Diversified Planting and the Formation and Governance of Rural Relative Poverty
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摘要: 寻找相对贫困的成因和缓解策略是2020年后扶贫工作任务的重心。多样化种植会导致规模经济损失，同时缺乏科学合理操作的多样化种植也不能有效发挥风险管理效果，从而会导致农户减收；但其对高收入农户的减收作用大于低收入农户，因此在一定程度上能缓解农村相对贫困，但这是一种非良性的贫困缓解策略。适度规模经营和风险管理手段多样化均可抑制多样化种植的减收效果。因此，在相对贫困治理阶段，一方面，要推动农村开展适度规模经营；另一方面，要发展和完善农村金融市场，推动农户风险管理手段的多样化。Abstract: Finding out the causes of relative poverty and the strategies for its mitigation is the focus of poverty alleviation after 2020. Firstly, the mechanism of the impact of diversified planting on rural relative poverty is analyzed on the theoretical level and the research hypothesis is put forward. Secondly, based on the survey data obtained with systematic sampling, the research hypothesis is further demonstrated with quantile regression. As the results show, diversified planting will lead to the loss of scale economy and, if scientific and reasonable operation is lacking, cannot effectively play the role of risk management, which will lead to the reduction of farmers' income. Its role in reducing the income of high-income farmers is greater than that in reducing the income of low-income farmers, so it can alleviate rural relative poverty to a certain extent but cannot serve as an effective poverty alleviation strategy. Further analysis shows that moderate-scale operation and diversification of risk management means can restrain the effect of diversified planting on income reduction. Therefore, in relative poverty governance, the development of moderate-scale operation should be promoted in rural areas; on the other hand, the rural financial market should be improved and the farmers' risk management means should be further diversified.
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Keywords:
- diversified planting /
- scale economy /
- risk management /
- relative poverty
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2020年后，中国进入全面建成小康社会的新时期，扶贫工作任务重心由“消除绝对贫困”转向“缓解相对贫困”，中共十九届四中全会明确指出, “要建立解决相对贫困的长效机制”。与满足基本生活需要的绝对贫困相比，相对贫困强调收入不平等、机会不平等(包括就业、教育、健康、社会保障等)和主观相对剥夺感[1-3]。虽然相对贫困涉及收入、机会和主观相对剥夺感等多个维度，但收入不平等仍然是衡量相对贫困程度的最重要维度，也是现行测量相对贫困的重要指标。世界银行将相对贫困者界定为“收入低于人均可支配收入中位数的50%(不同国家存在差异)的低收入群体”[4]。从收入不平等的角度分析，新中国成立之初，中国农村绝对贫困问题突出，相对贫困问题并不明显。改革开放以后，虽然土地按人头承包经营，但农户生产经营的自主权大幅提高，农村内部的收入差距开始显现并逐步扩大。