２０１５年第２Ｏ期 经济研究导刊 Ｎｏ．２０，２０１５ 总第２７４期 ＥＣ０Ｎ０ＭＩＣ ＲＥＳＥＡＲＣＨ ＧＵＩＤＥ Ｓｅｒｉａｌ Ｎｏ．２７４ 农户收入的影响因素分析 基于２０１２年农村工作居民收入调查数据的实证分析 周金倩萍 （河南财经政法大学，郑州４５００４６） 摘要：基于２０１２年的农村工作居民收入调查数据，通过建立农户收入函数、农业净收入函数及非农职业收入函 数，研究了农户收入的影响因素，并比较了各因素对不同地区间农户收入的影响效应及其对农业净收入与非农职业收 入的影响程度。研究得出，教育、健康指数及幸福指数等人力资本因素，土地、务农时间、家庭规模及地理位置等都是影 响农户收入的主要因素。不同教育程度对农户净收入的边际回报不同，随着学历的提高，农户农业净收入的边际回报 呈递增趋势。 关键词：农户收入差异；农业净收入函数；非农职业收入函数 中图分类号：Ｆ３２３．８ 文献标志码：Ａ 文章编号：１６７３—２９１Ｘ（２０１５）２０—００４０—０７ 引言 因素对农户各种来源收入的影响又不尽相同。 农户要素禀赋主要包括人力资本、物质资本及社会资 农户收入影响因素研究是农户经济行为研究的重点，其 本，现有文献多集中于从人力资本方面分析其对农户收入差 对如何缩小农户收入差距提供了理论与实证支撑，对解决三 距的影响。人力资本包括教育、健康、迁移等。蒋乃华、黄春燕 农问题、对经济发展及社会和谐发展都具有重要意义。本文 （２００６）基于２００５年扬州市的调研数据研究人力资本与社会 试图通过２０１２年农村居民收入调查数据，实证研究影响农 资本对农户工资性收入的影响，发现人力资本、社会资本及 户收入的主要因素。 人力资本和社会资本共同对工资性收入产生显著影响。杨 一文献综述 俊、张宗益（２００３）基于１９９５年和１９９８年两个时期的跨省横 、截面数据研究了中国经济发展中的收入分配问题。实证结果 中国有关农户收入及其影响因素的研究已取得了大量 表明，中国转型经济时期并不支持库兹涅茨倒Ｕ假说，人力 的研究成果，其研究方法主要是利用国家宏观经济数据或微 资本积累对缩小收人分配差距有促进作用。高梦滔、姚阳（２００６） 观调研数据，从农户要素禀赋、农户经营结构及外部环境三 通过使用分位数回归模型从微观层面分析了１９８７－－２００２年 方面角度建立农户收入函数并结合计量模型及方法进行定 这一阶段农户收入差距的主要原因，研究认为造成农户收入 量分析。例如，陈传波、丁士军等（２ＯＯ１）通过整理湖北省１９９８ 差距的主要原因是人力资本而非物质资本和土地。白菊红、 年农户收入抽样调查数据及回归分析，研究环境、人口、资产 袁飞（２００３）及辛岭、王艳华（２００７）以农民受教育程度为切人 及支出因素对农户收入差距的影响。樊新生、李小建（２００８） 点，张车伟（２００３）以营养和健康为切入点，魏众（２００４）以健 基于河南省农户调查数据，通过建立农户收入计量模型，使 康为切入点进行研究，结果表明这些人力资本因素都是影响 用分位数回归方法分析各因素对农户收入的作用强度。葛瑁 农户家庭收入的重要因素。郭志仪、常哗（２００７）利用１９８３— 沂、李兴绪、刘曼莉（２ＯＬＯ）基于云南省红河哈尼族彝族自治 ２００５年中国宏观数据运用ＶＥＣ模型实证研究了农户教育 州的微观数据实证分析认为，生产性资本、人力资本、种植结 投资、迁移投资、健康投资与农民收入之间的互动关系和 构及地理因素是影响边疆民族自治地区农户收入的重要因 影响。 素。程名望、史清华等（２０１４）基于全国农村固定观察点２０ｏ３— 以农户经营结构角度分析农户收入差距主要是对农户 ２０１０年微观抽样调查数据研究了农户收入水平、结构及其影 收入进行分解分析。