導語：農(nóng)戶收入的影響原因探析一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：農(nóng)戶收入增長問題是農(nóng)戶經(jīng)濟學研究的重要問題，也是當前整個經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定所面臨的重要問題，對農(nóng)戶收入的影響因素進行深入考察有助于實現(xiàn)農(nóng)戶收入的持續(xù)提高。本文利用湖北2003年農(nóng)村固定觀察點900個農(nóng)戶的調(diào)查資料，對影響農(nóng)戶收入因素包括環(huán)境、資產(chǎn)、家庭和經(jīng)營等相關(guān)變量進行多元回歸分析，建立數(shù)學模型，并定量分析了各種因素的作用程度。本研究的目的是發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)戶收入的微觀因素，為政府持續(xù)提高農(nóng)戶收入的科學決策提供依據(jù)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶收入；湖北；影響因素

一、引言

農(nóng)戶收入增長問題是農(nóng)戶經(jīng)濟學研究的重要問題，也是當前整個經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定所面臨的重要問題，對農(nóng)戶收入的影響因素進行深入考察有助于認識當前農(nóng)村的收入分配問題和實現(xiàn)農(nóng)戶收入的持續(xù)提高。關(guān)于這一問題的研究，已有不少成果。如林毅夫(2001)將制約農(nóng)戶收入增長的因素歸結(jié)為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的滯后，認為加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是增加農(nóng)戶收入的重要途徑。許經(jīng)勇等(2001)研究了農(nóng)戶收入增長的階段性特征，尚啟君(1998)探討了農(nóng)戶收入增長的階段性變化原因，陳吉元(1998)較早地探討了農(nóng)戶收入增長的體制性因素。周其仁（2001）則從產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟的角度研究得出影響產(chǎn)權(quán)界定明晰的一系列制度因素越來越阻礙農(nóng)戶收入的增長，要增加農(nóng)戶收入則應(yīng)從產(chǎn)權(quán)明晰入手。這些研究具有如下特點：一是研究方法一般以定性研究為主，缺乏嚴格的計量檢驗；二是研究手段局限于采用時序資料進行分析，缺乏截面數(shù)據(jù)的支撐；三是研究范圍局限于農(nóng)戶或農(nóng)業(yè)內(nèi)部諸因素，而對影響農(nóng)戶收入增長的自然區(qū)位條件、制度資源分布等因素考慮較少［1］。

農(nóng)戶是農(nóng)村經(jīng)濟活動的行為主體，是廣大農(nóng)村投資、生產(chǎn)與消費等經(jīng)濟活動的微觀行為主體，是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中最基本的決策單元[2]。因此，農(nóng)戶的經(jīng)濟收入取決于他的生產(chǎn)經(jīng)營和家庭成員的就業(yè)狀況以及所處的自然環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施，而經(jīng)營什么、從事何種工作又由各個家庭及其成員擁有的資本總量決定，其中包括以教育為主的人力資本、社會資本、政治資本和其他經(jīng)濟資源。那么，各種因素對農(nóng)戶收入有什么樣的影響以及影響有多大正是本文要討論的問題。

基于以上分析，本文擬采用多元統(tǒng)計方法，以湖北省2003年農(nóng)村固定觀察點900個農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析農(nóng)戶收入的影響因素，對影響農(nóng)戶收入有關(guān)因素進行回歸分析并提出政策性建議。本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是模型的設(shè)定與變量的選擇；第三部分進行模型的求解，報告計量結(jié)果并解釋；第四部分則作出簡短的結(jié)論及評述。

二、模型與變量

（一）變量的選擇

農(nóng)戶收入的度量通常采用農(nóng)戶家庭純收入指標，家庭純收入＝家庭總收入－家庭經(jīng)營費用支出－生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊－稅收－上交給集體的承包任務(wù)－調(diào)查補貼。對于自變量的選擇，通過多次比較分析多個變量的試算結(jié)果，最后選定了以下幾個變量作為農(nóng)戶收入函數(shù)的解釋變量：

1、環(huán)境因素。主要是考察地勢、基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民人均純收入的影響，此處我們用地勢虛擬變量Z1和Z2：，

2、資產(chǎn)因素。資產(chǎn)是農(nóng)民家庭以往收入的沉淀，是農(nóng)民從事經(jīng)濟活動的結(jié)果，也是影響農(nóng)民人均純收入的重要因素。