农户生产经营自主权提高后，农户可以根据家庭的需要选择种植的品种和模式。理论上，理性的小农会选择产出较高、具有规模经济效应的单一品种种植模式；但现实生活中，由于风险管理手段的缺乏，多样化种植成为发展中国家小农的典型种植模式。究其原因，科学合理的多样化种植能够通过分散风险来降低风险应对成本，实现良好的风险管理效果。尤其是对于詹姆斯·斯科特(James Scott)所说的处于“齐脖水深”(稍有风险就会遭遇“灭顶”之灾)状态的小农而言，分散风险给他们带来的效用远高于其他。因此，多样化种植也是中国农村贫困户在生产经营过程中一种典型的种植模式。但是，多样化种植可能会增加时间成本和管理成本，限制生产规模，从而导致规模经济损失。当然，对于不同收入水平的农户，由于在家庭收入结构、要素资源禀赋、风险防范意识和生计脆弱性等方面存在差异，多样化种植带来的风险管理效果和规模经济损失的效果也是不一样的，这就会导致农村内部收入不平等的产生，从而形成农村相对贫困问题。
近年来，伴随着劳动力外流、农村土地“三权分置”改革、新型城镇化和精准扶贫的推行，农户生产经营的条件发生了一些变化。一方面，农户的风险应对能力大幅提高，风险分散带来的效用下降；另一方面，规模化经营成为可能。在这些背景下，多样化种植的风险管理效果和规模经济损失效果孰大孰小？在不同收入水平的农户之间是否存在差异？这些正是本文要回答的问题。
一. 文献综述
在推动乡村振兴战略全面实施的背景下，农村相对贫困治理效果成为衡量乡村治理效果的重要指标，因此，相对贫困治理再次成为学术界关注的热点。相对贫困的概念由汤森首次提出，当个人、家庭或群体的生活水平严重低于其所属社会阶层的平均水平，并经常缺乏某些生活必需品以及获取资源的机会时，则称其处于相对贫困状态。相对贫困强调相对排斥和相对剥夺，汤森通过比较社会成员间的相对生活水平来定义相对贫困。之后，学者们丰富了相对贫困的内涵，从能力、权利、脆弱性和社会排斥等角度来定义相对贫困。相对贫困内涵的逐渐丰富导致了学术界针对相对贫困测量标准的分歧。部分学者认为相对贫困的定义和标准应当是多维度的，如王小林、冯贺霞提出多维相对贫困标准既要包括经济维度，还要包括社会发展维度和生态环境维度[4]。但已有研究主要还是以收入为基础测量相对贫困，陈宗胜等建议以前一年农村平均收入水平的0.4—0.5的系数作为相对贫困标准[5]；孙久文、夏添认为以农村居民中位数收入的40%作为相对贫困标准线，且每5年调整一次[6]。换言之，收入不平等是衡量相对贫困程度的重要指标。
关于收入不平等影响因素的研究主要集中在两个方面：一是基于产业结构调整[7]、区域分割和金融发展[8]、农村非正规金融[9]等宏观因素；二是基于人力资本[10]、社会资本[11]、劳动力流动[12]、农业技术进步[13]等微观因素。由于小农经济是中国主要的经济形态，且中国农村金融市场的弱质性、低层次性和金融排斥问题普遍存在，导致农民风险管理手段的可获得性有限。而多样化种植作为小农经济主要的生产经营模式和风险管理手段，是农村内部收入不平等的重要影响因素。
学术界关于多样化种植与农民收入之间关系的研究尚未得出一致结论。一方面，部分学者指出多样化种植能够通过提升农业生产效率，促进农户家庭收入增长。由于不同农作物的生长条件和土地的自然条件存在差异，根据不同地块的自然条件选择种植合适的农作物，能够在有限条件下极大化作物产量，增加农业生产利润；并且，根据作物播种季节的差异，分品种、分季节开展多样化种植，可以有效地分散农作物面临的潜在价格风险[14]。此外，多样化种植可以充分利用农业生产的时间差和空间差，不仅有效地避免了农忙时劳动力不足及农闲时劳动力冗余的问题，促进了劳动力有效配置[15]，而且套作和间作等多样化种植方式，可以发挥精耕细作的优势[16]，增加种植收入。另一方面，部分学者认为多样化种植对农民家庭收入存在负面影响。当土地规模一定时，多样化种植导致土地细碎化，多种农作物的小规模生产不利于农田基础设施的建设和农业机械的使用[17]；农户需要投入更多的劳动、时间和心理成本[18]，降低了生产要素配置效率[19]，从而抑制了农业劳动生产率增长[20]。另外，多样化种植导致土地过度使用，无法得到足够的休耕[21]，机会成本增加，从而导致农业生产的技术不效率部分增加，农业生产利润降低。
由于农村内部不同收入阶层农户的家庭收入结构、生计脆弱性和风险管理手段等家庭特征具有异质性，导致多样化种植对不同收入水平农户家庭收入的影响可能存在差异，从而对农村相对贫困产生影响。本文将在考虑异质性的条件下讨论种植多样化与农村相对贫困治理的关系。
二. 多样化种植与农村相对贫困治理的关系
