盧軍靜+應(yīng)銀

內(nèi)容摘要：本文著眼于農(nóng)戶家庭經(jīng)營收入中的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入部分，根據(jù)2010年華南四個(gè)省、40個(gè)農(nóng)村、500余戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用單因素方差分析和多元線性回歸模型，總結(jié)出提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)人均純收入的一系列因素，并且為政府采取措施增加農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入提出相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶 農(nóng)業(yè)純收入 影響因素 華南

農(nóng)業(yè)的健康發(fā)展和農(nóng)民收入的提高是關(guān)系到民生的重大問題，也是一直以來社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的重點(diǎn)。根據(jù)“十二五”規(guī)劃綱要，拓寬農(nóng)民增收渠道的方式主要包括：鞏固提高家庭經(jīng)營收入；努力增加工資性收入；大力增加轉(zhuǎn)移性收入。提高家庭經(jīng)營收入仍然是提高農(nóng)戶收入的主要途徑之一。農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入比重的下降，說明農(nóng)業(yè)相對于其他產(chǎn)業(yè)的弱勢性，易受到各種社會(huì)經(jīng)濟(jì)和自然因素的沖擊。因此發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)是保證我國實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)整體可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)和保障。

研究假設(shè)及理論基礎(chǔ)

（一）農(nóng)業(yè)收入來源的細(xì)分

從準(zhǔn)入門檻的角度看，行業(yè)間的趨勢是門檻越高、收益率越高；從生產(chǎn)資本投入的角度來說，行業(yè)間總體的趨勢是投入越高，收益越高；從產(chǎn)業(yè)鏈的角度分析，越處于產(chǎn)業(yè)鏈的近市場端，其收益率越高?？傮w來說，種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、觀光休閑農(nóng)業(yè)在準(zhǔn)入門檻和生產(chǎn)資本投入上依次升高，在產(chǎn)業(yè)鏈位置上依次更加處于市場近端。因此，從事觀光休閑農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶，人均農(nóng)業(yè)純收入高于從事養(yǎng)殖業(yè)的農(nóng)戶，而從事養(yǎng)殖的農(nóng)戶，人均農(nóng)業(yè)純收入高于從事種植業(yè)的農(nóng)戶（假設(shè)1）。

（二）農(nóng)業(yè)收入的各種形態(tài)分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營物質(zhì)投資。前文提到，資本投入越高，產(chǎn)業(yè)收益率越高。具體到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設(shè)備設(shè)施、良種、化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素上的物質(zhì)投入越高，農(nóng)業(yè)總收入越高。農(nóng)業(yè)純收入與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營物質(zhì)投資之間的關(guān)系呈現(xiàn)倒U型。在合理范圍內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營物質(zhì)投資越高，農(nóng)業(yè)純收入越高；超過了合理范圍，農(nóng)業(yè)純收入呈現(xiàn)增速放緩、甚至降低趨勢。實(shí)際農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，物質(zhì)投資一般位于合理范圍之內(nèi)，因此農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營物質(zhì)投資高的農(nóng)戶，其人均農(nóng)業(yè)純收入高于其他農(nóng)戶（假設(shè)2）。

農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營。農(nóng)民收入增加的最終出路在于變革農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織形式，打破小生產(chǎn)。在家庭承包制的基礎(chǔ)上，建立更大規(guī)模的合作關(guān)系，以擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，優(yōu)化資源配置。由農(nóng)戶形成的合作經(jīng)營組織，擁有更多的生產(chǎn)資料與資金，具有更強(qiáng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力與融資能力，因而能保障農(nóng)戶產(chǎn)品的銷路，提高農(nóng)戶與產(chǎn)業(yè)鏈上下游間的議價(jià)能力，幫助農(nóng)戶建立與市場之間的聯(lián)系。同時(shí)，農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營組織能幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)土地的規(guī)?；?jīng)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(nóng)業(yè)合作組織的農(nóng)戶，其人均農(nóng)業(yè)純收入要高于其他農(nóng)戶（假設(shè)3）。

