生产率的增长产生阻碍作用。因 此，为了缓解农村人口老龄化导致的农业劳动力供给下降对农村全要素生产率的不利影响，需要 进一步加快农业机械化进程。一方面，可以通过行政手段对从事农业机械生产的企业给予研发补 贴或者税收优惠，从源头上降低这类企业的生产和运营成本；另一方面，可以适当加大对购买农业 机械的补贴力度，鼓励更多农民使用农业机械代替人工劳作，提高农业劳动生产率。 第二，大力推广现代农业种植技术，加强农业从业者的劳动技能培训。随着科学技术的迅速 发展，现代农业种植技术也日渐成熟，通过投入更少的人力资本得到更高的产出，这会对农业全要 素生产率的提高起到很大的促进作用。虽然现代农业种植技术已越来越成熟，但也存在推广进度

５４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 缓慢，农业从业者素质不高等发展困境。为了充分发挥现代农业种植技术的优势，一方面，可以通 过建立县级农业科研工作站以及现代农业种植示范区等途径大力宣传和推广现代农业种植技术； 另一方面，可以通过设立农业专项资金用于开展现代农业种植技术培训服务，以镇级或县级为单 位为有意愿接受新型农业种植技术、农业机械操作培训的农业从业者提供免费的技术指导。 第三，鼓励大学生到农村地区就业和创业，拓宽大学毕业生的就业渠道。《中国人口和就业统 计年鉴》中的相关数据显示，２０００年我国农村地区 ６５岁及以上的老年人口占比为 ７．３５％，截止到 ２０１９年底，这一数值已上升到 １４．６９％，说明农村地区已进入深度老龄化社会。在不到 ２０年的时 间里，农村老年人口比重翻了近一倍。随着农村人口老龄化的加剧，农业人口老龄化的问题也将 日益严峻，这必然会对我国的农业全要素生产率及农业产业化进程产生一定的不利影响。党的十 九大报告提出：要培养造就一支懂农业、爱农村、爱农民的“三农”工作队伍。当前，国家正在大力 实施乡村振兴战略，可以充分利用乡村振兴这个契机，鼓励大学生到广大农村地区就业和创业，如 通过招募大学生村官和大学生直播带货等途径切实提高农民的收入水平，推动农业全要素生产率 持续增长及农业产业化进程。 参考文献： ［１］王亚飞，张毅，廖甍．外商直接投资对农业全要素生产率的影响：作用机理与经验证据［Ｊ］．当代经济研究，２０１９ （６）：７４－８６． ［２］陈卫平．中国农业生产率增长、技术进步与效率变化：１９９０－２００３年［Ｊ］．中国农村观察，２００６（１）：１８－２３． ［３］ＦＡＲＲＥＬＬ，Ｍ Ｊ．ＴｈｅＭｅａｓｕｒｅｍｅｎｔｏｆｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆｔｈｅＲｏｙａｌＳｔａｔｉｓｔｉｃａｌＳｏｃｉｅｔｙ，１９５７（１２０）： ２５３－２９０． ［４］ＭＡＯＷ，ＫＯＯＷ Ｗ．Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｇｒｏｗｔｈ，ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｐｒｏｇｒｅｓｓ，ａｎｄｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｃｈａｎｇｅｉｎＣｈｉｎｅｓｅａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅａｆｔｅｒｒｕｒａｌ ｅｃｏｎｏｍｉｃｒｅｆｏｒｍｓ：ＡＤＥＡａｐｐｒｏａｃｈ［Ｊ］．ＣｈｉｎａＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９９７（２）：１５７－１７４． ［５］李欠男，李谷成，高雪，等．农业全要生产率增长的地区差距及空间收敛性分析［Ｊ］．中国农业资源与区划，２０１９ （７）：２８－３６． ［６］张乐，曹静．中国农业全要素生产率增长：配置效率变化的引入—基于随机前沿生产函数法的实证分析［Ｊ］．中 国农村经济，２０１３（３）：４－１５． ［７］葛鹏飞，王颂吉，黄秀路．中国农业绿色全要素生产率测算［Ｊ］．中国人口·资源与环境，２０１８（５）：６６－７４． ［８］杨骞，王珏，李超，等．中 国 农 业 绿 色 全 要 生 产 率 的 空 间 分 异 及 其 驱 动 因 素 ［Ｊ］．数 量 经 济 技 术 经 济 研 究，２０１９ （１０）：２１－３７． ［９］朱喜，史清华，盖庆恩．要素配置扭曲与农业全要素生产率［Ｊ］．经济研究，２０１１（５）：８６－９８． ［１０］尹朝静．科研投入、人力资本与农业全要素生产率［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０１７（３）：２８－３５． ［１１］徐清华，张广胜．农村劳动力转移对县域农业生产效率的空间溢出效应—基于 １８３２个县的面板数据［Ｊ］．农业 现代化研究，２０２０（３）：４０７－４１６． ［１２］杨传喜，王修梅．农业科技资源错配与全要素生产率研究［Ｊ］．科技管理研究，２０２０（１１）：７４－８１． ［１３］于伟，张鹏，姬志恒．中国省域农村教育人力资本与农业全要素生产率的空间交互效应—基于空间联立方程的 经验分析［Ｊ］．中国农业大学学报，２０２０（３）：１９２－２０２． ［１４］王淑红，杨志海．农 业 劳 动 力 老 龄 化 对 粮 食 绿 色 全 要 素 生 产 率 变 动 的 影 响 研 究 ［Ｊ］．农 业 现 代 化 研 究，２０２０ （３）：３９６－４０６． ［１５］王笳旭，李朝柱．农村人口老龄化与农业生产的效应机制［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０２０，（２）：６０ －７３． ［１６］ＢＥＮＯＩＴＤＯＳＴＩＥ．Ｗａｇｅｓ，ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙａｎｄａｇｉｎｇ［Ｊ］．ＤｅＥｃｏｎｏｍｉｓｔ，２０１１（２）：１３９－１５８． ［１７］ＧＯＮＺＡＬＥＳＥＩＲＡＳＭ，ＮＩＥＰＥＬＴＤ．Ａｇｉｎｇ，Ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔｂｕｄｇｅｔｓ，ｒｅｔｉｒｅｍｅｎｔ，ａｎｄｇｒｏｗｔｈ［Ｊ］．ＥｕｒｏｐｅａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅ

第 ６期 刘成坤：农村人口老龄化与农业全要素生产率的区域异质性 　　５５　 ｖｉｅｗ，２０１２（１）：９７－１１５． ［１８］ＦＡＲＥＲ，ＧＲＯＳＳＫＯＰＦＳ，ＮＯＲＲＩＳＭ．Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｇｒｏｗｔｈ，ｔｅｃｈｎｉｃａｌｐｒｏｇｒｅｓｓ，ａｎｄｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｃｈａｎｇｅｉｎｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚｅｄ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９９４（５）：１０４０－１０４４． ［１９］周端明．技术进步、技术效率与中国农业生产率增长 －基于 ＤＥＡ的实证分析［Ｊ］．数量经济技术经济研究， ２００９（１２）：７０－８２． ［２０］邓晓兰，鄢伟波．农村基础设施对农业全要素生产率的影响研究［Ｊ］．财贸研究，２０１８（４）：３６－４５． ［２１］ＢＡＲＯＮＲＭ，ＫＥＮＮＹＤＡ．Ｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｏｒｍｅｄｉａｔｏｒｖａｒｉａｂｌｅｄｉｓｔｉｎｃｔｉｏｎｉｎｓｏｃｉａｌｐｓｙｃｈｏｌｏｇｉｃａｌｒｅｓｅａｒｃｈ：ｃｏｎｃｅｐｔｕａｌ， ｓｔｒａｔｅｇｉｃ，ａｎｄｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌｃｏｎｓｉｄｅｒａｔｉｏｎｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌｏｆｐｅｒｓｏｎａｌｉｔｙａｎｄｓｏｃｉａｌｐｓｙｃｈｏｌｏｇｙ，１９８６（６）：１１７３－１１８２． ［２２］王珏，宋文飞，韩先峰．中国地区农业全要素生产率及其影响因素的空间计量分析—基于 １９９２—２００７年省域 空间面板数据［Ｊ］．中国农村经济，２０１０（８）：２４－３５． ［２３］周鹏飞，谢黎，王亚飞．我国农业全要素生产率的变动轨迹及驱动因素分析—基于 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ指数法与两 步系统 ＧＭＭ模型的实证考察［Ｊ］．兰州学刊，２０１９（１２）：１７０－１８６． ［２４］温忠麟，叶宝娟．中介效应分析：方法和模型发展［Ｊ］．心理科学进展，２０１４（５）：７３１－７４５． ［２５］李强，刘冬梅．我国农业科研投入对农业增长的贡献研究—基于 １９９５—２００７年省级面板数据的实证分析［Ｊ］． 中国软科学，２０１１（７）：４２－４９． ［２６］吴延兵．Ｒ＆Ｄ存量、知识函数与生产效率［Ｊ］．经济学（季刊），２００６（３）：１１２９－１１５６． ＲｕｒａｌＰｏｐｕｌａｔｉｏｎＡｇｉｎｇａｎｄＲｅｇｉｏｎａｌＨｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙｏｆ ＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＴｏｔａｌＦａｃｔｏｒＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ＬＩＵＣｈｅｎｇｋｕｎ （ＳｃｈｏｏｌｏｆＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ，ＪｉａｎｇｘｉＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｎａｎｃｈａｎｇ３００１３，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＢａｓｅｄｏｎＣｈｉｎａ’ｓｉｎｔｅｒｐｒｏｖｉｎｃｉａｌｐａｎｅｌｄａｔａｆｒｏｍ２０００ｔｏ２０１８，ｆｉｒｓｔｌｙ，ｔｈｅＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ ｍｏｄｅｌｉｓｕｓｅｄｔｏｍｅａｓｕｒｅｔｈｅｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ，ｔｈｅｎｃｏｎｓｔｒｕｃｔａｍｅｄｉａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔ ｍｏｄｅｌｔｏｅｍｐｉｒｉｃａｌｒｅｓｅａｒｃｈｈｏｗｔｈｅｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｇｉｎｇａｆｆｅｃｔｓａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ． Ｒｅｓｅａｒｃｈｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗ：Ｄｕｅｔｏｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｐｒｏｇｒｅｓｓ，ｔｈｅｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅｈａｓａ ｃｈｉｅｖｅｄａｓｍａｌｌｉｎｃｒｅａｓｅｄｕｒｉｎｇｔｈｅｓａｍｐｌｅｐｅｒｉｏｄ；ｔｈｅｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｇｉｎｇｈａｓａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｐｏｓｉｔｉｖｅ ｉｍｐａｃｔｏｎｔｈｅｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ，ａｎｄｔｈｅｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｇｉｎｇｗｏｕｌｄｐｒｏｍｏｔｅｔｈｅｔｏ ｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｔｈｒｏｕｇｈｔｈｅｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌａｃｃｕｍｕｌａｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔ，ａｔｔｈｅｓａｍｅｔｉｍｅ，ｔｈｅｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａ ｔｉｏｎａｇｉｎｇｗｉｌｌａｌｓｏｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｈｉｎｄｅｒｔｈｅｇｒｏｗｔｈｏｆｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｔｈｒｏｕｇｈｌａｂｏｒｓｕｐｐｌｙｅｆｆｅｃｔ ａｎｄｓｃｉｅｎｔｉｆｉｃｒｅｓｅａｒｃｈｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｅｆｆｅｃｔ．Ｉｎａｄｄｉｔｉｏｎ，ｔｈｅｒｅｉｓｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｒｅｇｉｏｎａｌｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙｉｎｔｈｅｉｍ ｐａｃｔｏｆｔｈｅｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｇｉｎｇｏｎｔｈｅｔｏｔａｌｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ，ｔｈｅａｇｉｎｇｏｆｔｈｅｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ ｄｏｅｓｎｏｔｈａｖｅａｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｉｍｐａｃｔｏｎｔｈｅｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅｉｎｔｈｅｃｅｎｔｒａｌａｎｄｗｅｓｔｅｒｎ ｒｅｇｉｏｎｓ，ｂｕｔｉｔｗｉｌｌｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙｈｉｎｄｅｒｔｈｅｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆｔｈｅｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅｉｎ ｔｈｅｅａｓｔｅｒｎｒｅｇｉｏｎ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｔｈｅｇｒｏｗｔｈｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｓｈｏｕｌｄｂｅｐｒｏｍｏｔｅｄｂｙ ａｃｃｅｌｅｒａｔｉｎｇｔｈｅｐｒｏｃｅｓｓｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｍｅｃｈａｎｉｚａｔｉｏｎ，ｖｉｇｏｒｏｕｓｌｙｐｒｏｍｏｔｉｎｇｍｏｄｅｒｎａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｐｌａｎｔｉｎｇ ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，ａｎｄｅｎｃｏｕｒａｇｉｎｇｃｏｌｌｅｇｅｓｔｕｄｅｎｔｓｔｏｆｉｎｄｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔａｎｄｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｉｎｒｕｒａｌａｒｅａｓ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｒｕｒａｌｐｏｐｕｌａｔｉｏｎａｇｉｎｇ；ｔｏｔａｌｆａｃｔｏｒｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅ；ｈｕｍａｎｃａｐｉｔａｌ；ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚａｔｉｏｎ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 自主治理：农村互助养老发展的模式选择 杨　康１，２，李　放１ （１．南京农业大学 公共管理学院，江苏 南京 ２１００９５；２．绵阳师范学院 人事处，四川 绵阳 ６２１００６） 摘　要：从“村庄本位”角度提出农村互助养老发展关键在于自主治理。美国“村庄”互助养老的本质 特征就是“老年群体本位”自主治理，其通过“在地化养老”目标统领、自主组织引领、适应性规则供给、 以老年人为基础的资源供给、全过程监督等保证互助养老福利的合作生产与有效供给。深化中国农村 互助养老自主治理，需要树立人本主义与合作生产理念，建构以自治基础的合作治理体制，培育自主组 织引领的参与式治理方式，完善资源保障、制度供给与多元互助的长效治理机制，从而形成内外协同、上 下互动的“发展术”，保障农村互助养老发展的持续性与有效性。 关键词：人口老龄化；自主治理；农村互助养老；社会保障；村庄本位 中图分类号：Ｆ３２３．８９　　　　文献标识码：Ａ　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００５６－０９ 　　根据全国第七次人口普查结果，２０００年至 ２０２０年我国 ６０周岁及以上老年人口数从 １２９９７万 增加到 ２６４０２万，老年人口占总人口比例从 １０．４％上升到 １８．７％①。受劳动人口外流的影响，预计 ２０３０年农村的老年抚养比将达到 ７９．９％，２０５０年将达到 ９４．７％，农村的养老压力将格外沉重［１］。 另外，农村养老还面临着家庭养老功能弱化、社会养老发展不足等困境。在此背景下，在农村倡导 与发展互助养老作为应对人口老龄化与缓解养老压力的重要举措受到国家与社会的广泛关注。 然而，不少学者的调研，包括笔者的调研发现，农村互助养老存在着绩效水平不高、运营不佳、资源 闲置等问题［２］。因此，对农村互助养老发展议题的研究是极具现实意义的理论课题。 对 农 村 互 助 养 老 而 言 ，自 主 治 理 对 推 动 其 高 质 量 发 展 具 有 重 要 作 用 。 我 国 地 域 辽 阔 ，不 同 村 庄 在 经 济 、文 化 、资 源 、地 理 等 诸 多 方 面 存 在 着 异 质 性 ，这 就 决 定 农 村 互 助 养 老 需 要 结 合 村 庄 情 况 采 取 因 地 制 宜 的 创 新 发 展 策 略 ，“幸 福 院 ”、“睦 邻 四 堂 间 ”、“处 处 安 ”、“幸 福 老 人 村 ”等 众 多互助养老模式也印证了这一点。一般来说，农村互助养老主要依托的载体是村庄内部自治力 量，即村民自治组织（村委会）、老年自主组织（如老年人协会），即使是外来的社会组织参与其中， 也需要依托村庄内部力量支持发挥作用［３］。但是，农村互助养老在推进过程中趋于行政化而忽视 村庄内部力量［４］，使得农村互助养老出现了社会参与不足、行政权与自治权冲突［５］、社会力量作用 分散［６］等问题，从而影响到农村互助养老发展的持续性和有效性。美国的“村庄”不同于中国行政 意义的村庄，它是在一定场域内复合了包括老年人、志愿者、市场组织、自主组织等主体在内的具 有一定社会关联的“社区”，类似于“幸福院”、“互助养老中心”、“日间照料中心”等农村互助养老 载体。其通过老年人自 组 织 化 推 进 互 助 养 老 的 自 主 治 理，在 满 足 老 年 人 在 地 养 老 服 务 需 求 的 同 时，激活老年人的主观能动性与“村庄”社会资本，促进互助养老的有效发展。基于此，通过探讨美 　 　收稿日期：２０２１－０６－２２　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００６ 　基金项目：国家社会科学基金重大项目（１７ＺＤＡ０７６）；国家自然科学基金项目（７１９７４０９９）；江苏省社会科学基金 重点项目（２０ＺＬＡ０１１） 　作者简介：杨　康（１９９４—），男，土家族，贵州铜仁人，南京农业大学公共管理学院博士研究生，主要研究方向为 农村养老服务。Ｅ－ｍａｉｌ：ｎｊａｕ２０１９＠１６３．ｃｏｍ ① 全国第七次人口普查数据是从 ２０２０年 １１月至 ２０２０年 １２月进行入户登记结果。

第 ６期 杨　康，李　放：自主治理：农村互助养老发展的模式选择自主治理：农村互助养老发展的模式选择 　　５７　 国“村庄”互助养老的自主治理实践与机理，对深化中国农村互助养老的自主治理实践，解决参与 意识薄弱、社会参与不足、社会资源分散、治理结构固化、发展不佳等农村互助养老问题有着重要 的意义与价值。 一、自主治理理论：阐释农村互助养老的分析框架 自主治理理论是由诺贝尔经济学奖的获得者奥斯特罗姆（Ｏｓｔｒｏｍ Ｅ）在其《公共事务的治理之 道：集体行动制度的演进》一书中提出。在此书中，她对既往的公共事务治理途径进行了反思，提 出政府与市场的治理各自具有内在缺陷：以政府为中心的治理是建立在信息准确、监督能力强、制 裁可靠有效及行政费用成本为零等假设基础之上；私有化无法解决负外部性、市场失灵及垄断等 问题［７］１３－１７。根据理论推演及其对美国、菲律宾、日本、瑞士等多个国家的实践考察，创新性地提出 自主治理是独立于政府与市场之外的第三种治理模式，并且这种自下而上的治理模式在满足不同 主体的合作需求与服务之外，有效克服了政府模式的低效率和市场模式的不公平问题［８］。 当前，自主治理理论被广泛应用到利益相关、规模较小的公共池塘资源问题的探讨，本文所研 究的对象是农村互助养老，内部规模相对较小，主要是由具有熟人关系的老年人组成，他们具有共 同的养老诉求，且容易形成相互信任的和谐氛围，也能够通过自身的积极互助与共同生产来供给 养老服务，使得内部贴现率较低。同时，农村互助养老内的服务资源（如人力资源）类似公共池塘 资源，是一种可以共同使用但又分别享用的资源单位，互助养老倡导形成以老年人为主要行动者 或者说以老年人为行动中心的合作治理体制，这与公共池塘资源所指向的自主治理实践具有内在 的契合性。另外，农村具有相对宽松的自治环境与互助养老自主治理事实基础，许多农村的互助 养老主要是依托内生于村庄内部的自主组织（如老年人协会、村民小组）具体负责互助养老机构的 事务管理与服务递送；还有的地方直接依托经由老年人自组织发起的养老组织（如阆中互助养老 中心的文娱部 ／卫生部 ／生活部）具体负责互助养老的福利生产。因此，应用自主治理理论分析互 助养老实践，解构互助养老的自主治理逻辑与机理，对推进农村互助养老的高质量发展具有理论 与现实指导意义。 与精致的理性人假设 不 同，自 主 治 理 理 论 从 广 义 理 性 主 义 出 发，探 讨 在 面 对 搭 便 车、机 会 主 义、规避责任等不利情况下，一群相互依赖的委托人如何才能组织起来进行自主治理，取得持久的 共同收益［７］３５。针对这个问题，奥斯特罗姆做出以下回答：第一，个体行动具有高度情境依赖，并受 到内部规范、贴现率、预期收益与预期成本等内部变量影响；第二，从国家理论与企业理论中汲取 养分，提出集体行动的关键是委托人如何解决新制度供给、可信承诺及相互监督等问题，而这些问 题可归结为集体行动的制度供给；第三，通过对行动情境与行动者的“行动舞台”分析发现长期存 续的自主治理原则：清晰界定边界、与当地条件相一致的占用与供应规则、集体选择的安排、监督、 分级制裁、冲突解决机制、对组织权的最低限度的认可、嵌套式企业［７］２１６，具体指向是资源供给、公 共参与及其监督机制，是自主治理得以实现的保障机制。 基于良善的自主治理理论，农村互助养老的有效治理与发展需要五个条件：行为动机、制度供 给、资源供给、公共参与、监督机制，它们也将成为农村互助养老自主治理的运作机理所在，或者说 农村互助养老有效发展关键所在，即动机是否相容、制度是否有效、资源是否丰富、参与是否有效、 监督是否适宜。 二、美国“村庄”互助养老模式的实践考察 （一）美国“村庄”互助养老模式发展概况 对绝大多数美国老年人来说，他们都希望在家中或者熟悉的社区养老［９］３。那么如何解决“在

５８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 地养老（Ａｇｅｉｎｇｉｎｐｌａｃｅ）”所需的养老服务成为其中的关键问题。２００１年美国波士顿的一群老年 人自发成立了“比肯山村庄”（ＢｅａｃｏｎＨｉｌｌＶｉｌｌａｇｅ，ＢＨＶ），老年人通过缴费成为会员，并负责组织与 提供系列无偿 ／低偿的互助养老服务，有效改善了老年人的在地养老服务状况。随后，“村庄”互助 养老模式被广泛复制，在多个州兴起“村庄运动”，这些“村庄”分布在城市、城郊及农村地区，为数 以万计的老年人提供服务［１０］。２０１０年，ＢＨＶ与一家非营利性社区发展金融机构 ＣａｐｉｔａｌＩｍｐａｃｔ Ｐａｒｔｎｅｒｓ合作成立全国性村际平台—ＶｔＶ网络（ＶｉｌｌａｇｅｔｏＶｉｌｌａｇｅＮｅｔｗｏｒｋ），越来越多以促进在地养 老为宗旨的邻里互助组织（如以互助共济为教义，与医院及社区志愿者组织合作提供老年服务的 志愿组织 ＥＣＨＨＯ）开始加入其中［１０］，“村庄”影响力进一步扩大，甚至还扩散至澳大利亚、加拿大、 荷兰等国家。 更重要的是，对“村庄”的调查研究表明，“村庄”互助养老对老年人产生积极影响，尤其是对那 些参与“村庄”活动与服务供给的健康老人，具体包括降低社会孤独、增加社会支持网络、扩大服务 获取、增加养老福祉与老年人的在地化养老信心［１１］。随着“村庄”互助养老活动的开展，还能够在 社区范围内凝聚起更强的社区参与意识及参与行动，推动老年友好社区建设与社区服务发展［１２］。 当然，如果老年人在其入住“村庄”之前保持了良好健康与社会联系，“村庄”更多的是作为尚未机 构化风险的老年人预防模型，旨在降低机构化的风险和其他将来可能出现的有害结果［１３］。值得注 意的是，“村庄”互助养老所需资源主要来自于成员投入，这使得其生存面临着包括更大的财务储 备、人力资源、成员数量、正式的政策和程序以及正式的协作协议等挑战［１４］。 （二）美国“村庄”互助养老的运作过程 “村庄”互助养老以复杂组织系统为基础开展互助内容与互助福利，因此对“村庄”互助养老模 式的实际运作机制考察将从组织视角出发，按照职能内容划分为“目标—管理—服务—评估—支 持”５类系统进行介绍。 １．组织目标 组织理论认为，组织目标体现了组织的价值追求与组织使命，也可以反映组织在社会系统中 的角色定位和社会影响，是组织行动、决策、协调和考核的基本依据。在“村庄”互助养老中，“村 庄”是老年人自我形成的从事非营利性为老服务的公益组织，以延长老年人的在地化养老时间为 目标，即使后来由村际网络进行孵化，“村庄”仍是以老年人为服务目标，旨在通过互助服务供给提 升老年人的在地化养老能力，从而尽可能延长在地化养老时间。 ２．管理子系统 一般来说，“村庄”内部设有理事会和委员会。理事会具体负责监督“村庄”（包括委员会）的 日常活动及其运行；委员会多是根据的活动需要而设置，具体负责相应活动与事务的开展，如活动 策划委员会、志愿者委员会等。在岗位上，通常会设置执行理事、协调员，其他岗位根据实际需求 做相应调整。其中，执行理事负责处理“村庄”行政事务；协调员负责协调“村庄”的会员与志愿者 所面临的问题。并且，为了降低“村庄”的运营成本，在雇员的使用上会优先考虑会员，在办公地点 及方式上采取灵活途径，如网络办公、教堂办公等。 ３．服务子系统 从服务角度来看，具体的服务包括志愿者提供的互助服务，涉及交通服务（志愿者担任司机满 足便捷外出需要）、生活照料、精神慰藉、文化娱乐、机构管理（负责理事会 ／委员会事宜）等；外部服 务商提供的专业性互助服务则可补充志愿服务不足，涉及健康护理、康复保健、家庭 ／汽车维修、房 屋评估与改造、理财 ／法律咨询、远距离交通等等。其中，志愿服务是由理事会 ／委员会成员从组织 层面展开，也有的是志愿者直接面向会员提供；专业服务则是由经过“村庄”审核与备案的服务商 提供，服务商可按照合作协议提供服务，甚至可以协议价提供优惠服务，或是无偿提供服务。

