蘇武崢，蔣國(guó)偉，王光耀

（1.新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與科技信息研究所，烏魯木齊 830091；2.石河子大學(xué)，新疆石河子 832003）

0 引言

【研究意義】部分發(fā)達(dá)國(guó)家農(nóng)戶兼業(yè)率在50%～80%[1]。我國(guó)農(nóng)戶總體兼業(yè)化程度在逐步增加，東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高地區(qū)農(nóng)戶兼業(yè)化程度較為突出，在東北地區(qū)、西北地區(qū)和西南地區(qū)農(nóng)戶兼業(yè)化程度發(fā)展相對(duì)緩慢。農(nóng)戶兼業(yè)化有利于改變小農(nóng)生產(chǎn)格局，推動(dòng)土地集中，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。在西部生態(tài)脆弱開展農(nóng)戶兼業(yè)化行為研究，對(duì)促進(jìn)兼業(yè)農(nóng)戶逐步向?qū)I(yè)化農(nóng)戶轉(zhuǎn)型具有重要意義。【前人研究進(jìn)展】Taylor J E[2]研究了教育對(duì)墨西哥農(nóng)村家庭收入以及農(nóng)場(chǎng)和非農(nóng)業(yè)部門活動(dòng)選擇的影響，發(fā)現(xiàn)教育和受教育年限影響農(nóng)村家庭的活動(dòng)選擇，提高了鄉(xiāng)村和小城市非農(nóng)村經(jīng)濟(jì)中的勞動(dòng)生產(chǎn)率。Nielsen J等[3]研究表明，非農(nóng)業(yè)收入對(duì)促進(jìn)農(nóng)戶較高的收入具有顯著影響。Hua X，Yan J，Zhang Y[4]研究發(fā)現(xiàn)人力資本、自然資本和金融資產(chǎn)對(duì)生計(jì)戰(zhàn)略有重大影響。向國(guó)成、韓紹鳳等[5]運(yùn)用超邊際經(jīng)濟(jì)學(xué)理論審視農(nóng)戶兼業(yè)化時(shí)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶兼業(yè)化會(huì)提高小農(nóng)經(jīng)濟(jì)效率。陳曉紅[6]認(rèn)為，非農(nóng)兼業(yè)是農(nóng)民在自然或制度約束下追求家庭效用最大化的理性選擇。同時(shí)發(fā)現(xiàn)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)面積、家庭人口規(guī)模和構(gòu)成、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)類型都會(huì)對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)化有著顯著的影響。鄧道才等[7]研究發(fā)現(xiàn)，融資利率反向作用于農(nóng)民兼業(yè)，融資利率過(guò)高會(huì)降低農(nóng)民兼業(yè)選擇的積極性；子女教育或結(jié)婚、建房購(gòu)房這類融資用途對(duì)農(nóng)民兼業(yè)的正向促進(jìn)作用最顯著。陳浩、潘林等[8]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶勞動(dòng)力平均人力資本水平提升和成員間人力資本結(jié)構(gòu)差距縮小，有利于提升農(nóng)戶兼業(yè)分化程度，農(nóng)戶健康狀況和文化程度變量顯著促進(jìn)農(nóng)戶向高度非農(nóng)化發(fā)展。劉晨芳等[9]探討在不同生計(jì)資本差異下農(nóng)地整治對(duì)農(nóng)戶生計(jì)策略的影響效用，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地整治對(duì)傳統(tǒng)兼業(yè)型、現(xiàn)代兼業(yè)型、非農(nóng)兼業(yè)型農(nóng)戶生計(jì)策略有顯著影響，農(nóng)地整治促進(jìn)了農(nóng)戶生計(jì)多樣化。陳良敏等[10]通過(guò)Probit模型、多項(xiàng)選擇模型分析了農(nóng)戶生計(jì)策略變化的因素發(fā)現(xiàn)，自然資本、人力資本、物質(zhì)資本、金融資本、族群歸屬以及自然條件等因素均不同程度、不同方向影響農(nóng)戶兼業(yè)變化?！颈狙芯壳腥朦c(diǎn)】現(xiàn)有的研究主要關(guān)注農(nóng)戶個(gè)體和家庭特征，人力資本、社會(huì)資本、金融資本等對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化趨勢(shì)的影響，而選擇甘肅省石羊河流域農(nóng)戶個(gè)體家庭特征、以及社會(huì)心理資本對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化影響研究的文獻(xiàn)較少。需分析甘肅省石羊河流域農(nóng)戶兼業(yè)分化趨勢(shì)的影響因素，研究農(nóng)戶兼業(yè)分化程度的綜合影響因素?！緮M解決的關(guān)鍵問(wèn)題】運(yùn)用實(shí)地調(diào)研、農(nóng)戶問(wèn)卷調(diào)查和文獻(xiàn)資料檢索獲得數(shù)據(jù)，采用probit模型以及有序probit模型，從農(nóng)戶個(gè)體、家庭特征以及人力資本、社會(huì)文化資本和心理資本綜合和指標(biāo)，以甘肅省石羊河流域農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，分析農(nóng)戶兼業(yè)分化趨勢(shì)的影響因素。

