基于生计资本的低收入农户长效增收自主适应机制——以陕西榆林地区为例

张 垚 淮建军

1 引 言

习总书记指出“增加农民收入是三农工作的重中之重”（中共中央党史和文献研究院，2019［1］），这不仅仅是三农问题，更涉及到社会政治经济的全面发展。近年来，我国凭借强大的政治体制优势，在党中央的坚强领导下全力推进精准扶贫、乡村振兴战略，脱贫攻坚已经取得全面的胜利，在农业、农村和农民的可持续发展方面取得了令世界注目的伟大成就。

但是，在农民长效增收上我们依然面临巨大的现实挑战。十八大以来农民增收速度放缓，城乡收入绝对差距不断扩大，西部农民收入水平依然偏低，2020年新冠疫情直接限制了农户收入增长（姜长云等，2021［2］）。虽然绝大部分低收入农户抓住精准扶贫的机会，积极响应乡村振兴政策，快速实现脱贫增收；但是由于低收入群体依然面临各种资源性约束，少部分低收入农户依赖于政府兜底扶贫，收入增长依然缓慢。如何实现精准扶贫和乡村振兴的有效衔接，激发低收入农户的自身能动性，建立农户长效增收机制（尹莎等，2020［3］），是全面乡村振兴过程中迫切需要解决的现实难题。

当前农户增收的研究绝大多数都从收入构成理论出发，关注不同收入来源，强调公共政策、农户行为和收入结构的关系，但是存在一些明显的不足（匡远配和汪三贵，2006［4］；黄砺和谭荣，2015［5］；朱晓燕，2017［6］）。农户增收的长效机制是指，在农业内部以及经济、社会等影响因素的综合作用下，确保农民收入持续稳定增长的内部运行机理和外部作用原理（贺喜灿，2010［7］；李丽，2016［8］）。《中共中央、国务院关于建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系的意见》提出，建立健全有利于农民收入持续增长的体制机制，包括完善农民工资性收入增长的环境，健全农民经营性收入、财产性收入的增长机制，以及转移性收入的保障机制。这为我国农民增收提供了一套系统的综合机制，强调了收入来源的稳定性和可靠性（贺喜灿，2010［7］；李丽，2016［8］），在推动精准扶贫和乡村振兴有效衔接方面发挥了巨大的作用；但是从农户响应综合机制的角度看，不难发现，它们没有反映农业内在的运行机理以及农户的内生动力。

近年来，适应性理论在社会经济领域逐渐得到应用，这为我们探究农户增收机制提供了新的理论方法。适应（Adaption）是面对各种冲击，关注和评价其风险，采取适应措施的行为（Markandya等，2014［9］）和降低冲击带来的风险和损失的思想和方法（Fankhauser，2016［10］）。适应可以分为自主适应与计划适应（Thorn等，2015［11］；Singh等，2016［12］），自主适应是指个体为应对压力所做的改变、反应或旨在减少潜在危害的事前应对措施，而计划适应是指组织为了减少压力带来的各种损失而采用的战略计划行动（Mackay，2007［13］）。自主适应和计划适应常常同时发生，相互作用（Milman和Warner，2016［14］）。依据适应性理论，政府推动的精准扶贫、乡村振兴、农业农村现代化战略活动是计划适应；农户在政策引导下，改变自己的生计策略，是计划适应下的自主适应，它取决于农户对冲击、自身适应能力以及“计划适应”等方面的认知（常成和淮建军，2018［15］；刘鹏伟等，2019［16］）。

目前，农户长效增收机制仅仅被理解为计划适应性机制的思想方法，存在巨大的风险。首先，如果把农户长效增收机制简单看作一种计划适应机制，无法分析农户自主选择与国家战略之间的相互作用，就忽略了农户选择的主动性和自主适应机制的基础作用。其次，自主适应强调农户自力更生，计划适应则强调政府力量驱动（Burnham和Ma，2018［17］），计划适应可能“促进”或者“挤出”自主适应（Chen等，2018［18］）；如果混淆农户增收的自主适应机制与计划适应机制，可能导致农户增收过度依赖政府扶贫，政府扶贫过度依赖计划适应，从而“挤出”农户自主适应，“抑制”农户增收的内生动力，这将导致自主适应与计划适应此消彼涨，乃至出现“适应鸿沟”（Castells-Quintana等，2018［19］）。只有在计划适应条件下鼓励农户自主适应，才能在乡村振兴中实现政府引导和市场激励相结合的增收机制，从而保护农民的根本利益。因此，“在计划适应下农户如何自主适应，实现长效增收？”是探究农户长效增收机制的科学问题。

