摘要：本文基于多元線性回歸模型，對甘肅省700個(gè)農(nóng)戶收入及其來源的調(diào)查問卷進(jìn)行分析，探討影響農(nóng)民家庭收入的構(gòu)成因素。實(shí)證結(jié)果表明：勞動(dòng)力年內(nèi)從事各種行業(yè)的時(shí)間、農(nóng)戶家庭物質(zhì)資本投資、農(nóng)戶家庭人力資本投資、家庭成員中受教育程度以及參加專業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織對農(nóng)戶的家庭總收入均有正向的影響，而糧食播種面積比率、家庭稅費(fèi)比率和離最近縣城的距離均與農(nóng)戶總收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。本文在此基礎(chǔ)上，分析其可能成因，并提出相應(yīng)對策建議。
　　關(guān)鍵詞：農(nóng)戶收入多元線性回歸模型計(jì)量分析
　　
　　農(nóng)戶收入一直是農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為研究中的重點(diǎn)問題。農(nóng)民增收已成為各級政府工作的重中之重。農(nóng)戶收入受到多種復(fù)雜因素的共同影響，尤其是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡以及存在地域分割的情況下，各個(gè)地區(qū)對農(nóng)戶收入的影響因素不具有普適性。西部農(nóng)村作為中國最落后的地區(qū)，是否經(jīng)歷了與全國農(nóng)村相同的變化，變化趨勢如何，這方面的研究較少。同時(shí)，很多影響因素只能作定性分析而難于進(jìn)行定量分析。本文選取個(gè)別重要變量建模，通過對甘肅省700個(gè)農(nóng)戶的收入及其來源的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸模型分析，了解西部地區(qū)影響農(nóng)民家庭收入的各方面因素，并在此基礎(chǔ)上提出促進(jìn)農(nóng)民增收的相關(guān)政策建議。
　　
　　一、數(shù)據(jù)來源及指標(biāo)說明
　　
　　本研究采用隨機(jī)抽樣，在甘肅省各縣農(nóng)戶中抽取符合條件的樣本對象，以匿名問卷調(diào)查方式進(jìn)行調(diào)查。本文應(yīng)用2009年我們開展的“甘肅省農(nóng)戶收入調(diào)查”中的相關(guān)數(shù)據(jù)，設(shè)計(jì)了如下指標(biāo)：
　　(一)純收入(income)：農(nóng)村住戶本年從各個(gè)來源得到的純收入總和，包括工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。在這里，我們?nèi)∈杖氲膶?shù)形式作為回歸方程的因變量。由于樣本中有幾戶純收入為負(fù)，我們在做回歸模型時(shí)將他們排除在外。
　　
　　(二)總時(shí)間(time)：勞動(dòng)力年內(nèi)從事各種行業(yè)的時(shí)間。包括從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的時(shí)間和從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的時(shí)間。
　　(三)家庭物質(zhì)資本投資力：綜合反映了農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營的投資現(xiàn)狀及投資潛力。分為兩類四個(gè)子變量：1反映生產(chǎn)投資現(xiàn)狀的家庭經(jīng)營費(fèi)用支出(input)和生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值(pfv)；2反映投資潛力的農(nóng)戶期末實(shí)際經(jīng)營的土地面積(1and)和農(nóng)戶期末金融資產(chǎn)余額(fcv)。為了避免多重共線性，我們把pvf和fcv放在一起合為一個(gè)解釋變量進(jìn)行分析。
　　(四)家庭人力資本投資力：綜合反映了農(nóng)戶中勞動(dòng)力的素質(zhì)情況以及在家庭教育方面的投資。
　　1　外出打工的勞動(dòng)力數(shù)量(labor)：指農(nóng)戶家庭中出門在外從事各種行業(yè)的勞動(dòng)力數(shù)量。
　　2　農(nóng)戶家庭中個(gè)體的最高受教育年限(Years of e—ducation)：指的是在一個(gè)農(nóng)戶家庭中，個(gè)體所受教育的年限。綜合各方面的因素，考慮到農(nóng)戶所報(bào)告的受教育年限很有可能被高估(譬如，高中輟學(xué)的仍然報(bào)告為高中水平)。我們對各個(gè)學(xué)歷所賦予的受教育年限如下，不識(shí)字或識(shí)字很少按2年折算，小學(xué)5年，初中8年，高中12年，中專14年，大專16年。
