我國農戶農業收入影響因素深層探究

盧軍靜+應銀

內容摘要：本文著眼于農戶家庭經營收入中的農業經營收入部分，根據2010年華南四個省、40個農村、500余戶農戶的調研數據，采用單因素方差分析和多元線性回歸模型，總結出提高農戶農業人均純收入的一系列因素，并且為政府采取措施增加農民的農業收入提出相應的政策建議。

關鍵詞：農戶 農業純收入 影響因素 華南

農業的健康發展和農民收入的提高是關系到民生的重大問題，也是一直以來社會主義新農村建設的重點。根據“十二五”規劃綱要，拓寬農民增收渠道的方式主要包括：鞏固提高家庭經營收入；努力增加工資性收入；大力增加轉移性收入。提高家庭經營收入仍然是提高農戶收入的主要途徑之一。農戶農業經營收入比重的下降，說明農業相對于其他產業的弱勢性，易受到各種社會經濟和自然因素的沖擊。因此發展現代農業是保證我國實現經濟社會整體可持續發展的基礎和保障。

研究假設及理論基礎

（一）農業收入來源的細分

從準入門檻的角度看，行業間的趨勢是門檻越高、收益率越高；從生產資本投入的角度來說，行業間總體的趨勢是投入越高，收益越高；從產業鏈的角度分析，越處于產業鏈的近市場端，其收益率越高。總體來說，種植業、養殖業、觀光休閑農業在準入門檻和生產資本投入上依次升高，在產業鏈位置上依次更加處于市場近端。因此，從事觀光休閑農業的農戶，人均農業純收入高于從事養殖業的農戶，而從事養殖的農戶，人均農業純收入高于從事種植業的農戶（假設1）。

（二）農業收入的各種形態分析

農業生產經營物質投資。前文提到，資本投入越高，產業收益率越高。具體到農業生產，農戶在農業生產設備設施、良種、化肥、農藥等農業生產要素上的物質投入越高，農業總收入越高。農業純收入與農業生產經營物質投資之間的關系呈現倒U型。在合理范圍內，農業生產經營物質投資越高，農業純收入越高；超過了合理范圍，農業純收入呈現增速放緩、甚至降低趨勢。實際農業生產中，物質投資一般位于合理范圍之內，因此農戶的農業經營物質投資高的農戶，其人均農業純收入高于其他農戶（假設2）。

農業合作經營。農民收入增加的最終出路在于變革農業生產組織形式，打破小生產。在家庭承包制的基礎上，建立更大規模的合作關系，以擴大生產經營規模，優化資源配置。由農戶形成的合作經營組織，擁有更多的生產資料與資金，具有更強的抗風險能力與融資能力，因而能保障農戶產品的銷路，提高農戶與產業鏈上下游間的議價能力，幫助農戶建立與市場之間的聯系。同時，農業合作經營組織能幫助農戶實現土地的規模化經營，使土地集中，提高了土地利用率和資源配置效率。因此，加入了農業合作組織的農戶，其人均農業純收入要高于其他農戶（假設3）。

人力資本因素。農民擁有的人力資本與其農業生產力之間存在直接的正向關系。具體來說，農民的技能和知識水平與其生產率間的正相關關系是非常顯著的。因此，主要勞動力接受農業生產相關的知識與技能的指導與培訓越多的農戶，其人均農業純收入就越高（假設4）。

中國農民總體的低教育水平不但影響其生產效率，而且限制其從業渠道，是制約農民增收的一個重要原因。提高農民受教育水平，能有效提高農民收入。因此，勞動力的受教育水平越高的農戶，其人均農業純收入就越高（假設5）。

政治素養和生產積極性也是人力資本的一個要素。在中國，尤其在基層經濟建設中，黨和政府提倡發揮黨員的先進模范作用。黨員的身份本身就表明其具有相對較高的受教育水平和積極性。因此，家中主要勞動力為黨員的農戶，其人均農業純收入水平在總體上要高于家中的主要勞動力中沒有黨員的農戶（假設6）。

農產品初級加工。目前農業產業結構調整不僅要體現在各種農作物種植面積的增減上，更要在提高農產品質量、科技含量以及加工增值上下工夫，使農業生產進入戰略性結構調整的軌道。在當前絕大部分農產品不經初加工而流入下一生產環節的情況下，經過初級加工的農產品，其市場銷路和價格上都要更占優勢。因此，對農產品進行初級加工的農戶，其人均農業純收入要高于未經過這些處理的農戶（假設7）。