第 ６期 杨　康，李　放：自主治理：农村互助养老发展的模式选择自主治理：农村互助养老发展的模式选择 　　５９　 上述“村庄”养老服务创新性地采取以消费者参与为基础的志愿互助与专业互助相结合的供 给方式有效满足成员的在地养老需求。首先，委员会通过社会调查、会员自发的诉求表达等方式 掌握会员的养老服务需求。其次，委员会根据会员需求衡量“村庄”所能提供的服务规模与内容， 并在“村庄”所在社区及其周边遴选外部服务商建立合作关系，补充满足会员的养老需求。可以 说，这是一种以会员需求为基础的“无偿 ＋有偿”、“志愿服务 ＋专业服务”相组合的服务递送策略。 ４．评估子系统 “村庄”采取的是内部评估方式，评估主体是“村庄”组织和“村庄”会员，评估内容包括“村庄” 的日常运行与“村庄”的养老服务供给。一方面，由会员选举成立的“村庄”理事会作为独立组织具 体负责监督“村庄”日常活动的运行状况。另一方面，“村庄”会员作为“村庄”的中心行动者，贯穿 于“村庄”各个运行环节，使得他们能够积极发挥自身的监督与评估作用，如他们可以通过行使投 票权的方式间接对“村庄”进行评估与监督，也可以直接参与理事会、委员会、“村庄”的建设过程， 还可以作为服务对象对“村庄”活动与服务进行评估与反馈。 ５．支持子系统 支持子系统主要包括“村庄”平台发展所需的资金、人力、服务等资源。首先，“村庄”的资金主 要来源是会员缴费与社会捐赠，少部分“村庄”可以从政府与村际网络获取资助。会员缴费水平因 “村庄”和会员类型的不同而存在差异。具体的会员类型包括准会员、社会会员、个人会员、家庭会 员（不多于两人的家庭户）、年费会员与终身会员等 ６类。相关的数据调查指出，个人会员的年费 从 ３５～９００美元不等，家庭会员的年费从 ７５～１２００美元不等，终身会员的年费从 １００～３０００美元 不等［１４］。部分存在特殊情况（如经济困难）的会员也可以享受到费用减免。社会捐赠包括活动筹 资、个人 ／非营利组织的资金、实物、股票基金等。其次，“村庄”人力资源主要来源于老年会员，他 们扮演管理者、组织者、志愿者、服务者等多重角色。“村庄”也会根据活动与发展需要进行外部招 聘，邀请执行理事具体负责“村庄”的日常行政事务。最后，外部服务资源主要包括村际网络与服 务商，他们可以通过专业服务、“村庄”营造、物质支持等增强 “村庄”发展能力与水平。对全国 ８６％的“村庄”调查表明，“村庄”平均与 ２．３个其他社区组织有正式的合作协议，包括家庭保健机 构、医院、社会服务机构和高级住房供应商［１５］，还有部分超市与商场也会将生活用品低价出售给 “村庄”，村际网络会组织年会与联系外部基金会 ／服务商促进 “村庄”交流和提高 “村庄”发展 能力。 三、“村庄”互助养老的运作机理：“村庄”自主治理 美国“村庄”互助养老实质上是发挥老年人服务提供与治理功能的自主治理模式，且这种自主 治理的本质特征是“老年群体本位”，涉及老年会员的“自我形成、自我发展、自我治理”，其有效发 展关键是从行为动机、制度支持、资源供给、公共参与、有效监督等出发，建构主体联动，资源协同 的集体行动局面，在促进互助养老福利生产的同时也保证了互助养老服务绩效。 （一）行为动机：“在地化养老”目标统领 行为动机是“村庄”互助养老主体对成本与收益判断而做出的行动决定。“村庄”互助养老包 括外部服务商、志愿者、老年人等主体，他们具有不同的行为动机。其中，外部服务商的行为动机 主要是市场利益导向，志愿者的行为动机主要是道德层面的公共服务精神，老年人的行为动机主 要是获得更好的养老体验。尽管他们的动机不一，但具有共容性，服务商通过服务供给而获利，老 年人通过服务获取实现 在 地 养 老。更 重 要 的 是，在 “村 庄 ”场 域 中，不 同 行 为 动 机 内 在 统 摄 于 “村 庄”目标，即通过邻里与专业的互助服务延长会员的在地化养老时间。或者说，只有那些认可“村

６０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 庄”价值与目标的老年人、服务商才能够进入到其中。实质上，“村庄”经老年人自发成立到村际网 络孵化，其存在的意义在于满足参与老年人的养老需求，延长在地化养老时间。可见，“村庄”的自 主治理是以共同在地化养老需要为利益基础的构建机制，是其开展“村庄”互助内容、服务老年会 员的行动指向，这有助于解决多元主体间价值冲突与利益相融问题，建构公共价值与群体认同感， 进而保障互助养老活动的有效开展。 （二）公共参与：自主组织引领 公共参与是指利益 相 关 者 共 同 参 与 到 公 共 决 策、资 源 配 置、治 理 运 作 等 公 共 事 务 治 理 的 过 程［１６］。自主治理强调资源占用者的自主性与治理功能。对互助养老来说，老年人既是资源占用 者，也是重要的资源供给者，因此需要将老年人有效组织起来，形成规模化养老需求与服务主体， 在此基础上与多样化、规模化、专业化的互助服务规模供给主体对接，在满足养老服务对象需求的 同时保证“村庄”持续有效发展。因此，“村庄”互助养老在其公共参与中的核心问题是切实地将老 年群体组织起来参与到互助养老的福利生产。一方面，“村庄”积极通过会员选举、自组织等组织 化机制培育自主组织（即理事会 ／委员会），赋予自主组织相应“村庄”组织管理权力与任务，而那些 经过自组织机制成立起来的自主组织因为贴近老年人本身而能够组织更多的力量参与到“村庄” 中，适应“村庄”互助养老需要。另一方面，自主组织在“村庄”事务管理、互助养老服务递送、过程 监督等治理环节建构社会参与路径，使得老年人能够发挥自身的主观能动性，成为“村庄”决策、运 行与服务中的行动中心。 （三）制度支持：适应性规则供给 著名的经济学家诺斯指出，制度是社会场域中的博弈规则，通过对场域内部系统及主体间互 动的构成作用来降低社会场域的不确定性因素，形成稳定性社会结构，推动社会的良性发展 。［１７］６ 根据诺斯的观点，制度可以看做是一种结构化运行规则，是降低互助养老风险因素的重要手段。 制度的意义还在于 对 资 源 配 置、结 构 运 行 等 影 响 而 成 为 互 助 养 老 福 利 生 产 的 关 键 性 因 素。 可 以 说，“村庄”互助养老的有效发展需要以相应的制度规范为前提条件。具体的实践中，“村庄”建构 起一系列组织管理与服务递送制度以保证“村庄”发展与服务的有效性，如“村庄”通过会员选举、 志愿者无偿兼职、灵活办公、委员会自组织等降低“村庄”组织化运作成本和提高行动效率；建构服 务需求调查、志愿服务供给、专业服务供给等制度确保养老服务多样化与精准化。这些制度体现 出“与当地条件相一致的占用与供应规则”及“集体选择的安排”的治理原则。通过这些适应性规 则供给，极大地促进“村 庄 ”互 助 养 老 福 利 生 产 与 再 生 产，保 证 老 年 人 切 实 地 享 受 到 在 地 化 养 老 服务。 （四）资源供给：以老年人为基础 “村庄”互助养老的持续有效发展需要相应的资源支撑。一方面，“村庄”发展所需的资金主要 来自于老年会员缴费，同时老年人还充当着“村庄”治理者、服务者、志愿者等角色，既参与及负责 “村庄”事务管理与活动组织，也力所能及地提供“村庄”互助服务。当然，“村庄”也会通过社会捐 赠、村际网络平台、签订合作协议等途径寻求外部资源来补充老年力量的限制，增强“村庄”资源储 备丰富性与专业性。另一方面，为了保证资源利用效率与互助养老福利供给，“村庄”会在老年会 员需求调查与话语表达的基础上，将老年会员的自主选择与“村庄”动态管理相结合进行资源供 给，使得服务资源与服务需求间建立有效联系。可见，“村庄”互助养老的资源供给以老年人为基 础，将“老年资源与外部资源”与“老年人需要的养老内容”连接起来，促进资源的最大化利用和提 高产出绩效。但也需要说明的是，正是因为“村庄”互助养老是以老年人为资源基础，老年会员数 量及其服务能力成为制约“村庄”发展的重大挑战，甚至在全球经济衰退环境下呈现出衰退趋势。

第 ６期 杨　康，李　放：自主治理：农村互助养老发展的模式选择自主治理：农村互助养老发展的模式选择 　　６１　 （五）有效监督：全过程监督机制 有效监督是解决“搭便车”、“机会主义”等集体行动困境的重要措施，也是“村庄”互助养老的 行动主体和各项资源共同生产以实现公共利益最大化的保障机制。“村庄”互助养老的监督机制 主要包括：一、“村庄”内部的自我监督，主要体现在“村庄”互助养老各项规范制度、运行机制的执 行实践之中；二、“村庄”组织的外部监督，理事会对“村庄”日常活动与运行及其委员会的工作内容 进行审计与监督，保障“村庄”互助养老的有序进行；三、全体老年会员的监督，老年会员是“村庄” 的管理者、组织者、服务者、服务对象，在“村庄”的各个环节中发挥着重要作用，因此老年会员能够 从整个环节对“村庄”工作进行监督。可以说，“村庄”体现出“老年群体本位”治理特征，即依托老 年群体来建设“村庄”互助养老，积极发挥老年群体在“村庄”治理与互助服务中的作用，进而实现 了对“村庄”的全过程监督。 四、中国农村互助养老的“自主治理”路径指向 通过对美国“村庄”互助养老分析发现，“村庄”互助养老发展框架是基于“老年群体本位”的 自主治理模式，这种治理模式包括三个层面：一是自主组织的培育；二是组织引领“村庄”互助共同 体生成；三是以老年人为基础的“村庄”多元主体与多方资源的协同供给服务。实质上，“村庄”互 助养老代表“建构‘村庄’场域基础上的内外协同”发展技术，这种实践模式更加注重挖掘“村庄” 本身及其所在场域内资源，激活“村庄”内生动力，寻求外部力量弥合“村庄”内生力量限制，进而促 进互助养老发展与 治 理 的 有 效 性。 从 自 主 治 理 来 看，在 秉 承 “内 生 性 ”理 论 精 髓 基 础 上，将 “‘村 庄’内部互助共同体”与“外部支持力量”连接起来，通过“内外协同”来促进“村庄”的可持续发展， 保证互助养老服务的福利输出。 与美国“‘村庄’内外协同”的自主治理发展模式相比，中国农村的互助养老带有“自上而下” 发展特征，主要体现在透过“压力型体制”推进基层互助养老建设、“中心—边缘”的政府治理结构 广泛存在、自治 ／社会力量尚未得到有效挖掘。这种“自上而下”发展模式使得农村互助养老过度 依赖政府治理，而广大农村的村情村貌决定了互助养老的发展根本在于乡村本身而非是行政或者 说政治，具体表现在：一是从村庄本身出发考虑互助养老，如果忽视内在村庄情境而去建设互助养 老，极有可能出现发展动力不足，导致资源浪费［１８］；二是将互助养老寓于乡村善治之中［１９］，通过村 庄、村民建构互助养老平台，解决村庄内老年人的养老问题。而乡村本身可能存在能力桎梏，因此 需要借助外部力量，尤其是政府与社会组织的力量，实现农村互助养老的有效发展。但在“跨越体 制内外”治理情境下，如何解决内生力量与外部支持的互动与协同，尤其是平衡政府治理与乡村善 治的协同联动，是推进中 国 农 村 互 助 养 老 发 展 需 要 回 应 的 现 实 问 题。 因 此，借 鉴 以 “老 年 群 体 本 位”、“内外协同”为特征的美国“村庄”自主治理模式，对反思中国“自上而下”的农村互助养老实 践，促进内外协同、上下互动的自主治理格局具有理论与现实意义。 （一）治理理念：人本主义、合作生产 中国的农村互助养老涉及政府、村委会、市场 ／社会组织、家庭、村民等多元主体，这些主体的 行为动机不尽相同，既包括政府绩效导向的行为动机，也包括经济利益导向的行为动机，还包括老 年需要导向、公共服务精神导向的行为动机，使得不同主体在具体行动中表现出不同价值诉求与 行动逻辑。如此，要想保障农村互助养老的持续收益，就必须规避价值冲突与矛盾，内在整合不同 行为动机形成公共价值。美国“村庄”在承认多元主体行为动机差异基础上，以老年群体的内在养 老需要整合不同主体的价值取向，倡导多元主体的合作生产来保证互助养老的福利输出。因此， 中国应逐步摒弃“行政主导”与“政府依赖”理念，需要政府、村委会、市场 ／社会组织、自主组织等多

６２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 元主体树立人本主义理念，坚持“老年人”中心地位，善于用各种互助养老福利生产方式，挖掘老年 人内在需要，输出更符合村庄老年情境的公共决策，并针对老年人提供个性化互助内容，使老年人 能够切实地享受到互助福利。与此同时，需要建立合作生产理念，倡导老年人积极参与互助养老 福利生产，并在其积极作用过程中，与其他主体建构信任与合作关系，利用彼此资源与力量，实现 主体与资源的最优配置或最大化服务结果输出。简言之，农村互助养老的有效发展或者说自主治 理，需要不同主体形成基本认识，即确定老年人主体性地位，形成以老年人为行动中心或者说以老 年人为主要行动者的合作生产互助养老福利行动。 （二）治理体制：“自治基础”上的合作治理 农村互助养老的有 效 发 展 离 不 开 多 元 主 体 作 用，更 需 要 多 元 主 体 形 成 良 性 合 作 关 系。 现 实 中，农村互助养老多元主体间各自为政，尚未形成有效合力，影响发展质量与服务绩效。为此，需 要社会发展多元主体的能动性与创造性，在多元主体间建构起合作治理体制，主要是在政府治理、 乡村治理、市场 ／社群治理间形成嵌入性关系，实现农村互助养老发展及其福利供给的有效性。具 体的合作治理体制建构，美国“村庄”的实践经验是以自治为主，发挥“村庄”内部组织力量整合不 同参与主体的力量，以促进“村庄”的建设与发展。事实上，农村互助养老在实践中多是以村庄为 载体，依靠的是村庄内部的自治力量，而这些自治力量可以对村庄社会产生较大影响力，动员更多 的力量参与到互助养老建设与发展。更重要的是，老年人是最了解自身需求的人，激发老年人的 积极投入与自治功能，也能够为其他主体的作用提供润滑剂，保证互助养老绩效生产。可以说，以 “自治”为核心的农村互助养老是其发展的精髓，而这也恰恰是当前农村互助养老缺失的关键性内 容。因此，农村互助养老需要转变政府治理体制，建构“自治基础上的合作治理体制”，积极发挥农 村自治组织的组织与协调作用，尤其是通过老年人自主组织来整合农村互助养老中的资源与力 量，使得农村互助养老构筑起功能协作、资源协同的互助共同体，从而将资源与力量切实地转化为 互助养老的持续经营与服务递送，输出符合农村老年人需要的福利内容。 （三）治理方式：自主组织引领的参与式治理 自主治理并不限定是自主组织的治理，同样存在着其他治理力量的参与及作用，比如，政府可 以通过促进型制度环境与资源支持激励社群成员与自主组织行为而对自主治理的有效运作产生 积极影响［２０］。美国的“村庄”互助养老经验表明，“村庄”自主治理涉及“村庄”内生力量，也涉及 “村庄”外部力量，而如何将外部力量转化成为互助养老的内生动力以及能力是其中的关键，这亦 是当前中国农村互助养老面临的重要难题。在具体的实践中，美国“村庄”互助养老通过积极培育 “村庄”自主组织，赋予自主组织相应治理权责，发挥自主组织整合资源、引领协同的优势，在保障 互助养老有效性的同时激发起老年人的认同感与归属感。 在未来，我们需要培育以老年人为主体的自主组织，使其成为农村互助养老的中坚力量，打破 政府治理、市场治理、社群治理的旧格局，并在多元组织间形成参与式治理方式。首先，构建认同 机制，提高互助养老 的 参 与 意 识。 通 过 在 组 织 管 理、服 务 递 送、监 督 评 估 等 环 节 建 构 社 会 参 与 机 制，使得不同的力量能够参与到互助养老发展与治理过程，提高互助养老归属感与认同感，为不同 力量的能动作用注入动力源泉。其次，注重赋权增能，提升参与能力。实现参与式治理，关键是对 老年主体与养老自主组织赋权。通过需求调查、成立老年自主组织、监督管理等机制赋予老年主 体相应话语与治理影响力，使得他们的声音与话语能够切实地被政府、村委会、社会 ／自主组织等 主体所听见，增强互助内容与治理决策的有效性；通过积极发挥政府、村委会、专业社会组织的作 用积极孵化互助养老自主组织，并注意以政策空间创造、资源支持、能力培育等措施增强自主组织 的合法性与组织能力，同时通过治权下沉积极发挥自主组织促进资源与主体间协同联动的使动作

第 ６期 杨　康，李　放：自主治理：农村互助养老发展的模式选择自主治理：农村互助养老发展的模式选择 　　６３　 用。最后，搭建协商与信息交流平台（比如理事会 ／委员会 ／时间银行），为基层政府、乡村干部、社 会组织、社会力量、市场力量、老年人创造出对话空间，提高集体行动效率与效能，在保障老年人的 服务需求的同时促进农村互助养老高质量发展。 （四）治理机制：资源保障、制度供给、多元互助 农村互助养老要想使资源占用者持续受益，就需要建立和完善长效治理机制，巩固农村互助 养老成果，产生良好社会效益，实现个人、家庭、政府和社会四个层面的多赢效应 。［２１］ 从美国“村 庄”互助养老实践来看，“村庄”的成功之处在于：立足于“村庄”已有社会网络，因地制宜建构起一 套行之有效的互助 养 老 福 利 生 产 机 制。 目 前，中 国 农 村 互 助 养 老 总 体 上 面 临 着 养 老 服 务 资 源 匮 乏，但农村社会不同程度上保留着礼俗秩序、熟人关系、互助传统等互助养老生产要素，基础，政府 补贴、政府项目、村集体支持、社会捐赠、老年人缴费等提供了更多资源渠道。未来需要关注的重 点是：如何在已有条件上因地制宜的探索互助养老内容与治理机制，以“在地化”设计来实现“低成 本—高效率”的互助养老。 具体来看，农村互助养老需要立足中国情境解决三个重要问题：一是资源保障，即政府、村集 体、村委会、市场 ／社会组织、自主组织、家庭、老年人等诸多主体形成多支柱资源供给体系，确保农 村互助养老的长效运转所需要资金、人力、服务等资源。即使没有政府投入，美国“村庄”通过探索 会员缴费、社会动员、外部合作等方式来解决内在发展需要，这表明政府并非总是互助养老资源的 绝对供给者，其可以通过助推机制培育与激活农村互助力量。同时，也需要深入挖掘农村互助养 老场域内的教育、医疗、物 质、组 织、人 力 等 社 会 资 源 解 决 互 助 养 老 的 组 织 管 理 与 服 务 递 送 问 题。 二是制定适合农村实际情况的互助养老制度体系。具体在制度设计过程中，需要积极吸纳不同利 益相关者参与，尤其是发挥老年人的能动性，建构起老年人本位的机构运转与服务递送制度体系， 健全人人参与、全过程全时段的监督机制，并根据互助养老机构发展与老年人需求变化不断调整 制度内容，保障制度的科学性与有效执行。三是建构适应老年人养老服务需要的多元互助内容。 多元互助的核心是服务，既包括经济保障层面的互助内容，也包括服务保障层面的互助服务。具 体在多元互助内容上，需要调查互助养老服务对象所需的服务内容与服务消费能力，设计志愿 ／专 业服务、无偿 ／低偿服务相结合的互助养老技术，提高多元互助服务水平与质量。 参考文献： ［１］葛延风，王列军，冯文猛，等．我国健康老龄化的挑战与策略选择［Ｊ］．管理世界，２０２０（３）：８６－９６． ［２］袁书华．供需视角下农村幸福院可持续发展对策探究—以山东省 ＬＹ县幸福院调研为例［Ｊ］．山东师范大学学 报（人文社会科学版），２０１９（１）：１０６－１１３． ［３］刘妮娜．中国农村互助型社会养老的类型与运行机制探析［Ｊ］．人口研究，２０１９（２）：１００－１１２． ［４］杜鹏，安瑞霞．政府治理与村民自治下的中国农村互助养老［Ｊ］．中国农业大学学报（社会科学版），２０１９（３）： ５０－５７． ［５］朱火云，丁煜．农村互助养老的合作生产困境与路径优化—以 Ｘ市幸福院为例［Ｊ］．南京农业大学学报（社会科 学版），２０２１（２）：６２－７２． ［６］刘妮娜．欠发达地区农村互助型社会养老服务的发展［Ｊ］．人口与经济，２０１７（１）：５４－６２． ［７］埃莉诺·奥斯特罗姆．公共事物的治理之道：集体行动制度的演进［Ｍ］．余逊达，陈旭东，译．上海：上海译文出 版社，２０１２． ［８］ＯＳＴＲＯＭ Ｅ．Ａｂｅｈａｖｉｏｒａｌａｐｐｒｏａｃｈｔｏｔｈｅｒａｔｉｏｎａｌｃｈｏｉｃｅｔｈｅｏｒｙｏｆｃｏｌｌｅｃｔｉｏｎａｃｔｉｏｎ：Ｐｒｅｓｉｄｅｎｔｉａｌａｄｄｒｅｓｓ，Ａｍｅｒｉｃａｎｐｏ ｌｉｔｉｃａｌｓｃｉｅｎｃｅａｓｓｏｃｉｔｉｏｎ［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＰｏｌｉｔｉｃａｌＳｃｉｅｎｃｅＲｅｖｉｅｗ，１９９８（１）：１－２２． ［９］ＦＥＬＤＭＡＮＰＨ，ＯＢＥＲＬＩＮＫＭ Ｒ，ＳＩＭＡＮＴＯＶＥ，ＥＴＡＬ．ＡｔａｌｅｏｆｔｗｏｏｌｄｅｒＡｍｅｒｉｃａｓ：Ｃｏｍｍｕｎｉｔｙｏｐｐｏｒｔｕｎｉｔｉｅｓａｎｄ ｃｈａｌｌｅｎｇｅｓ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：ＣｅｎｔｅｒｆｏｒＨｏｍｅＣａｒｅＰｏｌｉｃｙａｎｄＲｅｓｅａｒｃｈ，２００４． ［１０］张彩华．美国农村社区互助养老“村庄”模式的发展与启示［Ｊ］．探索，２０１５（６）：１３２－１３７，１４９．

