摘 要：基于2012年的農(nóng)村工作居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，通過建立農(nóng)戶收入函數(shù)、農(nóng)業(yè)凈收入函數(shù)及非農(nóng)職業(yè)收入函數(shù)，研究了農(nóng)戶收入的影響因素，并比較了各因素對不同地區(qū)間農(nóng)戶收入的影響效應(yīng)及其對農(nóng)業(yè)凈收入與非農(nóng)職業(yè)收入的影響程度。研究得出，教育、健康指數(shù)及幸福指數(shù)等人力資本因素，土地、務(wù)農(nóng)時(shí)間、家庭規(guī)模及地理位置等都是影響農(nóng)戶收入的主要因素。不同教育程度對農(nóng)戶凈收入的邊際回報(bào)不同，隨著學(xué)歷的提高，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入的邊際回報(bào)呈遞增趨勢。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶收入差異；農(nóng)業(yè)凈收入函數(shù)；非農(nóng)職業(yè)收入函數(shù)

中圖分類號：F323.8 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）20-0040-07

引言

農(nóng)戶收入影響因素研究是農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為研究的重點(diǎn)，其對如何縮小農(nóng)戶收入差距提供了理論與實(shí)證支撐，對解決三農(nóng)問題、對經(jīng)濟(jì)發(fā)展及社會和諧發(fā)展都具有重要意義。本文試圖通過2012年農(nóng)村居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證研究影響農(nóng)戶收入的主要因素。

一、文獻(xiàn)綜述

中國有關(guān)農(nóng)戶收入及其影響因素的研究已取得了大量的研究成果，其研究方法主要是利用國家宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)或微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶要素稟賦、農(nóng)戶經(jīng)營結(jié)構(gòu)及外部環(huán)境三方面角度建立農(nóng)戶收入函數(shù)并結(jié)合計(jì)量模型及方法進(jìn)行定量分析。例如，陳傳波、丁士軍等（2001）通過整理湖北省1998年農(nóng)戶收入抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)及回歸分析，研究環(huán)境、人口、資產(chǎn)及支出因素對農(nóng)戶收入差距的影響。樊新生、李小建（2008）基于河南省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，通過建立農(nóng)戶收入計(jì)量模型，使用分位數(shù)回歸方法分析各因素對農(nóng)戶收入的作用強(qiáng)度。葛沂、李興緒、劉曼莉（2010）基于云南省紅河哈尼族彝族自治州的微觀數(shù)據(jù)實(shí)證分析認(rèn)為，生產(chǎn)性資本、人力資本、種植結(jié)構(gòu)及地理因素是影響邊疆民族自治地區(qū)農(nóng)戶收入的重要因素。程名望、史清華等（2014）基于全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)2003—2010年微觀抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)研究了農(nóng)戶收入水平、結(jié)構(gòu)及其影響因素，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶收入水平及增速均滯后于城鎮(zhèn)居民，影響農(nóng)戶收入水平的因素有產(chǎn)業(yè)差異、區(qū)域分割等宏觀因素，也包括人力資本、物質(zhì)資本、金融資產(chǎn)等微觀因素，而這些影響因素對農(nóng)戶各種來源收入的影響又不盡相同。

農(nóng)戶要素稟賦主要包括人力資本、物質(zhì)資本及社會資本，現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中于從人力資本方面分析其對農(nóng)戶收入差距的影響。人力資本包括教育、健康、遷移等。蔣乃華、黃春燕（2006）基于2005年揚(yáng)州市的調(diào)研數(shù)據(jù)研究人力資本與社會資本對農(nóng)戶工資性收入的影響，發(fā)現(xiàn)人力資本、社會資本及人力資本和社會資本共同對工資性收入產(chǎn)生顯著影響。楊俊、張宗益（2003）基于1995年和1998年兩個(gè)時(shí)期的跨省橫截面數(shù)據(jù)研究了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的收入分配問題。實(shí)證結(jié)果表明，中國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)時(shí)期并不支持庫茲涅茨倒U假說，人力資本積累對縮小收入分配差距有促進(jìn)作用。高夢滔、姚陽（2006）通過使用分位數(shù)回歸模型從微觀層面分析了1987—2002年這一階段農(nóng)戶收入差距的主要原因，研究認(rèn)為造成農(nóng)戶收入差距的主要原因是人力資本而非物質(zhì)資本和土地。白菊紅、袁飛（2003）及辛嶺、王艷華（2007）以農(nóng)民受教育程度為切入點(diǎn)，張車偉（2003）以營養(yǎng)和健康為切入點(diǎn)，魏眾（2004）以健康為切入點(diǎn)進(jìn)行研究，結(jié)果表明這些人力資本因素都是影響農(nóng)戶家庭收入的重要因素。郭志儀、常曄（2007）利用1983—2005年中國宏觀數(shù)據(jù)運(yùn)用VEC模型實(shí)證研究了農(nóng)戶教育投資、遷移投資、健康投資與農(nóng)民收入之間的互動關(guān)系和影響。