（1）年末生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值（X1）。年末生產(chǎn)性固定資產(chǎn)包括役畜、農(nóng)機具和生產(chǎn)性用房等。

（2）非生產(chǎn)性固定資產(chǎn)，用年末住房價值（X2）來表示。農(nóng)戶既是一個生產(chǎn)單位，又是一個消費單位，在農(nóng)戶調(diào)查中雖然可以獲取農(nóng)戶全部資產(chǎn)的數(shù)據(jù)，但是要嚴格區(qū)分生產(chǎn)性與非生產(chǎn)性固定資產(chǎn)往往是比較困難的。本文借鑒陳傳波等的研究［3］，將農(nóng)戶的年末住房價值作為非生產(chǎn)性固定資產(chǎn)進行考察。

（3）年初所經(jīng)營的土地面積（X3）。盡管說現(xiàn)在農(nóng)民的兼業(yè)比較發(fā)達，許多農(nóng)戶收入主要不來源于農(nóng)業(yè)，但畢竟土地仍舊是農(nóng)戶收入的一項來源，對于純農(nóng)戶來說甚至還是家庭收入中最重要的因素。

3、家庭因素

（1）家庭規(guī)模，用每戶人數(shù)（X4）表示。根據(jù)農(nóng)戶家庭生命周期理論，在農(nóng)戶家庭擴展階段，隨著家庭子女數(shù)量的不斷增多，家庭的人口負擔越來越重，農(nóng)戶經(jīng)濟增長與發(fā)展受家庭消費人口負擔影響，家庭經(jīng)濟狀況總體處于較低的水平。隨著家庭消費人口負擔減輕，當最后一個子女由純消費人口轉(zhuǎn)為勞動消費人口止，家庭經(jīng)濟狀況明顯好轉(zhuǎn)，而到了家庭縮減階段，家庭經(jīng)濟狀況則再次出現(xiàn)惡化。這意味著農(nóng)戶純收入水平與家庭規(guī)模呈一定正相關(guān)關(guān)系，因為在家庭擴展初期和家庭收縮之后，家庭人口都較少，而在完成擴展又未另立新戶之前，家庭人口規(guī)模最大。

（2）勞動力素質(zhì)，用家庭勞動力平均受教育年限①（X5）表示。教育對收入的影響可能是雙向的，這主要是因教育是一種長期投資，花在子女教育上的支出在短期內(nèi)可能不會獲得收入，但教育支出會擠占可用于當前生產(chǎn)的投資。同時在教育投資階段，受教育者必須付出大量時間和精力，還要支付較高的學習費用，其機會成本和直接成本都較大。然而一旦形成人力資本，將給投資者帶來較高的回報。

4、經(jīng)營因素

（1）支出因素，這里用家庭經(jīng)營費用表示（X6）。家庭經(jīng)營費用支出包括農(nóng)戶從事農(nóng)工商等各業(yè)的支出，費用支出與純收入成正比關(guān)系。其中在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)支出中包括化肥、餅肥、農(nóng)藥、地膜、生產(chǎn)用柴油和生產(chǎn)用汽油等。

（2）收入來源虛擬變量Z3：

（3）全家勞動力外出從業(yè)時間（X7）

（4）全家外出從業(yè)勞動人數(shù)（X8）

（5）是否兼業(yè)虛擬變量Z4②：

（二）模型設(shè)定

以前文中有關(guān)因素為自變量，以家庭純收入為因變量，建立如下多元回歸模型：

INCOME＝β0＋β1X1＋β2X2＋β3X3＋β4X4＋β5X5＋β6X6＋β7X7＋β8X8＋α1Z1＋α2Z2＋α3Z3＋α3Z4＋μ

其中，β0為常數(shù)項，βi(i=1，2，…，8)，αi（i=1，2，…，4），μ為隨機擾動項。

三、模型的求解與結(jié)果分析

（一）模型的求解

用OLS方法，應(yīng)用SPSS11.0軟件估計參數(shù)，得到參數(shù)估計值和統(tǒng)計檢驗指標如表1。為了閱讀的方便，所有變量均用文字表述。

表1農(nóng)戶收入影響因素模型

自變量系數(shù)T值Sig.