基層民主建設。農村雖沒有正式的行政編制，卻是中國農村社會的最基層機構，是銜接上級政府部門與農民的一個重要環節。村務管理既是上級政府部門的政策在農村的具體體現，也反映了農民的訴求。村級基層管理機構對農民收入進行影響的重要機制之一是建立和維護村級民主政治。村級民主政治能提高村級決策水平、提高農民農戶對上級和村級決策的擁護與執行力度，并且能激發和維護農戶的生產積極性。本研究將基礎設施等重大項目的意見征詢情況和決策公平程度作為村級民主狀況的兩個指標，提出以下假設：村級重大項目的意見征詢情況對村內農戶人均農業純收入有正向影響（假設8）；村級決策公平程度對村內農戶人均農業純收入有正向影響（假設9）。

數據來源與變量

（一）數據來源

本文采用2010年3月對華南4省40個行政村進行調研取得的橫截面數據。按照分層隨機抽樣方法，每個省隨機選取一個市（縣）下的10個行政村，每村至少調查20戶農村家庭，請每戶的戶主根據自己家庭的實際情況填寫問卷。共回收問卷780份，其中有效問卷674份，剔除不從事農業生產的農戶的問卷，剩余506份問卷。

（二）各影響農戶人均農業純收入的變量

本文的因變量“農戶人均農業純收入”的計算方式為農戶家庭2009年農業總收入與總成本的差值除以農戶家庭總人數，由于總收入有可能低于總成本，所以存在人均農業純收入為0，甚至為負的情況。

各影響農戶人均農業純收入的變量來源由下列提問所得：“在2009年，您家的農業收入主要來自于以下哪個來源？”選項包括“種植業、養殖業、觀光休閑農業和其他”。對農戶2009年的農業經營物質投資進行提問，問題為：“您家2009年在農業生產上的全部物資投入折合為金錢是多少元人民幣？”對所得數據進行標準化處理，作為每戶在該問題上的得分。對戶主接受農業生產技術指導與培訓的頻率進行提問，請戶主在5“經常”和1“極少”之間的5個數值上進行單選。對戶主受教育程度進行提問，選項有“不識字或初識、小學、初中、高中或中專、大專及以上”，分別從1到5記分。若戶主為黨員，則計分為1，否則計分為0。對農戶農產品是否進行分類、是否裝箱、是否粗加工進行提問，若3項均有，則計分為3，以此類推。村級基層民主數據的獲得方式是，每個村隨機抽取20戶村民，請戶主回答兩個問題：“如果村里要進行基礎設施建設或投資等重大項目，會不會征詢村民的意見？”、“您認為村里所做出的各方面決策總體來說對大家都公平嗎？”兩個問題都是0、1記分。按村對兩個問題取均值，作為每村兩個問題的得分。endprint

（三）結果

本文采用的數據分析軟件為SPSS 12.0和Stata 11.0。對于假設1，使用SPSS 11.0進行單因素方差分析（one-way ANOVA）結果表明，分別以種植業、養殖業、觀光休閑農業為主要農業收入來源的農戶，其家庭人均農業純收入之間存在顯著差別（F=14.8， p<0.001）。事后分析（ Post hoc）的結果表明，以觀光休閑農業作為農業收入主要來源的農戶，家庭人均農業純收入的均值為14879元，以養殖業為農業主要收入來源的農戶，家庭人均農業純收入均值為9160元，而以種植業為農業主要收入來源的農戶，家庭人均農業純收入均值為2648元，且觀光農戶顯著高于養殖業戶（p<0.05）和種植業戶（p<0.001），養殖業農戶顯著高于種植業農戶（p<0.001）。因此，假設1得到證實。

檢驗其他8個假設前，需要確認適當的研究模型。由于樣本來自不同的村莊，且自變量中有村級的變量，因此分析自變量影響前需要確認數據是否存在顯著的組間（村莊間）差異。首先采用Stata11.0檢驗不放入任何自變量的空模型（null model）的卡方顯著性以及組間差異占總體方差的比重（ICC （1）），確認數據是否適合跨層回歸模型（Hierarchical Linear Modeling）。空模型如下：