以農(nóng)戶經(jīng)營結(jié)構(gòu)角度分析農(nóng)戶收入差距主要是對農(nóng)戶收入進(jìn)行分解分析。比如，辛翔飛等（2008）依據(jù)農(nóng)戶收入方程，利用2004年中西部6個(gè)省份802戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，借鑒Blinder-Oaxaca分解方法，從中西部地區(qū)差異和高低收入組差異兩個(gè)角度進(jìn)行農(nóng)戶收入差距因素分解，認(rèn)為工資性的多寡而非農(nóng)戶家庭經(jīng)營是影響農(nóng)戶收入及其差異的重要因素。向國成、韓紹鳳（2005）詳細(xì)論述了農(nóng)業(yè)兼業(yè)化現(xiàn)象，指出中國工資性收入占農(nóng)戶收入的比重逐年上升。李實(shí)（1999）基于1995年全國及各省農(nóng)村流動勞動力的調(diào)研數(shù)據(jù)分析農(nóng)村勞動力流動的收入分配效應(yīng)，認(rèn)為農(nóng)村勞動力流動可以提高外出打工戶家庭收入水平，就全國而言對抑制農(nóng)村居民收入差距起到積極的作用。

從外部環(huán)境分析的文獻(xiàn)主要是研究地理位置、農(nóng)業(yè)條件及對外交通條件等對農(nóng)戶收入差距的影響。例如，李實(shí)、古斯塔夫森（2002）基于1988年和1995年的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)建立計(jì)量模型，并運(yùn)用收入差距分解分析研究少數(shù)民族和漢族居民的收入增長及收入差距，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生差距的根本原因是兩組人群地區(qū)分布有著很大的不同。李興緒等（2009）、李興緒等（2010）基于2008年云南省紅河哈尼民族彝族自治州統(tǒng)計(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)建立兩水平農(nóng)戶收入函數(shù)模型進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為地理因素是造成農(nóng)戶收入差距的主要原因。

綜述已有的相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)以下幾個(gè)方面特點(diǎn)。第一，近幾年的文獻(xiàn)在研究農(nóng)戶收入及其差距方面越來越多地使用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，雖然相比宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)其更能反映農(nóng)戶收入差距的實(shí)際問題，但收集這些數(shù)據(jù)是一件耗時(shí)耗力的煩瑣工作，這說明了我國的研究人員越來越注重實(shí)踐調(diào)查與身體力行。第二，已有的文獻(xiàn)基本只建立農(nóng)戶收入函數(shù)，而使用農(nóng)戶收入函數(shù)不便于分析各種影響因素對不同來源收入的影響程度。因而本文通過對已有文獻(xiàn)的借鑒及改善，并估計(jì)了主業(yè)農(nóng)業(yè)與兼業(yè)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)凈收入函數(shù)及兼業(yè)農(nóng)民與主業(yè)非農(nóng)的非農(nóng)職業(yè)收入函數(shù)，試圖分析各種影響因素對對這兩種收入的影響程度。第三，已有文獻(xiàn)對受教育程度較多使用教育年限及平均受教育年限變量，也即假定了不同學(xué)歷對農(nóng)戶收入的邊際回報(bào)是相同的。但這一假定并不一定符合實(shí)際情況，因而本文對受教育情況引入虛擬變量，以便比較不同學(xué)歷對農(nóng)戶收入的回報(bào)率。

二、數(shù)據(jù)來源及研究方法

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于樊明教授在博客中公開的2012年中國城鄉(xiāng)居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)研涵蓋了全國31個(gè)省市自治區(qū)，因而數(shù)據(jù)較為全面，而且調(diào)研的內(nèi)容也十分翔實(shí)。由于部分農(nóng)民提供的數(shù)據(jù)完整性和一致性較差，為確保數(shù)據(jù)質(zhì)量，刪除了沒有提供收入數(shù)據(jù)的樣本，還刪除了一致性較差的樣本，共計(jì)552份。為了避免在統(tǒng)計(jì)分析時(shí)的高收入樣本導(dǎo)致的均值的偏差，刪除了20份月收入10萬元以上的樣本，最后共計(jì)采用4 868份農(nóng)戶收入樣本。