本文依据适应理论方法，基于农户自主适应是农户采用生计资本实施不同策略实现生计结果的过程的前提，提出的农户人力资本、物质资本、自然资本、社会资本和金融资本显著影响农户收入的假设；根据可持续生计分析框架构建生计资本指标，采用OLS逐步回归模型估计和稳健性检验分析生计资本对年收入及其分项收入的影响；分析不同生计资本的增收效应和异质性，突出计划适应条件下的低收入农户增收的自主适应机制。研究发现农户长效增收的自主适应机制是农户使用生计资本组合实现收入增加的机制；提升生计资本增加农户收入，但是这种增收效应具有互补性、替代性和异质性，更有利于“富人”而不是“穷人”；建议低收入农户依据生计资本异质性，在乡村振兴中通过提能、强基和结盟策略，促进实现增收的自主适应机制。

前人研究局限于计划适应和政府政策的视角，没有反映农业内在的运行机理以及农户的内生动力，本文从自主适应的新视角克服了这些不足。具体讲，本文的创新有三：第一、从农户生计选择的视角突出农户基于外部冲击的内生动力，用适应性理论来解释农户增收长效机制，提出农户长效增收机制是在政府计划适应条件下农户自主适应的机制，实现了农户收入理论研究的创新；第二、从刺激-响应的决策过程中的反馈机制，比较不同生计资本在增收过程中的协同和抵消作用，突出了长效作用机制的内涵；第三、不同于以往的宏观或者中观视角，从农户微观视角结合农户增收的自主适应机制的异质性，提出提能、强基和结盟是农户增收的自主适应策略。

2 生计资本影响农户长效增收的理论分析

农户自主适应是农户采用生计资本实施不同策略实现生计结果的过程。包括自然、人力、物质、金融、社会资本在内的生计资本对农户生计结果产生重要的影响（管睿等，2019［20］）。不同资本组合及其形成的不同生计策略（韦惠兰和祁应军，2017［21］），导致不同生计结果，对农户收入带来不同影响。

2.1 人力资本与农户收入

农户人力资本是决定农户增产增收的关键性资源，主要体现在家庭劳动力人数、劳动力质量、劳动力教育水平以及劳动力质量上。城乡人力资本结构优化，能形成缩小城乡收入差距的长效机制。随着教育水平的提高，农户通过保护权益，学习培训、采用和开发技术等提升自己的能力，获得更多就业机会，促进劳动力非农化就业，增加农户收入（Yang和Guo，2017［22］）。健康农户的教育水平越高，生计选择越多，能够更好地减少贫困（Paula和Gruskin，2003［23］；张学鹏和孙明雨，2020［24］）。在空心化严重的贫困农村，劳动力增加有显著的增产和增收效应（陈宏伟和穆月英，2019［25］），因此家庭规模越大，实际可支配收入越高（韦惠兰和祁应军，2017［21］）。因此，家庭劳动力平均外出务工的时间决定着农户收入增长速度；农户家庭规模越大，外出务工时间越长，农户非农就业收入增加越多（宋莉莉等，2014［26］）。不考虑人口结构时,综合健康、自评健康、活动能力、大病健康均对农户收入水平有正向影响,但是活动能力对人均收入的影响最大（陶成，2019［27］）。韩玉萍（2015）［94］在研究农户劳动人口就业结构对家庭收入的影响时发现,家庭劳动人口职业技能、劳动力数量对人均纯收入有重大正向影响。

因此提出

假设H1：农户人力资本会正向影响农户收入。

假设H1.1：农户教育水平正向影响农户收入。

假设H1.2：农户家庭规模正向影响农户收入。

假设H1.3：农户健康水平正向影响农户收入。

假设H1.4：农户劳动能力正向影响农户收入。

2.2 物质资本、自然资本与农户收入

从事传统农业生计活动的低收入农户更容易受到源于自然灾害、经济大环境等外界冲击的影响。所以要增加农户收入，必须改善外在的农村自然条件以及物质基础，即物质资本和自然资本。明显改善农村生产生活的物质基础与自然环境，能够促进低收入农户的收入增长（杨迎亚和汪为，2020［28］）。柳荻等（2022）［29］研究发现耕地面积、租入耕地对农户家庭人均收入有显著的正向影响。近年来我国农村在自然资源开发利用，尤其是饮水工程等公共服务方面有待提升，因此加快农村基础设施建设和自然资源的合理利用，尤其是水利设施、饮水工程的发展，依然是实现农户增收的基本保障（郭金玲，2019［30］）。在资源禀赋方面，家庭人均林地面积对人均收入有正向影响作用（李烨和毛宇飞，2014［31］），类似的，农户的牧草面积也会带来大量的收入；住房面积对农户家庭总收入有显著的正向影响（黄旭，2020［32］）。