多样化种植是中国农户重要的生产经营决策行为，有效地开展多样化种植，能够有效增强农户的风险管理效果，但与此同时也会损失农业规模化生产所带来的利润。首先，科学合理的多样化种植能够有效分散风险。多样化种植包括作物种类多样化和种植方式多样化。种植方式多样化包括复种、间作和套作等方式。复种在时间维度上集约利用土地，在耕地总面积一定的条件下，扩大全年作物播种总面积；间作和套作利用种植空间差和时间差，充分利用自然资源和劳动力资源等[22-23]，增加地表覆盖并减少水土流失，最大程度发挥增产潜能。由于农作物在适宜的自然条件下才能达到最佳产量，因此，作物种类多样化可以充分利用多样化的自然条件，优化生产要素的配置并有效降低自然和市场风险，提高利润和效率[24]。但是，多样化种植同样会限制规模化生产，损失规模经济利润。在土地面积有限的条件下，多样化种植会导致土地细碎化，无法实现规模化生产经营，从而降低农业生产效率和经济利润[25]。中国于1987年已经提出要在有条件的地方推行土地适度规模经营，并于2008年开始允许农民流转土地承包经营权。由此可见，随着劳动力流动性加剧和生产技术提高，规模化生产已然成为现代化农业生产的大趋势。然而，由于现阶段农村新型风险管理手段的普惠程度有待进一步提高，现代化风险管理手段的可得性受限，便导致农户仍选择损失规模经济的多样化进行风险管理。无论是作物种类多样化还是种植方式多样化，风险管理效果的发挥都高度依赖于农户的科学精准操作，换言之，非科学指导下开展的多样化种植，非但不能有效管理风险，而且还会造成规模经济损失。一个公认的事实是，与发达国家的农民相比，中国农民的受教育程度普遍较低，并且大多没有接受过专业的农业生产知识培训，自我探索式的多样化种植缺乏科学合理性，从而无法达到有效管理风险的目的。由此提出假说1：
假说1 现阶段，多样化种植无法发挥显著的风险管理效果，同时会导致规模经济损失，对农户存在显著的减收效应。
与此同时，由于农村内部不同收入阶层的农户在生产要素禀赋、生计脆弱性和家庭收入结构等方面存在异质性，导致多样化种植的减收效果也存在差异，从而对农村相对贫困产生影响。
一方面，多样化种植对低收入农户的减收效果可能大于高收入农户，加剧了农村内部的收入不平等程度，从而恶化了农村相对贫困，这主要表现在三个方面。一是，农户生产要素禀赋差异导致减收效果差异。与低收入农户相比，高收入农户虽然也开展多样化种植，但其一般拥有更多的土地资源，具备初步实现规模生产经营的条件；而低收入农户地块面积相对有限，加之种植多样作物，从而只能采取小农生产模式，因此，由多样化种植所导致的规模经济损失对低收入农户的影响要大于高收入农户。二是，多样化种植存在技术门槛，复种季节和作物品种的合理匹配是提高产量的基础，间作套种过程中需要合理设置作物间的株距、间苗和灌溉时间以保证实现最优化产量。生产技术学习的成本属于一次性固定投入，与农户土地规模呈负相关，即农户生产规模越大，则技术提高的成本就相对降低。高收入农户生产规模相对较大，有动力进行技术革新，尝试科学种植；而低收入农户生产规模有限，技术革新的机会成本太高，导致其并不愿投入更多资源以更换农业生产设备和学习科学种植技术。长期而言，高收入农户的多样化种植效果优于低收入农户。此外，进行多样化种植时，各种作物的播种、除草、施肥、播洒农药、收割时间存在差异，这导致农业生产的劳动力数量和单位劳动时间投入随之提高。与低收入农户相比，高收入农户具有劳动力供给优势，能确保多样化种植过程中精耕细作步骤的相对有效实施，降低因操作不当而带来的经济损失。三是，不同收入水平农户风险管理手段可得性存在差异。虽然不同收入阶层农户风险偏好存在异质性[26]，但大部分农户都是风险厌恶型[27]，农户都会采取可获得的最优方式进行风险管理。高收入农户的资产和抵押品状况相对较好，有机会选择新型的风险管理手段，当多样化种植无法有效管理风险时，其他风险管理方式可以弥补多样化种植造成的经济损失；而低收入农户只能通过多样化种植管理风险，一旦生产经营操作不当，其经济损失便无法补救。
另一方面，多样化种植对高收入农户的减收效果可能大于低收入农户，从而利于缓解农村内部收入不平等程度，缓解农村相对贫困，这主要表现在两个方面。一是，多样化种植会抑制规模报酬，由于高收入农户有条件通过土地承包实现更大规模的生产经营，从而获得规模报酬，因此高收入农户开展多样化种植的机会成本远高于低收入农户，即多样化种植对高收入农户规模报酬的抑制效应比低收入农户要强。二是，由于农户都是有风险规避倾向的，尤其是低收入农户，其风险管理手段有限，多样化种植作为仅有的可选手段，其所带来的风险管理的边际收益较高。但相应地，农户可能由于非科学操作导致多样化种植无法发挥风险管理效果，带给低收入农户的边际损失也更大。而高收入农户有条件采用多种风险管理方式，则当多样化种植无法发挥风险管理效果时，其所造成的损失也相对较小。
近年来，中国金融扶贫、保险扶贫和农村基础设施建设等工程的推进初步提高了贫困地区新型风险管理手段的普惠程度，但是，金融排斥现象仍然是影响农村风险管理效果的最大阻碍，改革之路任重道远。并且，由于传统小农生产模式根植于中国农民思维意识中，保险等现代化风险管理方式在许多贫困偏远农村地区推广程度并不高，甚至部分地区的确存在现代风险管理手段的市场空白，这使得传统的多样化仍是农村风险管理的主要方式, 所以现阶段农户之间风险管理手段可得性和风险管理边际收益的差异相对较小。与此同时，受传统小农意识影响，除个别农业大省，中国其他地区农户追求技术革新的意愿并不强烈，这就模糊了因多样化种植导致的不同收入阶层农户技术革新机会成本的差异。那么，随着土地流转和规模经营的趋势逐渐增强，由多样化带来的规模经济损失差异将会在农村内部显现。因此，总体而言，多样化种植对高收入农户的减收效果可能大于低收入农户。基于以上分析，提出假说2:
假说2 多样化种植对高收入农户的减收效果高于低收入农户，从而利于缓解农村内部收入不平等程度，具有一定的农村相对贫困治理效果。
三. 多样化种植与农村相对贫困治理的实证分析
一 数据来源