本文試圖通過建立農(nóng)戶收入函數(shù)，研究各種因素對農(nóng)戶收入的影響；由于樣本涵蓋了全國31個(gè)省市自治區(qū)，本文通過將樣本分為中東西部地區(qū)，比較各因素對不同地區(qū)間農(nóng)戶收入的影響效應(yīng)；由于該調(diào)研涉及到農(nóng)民經(jīng)營結(jié)構(gòu)的區(qū)分及農(nóng)戶不同性質(zhì)收入的區(qū)分，因而分別估計(jì)了主業(yè)農(nóng)民與兼業(yè)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)凈收入函數(shù)和兼業(yè)農(nóng)民與主業(yè)非農(nóng)農(nóng)戶的非農(nóng)職業(yè)收入函數(shù)，比較各因素對這兩項(xiàng)收入的影響程度。

考慮到不同教育程度對農(nóng)戶收入的邊際回報(bào)不同，本文對教育水平使用虛擬變量方式引入。由于樣本中沒有人接受過大專和本科教育，受教育程度包括未受正規(guī)教育、小學(xué)、初中、高中和中專。家庭規(guī)模對農(nóng)戶收入的影響可能由于規(guī)模效應(yīng)的存在，對農(nóng)戶收入的影響并非呈線性趨勢，因而對其引入平方項(xiàng)。

有關(guān)本文建立的農(nóng)戶收入函數(shù)所有變量及解釋羅列于表1中。

本文建立的農(nóng)戶收入函數(shù)為

（1）

主業(yè)農(nóng)民與兼業(yè)農(nóng)民的農(nóng)業(yè)凈收入函數(shù)為

（2）

兼業(yè)農(nóng)民與主業(yè)非農(nóng)農(nóng)戶的非農(nóng)職業(yè)收入函數(shù)為

（3）

由于分別估計(jì)了3種農(nóng)民兼業(yè)狀況的農(nóng)業(yè)收入函數(shù)，因而模型（2）（3）中不再包含農(nóng)民兼業(yè)狀況變量X4。由于工作時(shí)間對收入可能存在影響，在模型（2）中增加了農(nóng)忙及農(nóng)閑每天平均工作時(shí)間兩個(gè)變量，而模型（3）引入非農(nóng)職業(yè)周工作小時(shí)變量；農(nóng)民受歧視指數(shù)可能對非農(nóng)職業(yè)收入產(chǎn)生一定的影響，因而在模型（3）中引入該變量。依據(jù)勞動力供給曲線呈背彎狀，即隨著工資的增加，工資帶給勞動者的邊際效用是遞減的，當(dāng)工資達(dá)到一定程度時(shí)，勞動者寧愿選擇閑暇而不愿意工作，對于這種情況，本文的處理是對時(shí)間變量均引入平方項(xiàng)，其含義為當(dāng)時(shí)間達(dá)到某一臨界值時(shí)，其對收入的增加呈遞減趨勢，即邊際勞動生產(chǎn)率遞減。本文均采用OLS估計(jì)各個(gè)模型。

三、農(nóng)戶收入函數(shù)的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)及分析

（一）分地區(qū)農(nóng)戶收入影響因素比較

對所有樣本及東中西樣本的農(nóng)戶收入函數(shù)模型采用OLS估計(jì)，其估計(jì)結(jié)果為以下方面。

1.要素資源稟賦與農(nóng)戶收入的關(guān)系

由模型（1）可看出，有學(xué)歷的農(nóng)戶家庭收入水平比未受正規(guī)教育的農(nóng)戶收入水平高，并且隨著農(nóng)戶學(xué)歷的提高，其與未受正規(guī)教育的農(nóng)戶收入差距增大，即農(nóng)戶的教育投資回報(bào)是正的，且與教育水平正相關(guān)。

健康指數(shù)與農(nóng)戶收入正相關(guān)，其對東西部農(nóng)戶收入影響是顯著的，但對中部地區(qū)影響并不顯著，就所有樣本而言，健康指數(shù)增加一個(gè)等級，農(nóng)戶收入增加6.6%。