　　(五)家庭稅費(fèi)負(fù)擔(dān)率(tax)：tax=(農(nóng)戶家庭稅費(fèi)支出／農(nóng)戶家庭純收入)。
　　(六)糧食播種面積比率(rice)：rice=【糧食播種面積，(糧食播種面積+經(jīng)濟(jì)作物播種面積)】。
　　(七)與最近縣城的距離(distance)：由于我們只有距最近縣城距離的村個(gè)數(shù)，我們給各個(gè)農(nóng)戶與最近縣城的距離進(jìn)行賦值，在20公里以上的村的農(nóng)戶均賦值為20.10-20公里的賦值為15.5-10公里的賦值為8.2-5公里的賦值為3，2公里以下的賦值為1。
　　(八)是否參加專業(yè)性經(jīng)濟(jì)合作組織(x27)：這是一個(gè)虛擬變量，參加專業(yè)性經(jīng)濟(jì)合作組織的農(nóng)戶為1，未參加的為0。
　　
　　二、農(nóng)民收入影響因素的回歸分析
　　
　　(一)建立多元回歸模型
　　本文的目標(biāo)是研究農(nóng)村居民收人的物質(zhì)資本和人力資本貢獻(xiàn)函數(shù)，使用多元線性回歸模型進(jìn)行回歸：
　　(二)模型的檢驗(yàn)和分析
　　1　數(shù)值型變量的分布，見表1。
　　2　回歸模型的分析。
　　運(yùn)用OLS方法對模型進(jìn)行分析，結(jié)果如表2。
　　第1列我們進(jìn)行了常規(guī)的OLS回歸分析，第2列我們使用了WLS的穩(wěn)健性回歸分析，第3列是我們求出的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，以探討各影響因素的相對重要程度。
　　以上的回歸結(jié)果均是在通過STATA 10軟件進(jìn)行驗(yàn)證后得出的最佳解釋變量。通過對模型的檢驗(yàn)和分析。得出以下幾點(diǎn)：
　　1　勞動(dòng)力年內(nèi)從事各種行業(yè)的時(shí)間對農(nóng)戶的收入有正向的影響。由以上回歸結(jié)果可以看出，勞動(dòng)力年內(nèi)從事各種行業(yè)的時(shí)間每增加1個(gè)單位，農(nóng)戶的收入將相應(yīng)地增加0.11％，在統(tǒng)計(jì)學(xué)上呈1％的顯著性差異水平。土地、資本、勞動(dòng)力是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的三大要素，本研究的回歸分析結(jié)果剛好印證了這個(gè)結(jié)論。對比表2第3列中各個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化的系數(shù)，可以看出勞動(dòng)力對農(nóng)民增收有著比較重要的影響。這個(gè)結(jié)果可以用投入一產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)理論來解釋：我們把勞動(dòng)力年內(nèi)從事各種行業(yè)的時(shí)間看作是一種投入，而把勞動(dòng)收入看成是一種產(chǎn)出，勞動(dòng)力的勞動(dòng)時(shí)間越長代表越高的投入，在其他條件相同的情況下則獲得更多的產(chǎn)出。
　　本研究將勞動(dòng)力從事各種行業(yè)的時(shí)間分解為從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)的時(shí)間和從事非農(nóng)業(yè)活動(dòng)的時(shí)間，然后對其進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)活動(dòng)和非農(nóng)業(yè)活動(dòng)對農(nóng)戶家庭收入的偏效應(yīng)雖然都是正的，但它們的大小明顯不同。勞動(dòng)力從事非農(nóng)業(yè)活動(dòng)帶來的收益約等于從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)所取得的收益的2倍。反映了農(nóng)業(yè)相較其它行業(yè)而言有較低的產(chǎn)出效應(yīng)，因此靠非農(nóng)業(yè)增收已成為農(nóng)村家庭更優(yōu)的選擇。
