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摘要：本文基于多元线性回归模型，对甘肃省700个农户收入及其来源的调查问卷进行分析，探讨影响农民家庭收入的构成因素。实证结果表明：劳动力年内从事各种行业的时间、农户家庭物质资本投资、农户家庭人力资本投资、家庭成员中受教育程度以及参加专业农村经济合作组织对农户的家庭总收入均有正向的影响，而粮食播种面积比率、家庭税费比率和离最近县城的距离均与农户总收入呈负相关关系。本文在此基础上，分析其可能成因，并提出相应对策建议。
关键词：农户收入多元线性回归模型计量分析
农户收入一直是农户经济行为研究中的重点问题。农民增收已成为各级政府工作的重中之重。农户收入受到多种复杂因素的共同影响，尤其是我国经济发展不平衡以及存在地域分割的情况下，各个地区对农户收入的影响因素不具有普适性。西部农村作为中国最落后的地区，是否经历了与全国农村相同的变化，变化趋势如何，这方面的研究较少。同时，很多影响因素只能作定性分析而难于进行定量分析。本文选取个别重要变量建模，通过对甘肃省700个农户的收入及其来源的问卷调查数据进行多元线性回归模型分析，了解西部地区影响农民家庭收入的各方面因素，并在此基础上提出促进农民增收的相关政策建议。
一、数据来源及指标说明
本研究采用随机抽样，在甘肃省各县农户中抽取符合条件的样本对象，以匿名问卷调查方式进行调查。本文应用2009年我们开展的“甘肃省农户收入调查”中的相关数据，设计了如下指标：
(一)纯收入(income)：农村住户本年从各个来源得到的纯收入总和，包括工资性收入、家庭经营收入、财产性收入、转移性收入。在这里，我们取收入的对数形式作为回归方程的因变量。由于样本中有几户纯收入为负，我们在做回归模型时将他们排除在外。
(二)总时间(time)：劳动力年内从事各种行业的时间。包括从事农业劳动的时间和从事非农业劳动的时间。
(三)家庭物质资本投资力：综合反映了农户生产经营的投资现状及投资潜力。分为两类四个子变量：1反映生产投资现状的家庭经营费用支出(input)和生产性固定资产原值(pfv)；2反映投资潜力的农户期末实际经营的土地面积(1and)和农户期末金融资产余额(fcv)。为了避免多重共线性，我们把pvf和fcv放在一起合为一个解释变量进行分析。
(四)家庭人力资本投资力：综合反映了农户中劳动力的素质情况以及在家庭教育方面的投资。
1 外出打工的劳动力数量(labor)：指农户家庭中出门在外从事各种行业的劳动力数量。
2 农户家庭中个体的最高受教育年限(Years of e—ducation)：指的是在一个农户家庭中，个体所受教育的年限。综合各方面的因素，考虑到农户所报告的受教育年限很有可能被高估(譬如，高中辍学的仍然报告为高中水平)。我们对各个学历所赋予的受教育年限如下，不识字或识字很少按2年折算，小学5年，初中8年，高中12年，中专14年，大专16年。
(五)家庭税费负担率(tax)：tax=(农户家庭税费支出／农户家庭纯收入)。
(六)粮食播种面积比率(rice)：rice=【粮食播种面积，(粮食播种面积+经济作物播种面积)】。
(七)与最近县城的距离(distance)：由于我们只有距最近县城距离的村个数，我们给各个农户与最近县城的距离进行赋值，在20公里以上的村的农户均赋值为20.10-20公里的赋值为15.5-10公里的赋值为8.2-5公里的赋值为3，2公里以下的赋值为1。
(八)是否参加专业性经济合作组织(x27)：这是一个虚拟变量，参加专业性经济合作组织的农户为1，未参加的为0。
二、农民收入影响因素的回归分析
(一)建立多元回归模型
本文的目标是研究农村居民收人的物质资本和人力资本贡献函数，使用多元线性回归模型进行回归：
(二)模型的检验和分析
1 数值型变量的分布，见表1。
2 回归模型的分析。
运用OLS方法对模型进行分析，结果如表2。
第1列我们进行了常规的OLS回归分析，第2列我们使用了WLS的稳健性回归分析，第3列是我们求出的标准化系数，以探讨各影响因素的相对重要程度。
以上的回归结果均是在通过STATA 10软件进行验证后得出的最佳解释变量。通过对模型的检验和分析。得出以下几点：
1 劳动力年内从事各种行业的时间对农户的收入有正向的影响。由以上回归结果可以看出，劳动力年内从事各种行业的时间每增加1个单位，农户的收入将相应地增加0.11％，在统计学上呈1％的显著性差异水平。土地、资本、劳动力是农业生产的三大要素，本研究的回归分析结果刚好印证了这个结论。对比表2第3列中各个标准化的系数，可以看出劳动力对农民增收有着比较重要的影响。这个结果可以用投入一产出的经济理论来解释：我们把劳动力年内从事各种行业的时间看作是一种投入，而把劳动收入看成是一种产出，劳动力的劳动时间越长代表越高的投入，在其他条件相同的情况下则获得更多的产出。