本文的实证数据来源于中国人民大学农村金融研究团队2017年对内蒙古自治区与河北省农户进行的马铃薯价值链调查。2017年调查的抽样方案如下：首先，根据马铃薯产业布局、经济发展情况，选取内蒙古自治区和河北省的5个县、10个乡镇、39个村(嘎查)作为样本村；其次，基于村(嘎查)的计生名单，采用等距抽样的方式在每个村(嘎查)抽取12—15户(不同村的人口总数存在差异)作为调查对象。2017年的调研共获取到492户农户2016年的相关数据。
二 变量选取及模型设定
本文旨在分析多样化种植与农村相对贫困治理之间的关系，故选取人均可支配收入作为被解释变量，并选取作物种类多样化指数作为核心解释变量，因此构建模型如下：
$$ PCD{I_i} = {\alpha _i} + {\beta _i}D{P_i} + {\gamma _i}{X_i} + {\varepsilon _i} $$ (I) 其中，人均可支配收入(PCDIi)为被解释变量，本文通过相对收入来界定相对贫困，即用收入不平等程度衡量相对贫困。作物种类多样化(DPi)为核心解释变量。Xi为控制变量集，由于影响农民收入的因素很多[10]，为了避免模型出现遗漏变量问题，需加入控制变量。为确保科学正确设置控制变量，主要基于经典经济理论与相关文献选择。将人力资本、物质资本和家庭特征纳入控制变量，二级指标包括：受教育程度Edu、健康状况Health、人均耕地面积Ala、家庭规模FS、是否为村干部VC、是否为中共党员PM以及是否为农村户口RHK。
文章基准回归样本包括492个观察值，针对样本数据进行描述统计分析的结果见表 1。
表 1 变量的描述性统计变量 观察值 均值 标准差 最小值 最大值 被解释变量 人均可支配收入/万元(PCDI) 492 1.373 8 2.723 2 0.007 5 38.325 核心解释变量 作物种类多样化即农户种植的作物种类(DP) 492 2.895 4 1.341 5 0 11 控制变量 人力资本 受教育程度(Edu) 492 6.351 8 3.144 9 0 13 健康状况(Health) 492 3.836 6 1.243 8 1 5 物质资本 耕地面积/亩/人(Ala) 492 8.877 3 6.338 1 0 58 家庭特征 家庭规模/人(FS) 492 3.350 1 1.317 6 1 10 是否为村干部(VC) 492 0.209 7 0.407 5 0 1 是否为中共党员(PM) 492 0.159 2 0.366 3 0 1 是否为农业户口(RHK) 492 0.993 9 0.077 7 0 1 注：数据来自实地调研。 不同收入阶层农户的种植多样化与其他控制变量的特征存在差异，因此，根据中国住户调查年鉴中对农户的分类，按照收入水平差异将全部农户分为五类：低收入户、中等偏下户、中等收入户、中等偏上户和高收入户，并分别做描述性统计，以便对不同收入阶层农户形成初步直观的了解。由表 2可知，第一，低、中等偏下、中等收入阶层农户的人均可支配收入的标准差都小于0.2，而高收入农户人均可支配收入的标准差高达5.05，可见高收入农户内部的不平等程度较高，且高收入农户与其他收入阶层农户间的相对贫困问题也相对严峻；第二，与高收入户相比，低收入农户的作物种类相对较多；第三，农户经济状况越良好，人力资本和物质资本条件越优越。
表 2 不同收入阶层农户样本的变量统计描述变量 高收入农户20% 中等偏上收入农户20% 中等收入农户20% 中等偏下收入农户20% 低收入农户20% 人均可支配收入/万元(PCDI) 4.287 5
(5.050 3)1.316 1
(0.246)0.748 9
(0.134 5)0.373 9
(0.100 4)0.113 7
(0.064 9)作物种类多样化(DP) 2.53
(0.947 7)2.73
(1.398 8)2.797 9
(1.484 5)3.121 2
(1.342 2)3.303 0
(1.351 1)健康状况(Health) 4.17
(1.163 9)4.33
(0.985 3)3.92
(1.145 8)3.47
(1.304 1)3.28
(1.286 0)受教育程度(Edu) 6.94
(2.939 8)7.14
(2.878 1)6.36
(3.156 6)5.85
(3.014 8)5.46
(3.443 9)耕地面积/亩/人(Ala) 11.757 8
(6.911 4)9.841 0
(7.397 6)8.105 1
(4.923 3)7.720 5
(5.940 9)6.931 9
(5.033 4)注：数据来自实地调研；表中各变量对应第一行数值为均值，第二行括号中数值为对应标准差。 三 回归结果与分析
本文以人均可支配收入为分位点，采用分位数回归。首先，估计多样化种植(DP)对不同收入阶层农户人均可支配收入(PCDI)的边际贡献。进一步，根据边际贡献率的差距分析多样化种植对不同收入阶层农户减收效果的差异，从而探究多样化种植对相对贫困的影响。如果多样化种植对低收入农户收入的边际贡献显著大于高收入农户，则多样化种植能够缩小收入差距，从而缓解相对贫困[28]。欧盟(2001)提出相对贫困线是人均可支配收入中位数的60%，而世界银行(2017)指出除欧盟以外的其他国家相对贫困线是人均可支配收入中位数的50%。根据该定义，人均可支配收入中位数的50%恰好为25分位点，因此，本文将采用三分位数回归。其中，25分位点的回归系数代表的是相对贫困者的状况，其他分位点便代表非相对贫困者。基准回归结果见表 3。