　　2　農(nóng)戶家庭物質(zhì)資本投資力對其收入無顯著影響。對比各個(gè)解釋變量標(biāo)準(zhǔn)化后的回歸系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)家庭物資資本投資力標(biāo)準(zhǔn)化后的回歸系數(shù)僅為0.0347，這就意味著家庭經(jīng)營費(fèi)用支出每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，家庭收入只能增加0.0347個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，這與資本是最為重要的生產(chǎn)資料這一事實(shí)并不相符。但考慮到采用的因變量是已經(jīng)去除各種投入影響的農(nóng)戶純收入，且在自變量中沒有加入農(nóng)戶資本投入，我們可以認(rèn)為，農(nóng)民的資本投入對家庭總收入有顯著影響，但對農(nóng)戶純收入則影響不大。這一假設(shè)在采用農(nóng)戶年總收入作為因變量的回歸模型中得到了驗(yàn)證。由于樣本的限制，我們無法得到農(nóng)民資本投入總量的數(shù)據(jù)，因此資本投入對農(nóng)民純收入的增加沒有影響，這一假設(shè)還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。
　　3　農(nóng)戶家庭人力資本投資力對收入有正向的影響。外出打工的勞動(dòng)力數(shù)量對家庭收入的影響系數(shù)為0.0857，在統(tǒng)計(jì)學(xué)上呈1％的顯著性水平。即家庭外出打工的勞動(dòng)力數(shù)量每增加1個(gè)，家庭收入將有8％的增加?？梢?，外出打工已成為影響農(nóng)戶收入的重要原因。另外，由于農(nóng)民外出打工往往從事的是第二、三產(chǎn)業(yè)中的建筑業(yè)、服務(wù)業(yè)，它們都具有比農(nóng)業(yè)活動(dòng)更高的產(chǎn)出效應(yīng)，因此能獲得比從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)更高的回報(bào)。農(nóng)業(yè)活動(dòng)與非農(nóng)業(yè)活動(dòng)之間巨大的投入一產(chǎn)出差異直接導(dǎo)致近些年來農(nóng)民紛紛離鄉(xiāng)外出打工，產(chǎn)生“民工潮”。
　　農(nóng)戶家庭中個(gè)體的最高受教育年限對家庭收入有正向的影響。家庭成員中受教育程度最高的個(gè)體對家庭的決策有很重要的影響。根據(jù)回歸結(jié)果，它的系數(shù)為0.0148，這說明勞動(dòng)力教育程度每提高1年，家庭收入將有1.48％的提高，并且在統(tǒng)計(jì)學(xué)上呈5％的顯著性差異水平。證明教育對農(nóng)民增收有較顯著的影響。至于為什么系數(shù)偏小，其原因可能是由于西部地區(qū)位置較為偏遠(yuǎn)，農(nóng)戶受教育程度大都不高，收入大都處于同一水平線上。
　　4　糧食播種面積比率對家庭收入有著負(fù)向的影響。根據(jù)回歸的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)糧食播種面積比率越高，家庭收入越低，其對家庭收入影響的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為－0.0661，說明糧食播種面積比率每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，家庭收入將減少－0.0661個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，表明單純種植糧食作物對家庭收入的增長作用不大，甚至對于很多農(nóng)村家庭來說是虧本的。一方面，由于農(nóng)資價(jià)格飛漲。農(nóng)民的投入急劇增加；另一方面，雖然國家一再提高糧食收購價(jià)格。并對種糧農(nóng)民進(jìn)行補(bǔ)貼，但大部分利潤被中間商及農(nóng)業(yè)企業(yè)所獲取，農(nóng)民無法享受到政策所帶來的好處。從分析結(jié)果中我們得出，農(nóng)戶只有種植多元化才能增加家庭收入，尤其是種植經(jīng)濟(jì)作物或當(dāng)?shù)馗挥刑厣淖魑铮梢越o農(nóng)民帶來更高的回報(bào)。
　　5　家庭稅費(fèi)比率對家庭收入有很明顯的負(fù)向影響。其標(biāo)準(zhǔn)化后的系數(shù)為－0.3108，說明家庭稅費(fèi)比率每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差單位，家庭收入將下降-0.3108個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的單位，過重的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)將導(dǎo)致農(nóng)民增收困難，甚至?xí)磙r(nóng)戶家庭收入的負(fù)增長。雖然2006年后全國農(nóng)業(yè)稅已經(jīng)取消，但是各種名目繁多的費(fèi)用在農(nóng)村仍然層出不窮，農(nóng)民仍然面臨著較大的稅費(fèi)壓力。