除了模型（2），幸福指數(shù)對農(nóng)戶收入影響不顯著，其可能原因是所有參與調(diào)查的農(nóng)戶對幸福感的差異并不大。樣本中共有75.5%的農(nóng)戶認(rèn)為自己較幸?；蛞话?，而在這些農(nóng)戶中，東部地區(qū)占25.71%，中部地區(qū)占37.47%，西部地區(qū)占36.82%，中西部地區(qū)農(nóng)戶差異表現(xiàn)得不明顯，因而回歸結(jié)果不顯著。東中部地區(qū)幸福指數(shù)對農(nóng)戶收入具有正效應(yīng)，西部地區(qū)則為負(fù)效應(yīng)，其原因可能是在東中部經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)的地區(qū)收入的提高是農(nóng)戶提升幸福感的手段之一，而在經(jīng)濟(jì)較為落后的地區(qū)幸福感是農(nóng)戶努力增加收入的動機(jī)，由于缺少幸福感，農(nóng)戶想要致富的愿望更加迫切。

承包土地畝數(shù)是影響東中西部地區(qū)農(nóng)戶收入的顯著變量，其對農(nóng)戶收入增長具有正效應(yīng)，但其影響程度不大，就模型（1）而言，農(nóng)戶每增加一畝地，其收入增加0.9%。樣本中東部地區(qū)農(nóng)戶承包土地畝數(shù)平均為4.212畝，中部地區(qū)為9.058畝，西部地區(qū)為6.103畝。承包土地畝數(shù)對東部地區(qū)農(nóng)戶影響程度最低，西部地區(qū)農(nóng)戶次之，中部地區(qū)影響程度最小。

2.農(nóng)民經(jīng)營結(jié)構(gòu)與農(nóng)戶收入的關(guān)系

農(nóng)民兼業(yè)狀況對農(nóng)戶收入增長存在正效應(yīng)。就模型（1）而言，一個(gè)農(nóng)戶由主業(yè)農(nóng)民變?yōu)榧鏄I(yè)農(nóng)民，收入將增加117.2%，其增加的收入為非農(nóng)業(yè)收入與減少的農(nóng)業(yè)收入的差額。樣本中主業(yè)非農(nóng)的農(nóng)戶收入普遍高于主業(yè)農(nóng)民的農(nóng)戶，而兼業(yè)農(nóng)民其大部分收入來源于非農(nóng)職業(yè)收入。估計(jì)結(jié)果證實(shí)了這一點(diǎn)，即非農(nóng)職業(yè)是農(nóng)戶增收的有效途徑。東部地區(qū)農(nóng)民兼業(yè)狀況對農(nóng)戶收入影響程度明顯小于中西部地區(qū)農(nóng)戶，其原因主要是中西部地區(qū)農(nóng)戶更多是主業(yè)農(nóng)民，他們轉(zhuǎn)為兼業(yè)或從事非農(nóng)職業(yè)的空間比較大，對其收入的影響比較明顯。所有樣本中，東部地區(qū)主業(yè)農(nóng)民占5.28%，中部地區(qū)占10.85%，西部地區(qū)占11.4%。

農(nóng)戶務(wù)農(nóng)時(shí)間與農(nóng)戶收入呈反比，就所有樣本而言，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)時(shí)間增加一年，其收入平均減少0.7%。農(nóng)戶隨著務(wù)農(nóng)時(shí)間的增加，務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)隨之增加，其轉(zhuǎn)為兼業(yè)或從事非農(nóng)職業(yè)的可能性降低，由此也證實(shí)了農(nóng)戶經(jīng)營農(nóng)業(yè)帶來的收入十分有限。

3.外部環(huán)境與農(nóng)戶收入的關(guān)系

由地勢虛擬變量的參數(shù)估計(jì)值可知，對東部地區(qū)農(nóng)戶來說，地處深山的農(nóng)戶比地處丘陵的農(nóng)戶平均收入高37.7%，由于深山耕地資源十分有限，農(nóng)民迫于生存的壓力，農(nóng)戶從事兼業(yè)的動機(jī)較強(qiáng)，有利于農(nóng)戶增加非農(nóng)職業(yè)收入。

就模型（1）來說，水源指數(shù)與交通條件指數(shù)參數(shù)估計(jì)值均不顯著，其可能原因是樣本中家鄉(xiāng)所在地水源情況與對外交通條件在農(nóng)戶之間差異不大。所有樣本中，比較缺水和嚴(yán)重缺水占13.1%，交通條件很差和較差占13.6%。水源指數(shù)對中西部農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入存在正效應(yīng)，但西部地區(qū)其參數(shù)估計(jì)值并不顯著，其可能原因是西部地區(qū)由于地理位置的關(guān)系水源條件總體較差。由調(diào)研數(shù)據(jù)可知，比較缺水和嚴(yán)重缺水農(nóng)戶在西部地區(qū)樣本中占20.99%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過在中部地區(qū)樣本中所占比例7.37%，因而水源指數(shù)在西部地區(qū)農(nóng)戶之間差異不明顯，回歸結(jié)果不顯著。