６４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ［１１］ＧＲＡＨＡＭ ＣＬ，ＳＣＨＡＲＬＡＣＨＡＥ，ＰＲＩＣＥＷＯＬＦＪ．Ｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｔｈｅ“Ｖｉｌｌａｇｅ”ｍｏｄｅｌｏｎｈｅａｌｔｈ，ｗｅｌｌ－ｂｅｉｎｇ，ｓｅｒｖ ｉｃｅａｃｃｅｓｓ，ａｎｄｓｏｃｉａｌｅｎｇａｇｅｍｅｎｔｏｆｏｌｄｅｒａｄｕｌｔｓ［Ｊ］．ＨｅａｌｔｈＥｄｕｃａｔｉｏｎ＆Ｂｅｈａｖｉｏｒ，２０１４（１Ｓ）：９１Ｓ －９７Ｓ． ［１２］ＧｒｅｅｎｆｉｅｌｄＥＡ，ＳＣＨＡＲＬＡＣＨＡＥ，ＬＥＨＮＩＮＧＡＪ，ＥＴＡＬ．Ａｃｏｎｃｅｐｔｕａｌｆｒａｍｅｗｏｒｋｆｏｒｅｘａｍｉｎｉｎｇｔｈｅｐｒｏｍｉｓｅｏｆｔｈｅ ＮＯＲＣｐｒｏｇｒａｍ ａｎｄＶｉｌｌａｇｅｍｏｄｅｌｓｔｏｐｒｏｍｏｔｅａｇｉｎｇｉｎｐｌａｃｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｇｉｎｇＳｔｕｄｉｅｓ，２０１２（３）：２７３－２８４． ［１３］ＧＲＡＨＡＭ Ｃ，ＳＣＨＡＲＬＡＣＨ ＡＥ，ＫＵＲＴＯＶＩＣＨ Ｅ．Ｄｏｖｉｌｌａｇｅｓｐｒｏｍｏｔｅａｇｉｎｇｉｎｐｌａｃｅ？Ｒｅｓｕｌｔｓｏｆａｌｏｎｇｉｔｕｄｉｎａｌ ｓｔｕｄｙ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｐｐｌｉｅｄＧｅｒｏｎｔｏｌｏｇｙ，２０１８（３）：３１０－３３１． ［１４］ＳＣＨＡＲＬＡＣＨＡＥ，ＬＥＨＮＩＮＧＡＪ，ＤＡＶＩＴＴＪＫ，ＥＴＡＬ．Ｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎａｌｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓａｓｓｏｃｉａｔｅｄｗｉｔｈｔｈｅｐｒｅｄｉｃｔｅｄ ｓｕｓｔａｉｎａｂｉｌｉｔｙｏｆｖｉｌｌａｇｅｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＡｐｐｌｉｅｄＧｅｒｏｎｔｏｌｏｇｙ，２０１９（５）：６９４－７１６． ［１５］ＳＣＨＡＲＬＡＣＨ ＡＥ，ＧＲＡＨＡＭ Ｃ，ＬＥＨＮＩＮＧＡ．Ｔｈｅ“ｖｉｌｌａｇｅ”ｍｏｄｅｌ：Ａｃｏｎｓｕｍｅｒ－ｄｒｉｖｅｎａｐｐｒｏａｃｈｆｏｒａｇｉｎｇｉｎ ｐｌａｃｅ［Ｊ］．ＴｈｅＧｅｒｏｎｔｏｌｏｇｉｓｔ，２０１２（３）：４１８－４２７． ［１６］金一虹．嵌入村庄政治的性 别—农 村 社 会 转 型 中 妇 女 公 共 参 与 个 案 研 究 ［Ｊ］．妇 女 研 究 论 丛，２０１９（４）：１０－ ２７． ［１７］诺斯．制度、制度变迁与经济绩效［Ｍ］．杭行，译．上海：格致出版社，２０１４． ［１８］万颖杰．村庄本位视角下农村互助养老的发展困境与应对策略［Ｊ］．中州学刊，２０２１（６）：８６－９１． ［１９］刘妮娜．中国农村互助型社会养老的定位、模式与进路［Ｊ］．云南民族大学学报（哲学社会科学版），２０２０（３）： １３３－１４１． ［２０］谢康，刘意，肖静华，等．政 府 支 持 型 自 组 织 构 建—基 于 深 圳 食 品 安 全 社 会 共 治 的 案 例 研 究 ［Ｊ］．管 理 世 界， ２０１７（８）：６４－８０． ［２１］杨静慧．互助养老模式：特质、价值与建构路径［Ｊ］．中州学刊，２０１６（３）：７３－７８． ＳｅｌｆＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ：ＭｏｄｅｌＣｈｏｉｃｅｆｏｒＲｕｒａｌＭｕｔｕａｌＡｉｄ ｏｆＡｇｅｄＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ＹＡＮＧＫａｎｇ１，２，ＬＩＦａｎｇ１ （１．ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＰｕｂｌｉｃＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，ＮａｎｊｉｎｇＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｎａｎｊｉｎｇ２１００９５，Ｃｈｉｎａ； ２．ＰｅｒｓｏｎｎｅｌＤｉｖｉｓｉｏｎ，ＭｉａｎｙａｎｇＮｏｒｍａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｍｉａｎｙａｎｇ６２１００６，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｉｓｐａｐｅｒｈｏｌｄｓｔｈａｔｔｈｅｋｅｙｔｏｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｒｕｒａｌｍｕｔｕａｌａｉｄｆｏｒｔｈｅａｇｅｄｌｉｅｓｉｎｓｅｌｆ ｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｆｒｏｍｔｈｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆ“ｖｉｌｌａｇｅｏｒｉｅｎｔｅｄ”．ＴｈｅｅｓｓｅｎｔｉａｌｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｏｆＡｍｅｒｉｃａｎ“ｖｉｌｌａｇｅ” ｍｕｔｕａｌａｉｄｆｏｒｔｈｅａｇｅｄｉｓｔｈｅ“ｅｌｄｅｒｌｙｏｒｉｅｎｔｅｄ”ｓｅｌｆｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ，ａｎｄｉｔｐｒｏｍｏｔｅｓｔｈｅｃｏｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎａｎｄ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｓｕｐｐｌｙｏｆｍｕｔｕａｌａｉｄｐｅｎｓｉｏｎｗｅｌｆａｒｅ．Ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｉｖｅｒｅａｌｉｚａｔｉｏｎｏｆ“ｖｉｌｌａｇｅ”ｓｅｌｆｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｄｅ ｐｅｎｄｏｎｔｈｅｇｏａｌｃｏｍｍａｎｄｏｆ“ａｇｅｉｎｇｉｎｐｌａｃｅ”，ｌｅａｄｉｎｇｓｅｌｆｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎ，ｓｕｐｐｌｙｏｆａｄａｐｔｉｖｅｒｕｌｅｓ，ｓｕｐ ｐｌｙｏｆｒｅｓｏｕｒｃｅｓｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｅｌｄｅｒｌｙａｎｄｓｕｐｅｒｖｉｓｉｏｎｏｆｔｈｅｗｈｏｌｅｐｒｏｃｅｓｓ．Ｔｏｄｅｅｐｅｎｔｈｅｓｅｌｆｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ ｏｆｃｈｉｎａ’ｓｒｕｒａｌｍｕｔｕａｌａｉｄｆｏｒｔｈｅａｇｅｄ，ｉｔｉｓｎｅｃｅｓｓａｒｙｔｏｅｓｔａｂｌｉｓｈｔｈｅｃｏｎｃｅｐｔｏｆｈｕｍａｎｉｓｍａｎｄｃｏｐｒｏ ｄｕｃｔｉｏｎ，ｃｏｎｓｔｒｕｃｔａｃｏｏｐｅｒａｔｉｏｎｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｓｙｓｔｅｍ ｂａｓｅｄｏｎａｕｔｏｎｏｍｙ，ｃｕｌｔｉｖａｔｅｐａｒｔｉｃｉｐａｔｏｒｙｇｏｖｅｒｎ ａｎｃｅｍｅｔｈｏｄｌｅｄｂｙｓｅｌｆｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎａｎｄｒｅｆｉｎｅｔｈｅｌｏｎｇｔｅｒｍｇｏｖｅｒｎａｎｃｅｍｅｃｈａｎｉｓｍｆｒｏｍｒｅｓｏｕｒｃｅｓｅｃｕｒ ｉｔｙ，ｓｙｓｔｅｍ ｓｕｐｐｌｙａｎｄｍｕｌｔｉａｓｓｉｓｔａｎｃｅ，ｓｏａｓｔｏｃｏｎｓｔｒｕｃｔ“ｉｎｔｅｒｎａｌａｎｄｅｘｔｅｒｎａｌｃｏｏｒｄｉｎａｔｉｏｎ”ａｎｄ“ｕｐ ｄｏｗｎｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ”ｏｆ“ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ”，ａｎｄｓｏｌｖｅｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｐｒｏｂｌｅｍｏｆＣｈｉｎａ’ｓｒｕｒａｌｍｕ ｔｕａｌａｉｄｆｏｒｔｈｅａｇｅｄ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ａｇｉｎｇｏｆｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ；ｓｅｌｆｇｏｖｅｒｎａｎｃｅ；ｒｕｒａｌｍｕｔｕａｌａｉｄｆｏｒｔｈｅａｇｅｄ；ｓｏｃｉａｌｓｅｃｕｒｉｔｙ；ｖｉｌ ｌａｇｅｏｒｉｅｎｔｅｄ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应 刘　魏 （重庆工商大学 长江上游经济研究中心，重庆 ４０００６７） 摘　要：基于中国家庭追踪调查 ２０１４—２０１８年数据，从收入不平等视角考察了数字普惠金融对城乡居 民相对贫困的影响及机制。研究发现，数字普惠金融指数每增加 １％，居民发生相对贫困的概率降低 ３２％，数字普惠金融有效缓解了个体的相对剥夺状况，原因在于数字普惠金融发展提高了家庭风险管 理能力、缓解了融资约束、并促使家庭社会资本拓展。研究也发现，数字普惠金融对贫困的缓解效应也 存在城乡群体和年龄群体的差异。因此，让数字赋能扶贫，是治理相对贫困的有效途径。 关键词：数字普惠金融；相对贫困；收入不平等；家庭社会资本 中图分类号：Ｆ１２６．２　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００６５－１３ 一、引言 贫困治，天下安。习近平在全国脱贫攻坚总结表彰大会上的讲话指出，贫困是人类社会的顽 疾，反贫困始终是古今中外治国安邦的大事。中国共产党自成立之日起，就始终把为中国人民谋 幸福、为中华民族谋复兴作为初心使命。尤其是党的十八大后，党中央始终把精准扶贫和脱贫攻 坚战略摆在治国理政的突出位置，通过党和人民的共同奋斗，贫困人口明显减少，贫困发生率持续 走低。截止 ２０２０年底，现行标准下年初的 ５５１万贫困人口全部脱贫，贫困县全部摘帽，绝对贫困现 象已经走入历史。但现行标准下绝对贫困的消除并不意味着中国不再存在贫困问题，而是意味着 我国贫困型态将由绝对贫困转向相对贫困、由农村贫困转向城乡贫困。党的十九届四中全会也明 确提出“坚决打赢脱贫攻坚战，巩固脱贫攻坚成果，建立解决相对贫困的长效机制”。因此，如何有 效地巩固脱贫攻坚成果、推进相对贫困治理、实现全体人民共同富裕成为 ２０２０年后反贫困战略的 重要课题。 与满足基本生存需要的绝对贫困相比，相对贫困强调收入、机会不平等和主观相对剥夺感［１］。 在改革开放早期，我国的绝对贫困问题较为突出，而相对贫困问题并不明显。随着改革开放的不 断深入，金融资源被少数具有高收入、丰富社会资本和政治身份的社会精英俘获，而广大群众面临 严重的金融抑制［２］，不同群体间的收入差距逐步扩大，相对贫困问题开始突显。为了使不同社会 阶层享受到公平的金融资源，尤其是满足低收入群体的融资需求，我国政府明确提出大力发展普惠 金融，以期通过对不同群体金融服务的全覆盖，达到缓解贫困之目的。同时，随着数字经济的发展，普 惠金融与数字经济不断融合，各类金融机构突破传统普惠金融地理上的限制，利用互联网大数据技 术，推出各种具有创新性的金融产品，那些抵押资产较少的人群也可以享受到互联网信贷、理财、移动 　 　收稿日期：２０２１－０７－０２　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００７ 　基金项目：国家社会科学基金项目（２０ＣＧＬ０５０） 　作者简介：刘　魏（１９８６—），男，湖北利川人，重庆工商大学长江上游经济研究中心讲师，主要研究方向为贫困和 收入不平等。Ｅｍａｉｌ：５８２９１６９２０＠ｑｑ．ｃｏｍ

６６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 支付等金融服务，降低了普通百姓获得小额资金的融资成本，改善了金融服务的可得性和便利性，推 动了中国数字金融的发展。因此，在贫困研究进入相对贫困治理以及数字经济快速发展的双重背景 下，辨析数字普惠金融与相对贫困的关系，探索相对贫困的数字化治理途径，对于构建相对贫困长效 治理机制、减缓收入不平等和实现共同富裕均具有重要的理论价值和现实意义。 二、文献综述 随着我国脱贫攻坚战略取得完全胜利，绝对贫困已经成为历史，相对贫困则成为学界重点关 注的主题。绝对贫困关注绝对收入水平问题，而相对贫困关注收入水平的差距问题，其本质特征 是相对剥夺和相对排斥［３］。在相对贫困的识别方式上，目前主要有以下几种：一是基于动态性特 征，将相对贫困划线指标设定为全国居民收入平均数（或中位数）的 ４０％ ～６０％［４－５］，或者直接采 用 ＦＧＴ贫困指数［６］；二是基于多维性特征，运用多维贫困的 Ａ－Ｆ指数来识别相对贫困［７］；三是基 于相对贫困的不平等特征，以基尼系数作为相对贫困线划定的主要指标［８－１０］。可见，收入不平等 是衡量相对贫困的重要指标。 很多学者从收入不平等视角分析了相对贫困的影响因素，归纳起来主要集中于两个层面：一 是基于经济制度［１１］、城乡和区域分割［１２］、产业结构［１３］、金融发展［１４］等宏观因素；二是基于人力资 本［１５］、社会资本［１６］、正规和非正规信贷［１７］、劳动力非农就业［１８］等微观因素。然而鲜有研究分析数 字金融发展对中国城乡家庭相对贫困的影响。现有研究主要围绕传统普惠金融或金融借贷与绝 对贫困的主题开展相关研究。一部分学者认为普惠金融或数字普惠金融有助于减贫。张勋等认 为数字金融可以依靠大数据和云计算等创新技术，拓展金融服务半径，降低家庭融资约束能力，促 进家庭创业机会均等化，实现包容性发展和家庭收入增长［１９］。王汉杰等、杨伟明等认为普惠金融 的发展能够扩大金融服务的范围，提高金融服务的渗透率，为不同层次的个体提供金融产品，并打 破贫困群体所面临的资本束缚，促进贫困群体内生发展［２０－２１］。何宗樾等也认为由于贫困强度较 重群体应对风险和不确定性的能力较差，通常难以借助信息扩散、教育和知识溢出效应等途径提 升就业能力，无法从数字经济发展中获得收益。如果没有金融普惠性，那么低收入群体将缺乏信 贷融资机会，挤占就业发展机会。因此，普惠金融是有助于减贫的［２２］。另外一部学者认为虽然普 惠金融或数字普惠金融有助于减贫，但存在约束条件。杨艳琳和付晨玉分析了我国农村普惠金融 发展的减贫效应，发现农村普惠金融发展能够提高金融产品和服务的可获得性，有助于通过增加 个体收入等渠道改善贫困程度较轻农户的多维贫困状况，但不利于减轻贫困强度较重农户的贫困 状况［２３］。张勋等认为数字金融发展存在涓滴效应 ，主要表现为，一方面数字金融有助于农产品销 售，增加农户经营性收入；另一方面数字金融有助于农户非农就业，增加工资性收入。不过他们也 认识到数字金融发展的涓滴效应并非万能的，如果数字金融发展的涓滴红利不能覆盖未接触互联 网的低收入家庭时，那么低收入人群将很难获得信贷融资，失去与数字经济发展相关的就业机会， 阻碍自身物质资本和人力资本积累，从而造成数字鸿沟［２４］。程惠霞认为普惠金融同等赋权条件下 依然会存在减贫差异，说明减贫障碍主要不是金融权利排斥而是金融能力低下，即低收入者缺乏 将信贷资金转化为生产资本的能力［２５］。此外，还有部分学者认为数字普惠金融不利于减贫，数字 普惠金融对低收入群体可持续创业的影响相当微小，不利于其收入增长［２６］。 随着互联网大数据技术和人工智能的发展，数字经济发展程度越来越快，微信、支付宝等移动 支付平台促使数字金融兴起，大大降低传统金融对物理网点的依赖，降低金融产品交易过程中逆 向选择和道德风险问题发生的概率，因而数字金融具有更强的地理穿透性和低成本优势，为金融

第 ６期 刘　魏：数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应 　　６７　 普惠性发展和包容性发展提供了新的契机。然而，数字普惠金融在减贫实践中的作用仍待研究， 一方面，如前述所述，数字普惠金融存在涓滴效应，但这种涓滴红利对低收入群体可能并不显著， 且在相对贫困语境下，数字普惠金融的涓滴效应是否仍然存在？另一方面，现有研究在度量相对 贫困时大都采用居民收入平均数或中位数的 ４０％ ～６０％，较少采用收入不平等指标进行度量，与 绝对贫困研究不同，相对贫困本质上属于收入差距问题，数字普惠金融虽然具有普惠性和包容性 特征，但也可能存在“数字鸿沟”特征，对于低收入群体来说，由于他们存在人力资本匮乏等问题， 很可能无法接触互联网，从而无法享受数字经济的红利。因此，使用收入不平等指标来衡量相对 贫困，更能深刻反映数字普惠金融的减贫效应。此外，现有研究主要研究农村家庭贫困问题，而缺 乏对城市家庭相对贫困的分析。随着贫困型态研究逐步从绝对贫困转向相对贫困，贫困研究对象 也将从农村贫困转向城市贫困、农村贫困并重的局面。基于此，本文将利用北京大学数字研究中 心和蚂蚁金服研究院共同编制的中国数字普惠金融指数，并与中国家庭追踪调查数据相结合，研 究数字普惠金融与中国城乡家庭相对贫困的关系及其背后的理论逻辑和异质性差异，以期丰富相 对贫困决定因素和共同富裕相关的文献。 三、数字普惠金融与相对贫困治理的关系 本部分将从如下维度探讨数字普惠金融与相对贫困治理之间的关系： 第一，家庭风险偏好机制。由于大多数家庭都是风险规避的，尤其对于低收入家庭，其家庭风 险管理能力有限［１］。同时，加之传统金融“嫌贫爱富”的特点，金融排斥现象成为家庭风险管理的 最大障碍。数字普惠金融的发展刺激了经济发展，随着经济的增长、企业生产力的发展以及居民 收入的增加，低收入群体面临的发展不确定性会大大降低，他们对风险厌恶的程度也会随之降低， 愿意承担更多的风险［２７］。可以说，数字普惠金融有效改变了个体的风险偏好态度。有研究表明， 风险规避的人群很少转换工作，更倾向于签订永久合约的职位，而风险偏好水平的提升则会使个 体更多地在非正规部门就业或进行家庭创业，进而实现创业机会的均等化和包容性发展［２８］，促进 职业流动和收入流动，而收入流动则会显著缓解收入不平等［２９－３０］。 第二，融资约束机制。数字金融通过互联网大数据技术提高了信贷配给效率，增强了个体或 家庭信贷的可获得性，但融资约束是否能缓解个体相对贫困却呈现两种截然不同的观点，观点一 是个体或家庭获得信贷以后，会模仿信贷成功者的行为投资商业活动或进行人力资本积累，走向 趋同的优质社会经济地位，从而缩小穷人与富人之间的收入差距，减缓穷人相对剥夺状况，这种机 制可称之为信贷的“隧道效应”［３１－３２］；观点二是低收入家庭通过数字普惠金融获得贷款后，家庭可 支配收入增加，随着收入增加，低收入家庭的消费水平会向高收入家庭的消费水平看齐，即家庭的 消费行为会受周围人们消费水准的影响，为了维持这种攀比式消费，低收入家庭可能陷入持续借 贷的窘境，信贷资金无法转化为生产性资本，阻碍家庭财富积累，加剧不同群体间的收入不平等， 导致低收入群体相对贫困，这种机制可称之为信贷的“跟上琼斯效应”① 。［３３］ Ｓｅｎｉｋ、Ｌｉ、谢玉梅和夏 ① “隧道效应”（Ｔｕｎｎｅｌｅｆｆｅｃｔ）的原始描述是：当隧道中发生交通拥堵时，同向行驶的两条车道的汽车无法向前移 动，如果其中一条车道开始移动而另一条车道无法移动，静止车道的人会将另一车道的移动视为积极信号，表 明他们也将很快驶出隧道。其经济学含义是个体经济行为受当前和预期收入满意度的影响，这种预期将促使 个体积极模仿他人的成功，以提高收入或社会地位。“跟上琼斯效应”是指个体总是希望自己的财富能多于邻 居琼斯，经济学家把这种攀比现象叫做“赶上邻居琼斯”（ＫｅｅｐｉｎｇｕｐｗｉｔｈｔｈｅＪｏｎｅｓｅｓｅｆｆｅｃｔ）。

６８ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 璐等学者比较了这两种机制，发现在转型国家中“隧道效应”更为普遍，因为快速变化的经济环境 使人们的技能、收入和社会地位面临高度不确定性，为了形成对未来收入及财富的稳定性预期，他 们往往会从相同地位的信贷成功者那里寻求信息，并引发低收入家庭通过借贷进行商业投资或人 力资本积累，以积累财富、改善自身社会地位［３４－３６］。因此，本文认为数字金融可以通过信贷融资 缓解个体相对剥夺感。 第三，社会资本机制。在互联网和数字技术兴起之前，个体间的人际交流主要是以“面对面” 形式为主，尤其是农村地区，村民间熟悉而亲密，“通过脚步声就知道来的人是谁”［３７］。随着数字 经济的兴起，人们更多地依赖于数字网络技术交流方式［３８］。数字经济发展克服了传统交往空间距 离的限制，拓展了社会交往半径，不仅降低获取信息的成本，而且重构了社会关系网络，推动社会 资本由地域型社会资本向脱域型社会资本①转变［３９］。而社会网络的转换则通过资本欠缺和回报欠 缺②两个渠道影响收入不平等［４０］。一方面，数字普惠金融通过资本欠缺渠道影响收入不平等的机 制表现为，在数字经济发展进程中，低收入群体由于获取信息技术较匮乏，面临互联网接入可及性 的＂接入鸿沟＂，从而导致他们获得金融信贷的机会及将信贷资金转化为生产资本的能力较为欠 缺，造成金融资本更欠缺，进而拥有的社会资本存量也较欠缺，但低收入群体在时间上的机会成本 要低于高收入群体，因而在更需要建构长久关系的社会网络中更具优势［４１］；另一方面，数字普惠金 融通过回报欠缺影响收入不平等的机制表现为，低收入群体在社会资本和金融资本存量上要劣于 高收入群体，但根据边际收益递减规律，资本回报率随资本存量增加而递减，因而低收入群体的社 会资本回报率要明显高于高收入群体［４２］。郭云南等研究发现宗族社会网络可以通过“传帮带”和 风险分担等途径降低劳动力迁移成本，降低流动性约束，增加穷人收入，缓解收入不平等 。［４３］ Ｇｒｏ ｏｔａｅｒｔ基于穷人资本回报率更高的事实得出“社会资本是穷人的资本”结论 。［４４］ 因此，从上述两个 视角可以说明数字普惠金融可以通过社会资本缩小穷人和富人之间的收入差距。 四、实证研究设计 （一）数据来源 为了验证数字普惠金融对相对贫困的影响效应及影响机制，本文将使用中国家庭追踪调查数 据（ＣＦＰＳ）进行实证检验。该数据由北京大学中国社会科学调查中心组织实施，旨在搜集家庭经济 特征、收入、消费等多方面的数据，以反映我国城乡居民经济和非经济福利。具有样本量大、覆盖 范围广等特点。本文主要使用 ２０１４—２０１８年的数据，数据处理过程如下：（１）筛选本文所涉及的 变量；（２）进行极端值、缺失值处理；（３）将各年度个体层面与家庭层面数据进行横向合并，同时将 ２０１４、２０１６、２０１８年度数据进行纵向合并。经过上述数据处理，最终样本量为 ２８３０２份。 （二）模型选择 基于前述理论分析所得出的假设，本文拟进一步采用计量模型检验数字普惠金融对相对贫困 的影响。计量模型如下： ① 所谓脱域型社会资本，是指从传统熟人社会彼此互动的地域性联系中脱离出来，而重构出新的社会网络。而地 域型社会资本，则是嵌入传统熟人社会的社会资本。 ② 资本欠缺是指由于投资和机会不同造成不同群体拥有社会资本数量和资量有所差异，本质上是社会资本在不 同群体间的分布；回报欠缺是指由于不同群体间行动努力、制度反应的差异，造成社会资本对不同个体所产生 的回报率有所差异。