1 材料與方法

1.1 材料

研究所選樣本區(qū)域?yàn)槭蚝恿饔蛳嚓P(guān)縣域。流域內(nèi)生態(tài)環(huán)境較為脆弱，流域內(nèi)出現(xiàn)不同程度的土地沙化、植被退化等趨勢(shì)，是干旱區(qū)內(nèi)陸河流域較為典型的生態(tài)退化區(qū)域，于2018年7月、2019年5月對(duì)石羊河流域古浪縣、涼州區(qū)、民勤縣、天?？h、永昌縣、金川區(qū)等7個(gè)縣域進(jìn)行隨機(jī)抽樣調(diào)查與訪談。2次抽樣共獲得837份問(wèn)卷，有效問(wèn)卷756份，有效率為90.32%。問(wèn)卷數(shù)量和有效性符合調(diào)查擬達(dá)到的預(yù)期目標(biāo)。

1.2 方法

通過(guò)定量分析，研究農(nóng)戶兼業(yè)分化行為的影響因素，借鑒已有研究成果（潘林2018），陳曉紅[6]劃分方法，計(jì)算農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入占家庭總收入的比值大小將兼業(yè)化程度劃分為純農(nóng)戶、一兼農(nóng)戶、二兼農(nóng)戶。其中純農(nóng)戶為家庭的該比值介于[0，0.1]之間的農(nóng)戶，一兼農(nóng)戶為家庭的該比值介于[0.1，0.5]之間的農(nóng)戶，二兼農(nóng)戶為家庭的該比值介于[0.5，1]之間的農(nóng)戶。采用排序模型（有序probit模型）、二值選擇模型（probit模型），通過(guò)兩個(gè)類型模型的量化分析，從整體上（有序probit模型）和分層次上（probit模型）把握變量間的相互關(guān)系。

1.2.1 排序模型

排序模型建立在對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度高低基礎(chǔ)上，純農(nóng)戶賦值為“1”，一兼農(nóng)戶賦值為“2”，二兼農(nóng)戶賦值為“3”，有序Probit模型形如以下方程：

開始Y1*是無(wú)法觀測(cè)的。觀測(cè)到的是：Y=1，如果Y1*≤μ1，Y=2，如果μ1＜≤μ2，Y=3，如果μ2＜Y1*。假設(shè)μ服從正態(tài)分布，并且標(biāo)準(zhǔn)化為服從期望為0，方差為1的正態(tài)分布，可以得到概率：

其中符號(hào)Φ表示正態(tài)分布的概率函數(shù)，即

為了保證所有的概率都是正的，必須有：0＜μ1＜μ2。

1.2.2 二值選擇模型

probit模型是典型的離散選擇模型之一，該模型能夠避免變量相互作用的不確定性導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。為了使y的預(yù)測(cè)值介于[0，1]之間，在給定x的情況下，考慮y的兩點(diǎn)分布概率：

