工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響實(shí)證研究—基于CLDS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究?jī)?nèi)容摘要：促進(jìn)農(nóng)民增收是解決三農(nóng)問(wèn)題的根本，更是實(shí)現(xiàn)全面小康社會(huì)的關(guān)鍵所在，而工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展和農(nóng)民增收具有深刻影響。本文基于2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)，運(yùn)用工具變量法實(shí)證檢驗(yàn)了工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響，并進(jìn)一步分析了可能的中介機(jī)制和調(diào)節(jié)效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，工商資本下鄉(xiāng)有助于提高農(nóng)戶(hù)家庭總收入，并且以租賃農(nóng)地的形式下鄉(xiāng)會(huì)通過(guò)非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)家庭工資性收入，以提供社會(huì)化服務(wù)的形式下鄉(xiāng)則會(huì)通過(guò)勞動(dòng)生產(chǎn)率促進(jìn)家庭農(nóng)業(yè)性收入；農(nóng)地確權(quán)、農(nóng)地轉(zhuǎn)出、村莊經(jīng)濟(jì)區(qū)位在其中發(fā)揮了調(diào)節(jié)效應(yīng)。最后基于實(shí)證分析結(jié)果，本文提出要注重工商資本下鄉(xiāng)形式的有效結(jié)合，堅(jiān)持以民文本、切實(shí)保障農(nóng)民基本權(quán)益以及積極發(fā)展農(nóng)村金融以增加農(nóng)戶(hù)獲取正規(guī)信貸等政策建議。關(guān)鍵詞：工商資本下鄉(xiāng)工資性收入農(nóng)業(yè)性收入非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率一、引言近年來(lái)，為深入推進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，黨中央國(guó)務(wù)院提出了“建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機(jī)制和政策體系，加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化”的戰(zhàn)略路徑，要求建立健全有利于城鄉(xiāng)要素合理配置、鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)多元化發(fā)展以及農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)的體制機(jī)制。可以看出，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)要素融合互動(dòng)是新時(shí)代重塑城鄉(xiāng)關(guān)系、走城鄉(xiāng)融合發(fā)展之路的必然選擇。資本、技術(shù)、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間的自由流動(dòng)可通過(guò)“回流效應(yīng)”和“擴(kuò)散效應(yīng)”，促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)和諧發(fā)展（郭曉鳴等，2016）。然而，受制于制度政策、市場(chǎng)壟斷、二元結(jié)構(gòu)等因素影響，發(fā)展中國(guó)家的要素市場(chǎng)發(fā)展滯后，農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門(mén)的生產(chǎn)要素?zé)o法實(shí)現(xiàn)充分流動(dòng)（Temple，2005）。而且，在城鎮(zhèn)化過(guò)程中出現(xiàn)了城市對(duì)農(nóng)村的吸附效應(yīng)以及要素資源單向流動(dòng)的格局，致使農(nóng)村失去了生產(chǎn)要素的有力支撐，農(nóng)村諸多要素大量外流或被奪走的趨勢(shì)未能有效遏制，最終造成鄉(xiāng)村快速凋敝和城市急劇膨脹的局面（張玉林，2019）。此種情形下，引導(dǎo)城市工商資本下鄉(xiāng)成為解決這一難題的有效思路，中央一號(hào)文件自2013年以來(lái)鼓勵(lì)“城市工商資本到農(nóng)村發(fā)展適合企業(yè)化經(jīng)營(yíng)的種養(yǎng)業(yè)”、引導(dǎo)“工商資本參與鄉(xiāng)村振興”，旨在暢通各類(lèi)要素下鄉(xiāng)渠道，支持農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展，羅來(lái)軍等（2014）研究指出資本下鄉(xiāng)、技術(shù)下鄉(xiāng)、人才下鄉(xiāng)應(yīng)相伴而行，最為關(guān)鍵的在于資本下鄉(xiāng)。工商資本下鄉(xiāng)作為緩解城鄉(xiāng)要素單向流動(dòng)進(jìn)而達(dá)到雙向自由流動(dòng)的重要舉措，儼然將成為一種長(zhǎng)期趨勢(shì)。沒(méi)有城市資本、技術(shù)、人才等要素下鄉(xiāng)就無(wú)法實(shí)現(xiàn)真正的鄉(xiāng)村振興，在生產(chǎn)要素長(zhǎng)期持續(xù)下鄉(xiāng)的帶動(dòng)下，資本、技術(shù)、人才等要素才能流向農(nóng)村，從而實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)發(fā)展均衡配置，激發(fā)鄉(xiāng)村發(fā)展的內(nèi)在活力?；诖?，各級(jí)地方政府相繼制定了一系列文件和政策，鼓勵(lì)并引導(dǎo)資本下鄉(xiāng)，并在全國(guó)各地掀起了工商資本下鄉(xiāng)熱潮。而且在不少地區(qū)，工商資本已經(jīng)成為推動(dòng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要力量。不可否認(rèn)，工商資本下鄉(xiāng)使得勞動(dòng)力、資本和土地等生產(chǎn)要素之間的配置失衡狀態(tài)有所改善，也深刻改變了農(nóng)村的生產(chǎn)和生活方式。但必須指出，受到政策利益、圈地誘惑、錦標(biāo)賽體制等多種因素影響，這一波下鄉(xiāng)熱潮并非是完全市場(chǎng)化的結(jié)果，那么，工商資本下鄉(xiāng)到底給農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展帶來(lái)怎樣的實(shí)際影響？這是值得深入探討的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，也是本文研究的邏輯起點(diǎn)。農(nóng)民增收是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的核心目標(biāo)，工商資本下鄉(xiāng)能否得到農(nóng)戶(hù)的響應(yīng)，關(guān)鍵在于是否促進(jìn)了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展并帶來(lái)農(nóng)民收入水平的提高，因此，本文利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了工商資本下鄉(xiāng)與農(nóng)戶(hù)家庭收入之間的關(guān)系，并深入探討了其作用機(jī)制和調(diào)節(jié)效應(yīng)，對(duì)于這些問(wèn)題的考察，有助于豐富工商資本下鄉(xiāng)領(lǐng)域的研究成果，也對(duì)我國(guó)更好的優(yōu)化城鄉(xiāng)要素配置并實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展提供借鑒與參考。二、文獻(xiàn)綜述學(xué)術(shù)界關(guān)于工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)民收入影響的研究莫衷一是，還未形成統(tǒng)一共識(shí)，存在著兩種截然不同的觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)是工商資本下鄉(xiāng)能夠?yàn)檗r(nóng)民收入帶來(lái)積極的作用。VonBraun（2009）認(rèn)為工商資本可以為農(nóng)村帶來(lái)先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，實(shí)現(xiàn)減貧。Zasada等（2015）在研究歐洲農(nóng)村發(fā)展政策時(shí)指出資本下鄉(xiāng)通過(guò)不同方式促進(jìn)了農(nóng)村地區(qū)發(fā)展，如改善了農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、有助于就業(yè)以及提高農(nóng)村地區(qū)的生活質(zhì)量。楊磊、徐雙敏（2018）研究表明由農(nóng)業(yè)公司主導(dǎo)的資本下鄉(xiāng)道路，讓鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)快速實(shí)現(xiàn)與市場(chǎng)有效對(duì)接，一定程度上解決了農(nóng)村資源稟賦不足的難題，通過(guò)規(guī)模經(jīng)營(yíng)激發(fā)土地要素效能，最終增加了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入。李乾等（2018）通過(guò)實(shí)地調(diào)研探究工商資本下鄉(xiāng)與農(nóng)民增收的互動(dòng)機(jī)制，指出下鄉(xiāng)企業(yè)為農(nóng)戶(hù)提供資金、技術(shù)和生產(chǎn)資料等，并以保底價(jià)或高于市場(chǎng)價(jià)的訂單價(jià)收購(gòu)農(nóng)產(chǎn)品，保障了農(nóng)戶(hù)的基本收益。李明賢、劉宸璠（2019）認(rèn)為工商資本引領(lǐng)下的農(nóng)民依附于龍頭企業(yè)，學(xué)習(xí)到了新的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，在短期內(nèi)獲得了實(shí)質(zhì)性的收入增加。此外，以龍頭企業(yè)為代表的工商資本下鄉(xiāng)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)一二三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的整合性融合，進(jìn)而有助于農(nóng)民增收。