第 ６期 刘　魏：数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应 　　６９　 Ｐｏｖｅｒｔｙｉｔ＝β０ ＋β１Ｄｉｇｆｉｎｉｔ＋γＸｉｔ＋μｉ＋θｔ＋εｉｔ （１） 式中，Ｐｏｖｅｒｔｙｉｔ、Ｄｉｇｆｉｎｉｔ分别表示第 ｔ年被调查农户 ｉ的相对贫困程度（使用收入不平等指数度 量）、第 ｔ年被调查农户 ｉ所在地区的数字普惠金融指数，Ｘｉｔ表示被调查农户 ｉ在第 ｔ年的个体、家 庭特征控制变量。β０、β１、γ分别表示截距项、数字普惠金融和控制变量的回归系数，代表相应变量 对城乡居民相对贫困的影响方向及效应，如果系数值为正且显著，表明在其他变量不变的条件下， 该变量加剧了相对贫困程度，反之，则减缓了相对贫困程度。此外，μｉ表示个体固定效应，即不随 时间变化而变化的个体特征；θｔ表示时间固定效应；εｉｔ表示随着时间和个体变化而变化的随机干 扰项。本文的变量设置如下： １．被解释变量：相对贫困。本文主要是从收入不平等角度来度量相对贫困，而对于收入不平 等的测度，部分学者采用基尼系数或方差［１８］，更多的学者基于收入相对剥夺角度，通过 Ｋａｋｗａｎｉ相 对剥夺指数、Ｐｏｄｄｅｒ相对剥夺指数来进行度量［４５－４６］。本文使用 Ｋａｋｗａｎｉ指数衡量相对贫困，其计 ∑算公式是：ＲＤ（ｙ，ｙｉ）＝１ｎ（ ｊｎ＝ｉ＋１（ｙｊ－ｙｉ））＝γｙ＋ｉ［（μｙ＋ｉ－ｙｉ）］。该公式中，ＲＤ（ｙ，ｙｉ）为个体 ｙｉ遭 受的相对剥夺程度（收入不平等程度），μｙ＋ｉ表示群组 Ｙ中超过 ｙｉ的所有样本的收入平均值，γｙ＋ｉ表 示群组 Ｙ中收入超过 ｙｉ的样本数占总样本数的比例。 ２．解释变量：数字普惠金融。本文使用北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制 的中国数字普惠金融指数来度量数字普惠金融，该指数除了包括汇总指数外，还包括覆盖广度、使 用深度和数字化程度等分类指数。本文以总指数为核心解释变量，同时将覆盖广度和使用深度作 为稳健性检验的解释变量。在分析时，为了排除异方差和量纲不统一等问题，本文对所有指数均 取了对数。 ３．机制变量。前文在分析数字普惠金融与相对贫困治理关系问题时，我们探讨了三种理论机 制，即风险管理、家庭信贷融资和社会资本。因此，在实证检验时，也需要对其传导机理进行检验。 具体指标构建上，做法如下：（１）风险管理。使用问卷中风险测试的五组问题定义风险管理变量①， 该变量取值为 １～６，数值越大，表明居民越偏好风险。（２）信贷融资。使用问卷中“是否有待偿银 行贷款”、“是否有待偿亲友及民间贷款”两个问题进行表征，当两个问题同时回答“否”，则表示个 体或家庭无信贷融资，即存在融资约束，否则表示有信贷融资，即不存在融资约束。（３）社会资本。 借鉴易行健等学者的研究，使用问卷中“家庭送出礼金数”的对数进行表征［４７］。 ４．控制变量。为获得数字普惠金融对相对贫困的无偏估计量，避免遗漏变量造成估计偏误， 本文还控制了影响相对贫困的其他因素，主要包括户主层面的性别、婚姻状况、年龄、户口、政治面 ① 将“风险试验 １”回答“直接获得 １００元”、“风险试验 ２”回答“直接获得 ８０元”、“风险试验 ３”回答“直接获得 ５０ 元”赋值为 １，将“风险试验 １”回答“直接获得 １００元”、“风险试验 ２”回答“直接获得 ８０元”、“风险试验 ３”回答 “扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不到”赋值为 ２，将“风险试验 １”回答“直接 获得 １００元”、“风险试验 ２”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不到”、“风 险试验 ３”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不到”赋值为 ３，将“风险试验 １”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不到”、“风险试验 ４”回答“直接获得 １２０元”赋值为 ４，将“风险试验 １”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不 到”、“风险试验 ４”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不到”、“风险试验 ５”回答“直接获得 １５０元”赋值为 ５，将“风险试验 １”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面 花则什么也得不到”、“风险试验 ４”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不 到”、“风险试验 ５”回答“扔硬币，如果结果是正面数字得 ２００元，结果是反面花则什么也得不到”赋值为 ６。

７０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 貌、健康状况等特征，以及家庭层面的政府补贴、非农就业、家庭规模等特征。表 １报告了相关变 量的描述性统计量。结果表明，被调查样本与现阶段我国居民家庭的现实情况基本相符，所处理 样本适于本文实证统计分析。 表 １　变量定义及描述性统计分析 变量类型 变量名称 变量定义 均值 标准差 因变量 相对贫困 Ｋａｋｗａｎｉ相对剥夺指数（不平等指数） ０．４６２７ ０．２８６０ 解释变量 数字普惠金融 数字普惠金融指数（取对数） ５．２６３１ ０．２３５４ 机制变量 风险偏好 取值为 １～６，数值越大，风险偏好程度越高 ２．２４４５ １．７７７８ 信贷融资 是否有待偿银行贷款或亲友及民间贷款（是 ＝１；否 ＝０） ０．２３７２ ０．４２５４ 控制变量 社会资本 家庭交通通讯工具费和人情支出金额（元，取对数） ７．５２０３ ２．１８００ 年龄 年龄 ４５．３４１７ １６．０２９１ 性别 性别（男 ＝１；女 ＝０） ０．５０８６ ０．４９９９ 婚姻状况 婚姻状况（１＝已婚；０＝未婚、丧偶） ０．７８７０ ０．４０９５ 健康状况 健康状况（１＝非常健康；２＝很健康；３＝比较健康； ２．９７５８ １．２６５１ 政治面貌 ４＝一般；５＝不健康） 户口 是否中共党员（１＝是；０＝否） ０．０６２３ ０．２４１７ 非农就业 户口（１＝非农业户口；０＝农业户口） ０．０６７５ ０．２５０９ 政府补助 家庭成员是否外出打工（１＝是；０＝否） ０．５６３０ ０．４９６０ 家庭规模 家庭是否收到政府补助（１＝是；０＝否） ０．６８９５ ０．４６２７ 家庭人口数 ４．６１１１ ２．０３３２ 五、实证结果与分析 （一）数字普惠金融对居民相对贫困的总体影响 １．基准回归结果 根据公式（１），并结合被解释变量 Ｋａｋｗａｎｉ相对剥夺指数是取值介于 ０～１间的变量，因此本 文基准回归拟采用面板 Ｔｏｂｉｔ估计方法，通过 Ｓｔａｔａ软件运行，表 ２汇报了数字普惠金融对居民相对 剥夺程度的影响结果。结果显示，无论是否控制省份固定效应，数字普惠金融总指数均负向显著 影响居民相对剥夺指数，控制省份固定效应后其回归系数为 －００３２６，即数字普惠金融总指数每增 加 １％，居民发生相对剥夺的概率降低 ３２％①，表明数字普惠金融发展有助于缓解居民的相对剥 夺程度（相对贫困程度）。原因在于数字普惠金融越发展，国家的数字经济发展前景就越广阔，个 体获得普惠贷款的概率也越大，个体便可以将获得的信贷资金用于创业等投资活动。同时，数字 经济越发达，城市经济规模经济越大，城市劳动力市场的供需匹配性会更契合，从而有助于个体增 加非农就业机会，增 加 非 农 收 入，从 而 减 少 个 体 遭 受 相 对 剥 夺 的 概 率。 此 外，数 字 普 惠 金 融 越 发 展，所需要的互联网技能和金融知识就越多，尚未接触互联网的低收入家庭为了享受普惠性金融 服务，不得不对自身人力资本进行投资，拓宽自身社会网络，以适应从事互联网经济活动之需要， 从而使低收入家庭收入形成向上流动的良性循环，减缓自身相对剥夺状况。 本文还从两个分指数进行了分析，如表 ２所示，控制省份固定效应后，数字普惠金融广度和深 度均显著负向影响居民相对剥夺指数，其中数字普惠金融广度每增加 １％，居民发生相对剥夺的概 ① 对于 ｐｒｏｂｉｔ、ｌｏｇｉｔ或 ｔｏｂｉｔ模型，回归系数并不表示自变量对因变量的影响效应，影响效应一般通过公式得到，同 时，本文的核心解释变量数字普惠金融取了对数，因此，在反应二者关系时，可以用百分比来提示数字普惠金融 对相对剥夺指数的影响效应。

第 ６期 刘　魏：数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应 　　７１　 表 ２　数字普惠金融对居民相对剥夺指数影响的估计结果 变量 总指数 数字普惠金融广度 数字普金融深度 数字普惠金融 －０．０４９９（０．００５１） －０．０３２６（０．００５２） －０．０３６５（０．００３９） －０．０２５１（０．００３９） －０．０９６０（０．００５２） －０．０６０７（０．００５５） 年龄 ０．００１５（０．０００２） ０．００１６（０．０００２） ０．００１５（０．０００２） ０．００１６（０．０００２） ０．００１５（０．０００２） ０．００１５（０．０００２） 性别 －０．００２２（０．００４６） －０．００４４（０．００４４） －０．００２２（０．００４６） －０．００４４（０．００４４） －０．００２７（０．００４６） －０．００４５（０．００４４） 婚姻状况 －０．０１８３（０．００５３） －０．０１８３（０．００５１） －０．０１８３（０．００５３） －０．０１８４（０．００５１） －０．０１８９（０．００５２） －０．０１８７（０．００５１） 健康状况 ０．００７３（０．００１３） ０．００７３（０．００１３） ０．００７３（０．００１３） ０．００７３（０．００１３） ０．００６９（０．００１３） ０．００７０（０．００１３） 政治面貌 －０．０１３２（０．００６４） －０．０１５３（０．００６３） －０．０１３１（０．００６４） －０．０１５３（０．００６３） －０．０１８０（０．００６４） －０．０１７９（０．００６３） 户口 －０．１２１３（０．００７７） －０．１０８９（０．００７５） －０．１２１４（０．００７７） －０．１０８９（０．００７５） －０．１２１６（０．００７６） －０．１０９８（０．００７５） 非农就业 －０．１５８２（０．００３０） －０．１６５１（０．００３０） －０．１５８２（０．００３０） －０．１６５１（０．００３０） －０．１５９６（０．００３０） －０．１６５３（０．００３０） 政府补助 家庭规模 ０．００１６（０．００３３） －０．００８９（０．００３３） ０．００１８（０．００３３） －０．００９０（０．００３３） －０．０００２（０．００３３） －０．００８７（０．００３３） －０．０３１０（０．００１０） －０．０３２６（０．００１０） －０．０３１０（０．００１０） －０．０３２６（０．００１０） －０．０３１６（０．００１０） －０．０３２８（０．００１０） 省份固定效应 否 是 否 是 否 是 常数项 ０．８８９５（０．０２８５） ０．７４６８（０．０４９６） ０．８１２０（０．０２１６） ０．７０３３（０．０４５６） １．１３１７（０．０２８９） ０．９０６７（０．０５０９） Ｗａｌｄｃｈｉ２ ５１８３．１２ ６４８４．４７ ５１７６．２５ ６４８６．６６ ５４７９．７８ ６５７８．０７ 样本量 ２８３０２ ２８３０２ ２８３０２ ２８３０２ ２８３０２ ２８３０２ 　注： 、 、 分别表示变量在 １％、５％、１０％水平上显著。下同。 率降低 ２４８％，数字普惠金融深度指数每增加 １％，居民发生相对剥夺的概率降低 ５８９％，均有助 于缓解个体的相对 贫 困 程 度。 从 数 字 普 惠 金 融 广 度 来 说，该 指 数 二 级 指 标 采 用 的 是 账 户 覆 盖 率 （具体包括每万人拥有支付宝账号数量、支付宝绑卡用户比例、平均每个支付宝账号绑定银行卡 数），而传统金融广度指数一般采用“金融机构网点数”和“金融服务人员数”等二级指标，因而可 以看出，与传统金融受限于地域不同，数字金融发展不受地域限制，数字金融平台可以快速绑定银 行卡电子账户。因此，数字经济发展助推了第三方支付等数字平台经济快速发展，而第三方支付 又助推了理财、信贷和融资等业务电子化，普通老百姓获得资金的难度会大大降低。从数字普惠 金融深度来说，该指标主要使用数字金融服务衡量，数字经济的发展使传统的信贷、保险、投资、信 用、货币基金等服务形式由传统银行柜台转变为互联网平台交易，不再局限于空间限制，惠及人群 更广、服务内容更深，个体信贷资源来源更加多样。可见，无论是从数字普惠金融广度还是深度来 说，两者均有助于减缓个体相对剥夺状况。 　　２．稳健性检验 为了使基准回归结果稳健，本文采用了 ７种方法进行稳健性检验。第一，使用面板数据混合 ＯＬＳ 方法重新估计，结果与基准回归结果一致。第二，使用工具变量的面板 Ｔｏｂｉｔ方法，数字普惠金融发展 受各地互联网发展、数字经济发展等影响，在控制变量中并未将这些因素全部纳入，最后通过模型遗 漏变量体现，从而造成随机误差项与核心解释变量相关，造成内生性问题。因此，本文拟采用“是否使 用互联网”做工具变量①，并使用工具变量面板 Ｔｏｂｉｔ方法进行估计，结果表明数字普惠金融依然显著 负向影响居民相对剥夺指数，即有助于缓解相对贫困。第三，使用 Ｐｏｄｄｅｒ相对剥夺指数度量相对贫 困，如前所述，相对剥夺指数除了可以用 Ｋａｋｗａｎｉ指数表征外，也可以使用 Ｐｏｄｄｅｒ相对剥夺指数表征， ① 本文使用 ＣＦＰＳ问卷中“是否上网”（２０１４年）、“是否电脑上网”和“是否手机上网”（２０１６、２０１８年）三个问题进行 表征，如果三个问题均回答“否”则表示未使用互联网，反之则表示使用了互联网。选择该变量作为工具变量的原 因在于：一是工具变量与数字普惠金融具有高度相关性，互联网作为基础设施，为数字普惠金融发展提供了大数据 计算能力，个体互联网使用是数字经济发展的前提。二是工具变量与残差项不存在相关性，互联网使用是个体的 自主决策，随着互联网使用不断普及，居民互联网使用决策与经济发展水平之间关联性不高。

７２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ∑Ｐｏｄｄｅｒ指数计算公式为：ＲＤ（ｙ，ｙｉ）＝ １ （ ｊｎ＝ｉ＋１（ｌｎｙｊ－ｌｎｙｉ））＝γｙ＋ｉ［（μｌ＋ｎｙｉ －ｌｎｙｉ）］，式中，μｌ＋ｎｙｉ表示群 ｎ 组 Ｙ中超过 ｌｎｙｉ的所有样本的收入对数平均值，ｌｎｙｉ表示群组 Ｙ中 ｙｉ的对数值，其余符号与 Ｙｉｚｈａ ｋｉ指数计算公式相同。结果显示，使用 Ｐｏｄｄｅｒ指数度量相对贫困后，数字普惠金融依然显著负向 影响相对贫困，结果稳健。第四，使用“等效家庭规模”①加权的城乡居民家庭纯收入中值的 ４０％ 衡量相对贫困，除了基于收入不平等角度度量相对贫困外，也可以使用收入中值的 ４０％来度量相 对贫困，借鉴檀学文等学者的研究，并借鉴欧盟国家的做法，设定“等效家庭规模”加权的城乡居民 家庭纯收入中值的 ４０％作为相对贫困划线标准，如果家庭纯收入小于该标准，则为相对贫困，反之 则为相对不贫困［４８］。表 ３第（５）行结果表明，数字普惠金融显著负向影响相对贫困，结果依然稳 健。第五，不采用“等效家庭规模”加权方式测算相对贫困，第四种方法使用“等效家庭规模”加权 方法测算相对贫困，本部分则不使用加权算法。表 ３第（６）行结果表明，数字普惠金融对不加权的 客观相对贫困依然呈负向影响，并在 １％水平上高度显著，表明与基准结果一致。第六，五分类 Ｋａｋｗａｎｉ指数度量相对贫困，将 Ｋａｋｗａｎｉ指数所代表的收入相对剥夺指数划为了五个等级，采用划 分后的“收入剥夺等级”来衡量收入不平等，收入剥夺等级赋值为 １、２、３、４、５，分别表示遭受轻微剥 夺［０，０２］、遭受一定剥夺（０２，０４］、遭受中等程度剥夺（０４，０６］、遭受严重剥夺（０６，０８］、遭 受极端剥夺（０８，１］。该变量为定序分类变量，因此采用面板 Ｏｒｄｅｒｅｄｌｏｇｉｔ方法进行回归分析。表 ３第（７）行结果表明，数字普惠金融对五分类相对剥夺指数依然显著负向影响，并在 １％水平上高 度显著，结果稳健。第七，使用主观相对贫困作因变量进行检验。考虑到客观相对贫困并不能完 全反映个体的贫困状况，田雅娟等、Ｐｒａｄｈａｎ和 Ｒａｖａｌｌｉｏｎ等学者借鉴经济学中“效用”的概念，提出 主观相对贫困［４９］，基于个体对自己拥有完全信息，他们能够判断自己是否贫困，采用 ＣＦＰＳ问卷中 “您的收入在本地处于什么位置？”这一问题进行度量，该问题选项为 １～５，数值越大，表示个人主 观认为收入越高。表 ３第 （８）行 结 果 表 明，数 字 普 惠 金 融 指 数 对 主 观 相 对 贫 困 的 影 响 效 应 为 ０２８０１，表明数字普惠金融程度越高，个体的主观收入感受程度越高，因而数字普惠金融有助于缓 解个体主观相对贫困状况，结果再次稳健。 表 ３　数字普惠金融对相对贫困影响的稳健性检验 稳健性检验方法 因变量 解释变量 影响效应 替换方法：混合 ＯＬＳ 相对贫困（Ｋａｋｗａｎｉ指数） 数字普惠金融 －０．０３４２ （０．００５２） 替换方法：工具变量面板 ｔｏｂｉｔ 相对贫困（Ｋａｋｗａｎｉ指数） 数字普惠金融（工具变量 －０．４５１１ （０．０２９０） 为个体是否使用互联网） 使用 Ｐｏｄｄｅｒ不平等指数度量相对贫困 相对贫困（Ｐｏｄｄｅｒ指数） 数字普惠金融 －０．０５００ （０．００８２） 替换因变 量：使 用 家 庭 纯 收 入 中 值 的 相对贫困 数字普惠金融 －０．５７９２ （０．０６４１） ４０％衡量相对贫困（加权算法） 替换因变量：家庭纯收入中值的 ４０％ 相对贫困 数字普惠金融 －０．１７８４ （０．０６０４） 衡量相对贫困（不加权算法） 替换因变量：五分类 Ｋａｋｗａｎｉ指数 相对贫困（五分类 Ｋａｋｗａｎｉ指数） 数字普惠金融 －０．２８０９ （０．０３９２） 使用主观相对贫困 ０．２８０１ （０．０４１１） 相对贫困 数字普惠金融 　注：所有回归均对控制变量进行了控制，考虑篇幅度，本表只报告了主解释变量对因变量的回归系数。下同。 ① 等效家庭规模是根据家庭成员年龄赋予不同权重，户主权重为 １，１４岁以上家庭成员权重为 ０．５，１４岁及以下家 庭成员权重为 ０．３，将所有家庭成员权重加总得到等效家庭规模。在此基础上计算出等效家庭规模的人均纯收 入。

第 ６期 刘　魏：数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应 　　７３　 （二）数字普惠金融对相对贫困影响的异质性分析 前文从整体上分析了数字普惠金融对相对贫困的影响，但人们在享受“数字红利”之时，也切 身感受到了“数字鸿沟”①的存在，这些“数字鸿沟”集中体现在不同收入群体之间、城乡居民之间、 以及不同年龄群体之间。为此，本文进一步从上述三个维度探讨数字普惠金融对相对贫困的异质 性影响。 首先从收入差异视角来看，本文将家庭人均纯收入按从小到大的顺序排序，并将其三等分分 组，依然表示低收入群体、中等收入群体和高收入群体。表 ４第（２）～（４）列报告了回归结果，结果 显示，数字普惠金融对低收入和中等收入群体相对贫困显著缓解作用，而对高收入群体相对贫困 影响不显著，且对低收入群体影响效应最大。这种结果并不能支持不同收入群体间存在“数字鸿 沟”的结论。可能 原 因 在 于 富 人 对 社 会 比 较 并 不 敏 感，他 们 对 自 己 所 处 的 社 会 经 济 地 位 感 到 满 意［４９］，而穷人则会因为自己收入比周围邻居朋友低而感到沮丧，这会驱使他们不断通过数字技术 提升职业技能、通过数字金融获得贷款，从而引致数字普惠金融显著地缓解了收入不平等状况。 其次从城乡差异视角来看，本文根据 ＣＦＰＳ数据中“城乡”分类变量，将样本划分为城镇和农村 两个群体。表 ４第（５）、（６）列报告了结果，结果显示，数字普惠金融有效缓解了城镇和农村居民相 对贫困，但从系数大小来看，数字金融对城镇居民相对贫困的缓解效应要大于农村居民，这说明虽 然国家通过脱贫攻坚和乡村振兴战略大力改善农村互联网基础设施，但城乡间依然存在较大信息 差距，数字鸿沟普遍存在于城乡之间。 再次从年龄差异视角来看，本文根据 ＣＦＰＳ数据中“被调查者年龄”问题，将样本划分为 ７０岁 及其以上和 ７０岁以下两个群体。表 ４第（７）、（８）列报告了回归结果，结果显示，数字普惠金融对 ７０岁及其以上的老年群体相对贫困影响不显著，而对 ７０岁以下群体相对贫困则显著负向影响，说 明数字普惠金融不利于老年群体相对贫困改善，而有助于中青年群体相对贫困缓解，数字鸿沟存 在于老年人和年轻人之间。其可能原因在于，老年人接受新技术的能力较弱，不仅缺乏使用数字 技术实现再就业的能力，而且缺乏使用数字技术拓展社会网络的能力，从而造成老年人的相对贫 困状况［５０］。 表 ４　数字普惠金融对相对贫困影响的异质性分析 异质性维度 收入差异 城乡差异 年龄差异 分组 低收入 中等收入 高收入 城镇 农村 ７０岁及以上 ７０岁以下 效应 －０．０４２５（０．００５７）－０．０１３５（０．００４２） ０．００６２（０．００４９）－０．０５７５（０．０１９０）－０．０３２４（０．００５４） －０．０００９（０．０２３１） －０．０３２７（０．００５４） （三）数字普惠金融对相对贫困的影响机制检验 前文已经论述数字普惠金融有利于缓解个体相对剥夺程度，并在理论分析中探讨了三种可能 传导机制，分别为风险管理、融资约束和社会资本。笔者将对这三种机制进行实证检验。 　　１．风险偏好 理论分析中，本文认 为 数 字 普 惠 金 融 可 以 有 效 提 升 家 庭 风 险 偏 好 态 度，从 而 缓 解 相 对 贫 困。 对于风险偏好，笔者使用 ＣＦＰＳ问卷中风险测试的五组问题定义风险偏好变量，该变量取值为 １～ ６，数值越大，表明居民越偏好风险，风险管理能力越强。表 ５第（２）列为引入数字普惠金融、家庭 风险偏好及两者交互项的面板 Ｔｏｂｉｔ回归结果，结果发现，交互项系数为 －０００６６，并在 ５％水平上 显著，说明家庭管理能力越强，数字普惠金融对相对贫困的缓解效应越大，这表明，数字普惠金融 通过家庭风险管理缓解相对贫困的机制是存在的。 ① “数字鸿沟”是指享受数字经济的不同信息主体在使用互联网数字技术时存在很大差异。

７４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 表 ５　数字普惠金融对居民相对贫困的影响机制检验 变量 相对贫困 相对贫困 相对贫困 数字普惠金融 －０．０１７２ （０．００８１） －０．０１６７ （０．００６０） ０．０９４３ （０．０１８４） 风险 信贷融资 ０．０３０７ （０．０１４７） ０．３９０７ （０．０６４８） ０．０６０４ （０．０１２２） 社会资本 数字普惠金融 ×风险 －０．００６６ （０．００２８） －０．０１４０ （０．００２４） 数字普惠金融 ×信贷融资 控制 数字普惠金融 ×社会资本 －０．０７００ （０．０１２３） 控制 控制变量 省份固定效应 控制 控制 ０．１４７６（０．１０５３） 常数项 控制 控制 ６９６８．７７ Ｗａｌｄｃｈｉ２ ０．６８１９ （０．０５８７） ０．６５５８ （０．０５２３） ２８３０２ ６４８１．２３ ６５７３．０４ Ｎ ２８２５４ ２８３０２ 　　２．融资约束 理论分析中，本文分析了数字普惠金融所引致的融资约束缓解可能存在“隧道效应”和“跟上 琼斯效应”两种机制，并论述在转型国家中“隧道效应”更大。因此，本文以问卷中“是否有待偿银 行贷款”、“是否有待偿亲友及民间贷款”两个问题进行表征，当两个问题同时回答“否”，则表示无 信贷融资，即存在融资约束，否则表示有信贷融资，即不存在融资约束。然后引入信贷融资与数字 普惠金融的交乘项进行面板 Ｔｏｂｉｔ回归，结果显示，两者交叉项系数为 －００７００，表明相较于无信贷 融资的群体，数字普惠金融对相对贫困的缓解效应，在有信贷融资的群体中更大，从侧面反应融资 约束阻碍了数字普惠金融的减贫效应。 ３．社会资本 最后，本文验证数字普惠金融是否通过社会资本途径缓解相对贫困。我们以“家庭交通通讯 工具费和人情支出金额”的对数来表征社会资本，表 ５第（４）列引入了数字普惠金融、社会资本及 两者交互项的面板 Ｔｏｂｉｔ估计结果，结果发现，两者交互项系数为 －００１４０，并在 １％水平上高度显 著，表明社会资本越丰富，数字普惠金融对相对贫困的缓解效应越大，即数字普惠金融通过社会资 本缓解相对贫困的机制成立。分析原因，如理论部分所述，互联网及其衍生的数字经济被认为是 维持现有社会关系或建立新的社会关系的有效手段，数字经济发展有助于拓宽居民的社会网络， 助力社会资本积累，减缓居民遭受相对剥夺的状况 。［５１］ 六、结论和政策含义 本文基于中国家庭追踪调查（ＣＦＰＳ）２０１４—２０１８年的数据，运用面板 Ｔｏｂｉｔ、工具变量面板 Ｔｏ ｂｉｔ方法，并以 Ｋａｋｗａｎｉ相对剥夺指数度量相对贫困，分析数字普惠金融对城乡居民相对贫困的影 响。结果表明，数字普惠金融总指数每增加 １％，居民发生相对贫困的概率降低 ３２％，其中数字普 惠金融广度每增加 １％，居民发生相对贫困的概率降低 ２４８％，数字普惠金融深度指数每增加 １％，居民发生相对贫困的概率降低 ５８９％，均有助于缓解个体的相对贫困程度。另外，本文通过 替换回归方法（混合 ＯＬＳ、工具变量面板 Ｔｏｂｉｔ）、替换因变量（使用“等效家庭规模”加权或不加权 的城乡居民家庭纯收入中值的 ４０％测算相对贫困、使用 Ｐｏｄｄｅｒ相对剥夺指数度量相对贫困、使用 五分类 Ｋａｋｗａｎｉ指数、使用个人主观感受度量相对贫困）等方法进行稳健性检验，发现估计结果仍 然稳健。 进一步地，考虑到数字普惠金融在不同群体间可能存在数字鸿沟，本文从收入、城乡、年龄三