農(nóng)業(yè)條件指數(shù)與信息交流指數(shù)對農(nóng)戶收入有正效應(yīng)，農(nóng)業(yè)條件的改善，有利于提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營效率，提高所在村莊對外開放度，有利于農(nóng)戶之間共享技術(shù)與經(jīng)驗(yàn)，這些都有利于提高農(nóng)戶收入。

4.家庭特征與農(nóng)戶收入的關(guān)系

就所有樣本而言，家庭規(guī)模對農(nóng)戶收入的彈性為0.147X10-0.022X2

10，當(dāng)家庭規(guī)模為3—4人時(shí)，家庭規(guī)模的產(chǎn)出彈性最大，當(dāng)家庭人數(shù)超過7人時(shí)，產(chǎn)出彈性為負(fù)。樣本中家庭規(guī)模的均值為5.58，超過3—4的臨界值，說明家庭規(guī)模的增大對農(nóng)戶收入的貢獻(xiàn)呈遞減趨勢。樣本中有23.46%農(nóng)戶家庭規(guī)模超過7人，對這些農(nóng)戶來說，家庭規(guī)模對其農(nóng)戶收入具有負(fù)效應(yīng)。

由性別虛擬變量參數(shù)估計(jì)值可知男性農(nóng)戶收入水平普遍比女性農(nóng)戶收入高，這大概與身體素質(zhì)有關(guān)系，另一方面，也說明了在勞動力市場，普遍存在性別歧視。

模型（1）（2）中，已婚虛擬變量的參數(shù)估計(jì)值為負(fù)，說明相比離異，已婚對農(nóng)戶收入增長存在負(fù)效應(yīng)。這一結(jié)果違背了家和萬事興、家庭和睦的理念，因而猜想有可能是樣本的問題。根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)信息，計(jì)算出在所有樣本中已婚農(nóng)戶勞動力負(fù)擔(dān)系數(shù)3均值為1.862 4，而離異農(nóng)戶勞動力負(fù)擔(dān)系數(shù)均值為1.508 5，即已婚農(nóng)戶家庭負(fù)擔(dān)更重，這有可能是已婚農(nóng)戶相比離異農(nóng)戶收入低的原因。

5.國家政策與農(nóng)戶收入的關(guān)系

在模型（2）中，惠農(nóng)收入指數(shù)參數(shù)估計(jì)值并不顯著，其原因主要是因?yàn)閲彝菩械幕蒉r(nóng)政策在西部取得的效果較大，東中部地區(qū)樣本中認(rèn)為惠農(nóng)政策不明顯和有一些的農(nóng)戶分別為51.52%和53.56%，均超過半數(shù)以上，因而其在農(nóng)戶中差異不明顯，導(dǎo)致回歸結(jié)果不顯著。

（二）農(nóng)業(yè)凈收入與非農(nóng)職業(yè)收入影響因素比較

根據(jù)農(nóng)民兼業(yè)狀況及農(nóng)戶收入來源不同，分別估計(jì)了以下4個(gè)模型，如表3所示。

1.要素資源稟賦與農(nóng)戶收入的關(guān)系

無論是主業(yè)農(nóng)民還是兼業(yè)農(nóng)民，有學(xué)歷的農(nóng)戶比未受正規(guī)教育農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入高，并且隨著學(xué)歷的提高，其農(nóng)業(yè)凈收入也提高。這說明教育對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入存在正效應(yīng)，其原因可能是受過教育仍然從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶比起未受教育的農(nóng)戶更能接受現(xiàn)代技術(shù)在農(nóng)業(yè)經(jīng)營中的作用，從而提高勞動生產(chǎn)率。相比主業(yè)農(nóng)民，具有相同學(xué)歷的兼業(yè)農(nóng)民其農(nóng)業(yè)凈收入的教育投資回報(bào)更大。而相比兼業(yè)農(nóng)民，具有相同學(xué)歷的主業(yè)非農(nóng)的非農(nóng)職業(yè)凈收入的教育投資回報(bào)更大。對主業(yè)非農(nóng)農(nóng)戶來說，高中學(xué)歷的教育投資回報(bào)大于小學(xué)及初中，其原因可能是學(xué)歷越高，其可能從事的高收入職業(yè)的空間相對越大。