因此提出

假设H2：农户物质资本和自然资本正向影响农户收入。

假设H2.1：农户耕地面积正向影响农户收入。

假设H2.2：农户林地面积正向影响农户收入。

假设H2.3：农户牧草面积正向影响农户收入。

假设H2.4：农户房屋面积正向影响农户收入。

2.3 社会资本、金融资本和农户收入

乡村社会是人情社会，农户增收自然而然依赖基于血缘和地缘的社会关系和金融网络，它们对应的是社会资本和金融资本。农户的收入受到社会资本与金融资本的影响。王恒彦等（2013）［33］分析了社会资本对农户收入的影响,揭示社会资本影响农户收入的作用机制。石钰炜等（2021）［95］发现社会资本和金融资本对搬迁户收入的促进效应较高。农户社会网络化或者参与度越高，社会信任感越强，越有利于农户融入到社会，并利用公共资源提高收入（孙伯驰和曹景林，2020［34］）。金融资本不仅能够聚集保障经济社会内生演进的力量（Evstigneeva和Ruben，2013［35］），而且能够提高组织有效性（Changho等，2017［36］）。正规信贷显著增加西部贫困地区农户收入，促进非农业就业等（Chen等，2021［37］；Dalu和Charlie-M，2018［38］）。程名望等（2015）［39］基于2003-2010年全国农村固定观察点微观住户调查数据，研究发现：人力资本、物质资本、金融资产、非农就业缩小了农户收入差距；而社会资本、金融负债、制度与政策、区域发展水平等拉大了农户收入差距，这说明金融资本和社会资本对于农户收入可能产生相反的作用。从金融资本看，人均金融资产额或人均累计借贷额显著影响农户收入水平；从社会资本看，党员或干部会依靠其政治资本从企业中谋得经济收益；通过会议、文件等形式，能更快更准确地获取有价值的政治、经济信息，获得诸如就业选择、社会福利等收益，最后转化为明显的经济收益（程名望和史清华，2014［40］）。但是，拥有较多金融资本的农户从事农业生计的可能性较小（Huang等，2021［41］），金融波动会抵消金融发展的减贫效果（崔艳娟和孙刚，2012［42］）；社会资本对农户收入的影响存在明显的门槛效应，只有社会资本高于门槛值时，才能显著地促进农户收入提高（刘彬彬等，2014［43］）。

因此提出

假设H3：社会资本和金融资本对农户收入存在拖累效应。

假设H3.1：社会资本正向影响农户收入。

假设H3.2：金融资本正向影响农户收入。

假设H3.3：社会资本和金融资本对农户收入存在拖累效应。

2.4 生计资本的抵消或者协同作用

理性农户要根据各种风险、社会环境变化和政府计划适应机制，利用生计资本主动调整生计策略，维护或者改善生计结果。农户利用社会资本、金融资本、人力资本等采取不同的适应策略降低面临的自然风险和市场风险（Zeng等，2021［44］），但是自然资本和有形资本可能会造成相反的作用和结果（Kuang等，2020［45］）。四川和云南的农户参与森林碳汇项目的收入受到自然资本和物质资本显著的正向影响，人力资本、金融资本和社会资本显著的负向影响（Qiu等，2018［46］）。为了从洪水冲击中恢复，南非农户使用自然资本替代金融资本，建立应急网络降低了生计脆弱性（Dalu和Charlie-M，2018［38］）。印度农户通过将社会资本和自然资本转化为金融资本来补充收入季节性（Huang等，2021［41］）。生计资本之间的互补或者替代关系（Li等，2017［47］）是农户生计选择结果也有抵消或者协同效应（赵伟锋，2017［48］）。因此，如果多个生计资本对同一种收入影响方向不一致，有正有负，则这些生计资本抵消总收入增长；如果不同生计资本对同一种收入影响方向一致，则这些生计资本对总收入增长存在协同作用。比如，受教育程度提高可抵消年龄增长对生计稳定的负面影响（孙晗霖等，2021［49］）。