李云新等（2017）利用湖北省農(nóng)戶(hù)家庭微觀調(diào)研數(shù)據(jù)對(duì)345個(gè)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行分析，認(rèn)為農(nóng)民通過(guò)土地、資金、技術(shù)等生產(chǎn)要素入股下鄉(xiāng)農(nóng)業(yè)企業(yè)的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合方式使得收入增加59%。郭軍等（2019）指出以土地、資金入股企業(yè)的方式參與農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合將為農(nóng)村培育新的增長(zhǎng)點(diǎn)，使農(nóng)民收入不再局限于傳統(tǒng)的種養(yǎng)殖業(yè)，土地規(guī)模化生產(chǎn)及合作社經(jīng)營(yíng)促使農(nóng)民增加收入。楊晶、丁士軍（2019）基于湖北宜昌、隨州732戶(hù)農(nóng)戶(hù)的調(diào)查數(shù)據(jù)，指出工商企業(yè)和農(nóng)戶(hù)通過(guò)訂單農(nóng)業(yè)、土地流轉(zhuǎn)等利益聯(lián)結(jié)紐帶緊密相連，這種農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合方式能夠?qū)r(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、務(wù)工收入和經(jīng)商收入產(chǎn)生影響，融合組的戶(hù)均收入水平顯著高于非融合組。另一種觀點(diǎn)是工商資本下鄉(xiāng)會(huì)導(dǎo)致“資本家剝削小農(nóng)”的局面出現(xiàn)，資本的逐利性決定了工商企業(yè)下鄉(xiāng)經(jīng)營(yíng)農(nóng)業(yè)易出現(xiàn)“非糧化”與“非農(nóng)化”、經(jīng)營(yíng)短期化、排擠農(nóng)民等一系列問(wèn)題，這可能會(huì)對(duì)農(nóng)民收入帶來(lái)負(fù)面影響。仝志輝、溫鐵軍（2009）指出農(nóng)戶(hù)分化在資本下鄉(xiāng)和部門(mén)下鄉(xiāng)中有所加劇，由于龍頭企業(yè)能夠得到地方政府的扶持，處于絕對(duì)的強(qiáng)勢(shì)地位，同時(shí)與大農(nóng)相勾結(jié)，使得弱勢(shì)的小農(nóng)戶(hù)在競(jìng)爭(zhēng)中被逐漸邊緣化，進(jìn)而導(dǎo)致利益受損。Shete&Rutten（2015）考察了埃塞俄比亞大規(guī)模農(nóng)業(yè)投資對(duì)農(nóng)民收入和糧食安全的影響，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)降低了當(dāng)?shù)氐募Z食安全狀況，導(dǎo)致當(dāng)?shù)剞r(nóng)民收入水平下降。趙祥云、趙曉峰（2016）在其研究中指出政府為了提高農(nóng)民收入，建構(gòu)了通過(guò)資本下鄉(xiāng)發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的理想圖景，但這一政策的運(yùn)行卻產(chǎn)生了意外后果，農(nóng)業(yè)被異化為資本逐利的手段、農(nóng)村生態(tài)環(huán)境惡化以及農(nóng)民被排斥出村莊，農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)生活水平并未真正提高。Li&Xi（2019）指出工商資本下鄉(xiāng)引發(fā)的土地流轉(zhuǎn)釋放大量無(wú)地勞動(dòng)力，會(huì)造成農(nóng)戶(hù)的顯性或隱性失業(yè)，如果失地農(nóng)民無(wú)法適應(yīng)新的就業(yè)，將失去最后的經(jīng)濟(jì)保障。Carin&Howard（2009）同樣指出農(nóng)民失去了耕種土地的權(quán)利，往往會(huì)引發(fā)農(nóng)村貧困和被社會(huì)邊緣化問(wèn)題。而且，在工商資本下鄉(xiāng)征收土地過(guò)程中，也出現(xiàn)了農(nóng)民實(shí)際獲得的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于理論分配額度（陳瑩，2018），更有甚者，有些下鄉(xiāng)后的企業(yè)經(jīng)營(yíng)不善、“跑路爛尾”，導(dǎo)致沒(méi)開(kāi)發(fā)的千畝良田撂荒，農(nóng)民土地租金無(wú)法兌付（周振，2020）。通過(guò)相關(guān)文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)：一是大多數(shù)關(guān)于工商資本下鄉(xiāng)與農(nóng)民收入關(guān)系的研究以理論分析為主，亦或是對(duì)某一地區(qū)的案例和調(diào)查數(shù)據(jù)加以統(tǒng)計(jì)分析，鮮有從實(shí)證的角度來(lái)檢驗(yàn)工商資本下鄉(xiāng)如何影響農(nóng)民收入。二是雖然個(gè)別研究通過(guò)實(shí)證開(kāi)展，但仍然存在著一些不足，如基于農(nóng)民入股下鄉(xiāng)企業(yè)實(shí)現(xiàn)增收的實(shí)證研究多數(shù)是基于對(duì)某一地區(qū)的微觀調(diào)查，使用的數(shù)據(jù)缺乏代表性。再如高曉燕、任坤（2020）構(gòu)建了工商資本下鄉(xiāng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng)、知識(shí)溢出效應(yīng)和交易成本效應(yīng)四個(gè)指標(biāo)體系，分別建立VAR模型實(shí)證分析了資本下鄉(xiāng)能夠?qū)崿F(xiàn)農(nóng)民增收，但工商資本下鄉(xiāng)影響農(nóng)民收入的傳導(dǎo)機(jī)制，即如何導(dǎo)致農(nóng)民收入增加或降低仍值得深入分析。三是在研究工商資本下鄉(xiāng)與農(nóng)民收入關(guān)系時(shí)并未對(duì)工商資本下鄉(xiāng)的內(nèi)涵加以區(qū)分，即沒(méi)有聚焦工商資本這一經(jīng)營(yíng)主體的行為，本文將從工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地和提供社會(huì)化服務(wù)兩個(gè)角度來(lái)衡量工商資本下鄉(xiāng)，并分別考察其對(duì)農(nóng)民收入的影響?？傊?，工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)民收入影響的研究仍然有進(jìn)一步拓展的空間。鑒于此，本文基于全國(guó)大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)——中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)定量分析不同的工商資本下鄉(xiāng)形式如何影響農(nóng)民收入及其中介傳導(dǎo)機(jī)制和調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期為正確引導(dǎo)工商資本下鄉(xiāng)、保障農(nóng)民權(quán)益提供有益參考。三、機(jī)理分析與研究假說(shuō)在中國(guó)的城鄉(xiāng)差別中，資金和資源等要素短缺不是主要瓶頸，關(guān)鍵是資源配置的嚴(yán)重失衡（郭樹(shù)清，2012），工商資本下鄉(xiāng)作為優(yōu)化城鄉(xiāng)要素配置的重要手段，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民生活具有重要作用。（一）工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入影響機(jī)制分析工商資本下鄉(xiāng)具有交易成本節(jié)約效應(yīng)。交易成本如信息獲取與交換成本、契約協(xié)商成本、商品議價(jià)成本等會(huì)阻礙農(nóng)戶(hù)進(jìn)入農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)，而工商資本下鄉(xiāng)可以充當(dāng)農(nóng)戶(hù)與農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)之間的中介，通過(guò)與農(nóng)戶(hù)簽訂契約，約定到期以保底的價(jià)格基礎(chǔ)上按照市場(chǎng)價(jià)進(jìn)行收購(gòu)，這一方面保證了農(nóng)戶(hù)的農(nóng)產(chǎn)品售價(jià)，同時(shí)也節(jié)省了農(nóng)戶(hù)的大部分交易成本。工商資本下鄉(xiāng)具有產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng)。下鄉(xiāng)形成的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合延伸了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，改變了傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和產(chǎn)品銷(xiāo)售模式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)工、農(nóng)旅及農(nóng)商的有效融合，有助于提升產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力和擴(kuò)大銷(xiāo)售渠道。而且如果農(nóng)戶(hù)以土地、資金或者勞動(dòng)動(dòng)力入股下鄉(xiāng)企業(yè)，產(chǎn)生的利益分配可以按股分配或者按交易額返還，使得農(nóng)戶(hù)獲得了一些農(nóng)產(chǎn)品加工、銷(xiāo)售環(huán)節(jié)的利潤(rùn)。可以說(shuō)，工商資本下鄉(xiāng)帶來(lái)的交易成本節(jié)約以及產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng)，使得農(nóng)民不僅能夠獲得“保底收益”，還能參與“二次分紅”，直接促進(jìn)了農(nóng)民增收。另外，工商資本下鄉(xiāng)具有資源配置效應(yīng)。能夠促使勞動(dòng)力資源的多部門(mén)配置，青壯年勞動(dòng)力被配置到企業(yè)從事非農(nóng)就業(yè)，老年和女性勞動(dòng)力則從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，這種在多個(gè)產(chǎn)業(yè)或部門(mén)進(jìn)行勞動(dòng)力配置可以實(shí)現(xiàn)家庭收益最大化（Schultz，1964）。