人力資本因素。農(nóng)民擁有的人力資本與其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力之間存在直接的正向關(guān)系。具體來說，農(nóng)民的技能和知識水平與其生產(chǎn)率間的正相關(guān)關(guān)系是非常顯著的。因此，主要?jiǎng)趧?dòng)力接受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的知識與技能的指導(dǎo)與培訓(xùn)越多的農(nóng)戶，其人均農(nóng)業(yè)純收入就越高（假設(shè)4）。

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

政治素養(yǎng)和生產(chǎn)積極性也是人力資本的一個(gè)要素。在中國，尤其在基層經(jīng)濟(jì)建設(shè)中，黨和政府提倡發(fā)揮黨員的先進(jìn)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?jiǎng)趧?dòng)力為黨員的農(nóng)戶，其人均農(nóng)業(yè)純收入水平在總體上要高于家中的主要?jiǎng)趧?dòng)力中沒有黨員的農(nóng)戶（假設(shè)6）。

農(nóng)產(chǎn)品初級加工。目前農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整不僅要體現(xiàn)在各種農(nóng)作物種植面積的增減上，更要在提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、科技含量以及加工增值上下工夫，使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)進(jìn)入戰(zhàn)略性結(jié)構(gòu)調(diào)整的軌道。在當(dāng)前絕大部分農(nóng)產(chǎn)品不經(jīng)初加工而流入下一生產(chǎn)環(huán)節(jié)的情況下，經(jīng)過初級加工的農(nóng)產(chǎn)品，其市場銷路和價(jià)格上都要更占優(yōu)勢。因此，對農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行初級加工的農(nóng)戶，其人均農(nóng)業(yè)純收入要高于未經(jīng)過這些處理的農(nóng)戶（假設(shè)7）。

基層民主建設(shè)。農(nóng)村雖沒有正式的行政編制，卻是中國農(nóng)村社會(huì)的最基層機(jī)構(gòu)，是銜接上級政府部門與農(nóng)民的一個(gè)重要環(huán)節(jié)。村務(wù)管理既是上級政府部門的政策在農(nóng)村的具體體現(xiàn)，也反映了農(nóng)民的訴求。村級基層管理機(jī)構(gòu)對農(nóng)民收入進(jìn)行影響的重要機(jī)制之一是建立和維護(hù)村級民主政治。村級民主政治能提高村級決策水平、提高農(nóng)民農(nóng)戶對上級和村級決策的擁護(hù)與執(zhí)行力度，并且能激發(fā)和維護(hù)農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性。本研究將基礎(chǔ)設(shè)施等重大項(xiàng)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(gè)指標(biāo)，提出以下假設(shè)：村級重大項(xiàng)目的意見征詢情況對村內(nèi)農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入有正向影響（假設(shè)8）；村級決策公平程度對村內(nèi)農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入有正向影響（假設(shè)9）。

數(shù)據(jù)來源與變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用2010年3月對華南4省40個(gè)行政村進(jìn)行調(diào)研取得的橫截面數(shù)據(jù)。按照分層隨機(jī)抽樣方法，每個(gè)省隨機(jī)選取一個(gè)市（縣）下的10個(gè)行政村，每村至少調(diào)查20戶農(nóng)村家庭，請每戶的戶主根據(jù)自己家庭的實(shí)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶的問卷，剩余506份問卷。

（二）各影響農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入的變量

本文的因變量“農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入”的計(jì)算方式為農(nóng)戶家庭2009年農(nóng)業(yè)總收入與總成本的差值除以農(nóng)戶家庭總?cè)藬?shù)，由于總收入有可能低于總成本，所以存在人均農(nóng)業(yè)純收入為0，甚至為負(fù)的情況。

