Page 69 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2020年第5期
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华中农业大学学报( 社会科学版)                                   ( 总 １４９ 期)
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                  本文选取农户家庭人均年可支配收入为被解释变量.本文的核心解释变量是家庭收到的农业补
               贴金额, 采用“ 您家从事农业生产经营获得的政府补贴金额共有多少元” 进行测度.由于影响农户收
               入水平的因素多元而复杂            [ ４３ ] , 本文的控制变量主要包括:( １ ) 农业投入, 土地是农户进行生产经营的
               载体, 除此之外, 其他的要素投入也会影响和约束农户家庭经营, 因此, 本文选取农户的农地面积、 农
               业机械现值、 劳动分工和家庭农业经营投入来衡量农户家庭农业投入情况.( ２ ) 家庭特征, 主要包括

               家庭负债、 家庭资产、 党员、 干部户、 受教育水平、 家庭健康人数占比、 户主年龄、 主要职业和家庭规模.
               其中, 选取家庭负债和家庭资产来衡量家庭金融资产状况, 原因是考虑到资产流动性约束对农户收入
               的影响; 社会资本、 人力资本等对农户收入的影响是被广泛认可的, 本文选取是否党员和是否干部户
               作为衡量社会资本的指标, 选取户主受教育年限和家庭健康人数占比作为衡量人力资本的指标; 同时
               控制了其他影响农户收入的变量.( ３ ) 区位特征, 为了控制区域经济发展差异对农户收入的影响, 选
               取了市经济发展水平变量, 用该市农户人均年可支配收入度量.
                   由表 ２ 可知, 家庭主事者为中国共产党党员的占 １０％ , 家庭中成员担任村干部的农户比例为
               ５％ , 家庭户主受教育年限平均为 ７ 年, 也就是初中水平, 年龄平均为 ５４ 岁, 表明农民的人力资本和社
               会网络关系较为薄弱.我国农民在人力资本和社会网络等方面的欠缺, 制约着我国农民收入提高和
               农村发展.从各个变量的标准差来看, 发现农用机械、 家庭负债、 家庭资产和家庭农业经营投入等变

               量的离散程度相对较大, 说明农户的资源禀赋存在较大差异.市经济发展水平标准差为 １７５２９．３１ ,
               说明区域经济发展水平存在差异, 发展不平衡.农户之间资源要素条件的差异会影响农户对农业补
               贴政策的刺激反应.
                   ３． 模型设定
                   ( １ ) 分位数回归模型.为了更好地分析个体异质性下农业补贴的增收效应, 本文运用分位数回归
               模型有效估计农业补贴对农户家庭人均年可支配收入的影响.在普通最小二乘估计( ordinar y least
               s q uaresestimation , OLS ) 中考察的是解释变量 X 对被解释变量Y 的条件期望E Y X ) 的影响, 但我
                                                                                       (
               们真正关心的是 X 对整个条件分布Y X 的影响, 而 E Y X ) 只刻画条件分布的集中趋势, 很难准确
                                                                (
               地反映条件分布的全貌, 且易受极端值的影响.为了对条件分布有一个更加全面的认识, Koenker
               等  [ ４４ ] 于 １９７８ 年提出了“ 分位数回归”( uantilere g ression , QR ).相比于普通最小二乘估计( OLS ),
                                                 q
               该方法不要求很强的分布假设, 在随机扰动项非正态分布的情况下, 其估计量更有效, 并且该方法采
                                         n      ) 作为最小化的目标函数, 故不易受极端值影响, 较为稳定.因
               用残差绝对值的加权平均( ∑ i＝１ e i
               此, 本文建立如下的分位数回归模型:
                                                (                                                     ( １ )
                                             Q τ Y X ) ＝∂ τ＋ β τΧ i＋γ τΖ i＋ε τ
                               (
                   式( １ ) 中, Q τ Y X ) 为结果变量, 是指农户家庭在τ 分位数上的人均年可支配收入, 取对数; X i
               为家庭收到的农业补贴金额, 取对数, 是本文的核心解释变量; Z i 为一系列影响家庭收入的控制变
               量.  β τ 是核心自变量农业补贴进行参数估计时第 τ 分位数上的系数, ε τ 是随机扰动项.
                   ( ２ ) 工具变量分位数回归模型.农业补贴存在内生性, 因此, 用普通的分位数回归进行估计会导
               致估计偏差, 为了解决由内生性问题导致的估计偏差, 本文在分位数回归的基础上加入工具变量, 构
               建工具变量分位数回归( instrumentalvariableq uantilere g ression , IVQR ) 模型      [ ４５ ] .
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                                                                            (
                                       Y＝D′α U ) ＋X′ β U ) , U  X , Z ∶Uni f orm ０ , １)               ( ２ )
                                                     D＝ f X , Z , V )                                 ( ３ )
                                                           (
                                                                   (
                                                          (
                                                  τ→D′ατ) ＋X′ β τ)                                    ( ４ )
                   式( ２ ) ~ ( ４ ) 中, Y 为结果变量农户家庭人均年可支配收入; U 为随机变量, 聚集了所有未观察到
               的影响结果变量( 农户家庭人均年可支配收入) 的因素; X 为控制变量, 指影响结果变量的其他外生
               变量; D 是由式( ３ ) 确定的内生变量向量.其中, Z 为工具变量, V 为未观测到的扰动向量, 它决定了
               D , 并于U 相关.式( ４ ) 中 D′ατ) ＋X′ β τ) 是 τ 的严格单调增函数.
                                           (
                                                    (
                  三、 结果分析
                 １． 农业补贴对农户家庭人均年可支配收入的影响
                   ( １ ) 分位数回归结果.为了全面考虑农业补贴对不同收入层次农户家庭人均可支配收入的影响,
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