相比兼業(yè)農(nóng)戶，健康對主業(yè)農(nóng)民增收的效果更加明顯，其原因是長期從事農(nóng)業(yè)體力勞動對身體素質(zhì)要求較高，農(nóng)民健康指數(shù)下降，對其收入下降的影響較大。郭志儀（2007）認(rèn)為，健康投資對農(nóng)戶收入水平的沖擊為正，雖然健康投資會抑制農(nóng)戶收入增長，但農(nóng)戶仍然會加大健康投資。這一結(jié)論從側(cè)面說明了農(nóng)民健康指數(shù)下降，對其收入下降產(chǎn)生影響較大。張車偉（2003）的研究也證明了這一點(diǎn)。其研究認(rèn)為，農(nóng)村家庭勞動力因病無法工作對農(nóng)戶造成的損失非常大。健康指數(shù)對主業(yè)非農(nóng)的非農(nóng)職業(yè)收入效應(yīng)為負(fù)，這與魏眾（2004）結(jié)論一致。魏眾的研究表明，健康對非農(nóng)就業(yè)的工資水平?jīng)]有太大的影響。

幸福指數(shù)對農(nóng)戶凈收入及非農(nóng)職業(yè)收入存在正效應(yīng)，說明提升幸福感會對農(nóng)戶產(chǎn)生積極的作用及正能量，使之在農(nóng)業(yè)經(jīng)營及非農(nóng)職業(yè)工作中更加投入、更有效率。

土地對主業(yè)農(nóng)民與兼業(yè)農(nóng)民收入具有正效應(yīng)，相比主業(yè)農(nóng)民，兼業(yè)農(nóng)民農(nóng)業(yè)凈收入的土地報(bào)酬率更大，主業(yè)農(nóng)民與兼業(yè)農(nóng)民承包土地每增加一畝，其農(nóng)業(yè)凈收入平均增加分別為1.1%和3.5%。土地對主業(yè)非農(nóng)農(nóng)戶收入存在負(fù)效應(yīng)，對從事非農(nóng)職業(yè)農(nóng)戶來說，多承包一畝地即多一畝地的成本支付。

2.務(wù)農(nóng)時(shí)間與農(nóng)戶收入的關(guān)系

由估計(jì)結(jié)果顯著性可知?jiǎng)?wù)農(nóng)時(shí)間是影響農(nóng)戶收入的重要因素，務(wù)農(nóng)時(shí)間對農(nóng)業(yè)凈收入具有正效應(yīng)，對非農(nóng)職業(yè)收入具有負(fù)效應(yīng)。一方面，農(nóng)戶務(wù)農(nóng)時(shí)間越長，務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)越豐富，對農(nóng)作物生長規(guī)律、如何最大效率發(fā)揮土地資源優(yōu)勢等方面越具有良好的實(shí)踐認(rèn)識，從而有利于農(nóng)業(yè)凈收入增加；而另一方面，隨著農(nóng)戶務(wù)農(nóng)經(jīng)驗(yàn)的累積，其轉(zhuǎn)為兼業(yè)與非農(nóng)職業(yè)戶的意識會減弱，從而不利于非農(nóng)職業(yè)收入的增加。

3.外部環(huán)境與農(nóng)戶收入的關(guān)系

由估計(jì)結(jié)果可知，處于平原地區(qū)的農(nóng)戶比地處丘陵的農(nóng)戶平均收入高，處于深山地區(qū)的農(nóng)戶比地處丘陵的農(nóng)戶平均農(nóng)業(yè)凈收入低。其原因，一方面可能是樣本中的平原地區(qū)具有較豐富的耕地資源，有利于農(nóng)業(yè)凈收入提高；另一方面，地處非城郊的平原具有較多非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，有利于非農(nóng)職業(yè)收入提高。而深山地區(qū)耕地資源貧乏，林木、礦產(chǎn)資源豐富，農(nóng)民兼業(yè)機(jī)會更多，有利于兼業(yè)農(nóng)民非農(nóng)職業(yè)收入的提高，不利于主業(yè)農(nóng)民與兼業(yè)農(nóng)民農(nóng)業(yè)凈收入的提高。