各影響農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入的變量來源由下列提問所得：“在2009年，您家的農(nóng)業(yè)收入主要來自于以下哪個(gè)來源？”選項(xiàng)包括“種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、觀光休閑農(nóng)業(yè)和其他”。對農(nóng)戶2009年的農(nóng)業(yè)經(jīng)營物質(zhì)投資進(jìn)行提問，問題為：“您家2009年在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的全部物資投入折合為金錢是多少元人民幣？”對所得數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，作為每戶在該問題上的得分。對戶主接受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)指導(dǎo)與培訓(xùn)的頻率進(jìn)行提問，請戶主在5“經(jīng)常”和1“極少”之間的5個(gè)數(shù)值上進(jìn)行單選。對戶主受教育程度進(jìn)行提問，選項(xiàng)有“不識字或初識、小學(xué)、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(jì)分為1，否則計(jì)分為0。對農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品是否進(jìn)行分類、是否裝箱、是否粗加工進(jìn)行提問，若3項(xiàng)均有，則計(jì)分為3，以此類推。村級基層民主數(shù)據(jù)的獲得方式是，每個(gè)村隨機(jī)抽取20戶村民，請戶主回答兩個(gè)問題：“如果村里要進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)或投資等重大項(xiàng)目，會(huì)不會(huì)征詢村民的意見？”、“您認(rèn)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(gè)問題都是0、1記分。按村對兩個(gè)問題取均值，作為每村兩個(gè)問題的得分。endprint

（三）結(jié)果

本文采用的數(shù)據(jù)分析軟件為SPSS 12.0和Stata 11.0。對于假設(shè)1，使用SPSS 11.0進(jìn)行單因素方差分析（one-way ANOVA）結(jié)果表明，分別以種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、觀光休閑農(nóng)業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)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(jié)果表明，以觀光休閑農(nóng)業(yè)作為農(nóng)業(yè)收入主要來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入的均值為14879元，以養(yǎng)殖業(yè)為農(nóng)業(yè)主要收入來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入均值為9160元，而以種植業(yè)為農(nóng)業(yè)主要收入來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入均值為2648元，且觀光農(nóng)戶顯著高于養(yǎng)殖業(yè)戶（p<0.05）和種植業(yè)戶（p<0.001），養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)戶顯著高于種植業(yè)農(nóng)戶（p<0.001）。因此，假設(shè)1得到證實(shí)。

檢驗(yàn)其他8個(gè)假設(shè)前，需要確認(rèn)適當(dāng)?shù)难芯磕Ｐ?。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(rèn)數(shù)據(jù)是否存在顯著的組間（村莊間）差異。首先采用Stata11.0檢驗(yàn)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(rèn)數(shù)據(jù)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(gè)農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入，β0j為第j組（村）的因變量平均數(shù)值，γ00為因變量y的整體均值，rij的方差為因變量的組（村）內(nèi)方差，U0j的方差為因變量的組（村）間方差。數(shù)據(jù)分析結(jié)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(yùn)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(gè)農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入，k為解釋變量的數(shù)目，βj（j=1，2，...，k）為解釋變量Xj的回歸系數(shù)。

SPSS 12.0進(jìn)行線性回歸結(jié)果顯示，除了戶主受教育水平的回歸系數(shù)不顯著，其余各影響因素變量對結(jié)果變量的回歸系數(shù)均為正，且顯著。說明除了假設(shè)5，假設(shè)2到假設(shè)9均得到驗(yàn)證，具體參數(shù)見表1。

結(jié)論與政策建議

本文得出以下結(jié)論：以觀光休閑農(nóng)業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入（14879元），顯著高于以養(yǎng)殖業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶（91601元），以種植業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入最低（2648元）。農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營物質(zhì)投資越高，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入越高（p<0.05）。參加農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營能顯著提高農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入（p<0.01）。農(nóng)戶人力資本水平中的戶主接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)指導(dǎo)程度（p<0.05）與戶主黨員身份（p<0.01）對農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入有顯著正向影響。對自家農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行初級加工的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入顯著提升（p<0.05）。對于基層民主建設(shè)情況較好的村，每家農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入顯著較高，具體來說，村級重大項(xiàng)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(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入越高。