工商資本下鄉(xiāng)存在著租賃農(nóng)地和提供社會(huì)化服務(wù)兩種形式，不同的資本下鄉(xiāng)形式對(duì)于農(nóng)戶(hù)的勞動(dòng)參與產(chǎn)生不同的影響，進(jìn)而間接影響家庭收入，并且這種影響也體現(xiàn)在了家庭工資性收入和農(nóng)業(yè)性收入上。首先，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地，出租土地的家庭農(nóng)戶(hù)可能會(huì)從事非農(nóng)生產(chǎn)，提高家庭非農(nóng)收入，即獲得了工資性收入。一方面，工商企業(yè)的規(guī)模化經(jīng)營(yíng)需要大量的勞動(dòng)力，這為失地農(nóng)民提供了良好的就業(yè)機(jī)會(huì)，尤其是對(duì)一些文化素質(zhì)較差、僅能從事低技能勞動(dòng)的農(nóng)民更是創(chuàng)造了穩(wěn)定的收入來(lái)源。另一方面，這些下鄉(xiāng)的工商企業(yè)在初期也會(huì)面臨著發(fā)展能力較弱的困境，尤其還會(huì)為了追逐更高利益逃離了勞動(dòng)密集型的種植環(huán)節(jié)（陳靖，2013），使得其對(duì)勞動(dòng)力的需求相對(duì)有限，據(jù)《經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)》消息，某省針對(duì)失地農(nóng)民現(xiàn)實(shí)狀況的抽樣調(diào)查現(xiàn)實(shí)，被調(diào)查的455戶(hù)失地農(nóng)民中，被安排就業(yè)的只占總數(shù)的1.1%數(shù)據(jù)來(lái)源于：對(duì)城市化進(jìn)程中失地農(nóng)民利益保障問(wèn)題的思考（趙錫斌，溫興琦，龍長(zhǎng)會(huì)，中國(guó)軟科學(xué)，2003數(shù)據(jù)來(lái)源于：對(duì)城市化進(jìn)程中失地農(nóng)民利益保障問(wèn)題的思考（趙錫斌，溫興琦，龍長(zhǎng)會(huì)，中國(guó)軟科學(xué)，2003，8）。研究假說(shuō)1：工商資本下鄉(xiāng)有助于提高農(nóng)戶(hù)家庭總收入。研究假說(shuō)2：工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地，通過(guò)促進(jìn)家庭勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)來(lái)提高家庭工資性收入水平。研究假說(shuō)3：工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)，通過(guò)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率來(lái)提高家庭農(nóng)業(yè)性收入水平。（二）現(xiàn)實(shí)約束條件的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析工商資本下鄉(xiāng)的主要形式是通過(guò)農(nóng)地流轉(zhuǎn)實(shí)現(xiàn)土地規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，以此推動(dòng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展（張良，2016），因而無(wú)論是工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地還是提供社會(huì)化服務(wù)，均與土地流轉(zhuǎn)密切相關(guān)。首先，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地，會(huì)受到家庭農(nóng)地是否確權(quán)的影響，這增加了工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地的難度。眾多研究表明，農(nóng)地確權(quán)將會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶(hù)從事長(zhǎng)期投資而非短期投資，使農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)戶(hù)的吸引力增強(qiáng)（黃季焜、冀縣卿，2012；Goldsteinetal，2018；孫琳琳等，2020），而且能夠提升土地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性，有助于提高土地使用的排他性，并降低相應(yīng)的保護(hù)成本（Galiani&Schargrodsky，2011），這些都會(huì)使得工商資本下鄉(xiāng)租用農(nóng)地的成本明顯提升。其次，正如前文分析，工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)，提高了農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)能力，會(huì)促使農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入農(nóng)地，抑制農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出農(nóng)地，以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模。徐章星等（2020）實(shí)證探討工商資本下鄉(xiāng)影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能路徑，表明工商資本下鄉(xiāng)提供機(jī)耕服務(wù)顯著提高了農(nóng)戶(hù)農(nóng)地轉(zhuǎn)入概率，降低了農(nóng)地轉(zhuǎn)出概率?？梢钥闯觯锣l(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)家庭收入的影響與農(nóng)地流轉(zhuǎn)帶來(lái)的效果存在某種意義上的替代關(guān)系。另外，工商資本下鄉(xiāng)也會(huì)受到村莊經(jīng)濟(jì)區(qū)位的影響，靠近大中等城市郊區(qū)的村莊由于具有區(qū)位優(yōu)勢(shì)，村莊內(nèi)二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較為迅速，此時(shí)農(nóng)戶(hù)會(huì)進(jìn)行一些較高收益的投資或者從事非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而調(diào)整了家庭收入來(lái)源結(jié)構(gòu)。結(jié)合上述分析，本文提出如下研究假說(shuō)：研究假說(shuō)4：農(nóng)地確權(quán)削弱了工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭工資性收入的促進(jìn)作用。研究假說(shuō)5：隨著農(nóng)戶(hù)農(nóng)地轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出，工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)性收入的促進(jìn)作用分別得到加強(qiáng)和減弱。研究假說(shuō)6：如果村莊位于大中等城市郊區(qū)，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)家庭工資性收入的促進(jìn)作用得以加強(qiáng)，而工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)家庭農(nóng)業(yè)性收入的促進(jìn)作用得到減弱。四、實(shí)證研究設(shè)計(jì)（一）變量選擇1.被解釋變量農(nóng)戶(hù)家庭收入。將被訪者家庭總收入作為農(nóng)民家庭收入的標(biāo)準(zhǔn)，且將家庭收入?yún)^(qū)分為家庭工資性收入和家庭農(nóng)業(yè)性收入，為了縮小農(nóng)戶(hù)家庭收入的絕對(duì)值和誤差，在實(shí)證回歸時(shí)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入取對(duì)數(shù)計(jì)算。2.核心解釋變量工商資本下鄉(xiāng)。參考江光輝、胡浩（2021）和劉魏等（2018）的做法，將工商資本下鄉(xiāng)界定為企業(yè)租賃農(nóng)地和提供社會(huì)化服務(wù)兩種模式，第一種涵義為“1990年以來(lái)本村莊是否有農(nóng)地被工商企業(yè)租賃”，如果有工商企業(yè)租賃農(nóng)地，則認(rèn)為該村存在工商資本，否則無(wú)工商資本；第二種涵義為本村企業(yè)是否提供灌溉排水、機(jī)耕服務(wù)、病蟲(chóng)災(zāi)害防治、生產(chǎn)資料購(gòu)買(mǎi)、種植規(guī)劃等社會(huì)化服務(wù)，如果存在企業(yè)提供社會(huì)化服務(wù)則認(rèn)為該村有工商資本，否則就沒(méi)有工商資本下鄉(xiāng)。3.控制變量在農(nóng)戶(hù)家庭層面，主要控制了戶(hù)主年齡、戶(hù)主婚姻狀況、家庭勞動(dòng)力、家庭成員平均年齡、家庭成員平均受教育程度。在村莊層面，主要控制了本村金融機(jī)構(gòu)狀況、本村非農(nóng)經(jīng)濟(jì)狀況以及本村治安狀況。同時(shí)，由于不同地區(qū)之間存在著差異性，本文還納入市級(jí)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，市級(jí)層面的數(shù)據(jù)全部來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。4.工具變量選擇工具變量的一個(gè)重要假設(shè)是其滿(mǎn)足相關(guān)性和排他性約束條件，其主要目的是解決潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)于工商資本租賃農(nóng)地，本文以該村距最近縣城/區(qū)政府的距離作為工具變量，一方面工商企業(yè)在進(jìn)行區(qū)位選址時(shí)會(huì)選擇距離縣城較近的區(qū)域，而距離縣/區(qū)政府的距離并不會(huì)直接影響某個(gè)家庭的收入水平。對(duì)于工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)，本文以家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)耕種方式作為工具變量，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)選擇機(jī)械化或者傳統(tǒng)農(nóng)耕方式與家庭收入無(wú)直接關(guān)系，而與下鄉(xiāng)企業(yè)是否提供社會(huì)化服務(wù)具有相關(guān)性。