第 ６期 刘　魏：数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应 　　７５　 个维度来验证数字普惠金融对相对贫困的影响差异。在收入分组中，数字普惠金融能有效缓解中 低收入群体的相对贫困状况，但对高收入群体相对贫困无显著影响，说明收入群体间“数字鸿沟” 并不成立。在城乡分组中，研究发现数字普惠金融均能有效缓解城镇居民和农村居民相对贫困状 况，但对城镇居民相对贫困缓解效应更大，从侧面反映出，政府的脱贫攻坚战略和乡村振兴战略改 善了农村互联网基础设施，对农村脱贫贡献巨大，但城乡间依然存在“数字鸿沟”。在年龄分组中， 研究发现，数字普惠金融能有效缓解 ７０岁以下群体相对贫困，但对缓解 ７０岁以上老年相对贫困影 响不显著，这反映出老年人与年轻人的数字鸿沟确实存在。 最后，检验了数字普惠金融缓解城乡居民相对贫困的传导机制，结果表明，数字普惠金融通过 家庭风险管理、信贷融资约束、社会资本等途径缓解了相对贫困。数字普惠金融的发展降低了交 易成本、改善了信息不对称、降低了信贷风险，提高了个体应对金融风险的管理能力，使信贷融资 水平不断提高，因而能够缓解相对贫困。此外，数字普惠金融使互联网使用成为可能，拓宽了居民 社会交往半径，并获得更多异质性社会网络资源，并刺激了居民对数字技能的需求，增加人力资本 积累，从而表现出数字普惠金融通过社会资本缓解居民主客观相对贫困。 基于上述研究结论，本文的政策含义如下： 第一，基于数字普惠金融有效缓解居民相对贫困的结论，本文认为应当积极探索相对贫困的 数字化治理路径，让数字赋能扶贫，利用大数据在返贫监测、相对贫困识别等维度的优势，建立相 对贫困治理动态预警机制。 第二，基于数字普惠金融在城乡、老年人和年轻人存在“数字鸿沟”的结论，本文认为应当推进 数字乡村振兴战略，让数字赋能乡村振兴，加大农村互联网基础设施投资，在 ５Ｇ基站等互联网基 建领域要适当向农村倾斜；同时改善老年人互联网使用环境，开展老年人智能手机使用、手机支 付、互联网理财等维度培训，让老年人享受到数字经济的红利，积极拥抱数字经济。 第三，本文认为数字普惠金融极大地改善了信贷融资环境，但由于存在“跟上琼斯效应”，反而 可能加剧低收入群体相对贫困。因此，要积极引导低收入群体的消费偏好，充分利用大数据动态 监测机制，限制存在攀比心理的人群过度借贷，陷入贫困状态，让数字经济成为相对贫困治理的一 把利刃。 第四，数字普惠金融有助于地域型社会资本转换为脱域型社会资本，但也打破了传统乡土社 会基于血缘、亲缘的社会网络，地域型社会资本的经济文化功能可能遭受到发展瓶颈，结合城乡间 本身就存在“数字鸿沟”，农村部分居民很可能返贫或发生新的贫困。因此，政府充分利用大数据 和数字网络技术，关注农村社会关系中的非正式制度安排，畅通农民社会交往渠道，防止贫困“自 我复制”。 参考文献： ［１］吴本健，罗玲，邓蕾．多样 化 种 植 与 农 村 相 对 贫 困 的 形 成 及 治 理 ［Ｊ］．华 南 师 范 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ），２０２１ （２）：１９－３１． ［２］王小华，韩林松，温涛．惠农贷的精英俘获及其包容性增长效应研究［Ｊ］．中国农村经济，２０２１（３）：１０６－１２７． ［３］ＴＯＷＮＳＥＮＤＰ．ＰｏｖｅｒｔｙｉｎｔｈｅＵｎｉｔｅｄＫｉｎｇｄｏｍ：ＡＳｕｒｖｅｙｏｆＨｏｕｓｅｈｏｌｄＲｅｓｏｕｒｃｅｓａｎｄＳｔａｎｄａｒｄｓｏｆＬｉｖｉｎｇ［Ｍ］．Ｕｎｉｖ ｏｆＣａｌｉｆｏｒｎｉａＰｒｅｓｓ，１９７９． ［４］陈宗胜，沈扬扬，周云波．中国农村贫困状况的绝对与相对变动———兼论相对贫困线的设定［Ｊ］．管理世界，２０１３ （１）：６７－７５． ［５］郭君平，谭清香，曲颂．进城农民工家庭贫困的测量与分析———基于“收入—消费—多维”视角［Ｊ］．中国农村经 济，２０１８（９）：９４－１０９． ［６］ＦＯＳＴＥＲＪ，ＧＲＥＥＲＪ，ＴＨＯＲＢＥＣＫＥＥ．ＡＣｌａｓｓｏｆＤｅｃｏｍｐｏｓａｂｌｅＰｏｖｅｒｔｙＭｅａｓｕｒｅｓ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ：Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ

７６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ｔｈｅＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃＳｏｃｉｅｔｙ，１９８４（３）：７６１－７６６． ［７］ＡＬＫＩＲＥＳ，ＦＯＳＴＥＲＪ．ＣｏｕｎｔｉｎｇａｎｄＭｕｌｔｉｄｉｍｅｎｓｉｏｎａｌＰｏｖｅｒｔｙＭｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｕｂｌｉｃＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１１ （７）：４７６－４８７． ［８］ＦＯＳＴＥＲＪＥ．ＷｈａｔｉｓＰｏｖｅｒｔｙａｎｄＷｈｏＡｒｅｔｈｅＰｏｏｒ？ＲｅｄｅｆｉｎｉｔｉｏｎｆｏｒｔｈｅＵｎｉｔｅｄＳｔａｔｅｓｉｎｔｈｅ１９９０ｓ：ＡｂｓｏｌｕｔｅＶｅｒｓｕｓ ＲｅｌａｔｉｖｅＰｏｖｅｒｔｙ［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１９９８（２）：３３５－３４１． ［９］ＳＴＡＲＫＯ，ＭＩＣＥＶＳＫＡＭ，ＭＹＣＩＥＬＳＫＩＪ．ＲｅｌａｔｉｖｅＰｏｖｅｒｔｙａｓａＤｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｏｆＭｉｇｒａｔｉｏｎ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ Ｐｏｌａｎｄ ［Ｊ］．ＥｃｏｎｏｍｉｃｓＬｅｔｔｅｒｓ，２００９（３）：１１９－１２２． ［１０］孙久文，夏添．中国扶贫战略与 ２０２０年后相对贫困线划定———基于理论、政策和数据的分析［Ｊ］．中国农村经 济，２０１９（１０）：９８－１１３． ［１１］李实．中国个人收入分配研究回顾与展望［Ｊ］．经济学季刊，２００３（２）：３７９－４０４． ［１２］陈钊，万广华，陆铭．行业间不平等：日益重要的城镇收入差距成因———基于回归方程的分解［Ｊ］．中国社会科 学，２０１０（３）：６５－７６． ［１３］马九杰．农业、农村产业结构调整与农民收入差距变化［Ｊ］．改革，２００１（６）：９２－１０１． ［１４］温涛，王小华，董文杰．金融发展、人力资本投入与缩小城乡收入差距———基于中国西部地区 ４０个区县的经验 研究［Ｊ］．吉林大学社会科学学报，２０１４（２）：２７－３６． ［１５］徐舒．技术进步、教育收益与收入不平等［Ｊ］．经济研究，２０１０（９）：７９－９２． ［１６］ＺＨＡＮＧＪ，ＧＩＬＥＳＪ，ＲＯＺＥＬＬＥＳ．ＤｏｅｓｉｔＰａｙｔｏｂｅａＣａｄｒｅ？ＥｓｔｉｍａｔｉｎｇｔｈｅＲｅｔｕｒｎｓｔｏｂｅｉｎｇａＬｏｃａｌＯｆｆｉｃｉａｌｉｎＲｕ ｒａｌＣｈｉｎａ，ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｏｍｐａｒａｔｉｖｅＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１２（３）：３３７－３５６． ［１７］张宁，张兵．农村非正规金融、农户内部收入差距与贫困［Ｊ］．经济科学，２０１５（１）：５３－６５． ［１８］刘魏，张应良．非农就业与农户收入差距研究———基于“离土”和“离乡”的异质性分析［Ｊ］．华中农业大学学报 （社会科学版），２０１８（３）：５６－６４． ［１９］张勋，万广华，张佳佳，何宗樾．数字经济、普惠金融与包容性增长［Ｊ］．经济研究，２０１９，５４（０８）：７１－８６． ［２０］王汉杰，温涛，韩佳丽．深度贫困地区 农 户 借 贷 能 有 效 提 升 脱 贫 质 量 吗？ ［Ｊ］．中 国 农 村 经 济，２０２０（８）：５４－ ６８． ［２１］杨伟明，粟麟，王明伟．数字普惠金融与城乡居民收入———基于经济增长与创业行为的中介效应分析［Ｊ］．上海 财经大学学报，２０２０（４）：８３－９４． ［２２］何宗樾，张勋，万广华．数字金融、数字鸿沟与多维贫困［Ｊ］．统计研究，２０２０，３７（１０）：７９－８９． ［２３］杨艳琳，付晨玉．中国农村普惠金融发展对农村劳动年龄人口多维贫困的改善效应分析［Ｊ］．中国农村经济， ２０１９（０３）：１９－３５． ［２４］张勋，万广华，郭峰．数字金融：中国经济发展的新引擎［Ｍ］．社会科学文献出版社，２０２１． ［２５］ＧＥＮＧＺ，ＨＥＧ．Ｄｉｇｉｔａｌｆｉｎａｎｃｉａｌｉｎｃｌｕｓｉｏｎａｎｄｓｕｓｔａｉｎａｂｌｅｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｃｏｕｎｔｒｉｅｓａｌｏｎｇｔｈｅｂｅｌｔａｎｄ ｒｏａｄ［Ｊ］．ＢｏｒｓａＩｓｔａｎｂｕｌＲｅｖｉｅｗ，２０２１（３）：３０７－３１６． ［２６］程惠霞．普惠金融发展新路径：赋权与使能双驱动［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０２０（５）：１５－２６． ［２７］ＣＡＲＯＬＩＥ，ＧＡＲＣＩＡＰＥＮＡＬＯＳＡＣ．ＲｉｓｋＡｖｅｒｓｉｏｎａｎｄＲｉｓｉｎｇＷａｇｅＩｎｅｑｕａｌｉｔｙ［Ｊ］．ＥｃｏｎｏｍｉｃｓＬｅｔｔｅｒｓ，２００２，７７ （１）：２１－２６． ［２８］张勋，杨桐，汪晨，万广华．数字金融发展与居民消费增长：理论与中国实践［Ｊ］．管理世界，２０２０（１１）：４８－６３． ［２９］ＦＩＥＬＤＳＧＳ，ＯＫＥＡ．ＴｈｅＭｅａｎｉｎｇａｎｄＭｅａｓｕｒｅｍｅｎｔｏｆＩｎｃｏｍｅＭｏｂｉｌｉｔｙ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＴｈｅｏｒｙ，１９９６ （２）：３４９－３７７． ［３０］申云．农户家庭收入流动水平的结构差异及其影响因素分析———基于“远亲”与“近邻”的视角［Ｊ］．经济理论 与经济管理，２０１６（６）：８８－１０１． ［３１］ＤＥＭＩＲＧＣＫＵＮＴＡ，ＫＬＡＰＰＥＲＬ．ＭｅａｓｕｒｉｎｇＦｉｎａｎｃｉａｌＩｎｃｌｕｓｉｏｎ：ＥｘｐｌａｉｎｉｎｇＶａｒｉａｔｉｏｎｉｎＵｓｅｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＳｅｒｖ ｉｃｅｓａｃｒｏｓｓａｎｄｗｉｔｈｉｎＣｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｊ］．ＢｒｏｏｋｉｎｇｓＰａｐｅｒｓｏｎＥｃｏｎｏｍｉｃＡｃｔｉｖｉｔｙ，２０１３（１）：２７９－３４０． ［３２］ＧＡＬＯＲＯ，ＭＯＡＶＯ．Ｆｒｏｍ ＰｈｙｓｉｃａｌｔｏＨｕｍａｎＣａｐｉｔａｌＡｃｃｕｍｕｌａｔｉｏｎ：ＩｎｅｑｕａｌｉｔｙａｎｄｔｈｅＰｒｏｃｅｓｓｏｆＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ［Ｊ］．ＴｈｅＲｅｖｉｅｗｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＳｔｕｄｉｅｓ，２００４，７１（４）：１００１－１０２６． ［３３］ＬＥＶＩＮＥＡＳ，ＦＲＡＮＫＲＨ，ＤＩＪＫＯ．ＥｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅＣａｓｃａｄｅｓ［Ｊ］．ＲｅｖｉｅｗｏｆＢｅｈａｖｉｏｒａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１４（１）：５５－ ７３． ［３４］ＳＥＮＩＫＣ．ＷｈｅｎＩｎｆｏｒｍａｔｉｏｎＤｏｍｉｎａｔｅｓＣｏｍｐａｒｉｓｏｎ：Ｌｅａｒｎｉｎｇｆｒｏｍ ＲｕｓｓｉａｎＳｕｂｊｅｃｔｉｖｅＰａｎｅｌＤａｔａ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ

第 ６期 刘　魏：数字普惠金融对居民相对贫困的影响效应 　　７７　 ＰｕｂｌｉｃＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００４（９）：２０９９－２１２３． ［３５］ＬＩＬ．ＦｉｎａｎｃｉａｌＩｎｃｌｕｓｉｏｎａｎｄＰｏｖｅｒｔｙ：ＴｈｅＲｏｌｅｏｆＲｅｌａｔｉｖｅＩｎｃｏｍｅ［Ｊ］．ＣｈｉｎａＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２０１８（１２）： １６５－１９１． ［３６］谢玉梅，夏璐．“隧道效应”还是“跟上琼斯效应”———基于社会互动视角的分析［Ｊ］．湖南大学学报（社会科学 版），２０２１（１）：６３－７１． ［３７］李婷．“熟人社会”中的农村阶层关系［Ｊ］．华南农业大学学报（社会科学版），２０１６（２）：６２－７１． ［３８］周广肃，梁琪．互联网使用、市场摩擦与家庭风险金融资产投资［Ｊ］．金融研究，２０１８（１）：８４－１０１． ［３９］谢家智，王文涛．社会结构变迁、社会资本转换与农户收入差距［Ｊ］．中国软科学，２０１６（１０）：２０－３６． ［４０］ＬＩＮＮ．ＳｏｃｉａｌＣａｐｉｔａｌ：ＡＴｈｅｏｒｙｏｆＳｏｃｉａｌＳｔｒｕｃｔｕｒｅａｎｄＡｃｔｉｏｎ［Ｍ］．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ：ＣａｍｂｒｉｄｇｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，２００２． ［４１］ＣＯＬＬＩＥＲＰ．ＳｏｃｉａｌＣａｐｉｔａｌａｎｄＰｏｖｅｒｔｙ：ＡＭｉｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃＰｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ［Ｍ］．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ：ＣａｍｂｒｉｄｇｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ， ２００２． ［４２］周晔馨，叶静怡．社会资本在减轻农村贫困中的作用：文献述评与研究展望［Ｊ］．南方经济，２０１４（７）：３５－ ５７． ［４３］郭云南，姚洋．宗族网络与农村劳动力流动［Ｊ］．管理世界，２０１３，（３）：６９－８１． ［４４］ＧＲＯＯＴＡＥＲＴＣ，ＯＨ ＧＴ，ＳＷＡＭＹＡ．Ｓｏｃｉａｌｃａｐｉｔａｌ，ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｗｅｌｆａｒｅａｎｄｐｏｖｅｒｔｙｉｎＢｕｒｋｉｎａＦａｓｏ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＡｆｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｅｓ，２００２（１）：４－３８． ［４５］杨晶，邓大松，申云．人力资本、社会保障与中国居民收入不平等———基于个体相对剥夺视角［Ｊ］．保险研究， ２０１９（６）：１１１－１２４． ［４６］黄云，任国强，周云波．收入不平等对农村居民身心健康的影响———基于 ＣＧＳＳ２０１５数据的实证分析［Ｊ］．农业 技术经济，２０１９（３）：２５－３７． ［４７］易行健，张波，杨汝岱，杨碧云．家庭社会网络与农户储蓄行为：基于中国农村的实证研究［Ｊ］．管理世界，２０１２ （５）：４３－５１． ［４８］檀学文．走向共同富裕的解决相对贫困思路研究［Ｊ］．中国农村经济，２０２０（６）：２１－３６． ［４９］田雅娟，刘强，冯亮．中国居民家庭的主观贫困感受研究［Ｊ］．统计研究，２０１９（１）：９２－１０３． ［５０］ＨＯＬＬ?ＮＤＥＲＨ．ＯｎｔｈｅＶａｌｉｄｉｔｙｏｆＵｔｉｌｉｔｙＳｔａｔｅｍｅｎｔｓ：ＳｔａｎｄａｒｄｔｈｅｏｒｙＶｅｒｓｕｓＤｕｅｓｅｎｂｅｒｒｙ′ｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏ ｎｏｍｉｃＢｅｈａｖｉｏｒ＆ Ｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎ，２００１（３）：２２７－２４９． ［５１］吕明阳，彭希哲，陆蒙华．互联网使用对老年人就业参与的影响［Ｊ］．经济学动态，２０２０（１０）：７７－９１． ＩｍｐａｃｔｏｆＤｉｇｉｔａｌＩｎｃｌｕｓｉｖｅＦｉｎａｎｃｅｏｎＲｅｌａｔｉｖｅＰｏｖｅｒｔｙ ＬＩＵＷｅｉ （ＲｅｓｅａｒｃｈＣｅｎｔｅｒｆｏｒＥｃｏｎｏｍｙｏｆＵｐｐｅｒＲｅａｃｈｅｓｏｆｔｈｅＹａｎｇｔｚｅＲｉｖｅｒ， ＣｈｏｎｇｑｉｎｇＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙａｎｄＢｕｓｉｎｅｓｓＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ４０００６７，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＢａｓｅｄｏｎｔｈｅｄａｔａｏｆｔｈｅＣｈｉｎａＦａｍｉｌｙＰａｎｅｌＳｔｕｄｉｅｓｆｒｏｍ２０１４ｔｏ２０１８，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｅｘａｍｉｎｅｓ ｔｈｅｉｍｐａｃｔａｎｄｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆｄｉｇｉｔａｌｉｎｃｌｕｓｉｖｅｆｉｎａｎｃｅｏｎｔｈｅｒｅｌａｔｉｖｅｐｏｖｅｒｔｙｏｆｕｒｂａｎａｎｄｒｕｒａｌｒｅｓｉｄｅｎｔｓ ｆｒｏｍｔｈｅｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆｉｎｃｏｍｅｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ．Ｔｈｅｓｔｕｄｙｆｏｕｎｄｔｈａｔｆｏｒｅｖｅｒｙ１％ ｉｎｃｒｅａｓｅｉｎｔｈｅｄｉｇｉｔａｌｉｎ ｃｌｕｓｉｖｅｆｉｎａｎｃｅｉｎｄｅｘ，ｔｈｅｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙｏｆｒｅｌａｔｉｖｅｐｏｖｅｒｔｙｏｆｒｅｓｉｄｅｎｔｓｄｅｃｒｅａｓｅｓｂｙ３．２％．Ｄｉｇｉｔａｌｉｎｃｌｕ ｓｉｖｅｆｉｎａｎｃｅｅｆｆｅｃｔｉｖｅｌｙａｌｌｅｖｉａｔｅｓｔｈｅｒｅｌａｔｉｖｅｄｅｐｒｉｖａｔｉｏｎｏｆｉｎｄｉｖｉｄｕａｌｓ．Ｔｈｅｒｅａｓｏｎｉｓｔｈａｔｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐ ｍｅｎｔｏｆｄｉｇｉｔａｌｉｎｃｌｕｓｉｖｅｆｉｎａｎｃｅｉｍｐｒｏｖｅｓｈｏｕｓｅｈｏｌｄｒｉｓｋｍａｎａｇｅｍｅｎｔｃａｐａｂｉｌｉｔｉｅｓ，ｅａｓｅｓｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎ ｓｔｒａｉｎｔｓａｎｄｐｒｏｍｏｔｅｓｔｈｅｅｘｐａｎｓｉｏｎｏｆｆａｍｉｌｙｓｏｃｉａｌｃａｐｉｔａｌ．Ｈｏｗｅｖｅｒ，ｔｈｅｓｔｕｄｙａｌｓｏｆｏｕｎｄｔｈａｔｄｉｆｆｅｒ ｅｎｃｅｓｅｘｉｓｔｏｎｔｈｅｐｏｖｅｒｔｙａｌｌｅｖｉａｔｉｏｎｅｆｆｅｃｔｂｅｔｗｅｅｎｕｒｂａｎａｎｄｒｕｒａｌｇｒｏｕｐｓａｎｄａｇｅｇｒｏｕｐｓ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ， ｅｎａｂｌｉｎｇｄｉｇｉｔａｌｅｍｐｏｗｅｒｍｅｎｔｔｏａｌｌｅｖｉａｔｅｐｏｖｅｒｔｙｉｓａｎｅｆｆｅｃｔｉｖｅｗａｙｔｏｃｏｎｔｒｏｌｒｅｌａｔｉｖｅｐｏｖｅｒｔｙ． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｄｉｇｉｔａｌｉｎｃｌｕｓｉｖｅｆｉｎａｎｃｅ；ｒｅｌａｔｉｖｅｐｏｖｅｒｔｙ；ｉｎｃｏｍｅｉｎｅｑｕａｌｉｔｙ；ｆａｍｉｌｙｓｏｃｉａｌｃａｐｉｔａｌ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） “非粮化”还是“趋粮化”：农地经营基本趋势辨析 赵晓峰ａ，刘子扬ｂ （西北农林科技大学 ａ．人文社会发展学院；ｂ．陕西省乡村治理与社会建设协同创新研究中心，陕西 杨凌 ７１２１００） 摘　要：“非粮化”与“趋粮化”是农业农村现代化进程中农地经营的两大趋势。在种植粮食作物或经 济作物的博弈中，各经营主体的资源禀赋、竞争能力及其收益差异，决定了经营模式的二元格局。较高 的比较收益和绝对收益，是 种 植 经 济 作 物、形 成 “非 粮 化 ”的 内 在 逻 辑；节 本 增 效、提 升 规 模 收 益，则 是 “趋粮化”的主要逻辑。此外，国家土地政策、农业机械化水平、社会化服务体系、农民家庭生计模式等 多重因素，共同影响种植行为的决策机制。“非粮化”抑或“趋粮化”，是各经营主体基于“经济理性”和 “生存理性”的综合考虑做出的理性选择。 关键词：农地经营模式；“非粮化”；“趋粮化”；种植行为 中图分类号：Ｆ３２１．１　　　　　文献标识码：Ａ　　　　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００７８－１０ 一、引言 在中国农村，农业生产要素资本化导致农村剩余劳动力不断向城镇市区转移，传统小农逐步 退出农业生产领域，卷入到全国劳动力市场配置之中。农民“离土离乡”的生活方式以及农业经营 “老龄化”、“女性化”的生产现状，进一步瓦解了传统小农“分田到户、精耕细作”的农业生产模式。 “谁来种地”和“怎样种地”已经成为我国农业经营发展研究的关键议题。为了应对农民“人地分 离”的新现象，国家对土地承包经营制度进行了重大改革。２０１３年中央“一号文件”指出，“引导农 村土地承包经营权有序流转，发展多种形式的适度规模经营。”国家试图通过土地制度改革，实行 三权分置，激活农村社会资本力量，合理配置农村资源要素，培育新型农业经营主体，发展适度规 模经营，从而构建村庄集体、承包农户、新型农业经营主体对土地权利的合作共享机制。然而，土 地流转和规模经营也引发了国家对农地利用“非粮化”的担忧。农地利用的“非粮化”甚至“非农 化”不仅挤压了小农户的收益空间，也威胁着我国的粮食安全。为此，２０１５年中央“一号文件”进 一步指出，“在确保土地公有制性质不改变、耕地红线不突破、农民利益不受损的前提下，审慎稳妥 推进农村土地制度改革。”２０２１年 ３月开始实施的《农村土地经营权流转管理办法》明确指出“不 得改变承包土地的所有权性质及其农业用途，制止耕地‘非农化’、防止耕地‘非粮化’”。由此可 见，尽管农地种植“非粮化”引起国家系列政策调整，然而“非粮化”现象至今仍在延续。 “非粮化”作为农业转型的新趋势，根本上是农户主体在既定的资源禀赋下追求最大化收益的 产物［１］１４５。但是，“非粮化”并非是一种恒定的常态，我国农地经营逐渐呈现出“非粮化”和“趋粮 化”并存的态势。“趋粮化”作为一种农地经营的新形态，具有其内在的生成逻辑和合理性。在我 国广大的农村地区，“半耕半工”的兼业户受家庭结构、生产成本、收入结构、生计模式等要素的影 响，偏好种植低看护成本的粮食作物。随着以国家高标准农田建设项目和土地平整项目为代表的 　 　收稿日期：２０２１－０６－１０　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００８ 　基金项目：国家社会科学基金重点项目（２０ＡＳＨ０１０） 　作者简介：赵晓峰（１９８１—），男，河南新野人，西北农林科技大学人文社会发展学院教授，主要研究方向为农业转 型。Ｅｍａｉｌ：ｚｘｆ１８１１１８＠ｎｗａｆｕ．ｅｄｕ．ｃｎ