第一層模型：yij=β0j+rij

第二層模型：β0j=γ00+U0j

在以上方程組中，yij為第i組（村）第j個農戶的人均農業純收入，β0j為第j組（村）的因變量平均數值，γ00為因變量y的整體均值，rij的方差為因變量的組（村）內方差，U0j的方差為因變量的組（村）間方差。數據分析結果顯示空模型的卡方顯著性p>0.05，且ICC（1）低于7%，因此因變量的組間差異不顯著，可以直接運用普通最小二乘法（Ordinary Least Squares）線性回歸模型（Linear Regression Modeling），模型如下。

yi=β0+β1X1i+β2X2i+...+βk Xki+μii

以上方程中，yi為第i個農戶的人均農業純收入，k為解釋變量的數目，βj（j=1，2，...，k）為解釋變量Xj的回歸系數。

SPSS 12.0進行線性回歸結果顯示，除了戶主受教育水平的回歸系數不顯著，其余各影響因素變量對結果變量的回歸系數均為正，且顯著。說明除了假設5，假設2到假設9均得到驗證，具體參數見表1。

結論與政策建議

本文得出以下結論：以觀光休閑農業為主要農業收入來源的農戶，其家庭人均農業純收入（14879元），顯著高于以養殖業為主要農業收入來源的農戶（91601元），以種植業為主要農業收入來源的農戶人均農業純收入最低（2648元）。農戶的農業生產經營物質投資越高，其家庭人均農業純收入越高（p<0.05）。參加農業合作經營能顯著提高農戶的人均農業純收入（p<0.01）。農戶人力資本水平中的戶主接受農業技術培訓指導程度（p<0.05）與戶主黨員身份（p<0.01）對農戶人均農業純收入有顯著正向影響。對自家農產品進行初級加工的農戶，其家庭人均農業純收入顯著提升（p<0.05）。對于基層民主建設情況較好的村，每家農戶的人均農業純收入顯著較高，具體來說，村級重大項目在村民中的意見征詢程度越高（p<0.001）、村級決策對全體村民越公平（p<0.01），農戶的人均農業純收入越高。

提出以下政策建議：在當前，觀光休閑農業是幫助農戶實現農業增收的最有效途徑，其次分別是養殖業和種植業。因此在保證糧食穩定供給的前提下，我們倡導農業多元化經營，如增加觀光休閑農業和養殖業在農業生產中的比重。政府應從政策和資金上加大農業生產幫扶力度，幫助農民拓寬農業投資渠道，如增加農業小額貸款等項目，以提高農戶的農業生產經營投資，進而增加農民收入。應重視農民素質和農業生產相關技能的提升，加大培訓力度，并且重視提高農民的生產積極性與政治思想覺悟。提倡農產品在進行初加工后流入下一生產環節，以提高農產品增加值。各級政府應進一步加強農村基層民主建設，做好村務公開和意見征詢等民主建設工作，保證基層水平上決策的公平公正。

參考文獻：

1.葛 沂，李興緒，劉曼莉.邊疆民族自治地區農戶收入影響因素分析—以云南紅河哈尼族彝族自治州農戶為例[J].農業經濟問題，2010（3）

2.芮田生，閻洪.我國農民收入影響因素分析[J].湖南社會科學，2012（3）

3.王麗.中國農民收入影響因素的計量經濟分析[J].企業導報，2011（14）

4.王敏娟.我國農民收入影響因素淺析—以四川省農民收入為例[J].技術與市場，2008（2）

5.西奧多·W·舒爾茨.改造傳統農業[D].商務印書館，1987

6.楊菊.貴州省農村人力資本與農民收入增長關系研究—以余慶縣為例[D].貴州大學碩士研究生論文，2008.5

7.張曉山.促進以農產品生產專業戶為主體的合作社的發展—以浙江省農民專業合作社的發展為例[J].中國農村經濟，2004（11）endprint

（三）結果

本文采用的數據分析軟件為SPSS 12.0和Stata 11.0。對于假設1，使用SPSS 11.0進行單因素方差分析（one-way ANOVA）結果表明，分別以種植業、養殖業、觀光休閑農業為主要農業收入來源的農戶，其家庭人均農業純收入之間存在顯著差別（F=14.8， p<0.001）。事后分析（ Post hoc）的結果表明，以觀光休閑農業作為農業收入主要來源的農戶，家庭人均農業純收入的均值為14879元，以養殖業為農業主要收入來源的農戶，家庭人均農業純收入均值為9160元，而以種植業為農業主要收入來源的農戶，家庭人均農業純收入均值為2648元，且觀光農戶顯著高于養殖業戶（p<0.05）和種植業戶（p<0.001），養殖業農戶顯著高于種植業農戶（p<0.001）。因此，假設1得到證實。

檢驗其他8個假設前，需要確認適當的研究模型。由于樣本來自不同的村莊，且自變量中有村級的變量，因此分析自變量影響前需要確認數據是否存在顯著的組間（村莊間）差異。首先采用Stata11.0檢驗不放入任何自變量的空模型（null model）的卡方顯著性以及組間差異占總體方差的比重（ICC （1）），確認數據是否適合跨層回歸模型（Hierarchical Linear Modeling）。空模型如下：