如果F（Xij，β），為“邏輯分布”的累積分布函數(shù)，則

P對(duì)應(yīng)是農(nóng)戶所屬兼業(yè)類型（純農(nóng)戶、一兼農(nóng)戶、二兼農(nóng)戶）概率，根據(jù)本研究的定義，農(nóng)戶面對(duì)每一種兼業(yè)類型都存在兩種結(jié)果，即Y=1（屬于該兼業(yè)類型）或y=0（不屬于該兼業(yè)類型），是否屬于該兼業(yè)類型與農(nóng)戶息息相關(guān)的人力資本、個(gè)體特征、家庭特征、社會(huì)文化資本、心理資本等變量類型有關(guān)。假設(shè)這些解釋變量都包括在向量x中，則可以建立以下方程式：

式（6）、（7）、（8）中Yi C、Yi y、Yi

e分別表示第i個(gè)農(nóng)戶所屬的兼業(yè)類型（純農(nóng)戶、一兼農(nóng)戶、二兼農(nóng)戶），其中γ0、v0、?0為方程截距，φj、κj、ηj為自變量的回歸系數(shù)，εi、πi、λi為隨機(jī)誤差項(xiàng)，j為變量編號(hào)，n為自變量個(gè)數(shù)。

1.2.3 指標(biāo)體系構(gòu)建

被解釋變量為農(nóng)戶兼業(yè)分化程度，使用有序probit模型與probit模型，對(duì)應(yīng)的被解釋變量分別為兼業(yè)分化度與純農(nóng)戶、一兼農(nóng)戶、二兼農(nóng)戶。在有序probit模型中，兼業(yè)分化度依據(jù)上文分析作如下賦值：純農(nóng)戶=1；一兼農(nóng)戶=2；二兼農(nóng)戶=3，在probit模型中，三個(gè)變量類型都采取0～1二元離散型變量。純農(nóng)戶類型中，取值1代表“是純農(nóng)戶”，取值0代表“非純農(nóng)戶”，一兼農(nóng)戶與二兼農(nóng)戶與此定義類似。

自變量分為以下幾個(gè)方面：

第一組為人力資本變量，包括：健康狀況、文化程度、農(nóng)技培訓(xùn)；

第二組為個(gè)體特征變量，包括：性別、年齡、婚姻狀況；

第三組為家庭特征變量，包括：勞動(dòng)力人數(shù)、人均耕地面積；

第四組為社會(huì)文化資本變量，包括：圖書室、文化活動(dòng)場(chǎng)、糧食補(bǔ)貼、鄰里關(guān)系；

第五組為心理資本變量，包括：生活滿意度、環(huán)境滿意度。表1

表1 變量性質(zhì)Table 1 Description of the nature of the variables

1.2.4 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述

依據(jù)指標(biāo)體系，對(duì)樣本數(shù)據(jù)相關(guān)變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，研究區(qū)域純農(nóng)戶、一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶占比分別為17.94%、32.17%、49.89%；二兼農(nóng)戶占比最多，占據(jù)近50%的比例。

1.2.5 不同兼業(yè)農(nóng)戶基于年齡的異質(zhì)性分析

使用核密度函數(shù)刻畫年齡的分布，計(jì)量核密度估計(jì)。

其中，函數(shù)K（·）稱為“核函數(shù)”（kernel function），選擇高斯核函數(shù)（Gaussian kernel），h為“帶寬”（bandwidth），在核密度估計(jì)中窗寬的選擇對(duì)于模型的擬合效果有直接影響，其選擇遠(yuǎn)比核函數(shù)的選擇更重要，采用最優(yōu)窗寬為：，在stata14.0中，h的最優(yōu)核默認(rèn)為“伊番科尼科夫核”（Epanechnikov or quadratic），研究中取窗寬值為h=2.5753。根據(jù)收集的樣本，估計(jì)核密度。年齡在40歲至50歲具有較為集中的趨勢(shì)，具有明顯的尖峰分布，其他年齡階段基本符合正態(tài)分布，與實(shí)際經(jīng)驗(yàn)契合。