　　6　與縣城的最近距離對家庭收入有負(fù)向的影響。其對家庭收入偏效應(yīng)大約為－0.0169，也就是說，與縣城的最近距離每增加1個(gè)單位，家庭收入將減少1.69％，反映了區(qū)位在影響農(nóng)戶收入方面的重要作用。距離縣城近。對于農(nóng)戶來說是一個(gè)先天的優(yōu)勢資源。縣城往往是一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、文化、交通、信息中心，距縣城近的農(nóng)戶可以更好地利用縣城的各種資源，對農(nóng)戶的收入有著明顯的促進(jìn)作用。距離縣城越近的農(nóng)戶越容易享受到縣城所帶來的各種正外部性影響，因此越來越多的農(nóng)戶愿意搬到距離縣城較近的地方。這一結(jié)論為推進(jìn)農(nóng)村的城鎮(zhèn)化建設(shè)提供了客觀依據(jù)。
　　7　參加專業(yè)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織對家庭收入有正向的影響。這是我們加入的一個(gè)虛擬變量，其標(biāo)準(zhǔn)化后的系數(shù)為0.1552，說明參加專業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織后家庭收入將增加0.1552個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。專業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織能給農(nóng)戶帶來各方面的指導(dǎo)，并且能降低單個(gè)家庭在市場進(jìn)行交易時(shí)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)，增加農(nóng)戶對市場的應(yīng)對能力，有助于促進(jìn)農(nóng)民增收。但參與率極低，本組研究數(shù)據(jù)的700個(gè)受調(diào)查農(nóng)戶中僅有3個(gè)農(nóng)戶參加了專業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織。這一方面說明農(nóng)民還沒有意識(shí)到參加專業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織的好處，參與熱情不高：另一方面反映出政府在提供公共服務(wù)方面的缺位。在目前農(nóng)民普遍知識(shí)文化水平不高，大有潛力可挖的情況下。引導(dǎo)農(nóng)戶參加專業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織對政府和農(nóng)戶是雙贏的事情，值得大力發(fā)展。
　　
　　三、結(jié)論及建議
　　
　　由上述結(jié)果我們可以看出，勞動(dòng)力年內(nèi)從事各種行業(yè)的時(shí)間、農(nóng)戶家庭物質(zhì)資本投資力、農(nóng)戶家庭人力資本投資力、家庭成員中受教育程度以及參加專業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)合作組織對農(nóng)戶的家庭總收入均有正向的影響，而糧食播種面積比率、家庭稅費(fèi)比率和與最近縣城的距離均與農(nóng)戶總收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。由此，我們提出以下政策建議：
　　(一)完善農(nóng)民外出打工的渠道，使農(nóng)民外出打工更加方便，同時(shí)運(yùn)用各種手段保障農(nóng)民工的收入，有效促進(jìn)農(nóng)村家庭收入的增加。
　　(二)教育水平的提高對農(nóng)戶收入水平的提高有著積極的影響，加大對農(nóng)村教育的投入，保障農(nóng)民子女受教育的權(quán)利，創(chuàng)建一個(gè)公平的教育環(huán)境，提高勞動(dòng)力受教育程度，可以切實(shí)促進(jìn)農(nóng)戶增收。
　　(三)大力發(fā)展農(nóng)村的專業(yè)經(jīng)濟(jì)合作組織，鼓勵(lì)農(nóng)民自愿加入，努力為農(nóng)民提供各方面的指導(dǎo)性意見，增強(qiáng)農(nóng)民的市場地位，從而促進(jìn)農(nóng)民增收。
　　(四)降低農(nóng)戶的稅費(fèi)負(fù)擔(dān)是增加農(nóng)戶家庭收入的重要措施。政府應(yīng)完善相關(guān)稅費(fèi)改革措施，健全農(nóng)村財(cái)政體制，切實(shí)減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)，努力促進(jìn)農(nóng)民增收。
　　
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