比如，辛翔飞等（２００８）依据农户收入方 响因素，研究发现农户收入水平及增速均滞后于城镇居民，影 程，利用２００４年中西部６个省份８０２户农户的调研数据， 响农户收入水平的因素有产业差异、区域分割等宏观因素，也 借鉴Ｂｌｉｎｄｅｒ－Ｏａｘａｃａ分解方法，从中西部地区差异和高低收 包括人力资本、物质资本、金融资产等微观因素，而这些影响 入组差异两个角度进行农户收入差距因素分解，认为工资性 收稿日期：２０１５—０６—０３ 作者简介：周金倩萍（１９９１～），女，浙江丽水人，硕士研究生，从事数量经济学研究。 —－——４０・－—— 的多寡而非农户家庭经营是影响农户收入及其差异的重要 因素。向国成、韩绍凤（２００５）详细论述了农业兼业化现象，指 出中国工资性收入占农户收入的比重逐年上升。李实（１９９９） 基于１９９５年全国及各省农村流动劳动力的调研数据分析农 村劳动力流动的收入分配效应，认为农村劳动力流动可以提 高外出打工户家庭收入水平，就全国而言对抑制农村居民收 入差距起到积极的作用。 从外部环境分析的文献主要是研究地理位置、农业条件 及对外交通条件等对农户收入差距的影响。例如，李实、古斯 塔夫森（２００２）基于１９８８年和１９９５年的农户调查数据建立 计量模型，并运用收入差距分解分析研究少数民族和汉族居 民的收入增长及收入差距，发现产生差距的根本原因是两组 人群地区分布有着很大的不同。李兴绪等（２００９）、李兴绪等 （２０１０）基于２００８年云南省红河哈尼民族彝族自治州统计调 查数据建立两水平农户收入函数模型进行实证研究，认为地 理因素是造成农户收入差距的主要原因。 综述已有的相关文献可以发现以下几个方面特点。第 一。近几年的文献在研究农户收入及其差距方面越来越多地 使用微观调研数据，虽然相比宏观经济数据其更能反映农户 收入差距的实际问题，但收集这些数据是一件耗时耗力的烦 琐工作，这说明了我国的研究人员越来越注重实践调查与身 体力行。第二，已有的文献基本只建立农户收入函数，而使用 农户收入函数不便于分析各种影响因素对不同来源收入的 影响程度。因而本文通过对已有文献的借鉴及改善，并估计 了主业农业与兼业农民的农业净收入函数及兼业农民与主 业非农的非农职业收入函数，试图分析各种影响因素对对这 两种收入的影响程度。第三，已有文献对受教育程度较多使 用教育年限及平均受教育年限变量，也即假定了不同学历对 农户收入的边际回报是相同的。但这一假定并不一定符合实 际情况，因而本文对受教育情况引入虚拟变量，以便比较不 同学历对农户收入的回报率。 二、数据来源及研究方法 本文所使用的数据来源于樊明教授在博客中公开的 ２０１２年中国城乡居民收入调查数据，该调研涵盖了全国３１个 省市自治区，因而数据较为全面，而且调研的内容也十分翔 实。由于部分农民提供的数据完整性和一致性较差，为确保 数据质量，删除了没有提供收入数据的样本，还删除了一致 性较差的样本，共计５５２份。为了避免在统计分析时的高收 入样本导致的均值的偏差，删除了２０份月收入１０万元以上 的样本，最后共计采用４ ８６８份农户收入样本。 本文试图通过建立农户收入函数，研究各种因素对农户 收入的影响；由于样本涵盖了全国３１个省市自治区，本文通 过将样本分为中东西部地区，比较各因素对不同地区间农户 收入的影响效应；由于该调研涉及到农民经营结构的区分及 农户不同性质收入的区分，因而分别估计了主业农民与兼业 农民的农业净收入函数和兼业农民与主业非农农户的非农 职业收入函数，比较各因素对这两项收入的影响程度。 考虑到不同教育程度对农户收入的边际回报不同，本文 对教育水平使用虚拟变量方式引入。由于样本中没有人接受 过大专和本科教育，受教育程度包括未受正规教育、小学、初 中、高中和中专。