这里提出

假设H4：生计资本对农户增收存在抵消或者协同作用。

假设H4.1：生计资本对农户收入影响正负不一时，生计资本对农户增收存在抵消作用。

假设H4.2：生计资本对农户收入影响正负一致时，生计资本对农户增收存在协同作用。

2.5 生计资本的异质性

农户收入一般包括为财产性收入、家庭生产经营性收入、工资性收入和转移性收入。由于不同收入的来源和功能不同，再加上农户自身的局限性，不同收入增长的影响因素也会有所不同（张博，2020［50］）。居住在城郊地区与偏远地区的农户收入结构有明显差距，前者以工资性收入和家庭生产经营性收入为主，后者以财产性收入和转移性收入为主（柴宏蕊等，2019［51］）。就业培训对不同收入水平的建档立卡贫困户的增收效应也具有异质性（平卫英等，2020［52］）。农户生计策略对各类生计资本的敏感性不同，不同类型村庄的敏感性也存在差异（Xu等，2019［53］）。张海霞等（2020）［54］为了考察不同农户群体对农业技术采纳意愿具有差异性，将贫困程度不同的农户、不同规模的农户和不同非农收入比重的农户进行分组探讨。彭斯等（2022）［55］通过内生转换回归模型探讨绿色防控技术采用的收入效应时确认，不同家庭收入水平与不同种植规模农户的技术采用收入效应存在显著异质性。同理，不同主体功能区耕地利用功能之间存在显著的空间异质性（李海燕等，2016［56］）；农户生计资本的增收效应对不同收入水平的农户存在显著差异，富裕农户的获益明显高于贫困农户（史常亮，2019［57］）。因此农户收入长效增收的影响因素和作用效果具有异质性。

这里提出

假设H5：生计资本对农户增收存在异质性。

假设H5.1：生计资本对不同家庭规模农户增收存在异质性。假设H5.2：生计资本对不同年龄农户增收存在异质性。

假设H5.3：生计资本对不同耕地面积农户增收存在异质性。

3 研究设计

3.1 数据来源与方法

选择陕西省榆林市低收入农户作为研究对象具有一定的典型性和代表性。榆林市地处毛乌素沙漠地区，农业基础薄弱，受自然灾害影响较大；截至2020年11月，榆林市48.63万贫困人口退出贫困。2020 年8月我们从榆林市建档立卡的贫困户数据库中按照榆林下辖的12个区县人数的0.03%，分层随机抽取300份数据作为基础样本，这里低收入农户包括2019年以前已经脱贫和还没有脱贫的贫困户。在每个县区我们按照万分之三的比例抽取，分析低收入农户长效增收机制，既满足了分层随机抽样的代表性和典型性，又有助于把结果推广应用。具体抽样的方法如下：首先，我们取得榆林市政策调研室委托，在农业局、扶贫办等地通过和相关工作人员讨论，确定农户增收长效机制研究的实证分析框架，根据框架获得指标体系和数据库的相应数据。

结合已有文献（钱忠好, 王兴稳，2016［58］；谢先雄等，2020［59］；李桦等，2013［60］），我们采用OLS逐步回归模型估计生计资本对年收入及其分项收入，如工资性收入、生产经营性收入、转移性收入和财产性收入的影响，再按照年收入及其分项收入的平均数把总样本分为两组子样本，采用OLS逐步回归模型对低于平均数的Q1组以及大于平均数的Q2组进行回归，检验基准回归结果的稳健性，探讨低收入农户长效增收的自主适应机制。

3.2 变量选取与描述性统计分析

本文选择的自变量是生计资本。根据可持续生计分析框架构建生计资本指标。DFID理论认为生计资本包括人力、自然、物质、社会、金融资本等（见表1）。

表1 变量赋值与描述性统计分析

续表

（1）人力资本。人力资本是指依赖于人体的具有一定的经济价值的知识、技能、体力、健康等质量因素之和，常常用户主特征、家庭人口数及构成、务农劳动力、健康状况、教育和技能等表示。结合数据的可获得性，这里选择户主个人特征（年龄、性别、受教育水平、健康状况、劳动能力、务工时间、就业渠道）和农户特征（家庭规模）测量人力资本。