(Constant)98.476.130.897

是否平原2127.5904.861.000

是否丘陵2073.4735.313.000

年末擁有生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值（元）.0862.758.006

年末擁有住房價值（元）.0686.555.000

年初經(jīng)營耕地面積（畝）37.223.635.525

每戶人數(shù)（人）1430.09610.897.000

家庭勞動力平均受教育年限（年）169.3362.424.016

經(jīng)營費用（元）.1103.363.001

收入來源-2279.355-5.728.000

全家外出勞動力人數(shù)（人）-956.255-2.670.008

全家外出人員勞動時間（天）8.0996.231.000

是否兼業(yè)-109.911-.269.788

從計算結(jié)果看:R2＝0.427，表明模型中包含的變量解釋了因變量總方差變化的41.9%，對于橫截面數(shù)據(jù)而言，擬合優(yōu)度已算較高；F＝50.850，SigF=0.000<0.01，表明模型總體達到極顯著水平；D-W值＝1.827，變量不存在自相關(guān)。

（二）對模型結(jié)果的解釋

1、地勢對農(nóng)戶收入的影響

在1%的顯著水平下，虛擬變量Z1、Z2都是統(tǒng)計學上顯著的，因此地勢對農(nóng)戶收入有著重要的影響。相對于基準類山區(qū)而言，丘陵地區(qū)每戶家庭純收入比山區(qū)高出2073.473元，平原地區(qū)比山區(qū)高出2127.59元。這主要是因為平原和丘陵相比于山區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施為好，交通方便，土地成塊有利于耕作所致。

2、資產(chǎn)因素對農(nóng)戶收入的影響

（1）農(nóng)戶每增加l元生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資，當年可獲得0.086元純收入，投資收益率為8.6%。

（2）一般來說，非生產(chǎn)性固定資產(chǎn)與純收入可能成反比關(guān)系，因為在農(nóng)戶對固定資產(chǎn)投資額一定的前提下，非生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資會對生產(chǎn)性固定資產(chǎn)投資形成擠出效應(yīng)。但分析結(jié)果表明，年末住房價值對農(nóng)戶收入的影響為正，一個可能的解釋是農(nóng)戶生產(chǎn)性固定資產(chǎn)很少，而且投資于生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的意識并不強，非生產(chǎn)性投資并未真正對生產(chǎn)性投資形成擠出效應(yīng)。另一個可能解釋是農(nóng)戶小生產(chǎn)的特點決定其生存型的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，住房價值在一定程度上反映了農(nóng)戶的收入水平，即收入水平增加，農(nóng)戶傾向于改善其居住條件，因而系數(shù)為正［3］。

（3）農(nóng)戶每增加一畝耕地所帶來的純收入僅有37.223元，可見農(nóng)民耕作土地所帶來的收入已經(jīng)很少了，另外，年初經(jīng)營耕地面積的T檢驗值僅有0.635，表明農(nóng)戶家庭純收入與年初經(jīng)營耕地面積的關(guān)系并不密切，也反映出農(nóng)民家庭純收入已經(jīng)很大程度上不取決于農(nóng)業(yè)，而更多地取決于其他收入。

3、家庭因素對農(nóng)戶收入的影響

（1）盡管說家庭規(guī)模大小與人均純收入成反比，這種關(guān)系稱之為“人口效應(yīng)”，即人口對收入具有侵蝕作用［4］，但對于家庭純收入來說，家庭規(guī)模卻與家庭純收入呈正比，家庭規(guī)模每多1人，家庭純收入增加1430.096元。

（2）家庭勞動力平均受教育年限每增加1年，家庭純收入增加169.336元，顯然是正向的。

4、家庭經(jīng)營對農(nóng)戶收入的影響

（1）農(nóng)戶每增加1元的家庭經(jīng)營費用投人，平均可獲0.11元的純收入，投人產(chǎn)出率為11%，這種投入多的農(nóng)戶，收人也就必然要高一些。

（2）從家庭的收入來源看，收入主要來源于家庭經(jīng)營的農(nóng)戶要比收入主要來源于其它的農(nóng)戶少2279.355元，這也更從另外一個側(cè)面驗證了農(nóng)戶收入已經(jīng)主要不來源于土地了。

（3）農(nóng)戶家庭純收入全家外出勞動力人數(shù)與反比，每多一個在外就業(yè)人數(shù)，農(nóng)戶收入反而少956.255元；而農(nóng)戶家庭純收入與全家外出勞動時間成正比，每外出勞動勞動時間增加1天，可增加收入8.099元。這看起來有點矛盾，筆者分析可能是因為農(nóng)戶家庭本身的緣故，收入低的農(nóng)戶更傾向于外出打工，而收入相對比較寬裕的農(nóng)戶更愿意呆在家里，畢竟家里比外出有著種種的便利，但外出打工相對于務(wù)農(nóng)來說收益更高。