家庭规模对农户收入的影响可能由于规模 效应的存在，对农户收入的影响并非呈线性趋势，因而对其 引入平方项。 有关本文建立的农户收入函数所有变量及解释罗列于 表１中。 本文建立的农户收入函数为 Ｉｌ ４ ２ ＝∑觥＋ 砩＋∑ ＋∑ ＋ 耐 瑚 ｆ＝－Ｉ 土 ＋ Ｄ｜＋ Ｏ 。＋，，‘ｒｊ）矗） （１） Ｐ＇－Ｉ 主业农民与兼业农民的农业净收入函数为 ｈ㈣＝∑属 ＋∑属 ＋ 碥＋Ａ３ ＋Ａ．镌＋届， ＋ ， 稚＋∑ ＋∑ ．埘 ＋ ＋ Ｄ．＋∑ 乜。／－－１ ＋ ） （２） 兼业农民与主业非农农户的非农职业收入函数为 ， ｌ２ Ｉｎ（Ｏ／）＝∑层 ＋∑层五＋扣ｌ ｌ＝５ 碥＋ 靠＋ －－Ｉ ● ２ ∑ ＋∑ ＋ ＋ Ｄ｜＋∑ ＋ ） （３） 埘 埘 Ｉ 由于分别估计了３种农民兼业状况的农业收入函数，因 而模型（２）（３）中不再包含农民兼业状况变量Ｘ４。由于工作 时问对收入可能存在影响，在模型（２）中增加了农忙及农闲 每天平均工作时间两个变量，而模型（３）引入非农职业周工 作小时变量；农民受歧视指数可能对非农职业收入产生一定 的影响，因而在模型（３）中引入该变量。依据劳动力供给曲线 呈背弯状，即随着工资的增加，工资带给劳动者的边际效用 是递减的，当工资达到一定程度时，劳动者宁愿选择闲暇而 不愿意工作，对于这种情况，本文的处理是对时间变量均引 入平方项，其含义为当时间达到某一临界值时，其对收入的 增加呈递减趋势，即边际劳动生产率递减。本文均采用ＯＬＳ 估计各个模型。 三、农户收入函数的经验估计及分析 （一）分地区农户收入影响因素比较 对所有样本及东中西样本的农户收入函数模型采用 ＯＬＳ估计，其估计结果为以下方面。 １．要素资源禀赋与农户收入的关系 由模型（１）可看出，有学历的农户家庭收入水平比未受 正规教育的农户收入水平高，并且随着农户学历的提高，其 与未受正规教育的农户收入差距增大，即农户的教育投资回 报是正的，且与教育水平正相关。 健康指数与农户收入正相关，其对东西部农户收入影响 是显著的，但对中部地区影响并不显著，就所有样本而言，健 康指数增加一个等级，农户收入增加６．６％。 除了模型（２），幸福指数对农户收入影响不显著，其可能 原因是所有参与调查的农户对幸福感的差异并不大。样本中 共有７５．５％的农户认为自己较幸福或一般，而在这些农户中， 东部地区占２５．７１％，中部地区占３７．４７％，西部地区占３６．８２％， 中西部地区农户差异表现得不明显，因而回归结果不显著。东 中部地区幸福指数对农户收入具有正效应，西部地区则为负 表１ 变量 Ｉ 变量名称及统计特征 变量名称及备注 砚 ；呈 鹞 均值 Ⅺ 标准差 ３ ５４１．８ ８７７．４ ３ ３４８．９８ ０．３８９ ０．４９３ ０．４４７ 家庭收入（用个人月收入包括农业与非农业收入度量，单位为元／人） 农业净收入（用月个人农业净收入度量） 非农职业收入 受教育程度（以未受正规教育为基组，虚拟变量Ｄｌ ｌ表示受教育程度为小 ２ ３０４．２ ３０６．５ １ ９９７．７４ Ｄ１１ Ｄ１２ Ｄｌ３ Ｄ１４ ０．１８６ ０．４１４ ０．２７６ ０．０６７ Ｆ１ ０Ｉ 一 ．学时为１，否则为０；Ｄ１２表示受教育程度为初中时为１，否则为０；Ｄ１３表 示受教育程度为高中时为１，否则为０；Ｄ１４表示受教育程度为中专时为１， 否则为０） 一 ０．２５ 健康指数（等级为“很差”、“比较差”、“一般”、“健康”、“很健康”，分别赋值 １，２，３，４，５） ３．７１３ ０．８８９ 幸福指数（等级为“很不幸福”、“较不幸福”、“一般”、“较幸福”、“很幸福”， 分别赋值１，２，３，４，５） 承包土地亩数 农民兼业状况（主业农民为１，兼业农民为２，主业非农为３） 务农时间 ３．