表 3 基准回归结果被解释变量：人均可支配收入(PCDI) Q25 Q50 Q75 DP -0.074 3*** -0.081 9*** -0.125*** (-2.75) (-3.28) (-2.63) 控制变量 是 是 是 N 492 492 492 R2 0.073 5 0.102 4 0.126 6 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内为t检验值, 后表同。 基准回归中，模型的核心解释变量“作物种类多样化DP”在三个分位点的回归系数均在1%的显著性水平上显著。其中，作物种类多样化程度每增加1个单位，则低收入农户(相对贫困者)、中等收入农户与高收入农户的人均可支配收入均值分别降低0.074 3、0.081 9和0.125个单位，即随着作物种类多样化程度的增加，农户人均可支配收入随之降低。并且，多样化种植每增加1个单位，高收入农户人均可支配收入比中等收入农户多降低0.043 1个单位，而中等收入农户人均可支配收入比低收入农户多减少0.007 6个单位，即对于不同收入水平的农户，多样化种植的减收效果存在明显差异，对高收入农户的减收效果显著大于低收入农户，农村内部的收入不平等程度降低，这在一定程度上缓解了农村相对贫困，假说1和假说2均得证。
四 内生性问题
影响内生性的因素包括遗漏变量、互为因果、测量偏误、样本选择偏误和模型误设等。为了避免模型出现遗漏变量偏误，需加入与核心解释变量和被解释变量同时相关的控制变量。为确保科学正确设置控制变量，本文主要基于经典经济理论与相关文献选择，尽可能将影响农户家庭收入的主要变量全部纳入控制变量的分析中，在一定程度上解决了遗漏变量问题。本文采用的是对内蒙古自治区和河北省农户调研的一手数据，对极端值及遗漏值进行多次核对优化，提高数据的准确性，在很大程度上降低了测量偏误。关于样本选择偏误问题，首先根据马铃薯产业布局、经济发展情况，选取内蒙古和河北省的5个县、10个乡镇、39个村(嘎查)作为样本村；其次，基于村的计生名单，采用等距抽样的方式在每个村(嘎查)抽取12—15户(不同村的人口总数存在差异)作为调查对象，具有一定的代表性。
文章的核心解释变量为种植多样化，是中国农户重要的风险管理手段，然而农户风险管理方式的选择受到收入状况的影响，高收入阶层农户要素禀赋、资金状况等方面具有优势，因此其风险管理手段可获得性强；但低收入阶层农户禀赋较差，主要通过多样化种植分散风险，这便导致互为因果的内生性问题。
文章采用工具变量法进一步解决内生性问题，选取“是否具备灌溉条件”作为“种植多样化”的工具变量。据分析，“是否具备灌溉条件”满足工具变量的相关性和外生性假设。首先，工具变量z满足相关性，即Cov(z, x)≠0成立。“是否具备灌溉条件”是决定农户是否可以采用多样化种植的重要条件，若农地附近有灌溉设备，则农户可选择种植耐旱性能不同的作物；若没有灌溉，就只能选择种植耐旱性强的作物，因此，“是否具备灌溉条件”与“种植多样化”具有相关性。其次，工具变量z满足外生性，即Cov(z, u)=0成立，在控制了x和其他遗漏变量的情况下，z对y没有影响，只能通过x影响y。中国农村灌溉基础设施建设属于村集体财产，由相关单位统筹规划：第一，用于地面水灌溉的水渠建造，一般由县水利局统筹规划，由县水利局驻村工作队负责实施；第二，根据《中华人民共和国农田水利法》和《农用机井管理暂行办法》，用于地下水灌溉的机井建设，目前由农业部和水利部门负责，根据地下水资源和农地规模等条件统一规划，农户无权私自建造机井，滥用地下水。此外，由于大型喷灌、微型喷灌和滴灌等节水灌溉设备需要根据土地的分布情况与水源距离等条件确定安装位置，且喷灌和滴灌技术对水质和土质要求高，地下水质量和土地质量较高的农地适合进行节水灌溉，否则节水灌溉农地的产出无法弥补高建设成本、维修成本和管理成本。综上，农地灌溉基础设施建设是外生的，农户“是否具备灌溉条件”也是严格外生的，不会直接影响农户内部收入不平等。
如表 4所示，工具变量的回归结果与基准回归的观点一致。多样化种植指数每增加1个单位，高、中、低收入农户的人均可支配收入分别平均减小1.114、0.779和0.594个单位，即多样化种植具有显著减收效果，且对高收入阶层的减收效果显著大于低收入阶层，利于缓解农村相对贫困。
表 4 工具变量分位数回归结果被解释变量：人均可支配收入(PCDI) Q25 Q50 Q75 DP -0.594*** -0.799** -1.114*** (-7.86) (-2.21) (-2.72) 控制变量 是 是 是 N 413 413 413 五 机制检验
如前文所述，多样化种植的减收效果可能源于两种机制。一是，多样化种植有效发挥风险管理作用，并导致规模经济损失效果，但风险管理效果显著低于规模经济损失效果，从而导致减收。二是，多样化种植未能有效发挥风险管理效果，且规模经济损失客观存在，导致多样化种植对收入产生负向影响。为验证多样化种植通过哪种机制产生减收作用，本文选取规模经济(Scale Economy, SE)①和风险管理能力(Risk Coping Ability, RCA)②作为中介变量，通过逐步检验回归系数的方法[29]进行机制检验。