第 ６期 赵晓峰，刘子扬：“非粮化”还是“趋粮化”：农地经营基本趋势辨析 　　７９　 公共项目的实施，以及农业生产机械化水平的提升和社会化服务体系的日趋完善，相当部分地区 的新型农业经营主体选择种植粮食作物，以获得稳定的经济收入。由此可见，实践中新生的农户 与 新 型 农 业 经 营 主 体 的 “趋 粮 化 ”行 动 ，与 政 策 上 担 忧 的 “非 粮 化 ”趋 势 形 成 农 地 经 营 上 的 二 元 悖论格局。 为进一步厘清农业经营主体土地经营模式的选择逻辑，本文试图对近年来国内关于农地经营 “非粮化”和“趋粮化”的研究成果进行简要分析，探讨顶层设计形塑的央地互动对于市场交易中的 农户、新型经营主体等从事农地经营具有何种影响；分析生产机械化、经营规模化和农户家计模式 变迁对于农地经营模式的形塑逻辑，从而揭示农地经营“非粮化”和“趋粮化”各自的生成机制。在 此基础上，依据农户主体自身的资源禀赋将其分为小农户和规模经营户两大种植主体，分析不同 类型农户的家庭经营逻辑，探讨未来农村改革的基本路径，从而为我国粮食安全、土地经营制度改 革提供决策参考。 二、农地“非粮化”趋势的形成机制 近年来政策支持下的新型农业经营主体培育和适度规模经营行动，逐步构建起新型农业经营 体系，推动着我国农业现代化驶入“快车道”。然而，在土地实现规模经营的过程中，却出现了“非 粮化”的种植现象，并呈现出国家、政府、农户的三方博弈态势［２］５９。 （一）国家顶层设计的政策空间 “人地均分”下的传统小农经营形式已与现代化农业发展难相适应。国家推动农地三权分置 改革，试图打破传统农业经营的格局，以构建现代化农业发展体系。农地三权分置改革的目的是， 依托土地经营流转实现土地要素与生产要素的合理配置，促进农业要素资源流动，提高资本和土 地的生产效率［３］，从而改变传统农业的弱势地位，实现现代意义上的“耕者有其田”［４］。 农地三权分置改革通过细化农地产权推动农村土地要素市场化流动和农地规模经营［５］，然而 该制度框架也提供了农地经营“非粮化”的行动空间。第一，承包权和经营权分离，为“非粮化”提 供了选择空间。从产权角度而言，农户以获得租金收益为代价，将种植决策权、田间管理权和产品 处置权部分或全部让渡给新型经营主体，从而为农地利用“非粮化”提供了选择空间［６］。第二，国 家支持和引导新型农业经营主体介入土地流转市场，为“非粮化”提供了利益空间。从配置主体角 度而言，国家推行三权分置改革，就是让农村剩余劳动力参与到全国劳动力市场的分工之中，让有 能力、有经验、有资本、有技术的新型农业经营主体投入到农地经营生产之中。然而，新型农业经 营主体不仅是经营者，也是投资者，提高土地收益效率，进行专业化、规模化生产，种植高经济作 物，从而实现收益最大化是其土地经营的根本目标［７］。第三，国家引导资本要素下乡，为“非粮化” 提供了机会空间。从要素配置角度而言，国家土地政策改革就是依托土地流转的经营形式实现土 地要素和生产要素的有机配置，从而解决农业生产资金少、融资难、盈利弱的现实问题。但是，在 国家引导资本下乡的过程中，形成了企业资本和社会资本对国家用地指标的抢占和争夺［８］７８。资 本下乡，对内压缩农户的种植决策空间，挤占农户耕地、排斥粮食生产，将种植经营风险转嫁给农 户［９］；对外控制农业产业链的各个环节，利用资本大规模种植经济作物或从事高附加值的非农产 业，从而导致“非粮化”甚至“非农化”现象［８］７９－８０。 （二）政府执行国家政策的行为偏差 地方政府在执行国家土地政策时，政治与行政的分离会产生与国家意志相偏离的实践行动。 中央土地制度的设计初衷是，通过土地流转激活农村社会资本活力，提高土地的利用率和生产率。 然而在政策执行的过程中，地方政府与合作社、企业等利益主体形成利益同盟的关系，使土地流转 具有了盈利竞争的性质，这在一定程度上扭曲了中央政府的政策初衷，从而产生了地方政府“非粮

８０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 化”倾向的执行偏差 。［１０］ 地方政府具有“政治人”和“经济人”的双重身份［２］６１，其行动逻辑既要确保国家粮食安全、稳 定耕地红线，又要推动农业现代化发展，发展适度规模经营，追求地方财政增长 。［１１］ 因此，地方政 府会对土地“非粮化”经营持默许甚至鼓励态度［１］１４４。首先，地方政府的政治考核压力。地方政府 为了提升政绩、完成上级指标考核［１２］，在流转实践中会出现违规违约、强迫流转等现象，从而放松 对农地利用“非粮化”甚至“非农化”的监管［１３］８０。其次，地方政府的经济获利动力。社会工商资本 投入土地经营，更偏好盈利空间较大的“非粮化”产业。地方政府在招商引资的过程中，会权衡国 家政策期望和土地经济效益，从而在一定程度上放宽对农地经营“非粮化”的比例管控，默许部分 承包经营主体种植经济作物来增加财政收入［１］１４３－１４４。最后，农地执法的现实难度。我国相关的政 策法规对土地用途规制较为模糊，缺乏对耕地种植结构的法律保护。农业政策和农地管理制度的 不完善、种植补贴对象与真实耕种主体不匹配、粮食补贴政策落实不到位等等，都增加了地方政府 管控农地经营“非粮化”的难度［１３］８８，［１４］。此外，农户对承包政策和程序缺乏了解、新型农业经营主 体监管不当、农地流转市场管理失衡、政府介入过度或服务供给不足、政府补贴政策和风险补偿机 制缺位等等［１３］８９－９０，［１５］，也会加剧“非粮化”的种植倾向。 （三）农户经营实践的理性选择 不同于国家和政府的行为逻辑，种植主体的逻辑是经济导向的，即实现个人（家庭）利益的最 大化。因此，无论是新型农业经营主体还是普通农户，其根本的行为导向都是将有限的劳动力、资 金、土地等要素投入到可以获得更高绝对收益和相对收益的行业或领域［１６］。 农地经营者作为理性人，将 农 地 “非 粮 化 ”是 其 面 对 市 场、租 金、合 约 等 压 力 的 必 然 结 果。 第 一，“非粮化”经营具有更高的经济收益。为了获得更高的农地经营收益，农户会选择种植果蔬、生 鲜、花卉等经济作物，或种植菌菇、茶叶、药材、果树等特色作物，甚至将农地改造成农家乐、厂房等 非农设施［１７］。第二，土地承包成本较高，粮食经营风险较大，“非粮化”是农户获取收益的有效保 障。首先，成本压力迫使农户选择种植高经济作物。随着土地租金、种子、化肥、农药、机械设备、 劳工人力等种植成本的不断攀升，承包方种植经济作物能够保障其土地收益、实现利益最大化［１８］。 其次，风险考虑驱使农户选择收益周期较短的经济作物。粮食种植生产周期长、融资渠道少、市场 价格较低，小规模的种植收益难以抵消其高额的种植成本［１９］７。普通农户自身抗风险能力较弱、家 庭经济能力较差，难以通过规模化种植大田作物来规避市场风险，因而种植收益更高的经济作物 是其适应农业市场的理性选择。第三，流转双方的利益博弈也会导致一定程度的“非粮化”。盈利 性是转入方和转出方的首要利益考量。转出方基于“短期协议”以及“租金比价”的利益考量，会倒 逼各转入主体必须抢占土地市场，从事生产周期短，获利快的经济作物，方能获得流转信任续约土 地协议，稳定长期种植收益［１３］８７－８８。第四，土地流转过程不合规为农地利用“非粮化”提供了契机。 我国土地流转过程不合规，流转渠道不畅通，导致农村短期协议、私下协议和口头协议成为土地流 转的常态［１３］８６。企业和社会资本利用流转协议的漏洞，靠投机行为套取国家政策补贴和用地指标 而非致力于农业增收获利，从而加剧土地“非粮化”甚至“非农化”的经营风险。 三、农地“趋粮化”趋势的形成机制 随着市场化改革的推进、农业机械化水平的提升和种植补贴政策的引导，我国农业种植结构 并非单一的静态结构，而是处于“非粮化”和“趋粮化”的动态调适之中。改革开放以来，我国粮食 耕种面积呈长期下降趋势，种植结构呈现出明显的“非粮化”态势。自 ２００４年以后，种植结构逐渐 凸显出“趋粮化”的特征，具有明显的时间门槛节点［１９］３－５。“趋粮化”作为一种农地经营的新趋势， 是农户生产经营模式升级和家庭生计模式变迁共同作用下的产物。

第 ６期 赵晓峰，刘子扬：“非粮化”还是“趋粮化”：农地经营基本趋势辨析 　　８１　 （一）农业机械化推动农地经营“趋粮化” 目前，我国农作物综合机械化率已经超过 ７０％，机械力代替传统的人力和畜力成为了农业生 产的主导力量。农业技术装备和高标准农田的建设，为我国农产品有效供给和稳定粮食生产提供 了关键的技术保障，在我国粮食产业乃至农业高质量发展等方面都发挥着重要的压舱石作用。 农业机械化能够有效助力农户节本增效、降低农业生产成本，破解农业收入天花板难题。第 一，机械化要素对劳动力要素的替代效应，有效改善了我国农业劳动力弱质化困境。农村劳动力 外流和非农化就业以及“３８６１９９部队”所产生的空心村现状，导致我国农业劳动力供给严重不足。 机械化“全程”作业，可以覆盖粮食生产从播种、耕地、松土、施肥、灌溉到收割、剥粒、晾晒的全部过 程，有效弥补了农业生产劳动力的供给缺口，推动农业经营主体选择种植全程机械化技术更为生 熟的粮食作物［２０］。第二，农业机械跨区域作业为农户提供了粮食种植的获利空间。我国的农村市 场已经形成“农民购买服务，农机跨区作业”的生产性服务道路［２１］。农业机械跨区域作业带来的 空间溢出效应可以保证农户在高度细碎化的土地要素安排下，利用区域闲置的农机设备实现农业 机械化水平的提升，保 证 农 业 产 出 稳 定 增 长 的 同 时，降 低 农 业 劳 动 成 本、提 升 地 力，实 现 种 植 获 利［２２］。第三，机械化服务有利于统筹农业资源，实现规模效益。机械化服务供给有效释放农村剩 余劳动力，改善传统“内卷化”和“过密化”的耕种模式［２３］，促进土地、技术和劳动力要素的合理配 置，提高土地利用率和生产率，实现规模效益 。［２４］ 第四，粮食种植与机械化服务具有高度的契合 性。相比于劳动力密集、人工操作难以被机械替代、机械化应用成本较高的经济作物，粮食作物具 有更成熟的机械化技术和社会化服务技术。无论是购买机械化服务还是进行土地托管生产，粮食 生产作业都更容易发挥机械化要素的替代效应，具有明显的“配置优势”［２５－２６］。 （二）土地规模经营推动农地经营“趋粮化” 单一的机械化因素并不能完全解释成本压力下“趋粮化”的社会现实。实际上，我国粮食生产 是沿着劳动节约型技术与土地节约型技术并重发展的路径演进的［２７］。机械化对劳工的节省效力 与规模化对土地资源的节省效力是同步推进的。一些学者发现耕地“非粮化”比率与土地承包规 模呈倒“Ｕ”型分布［２８］。即随着农户承包面积的不断扩大，种植粮食类作物比例呈现先降低后抬升 的趋势，存在明显的规模经营门槛［２９］６８－７０。并且根据种植地区和种植主体的不同，规模经营的门 槛界限也有所变化。总之，土地规模经营推动种植结构由“非粮化”向“趋粮化”转型。 在农业社会化服务发展不足和农业劳动力供给充沛的条件下，农地小规模耕种更契合“非粮 化”的经营模式。但当农地经营规模超过农户劳动力的耕种能力时，种植结构将呈现“趋粮化”倾 向［３０］５１。具体而言，在要素流动不足的农业经营环境中，农户家庭劳动力能够满足自身土地经营需 求，不存在农业劳动力的刚性约束。家庭劳动力足以供给既有的农田耕种，农户倾向于通过土地 流转的方式将剩余劳动力投入到规模经营或者种植劳动密集型的经济作物，从而提高土地产出率 和农业生产总值，由此产生农业种植 “非粮化”的现象［３０］４１－４２。然而，当种植规模超过一定的门槛 规模时，既有的家庭劳动力资源难以满足大规模经济作物的种植需求，农业劳动力刚性约束增加， 种植经济作物边际收益降低，耕种成本大幅提高。以机械力代替人力劳动成为农业规模经营的必 然趋势，粮食种植将会获得更大的规模效应［３０］４５－４６，［３１］。因此，经营规模扩大对种植结构变化的影 响是非线性的，具有门槛效应：当劳动经营规模低于成本门槛时，农户倾向于扩大规模种植“非粮 化”作物；当劳动经营规模突破成本门槛时，农户为了降低高额的劳工成本，种植结构呈现出“趋粮 化”的特征 。［２９］７３ （三）农户家计模式变迁推动农地经营“趋粮化” 所谓家计模式，是指一个家庭用以维持生存和发展的主导方式［３２］，主要包括农民的劳动力配 置和家庭经营模式两个部分。从劳动力配置角度而言，农户已从劳动力密集型投入的生产模式，

８２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 转向劳动力和资本要素双重投入的生产模式；从家庭经营模式角度而言，农户从单一的农业经营 模式，转向务工、务农相结合的分工经营模式。农户家计模式的变迁进一步推动了农户土地经营 的“趋粮化”选择。 第一，劳动力和资本要素双重投入的生产模式，驱使农户选择粮食种植。农户经营土地已经 不再是传统精耕细作的劳作模式，而是根据自身的土地规模从市场上雇佣劳动力或者购买机械 化、社会化服务来从事农田耕作活动［３３］８６。农地经营者通过追加资本要素的投入，为其粮食种植提 供获利空间。一方面，资本要素投入具有经济效应。农户可以通过资本要素和劳动力要素的双重 投入，削减劳动力种植成本，提高土地生产率，实现利益最大化。另一方面，资本要素投入具有溢 出效应。社会服务组织提供的规模化和机械化服务，为普通农户提供了农机设施和生产服务的供 给保障，能够带动小农户也投入到“趋粮化”的生产之中。第二，务工、务农相结合的分工经营模 式，驱使农户选择粮食种植。虽然非农收入成为普通农户的主要收入来源，但是务农经营仍然在 农户的家庭生计中发挥着重要作用。首先，小农户受自身生产禀赋的限制，更倾向于种植粮食作 物。小农户家庭劳动力充足自给，土地规模较小基本满足家庭成员的口粮需求，农户土地经营活 动通常不以商业化、盈利化为导向［３４］１３６。口粮供给为农户进城生活提供了一定的物质保障，减少 了农户入城务工的生活开支和饮食开支［３５］。其次，小农户家庭收益在农业之外，务农劳动强度最 小化是其农地经营的基本逻辑。伴随农业生产外包服务市场的日益成熟，小农户逐渐卷入“半耕 半工”的分工经济之中，节约农业劳动力成为保障家庭总体收益的“优先”参考因素。由此可见，家 计模式的变迁，驱使普通农户放弃单一的种植收益而选择“种粮 ＋务工”的分工模式，以实现多渠 道增收 。［３６］ 四、二元选择悖论中的农民理性 综合前文论述，农地经营“非粮化”和“趋粮化”均有其自身的形成机制，构成二元选择悖论格 局。无论是新型农业经营主体还是普通农户都会面临农地经营的二元选择，无论是农地经营“非 粮化”还是 “趋 粮 化 ”都 是 农 地 经 营 者 在 一定限制因素下的理性选择。影响农户 种植决策的因素很多，学界多 从 土 地 禀 赋、家庭禀赋、户主特征、收入结构、政策 因素、种植习性这六个因素来分析农户种 植结 构 的 选 择 倾 向 。［３４］１３４，［３７］２７ 为 此，本 文综合学界已有的分类研究，将农户主体 划分为规模经营户和小农户两大类，从影 响家庭生计的两个方向，即“生产收益最 大化”和“生产成本最小化”，对种植主体 图 １　种植主体的种植逻辑图 进行分类分析。探讨不同类型的农户在 其各自的资源禀赋中，如何做出理性的种 植选择。具体分析如图 １： （一）小农户的种植逻辑 大国小农是我国的基本国情，农民已经不被束缚在土地之上转而投入到社会分工体系之中， 具有“社会化小农”的特质［３８］。如今，精耕细作的传统小农逐渐转型成为兼业户和脱农户，并具有 新的价值理性。众多学者认为，我国的农民理性是一种有限理性，是经济理性和生存理性的有机 结合。农户的生计盈利与家庭风险规避是解释其种植行为的两个重要依据 。［３９－４０］

第 ６期 赵晓峰，刘子扬：“非粮化”还是“趋粮化”：农地经营基本趋势辨析 　　８３　 我国小农户的种植逻辑倾向于“趋粮化”种植，究其原因主要是非农就业机会的增加和外出务 工收入的上涨，导致农业退居为一种“副业”而存在 。［３３］８７ 对于兼业户而言，“趋粮化”经营是其收 益最大化的生计策略。第一，兼 业 户 种 植 规 模 较 小，种 植 行 为 保 持 “自 雇 ”特 征，农 地 转 入 意 愿 较 低。“农忙种粮，农闲务工”的兼业状态，让农户更倾向于选择种植成本较低、经营压力较小的粮食 作物，从而将有限劳动力投入到收入更高的务工领域［３７］３１。第二，粮食种植为兼业户进城务工提供 了“退路空间”。兼业户多为小农户群体，自身抗风险能力较低，对土地依赖性较强，具有“自耕自 足”的种植习惯，土地是小农户进城兼业的退路空间［４１］７－８。一方面，城市生活成本较高，粮食种植 可以有效满足小农家庭对口粮的需求，从而节省城市消费的支付成本，为农民进城兼业提供生活 保障［２０］；另一方面，以代际分工为基础的“半耕半工”的兼业状态，驱使农户倾向于选择粮食用途 的土地流转，从而保持地力以便城市就业不利时回村务农。第三，农民优质的务工条件和务农保 障进一步强化了其“趋粮化”的种植倾向。近年来，我国农田基础设施逐渐完备、务工务农往返便 利、农业市场稳定、机械化服务日益完善、社会化服务供给充足、土地产权日趋明晰、种植补贴政策 优厚、粮食收购政策发展稳定等等［４３］。这些优质的务工和务农条件进一步强化了兼业户的种粮意 愿。 与兼业户略有不同，脱农户多将土地流转经营或者撂荒处置。脱农户由于自身的农业资源禀 赋更为稀缺，家庭劳动力全部进入非农领域就业，对农地收入的依赖程度非常低，农地只作为其未 来的生计保障和生活退路［４４］。因此，脱农户多将土地流转经营，完全承包给合作社、企业、托管机 构或其他经营主体进行耕种，从中获取地租收益。如果土地流转收益有限而交易成本较高的话， 脱农户宁愿选择撂荒土地 。［４２］６－７ （二）规模经营户的种植逻辑 依据土地经营规模不同，规模经营户可以划分为中坚农户和农场类农户，两者都会对土地投 入大量的资本要素和劳动力要素。中坚农户，一般指土地经营面积在 １０～５０亩之间的农业经营主 体，种植规模显著 小 于 家 庭 农 场 的 种 植 规 模，但 又 区 别 于 传 统 小 农 经 营 具 有 适 度 规 模 经 营 的 性 质［４５］。农场类农户规模一般在 １００～５００亩之间，主要依靠家庭劳动力并辅助性地购置雇工和机 械化服务从事农田种植活动［３３］８６。相比于小农家庭经营，规模经营更趋经济理性和风险理性，以利 益最大化为优先原则，遵循随土地产出率而调整种植规模比例的价值规律 。［４５］ 规模经营户的种植逻辑极具逐利性，无论是种植粮食作物还是经济作物，其根本目的都是通 过扩大农地规模使之达到经济可持续性的种植规模底线。主流的农业生产理论认为，生产者的平 均成本曲线呈现“Ｕ”型或者“Ｌ型”分布，即随着经营规模的扩大，平均成本呈现先下降后上升的趋 势或者平均成本曲线下降并维持在较低水平［４７］。因此，规模经营具有明显的最优收益规模节点， 并且由于粮食作物与经济作物的经营特征差异，让不同作物的最优经济规模不尽相同［４８］５。规模 经营的最优节点与当地劳均年可支配收入和农地经营形式密切相关。根据国家统计局和学者实 地调研的数据显示，２０２０年我国农村居民人均可支配收入为 １７１３１元，全国粮食单位面积产量约 为 ５７３４公斤 ／公顷（３８２公斤 ／亩），每公斤粮食作物的净收入约为 １３元［４９］。经计算，平均每亩地 的粮食净收入约为 ５００元，那么粮食经营户必须种植 ３０亩地左右方可与我国农村居民人均可支配 收入持平。此外，农地经营形式也会影响规模经营的最优节点。中坚农户往往利用村内熟人关系 进行土地流转，土地流转费用普遍较低，且经营规模较小，家庭劳动力足以实现自耕自种，无需支 付额外的劳工成本。因此，中坚农户家庭经营土地规模在大宗粮食作物产区，一般不低于 ２０亩方 可突破经济短板，如果经营规模不超过 １５亩农户更倾向于种植水果、蔬菜、花卉等经济作物以获 取最大收益。而对于农场类农户来说，土地流转成本、劳工雇佣成本、机械化投入成本明显更高， 因而大田种植的最优规模也会随之上升。由此可见，农户小规模的种粮收益不如将等量劳动力投

８４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 入到务工领 域 或 者 经 济 作 物 领 域，经 营 规 模 不 足 导 致 的 收 益 短 板 让 农 户 不 会 去 选 择 种 植 粮 食［４８］８－９。在综合考虑利润最大化和成本最小化的前提下，中坚农户的粮食经营最优规模大致应 在 ２０～５０亩，而农场类农户的粮食经营最优规模大致在 １００～２００亩的区间内［５０］。如果农户实际 经营规模小于粮食经营的最优规模，农户更倾向于种植经济类作物；如果农户实际经营规模大于 粮食经营的最优规模，单一的粮食经营难以再扩大规模经济效益，扩大经营规模未必可以带来粮 食增产增收，甚至会面临因雇工监管缺失、经营管理不善等带来的生产效率低下问题。因此，当单 一的粮食规模经营未必会实现规模经济时，农场类农户为了保障充足的比较收益，更倾向于选择 “粮食 ＋经济”的多元化混搭经营模式，寻找粮经结合的最佳点，增加收入稳定性。 综上所述，随着承包面积的扩大，劳动力、土地等成本要素逐渐显性化，经营主体的盈利目标 越发趋利化，经营户的种植倾向呈现出由“单一化”向“多元化”、由“非粮化”向“趋粮化”过渡的特 征。归纳总结如表 １： 表 １　不同农户主体的种植逻辑表 小农户 规模经营户 脱农户 兼业户 中坚农户 农场类农户 家庭生计策略 种植逻辑 家庭劳动强度最小化 家庭经营收益最大化 影响种植结构 土地禀赋 土地规模小；细碎化程度高 土地规模大；流转土地多 的因素 家庭禀赋 劳动资源较少；劳动力结构老龄化、女 雇佣劳动资源充足；劳动力结构较为 性化；农业劳动力文化水平较低；机械 年轻；农业劳动力文化水平较高；机械 化水平较低，社会服务购买能力较弱 化水平较高，社会服务购买能力较强 经营方式 撂荒；流转经营 自耕；土地托管 家庭规模经营 收入结构 务工收入 务工为主，务农为辅 种植经营收入 政策因素 就业政策 就业政策；种植补 种植补贴政策；新型农业经营主体扶 种植习性 非农经营 贴政策 持政策 生产收益 非农就业 粮食经营 最大化 半耕半工 单一化经营 混搭经营 生产成本 流转经营 种植结构调整 最小化 粮经结合最佳点的规模经营 的逻辑 社会化服 承包给合作社、企 务支持 业、托管机构 种植粮食、土地托管 标准化种植，统一耕种收 购买社会化服务 购买机械化、社会化服务节约种植成 提供务工就业的 本 空间 五、结论与讨论 “非粮化”与“趋粮化”是两种并行共存的种植倾向，在农户经营模式和国家农地政策调整中扮 演着重要角色。国内既有研究致力于分析土地经营效益以及由此伴生的“非粮化”和“趋粮化”的 农业经营模式，且研究者已然自觉地关注社会化服务水平对农地经营类型的影响。在此基础上， 本文进一步发现，无论是经济理性的生产收益最大化，还是生存理性的生产成本最小化的生计策 略以及由此形塑的不同家庭经营模式，都是农户基于自身的资源禀赋和社会化服务的供给水平做 出的理性种植选择。 首先，“非粮化”是国家、政府、农户三方利益博弈下的客观产物。国家三权分置改革的顶层设 计为“非粮化”提供了利益空间；政府的“双重身份”和工商资本的介入为非粮化提供了操作空间； 经济导向的农户主体，选择“非粮”种植是其适应市场经济的理性选择。其次，农业现代化转型过