５０３ ０．９１２ １７．９９ ６．６６６ ２０．１８３ １３．２３９ 地理位置（以丘陵地势为基组，虚拟变量Ｄ２１表示地势为平原时为１，否则为０；Ｄ２２表示地势为深山时为１，否则为Ｏ）水源指数（等级为“水源丰富”、“较丰富”、“一般”、“比较缺水”、“严重缺 水”，分别赋值５，４，３，２，１） 农业条件指数（等级为“很好”、“较好”、“一般”、“较差”、“很差”，分别赋值 ５，４，３，２，１） Ｄ２１ Ｄ２２ ０．６０９ ０．０７５ ０．４８８ ０．２６４ １．０４ ０．９ｌ４ 交通条件指数（等级为“很好”、“较好”、“一般”、“较差”、“很差”，分别赋值 ５，４，３，２，１） ３ ３ 信息交流指数（等级为“很了解”、“较了解”、“一般”、“相当闭塞”、“很闭 ３ ３ ５ ０ ｌ ０．９７４ Ｏ ２ 塞”，分别赋值５，４，３，２，１） 家庭规模 ６ １ 如 勰 ３ ０．８６８ ∞ 卯 ５ ９ 湛 １．６４５ 民族（Ｄ３表示农户为汉族时取值１，否则为０） 性￣Ｊ（Ｄ４为当农户为男时取１，否则为０） ０．０７ ０．３６８ ０．４７１ ０．２５６ ０．３４８ ０．０５ ０．４１２ ０．１３８ ０．３８ｌ 政治身份（以群众为基组，Ｄ５１表示农户是党员时为１，否则为０；Ｄ５２表示 ～ 农户是团员时为１，否则为０；Ｄ５３表示农户是民主党派时为１，否则为０） ０．１４１ ０．００２ ０．７８３ 婚姻状况（以离异为基组，Ｄ６１表示已婚取值１，否则为０；Ｄ６２表示丧偶取 ～ 值１，否则为０；Ｄ６３表示未婚取值１，否则为０） ０．０１９ ０．１７６ … 惠农收入改善指数（将惠农政策对改善收入作用分为５个等级，为“不明显”、 …２．５１３ １．１８７ “有一些”、“一般”、“较大作用”、“很有作用”，分别赋值１，２，３，４，５） Ｘ１２ 非农职业周工作小时数 ５５．９７９ ８．５１２ ３．５３５ ｌ９．５６５ Ｘ１３ Ｘ１４ … 农忙每天劳动时间 农闲每天劳动时间 农民歧视指数（指作为农民有没有受到歧视的感觉，等级为“完全没有”、 “不明显”、“一般”、“有一些”、“感觉强烈”，分别赋值为１，２，３，４，５） ２．５３ ２．２３９ ２．２３６ １．１９８ —４２— 表２ ‘ 分样本农户收入函数估计结果 注： ｝、 、 分别表示参数估计值在显著性水平１％、５％、１０％下显著。 效应，其原因可能是在东中部经济更为发达的地区收入的提 高是农户提升幸福感的手段之一，而在经济较为落后的地区 幸福感是农户努力增加收入的动机，由于缺少幸福感，农户想 要致富的愿望更加迫切。 主要是中西部地区农户更多是主业农民，他们转为兼业或从 事非农职业的空间比较大，对其收入的影响比较明显。所有 样本中，东部地区主业农民占５．２８％，中部地区占１０．８５％，西 部地区占１１．４％。 承包土地亩数是影响东中西部地区农户收入的显著变 农户务农时间与农户收入呈反比，就所有样本而言，农户 量，其对农户收入增长具有正效应，但其影响程度不大，就模 型（１）而言，农户每增加一亩地，其收入增加Ｏ．９％。样本中东 务农时间增加一年，其收入平均减少Ｏ．７％。农户随着务农时 间的增加，务农经验随之增加，其转为兼业或从事非农职业的 部地区农户承包土地亩数平均为４．２１２亩，中部地区为９．０５８ 亩，西部地区为６．１０３亩。承包土地亩数对东部地区农户影响 可能性降低，由此也证实了农户经营农业带来的收入十分有限。 ３＿夕 部环境与农户收入的关系 程度最低，西部地区农户次之，中部地区影响程度最小。 ２．农民经营结构与农户收入的关系 由地势虚拟变量的参数估计值可知，对东部地区农户来 说，地处深山的农户比地处丘陵的农户平均收入高３７．