（4）兼業(yè)對農(nóng)戶收入的影響并不象文獻所述那樣（胡浩，王圖展，2003；米明浩，2003等）［5］，家庭收入水平與兼業(yè)化兩者呈正相關(guān)。可能的原因是農(nóng)戶兼業(yè)阻礙了我國農(nóng)業(yè)商品化和機械化水平的提高，增加了農(nóng)戶家庭經(jīng)營費用并最終導致農(nóng)戶因為兼業(yè)而造成的收入的降低，同時表明農(nóng)戶多從事的是低收入兼業(yè)［6］。

四、簡短的結(jié)論與評述

綜上所述，農(nóng)戶家庭純收入主要是環(huán)境因素、資產(chǎn)因素、家庭人口與規(guī)模及經(jīng)營狀況所決定的。因此，為盡快提高農(nóng)戶的收入水平，在制定農(nóng)村政策可從以下幾個方面著手：

1、增加農(nóng)業(yè)投入，扶持農(nóng)戶生產(chǎn)投入的積極性。目前不可能像以前那樣通過提高農(nóng)產(chǎn)品的收購價來增加農(nóng)民的收入，但各級政府應(yīng)更多地采用增加農(nóng)業(yè)和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入的手段，可增加農(nóng)村勞動力就業(yè)機會，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，提高農(nóng)業(yè)抗御自然災(zāi)害的能力，同時又可引導農(nóng)戶增加自身的投資行為，為今后農(nóng)戶收入的持續(xù)穩(wěn)定的增長打下堅實的基礎(chǔ)。

2、大力提高農(nóng)村勞動力的文化素質(zhì)。據(jù)湖北省第一次農(nóng)業(yè)普查結(jié)果顯示(1998)：在農(nóng)村從業(yè)人員中，小學文化程度及以下的占55.6％，初中的占38.2％，高中的只占5.49％，大中專以上僅占0.7％。高中及高中以上學歷的總?cè)藬?shù)才150萬人左右，如此低下的文化構(gòu)成，顯然難以適應(yīng)農(nóng)村種植、養(yǎng)殖業(yè)的生產(chǎn)及科技推廣，更不用說參與第二、三產(chǎn)業(yè)的激烈市場競爭。因此，努力提高農(nóng)村勞動力文化素質(zhì)，是提高農(nóng)民收入的長遠舉措，必須常抓不懈。

3、家庭規(guī)模與家庭純收入成正比關(guān)系，這不利于計劃生育工作的開展，“人口效應(yīng)”在多大家庭規(guī)模時出現(xiàn)還需要進一步的研究。

4、發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，擴大農(nóng)戶收入來源和提高兼業(yè)效率。由以上分析可以看出，家庭收入主要來源于其它的要比來源于家庭經(jīng)營的更高，但兼業(yè)卻帶來了負效應(yīng)，因此，積極發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，擴大農(nóng)戶的收入和提高兼業(yè)效率有利于農(nóng)戶收入的持續(xù)穩(wěn)定增長。

參考文獻：

［1］羅發(fā)友，劉友金.市場化改革以來農(nóng)戶收入增長的影響因素分析.中國農(nóng)村觀察，2002，（4）：13-19

［2］馬彥林.干旱區(qū)綠洲可持續(xù)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展機制與模式研究――以新疆吐魯番地區(qū)為例[J].地理科學，2000，20(6)：540-543

［3］陳傳波，丁士軍，舒振斌.農(nóng)戶收入及其差異的影響因素分析——對湖北農(nóng)戶調(diào)查的統(tǒng)計分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2001，（4）：11-15

［4］黎東升，肖飛.農(nóng)戶收入差異與家庭狀況的相關(guān)分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2000，（6）：19-22

［5］胡浩，王圖展.農(nóng)戶兼業(yè)化進程及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的分析――以江蘇省北部農(nóng)村為例［J］.江海學刊，2003，（6）：53-58

［6］李小建，喬家君.欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的兼業(yè)演變及農(nóng)戶經(jīng)濟發(fā)展研究――基于河南省1000農(nóng)戶的調(diào)查分析［J］.中州學刊，2003，（5）：58-61