使用箱形圖分析不同兼業(yè)農(nóng)戶基于年齡的異質(zhì)性，純農(nóng)戶的年齡中位數(shù)最低，一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶的中位數(shù)基本持平，純農(nóng)戶的年齡分布離散程度最近，一兼農(nóng)戶年齡分布離散程度居中，二兼農(nóng)戶年齡分布離散程度最高，隨著農(nóng)戶兼業(yè)分化程度的提高，農(nóng)戶年齡的離散程度也會(huì)提高。

1.3 數(shù)據(jù)處理

研究使用stata14.0對(duì)所選用的變量先做有序probit回歸再進(jìn)行probit回歸。模型1、模型3、模型5、模型7是全變量進(jìn)行回歸，模型2、4、6、8是在此基礎(chǔ)上對(duì)顯著變量進(jìn)行回歸。排序模型得到模型1和模型2，可從整體趨勢(shì)上分析農(nóng)戶兼業(yè)分化程度，其余模型均為二值選擇模型，分別展示純農(nóng)戶、一兼農(nóng)戶、二兼農(nóng)戶的回歸結(jié)果。

2 結(jié)果與分析

2.1 個(gè)體特征對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度影響

研究表明，性別在1%顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈負(fù)向影響；年齡在10%及5%顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈正向促進(jìn)作用；婚姻狀況在1%顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈顯著負(fù)向影響。從二值選擇模型看，性別在1%顯著性水平上對(duì)純農(nóng)戶呈正向作用，對(duì)二兼農(nóng)戶呈負(fù)向作用；年齡在1%顯著性水平上對(duì)純農(nóng)戶呈負(fù)向作用，對(duì)一兼農(nóng)戶呈正向作用；婚姻在5%或10%顯著性水平上對(duì)一兼農(nóng)戶呈正向作用，在1%顯著性水平上對(duì)二兼農(nóng)戶呈負(fù)向作用。性別對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度具有一定抑制作用。年齡對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度具有正向促進(jìn)作用，因調(diào)查對(duì)象評(píng)價(jià)年齡在44歲左右，正處于家庭生計(jì)壓力較大時(shí)期，需要兼業(yè)化來(lái)增加家庭非農(nóng)收入；婚姻對(duì)農(nóng)戶兼職分化具有一定的束縛作用，這種束縛體現(xiàn)在結(jié)婚能夠正向促進(jìn)家庭成為一兼農(nóng)戶而抑制家庭進(jìn)一步發(fā)展為二兼農(nóng)戶。表2，圖1

圖1 年齡的核密度與正態(tài)密度估計(jì)Fig.1 Kernel density and normal density estimates for age

2.2 家庭特征對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度影響

研究表明，家庭勞動(dòng)力人數(shù)在1%顯著性水平上正向促進(jìn)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度。二值選擇模型中，家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)純農(nóng)戶在10%或5%顯著性水平和對(duì)一兼農(nóng)戶在5%或1%顯著性水平上均呈負(fù)向影響，對(duì)二兼農(nóng)戶在1%顯著性水平上呈正向影響。家庭勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)農(nóng)戶從事非農(nóng)生產(chǎn)具有重要影響作用，但在以農(nóng)業(yè)為主導(dǎo)的農(nóng)戶家庭，對(duì)從事農(nóng)業(yè)拉動(dòng)力的需求依然十分明顯。

2.3 人力資本對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度影響

研究表明，農(nóng)技培訓(xùn)在1%的顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼職分化程度具有負(fù)向影響；農(nóng)技培訓(xùn)在1%的顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶，負(fù)向影響一兼農(nóng)戶。農(nóng)技培訓(xùn)一定程度上能夠提高農(nóng)戶獲得農(nóng)業(yè)收入的積極性。在二值選擇模型中，健康狀況對(duì)二兼農(nóng)戶在10%的顯著性水平上呈負(fù)向影響，文化程度在10%或5%顯著性水平上對(duì)一兼農(nóng)戶呈正向影響。表2