上述兩個(gè)工具變量能夠滿(mǎn)足相關(guān)性和外生性，后文將對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行詳細(xì)報(bào)告。5.中介變量和調(diào)節(jié)變量工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地，致使農(nóng)民失去農(nóng)地耕種權(quán)利，有可能會(huì)從事非農(nóng)工作，因此選擇家庭非農(nóng)就業(yè)率作為此種下鄉(xiāng)形式下影響農(nóng)民家庭收入的中介變量；而工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)，會(huì)有助于農(nóng)戶(hù)獲取先進(jìn)生產(chǎn)要素，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，因此選擇勞動(dòng)生產(chǎn)率作為此種下鄉(xiāng)形式下影響農(nóng)民收入的中介變量，勞動(dòng)生產(chǎn)率為單位勞動(dòng)力所生產(chǎn)的農(nóng)業(yè)純利潤(rùn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)純利潤(rùn)主要由各項(xiàng)種植業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的總收益減去經(jīng)營(yíng)總成本、再加上政府補(bǔ)貼而獲得。農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)純利潤(rùn)主要由各項(xiàng)種植業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的總收益減去經(jīng)營(yíng)總成本、再加上政府補(bǔ)貼而獲得。表1主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)變量變量定義均值標(biāo)準(zhǔn)差農(nóng)戶(hù)家庭總收入2015年全年家庭總收入的對(duì)數(shù)（元）10.0361.227農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)性收入2015年全年家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的對(duì)數(shù)（元）8.9111.230農(nóng)戶(hù)家庭工資性收入2015年全年家庭工資性收入的對(duì)數(shù)（元）10.2121.109工商資本下鄉(xiāng)工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地（是=1，否=0）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)（是=1，否=0）0.4570.2590.4980.438家庭非農(nóng)就業(yè)非農(nóng)勞動(dòng)力/家庭總勞動(dòng)力（%）68.28333.873農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率以勞動(dòng)生產(chǎn)率衡量，等于勞均農(nóng)業(yè)純利潤(rùn)的對(duì)數(shù)（元）7.1521.516農(nóng)地確權(quán)有土地承包經(jīng)營(yíng)證權(quán)證書(shū)=1，否=00.5040.500農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積轉(zhuǎn)入農(nóng)地畝數(shù)（畝）1.90618.425農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積轉(zhuǎn)出農(nóng)地畝數(shù)（畝）0.6735.175戶(hù)主年齡戶(hù)主年齡（年）54.94113.228戶(hù)主受教育程度小學(xué)及以下=1，中學(xué)=2，大專(zhuān)及以上=31.5560.572家庭勞動(dòng)力家庭中年齡15至64歲的成員（人）3.1711.702家庭成員平均年齡家庭成員的平均年齡（年）41.95413.533家庭成員平均受教育程度小學(xué)及以下=1，中學(xué)=2，大專(zhuān)及以上=31.5470.372村莊金融機(jī)構(gòu)狀況有銀行或信用合作社=1，否=00.2370.425村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)狀況有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)=1，否=00.2670.442村莊治安狀況不太好=1，一般=2，較好=3，很好=43.2820.661市級(jí)地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況地區(qū)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)（元）12.4707.377本村位置距最近縣城/區(qū)政府的距離的對(duì)數(shù)（公里）2.8690.991本村經(jīng)濟(jì)區(qū)位本村為大中等城市郊區(qū)=1，否=00.0870.281家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)耕種方式傳統(tǒng)農(nóng)耕=0，機(jī)械化=10.6430.479（二）計(jì)量模型設(shè)定本文試圖對(duì)工商資本下鄉(xiāng)與農(nóng)戶(hù)家庭收入的關(guān)系開(kāi)展深入探討，并詳細(xì)分析非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率的中介效應(yīng)。首先，為檢驗(yàn)工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響，本文建立如下模型：（1）其中，被解釋變量Yi表示農(nóng)戶(hù)的家庭收入水平，分別為家庭總收入，家庭工資性收入和家庭農(nóng)業(yè)性收入；核心解釋變量Gi表示工商資本下鄉(xiāng)，分別為工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地和提供社會(huì)化服務(wù)；Xi為農(nóng)戶(hù)所在家庭的戶(hù)主層面、家庭層面、村莊層面以及所在市區(qū)的一系列控制變量，為隨機(jī)誤差項(xiàng)，、、為模型待估參數(shù)。根據(jù)機(jī)理分析，預(yù)期顯著為正。其次，為考察非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率在工商資本下鄉(xiāng)影響農(nóng)戶(hù)家庭收入的中介作用，根據(jù)Baron&Kenny的檢驗(yàn)方法，設(shè)定驗(yàn)證步驟如下：以非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率作為被解釋變量，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地和提供社會(huì)化服務(wù)作為核心解釋變量，分別檢驗(yàn)工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)非農(nóng)就業(yè)的影響以及工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響。第二，以家庭工資性收入和家庭勞動(dòng)性收入作為被解釋變量，非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率作為核心解釋變量，檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭工資性收入以及勞動(dòng)生產(chǎn)率對(duì)家庭農(nóng)業(yè)性收入的作用。對(duì)應(yīng)的模型如下：（2）（3）其中，Mi為非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率，其余變量含義不變。根據(jù)機(jī)理分析，預(yù)期b和顯著為正，對(duì)應(yīng)的中介效應(yīng)為b。第三，為檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率的中介效應(yīng)是否完全，構(gòu)建如下模型：（4）若、在統(tǒng)計(jì)意義上顯著為正，且的絕對(duì)值應(yīng)小于模型（1）中的絕對(duì)值。即工商資本下鄉(xiāng)通過(guò)直接影響和間接影響兩個(gè)層面對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入產(chǎn)生作用，且非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率是部分中介變量。若工商資本下鄉(xiāng)的估計(jì)系數(shù)不顯著，則非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)生產(chǎn)率為完全中介變量。同時(shí)，本文利用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，分析農(nóng)地確權(quán)及農(nóng)地流轉(zhuǎn)在工商資本下鄉(xiāng)與農(nóng)戶(hù)家庭收入之間的調(diào)節(jié)作用，設(shè)定模型如下：（5）其中Ti表示農(nóng)戶(hù)家庭的農(nóng)地確權(quán)情況和農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況，其余變量含義不變，重點(diǎn)關(guān)注交互項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)和顯著性。（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2016年中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開(kāi)展的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（簡(jiǎn)稱(chēng)“CLDS”）數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)采用多階段、多層次與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，調(diào)查問(wèn)卷包括個(gè)人、家庭和村居三個(gè)層面，覆蓋了全國(guó)除港澳臺(tái)、西藏和海南以外的29個(gè)省、市、自治區(qū)，因此使用該數(shù)據(jù)樣本具有較好的全國(guó)代表性。