（2）物质资本。物质资本是指长期存在的生产物质形式，体现为建筑、机器、设备、房屋、交通设施等，又可以分为生产性资产、生活性资产、储备资产和基础设施等。取水方式、房屋类型和结构、生活性财产和生产性工具拥有情况，宅基地面积、住宅现值、物质资产指数、集市便利、集体经济状况和农户享有的基础设施服务［15］等指标常常被用来测量物质资本。这里用房屋面积表示生活资料，用农户住宅到主干道的距离、农户村内道路类型反映农户基础设施。

（3）自然资本。自然资本是自然资源的存量，包括农户的土地、水资源以及自然灾害等。土地是农户最重要的自然资源，不同类型土地的面积意味着农户从事不同的种植活动，会影响农户农业收入的来源和水平。这里选择耕地、林地、牧草面积表示自然资本。

（4）社会资本。社会资本是个体或者团体之间的关联，包括社会网络、互惠性规范和由此产生的信任，是人在社会结构中的地位带来的资源（宋菁和顾伟，2011［61］；林南，2005［62］）。赶集频率、参加农业合作组织、是否就任村干部、亲戚数、日常联系人数等来被用来衡量农户社会资本（常成和淮建军，2018［15］；王恒和淮建军，2016［63］；吴晓萍等，2019［64］）。结合数据可获得性，这里选取是否参与农业订单、是否享有最低保障、是否购买养老保险以及商业医疗保险等指标来衡量社会资本。

（5）金融资本。农户金融资本是用于消费和生产的现金以及可获得的借贷的机会，一般用农业收入、农村人均可支配收入、人均GDP、农村社会消费品总额、家庭支出、农业保险和金融服务等衡量金融资本（常成和淮建军，2018［15］；王恒和淮建军，2016［63］；吴晓萍等，2019［64］）。这里选择养老保险金、生态补偿金、其他转移性收入、生产性支出等衡量金融资本。本文选择年收入、经营性收入、转移性收入、财产性收入、工资性收入等衡量因变量。

表1报告了样本特征。被访者主要是男性户主，平均年龄56岁，一般小学毕业，有2-3名子女，外出务工并且年平均工作3.88个月，多数低收入农户门前有泥土路；分项收入均值从大到小依次为工资性收入、生产经营性收入、转移性收入、财产性收入。同时，低收入农户对农业订单、最低保障和商业医疗保险的参与度偏低。

4 生计资本影响低收入农户收入的实证分析

4.1 基准回归

在表2中，第（1）列显示了生计资本影响低收入农户年收入的基准回归结果，家庭规模、务工时间、干道距离、商业医疗保险和生产性支出显著影响年收入。从人力资本看，家庭规模、务工时间在1%的显著水平上正向影响年收入。家庭规模不仅反映农户拥有的劳动力数量和质量，而且间接反映农业劳动力投入，非农就业概率以及社会联系。持续增收是人力资本积累的结果，人力资本投资对劳动生产率和产出具有积极影响，对贫困家庭的积极影响更大（Abrigo等，2018［65］）。从物质资本看，干道距离在1%的显著水平上负向影响年收入，这与“到公路的距离对农户收入水平存在显著的影响”（李欣等，2015［66］）的观点一致。从金融资本看，在5%的水平上商业保险负向影响年收入。在1%水平上生产性支出对年收入有正向影响。可见，人力资本、物质资本、金融资本对低收入农户年收入有显著影响。因此假设H1、H2、H3得证。

表2中既有与年收入正相关的人力资本，也有与年收入负相关的物质资本和金融资本。家庭规模和务工时间对年收入的正协同作用是7616.54+918.07=8534.61，这是一种明显的通过劳动力和劳动时间数量增加带来的规模经济效应；干道距离和商业保险负协同作用是(-3193.76)+(-8021.46)=-11215.22，这些生计资本对应年收入的抵消作用是2062.39+(8534.61-11215.22)+1.97=-616.35，这种正负抵消作用验证了H4。

4.2 稳健性检验I

年收入的子样本再回归。子样本回归被广泛用于稳健性检验（刘洋和青白，2016［67］；文雁兵，2020［68］）。表2第（1）列评估的是生计资本对所有低收入农户年收入影响的平均效应。表2第（2）列-（3）列显示，年收入子样本回归结果中家庭规模、务工时间和生产性支出具有显著性影响，说明基准回归结果具有稳健性，均支持 H1，H2，H3。