4.家庭特征與農(nóng)戶收入的關(guān)系

對主業(yè)農(nóng)民而言，家庭規(guī)模的農(nóng)業(yè)凈收入彈性為0.142X10-0.028X2

10，即當(dāng)家庭規(guī)模為2—3人時(shí)，家庭規(guī)模的農(nóng)業(yè)凈產(chǎn)出彈性最大，當(dāng)家庭規(guī)模超過5人時(shí)，家庭規(guī)模對農(nóng)業(yè)凈收入影響為負(fù)。其可能原因是，總體來說，家庭規(guī)模越大，其勞動力負(fù)擔(dān)系數(shù)越大。

由民族虛擬變量及性別虛擬變量可知，無論是農(nóng)業(yè)凈收入還是非農(nóng)職業(yè)收入，男性比女性平均收入水平高，漢族比少數(shù)民族平均收入水平高。在有農(nóng)業(yè)凈收入的樣本中，男性健康指數(shù)均值為3.682，女性健康指數(shù)均值為3.614，男性務(wù)農(nóng)時(shí)間平均為21.5年，女性務(wù)農(nóng)時(shí)間平均為20.6年。這從側(cè)面說明了從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動對農(nóng)戶身體素質(zhì)要求較高，而普遍來說，男性身體素質(zhì)較女性好。在主業(yè)非農(nóng)與兼業(yè)農(nóng)民并且有非農(nóng)職業(yè)收入樣本中，男性平均受教育年限為9.19年，女性平均受教育年限為9.34年，結(jié)合教育虛擬變量對非農(nóng)職業(yè)收入的正面影響。這從側(cè)面說明了在非農(nóng)勞動力市場，普遍存在性別歧視。對兼業(yè)農(nóng)民來說，男性比女性非農(nóng)職業(yè)收入平均增加19.8%，而主業(yè)非農(nóng)，男性比女性非農(nóng)職業(yè)收入平均增加26%。

由政治身份虛擬變量可看出，主業(yè)農(nóng)民中群眾的農(nóng)業(yè)凈收入最高，團(tuán)員、黨員與民主黨派農(nóng)業(yè)凈收入依次呈下降趨勢。這與農(nóng)戶的政治覺悟有關(guān)，黨員身份的農(nóng)戶可能更多地?zé)嶂杂卩l(xiāng)集體、村集體的政治活動?；橐鎏摂M變量參數(shù)估計(jì)值在4個(gè)模型中基本上均不顯著。

5.工作時(shí)間或勞作時(shí)間與農(nóng)戶收入的關(guān)系

主業(yè)農(nóng)民和兼業(yè)農(nóng)民的農(nóng)忙每天平均勞作時(shí)間的農(nóng)業(yè)凈收入彈性分別為0.058X13-0.004X2

13和0.112X13-0.034X2

13，即當(dāng)農(nóng)忙時(shí)每天平均勞作時(shí)間為7.25小時(shí)時(shí)，主業(yè)農(nóng)民的農(nóng)忙勞作時(shí)間的農(nóng)業(yè)凈收入彈性最大，在農(nóng)忙時(shí)每天平均勞作時(shí)間超過14.5小時(shí)時(shí)，平均勞作時(shí)間增加對農(nóng)業(yè)凈收入影響為負(fù)。當(dāng)農(nóng)忙時(shí)每天平均勞作時(shí)間為1.65小時(shí)時(shí)，兼業(yè)農(nóng)民的農(nóng)忙勞作時(shí)間的農(nóng)業(yè)凈收入彈性最小。主業(yè)農(nóng)民和兼業(yè)農(nóng)民的農(nóng)閑每天平均勞作時(shí)間的農(nóng)業(yè)凈收入彈性分別為0.114X14-

0.018X2

14和0.05X14-0.016X2

14，相比主業(yè)農(nóng)民的農(nóng)閑勞作時(shí)間農(nóng)業(yè)凈收入彈性最大的臨界值3.17小時(shí)，兼業(yè)農(nóng)民的臨界值較小為1.56小時(shí)。兼業(yè)農(nóng)民與主業(yè)非農(nóng)的周工作時(shí)間的非農(nóng)職業(yè)收入彈性分別為0.019X12-0.0002X2

12和0.013X12-0.0001572X2

12，當(dāng)兼業(yè)農(nóng)民的非農(nóng)職業(yè)周工作時(shí)間超過95小時(shí)，主業(yè)非農(nóng)的周工作時(shí)間超過82.7小時(shí)，非農(nóng)職業(yè)收入彈性為負(fù)。樣本中兼業(yè)農(nóng)民的非農(nóng)職業(yè)周工作時(shí)間均值為54.49小時(shí)，主業(yè)非農(nóng)的周工作時(shí)間均值為58.25小時(shí)，說明非農(nóng)職業(yè)周工作時(shí)間的增加對非農(nóng)職業(yè)收入的貢獻(xiàn)呈遞增趨勢。