本文對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理：（1）刪除城市地區(qū)樣本，僅保留農(nóng)村地區(qū)樣本；（2）將樣本限定在家庭層面，且僅保留戶(hù)主數(shù)據(jù)，同時(shí)利用stata將家庭和村居層面數(shù)據(jù)進(jìn)行合并匹配處理；（3）對(duì)關(guān)鍵變量的家庭樣本數(shù)據(jù)缺失和極端值進(jìn)行剔除；（4）對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單運(yùn)算以及正態(tài)化處理。經(jīng)過(guò)上述數(shù)據(jù)處理，最終獲得7116份農(nóng)戶(hù)家庭樣本數(shù)據(jù)，覆蓋27個(gè)省份234個(gè)村莊。五、實(shí)證結(jié)果及分析（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果本文運(yùn)用stata對(duì)模型（1）進(jìn)行了OLS回歸，并在回歸時(shí)控制了異方差，回歸結(jié)果如表2所示。同時(shí)為了提高回歸估計(jì)的可靠性，本文采用工具變量法對(duì)模型（1）再次進(jìn)行回歸，具體回歸結(jié)果如表3所示。表2OLS回歸結(jié)果變量家庭總收入家庭工資性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入（1）（2）（3）（4）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地0.232***（0.026）0.131***（0.036）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)0.021（0.029）0.133***（0.044）戶(hù)主控制變量控制控制控制控制家庭控制變量控制控制控制控制村莊控制變量控制控制控制控制地區(qū)控制變量控制控制控制控制常數(shù)項(xiàng)4.129***（0.361）4.036***（0.362）5.612***（0.512）6.752***（0.602）F值221.940***210.960***47.100***20.090***注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)家庭層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。由表2可知，在1%顯著性水平下，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭總收入和家庭工資性收入均產(chǎn)生顯著的正向影響，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地每增加1%，農(nóng)戶(hù)家庭總收入和家庭工資性收入就分別提高0.232%和0.131%。而就工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)，在1%顯著性水平下，對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)性收入產(chǎn)生顯著的正向影響，工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)每增加1%，農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)性收入就增加0.133%；雖然其對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭總收入的影響不夠明顯，但回歸系數(shù)為正，也表明具有一定的促進(jìn)作用。表3工具變量法回歸結(jié)果變量家庭總收入家庭工資性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入（1）（2）（3）（4）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地0.485***（0.132）0.563***（0.166）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)3.711***（1.056）5.592***（1.726）戶(hù)主年齡-0.001（0.001）-0.001（0.003）-0.000（0.001）0.004（0.004）戶(hù)主婚姻狀況0.382***（0.048）0.104（0.139）0.120*（0.072）-0.021（0.218）家庭勞動(dòng)力0.071***（0.011）0.133***（0.028）0.066***（0.016）0.100**（0.042）家庭平均年齡-0.020***（0.001）-0.018***（0.003）-0.010***（0.002）-0.003（0.005）家庭平均受教育程度0.640***（0.040）0.230**（0.120）0.421***（0.053）-0.186（0.202）村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)狀況0.296***（0.037）0.362***（0.097）0.268***（0.047）0.045（0.150）村莊金融機(jī)構(gòu)狀況0.101***（0.032）-0.063（0.093）0.042（0.043）0.088（0.149）村莊治安狀況0.059***（0.021）0.204*（0.106）0.009（0.029）0.367*（0.188）市級(jí)地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況0.184***（0.014）0.011（0.044）0.140***（0.021）-0.048（0.066）常數(shù)項(xiàng)4.034***（0.372）8.921***（1.200）5.492***（0.555）9.557***（1.758）F值193.850***18.760***34.080***3.220***Hausman檢驗(yàn)46.070***168.860***44.090***70.790***第一階段回歸系數(shù)-0.101***（0.006）0.066***（0.016）-0.108***（0.009）0.063***（0.018）第一階段回歸F值55.850***11.020***27.960***10.360***注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)家庭層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。由表3可知，在1%顯著性水平下，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地和提供社會(huì)化服務(wù)均對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入產(chǎn)生顯著的正向作用，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地每增加1%，農(nóng)戶(hù)家庭總收入和家庭工資性收入就分別提高0.485%和0.563%；而工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)每增加1%，農(nóng)戶(hù)家庭總收入和農(nóng)業(yè)性收入就分別增加3.711%和5.592%。聯(lián)系前述機(jī)理分析，工商資本下鄉(xiāng)確實(shí)通過(guò)降低交易成本、產(chǎn)業(yè)融合效應(yīng)以及資源配置效應(yīng)提高了農(nóng)戶(hù)家庭收入水平，從而假說(shuō)1得到驗(yàn)證。此外，采用工具變量法的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相類(lèi)似，均驗(yàn)證了工商資本下鄉(xiāng)有助于提高農(nóng)戶(hù)的家庭收入水平。同時(shí)，工具變量回歸的系數(shù)明顯較大，表明若不考慮內(nèi)生性問(wèn)題可能會(huì)導(dǎo)致系數(shù)被低估的偏誤。工具變量法的關(guān)鍵在于是要保證工具變量的有效性，對(duì)此本文做如下檢驗(yàn)：（1）內(nèi)生性檢驗(yàn)。由表3可知，模型的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果均在1%的顯著性水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，表明模型確實(shí)存在內(nèi)生性問(wèn)題，需要引入工具變量；（2）弱工具變量檢驗(yàn)。工具變量回歸第一階段的結(jié)果顯示，工具變量均與工商資本下鄉(xiāng)高度相關(guān)，且第一階段回歸的F值均大于10，表明不存在弱工具變量問(wèn)題。就控制變量而言，戶(hù)主層面的特征對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響不夠明顯，一般而言，在農(nóng)村戶(hù)主多數(shù)為年齡較大者，其對(duì)家庭的收入貢獻(xiàn)相對(duì)較低，因而也就不難理解戶(hù)主特征的回歸系數(shù)不顯著。在家庭層面，家庭勞動(dòng)力越多以及家庭平均受教育程度越高，家庭的收入水平也就越高，這符合基本事實(shí)，受教育水平越高，說(shuō)明其掌握與分析市場(chǎng)信息的能力就越強(qiáng)，有助于增加家庭收入。在村莊層面，村莊非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展越快，治安狀況越好，家庭的總收入也就越高，而且，村莊非農(nóng)產(chǎn)業(yè)也有助于家庭工資性收入水平的提高。此外，需要注意的是，村莊金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶(hù)從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)沒(méi)有產(chǎn)生積極的支持作用，意味著絕大部分農(nóng)村家庭無(wú)法通過(guò)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款，這也從側(cè)面表明了當(dāng)前中國(guó)農(nóng)村所面臨的信貸約束形勢(shì)依舊嚴(yán)峻。（二）進(jìn)一步探討：東部與中西部區(qū)域異質(zhì)性考慮到我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不平衡性，本文對(duì)樣本劃分為東部和中西部地區(qū)并分別進(jìn)行實(shí)證回歸。根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個(gè)省、市；中西部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和廣西19個(gè)省、市、區(qū)。回歸結(jié)果如表4。