$$ PCDI = {\alpha _0} + {\alpha _1}DP + {\alpha _2}{X_i} + {\varepsilon _i} $$ (II) $$ {Z_i} = {\sigma _0} + {\sigma _1}DP + {\sigma _2}{X_i} + {\varepsilon _i} $$ (III) $$ PCDI = {\beta _0} + {\beta _1}DP + {\beta _2}{Z_i} + {\beta _3}{X_i} + {\varepsilon _i} $$ (IV) 其中，Zi代表中介变量，α1代表多样化种植对人均可支配收入的总效应，β1代表多样化种植对人均可支配收入的直接效应，σ1β2表示中介效应。若满足以下两个条件：(1)系数α1显著；(2)系数σ1和β2也显著，则说明中介效应显著。如果在满足以上两个条件的同时，系数β1不显著，则称为完全中介。回归结果见表 5。
表 5 多样化种植对农村相对贫困影响的机制分析(I)(1) (2) (3) (4) (5) (6) PCDI SE PCDI PCDI RCA PCDI DP -0.195** -0.058 9*** -0.142 -0.195** -0.012 8 -0.190** (-2.18) (-2.64) (-1.62) (-2.18) (-0.59) (-2.13) SE 0.984*** (5.52) RCA 0.399** (2.13) 控制变量 是 是 是 是 是 是 N 492 492 492 492 492 492 R2 0.078 6 0.113 4 0.133 8 0.078 6 0.129 2 0.087 2 首先，关于规模经济的中介效应检验。第(1)列结果显示多样化种植(DP)对人均可支配收入(PCDI)的回归系数α1显著，第(2)结果显示多样化种植(DP)对规模经济(SE)的回归系数σ1也显著，第(3)列结果显示多样化种植(DP)对中介变量规模经济(SE)的回归系数β2显著，同时β1不显著，因此，存在完全中介效应，即多样化种植通过规模经济效应对个人可支配收入产生作用，从而影响农村相对贫困。
其次，关于风险应对能力的中介效应检验。如第(6)列所示，多样化种植(DP)对风险应对能力(RCA)的回归系数σ1不显著，所以风险管理效果的中介效应不显著。综上，多样化种植是通过第二种机制发挥减收作用的。
为了进一步探究多样化种植对农村相对贫困影响的机制，将中介变量(规模经济)纳入模型进行分位数回归。如表 6所示，分位数回归的结果与上述回归结果一致，在不同分位点均存在显著的完全中介效应。并且，由第(8)(11)和(14)列的回归结果可知，多样化种植对规模经济的回归系数分别在5%或1%的显著性水平下显著为负。其中，作物种类多样化平均每增加1个单位，低收入农户(相对贫困者)、中等收入农户与高收入农户的规模报酬均值分别降低0.041 8、0.075 9和0.080 2个单位，即作物种类多样化的确造成了规模经济损失，且这种损失效果对高收入农户的影响显著高于低收入农户(相对贫困者)。究其原因，正如前文所述，高收入农户自有耕地规模相对较多，并且还可以通过土地流转承包增加耕地面积，有条件实现高水平的规模化生产，因此导致多样化种植的机会成本较高。
表 6 多样化种植对农村相对贫困影响的机制分析(II)Q25 Q50 Q75 (7) (8) (9) (10) (11) (12) (13) (14) (15) PCDI SE PCDI PCDI SE PCDI PCDI SE PCDI DP -0.074*** -0.041 8** -0.011 -0.081 9*** -0.075 9*** -0.032 7 -0.125*** -0.080 2*** -0.019 2 (-2.75) (-2.32) (-0.61) (-3.28) (-4.03) (-1.44) (-2.63) (-5.25) (-0.47) SE 0.758*** 1.092*** 1.660*** (7.40) (7.06) (6.99) 控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 是 N 492 492 492 492 492 492 492 492 492 R2 0.073 5 0.128 6 0.185 1 0.102 4 0.110 9 0.234 6 0.126 6 0.088 7 0.270 2 四. 进一步讨论
为进一步探讨如何有效治理农村相对贫困，本文对基准回归模型做以下两种变形。
第一，在基准回归模型中加入多样化种植和耕地面积的交叉项(DPi×CAi)，则回归模型变为：
$$ PCD{I_i} = {\alpha _0} + {\beta _1}D{P_i} + {\beta _2}D{P_i} \times C{A_i} + {\beta _2}C{A_i} + {\gamma _i}{X_i} + {\varepsilon _i} $$ (V) 其中，人均可支配收入(PCDIi)为被解释变量, 作物种类多样化(DPi)和耕地面积(Cultivated Area, CAi)为核心解释变量, Xi为控制变量集。按照农户耕地面积多寡定义，若耕地面积 < 平均值，则CA=0；若耕地面积≥平均值，则CA=1。回归结果如表 7所示。由第(2)列的回归结果可知，多样化种植回归系数仍然显著为负，即多样化种植具有减收作用；而交叉项(DPi×ACi)回归系数显著为正，说明在其他条件不变的情况下，对耕地面积大于平均值的农户而言，多样化种植的减收效果受到抑制，即作物经营规模的扩大可以缓解由多样化种植造成的减收作用。表 7中第(3)列是针对耕地面积大于平均值的样本单独进行回归，结果说明，作物经营规模的扩大不仅有助于农户增收，并且当规模生产达到一定程度后，存在一个最佳的生产规模使得增收作用最大化，即适度规模化生产有助于增收。