第 ６期 赵晓峰，刘子扬：“非粮化”还是“趋粮化”：农地经营基本趋势辨析 　　８５　 程产生了“趋粮化”的新生趋势。“趋粮化”与规模化和机械化具有高度的契合性，农业机械跨区域 作业和规模经营为粮食种植提供了充足的获利空间。并且机械化和规模化的溢出效应，将进一步 带动小农户种植粮食类作物。最后，在“非粮化”和“趋粮化”的二元选择悖论中，农户无论选择何 种经营方式，都是根据其自身的生计策略做出的理性选择。其中，小农户遵循劳动强度最小化原 则，倾向于选择粮食种植，实现非农就业收益最大化。规模经营户遵循家庭经营收益最大化原则， 依据自身的资源禀赋和经营规模，呈现出“非粮化”向“趋粮化”、“单一化”向“多元化”的过渡形 态。土地托管、农机服务供给、社会化服务支持均对提升农户种植积极性具有显著作用，并且有助 于促进大规模的农场户种植粮食作物，实现规模效益。 农业现代化背景下，粮食安全与农民增收是同步进行的。要保障粮食安全，就一定要让农民 种粮有利可图，激发农民种粮的主动性和积极性，还要为农民提供务工就业空间和进城退路空间。 为此，我国农业政策应该更好地为农户提供种植服务，实现小农户与现代农业的有机衔接。首先， 应当转变政府和社会化服务主体的角色定位，提供优质便捷的农业机械化服务和土地托管等社会 化服务，从而弥补农村劳动力流失缺口，降低农户土地经营成本。其次，引导社会资本有序进入农 业经营环节，减少市场风险和投机风险，完善土地流转政策和种植补贴政策，实施精准补贴，规范 土地流转市场，为不同农户主体营造强有力的生产经营环境。最后，对于“非粮化”产生的粮食安 全风险不必过分担忧，我国的粮食安全制度不能对规模经营进行强压，而是在保障一定种植收益 的前提下，保障种粮的生产能力和复耕的缓冲空间，确保“藏粮于地，藏粮于技”。 参考文献： ［１］武舜臣，于海龙，储怡菲．农业规模经营下耕地“非粮化”研究的局限与突破［Ｊ］．西北农林科技大学学报（社会 科学版），２０１９（３）． ［２］张华泉，王淳．乡村振兴背景下土地流转用途规制可有效抑制“非粮化”倾向吗？———基于三方动态博弈的视 角［Ｊ］．四川师范大学学报（社会科学版），２０２０（３）． ［３］陈朝兵．农村土地“三权分置”：功能作用、权能划分与制度构建［Ｊ］．中国人口·资源与环境，２０１６（４）． ［４］肖卫东，梁春梅．农村土地“三权分置”的内涵、基本要义及权利关系［Ｊ］．中国农村经济，２０１６（１１）：１７－２９． ［５］孙德超，周媛媛．农村土地“三权”分置面临的现实困境、政策供给体系及其保障措施［Ｊ］．经济问题，２０２０（１）： ７９－８６＋１０２． ［６］赵鲲，刘磊．关于完善 农 村 土 地 承 包 经 营 制 度 发 展 农 业 适 度 规 模 经 营 的 认 识 与 思 考 ［Ｊ］．中 国 农 村 经 济，２０１６ （４）：１２－１６＋６９． ［７］洪银兴，王荣．农地“三权分置”背景下的土地流转研究［Ｊ］．管理世界，２０１９（１０）：１１３－１１９＋２２０． ［８］周飞舟，王绍琛．农民上楼与资本下乡：城镇化的社会学研究［Ｊ］．中国社会科学，２０１５（１）：６６－８３＋２０３． ［９］涂圣伟．工商资本参与乡村振兴的利益联结机制建设研究［Ｊ］．经济纵横，２０１９（３）：２３－３０． ［１０］赵晓峰，付少平．多元主体、庇护关系与合作社制度变迁———以府城县农民专业合作社的实践为例［Ｊ］．中国农 村观察，２０１５（２）：２－１２＋９４． ［１１］陈坤秋，龙花楼，马历，等．农村土地制度改革与乡村振兴［Ｊ］．地理科学进展，２０１９（９）：１４２４－１４３４． ［１２］薛选登，张一方．产粮大县耕地“非粮化”现象及其防控［Ｊ］．中州学刊，２０１７（８）：４０－４５． ［１３］郭金丰．乡村振兴战略 下 的 农 村 土 地 流 转：市 场 特 征、利 益 动 因 与 制 度 改 进———以 江 西 为 例 ［Ｊ］．求 实，２０１８ （３）． ［１４］匡远配，刘洋．农地流转过程中的“非农化”、“非粮化”辨析［Ｊ］．农村经济，２０１８（４）：１－６． ［１５］张藕香．农户分化视角下防止流转土地“非粮化”对策研究［Ｊ］．中州学刊，２０１６（４）：４９－５４． ［１６］罗丹，李文明，陈洁．种粮效益：差异化特征与政策意蕴———基于 ３４００个种粮户的调查［Ｊ］．管理世界，２０１３ （７）：５９－７０． ［１７］檀竹平，洪炜杰，罗必良．农业劳动力转移与种植结构“趋粮化”［Ｊ］．改革，２０１９（７）：１１１－１１８．

８６ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ［１８］高启杰．在乡村振兴背景下审视农业与农村发展［Ｊ］．新疆师范大学学报（哲学社会科学版），２０１９（３）：５２－ ６３＋２． ［１９］罗必良，张露，仇童伟．小农的种粮逻辑———４０年来中国农业种植结构的转变与未来策略［Ｊ］．南方经济，２０１８ （８）：１－２８． ［２０］朱满德，张梦瑶，刘超．农业机械化驱动了种植结构“趋粮化”吗［Ｊ］．世界农业，２０２１（２）：２７－３４＋４４． ［２１］孔祥智，周振，路玉彬．我国农业机械化道路探索与政策建议［Ｊ］．经济纵横，２０１５（７）：６５－７２． ［２２］伍骏骞，方师乐，李谷成，等．中国农业机械化发展水平对粮食产量的空间溢出效应分析———基于跨区作业的 视角［Ｊ］．中国农村经济，２０１７（６）：４４－５７． ［２３］焦长权，董磊明．从“过密化”到“机械化”：中国农业机械化革命的历程、动力和影响（１９８０～２０１５年）［Ｊ］．管 理世界，２０１８（１０）：１７３－１９０． ［２４］郑旭媛，徐志刚．资源禀赋约束、要素替代与诱致性技术变迁———以中国粮食生产的机械化为例［Ｊ］．经济学 （季刊），２０１７（１）：４５－６６． ［２５］杨钰蓉，何玉成，李兆亮．中国粮食生产中不同类型技术要素投入的时空分异与影响因素［Ｊ］．长江流域资源与 环境，２０１９（７）：１５６３－１５７４． ［２６］罗必良，江雪萍，李尚蒲，等．农地流转会导致种植结构“非粮化”吗［Ｊ］．江海学刊，２０１８（２）：９４－１０１＋２３８． ［２７］耿宇宁，刘婧．劳动力转移与技术进步对粮食产量的门槛效应分析［Ｊ］．经济问题，２０１９（１２）：９６－１０３． ［２８］陈菁，孔祥智．土地经营规模对粮食生产的影响———基于中国十三个粮食主产区农户调查数据的分析［Ｊ］．河 北学刊，２０１６（０３）：１２２－１２８． ［２９］毕雪昊，周佳宁，邹伟．家庭劳动力约束下经营规模对农户种植结构选择的影响 ［Ｊ］．中国土地科学，２０２０ （１２）． ［３０］罗必良，仇童伟．中国农业种植结构调整：“非粮化”抑或“趋粮化”［Ｊ］．社会科学战线，２０１８（２）． ［３１］周振，孔祥智．农业机械化对我国粮食产出的效果评价与政策方向［Ｊ］．中国软科学，２０１９（４）：２０－３２． ［３２］田先红．家计模式、贫困性质与精准扶贫政策创新———来自西南少数民族地区 Ｓ乡的扶贫开发经验［Ｊ］．求索， ２０１８（１）：１２４－１３１． ［３３］赵晓峰，孙新华，张建雷．家庭经营的弹性结构与渐进的中国农业现代化实践［Ｊ］．西北农林科技大学学报（社 会科学版），２０１９（６）：８３－９２． ［３４］何蒲明．农民收入结构变化对农民种粮积极性的影响———基于粮食主产区与主销区的对比分析［Ｊ］．农业技 术经济，２０２０（１）． ［３５］孙新华．土地流转与农户家计：两种流转模式的比较———基于江西省 Ｔ村的实证调查［Ｊ］．贵州社会科学，２０１２ （４）：７７－８３． ［３６］李谷成，李烨阳，周晓时．农业机械化、劳动力转移与农民收入增长———孰因孰果？［Ｊ］．中国农村经济，２０１８ （１１）：１１２－１２７． ［３７］张藕香，姜长云．不同类型农户转入农地的“非粮化”差异分析［Ｊ］．财贸研究，２０１６（４）． ［３８］徐晓鹏．小农户与新型农业经营主体的耦合———基于中国六省六村的实证研究［Ｊ］．南京农业大学学报（社会 科学版），２０２０（１）：６２－６８． ［３９］马良灿．理性小农抑 或 生 存 小 农———实 体 小 农 学 派 对 形 式 小 农 学 派 的 批 判 与 反 思 ［Ｊ］．社 会 科 学 战 线，２０１４ （４）：１６５－１７２． ［４０］江激宇，张士云，李博伟，等．种粮大户扩大农地规模意愿存在盲目性吗？［Ｊ］．中国人口·资源与环境，２０１６ （８）：９７－１０４． ［４１］贺雪峰．保护小农的农业现代化道路探索———兼论射阳的实践［Ｊ］．思想战线，２０１７（２）：１０１－１１１． ［４２］桂华．新时代我国“三农”政策中的十对辩证关系———乡村发展的战略与策略［Ｊ］．北京工业大学学报（社会科 学版），２０１９（６）． ［４３］仇童伟，罗必良．种植结构“趋粮化”的动因何在？———基于农地产权与要素配置的作用机理及实证研究［Ｊ］． 中国农村经济，２０１８（２）：６５－８０． ［４４］刘闯，仝志辉，陈 传 波．小 农 户 现 代 农 业 发 展 的 萌 发：农 户 间 土 地 流 转 和 三 种 农 地 经 营 方 式 并 存 的 村 庄 考

第 ６期 赵晓峰，刘子扬：“非粮化”还是“趋粮化”：农地经营基本趋势辨析 　　８７　 察———以安徽省 Ｄ村为个案分析［Ｊ］．中国农村经济，２０１９（９）：３０－４７． ［４５］谭林丽，孙新华．当前农业规模经营的三种路径［Ｊ］．西南大学学报（社会科学版），２０１４（６）：５０－５６． ［４６］武舜臣，刘晨曦．再议规模经营中的粮食安全问题：争议回应与政策启示［Ｊ］．西北农林科技大学学报（社会科 学版），２０２０（６）：８０－８７． ［４７］张晓恒，周应恒，严斌剑．农地经营规模与稻谷生产成本：江苏案例［Ｊ］．农业经济问题，２０１７（２）：４８－５５＋２． ［４８］何秀荣．关于我国农业经营规模的思考［Ｊ］．农业经济问题，２０１６（９）． ［４９］李文明，罗丹，陈洁，等．农业适度规模经营：规模效益、产出水平与生产成本———基于 １５５２个水稻种植户的调 查数据［Ｊ］．中国农村经济，２０１５（３）：４－１７＋４３． ［５０］罗丹，李文明，陈洁．粮食生产经营的适度规模：产出与效益二维视角［Ｊ］．管理世界，２０１７（１）：７８－８８． “ＮｏｎＧｒａｉｎ”ｏｒ“ＧｒａｉｎＯｒｉｅｎｔｅｄ”： ＡｎＡｎａｌｙｓｉｓｏｆＴｒｅｎｄｏｆＦａｒｍｌａｎｄＭａｎａｇｅｍｅｎｔ ＺＨＡＯＸｉａｏｆｅｎｇａ，ＬＩＵＺｉｙａｎｇｂ （ａ．ＣｏｌｌｅｇｅｏｆＨｕｍａｎｉｔｉｅｓ＆ ＳｏｃｉａｌＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ；ｂ．ＣｏｌｌａｂｏｒａｔｉｖｅＩｎｎｏｖａｔｉｏｎＲｅｓｅａｒｃｈＣｅｎｔｅｒｏｆＲｕｒａｌＧｏｖｅｒｎａｎｃｅ ａｎｄＳｏｃｉａｌＣｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｏｆＳｈａａｎｘｉＰｒｏｖｉｎｃｅ，ＮｏｒｔｈｗｅｓｔＡ＆ＦＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＹａｎｇｌｉｎｇ７１２１００，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：“Ｎｏｎｇｒａｉｎ” ａｎｄ“ｇｒａｉｎｏｒｉｅｎｔｅｄ” ａｒｅｔｗｏｍａｊｏｒｔｒｅｎｄｓｉｎｆａｒｍｌａｎｄｍａｎａｇｅｍｅｎｔｉｎｔｈｅ ｐｒｏｃｅｓｓｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌａｎｄｒｕｒａｌｍｏｄｅｒｎｉｚａｔｉｏｎ．Ｉｎｔｈｅｇａｍｅｏｆｐｌａｎｔｉｎｇｆｏｏｄｃｒｏｐｓｏｒｃａｓｈｃｒｏｐｓ，ｔｈｅｒｅ ｓｏｕｒｃｅｅｎｄｏｗｍｅｎｔ，ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓａｎｄｉｎｃｏｍｅｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓｏｆｖａｒｉｏｕｓｂｕｓｉｎｅｓｓｅｎｔｉｔｉｅｓｄｅｔｅｒｍｉｎｅｔｈｅｄｕａｌ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆｔｈｅｂｕｓｉｎｅｓｓｍｏｄｅｌ．Ｈｉｇｈｅｒｃｏｍｐａｒａｔｉｖｅｒｅｔｕｒｎｓａｎｄａｂｓｏｌｕｔｅｒｅｔｕｒｎｓａｒｅｔｈｅｉｎｈｅｒｅｎｔｌｏｇｉｃｏｆ ｇｒｏｗｉｎｇｃａｓｈｃｒｏｐｓａｎｄｆｏｒｍｉｎｇ“ｎｏｎｇｒａｉｎ”．Ｓａｖｉｎｇｃｏｓｔｓａｎｄｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙａｎｄｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｒｅ ｔｕｒｎｓｏｎｓｃａｌｅａｒｅｔｈｅｍａｉｎｌｏｇｉｃｏｆ“ｇｒａｉｎｏｒｉｅｎｔｅｄ”．Ｉｎａｄｄｉｔｉｏｎ，ｍｕｌｔｉｐｌｅｆａｃｔｏｒｓｓｕｃｈａｓｔｈｅｎａｔｉｏｎａｌ ｌａｎｄｐｏｌｉｃｙ，ｔｈｅｌｅｖｅｌｏｆａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌｍｅｃｈａｎｉｚａｔｉｏｎ，ｔｈｅｓｏｃｉａｌｉｚｅｄｓｅｒｖｉｃｅｓｙｓｔｅｍ，ａｎｄｔｈｅｆａｒｍ ｈｏｕｓｅ ｈｏｌｄｌｉｖｅｌｉｈｏｏｄｐａｔｔｅｒｎｓａｌｌａｆｆｅｃｔｔｈｅｄｅｃｉｓｉｏｎｍａｋｉｎｇｍｅｃｈａｎｉｓｍ ｏｆｐｌａｎｔｉｎｇｂｅｈａｖｉｏｒ．“Ｎｏｎｇｒａｉｎ”ｏｒ “ｇｒａｉｎｏｒｉｅｎｔｅｄ”ｉｓａｒａｔｉｏｎａｌｃｈｏｉｃｅｍａｄｅｂｙｖａｒｉｏｕｓｂｕｓｉｎｅｓｓｅｎｔｉｔｉｅｓｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｃｏｍｐｒｅｈｅｎｓｉｖｅｃｏｎ ｓｉｄｅｒａｔｉｏｎｏｆ“ｅｃｏｎｏｍｉｃｒａｔｉｏｎａｌｉｔｙ”ａｎｄ“ｓｕｒｖｉｖａｌｒａｔｉｏｎａｌｉｔｙ”． ＫｅｙＷｏｒｄｓ：ｆａｒｍｌａｎｄｍａｎａｇｅｍｅｎｔｍｏｄｅｌ；“Ｎｏｎｇｒａｉｎ”；“Ｇｒａｉｎｏｒｉｅｎｔｅｄ”；ｐｌａｎｔｉｎｇｂｅｈａｖｉｏｒ

华 南 农 业 大 学 学 报 （社 会 科 学 版 ） ２０２１年第 ６期 　　　ＪＯＵＲＮＡＬ　ＯＦ　ＳＯＵＴＨ　ＣＨＩＮＡ　ＡＧＲＩＣＵＬＴＵＲＡＬ　ＵＮＩＶＥＲＳＩＴＹ　 （第 ２０卷） （ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥ　ＥＤＩＴＩＯＮ） 农业水价激励结构对农户节水认知与 行为背离的影响 刘一明 （华南农业大学 经济管理学院，广东 广州 ５１０６４２） 摘　要：基于广东省流溪河流域种植户的问卷调查数据，分别建立二元和多元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ模型分析农业水 价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响。研究发现：整体来看，农业水价激励结构对农户节 水认知与节水行为的背离有显著的抑制作用；从农户节水认知与节水行为的不同背离方式来看，农业水 价激励结构对农户节水行为的背离及农户节水认知与行为的强一致具有显著的促进作用，但对农户节 水认知的背离具有显著的抑制作用。研究结果表明，农业水价激励结构的激励强度越大，对农户采取节 水行为的激励越大，但对弱一致农户的节水认知影响有限。因此，需要进一步完善农业水价激励结构， 提高其激励强度，并加强农业水价政策宣传，提高农户的节水认知，从而激励更多农户节约用水。 关键词：水资源；农业水价；激励结构；节水行为；节水认知 中图分类号：Ｆ３２３．２１３　　 　　文献标识码：Ａ　　 　　文章编号：１６７２－０２０２（２０２１）０６－００８８－１０ 一、引言 随着社会经济的快速发展，我国用水需求增长迅速，水资源短缺已成为社会经济可持续发展 的一个重要制约因素。根据水利部水资源公报，农业为我国用水大户，２０１９年农业用水占用水总 量的 ６１２％［１］。然而农业的灌溉用水效率仅为 ０５４，远低于发达国家的 ０７～０８，灌溉用水效率 低，农业用水浪费严重。农户作为灌溉用水的行为主体，激励农户节约用水对缓解水资源短缺具 有重要意义。 长期以来，农业水价政策被认为是激励农户节约用水的一项重要的政策工具。大量的研究表 明，灌溉水价在引导农户采用节水灌溉技术方面发挥了重要作用［２－１１］。然而，农业节水灌溉技术 在推广过程中依然面临采用率低的问题。现有研究关注到了农户个体特征、家庭特征、生产特征、 农户的风险偏好、社会资本、社会网络、政府补贴等因素对农户采用节水灌溉技术的影响［１２－１６］，还 有部分研究关注到了农户的节水意识对其节水技术采用的影响，认为灌溉用水量低的农户通常具 有较高的节水意识［１７－２０］。但是，课题组在调研过程中发现，大部分农户对节水有较高的认知，但 与此同时，大部分农户却并未采用节水的灌溉技术，农户对节水的认知与其节水行为似乎相背离。 认知心理学认为认知是行为的基础。传统的观点认为认知与行为具有一致性［２１－２２］，但越来 越多的学者在各自的研究领域内关注到认知与行为的背离。对于认知与行为背离的解释，目前主 要是从认知冲突的角度进行分析，认为人类的认知不是单一维度的，具有多维度性，而不同维度的 　 　收稿日期：２０２１－０８－１２　　　ＤＯＩ：１０．７６７１／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７２－０２０２．２０２１．０６．００９ 　基金项目：广东省普通高校特色创新类项目（２０１７ＷＴＳＣＸ０１０）；广州市哲学社会科学发展“十三五”规划 ２０２０年 度共建课题（２０２０ＧＺＧＪ７２） 　作者简介：刘一明（１９７０—），女，湖 南 株 洲 人，华 南 农 业 大 学 经 济 管 理 学 院 副 教 授，主 要 研 究 方 向 为 农 业 经 济。 Ｅｍａｉｌ：ｙｍｌｉｕ＠ｓｃａｕ．ｅｄｕ．ｃｎ。

第 ６期 刘一明：农业水价激励结构对农户节水认知与行为背离的影响 　　８９　 认知可能造成行为主体的认知冲突，从而对其行为决策产生影响［２３］。但现有研究较少关注政策环 境对认知与行为背离的影响。由于农业水价政策的主要目标是提高农户的节水意识并激励农户 节约用水，因此，本文关注农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响。农业水价 政策在实施过程中由于各地区采取的具体措施与方法存在差异，从而形成不同的水价激励结构。 实践中这些不同的水价激励结构对农户节水认知与节水行为的背离是否有影响？现有的水价激 励结构是促进了还是抑制了农户节水认知与节水行为的背离？本研究将通过对广东省流溪河流 域种植户的调查，探究农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响，从而为农业水 价政策的完善提供政策建议。 二、农业水价激励结构、激励强度与农户节水认知和 节水行为背离：理论分析 （一）概念界定：农业水价激励结构与激励强度 激励结构是指激励措施和方法的结构特征，包括各种激励措施的组合比例关系、在组织群体 中的分布规律及随时间的变化规律［２４］。农业水价政策在实施过程中具体采取的激励措施与方法 及其相互关联和相互作用的方式将形成农业水价的激励结构。农业水价征收的具体措施与方法 包括对农业水价的支付对象、支付依据与支付方式的规定。这些规定的不同组合方式及相互作用 的方式将决定农户最终承担的农业水费，并对农户的用水行为产生影响。由于各地区的灌溉水源 条件、灌溉设施条件及经济发展程度不同，各地区实践中对农业水价支付对象、支付方式与支付依 据的规定存在较大差异，从而形成不同的农业水价激励结构［２５］。 不同的农业水价激励结构的激励强度可能存在差异，从而对农户产生不同的激励效果。当农 业水费的支付对象为单个农户、支付依据为用水量时，水费将作为实际发生的成本影响单个农户 的用水决策，理性的农户将采取相应的措施降低成本或增加收益以弥补农业水价政策实施产生的 额外成本。在这种情形下，农业水价激励结构的激励强度将更强。然而，当农业水费的支付对象 为集体、支付依据为种植面积时，意味着农户并不实际承担农业水费或农业水费与实际用水量不 相关，此时，农业水价激励结构的激励强度将更弱，对农户节约用水的激励也将有限。 （二）农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响路径 农业水价激励结构对农户节水认知和节水行为背离的影响可能以三种不同的路径实现： 一种路径是，农业水价激励结构可能对农户的节水认知产生影响但不直接影响农户的节水行 为。由于当地的文化和制度结构差异可能会影响认知主体对感官输入的选择、解释和理解［２６］，因 此，可以预期农业水价政策的实施及其水价激励结构可能会对农户的节水认知产生影响。若农业 水价激励结构对农户的节水认知产生影响，则意味着最初不具有节水认知的农户可能改变其认 知。若农户仅改变其节水认知而没有采取节水行为，那么农户的节水认知与节水行为发生背离， 表现为认知背离；若农户由于节水认知的改变而采取节水的行为，在这种情形下，农户的节水认知 与节水行为将由原来的弱一致（即农户最初不具有节水认知且不节水的情形）改变为强一致（即农户 具有节水的认知且采取节水行为的情形）；若农户最初由于其他原因采取了节水的行为，农户节水认 知的改变意味着农户节水认知和节水行为的背离将会受到抑制，农户的节水认知与节水行为将表现 为强一致。 另一种路径是，农业水价激励结构的激励强度不足以改变农户的节水认知，但足以改变农户 的用水行为，激励农户采取节水的行为。在这种情形下，若农户最初不具有节水认知但由于支付 农业水费改变了其用水决策而采取节水的行为，那么农户将表现为行为背离；但若农户最初具有 节水认知，则节水行为的改变将使农户表现为认知与行为的强一致，农户节水认知与行为的背离