第一層模型：yij=β0j+rij

第二層模型：β0j=γ00+U0j

在以上方程組中，yij為第i組（村）第j個農戶的人均農業純收入，β0j為第j組（村）的因變量平均數值，γ00為因變量y的整體均值，rij的方差為因變量的組（村）內方差，U0j的方差為因變量的組（村）間方差。數據分析結果顯示空模型的卡方顯著性p>0.05，且ICC（1）低于7%，因此因變量的組間差異不顯著，可以直接運用普通最小二乘法（Ordinary Least Squares）線性回歸模型（Linear Regression Modeling），模型如下。

yi=β0+β1X1i+β2X2i+...+βk Xki+μii

以上方程中，yi為第i個農戶的人均農業純收入，k為解釋變量的數目，βj（j=1，2，...，k）為解釋變量Xj的回歸系數。

SPSS 12.0進行線性回歸結果顯示，除了戶主受教育水平的回歸系數不顯著，其余各影響因素變量對結果變量的回歸系數均為正，且顯著。說明除了假設5，假設2到假設9均得到驗證，具體參數見表1。

結論與政策建議

本文得出以下結論：以觀光休閑農業為主要農業收入來源的農戶，其家庭人均農業純收入（14879元），顯著高于以養殖業為主要農業收入來源的農戶（91601元），以種植業為主要農業收入來源的農戶人均農業純收入最低（2648元）。農戶的農業生產經營物質投資越高，其家庭人均農業純收入越高（p<0.05）。參加農業合作經營能顯著提高農戶的人均農業純收入（p<0.01）。農戶人力資本水平中的戶主接受農業技術培訓指導程度（p<0.05）與戶主黨員身份（p<0.01）對農戶人均農業純收入有顯著正向影響。對自家農產品進行初級加工的農戶，其家庭人均農業純收入顯著提升（p<0.05）。對于基層民主建設情況較好的村，每家農戶的人均農業純收入顯著較高，具體來說，村級重大項目在村民中的意見征詢程度越高（p<0.001）、村級決策對全體村民越公平（p<0.01），農戶的人均農業純收入越高。

提出以下政策建議：在當前，觀光休閑農業是幫助農戶實現農業增收的最有效途徑，其次分別是養殖業和種植業。因此在保證糧食穩定供給的前提下，我們倡導農業多元化經營，如增加觀光休閑農業和養殖業在農業生產中的比重。政府應從政策和資金上加大農業生產幫扶力度，幫助農民拓寬農業投資渠道，如增加農業小額貸款等項目，以提高農戶的農業生產經營投資，進而增加農民收入。應重視農民素質和農業生產相關技能的提升，加大培訓力度，并且重視提高農民的生產積極性與政治思想覺悟。提倡農產品在進行初加工后流入下一生產環節，以提高農產品增加值。各級政府應進一步加強農村基層民主建設，做好村務公開和意見征詢等民主建設工作，保證基層水平上決策的公平公正。

參考文獻：

1.葛 沂，李興緒，劉曼莉.邊疆民族自治地區農戶收入影響因素分析—以云南紅河哈尼族彝族自治州農戶為例[J].農業經濟問題，2010（3）

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3.王麗.中國農民收入影響因素的計量經濟分析[J].企業導報，2011（14）

4.王敏娟.我國農民收入影響因素淺析—以四川省農民收入為例[J].技術與市場，2008（2）

5.西奧多·W·舒爾茨.改造傳統農業[D].商務印書館，1987

6.楊菊.貴州省農村人力資本與農民收入增長關系研究—以余慶縣為例[D].貴州大學碩士研究生論文，2008.5

7.張曉山.促進以農產品生產專業戶為主體的合作社的發展—以浙江省農民專業合作社的發展為例[J].中國農村經濟，2004（11）endprint

（三）結果

本文采用的數據分析軟件為SPSS 12.0和Stata 11.0。對于假設1，使用SPSS 11.0進行單因素方差分析（one-way ANOVA）結果表明，分別以種植業、養殖業、觀光休閑農業為主要農業收入來源的農戶，其家庭人均農業純收入之間存在顯著差別（F=14.8， p<0.001）。事后分析（ Post hoc）的結果表明，以觀光休閑農業作為農業收入主要來源的農戶，家庭人均農業純收入的均值為14879元，以養殖業為農業主要收入來源的農戶，家庭人均農業純收入均值為9160元，而以種植業為農業主要收入來源的農戶，家庭人均農業純收入均值為2648元，且觀光農戶顯著高于養殖業戶（p<0.05）和種植業戶（p<0.001），養殖業農戶顯著高于種植業農戶（p<0.001）。因此，假設1得到證實。