2.4 社會(huì)文化資本對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度影響

研究表明，圖書室在10%或1%顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈正向作用，文化活動(dòng)場(chǎng)在1%顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈負(fù)向作用，糧食補(bǔ)貼在10%顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈負(fù)向作用，鄰里關(guān)系在10%或5%顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈負(fù)向作用。在二值選擇模型中，圖書室在10%或5%顯著性水平上對(duì)純農(nóng)戶呈負(fù)向作用，文化廣場(chǎng)在1%顯著性水平上對(duì)純農(nóng)戶呈正向作用，在1%顯著性水平上對(duì)二兼農(nóng)戶呈負(fù)向作用，糧食補(bǔ)助在5%顯著性水平上對(duì)二兼農(nóng)戶呈負(fù)向作用，鄰里關(guān)系在10%或1%顯著性水平上對(duì)二兼農(nóng)戶呈負(fù)向作用。圖書室能夠正向促進(jìn)農(nóng)戶兼業(yè)分化，對(duì)純農(nóng)戶有負(fù)向作用，但不顯著影響一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶，圖書室能夠提升農(nóng)戶視野與就業(yè)技能，但對(duì)純農(nóng)戶兼業(yè)分化并未產(chǎn)生重要影響。文化廣場(chǎng)的作用則與圖書室的作用方向相反。鄰里關(guān)系對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度也起到顯著的負(fù)向影響，鄰里關(guān)系越好，農(nóng)戶越趨向于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，并在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中鄰里互幫互助。表2，圖2

表2 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Descriptive statistics of sample data

2.5 心理資本對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度影響

研究表明，農(nóng)戶家庭生活滿意度在1%的顯著水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈正向影響，農(nóng)戶環(huán)境滿意度在10%顯著水平上對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈負(fù)向影響。在二值選擇模型中，農(nóng)戶家庭生活滿意度在1%顯著水平上對(duì)純農(nóng)戶呈負(fù)向作用，在10%或5%顯著水平上對(duì)二兼農(nóng)戶呈正向作用；農(nóng)戶環(huán)境滿意度在10%或5%顯著水平上對(duì)一兼農(nóng)戶呈正向作用，在1%顯著水平上對(duì)二兼農(nóng)戶呈負(fù)向作用。農(nóng)戶家庭生活滿意度與環(huán)境滿意度對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度作用方向相反，農(nóng)活生活滿意度提高有利于農(nóng)戶外出從業(yè)，增加非農(nóng)收入；農(nóng)戶對(duì)環(huán)境滿意度的提高，有利于提升農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的自身意愿。圖2

圖2 不同兼業(yè)農(nóng)戶樣本的年齡箱形分布Fig.2 Age box plot distribution of samples of different part-time farmers

3 討論

研究表明，人力資本是農(nóng)戶兼業(yè)分化程度的顯著影響因素，其中農(nóng)技培訓(xùn)對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度有顯著負(fù)向作用，與潘林等[9]研究結(jié)論具有一致性，但健康狀況和文化程度對(duì)純農(nóng)戶非農(nóng)化程度并未產(chǎn)生顯著影響，潘林等[9]研究結(jié)論又不一致，身體健康與文化水平對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度的影響在生態(tài)脆弱沙化地區(qū)有別于其他地區(qū)，尤其是農(nóng)戶較低的教育水平尚不能有效成為其從事非農(nóng)生產(chǎn)的行為選擇的內(nèi)在動(dòng)力。在個(gè)體與家庭特征方面，年齡和家庭勞動(dòng)力人數(shù)正向促進(jìn)家庭兼業(yè)分化，隨著農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力人數(shù)的增加，能夠有效促進(jìn)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度提高，性別和婚姻狀況對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度呈負(fù)向作用，與李楠[12]研究的結(jié)論具有一定的相似性，但也有一定的差異性。在社會(huì)文化資本中，圖書室有利于提高農(nóng)戶知識(shí)水平，提高就業(yè)技能和拓展非農(nóng)就業(yè)途徑，所以圖書室存在能夠正向促進(jìn)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度，與李楠[12]研究的結(jié)論具有相似性。已有的研究鮮有把心理資本作為解釋變量，研究將農(nóng)戶心理資本作為農(nóng)戶兼業(yè)分化程度影響的解釋變量。研究發(fā)現(xiàn)家庭生活滿意度和環(huán)境滿意度對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度具有相反的作用，生活滿意度越高越有利于激勵(lì)農(nóng)戶拓展非農(nóng)業(yè)收入渠道，能夠促進(jìn)農(nóng)戶兼業(yè)分化，而環(huán)境滿意度越高越有利于增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)土地經(jīng)營(yíng)收入的投入，而專心從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)。