提出以下政策建議：在當(dāng)前，觀光休閑農(nóng)業(yè)是幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增收的最有效途徑，其次分別是養(yǎng)殖業(yè)和種植業(yè)。因此在保證糧食穩(wěn)定供給的前提下，我們倡導(dǎo)農(nóng)業(yè)多元化經(jīng)營，如增加觀光休閑農(nóng)業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的比重。政府應(yīng)從政策和資金上加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)幫扶力度，幫助農(nóng)民拓寬農(nóng)業(yè)投資渠道，如增加農(nóng)業(yè)小額貸款等項(xiàng)目，以提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資，進(jìn)而增加農(nóng)民收入。應(yīng)重視農(nóng)民素質(zhì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)技能的提升，加大培訓(xùn)力度，并且重視提高農(nóng)民的生產(chǎn)積極性與政治思想覺悟。提倡農(nóng)產(chǎn)品在進(jìn)行初加工后流入下一生產(chǎn)環(huán)節(jié)，以提高農(nóng)產(chǎn)品增加值。各級政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村基層民主建設(shè)，做好村務(wù)公開和意見征詢等民主建設(shè)工作，保證基層水平上決策的公平公正。

參考文獻(xiàn)：

1.葛 沂，李興緒，劉曼莉.邊疆民族自治地區(qū)農(nóng)戶收入影響因素分析—以云南紅河哈尼族彝族自治州農(nóng)戶為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2010（3）

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

3.王麗.中國農(nóng)民收入影響因素的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[J].企業(yè)導(dǎo)報(bào)，2011（14）

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

5.西奧多·W·舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[D].商務(wù)印書館，1987

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

7.張曉山.促進(jìn)以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)專業(yè)戶為主體的合作社的發(fā)展—以浙江省農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004（11）endprint

（三）結(jié)果

本文采用的數(shù)據(jù)分析軟件為SPSS 12.0和Stata 11.0。對于假設(shè)1，使用SPSS 11.0進(jìn)行單因素方差分析（one-way ANOVA）結(jié)果表明，分別以種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、觀光休閑農(nóng)業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)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(jié)果表明，以觀光休閑農(nóng)業(yè)作為農(nóng)業(yè)收入主要來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入的均值為14879元，以養(yǎng)殖業(yè)為農(nóng)業(yè)主要收入來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入均值為9160元，而以種植業(yè)為農(nóng)業(yè)主要收入來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入均值為2648元，且觀光農(nóng)戶顯著高于養(yǎng)殖業(yè)戶（p<0.05）和種植業(yè)戶（p<0.001），養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)戶顯著高于種植業(yè)農(nóng)戶（p<0.001）。因此，假設(shè)1得到證實(shí)。

檢驗(yàn)其他8個(gè)假設(shè)前，需要確認(rèn)適當(dāng)?shù)难芯磕Ｐ?。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(rèn)數(shù)據(jù)是否存在顯著的組間（村莊間）差異。首先采用Stata11.0檢驗(yàn)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(rèn)數(shù)據(jù)是否適合跨層回歸模型（Hierarchical Linear Modeling）?？漳Ｐ腿缦拢?/p>

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(gè)農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入，β0j為第j組（村）的因變量平均數(shù)值，γ00為因變量y的整體均值，rij的方差為因變量的組（村）內(nèi)方差，U0j的方差為因變量的組（村）間方差。數(shù)據(jù)分析結(jié)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(yùn)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(gè)農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入，k為解釋變量的數(shù)目，βj（j=1，2，...，k）為解釋變量Xj的回歸系數(shù)。