4.3 稳定性检验II

分项收入的子样本再回归。从表2第（4）-（11）列不难看出，在5%的显著水平上，在所有分组中的家庭规模和生产性支出，生产经营性收入分组、转移性收入组和财产性收入分组的务工时间，工资性收入分组和转移性收入分组的干道距离，财产性收入分组的商业医疗保险分别与表2（1）基准模型回归系数的符号相同，同时对农户年收入有正负影响。这说明基准回归模型通过稳健性检验，支持假设H1，H2，H3，H4。

表2 生计资本对低收入农户增收的影响：基准回归和稳健性检验(因变量：年收入)

5 低收入农户长效增收的机制分析

要了解农户长效增收机制，就必须分析年收入的每一个分项收入的影响因素及其增收效应。本部分采用逐步OLS模型来检验农户分项增收的影响因素。

5.1 低收入农户分项收入的基准回归、稳健性检验和内生性检验

在表3中，工资性收入、生产经营性收入、转移性收入的基准回归通过了稳健性检验，但是财产性收入基准回归并没有通过稳健性检验，故在表3中省略。在表3中第（1）-（3）列显示，家庭规模、务工时间、农业订单与工资性收入正相关，而林地面积、其他转移性支出与工资性收入负相关。第（4）-（6）列显示，家庭规模、生产性支出与生产经营性收入正相关，而务工时间、干道距离与生产经营性收入负相关。第（7）-（9）列显示户主年龄和教育、就业渠道与转移性收入负相关，而最低保障、其他转移性收入与转移性收入正相关。值得注意的是，牧草面积增加(3680.37)而就业渠道(-800.62)减少转移性收入，这说明物质资本和人力资本之间存在抵消作用。务工时间使生产经营性收入减少620.03元，而使工资性收入增加1561.92元，最终年收入增加941.58元，因而生产经营性收入与工资性收入之间存在着抵消作用。最后，由于在表3第（10）列中显示务工时长与农户工资性收入存在正向相关关系，证明了农户务工时间越长工资性收入越高。但由经济学原理可知，农户工资性收入越高在农户工时较短时也会激发农户的动力增加农民务工时长，整体呈现先上升后下降的趋势，这种反向因果关系导致这两组变量存在内生性问题。因而选取本村其他低收入农户的平均务工时长作为工具变量检验这两组变量是否存在内生性问题。由表三第（10）列可知，工具变量显著，排除内生性问题。总之，工资性收入、生产经营性收入、转移性收入的基准回归通过稳健性检验和内生性检验，证明H1、H2、H3、H4得到验证。

表3 生计资本对低收入农户分项收入的影响：基准回归、稳健性检验和内生性检验

续表

续表

5.2 增收效应分析

不同生计资本对农户收入的影响方向和大小不同，对不同类型农户的收入会产生不同影响，出现“助富”和“助贫”两种效应，甚至扩大贫富分化。在持续的精准脱贫和乡村振兴过程中，农户增收具有一定的滞后性，在滞后期高收入者具有更多资源和机会，所以比穷人优先出现增收（封进和余央央，2007［69］），形成较多积累；不同收入流动性带来不同的收入分配，因此“富者更富，穷者更穷”（章奇等，2007［70］）。

表2第（3）列减去第（2）列，显示了生计资本对低收入农户年收入的增收效应及其差异。在5%的显著水平上，高年收入农户每单位家庭规模、务工时间和生产性支出的增收效应分别比低年收入农户高1263.51元、791.81元和0.2元。家庭规模和务工时间这种明显的“助富”效应，再次支持“人力资本对中高收入者更有利”的观点（刘林等，2016［71］）。

同理，表2进一步显示了生计资本的增收效应及其分化。在1%的显著水平上，每增加一个家庭人口，高工资性收入农户、高生产经营性收入农户的年收入增量比相应的低收入农户分别多出约3100元和4600元；每增加一个月的务工时间，高财产性收入农户和高生产经营性收入农户年收入增量比相应的低收入农户分别多出500元和1000元，因此家庭规模和务工时间更有利于“富人”增收。但是，家庭规模对高转移性收入农户和高财产性收入农户的增收效应，比相应的低收入农户分别少约3200元和1800元，说明家庭规模更有利于转移性收入和财产性收入较低的“穷人”增收。如果干道距离的缩短，高工资性收入农户比对应的低收入农户年收入多2729.47元，这也可以给低转移性收入农户带来约5000元的年收入。生产性支出对低工资性收入农户的影响要比相应的高收入农户大0.39元，对低转移性收入农户的影响比相应高收入农户大0.12元，表明生产性支出更有利于工资性收入和转移性收入较低的“穷人”增收。