4 結(jié)論

4.1 性別對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.552，呈顯著負(fù)向影響，年齡對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為0.007 82，呈顯著正向影響，婚姻狀況對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.630，呈顯著負(fù)向影響。家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為0.248，正向促進(jìn)農(nóng)戶兼業(yè)。家庭人均耕地面積對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.001 31，無(wú)論是從總體趨勢(shì)上還是農(nóng)戶各個(gè)兼業(yè)類別上均無(wú)顯著影響。農(nóng)技培訓(xùn)對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.463，具有顯著負(fù)向影響，健康狀況對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.159，呈顯著負(fù)向影響，文化程度對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.022 3，一定條件下呈負(fù)向影響。圖書室對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為0.182，呈顯著正影響，文化廣場(chǎng)對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.531，呈顯著負(fù)向影響，糧食補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為0.202，呈顯著負(fù)向影響，鄰里關(guān)系對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.135，呈顯著負(fù)向影響。農(nóng)戶家庭生活滿意度對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為0.157呈顯著正向影響，農(nóng)戶環(huán)境滿意度對(duì)農(nóng)戶兼業(yè)分化程度為-0.102，呈顯著負(fù)向影響。

4.2 性別在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶和一兼農(nóng)戶，負(fù)向影響二兼農(nóng)戶；年齡在顯著性水平上負(fù)向影響純農(nóng)戶，正向影響一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶；婚姻狀況在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶和一兼農(nóng)戶，負(fù)向影響二兼農(nóng)戶。家庭勞動(dòng)力人數(shù)在顯著性水平上負(fù)向影響純農(nóng)戶和一兼農(nóng)戶，正向影響二兼農(nóng)戶；家庭人均耕地面積在顯著性水平上負(fù)向影響純農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶，正向影響一兼農(nóng)戶。農(nóng)技培訓(xùn)在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶，負(fù)向影響一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶；健康狀況在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶和一兼農(nóng)戶，負(fù)向影響二兼農(nóng)戶；文化程度在顯著性水平上負(fù)向影響純農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶，正向影響一兼農(nóng)戶。圖書室在顯著性水平上負(fù)向影響純農(nóng)戶，正向影響一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶；文化廣場(chǎng)在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶，負(fù)向影響一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶；糧食補(bǔ)貼在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶和一兼農(nóng)戶，負(fù)向影響二兼農(nóng)戶；鄰里關(guān)系在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶和一兼農(nóng)戶，負(fù)向影響二兼農(nóng)戶。農(nóng)戶家庭生活滿意度在顯著性水平上負(fù)向影響純農(nóng)戶，正向影響一兼農(nóng)戶和二兼農(nóng)戶；農(nóng)戶環(huán)境滿意度在顯著性水平上正向影響純農(nóng)戶和一兼農(nóng)戶，負(fù)向影響二兼農(nóng)戶。

表3 農(nóng)戶兼業(yè)分化程度的回歸估計(jì)Table 3 Regression Estimation of the Degree of Farmers'Concurrent Occupation divisions