７％， 农民兼业状况对农户收入增长存在正效应。就模型（Ｉ） 而言，—个农户由主业农民变为兼业农民，收入将增加ｌ１７．２％， 其增加的收人为非农业收入与减少的农业收入的差额。样本 中主业非农的农户收入普遍高于主业农民的农户，而兼业农 民其大部分收入来源于非农职业收入。估计结果证实了这一 由于深山耕地资源十分有限，农民迫于生存的压力，农户从 事兼业的动机较强，有利于农户增加非农职业收入。 就模型（１）来说，水源指数与交通条件指数参数估计值 均不显著，其可能原因是样本中家乡所在地水源情况与对外 交通条件在农户之间差异不大。所有样本中，比较缺水和严 点，即非农职业是农户增收的有效途径。东部地区农民兼业 状况对农户收入影响程度明显小于中西部地区农户，其原因 重缺水占１３．１％，交通条件很差和较差占１３．６％。水源指数对 中西部农户农业收入存在正效应，但西部地区其参数估计值 －－——４３－－—— 并不显著，其可能原因是西部地区由于地理位置的关系水源 条件总体较差。由调研数据可知，比较缺水和严重缺水农户 在西部地区样本中占２０．９９％，远远超过在中部地区样本中 所占比例７．３７％，因而水源指数在西部地区农户之间差异不 明显，回归结果不显著。 农业条件指数与信息交流指数对农户收入有正效应，农 业条件的改善，有利于提高农户农业经营效率，提高所在村 庄对外开放度，有利于农户之间共享技术与经验，这些都有 利于提高农户收入。 ４．家庭特征与农户收入的关系 就所有样本而言，家庭规模对农户收入的弹性为 ０．１４７Ｘ Ｏ．０２２Ｘ？ｏ，当家庭规模为３—４人时，家庭规模的产 出弹性最大，当家庭人数超过７人时，产出弹性为负。样本中 家庭规模的均值为５．５８，超过３—４的临界值，说明家庭规模 的增大对农户收入的贡献呈递减趋势。样本中有２３．４６％农 户家庭规模超过７人，对这些农户来说，家庭规模对其农户 收入具有负效应。 由性别虚拟变量参数估计值可知男性农户收入水平普 遍比女性农户收入高，这大概与身体素质有关系，另一方面， 也说明了在劳动力市场，普遍存在性别歧视。 模型（１）（２）中，已婚虚拟变量的参数估计值为负，说明 相比离异，已婚对农户收入增长存在负效应。这一结果违背 了家和万事兴、家庭和睦的理念，因而猜想有可能是样本的 问题。根据调研数据信息，计算出在所有样本中已婚农户劳 动力负担系数３均值为１．８６２ ４，而离异农户劳动力负担系数 均值为１．５０８ ５，即已婚农户家庭负担更重，这有可能是已婚 农户相比离异农户收入低的原因。 ５．国家政策与农户收入的关系 在模型（２）中，惠农收入指数参数估计值并不显著，其原 因主要是因为国家推行的惠农政策在西部取得的效果较大， 东中部地区样本中认为惠农政策不明显和有一些的农户分 别为５１．５２％和５３．５６％，均超过半数以上，因而其在农户中差 异不明显，导致回归结果不显著。 （二）农业净收入与非农职业收入影响因素比较 根据农民兼业状况及农户收入来源不同，分别估计了以 下４个模型，如表３所示。 １．要素资源禀赋与农户收入的关系 无论是主业农民还是兼业农民，有学历的农户比未受正规 教育农户农业净收入高，并且随着学历的提高，其农业净收入 也提高。这说明教育对农户农业净收入存在正效应，其原因可 能是受过教育仍然从事农业经营的农户比起未受教育的农户 更能接受现代技术在农业经营中的作用，从而提高劳动生产 率。相比主业农民，具有相同学历的兼业农民其农业净收入的 教育投资回报更大。而相比兼业农民，具有相同学历的主业非 农的非农职业净收入的教育投资回报更大。对主业非农农户 来说，高中学历的教育投资回报大于小学及初中，其原因可能 是学历越高，其可能从事的高收入职业的空间相对越大。 