檢驗其他8個假設前，需要確認適當的研究模型。由于樣本來自不同的村莊，且自變量中有村級的變量，因此分析自變量影響前需要確認數據是否存在顯著的組間（村莊間）差異。首先采用Stata11.0檢驗不放入任何自變量的空模型（null model）的卡方顯著性以及組間差異占總體方差的比重（ICC （1）），確認數據是否適合跨層回歸模型（Hierarchical Linear Modeling）。空模型如下：

第一層模型：yij=β0j+rij

第二層模型：β0j=γ00+U0j

在以上方程組中，yij為第i組（村）第j個農戶的人均農業純收入，β0j為第j組（村）的因變量平均數值，γ00為因變量y的整體均值，rij的方差為因變量的組（村）內方差，U0j的方差為因變量的組（村）間方差。數據分析結果顯示空模型的卡方顯著性p>0.05，且ICC（1）低于7%，因此因變量的組間差異不顯著，可以直接運用普通最小二乘法（Ordinary Least Squares）線性回歸模型（Linear Regression Modeling），模型如下。

yi=β0+β1X1i+β2X2i+...+βk Xki+μii

以上方程中，yi為第i個農戶的人均農業純收入，k為解釋變量的數目，βj（j=1，2，...，k）為解釋變量Xj的回歸系數。

SPSS 12.0進行線性回歸結果顯示，除了戶主受教育水平的回歸系數不顯著，其余各影響因素變量對結果變量的回歸系數均為正，且顯著。說明除了假設5，假設2到假設9均得到驗證，具體參數見表1。

結論與政策建議

本文得出以下結論：以觀光休閑農業為主要農業收入來源的農戶，其家庭人均農業純收入（14879元），顯著高于以養殖業為主要農業收入來源的農戶（91601元），以種植業為主要農業收入來源的農戶人均農業純收入最低（2648元）。農戶的農業生產經營物質投資越高，其家庭人均農業純收入越高（p<0.05）。參加農業合作經營能顯著提高農戶的人均農業純收入（p<0.01）。農戶人力資本水平中的戶主接受農業技術培訓指導程度（p<0.05）與戶主黨員身份（p<0.01）對農戶人均農業純收入有顯著正向影響。對自家農產品進行初級加工的農戶，其家庭人均農業純收入顯著提升（p<0.05）。對于基層民主建設情況較好的村，每家農戶的人均農業純收入顯著較高，具體來說，村級重大項目在村民中的意見征詢程度越高（p<0.001）、村級決策對全體村民越公平（p<0.01），農戶的人均農業純收入越高。

提出以下政策建議：在當前，觀光休閑農業是幫助農戶實現農業增收的最有效途徑，其次分別是養殖業和種植業。因此在保證糧食穩定供給的前提下，我們倡導農業多元化經營，如增加觀光休閑農業和養殖業在農業生產中的比重。政府應從政策和資金上加大農業生產幫扶力度，幫助農民拓寬農業投資渠道，如增加農業小額貸款等項目，以提高農戶的農業生產經營投資，進而增加農民收入。應重視農民素質和農業生產相關技能的提升，加大培訓力度，并且重視提高農民的生產積極性與政治思想覺悟。提倡農產品在進行初加工后流入下一生產環節，以提高農產品增加值。各級政府應進一步加強農村基層民主建設，做好村務公開和意見征詢等民主建設工作，保證基層水平上決策的公平公正。

參考文獻：

1.葛 沂，李興緒，劉曼莉.邊疆民族自治地區農戶收入影響因素分析—以云南紅河哈尼族彝族自治州農戶為例[J].農業經濟問題，2010（3）

2.芮田生，閻洪.我國農民收入影響因素分析[J].湖南社會科學，2012（3）

3.王麗.中國農民收入影響因素的計量經濟分析[J].企業導報，2011（14）

4.王敏娟.我國農民收入影響因素淺析—以四川省農民收入為例[J].技術與市場，2008（2）

5.西奧多·W·舒爾茨.改造傳統農業[D].商務印書館，1987

6.楊菊.貴州省農村人力資本與農民收入增長關系研究—以余慶縣為例[D].貴州大學碩士研究生論文，2008.5

7.張曉山.促進以農產品生產專業戶為主體的合作社的發展—以浙江省農民專業合作社的發展為例[J].中國農村經濟，2004（11）endprint