表4區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果變量家庭總收入家庭工資性收入家庭總收入家庭農(nóng)業(yè)性收入?yún)^(qū)域東部中西部東部中西部東部中西部東部中西部（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）（8）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地-2.249（5.285）0.163*（0.110）-0.269（2.386）0.227*（0.131）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)-5.738（6.598）2.946***（0.898）-12.810（19.690）4.920***（1.510）戶(hù)主控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制家庭控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制村莊控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制地區(qū)控制變量控制控制控制控制控制控制控制控制常數(shù)項(xiàng)1.655（1.237）7.557***（0.555）0.456（2.673）10.542***（0.844）-7.999（17.957）5.448***（1.412）-19.085（42.019）2.092（2.662）F值48.110***79.89***28.75***10.310***4.150***14.500***0.2902.700***注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)家庭層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。由表4可知，在東部地區(qū)，工商資本下鄉(xiāng)無(wú)論是租賃農(nóng)地還是提供社會(huì)化服務(wù)，對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響均不顯著。而在中西部地區(qū)，工商資本下鄉(xiāng)顯著的影響了農(nóng)戶(hù)家庭總收入和家庭工資性收入。就工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地，在10%顯著性水平下，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地每增加1%，農(nóng)戶(hù)家庭總收入就提高0.163%，家庭工資性收入則會(huì)提高0.227%。同理，就工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)，在1%顯著性水平下，工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)每增加1%，農(nóng)戶(hù)家庭總收入就提高2.946%，家庭農(nóng)業(yè)性收入則會(huì)提高4.920%?？傊ㄟ^(guò)區(qū)分東部和中西部后，工商資本下鄉(xiāng)所體現(xiàn)的作用具有明顯的異質(zhì)性，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地和提供社會(huì)化服務(wù)在中西部地區(qū)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。造成異質(zhì)性的原因主要是：東部地區(qū)工業(yè)化發(fā)展水平較高，城鄉(xiāng)間要素流動(dòng)相對(duì)較為充分，城鄉(xiāng)一體化水平處于全國(guó)領(lǐng)先地位，尤其是城市群所產(chǎn)生的的規(guī)模和集聚效應(yīng)能夠不斷輻射并帶動(dòng)周邊村鎮(zhèn)興起，因而東部的農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也較好，農(nóng)民的收入水平相對(duì)比較穩(wěn)定，工商資本下鄉(xiāng)對(duì)收入的促進(jìn)作用也就不夠明顯。相反，在中西部地區(qū)，工業(yè)化發(fā)展水平仍然較低，城鄉(xiāng)差距依然較大，尤其是城市發(fā)展的虹吸效應(yīng)使得農(nóng)村要素流向城市的速度加快，除了從農(nóng)村抽調(diào)資金，城市和工業(yè)對(duì)農(nóng)村土地和勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素也進(jìn)行了大規(guī)模的汲取，這種單向流動(dòng)的突出表現(xiàn)是高素質(zhì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力規(guī)模出走、農(nóng)村土地不可逆性流失、農(nóng)業(yè)資本的極度匱乏等（張國(guó)獻(xiàn)，2012）。此時(shí)工商資本下鄉(xiāng)所帶來(lái)的人才、資本和技術(shù)等要素為農(nóng)村地區(qū)發(fā)展注入新鮮“血液”，能夠優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)布局，強(qiáng)化農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)流通能力，最終帶動(dòng)了農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)民的收入水平也就得到明顯提升。（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)1.采用不同的解釋變量本文采用工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地次數(shù)和提供社會(huì)化服務(wù)程度來(lái)衡量工商資本下鄉(xiāng)，分別來(lái)源于問(wèn)卷調(diào)查中“1990年以來(lái)本村莊農(nóng)地被工商企業(yè)租賃過(guò)的次數(shù)”，以及對(duì)村莊內(nèi)企業(yè)提供灌溉排水、機(jī)耕服務(wù)、病蟲(chóng)災(zāi)害防治、生產(chǎn)資料購(gòu)買(mǎi)、種植規(guī)劃等社會(huì)化服務(wù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)加總，具體回歸結(jié)果如表5。由表5可知，工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響依然顯著，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地次數(shù)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭總收入和家庭工資性收入的促進(jìn)作用分別在1%和5%的顯著性水平顯著；工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)程度對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭總收入和家庭農(nóng)業(yè)性收入的促進(jìn)作用均在1%的顯著性水平下顯著。表5不同解釋變量檢驗(yàn)結(jié)果變量家庭總收入家庭工資性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入（1）（2）（3）（4）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地次數(shù)0.192***（0.057）0.275**（0.115）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)程度1.270***（0.412）1.484***（0.417）戶(hù)主控制變量控制控制控制控制家庭控制變量控制控制控制控制村莊控制變量控制控制控制控制地區(qū)控制變量控制控制控制控制常數(shù)項(xiàng)7.072***（1.017）-4.067（3.496）10.774***（2.388）-4.220（3.309）F值133.840***16.260***21.580***3.900***注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)家庭層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。2.采用不同的聚類(lèi)方法基準(zhǔn)回歸模型將聚類(lèi)層級(jí)限定在家庭層面，現(xiàn)將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)到村莊層面再次回歸，具體回歸結(jié)果如表6。由表6可知，工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的正向影響仍然存在。表6不同聚類(lèi)方法檢驗(yàn)結(jié)果變量家庭總收入家庭工資性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入（1）（2）（3）（4）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地次數(shù)0.485*（0.310）0.466*（0.275）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)程度3.711*（2.274）5.592*（3.710）戶(hù)主控制變量控制控制控制控制家庭控制變量控制控制控制控制村莊控制變量控制控制控制控制地區(qū)控制變量控制控制控制控制常數(shù)項(xiàng)4.034***（0.987）8.921***（3.037）5.438***（1.232）9.557（4.437）F值91.060***10.210***17.930***1.120注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)村莊層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。3.使用個(gè)人層面樣本回歸基準(zhǔn)回歸模型將樣本限定在了家庭層面，為了保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步將樣本限定在個(gè)人層面，估計(jì)工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)個(gè)人收入的影響，具體回歸結(jié)果見(jiàn)表7。由該結(jié)果可知，將樣本限定在個(gè)人層面時(shí)，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)農(nóng)戶(hù)的總收入和工資性收入的正向作用以及工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)的總收入和農(nóng)業(yè)性收入的正向作用均依然存在，且所有回歸均在1%的顯著性水平下顯著。