相比兼业农户，健康对主业农民增收的效果更加明显， 其原因是长期从事农业体力劳动对身体素质要求较高，农民 健康指数下降，对其收入下降的影响较大。郭志仪（２００７）认 一４４一 为，健康投资对农户收入水平的冲击为正，虽然健康投资会 抑制农户收入增长，但农户仍然会加大健康投资。这一结论 从侧面说明了农民健康指数下降，对其收入下降产生影响 较大。张车伟（２００３）的研究也证明了这一点。其研究认为，农 村家庭劳动力因病无法工作对农户造成的损失非常大。健康 指数对主业非农的非农职业收入效应为负，这与魏众（２００４） 结论一致。魏众的研究表明，健康对非农就业的工资水平没 有太大的影响。 幸福指数对农户净收入及非农职业收入存在正效应，说 明提升幸福感会对农户产生积极的作用及正能量，使之在农 业经营及非农职业工作中更加投入、更有效率。 土地对主业农民与兼业农民收入具有正效应，相比主业 农民，兼业农民农业净收入的土地报酬率更大，主业农民与 兼业农民承包土地每增加一亩，其农业净收入平均增加分别 为１．１％和３．５％。土地对主业非农农户收入存在负效应，对从 事非农职业农户来说，多承包一亩地即多一亩地的成本支付。 ２．务农时间与农户收入的关系 由估计结果显著性可知务农时间是影响农户收入的重要 因素，务农时间对农业净收入具有正效应，对非农职业收入 具有负效应。一方面，农户务农时间越长，务农经验越丰富， 对农作物生长规律、如何最大效率发挥土地资源优势等方面 越具有良好的实践认识，从而有利于农业净收入增加；而另 一方面，随着农户务农经验的累积，其转为兼业与非农职业 户的意识会减弱，从而不利于非农职业收入的增加。 ３＿夕 部环境与农户收入的关系 由估计结果可知，处于平原地区的农户比地处丘陵的农 户平均收入高，处于深山地区的农户比地处丘陵的农户平均 农业净收入低。其原因，一方面可能是样本中的平原地区具 有较丰富的耕地资源，有利于农业净收入提高；另一方面，地 处非城郊的平原具有较多非农就业机会，有利于非农职业收 入提高。而深山地区耕地资源贫乏，林木、矿产资源丰富，农 民兼业机会更多，有利于兼业农民非农职业收入的提高，不 利于主业农民与兼业农民农业净收入的提高。 ４．家庭特征与农户收入的关系 对主业农民而言，家庭规模的农业净收入弹性为 ０．１４２Ｘ。旷＿Ｏ．ｏ２８ｘ ，即当家庭规模为２—３人时，家庭规模的农 业净产出弹性最大，当家庭规模超过５人时，家庭规模对农 业净收入影响为负。其可能原因是，总体来说，家庭规模越 大，其劳动力负担系数越大。 由民族虚拟变量及性别虚拟变量可知，无论是农业净收 入还是非农职业收入，男性比女性平均收入水平高，汉族比少 数民族平均收入水平高。在有农业净收入的样本中，男性健康 指数均值为３．６８２，女性健康指数均值为３．６１４，男性务农时间 平均为２１．５年，女性务农时间平均为２Ｏ．６年。这从侧面说明 了从事农业经营活动对农户身体素质要求较高，而普遍来说， 男性身体素质较女性好。在主业非农与兼业农民并且有非农 职业收入样本中，男性平均受教育年限为９．１９年，女性平均受 教育年限为９．３４年，结合教育虚拟变量对非农职业收入的正 面影响。这从侧面说明了在非农劳动力市场，普遍存在性别歧 视。对兼业农民来说，男性比女性非农职业收入平均增加 表３ 农业净收入函数与非农职业收入函数估计结果 １９．８％，而主业非农，男性比女Ｊ眭非农职业收人平均增加２６％。 值在４个模型中基本上均不显著。 由政治身份虚拟变量可看出，主业农民中群众的农业净 收入最高，团员、党员与民主党派农业净收入依次呈下降趋 势。这与农户的政治觉悟有关，党员身份的农户可能更多地 热衷于乡集体、村集体的政治活动。