SPSS 12.0進(jìn)行線性回歸結(jié)果顯示，除了戶主受教育水平的回歸系數(shù)不顯著，其余各影響因素變量對結(jié)果變量的回歸系數(shù)均為正，且顯著。說明除了假設(shè)5，假設(shè)2到假設(shè)9均得到驗(yàn)證，具體參數(shù)見表1。

結(jié)論與政策建議

本文得出以下結(jié)論：以觀光休閑農(nóng)業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入（14879元），顯著高于以養(yǎng)殖業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶（91601元），以種植業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入最低（2648元）。農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營物質(zhì)投資越高，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入越高（p<0.05）。參加農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營能顯著提高農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入（p<0.01）。農(nóng)戶人力資本水平中的戶主接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)指導(dǎo)程度（p<0.05）與戶主黨員身份（p<0.01）對農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入有顯著正向影響。對自家農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行初級加工的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入顯著提升（p<0.05）。對于基層民主建設(shè)情況較好的村，每家農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入顯著較高，具體來說，村級重大項(xiàng)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(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入越高。

提出以下政策建議：在當(dāng)前，觀光休閑農(nóng)業(yè)是幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增收的最有效途徑，其次分別是養(yǎng)殖業(yè)和種植業(yè)。因此在保證糧食穩(wěn)定供給的前提下，我們倡導(dǎo)農(nóng)業(yè)多元化經(jīng)營，如增加觀光休閑農(nóng)業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的比重。政府應(yīng)從政策和資金上加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)幫扶力度，幫助農(nóng)民拓寬農(nóng)業(yè)投資渠道，如增加農(nóng)業(yè)小額貸款等項(xiàng)目，以提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資，進(jìn)而增加農(nóng)民收入。應(yīng)重視農(nóng)民素質(zhì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)技能的提升，加大培訓(xùn)力度，并且重視提高農(nóng)民的生產(chǎn)積極性與政治思想覺悟。提倡農(nóng)產(chǎn)品在進(jìn)行初加工后流入下一生產(chǎn)環(huán)節(jié)，以提高農(nóng)產(chǎn)品增加值。各級政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村基層民主建設(shè)，做好村務(wù)公開和意見征詢等民主建設(shè)工作，保證基層水平上決策的公平公正。

參考文獻(xiàn)：

1.葛 沂，李興緒，劉曼莉.邊疆民族自治地區(qū)農(nóng)戶收入影響因素分析—以云南紅河哈尼族彝族自治州農(nóng)戶為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2010（3）

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

3.王麗.中國農(nóng)民收入影響因素的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[J].企業(yè)導(dǎo)報(bào)，2011（14）

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

5.西奧多·W·舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[D].商務(wù)印書館，1987

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

7.張曉山.促進(jìn)以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)專業(yè)戶為主體的合作社的發(fā)展—以浙江省農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004（11）endprint

（三）結(jié)果

本文采用的數(shù)據(jù)分析軟件為SPSS 12.0和Stata 11.0。對于假設(shè)1，使用SPSS 11.0進(jìn)行單因素方差分析（one-way ANOVA）結(jié)果表明，分別以種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)、觀光休閑農(nóng)業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)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(jié)果表明，以觀光休閑農(nóng)業(yè)作為農(nóng)業(yè)收入主要來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入的均值為14879元，以養(yǎng)殖業(yè)為農(nóng)業(yè)主要收入來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入均值為9160元，而以種植業(yè)為農(nóng)業(yè)主要收入來源的農(nóng)戶，家庭人均農(nóng)業(yè)純收入均值為2648元，且觀光農(nóng)戶顯著高于養(yǎng)殖業(yè)戶（p<0.05）和種植業(yè)戶（p<0.001），養(yǎng)殖業(yè)農(nóng)戶顯著高于種植業(yè)農(nóng)戶（p<0.001）。因此，假設(shè)1得到證實(shí)。