表7個(gè)人層面樣本檢驗(yàn)結(jié)果變量總收入工資性收入農(nóng)業(yè)性收入（1）（2）（3）（4）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地0.879***（0.142）1.514***（0.240）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)7.699***（2.684）3.272***（1.044）戶(hù)主控制變量控制控制控制控制家庭控制變量控制控制控制控制村莊控制變量控制控制控制控制地區(qū)控制變量控制控制控制控制常數(shù)項(xiàng)3.084***（0.387）11.592***（2.719）6.197***（0.692）2.326（1.503）F值127.060***4.870***20.880***6.060***注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)家庭層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。4.采用傾向得分匹配法在工商資本下鄉(xiāng)的影響下，農(nóng)戶(hù)家庭收入表現(xiàn)出的差異可能不僅僅產(chǎn)生于工商資本下鄉(xiāng)本身的作用，還有可能來(lái)源于一些客觀存在的卻無(wú)法測(cè)量的因素的影響，這些因素?zé)o法在回歸模型中加以控制，而且也會(huì)導(dǎo)致工商資本下鄉(xiāng)與否與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)，產(chǎn)生樣本的“自選擇”問(wèn)題，因此本文采用Rosenbaum等（1983）提出的傾向得分匹配模型（PSM）來(lái)消除上述不可觀測(cè)因素所引起的偏差，其主要思想是構(gòu)造一個(gè)合理的反事實(shí)框架，找到與實(shí)驗(yàn)組（有工商資本下鄉(xiāng)）相似的控制組（無(wú)工商資本下鄉(xiāng)）樣本，進(jìn)而獲得工商資本下鄉(xiāng)影響農(nóng)戶(hù)家庭收入的平均處理效應(yīng)（ATT）。其中Y1表示工商資本下鄉(xiāng)后的農(nóng)戶(hù)家庭收入，Y0表示工商資本下鄉(xiāng)前的農(nóng)戶(hù)家庭收入，我們只能觀測(cè)到的結(jié)果，無(wú)法觀測(cè)到的結(jié)果，因而需要從控制組樣本中找到與實(shí)驗(yàn)組樣本相似的農(nóng)戶(hù)進(jìn)行匹配構(gòu)造，這樣能夠有效降低選擇性偏誤對(duì)參數(shù)估計(jì)準(zhǔn)確性的影響。表8工商資本下鄉(xiāng)影響農(nóng)戶(hù)家庭收入的平均處理效應(yīng)（ATT）匹配方法工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)家庭總收入家庭工資性收入家庭總收入家庭農(nóng)業(yè)性收入近鄰匹配0.2340***（0.0332）0.1792***（0.0452）0.1939***（0.0466）0.1065***（0.0507）半徑匹配0.2471***（0.0309）0.1578***（0.0413）0.2157***（0.0436）0.1273***（0.0458）核匹配0.2539***（0.0302）0.1621***（0.0397）0.2266***（0.0427）0.1328***（0.0454）注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)是通過(guò)500次自助抽樣得到的標(biāo)準(zhǔn)誤差。采用近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配三種方法進(jìn)行傾向得分匹配，具體結(jié)果如表8。由表8可以看出，不同匹配方法得到的平均處理效應(yīng)（ATT）值略有不同，但總體結(jié)果均顯著為正，得出的結(jié)論與前文保持一致，即工商資本下鄉(xiāng)確實(shí)有助于提高農(nóng)戶(hù)家庭收入水平。因此可以認(rèn)為，傾向得分匹配方法的估計(jì)結(jié)果證實(shí)了上文分析的穩(wěn)健性。六、中介機(jī)制及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（一）中介機(jī)制檢驗(yàn)由上文分析可知，不同形式的工商資本下鄉(xiāng)會(huì)通過(guò)農(nóng)戶(hù)的勞動(dòng)參與對(duì)家庭的收入產(chǎn)生間接影響，因此有必要進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)參與農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)參與主要指的是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者非農(nóng)就業(yè)。農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)參與主要指的是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者非農(nóng)就業(yè)。表9中介機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果變量非農(nóng)就業(yè)家庭工資性收入家庭工資性收入勞動(dòng)生產(chǎn)率家庭農(nóng)業(yè)性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入（1）（2）（3）（4）（5）（6）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地0.209***（0.051）0.488***（0.172）非農(nóng)就業(yè)0.493***（0.062）0.359***（0.073）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)10.356***（3.377）0.325（0.920）勞動(dòng)生產(chǎn)率0.532***（0.019）0.513***（0.028）戶(hù)主層面控制控制控制控制控制控制家庭層面控制控制控制控制控制控制村莊層面控制控制控制控制控制控制地區(qū)層面控制控制控制控制控制控制常數(shù)項(xiàng)-0.305**（0.158）5.728***（0.512）5.601***（0.545）11.814***（3.614）4.456***（0.623）4.485***（0.853）F值23.460***48.290***38.390***2.470***93.720***70.210***注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)家庭層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)工商資本下鄉(xiāng)有助于提升農(nóng)戶(hù)家庭收入水平，但這種正向作用可能受到農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)地是否確權(quán)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況以及所在村莊的經(jīng)濟(jì)區(qū)位等條件的約束，為此，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)不同約束條件下工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的調(diào)節(jié)作用，具體回歸結(jié)果如表10。首先，就農(nóng)地確權(quán)來(lái)看，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地與農(nóng)地確權(quán)的交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，表明當(dāng)家庭領(lǐng)到土地承包經(jīng)營(yíng)證權(quán)證書(shū)后，弱化了工商資本下鄉(xiāng)對(duì)家庭工資性收入的促進(jìn)作用，主要原因在于工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地的過(guò)程中會(huì)出現(xiàn)農(nóng)地“非農(nóng)化”和“非糧化”的情況，農(nóng)地確權(quán)后農(nóng)戶(hù)更傾向于將農(nóng)地作為一種基本的生活保障，進(jìn)而注重土地的經(jīng)營(yíng)與投資，這也就使得工商資本從農(nóng)戶(hù)手中獲取土地的難度增大，因此假說(shuō)4得以驗(yàn)證。其次，就農(nóng)地流轉(zhuǎn)來(lái)看，工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)與農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積的交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著，對(duì)此，本文結(jié)合調(diào)查問(wèn)卷中對(duì)農(nóng)戶(hù)承包農(nóng)地原因的問(wèn)卷進(jìn)行分析，一半多農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)入農(nóng)地的原因是因?yàn)榧彝趧?dòng)力多、村里地多，荒了可惜等原因，真正因?yàn)橄朐黾邮杖攵D(zhuǎn)入農(nóng)地的還不到一半，而且，這部分轉(zhuǎn)入土地的家庭也可能會(huì)因?yàn)槌邪r(nóng)地后的增收效應(yīng)和成本效應(yīng)相互疊加影響，導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)在獲取工商資本的社會(huì)化服務(wù)后并未因轉(zhuǎn)入農(nóng)地而提高農(nóng)業(yè)性收入；但其與農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積的交互項(xiàng)的系數(shù)在5%的顯著性水平顯著為負(fù)，表明在農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出農(nóng)地時(shí)，工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入的促進(jìn)作用得到明顯減弱，因此假說(shuō)5農(nóng)地轉(zhuǎn)出的調(diào)節(jié)效應(yīng)得以驗(yàn)證。最后，就村莊經(jīng)濟(jì)區(qū)位來(lái)看，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地與城市郊區(qū)的交互項(xiàng)的系數(shù)在10%顯著性水平下顯著為正，表明村莊如果是大中等城市郊區(qū)，那么會(huì)強(qiáng)化工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭工資性收入的促進(jìn)作用，即村莊越靠近城市郊區(qū)，越會(huì)受到城市的輻射帶動(dòng)，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速，提供了更多就業(yè)機(jī)會(huì)，有效的提升了家庭工資性收入。