婚姻虚拟变量参数估计 ５．工作时间或劳作时间与农户收入的关系 主业农民和兼业农民的农忙每天平均劳作时间的农业 净收入弹性分别为０．０５８Ｘｌ３—０．Ｏ０４Ｘ？￣和０．１１２Ｘｌｒ０．０３４Ｘ，２３， 即当农忙时每天平均劳作时间为７．２５小时时，主业农民的农 －－——４５・－—— 忙劳作时间的农业净收入弹性最大，在农忙时每天平均劳作 了各因素对不同地区问农户收入的影响效应及其对农业净 收入与非农职业收入的影响程度。本文得到以下一些结论。 时间超过１４．５小时时，平均劳作时间增加对农业净收入影响为 负。当农忙时每天平均劳作时间为１．６５小时时，兼业农民的农 忙劳作时间的农业净收入弹性最小。主业农民和兼业农民的 农闲每天平均劳作时间的农业净收入弹性分别为０．１ １４Ｘ ０．Ｏ１８Ｘ￣和０．０５Ｘ ０．０１６Ｘ１２４，相比主业农民的农闲劳作时间 教育对农业净收入与非农职业收入均具有正效应，随着学 历的提高，农业净收入也提高。健康与农业净收入正相关，其对 非农就业的工资水平没有太大的影响。东中部地区幸福指数与 农户收入正相关，而西部地区幸福指数对农户收入具有负效应。 农业净收入弹性最大的临界值３．１７小时，兼业农民的临界值 较小为１．５６小时。兼业农民与主业非农的周工作时问的非农职 业收入弹性分别为０．０１９Ｘ ２—０．０００２Ｘ￣和Ｏ．Ｏ１３Ｘ。２－０．０００１５７２Ｘ￣， 当兼业农民的非农职业周工作时间超过９５小时，主业非农的 承包土地亩数与务农时间是影响农户收入的显著变量， 土地对主业农民与兼业农民均具有正效应，而与主业非农的 非农职业收入负相关。务农时问与农业净收入正相关，与非 农职业收入负相关，其与农户收入负相关，说明了普遍而言， 周工作时间超过８２．７小时，非农职业收入弹ｆ生为负。样本中兼业 农民的非农职业周工作时间均值为５４．４９小时，主业非农的周 工作时间均值为５８．２５小时，说明非农职业周工作时间的增加 对非农职业收入的贡献呈递增趋势。 ６．农民歧视指数与非农职业收入的关系 农民歧视指数是影响非农职业收入的显著因素，其对农 民非农职业收入具有负效应，对兼业农民而言，农民歧视感 农业经营带来的收入比较有限，从事非农职业是农户增收的 有效途径。 一般而言，地处平原的农户农业净收入最高，地处丘陵 的农户次之，地处深山的农户农业净收入最低。地处深山的 农户迫于生存的压力，其转为兼业及非农的概率较高。因而， 对于非农职业收入，居住于不同地势农户之间难以比较。农 业条件指数与信息交流指数对农户收入具有正效应。 家庭规模对农户收入的影响、农户平均劳作时间对农业 净收入的影响及非农职业工作时间对非农职业收入的影响 均具有非线性的趋势。无论是农业净收入还是非农职业收 入，无论是全国还是东中西部地区农户收入，男性平均收入 增加一个等级，非农职业收入减少３．２％。这一方面说明了培 养积极的心态对工作十分重要，另一方面也说明了农民工在 现阶段仍然属于弱势群体。农民自身感到受歧视并非全部来源 于自身心理的自卑，其中有一部分原因来自其他群体的态度。 四、结论 本文基于２０１２年全国３１个省市自治区的农村收入抽 样调查数据，建立农户收人函数及农业净收入函数与非农职 业收入函数，研究了各种因素对农户收入的影响，并且比较 参考文献： 水平普遍高于女．陛。政治身份为群众的农户农业净收入最高。 农民歧视指数与非农职业收入负相关，因而提升农民的 自信心，给予农民更多的关切，有利于提高农民的非农职业 收入。惠农收入指数与西部地区农户收入正相关，这在一定 程度上说明了国家推行的惠农政策取得了一定的效果。 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