6.農(nóng)民歧視指數(shù)與非農(nóng)職業(yè)收入的關(guān)系

農(nóng)民歧視指數(shù)是影響非農(nóng)職業(yè)收入的顯著因素，其對農(nóng)民非農(nóng)職業(yè)收入具有負(fù)效應(yīng)，對兼業(yè)農(nóng)民而言，農(nóng)民歧視感增加一個(gè)等級，非農(nóng)職業(yè)收入減少3.2%。這一方面說明了培養(yǎng)積極的心態(tài)對工作十分重要，另一方面也說明了農(nóng)民工在現(xiàn)階段仍然屬于弱勢群體。農(nóng)民自身感到受歧視并非全部來源于自身心理的自卑，其中有一部分原因來自其他群體的態(tài)度。

四、結(jié)論

本文基于2012年全國31個(gè)省市自治區(qū)的農(nóng)村收入抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，建立農(nóng)戶收入函數(shù)及農(nóng)業(yè)凈收入函數(shù)與非農(nóng)職業(yè)收入函數(shù)，研究了各種因素對農(nóng)戶收入的影響，并且比較了各因素對不同地區(qū)間農(nóng)戶收入的影響效應(yīng)及其對農(nóng)業(yè)凈收入與非農(nóng)職業(yè)收入的影響程度。本文得到以下一些結(jié)論。

教育對農(nóng)業(yè)凈收入與非農(nóng)職業(yè)收入均具有正效應(yīng)，隨著學(xué)歷的提高，農(nóng)業(yè)凈收入也提高。健康與農(nóng)業(yè)凈收入正相關(guān)，其對非農(nóng)就業(yè)的工資水平?jīng)]有太大的影響。東中部地區(qū)幸福指數(shù)與農(nóng)戶收入正相關(guān)，而西部地區(qū)幸福指數(shù)對農(nóng)戶收入具有負(fù)效應(yīng)。

承包土地畝數(shù)與務(wù)農(nóng)時(shí)間是影響農(nóng)戶收入的顯著變量，土地對主業(yè)農(nóng)民與兼業(yè)農(nóng)民均具有正效應(yīng)，而與主業(yè)非農(nóng)的非農(nóng)職業(yè)收入負(fù)相關(guān)。務(wù)農(nóng)時(shí)間與農(nóng)業(yè)凈收入正相關(guān)，與非農(nóng)職業(yè)收入負(fù)相關(guān)，其與農(nóng)戶收入負(fù)相關(guān)，說明了普遍而言，農(nóng)業(yè)經(jīng)營帶來的收入比較有限，從事非農(nóng)職業(yè)是農(nóng)戶增收的有效途徑。

一般而言，地處平原的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入最高，地處丘陵的農(nóng)戶次之，地處深山的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入最低。地處深山的農(nóng)戶迫于生存的壓力，其轉(zhuǎn)為兼業(yè)及非農(nóng)的概率較高。因而，對于非農(nóng)職業(yè)收入，居住于不同地勢農(nóng)戶之間難以比較。農(nóng)業(yè)條件指數(shù)與信息交流指數(shù)對農(nóng)戶收入具有正效應(yīng)。

家庭規(guī)模對農(nóng)戶收入的影響、農(nóng)戶平均勞作時(shí)間對農(nóng)業(yè)凈收入的影響及非農(nóng)職業(yè)工作時(shí)間對非農(nóng)職業(yè)收入的影響均具有非線性的趨勢。無論是農(nóng)業(yè)凈收入還是非農(nóng)職業(yè)收入，無論是全國還是東中西部地區(qū)農(nóng)戶收入，男性平均收入水平普遍高于女性。政治身份為群眾的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)凈收入最高。

農(nóng)民歧視指數(shù)與非農(nóng)職業(yè)收入負(fù)相關(guān)，因而提升農(nóng)民的自信心，給予農(nóng)民更多的關(guān)切，有利于提高農(nóng)民的非農(nóng)職業(yè)收入?；蒉r(nóng)收入指數(shù)與西部地區(qū)農(nóng)戶收入正相關(guān)，這在一定程度上說明了國家推行的惠農(nóng)政策取得了一定的效果。

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