檢驗(yàn)其他8個(gè)假設(shè)前，需要確認(rèn)適當(dāng)?shù)难芯磕Ｐ?。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(rèn)數(shù)據(jù)是否存在顯著的組間（村莊間）差異。首先采用Stata11.0檢驗(yàn)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(rèn)數(shù)據(jù)是否適合跨層回歸模型（Hierarchical Linear Modeling）?？漳Ｐ腿缦拢?/p>

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(gè)農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入，β0j為第j組（村）的因變量平均數(shù)值，γ00為因變量y的整體均值，rij的方差為因變量的組（村）內(nèi)方差，U0j的方差為因變量的組（村）間方差。數(shù)據(jù)分析結(jié)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(yùn)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(gè)農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入，k為解釋變量的數(shù)目，βj（j=1，2，...，k）為解釋變量Xj的回歸系數(shù)。

SPSS 12.0進(jìn)行線性回歸結(jié)果顯示，除了戶主受教育水平的回歸系數(shù)不顯著，其余各影響因素變量對結(jié)果變量的回歸系數(shù)均為正，且顯著。說明除了假設(shè)5，假設(shè)2到假設(shè)9均得到驗(yàn)證，具體參數(shù)見表1。

結(jié)論與政策建議

本文得出以下結(jié)論：以觀光休閑農(nóng)業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入（14879元），顯著高于以養(yǎng)殖業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶（91601元），以種植業(yè)為主要農(nóng)業(yè)收入來源的農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入最低（2648元）。農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營物質(zhì)投資越高，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入越高（p<0.05）。參加農(nóng)業(yè)合作經(jīng)營能顯著提高農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入（p<0.01）。農(nóng)戶人力資本水平中的戶主接受農(nóng)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)指導(dǎo)程度（p<0.05）與戶主黨員身份（p<0.01）對農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)純收入有顯著正向影響。對自家農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行初級加工的農(nóng)戶，其家庭人均農(nóng)業(yè)純收入顯著提升（p<0.05）。對于基層民主建設(shè)情況較好的村，每家農(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入顯著較高，具體來說，村級重大項(xiàng)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(nóng)戶的人均農(nóng)業(yè)純收入越高。

提出以下政策建議：在當(dāng)前，觀光休閑農(nóng)業(yè)是幫助農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增收的最有效途徑，其次分別是養(yǎng)殖業(yè)和種植業(yè)。因此在保證糧食穩(wěn)定供給的前提下，我們倡導(dǎo)農(nóng)業(yè)多元化經(jīng)營，如增加觀光休閑農(nóng)業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的比重。政府應(yīng)從政策和資金上加大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)幫扶力度，幫助農(nóng)民拓寬農(nóng)業(yè)投資渠道，如增加農(nóng)業(yè)小額貸款等項(xiàng)目，以提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資，進(jìn)而增加農(nóng)民收入。應(yīng)重視農(nóng)民素質(zhì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)技能的提升，加大培訓(xùn)力度，并且重視提高農(nóng)民的生產(chǎn)積極性與政治思想覺悟。提倡農(nóng)產(chǎn)品在進(jìn)行初加工后流入下一生產(chǎn)環(huán)節(jié)，以提高農(nóng)產(chǎn)品增加值。各級政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村基層民主建設(shè)，做好村務(wù)公開和意見征詢等民主建設(shè)工作，保證基層水平上決策的公平公正。

參考文獻(xiàn)：

1.葛 沂，李興緒，劉曼莉.邊疆民族自治地區(qū)農(nóng)戶收入影響因素分析—以云南紅河哈尼族彝族自治州農(nóng)戶為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2010（3）

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

3.王麗.中國農(nóng)民收入影響因素的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析[J].企業(yè)導(dǎo)報(bào)，2011（14）

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

5.西奧多·W·舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[D].商務(wù)印書館，1987

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

7.張曉山.促進(jìn)以農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)專業(yè)戶為主體的合作社的發(fā)展—以浙江省農(nóng)民專業(yè)合作社的發(fā)展為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004（11）endprint