表 7 进一步讨论的回归结果被解释变量：人均可支配收入(PCDI) (1) (2) (3) (4) DP -0.195** -0.267*** -0.325 3*** (-2.18) (-5.22) (-3.17) DP×CA 0.000 026 2*** (20.75) CA^2 -0.000 007 01* (-1.85) CA -0.091 8*** 0.033 8*** (-17.28) (4.05) DP×RM 0.135 2** (-1.86) RM 1.111** (2.55) 控制变量 是 是 是 是 N 492 492 143 492 R2 0.078 6 0.702 9 0.799 1 0.385 5 第二，在基准回归模型中加入多样化种植和风险管理手段的交互项(DPi×RMi)，则回归模型变为：
$$ PCD{I_i} = {\alpha _0} + {\beta _1}D{P_i} + {\beta _2}D{P_i} \times R{M_i} + {\beta _3}R{M_i} + {\gamma _i}{X_i} + {\varepsilon _i} $$ (VI) 其中，风险管理手段(Risk Management, RMi)采用是否购买保险测量, 若农户购买保险，RM=1；若农户没有购买保险，则RM=0。由表 7第(4)列的回归结果可知，多样化种植的回归系数显著为负，而交互项(DPi×RMi)的回归系数显著为正，说明当农户购买保险时，多样化种植的减收作用得到一定程度的缓解。换言之，农业风险管理手段多样性提高，从而推动农户采用新型风险管理手段，进而缓解多样化种植的减收效果。
五. 结论与政策启示
基于系统抽样获取的调研数据，通过理论分析和分位数回归分析，本文得出以下三点结论。
第一，作为传统的生产经营模式，多样化种植会导致规模经济损失，并且若缺乏科学合理操作，也不能有效发挥风险管理效果，从而对收入产生负向影响。多样化种植对高收入农户的减收作用大于低收入农户(相对贫困者)，缓解了农村相对贫困，但这不是一种有效且良性的相对贫困治理策略。
第二，适度规模生产条件下的多样化种植能够缓解多样化种植的减收效果。规模化生产具有显著增收效果，并且能够缓解多样化种植所带来的减收效果；与此同时，存在最佳的生产规模能够使得其对人均可支配收入的促进作用达到最大化，即适度的规模化生产能够对多样化种植的减收效果发挥最佳的抑制作用。
第三，风险管理手段的多样化有助于抑制多样化种植的减收效果。与多样化种植相比，保险等新型风险管理手段不过度依赖于农户个人素质，能够更好地发挥风险管理效果。
基于此，为了进一步推进农村相对贫困治理，一方面要推动农村开展适度规模化生产，另一方面要发展和完善农村金融市场。虽然多样化种植有助于缓解农村相对贫困，但通过更大程度地削减高收入农户的收入来实现贫困治理效果，不能称为“良性”的贫困治理手段；相反地，长期而言，多样化种植的减收效果不利于农村整体发展，应当在推动农村整体发展的基础上再关注相对贫困治理。发展和完善农村金融市场，推动农户风险管理手段的多样化，增加农户新型农业风险管理手段的可得性，在为农户经营性收入提供保障的同时，为农户开展规模化生产提供条件。多样化种植有减收效果，且中国土地承包经营规模不断扩大，规模化经营趋势增强，推动农村金融市场完善和风险管理手段多样化便成为乡村治理的必经之路。
① 规模经济=经营性收入/土地规模
② 风险应对能力通过“农户是否可以在一星期内借到一万元的急用资金”测量。
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表 1 变量的描述性统计
变量 观察值 均值 标准差 最小值 最大值 被解释变量 人均可支配收入/万元(PCDI) 492 1.373 8 2.723 2 0.007 5 38.325 核心解释变量 作物种类多样化即农户种植的作物种类(DP) 492 2.895 4 1.341 5 0 11 控制变量 人力资本 受教育程度(Edu) 492 6.351 8 3.144 9 0 13 健康状况(Health) 492 3.836 6 1.243 8 1 5 物质资本 耕地面积/亩/人(Ala) 492 8.877 3 6.338 1 0 58 家庭特征 家庭规模/人(FS) 492 3.350 1 1.317 6 1 10 是否为村干部(VC) 492 0.209 7 0.407 5 0 1 是否为中共党员(PM) 492 0.159 2 0.366 3 0 1 是否为农业户口(RHK) 492 0.993 9 0.077 7 0 1 注：数据来自实地调研。 
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表 2 不同收入阶层农户样本的变量统计描述
变量 高收入农户20% 中等偏上收入农户20% 中等收入农户20% 中等偏下收入农户20% 低收入农户20% 人均可支配收入/万元(PCDI) 4.287 5