而工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)與城市郊區(qū)的交互項(xiàng)的系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明村莊越靠近城市郊區(qū)，反而會(huì)減弱工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)家庭農(nóng)業(yè)性收入的正向影響，原因在于靠近郊區(qū)，農(nóng)戶(hù)種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整空間越大，不利于農(nóng)戶(hù)從事糧食生產(chǎn)等農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，可能會(huì)轉(zhuǎn)向一些高收益的投資或者非農(nóng)就業(yè)（江光輝、胡浩，2021），故假說(shuō)6得以驗(yàn)證。表10調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果變量家庭工資性收入家庭工資性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入家庭農(nóng)業(yè)性收入（1）（2）（3）（4）（5）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地0.702***（0.221）0.392**（0.172）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地*農(nóng)地確權(quán)-0.426***（0.148）工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地*城市郊區(qū)0.176*（0.106）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)6.147***（2.372）6.101***（2.131）4.786***（1.298）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)*農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積-0.043（0.030）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)*農(nóng)地轉(zhuǎn)出面積-0.359**（0.152）工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)*城市郊區(qū)-3.734***（0.875）戶(hù)主控制變量控制控制控制控制控制家庭控制變量控制控制控制控制控制村莊控制變量控制控制控制控制控制地區(qū)控制變量控制控制控制控制控制常數(shù)項(xiàng)5.760***（0.600）5.712***（0.538）9.560***（1.989）10.779***（2.210）8.940***（1.441）F值32.960***40.010***2.880***2.520***4.440***注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)家庭層面聚類(lèi)后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。七、結(jié)論及政策建議本文基于2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)，使用工具變量法實(shí)證檢驗(yàn)了工商資本下鄉(xiāng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響。實(shí)證分析主要得出以下結(jié)論：首先，工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭總收入和工資性收入產(chǎn)生促進(jìn)作用，工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭總收入和農(nóng)業(yè)性收入產(chǎn)生促進(jìn)作用，而且工商資本下鄉(xiāng)對(duì)家庭收入的正向作用在中西部地區(qū)顯現(xiàn)的更為突出。其次，非農(nóng)就業(yè)是工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地影響農(nóng)戶(hù)家庭工資性收入的中介因素，且屬于部分中介變量，而勞動(dòng)生產(chǎn)率是工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)影響農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)性收入的中介因素，且屬于完全中介變量。最后，農(nóng)地確權(quán)、農(nóng)地轉(zhuǎn)出以及村莊經(jīng)濟(jì)區(qū)位具有調(diào)節(jié)作用，若農(nóng)戶(hù)農(nóng)地進(jìn)行了確權(quán)以及村莊遠(yuǎn)離城市郊區(qū)，則減弱了工商資本下鄉(xiāng)租賃農(nóng)地對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭工資性收入的正向影響，若農(nóng)戶(hù)轉(zhuǎn)出農(nóng)地地以及村莊靠近城市郊區(qū)，則會(huì)減弱工商資本下鄉(xiāng)提供社會(huì)化服務(wù)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)性收入的正向影響。結(jié)合實(shí)證研究結(jié)果及工商資本下鄉(xiāng)的實(shí)際情況，本文提出如下政策建議：第一，積極引導(dǎo)工商資本下鄉(xiāng)的同時(shí)，更要注重資本下鄉(xiāng)的形式與路徑，有效發(fā)揮其對(duì)農(nóng)民的增收作用。工商資本下鄉(xiāng)總體來(lái)講有助于提升農(nóng)戶(hù)家庭總收入水平，但不同形式的下鄉(xiāng)渠道會(huì)對(duì)家庭收入結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，以租賃農(nóng)地的形式下鄉(xiāng)會(huì)促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)，提高家庭工資性收入，但同時(shí)也會(huì)不利于農(nóng)業(yè)性收入，而如果只提供社會(huì)化服務(wù)，則會(huì)阻礙農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多樣化。因此，兩種下鄉(xiāng)形式必須有效結(jié)合，相互統(tǒng)一，在保障農(nóng)戶(hù)家庭收入穩(wěn)定性的同時(shí)共同促進(jìn)農(nóng)民實(shí)現(xiàn)增收。而且，中西部地區(qū)城鄉(xiāng)差距較大，城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平較低，更需要鼓勵(lì)工商資本下鄉(xiāng)，以發(fā)揮其對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)差距。第二，工商資本下鄉(xiāng)過(guò)程中要以民文本，切實(shí)保障農(nóng)民基本權(quán)益。理想中的“雙贏”在資本下鄉(xiāng)實(shí)踐中往往較難實(shí)現(xiàn)，資本的逐利本性決定了其下鄉(xiāng)更為關(guān)注農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)價(jià)值特別是土地價(jià)值（趙祥云、趙曉峰，2016），如果不加以規(guī)范，很有可能會(huì)出現(xiàn)“圈地盛宴”、項(xiàng)目“爛尾”和資本“跑路”等情形，這不僅會(huì)導(dǎo)致土地的“非糧化”和“非農(nóng)化”問(wèn)題，更為嚴(yán)重的是直接損害了農(nóng)民的基本權(quán)益，無(wú)疑使得本處于弱勢(shì)地位的失地農(nóng)民雪上加霜，因此政府主體要發(fā)揮好補(bǔ)位匹配功能，努力破除體制機(jī)制性障礙，規(guī)范資本下鄉(xiāng)市場(chǎng)秩序，防止資本套取惠農(nóng)利益。同時(shí)，要以村企利益共贏作為首要目標(biāo)，充分尊重農(nóng)戶(hù)意愿，保證農(nóng)戶(hù)有效的訴求途徑，并針對(duì)不同類(lèi)型的農(nóng)戶(hù)制定差別化的保護(hù)政策。第三，建立健全農(nóng)村金融體系，鼓勵(lì)并撬動(dòng)金融資本下鄉(xiāng)。從實(shí)證分析來(lái)看，金融尚未完全發(fā)揮出對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和家庭收入的支持作用，因此，如何利用金融推動(dòng)鄉(xiāng)村振興值得深入探討。要加強(qiáng)金融改革，從制度和技術(shù)創(chuàng)新上推進(jìn)農(nóng)村普惠金融發(fā)展，以市場(chǎng)化的方式建設(shè)開(kāi)放便利的數(shù)字普惠金融體系，從而更好的服務(wù)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者、農(nóng)村小微企業(yè)及低收入者；要?jiǎng)?chuàng)新融資工具，通過(guò)設(shè)立農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展基金、對(duì)現(xiàn)金流較好的涉農(nóng)項(xiàng)目開(kāi)展收益權(quán)或收費(fèi)權(quán)質(zhì)押貸款以及資產(chǎn)證券化等方式實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品創(chuàng)新，不斷引導(dǎo)金融資金流向農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、基本公共服務(wù)等領(lǐng)域，切實(shí)提高農(nóng)村居民生活質(zhì)量；要放寬農(nóng)戶(hù)抵押貸款相關(guān)要求，允許以農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)、林權(quán)、機(jī)械設(shè)備、農(nóng)產(chǎn)品及其加工品等資產(chǎn)作為抵押，切實(shí)增加農(nóng)戶(hù)的正規(guī)信貸機(jī)會(huì)，有效支持農(nóng)戶(hù)進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資和擴(kuò)大生產(chǎn)。

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