5.3 异质性分析

在特定的计划适应机制下农户会选择不同的自主适应机制和策略（何仁伟等，2017［72］），不同的适应机制对不同农户收入的贡献不同。

由表4可知，在5%的显著水平上，与小农户相比，大农户家庭规模的增收效应多出2701.95元，生产性支出的增收效应多出1.54元。务工时间、干道距离、农业订单和最低保障显著影响着小农户的年收入。在5%的显著水平上，低龄组比高龄组的家庭规模的增收效应高出3302.82元，这说明户主年龄越小，年轻的家庭成员越多，带来的年收入就越大。低龄组耕地面积（-443.36）和高龄组就业渠道（-3533.65）的负回归系数说明年轻人种地和老年人就业入不敷出，低龄组的务工时间和高龄组的最低保障分别显著影响年收入。这些都印证了年轻人外出务工，留守农业人口“老龄化”等问题（Hu等，2020［73］；Zhong，2011［74］；Chen，2016［75］；郭远智等，2019［76］）。可见，由于家庭规模和户主年龄等人力资本的差异，低收入农户自主适应机制有异质性。

表4 低收入农户长效增收的自主适应机制的异质性分析(因变量：年收入)

这里从耕地面积考查物质资本禀赋下低收入农户自主适应机制的异质性。由表4第（5）-（6）列可知，少地组的家庭规模增收效应比多地组多出7480.75元，这支持“耕地面积和家庭规模是影响农户家庭收入的主要因素”（李聪等，2020［77］）的观点；另外，道路类型和耕地面积是少地组的年收入的影响因素，而务工时间、农业订单和最低保障影响多地组的年收入。这里从干道距离考查自然资本禀赋下低收入农户自主适应机制的异质性。由表4第（7）-（8）列可知，与干道距离大的组相比，干道距离小的组家庭规模的增收效应多出3121.64元，生产性支出的增收效应低1.14元；务工时间、农业订单、就业渠道、耕地面积、最低保障影响干道距离大的组年收入。到主干道的距离、到最近地级城市距离等与脱贫效果显著相关，而且直接导致贫困地区空间分化（汪德根等，2020［78］；刘彦随和李进涛，2017［79］）。上述结果从农户分化的视角验证了假说H5。

6 低收入农户增收的自主适应策略分析

自主适应的关键取决于适应能力、适应基础和“适应机制”。目前，政府主导的各项扶贫政策、乡村振兴的战略是计划适应，农户在此基础上所做的各种生计选择是计划适应条件下的自主适应。这就需要顺应全面加快乡村振兴的战略需求，进而完善农村基础设施建设，借助体制机制力量提升农户自身适应能力，建立更广泛的利益连结机制，从而实现农户长效增收。简言之，实现低收入农户长效增收的自主适应机制主要有提能、强基、结盟三种策略。

6.1 提能策略

要实现农户增收的自主适应机制，必须提高农户的适应性能力，简称提能。农户的适应能力是指农户为了应对各种冲击条件，自动调整资源利用方式，应对各种可能的风险，提高或者保障自己生存和发展的能力，其核心是“调整”形式、潜力与能力（喻忠磊等，2013［80］）。依靠显著影响农户收入的人力资本，激励农户接受相应的教育培训，保证健康充沛的精力，增强生存技能、生产技术，以及吃苦耐劳和勤奋肯干的精神，这些都能给农户“提能”，创造形成资本的能力。农户人力资本的提升，不仅使农户自身学习的能力在提升，也使得农户就业或者创业的能力，种粮大农户的粮食生产能力，村干部的治理能力，合作社的组织和盈利能力等得到提升（陶红艳，2017［81］；张守龙，2020［82］；曾艳等，2021［83］；佟光霁等，2017［84］；熊小杏，2019［85］）。