９０ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 将被抑制。 第三种路径是，农业水价激励结构的激励强度足够大，同时对农户的节水认知和节水行为产 生了影响，这意味着最初不具有节水认知且不节水的农户将改变其认知并采取节水的行为，在这 种情形下，农业水价激励结构对农户节水认知和节水行为的影响将使农户的节水认知和节水行为 由原来的弱一致改变为强一致。 上述分析表明，农业水价激励结构对农户节水认知和节水行为背离的影响可能表现为不同的 影响方向，最终的影响方向将取决于农业水价激励结构的激励强度。 三、数据来源、变量选取与模型设置 （一）数据来源 本文数据来自课题组于 ２０１８年 ８～９月在广东省流溪河流域开展的农户问卷调查。流溪河为 珠江水系北江支流，是广州市重要的水源河流［２７］。流域内灌溉用水来源主要为流溪河灌区水利工 程和水库供水，部分村庄抽取地下水或引用山泉水灌溉。流溪河灌区是广东省三大灌区之一，从 １９９８年开始收取农业水费，目前的收费标准为 ２５元 ／亩年。调查过程中发现，灌区的农业水费通 常是由村委会利用村集体经济收入统一交纳。流域内水库供水尚未收取农业水费，井灌的农户则 由自己或村集体承担抽取地下水的电费。 课题组在流溪河流域主要流经的从化区、花都区和白云区共发放问卷 １９５份，回收有效问卷 １８９份。样本基本特征如表 １所示。 表 １　样本基本特征 个体特征 选项 人数（人） 比例（％） 家庭特征 选项 人数（人） 比例（％） 性别 男 １１３ ５９．７９ 家庭种植规模 １亩及以下 １７ ８．９９ 年龄 女 ７６ ４０．２１ １～５亩 １３１ ６９．３１ ２５岁以下 １ ０．５３ ５～１０亩 ２３ １２．１７ 受教育程度 ２５～３５岁 １１ ５．８２ １０亩以上 １８ ９．５３ ３５～４５岁 ２７ １４．２９ 家庭年收入水平 １万元及以下 ３７ １９．５８ 职业 ４５～５５岁 ５９ ３１．２２ １～２万元 ２２ １１．６４ ５５岁以上 ９１ ４８．１５ ２～３万元 １５ ７．９４ 小学或以下 ５９ ３１．２２ ３～４万元 １３ ６．８８ 初中 ８７ ４６．０３ ４～５万元 ８２ ４３．３９ 高中或中专 ３６ １９．０５ ５万元及以上 ２０ １０．５８ 大专 ５ ２．６５ 灌溉用水来源 流溪河 ４０ ２１．１６ 本科或以上 ２ １．０６ 水库 ７７ ４０．７４ 农业为主 １６６ ８７．８３ 地下水 ４２ ２２．２２ 农业为主兼业 １１ ５．８２ 山泉水 ３０ １５．８７ 非农为主兼业 １０ ５．２９ 非农业 ２ １．０６ （二）变量选取 １．被解释变量 本研究的被解释变量分别为“农户节水认知与节水行为是否背离”和“农户节水认知与节水行 为的背离方式”。通过 询 问 农 户 “您 认 为 农 户 是 否 应 当 承 担 节 水 责 任 ”来 了 解 农 户 的 节 水 认 知， “是”赋值为“１”，“否”赋值为“０”；农户的节水行为根据农户当前采用的灌溉技术来判断，若农户

第 ６期 刘一明：农业水价激励结构对农户节水认知与行为背离的影响 　　９１　 采用喷灌等节水灌溉技术，则为“是”，若农户采用的是传统的灌溉技术则为“否”。比较农户的节 水认知与行为，若农户节水认知与行为一致，则变量“农户节水认知与行为是否背离”赋值为“０”， 若农户节水认知与行为不一致，则变量“农户节水认知与行为是否背离”赋值为“１”。 本研究还将进一步分析农业水价激励结构对农户节水认知与行为的不同背离方式的影响。 被解释变量“农户节水认知与节水行为的背离方式”将根据农户节水认知与节水行为的四种组合 方式来描述不同的背离方式，其中，将“节水认知 ０＋节水行为 ０”定义为“认知与行为弱一致”，赋 值为“１”，并将此类型作为参照类别，则“节水认知 ０＋节水行为 １”表现为“行为背离”，赋值为 “２”；“节水认知 １＋节水行为 ０”则表现为“认知背离”，赋值为“３”，“节水认知 １＋节水行为 １”则 表现为“认知与行为强一致”，赋值为“４”。 ２．关键解释变量 本研究的关键解释变量为农业水价激励结构。综合来看，调查区域的农业水价激励结构包括 ４种情形：“不交纳水费”、“村统一交纳水费”、“村统一交纳地下水抽取费用”、及“个人交纳地下水 抽取费用”，分别赋值为“１”、“２”、“３”、“４”。数值的增加代表激励强度的增加。 农业水价激励结构可 从 三 个 维 度 进 行 分 解，即 是 否 支 付 水 费、谁 支 付 水 费 及 水 费 支 付 依 据。 本研究还将分别分析单一维度的农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响，其中 “是否支付灌溉水费”根据农户或其所在村庄是否支付水费或承担灌溉用水的费用来判断，“是”赋 值为“１”，“否”赋值为“０”；“谁支付水费”包括 ３种情形：“不交纳水费”、“村集体支付”、和“个人 支付”，分别赋值为“１”、“２”、“３”；“水费支付依据”按实际情况包括“不交纳水费”、“按亩交纳水 费”、和“按抽取地下水用电量交费”３种情形，分别赋值为“１”、“２”、“３”。数值的增加均代表激励 强度的增加。 ３．其他控制变量 根据已有研究，本文在回归分析中还将控制一些可能影响农户节水认知与行为背离的其他变 量，包括农户的年龄、受教育程度、家庭种植业收入占家庭收入的比重、家庭种植规模、当地灌溉设 施的产权归属、村是否建设末级渠系田间配套工程、村庄灌渠淤积程度、家庭灌溉水量满足程度、 家庭灌溉时间满足程度来反映农户个体特征、家庭经营特征、当地灌溉设施条件及当地水资源稀 缺程度。 上述变量的定义及其描述性统计如表 ２所示。 （三）模型设置 本研究关注农户节水认知与节水行为的背离及可能的影响因素。由于被解释变量“农户节水 认知与节水行为是否背离”为二分类变量，故采用二分类 ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型分析农业水价激励结构 及其他因素对农户节水认知与节水行为是否背离的影响。模型的具体形式如下： ｐ １－ｐ [ ] ∑（ｐ│ｙ＝１） ｋ ＝Ｉｎ ＝α０ ＋ （１） ｉ＝１αｉｘｉ ＋ε 式中，ｐ是农户认知与节水行为背离发生的概率，ｙ代表农户节水认知与节水行为的背离，Ｘｉ 为 Ｋ个影响农户节水认知与节水行为背离的解释变量，α０是该回归方程的常数项；αｉ为回归系数， ε为随机误差项。 本文还将进一步考察农业水价激励结构及其他因素对农户节水认知与节水行为的不同背离 方式的影响。被解释变量“农户节水认知与节水行为的背离方式”有四种不同的类型，故采用多元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ回归模型。本研究将以农户节水认知与节水行为的“弱一致”作为参考类别，模型的具体 表达式为：

９２ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 ｐ（ｙ＝２│ｘｉ） ｐ（ｙ＝１│ｘｉ） [ ] ＝β１ ＋∑ ｋｉ＝１β１ｉｘｉ＋ε  ｌｏｇｉｔ（ｙ２／１）＝ｌｎ [ ] ｌｏｇｉｔ（ｙ３／１）＝ｌｎ  ｐ（ｙ＝３│ｘｉ） ＝β２ ＋∑ ｉｋ＝１β２ｉｘｉ＋ε （２） ｐ（ｙ＝１│ｘｉ） [ ]  ｌｏｇｉｔ（ｙ４／１）＝ｌｎ ｐ（ｙ＝４│ｘｉ） ＝β３ ＋∑ ｋｉ＝１β３ｉｘｉ＋ε ｐ（ｙ＝１│ｘｉ） 其中，ｙ代表被解释变量，表示农户节水认知与节水行为的背离方式；ｐ为农户节水认知与节 水行为不同背离方式的发生概率；Ｘｉ为影响农户节水认知与节水行为背离方式的解释变量，β１、β２、 β３ 是回归方程的常数项；β１ｉ、β２ｉ、β３ｉ为回归系数，ε为随机误差项。 表 ２　变量定义及描述性统计 变量名称 定义与赋值 均值 标准差 被解释变量 　节水认知与节水行为是否背离 是 ＝１；否 ＝０ ０．４８ ０．５０１ 　节水认知与节水行为的背离方式 节水认知 ０＋节水行为 ０（认知与行为弱一致）＝１； ２．９７ １．０３４ 节水认知 ０＋节水行为 １（行为背离）＝２；节水认知 １ ＋节水行为 ０（认知背离）＝３；节水认知 １＋节水行 为 １（认知与行为强一致）＝４ 关键解释变量 　是否支付水费 是 ＝１；否 ＝０ ０．３５ ０．４７８ 　谁支付水费 不交纳水费 ＝１；村集体支付 ＝２；个人支付 ＝３ １．４８ ０．７２６ 　水费支付依据 不交纳水费 ＝１；按亩交纳水费 ＝２；按抽取地下水用 １．５７ ０．８３３ 电量交费 ＝３ 　农业水价激励结构 不交纳水费 ＝１，村统一交纳水费 ＝２，村统一交纳抽 １．７０ １．１００ 取地下水费用 ＝３，个人交纳地下水抽取费用 ＝４ 控制变量 　年龄 ２５岁以下 ＝１；２５－３５岁 ＝２；３５－４５岁 ＝３；４５－５５ ４．２１ ０．９３１ 岁 ＝４；５５岁以上 ＝５ 　受教育程度 小学或以下 ＝１，初中 ＝２，高中或中专中技 ＝３，大专 １．９６ ０．８４０ ＝４，大学本科或以上 ＝５ 　家庭种植业收入占比 ２０％或 以 下 ＝１，２０％ －３０％ ＝２，３０％ －５０％ ＝３， ２．８０ １．７１１ ５０％ －８０％ ＝４，８０％ －１００％ ＝５ 　家庭种植规模 １亩及以下 ＝１，１－５亩 ＝２，５－１０亩 ＝３，１０亩以上 ２．２２ ０．７３９ ＝４ 　灌溉设施的产权归属 国家所有 ＝１；集体所有 ＝２；个人所有 ＝３ ２．００ ０．６５２ 　村是否建设末级渠系田间配套工程 是 ＝１，否 ＝０ ０．８０ ０．３９８ 　村庄灌渠淤积程度 灌渠淤积很严重 ＝１；灌渠淤积比较严重 ＝２；灌渠淤 ３．０８ ０．９１３ 积不严重 ＝３；灌渠没有淤积 ＝４ 　家庭灌溉水量满足程度 不能满足 ＝１，满足部分需求 ＝２，完全能满足 ＝３ ２．０７ ０．７４７ 　家庭灌溉时间满足程度 不能满足 ＝１，满足部分需求 ＝２，完全能满足 ＝３ ２．０４ ０．７２５ 四、水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的分析 （一）农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响 农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为是否背离的影响如表 ３所示。模型 １－３分别

第 ６期 刘一明：农业水价激励结构对农户节水认知与行为背离的影响 　　９３　 估计了单一维度的水价激励结构对农户节水认知与节水行为是否背离的影响，模型 ４估计了综合 的水价激励结构对农户节水认知与节水行为是否背离的影响。模型 １－４的整体统计检验显著性 均通过 １％的检验。由于 ＨｏｓｍｅｒＬｅｍｅｓｈｏｗ检验不依赖数据的格式，能够更可靠地指出模型对数 据的拟合优度，所以本研究采用 ＨｏｓｍｅｒＬｅｍｅｓｈｏｗ检验指标来反映模型的拟合程度。模型 １、模型 ３和模型 ４的 ＨｏｓｍｅｒＬｅｍｅｓｈｏｗ检验 Ｐ值表明这些模型能较好地模拟实际情况，然而模型 ２没有 通过 ＨｏｓｍｅｒＬｅｍｅｓｈｏｗ检验，表明“水费支付对象”这一单一维度的激励结构不能很好的解释其激 励强度对农户节水认知与节水行为背离的影响。 模型 １、模型 ３和模型 ４的计量结果表明，无论是单一维度还是综合的水价激励结构均对农户 节水认知与节水行为背离有显著的负向影响，表明随着单一的或综合的水价激励强度的增加，即 灌溉用水付费或水费与灌溉水量相关时，农户节水认知与节水行为背离的发生概率将下降。这意 味着，农业水价激励强度的增加对农户节水认知与节水行为的背离有一定的抑制作用，农户的节 水认知与节水行为将趋于一致。由于调查样本中 ７９％的农户认为“农户应当承担节水责任”，这说 明农户节水认知与节水行为背离的抑制更多的表现为农户节水认知与节水行为的强一致，表明农 业水价激励强度的增加在一定程度上促进了农户的节水行为从而减少其认知与行为背离的发生。 从控制变量对农户节水认知与行为背离的影响来看，农户的年龄对农户认知与行为的背离有 显著的正向影响，表明随着农户年龄的增加，农户节水认知与节水行为背离的发生概率将增加。 调查样本中 ４５岁以上农户中有 ７７％的农户认为“农户应当承担节水责任”，这表明大部分年长的 农户具有节水的认知，因而年长农户节水认知与节水行为的背离更多的表现为节水行为的背离， 这可能是因为农户年龄越大，其采用节水技术的行为能力受到的限制也越大。模型估计结果亦表 明，灌溉设施的产权归属对农户认知与行为的背离也有显著的正向影响，说明当灌溉设施由农户 个体提供时，农户节水认知与节水行为背离的发生概率将增加，可能的原因是，由于农户需要自己 提供灌溉设施，其进一步投资于节水灌溉技术的能力将受到限制。 表 ３　农户节水认知与行为背离的二元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ模型估计结果 变量 模型 １ 模型 ２ 模型 ３ 模型 ４ 常量 是否支付灌溉水费 －１．７０４（１．８０７） －０．１０１（１．７８４） －０．４７４（１．７８８） －１．３４６（１．７６７） 谁支付水费 水费支付依据 －３．１４９ （０．５３４） 农业水价激励结构 年龄 －２．０６１ （０．３５６） 受教育程度 家庭种植业收入占比 －１．９８８ （０．３２９） 家庭种植规模 灌溉设施的产权归属 －１．４２４ （０．２４１） 村是否建设末级渠系田间配套工程 村庄灌渠淤积程度 ０．４３４ （０．２３１） ０．４４５ （０．２３３） ０．４４９ （０．２３３） ０．４５３ （０．２３２） 家庭灌溉水量满足程度 家庭灌溉时间满足程度 ０．２８４（０．２３９） ０．２５８（０．２４３） ０．２６０（０．２４２） ０．２４４（０．２４２） －２对数似然 模型系数的 Ｏｍｎｉｂｕｓ检验 Ｐ值 ０．０１８（０．１３２） －０．０６９（０．１２５） －０．００６（０．１３１） －０．０５６（０．１２６） ＨｏｓｍｅｒＬｅｍｅｓｈｏｗ检验 Ｐ值 －０．４４２ （０．２６６） －０．３５６（０．２６５） －０．４２８（０．２６７） －０．３５１（０．２６４） ０．６４５ （０．３３８） １．００４ （０．３４７） １．０１７ （０．３３９） １．２０５ （０．３４８） ０．３６６（０．５０３） ０．３０５（０．５０７） ０．３８２（０．５１２） ０．３８０（０．５０９） ０．２３０（０．２２７） ０．２５０（０．２３０） ０．２５１（０．２２９） ０．２３０（０．２２９） －０．６５７（０．４４５） －０．７３７ （０．４４８） －０．６６２（０．４４９） －０．６７９（０．４４７） ０．０７９（０．４６２） ０．０２４（０．４５８） ０．０７１（０．４６４） ０．０５０（０．４５９） １８１．６２ １８２．５５４ １７７．０４３ １８１．３６５ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．０００ ０．７１３ ０．０２３ ０．１５１ ０．１１２ 　注：括号中的数值为标准误差； 、 、 分别表示在 １％、５％、１０％的统计水平上显著；下同。

９４ 华　南　农　业　大　学　学　报　（社　会　科　学　版） 第 ６期 （二）农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为的不同背离方式的影响 表 ４为农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为的不同背离方式影响的估计结果。模 型 ５－７为单一维度的农业水价激励结构对不同背离方式的影响，模型 ８为综合的农业水价激励结 构对不同背离方式的影响。从模型的似然比检验来看，模型中引入解释变量后 －２倍对数似然值 明显小于模型仅有截距时，且似然比检验在 １％ 的统计水平显著，同时回归模型的伪 Ｒ方接近 ０５，说明模型是有意义的且拟合效果较好，估计结果可信。 表 ４－１　农户节水认知与节水行为背离方式的多元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ模型估计结果 模型 ５（参照类别：弱一致） 模型 ６（参照类别：弱一致） 变量 行为背离 认知背离 认知与行为 行为背离 认知背离 认知与行为 强一致 强一致 截距 是否支付水费 １ －８．５０７（７．１２７）　 －１．４７４（２．２３５） １．８８１（４．２０７）　 －１４．８９１（６．９７５） －０．２５６（２．２２１） －３．７９４（３．６５８）　 谁支付水费 水费支付依据 ８．１７３（２．３０３） －１．７９２（０．９２７） ８．５７７（１．８５８） 农业水价激励结构 年龄 ５．６４１（１．５１８） －１．２９２（０．５４９） ５．４２９（１．２２５） 受教育程度 家庭种植业收入占比 －０．０５９（０．９２０） ０．１２７（０．２８３） －１．３２７（０．６３４） ０．２２９（０．９０４） ０．１６１（０．２８６） －１．０３４（０．５６５） 家庭种植规模 －０．９８４（０．５７３） 灌溉设施的产权归属 －０．６９６（０．７６４） ０．１２４（０．２８３） －０．９９０（０．５８３） －０．７３９（０．７６２） ０．１５６（０．２９０） １．１６２（０．３４３） 村是否建设末级渠系田间配套工程 ２．３５１（０．６７３） 村庄灌渠淤积程度 １．３０４（０．５０６） ０．１５８（０．１７１） ０．７０１（０．３１９） １．７６５（０．５５９） ０．１５８（０．１７１） －３．８８１（１．０８４） 家庭灌溉水量满足程度 －１．５６０（１．１８０） 家庭灌溉时间满足程度 ３．４４９（１．０６３） ０．１６７（０．３８６） ２．７８３（０．７１６） ３．３２７（１．０１８） ０．０７７（０．３８４） ０．４６１（０．５０１） －２对数似然　 仅截距 －０．０６２（１．０４６） 　　　　　　 最终 －１．９９８（１．０８５） ０．６１２（０．４３５） －２．３６１（０．８６５） －３．７３３（１．３７１） ０．６１６（０．４３２） ０．１２８（０．９７２） 模型显著性 伪 Ｒ方　　　 考克斯 －斯奈尔 －４．０２５（１．６１１） ０．５３８（０．５９２） －２．４１３（１．３７１） －３．３２８（１．４７３） ０．５０６（０．６０３） 　　　　　　　内戈尔科 　　　　　　　麦克法登 ０．８６３（０．７１７） ０．１６８（０．２６２） ０．６５４（０．５４３） ０．６４１（０．７１７） ０．２３３（０．２６２） －１．９２１（１．２５７） －０．２５８（０．５３３） －０．５４４（１．０９５） －１．５２０（１．２３４） －０．３２６（０．５３５） ０．２５９（１．０２８） －０．２６６（０．５６４） －０．２２０（０．９７９） ０．６３８（１．０４５） －０．２４４（０．５６２） ４３０．７６０ ４３０．７６０ ２０８．７６７ ２１５．２０５ ０．０００ ０．０００ ０．６９１ ０．６８０ ０．７６８ ０．７５６ ０．５１０ ０．４９６ 　　计量结果表明，与农户节水认知与节水行为的弱一致（即农户不具有节水认知且不采取节水 行为）相比较，单一维度的农业水价激励结构及综合的农业水价激励结构对农户的节水行为背离 和农户认知与行为的强一致性具有显著的正向影响，对农户的节水认知背离具有显著的负向影 响，表明当水价激励强度增加时，农户的节水行为背离和农户认知与行为的强一致性的发生概率 将会增加，而农户节水认知背离的发生概率将会下降。这意味着农业水价激励强度的增加将促进 农户节水行为的背离或农户认知与行为的强一致性，但对农户节水认知的背离具有抑制作用，表 明当农业水价激励强度增加时，不具有节水认知的农户将倾向于采取节水的行为，而具有节水认 知的农户同样将倾向于采取节水的行为，说明农业水价激励结构对农户的节水行为有显著的影 响，但对节水认知与节水行为弱一致农户的节水认知的影响有限。其可能的原因是，水费改变了 农户的成本收益结构，因而会影响农户的用水决策从而对其行为产生影响；而认知的形成更为复 杂，不仅会受到外界环境的影响，而且更多的是源自内在的价值观，认知一旦形成将具有一定的稳 定性，其改变可能需要经历更漫长的演变或经受突发事件的影响，因而在本研究中部分农户并没 有因为灌溉用水收费而显著改变其节水认知。

第 ６期 刘一明：农业水价激励结构对农户节水认知与行为背离的影响 　　９５　 表 ４－２　农户节水认知与节水行为背离方式的多元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ模型估计结果 模型 ７（参照类别：弱一致） 模型 ８（参照类别：弱一致） 变量 行为背离 认知背离 认知与行为 行为背离 认知背离 认知与行为 强一致 强一致 截距 是否支付水费 １ －１１．２２３（６．７６４） －０．１８５（２．２０１） －１．７３４（３．９５８） －１０．５７１（６．５８８） －０．６０３（２．２１２） －０．３１４（３．６６０）　 谁支付水费 水费支付依据 ４．８１２（１．５０９） －１．１９５（０．５３１） ５．４８０（１．２７９） 农业水价激励结构 年龄 ３．５８２（１．０８５）－０．８１７（０．３６１） ３．７４９（０．８５２） 受教育程度 家庭种植业收入占比 ０．０３４（０．９０４） ０．１５４（０．２８６） －１．２１９（０．６３２） ０．２６７（０．８８２） ０．１６１（０．２８６） －０．９５５（０．５５８） 家庭种植规模 灌溉设施的产权归属 －０．５５３（０．７３９） ０．１５４（０．２８９） －０．８６２（０．５６５） －０．４８９（０．７１７） ０．１５１（０．２８８） －０．７５５（０．５２１） 村是否建设末级渠系田间配套工程 村庄灌渠淤积程度 １．４６６（０．５２５） ０．１４２（０．１７０） ０．８９６（０．３６５） １．５７１（０．５２９） ０．１４７（０．１７０） １．０１９（０．３４０） 家庭灌溉水量满足程度 家庭灌溉时间满足程度 ３．０３２（１．０６１） ０．０６３（０．３７５） ２．６１８（０．７１６） ３．０６８（１．０３１） ０．０５２（０．３６８） ２．３２２（０．６５９） －２对数似然　　仅截距 　　　　　　　　最终 －３．２９９（１．３８６） ０．５９９（０．４２４） －４．０４８（１．１３４） －４．０３４（１．５５５） ０．６１１（０．４２７） －４．５２０（１．１７７） 模型显著性 伪 Ｒ方　　　　 考克斯 －斯奈尔 －３．１６５（１．４５３） ０．５０６（０．６０１） －１．５２６（１．１９８） －２．９８８（１．３８３） ０．５１０（０．６０５） －１．２８１（１．０８０） 　　　　　　　　内戈尔科 　　　　　　　　麦克法登 ０．５７０（０．６７８） ０．２１８（０．２６０） ０．３５９（０．４９２） ０．５６１（０．６７３） ０．２１６（０．２５８） ０．３７４（０．４５７） －１．７７１（１．２８０） －０．３２０（０．５３６） －０．４７７（１．１４６） －１．７８３（１．２４２） －０．３１７（０．５３２） －０．３５８（１．０８７） ０．５０９（１．０２３） －０．２５５（０．５６５） －０．０３５（１．０３５） ０．５７１（１．０１８） －０．２５０（０．５５９） －０．００７（０．９９２） ４３０．７６０ ４３０．７６０ ２０７．７４７ ２１７．８０４ ０．０００ ０．０００ ０．６９３ ０．６７６ ０．７７０ ０．７５１ ０．５１３ ０．４９０ 　　从控制变量对农户节水认知与节水行为不同背离方式的影响结果来看，家庭种植业收入占比 和家庭种植规模对农户节水行为背离和节水认知与节水行为强一致具有显著的正向影响，而灌溉 设施的产权归属对其具有显著的负向影响，表明农户种植业收入越高、种植规模越大，无论农户是 否具有节水认知，均倾向于采取节水的行为，但是当农户个体提供灌溉设施时将不倾向于采取节 水的行为。 五、结论与讨论 本文通过对广东省流溪河流域种植户的问卷调查，分别建立二元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ和多元 Ｌｏｇｉｓｔｉｃ模 型，分析农业水价激励结构对农户节水认知与节水行为背离的影响。研究发现：（１）农业水价激励 结构对农户节水认知与节水行为的背离有显著的抑制作用，随着水价激励强度的增加，农户节水 认知与节水行为背离的发生概率将下降；（２）与农户节水认知与节水行为的弱一致相比较，农业水 价激励结构对农户节水行为的背离及农户节水认知与节水行为的强一致具有促进作用，表明随着 水价激励强度的增加，农户将被激励采取节水的行为；（３）农业水价激励结构对对农户节水认知的 背离具有抑制作用，说明农业水价激励强度的增加对弱一致农户节水认知的影响有限。 上述研究结果表明，对调查区域而言，农业水价激励结构的激励强度越大，对农户采取节水行 为的激励作用就越大。随着水价激励结构的激励强度的增加，无论农户是否具有节水认知均倾向 于采取节水的行为，这意味着当农户需要承担灌溉水费且水费与灌溉用水量相关时，农户将采用 节水的灌溉技术。值得关注的是，当农业水价激励结构的激励强度增加时，不具有节水认知的农