(5.050 3)1.316 1
(0.246)0.748 9
(0.134 5)0.373 9
(0.100 4)0.113 7
(0.064 9)作物种类多样化(DP) 2.53
(0.947 7)2.73
(1.398 8)2.797 9
(1.484 5)3.121 2
(1.342 2)3.303 0
(1.351 1)健康状况(Health) 4.17
(1.163 9)4.33
(0.985 3)3.92
(1.145 8)3.47
(1.304 1)3.28
(1.286 0)受教育程度(Edu) 6.94
(2.939 8)7.14
(2.878 1)6.36
(3.156 6)5.85
(3.014 8)5.46
(3.443 9)耕地面积/亩/人(Ala) 11.757 8
(6.911 4)9.841 0
(7.397 6)8.105 1
(4.923 3)7.720 5
(5.940 9)6.931 9
(5.033 4)注：数据来自实地调研；表中各变量对应第一行数值为均值，第二行括号中数值为对应标准差。
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表 3 基准回归结果
被解释变量：人均可支配收入(PCDI) Q25 Q50 Q75 DP -0.074 3*** -0.081 9*** -0.125*** (-2.75) (-3.28) (-2.63) 控制变量 是 是 是 N 492 492 492 R2 0.073 5 0.102 4 0.126 6 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号内为t检验值, 后表同。
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表 4 工具变量分位数回归结果
被解释变量：人均可支配收入(PCDI) Q25 Q50 Q75 DP -0.594*** -0.799** -1.114*** (-7.86) (-2.21) (-2.72) 控制变量 是 是 是 N 413 413 413
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表 5 多样化种植对农村相对贫困影响的机制分析(I)
(1) (2) (3) (4) (5) (6) PCDI SE PCDI PCDI RCA PCDI DP -0.195** -0.058 9*** -0.142 -0.195** -0.012 8 -0.190** (-2.18) (-2.64) (-1.62) (-2.18) (-0.59) (-2.13) SE 0.984*** (5.52) RCA 0.399** (2.13) 控制变量 是 是 是 是 是 是 N 492 492 492 492 492 492 R2 0.078 6 0.113 4 0.133 8 0.078 6 0.129 2 0.087 2
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表 6 多样化种植对农村相对贫困影响的机制分析(II)
Q25 Q50 Q75 (7) (8) (9) (10) (11) (12) (13) (14) (15) PCDI SE PCDI PCDI SE PCDI PCDI SE PCDI DP -0.074*** -0.041 8** -0.011 -0.081 9*** -0.075 9*** -0.032 7 -0.125*** -0.080 2*** -0.019 2 (-2.75) (-2.32) (-0.61) (-3.28) (-4.03) (-1.44) (-2.63) (-5.25) (-0.47) SE 0.758*** 1.092*** 1.660*** (7.40) (7.06) (6.99) 控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是 是 N 492 492 492 492 492 492 492 492 492 R2 0.073 5 0.128 6 0.185 1 0.102 4 0.110 9 0.234 6 0.126 6 0.088 7 0.270 2
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表 7 进一步讨论的回归结果
被解释变量：人均可支配收入(PCDI) (1) (2) (3) (4) DP -0.195** -0.267*** -0.325 3*** (-2.18) (-5.22) (-3.17) DP×CA 0.000 026 2*** (20.75) CA^2 -0.000 007 01* (-1.85) CA -0.091 8*** 0.033 8*** (-17.28) (4.05) DP×RM 0.135 2** (-1.86) RM 1.111** (2.55) 控制变量 是 是 是 是 N 492 492 143 492 R2 0.078 6 0.702 9 0.799 1 0.385 5
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