6.2 强基策略

农户选择适应性策略常常面临着缺乏资金、信息和制度保障、基础设施以及被边缘化等困难（Castells-Quintana等，2018［19］），因此增加农户收入要改善农户生存环境，这是强基策略。在表 2 第（1）列中，代表农户以前收入的常数项偏低，人力资本的正向影响小于自然资本和物质资本的负向影响，这说明低收入农户受到以往收入少、结构单一、道路设施不完善、远离市场、交易成本高、健康状况差等因素的制约（杨龙等，2021［86］）。农村道路建设为农村发展、农户脱贫提供了有力的帮助，村内道路建设类型及其修缮直接影响农户生产经营成本（唐娟莉，2013［87］）。因此，农户扩大对耕地面积、化肥农药等的生产性投入，可以增加生产经营性收入或者转移性收入等（陈思等，2020［88］）；政府主导下农户参与的修路搭桥、开通公交线图、建设乡村诊所、移民搬迁等，必然缩短干道距离，降低运输成本、医疗门诊费用和生产经营性成本，扩大农户非农就业、接受教育等机遇，使农户通过大市场获得更多资源，增加农户收入（刘子媛，2015［89］）。

6.3 结盟策略

农户增收需要农户加入合作组织，建立利益分享机制，这就是结盟策略。低收入农户由于储蓄少、购买力低，很少形成资本，同时生产效率低下，容易陷入低收入的恶性循环（王铄玞等，2015［90］；肖芳和淮建军，2018［91］）。要实现农户长效增收的自主适应机制，必须建立一种联盟，努力实现农户与其它主体之间的合作，实现资本的流通，打破这种贫困的恶性循环。农户通过参与企业或者合作社的生产活动，实现分工协作，带动农业的发展，强化彼此的利益联结、社会信任等（白丽和赵邦宏，2015［92］），并且通过农业订单、社会化服务、信贷服务等形式，建立相应的市场激励机制，这样既能促进城乡融合，又能促进企业或合作社与农户的融合，从而帮助低收入农户增加收入（林宣佐和陈希，2020［93］）。

7 结论与政策启示

虽然我国脱贫攻坚已经取得全面胜利，但要实现乡村全面振兴乃至共同富裕的目标依然任重而道远，低收入农户长效增收依然是重中之重。为此，本文构建低收入农户长效增收的自主适应机制的研究假说，利用陕西省榆林市建档立卡贫困户的截面数据，采用OLS逐步回归模型识别生计资本对低收入农户收入的影响，并进一步探究了其作用机制、增收效应与异质性。得出如下结论：① 农户长效增收机制是在政府计划适应下农户自主适应机制，通过生计资本影响农户收入实现；② 不同生计资本对农户增收存在抵消和协同作用，不同分项收入对农户总收入的增加也存在抵消和协同作用；③ 生计资本的增收效应更有利于“富人”而不是“穷人”，生计资本对农户增收具有异质性，因此农户长效增收机制具有异质性；④ 提能、强基以及结盟是低收入农户长效增收的自主适应策略。

基于上述结论，得出如下政策启示：第一，在乡村振兴中应该更加关注与扶持低收入水平、容易返贫的脱贫群体，尤其是老龄化严重、健康状况不佳和教育水平低下的小农户，使他们平等实现长效增收。第二，要识别生计资本或者生计策略之间的关系，只有增加具有互补关系的生计资本，积极推进具有协同作用的适应型策略才能实现低收入农户长效增收。第三，依据显著影响农户增收的生计资本，确定具体的提能、强基和结盟策略的内容，促进农户实现增收的自主适应机制。第四，要根据不同农户生计资本的异质性，因地制宜，分类施策；依据农户生计分化的规律，政府可以通过体制和机制改革鼓励家庭规模大、多地的低收入农户进行规模化生产经营；鼓励年轻、劳动能力强的低收入农户加大生产性支出从而投身专业化农业生产。

不同于以往，本文从适应性理论视角研究农户增收长效机制问题，把政府主导、社会参与的乡村振兴视为计划适应机制，把激发农业内在的潜力，农户做出理性生计选择视为农户自主适应；剖析了农户依赖计划适应机制提供的各种环境和激励，通过生计资本组合，独立的生计决策实现长效增收机制。当然，本文也存在一定不足，首先，研究区域的选取具有一定的局限性，仅以榆林地区低收入农户的增收自主适应机制难以代表我国低收入农户自主适应模式；其次，选取的样本量在未来的研究中可以进一步扩大，以确保实证分析结论更加精准；最后，自主适应和计划适应之间的交互作用有待进一步解释。