本研究将劳动力从事各种行业的时间分解为从事农业活动的时间和从事非农业活动的时间，然后对其进行回归，发现农业活动和非农业活动对农户家庭收入的偏效应虽然都是正的，但它们的大小明显不同。劳动力从事非农业活动带来的收益约等于从事农业活动所取得的收益的2倍。反映了农业相较其它行业而言有较低的产出效应，因此靠非农业增收已成为农村家庭更优的选择。
2 农户家庭物质资本投资力对其收入无显著影响。对比各个解释变量标准化后的回归系数，我们发现家庭物资资本投资力标准化后的回归系数仅为0.0347，这就意味着家庭经营费用支出每增加1个标准差，家庭收入只能增加0.0347个标准差，这与资本是最为重要的生产资料这一事实并不相符。但考虑到采用的因变量是已经去除各种投入影响的农户纯收入，且在自变量中没有加入农户资本投入，我们可以认为，农民的资本投入对家庭总收入有显著影响，但对农户纯收入则影响不大。这一假设在采用农户年总收入作为因变量的回归模型中得到了验证。由于样本的限制，我们无法得到农民资本投入总量的数据，因此资本投入对农民纯收入的增加没有影响，这一假设还有待进一步验证。
3 农户家庭人力资本投资力对收入有正向的影响。外出打工的劳动力数量对家庭收入的影响系数为0.0857，在统计学上呈1％的显著性水平。即家庭外出打工的劳动力数量每增加1个，家庭收入将有8％的增加。可见，外出打工已成为影响农户收入的重要原因。另外，由于农民外出打工往往从事的是第二、三产业中的建筑业、服务业，它们都具有比农业活动更高的产出效应，因此能获得比从事农业活动更高的回报。农业活动与非农业活动之间巨大的投入一产出差异直接导致近些年来农民纷纷离乡外出打工，产生“民 工潮”。
农户家庭中个体的最高受教育年限对家庭收入有正向的影响。家庭成员中受教育程度最高的个体对家庭的决策有很重要的影响。根据回归结果，它的系数为0.0148，这说明劳动力教育程度每提高1年，家庭收入将有1.48％的提高，并且在统计学上呈5％的显著性差异水平。证明教育对农民增收有较显著的影响。至于为什么系数偏小，其原因可能是由于西部地区位置较为偏远，农户受教育程度大都不高，收入大都处于同一水平线上。
4 粮食播种面积比率对家庭收入有着负向的影响。根据回归的结果，我们发现粮食播种面积比率越高，家庭收入越低，其对家庭收入影响的标准化回归系数为－0.0661，说明粮食播种面积比率每增加1个标准差，家庭收入将减少－0.0661个标准差，表明单纯种植粮食作物对家庭收入的增长作用不大，甚至对于很多农村家庭来说是亏本的。一方面，由于农资价格飞涨。农民的投入急剧增加；另一方面，虽然国家一再提高粮食收购价格。并对种粮农民进行补贴，但大部分利润被中间商及农业企业所获取，农民无法享受到政策所带来的好处。从分析结果中我们得出，农户只有种植多元化才能增加家庭收入，尤其是种植经济作物或当地富有特色的作物，可以给农民带来更高的回报。
5 家庭税费比率对家庭收入有很明显的负向影响。其标准化后的系数为－0.3108，说明家庭税费比率每增加1个标准差单位，家庭收入将下降-0.3108个标准差的单位，过重的税费负担将导致农民增收困难，甚至会带来农户家庭收入的负增长。虽然2006年后全国农业税已经取消，但是各种名目繁多的费用在农村仍然层出不穷，农民仍然面临着较大的税费压力。
6 与县城的最近距离对家庭收入有负向的影响。其对家庭收入偏效应大约为－0.0169，也就是说，与县城的最近距离每增加1个单位，家庭收入将减少1.69％，反映了区位在影响农户收入方面的重要作用。距离县城近。对于农户来说是一个先天的优势资源。县城往往是一个地区的经济、文化、交通、信息中心，距县城近的农户可以更好地利用县城的各种资源，对农户的收入有着明显的促进作用。距离县城越近的农户越容易享受到县城所带来的各种正外部性影响，因此越来越多的农户愿意搬到距离县城较近的地方。这一结论为推进农村的城镇化建设提供了客观依据。
7 参加专业的农村经济合作组织对家庭收入有正向的影响。这是我们加入的一个虚拟变量，其标准化后的系数为0.1552，说明参加专业农村经济合作组织后家庭收入将增加0.1552个标准差。专业农村经济合作组织能给农户带来各方面的指导，并且能降低单个家庭在市场进行交易时所面临的风险，增加农户对市场的应对能力，有助于促进农民增收。但参与率极低，本组研究数据的700个受调查农户中仅有3个农户参加了专业农村经济合作组织。这一方面说明农民还没有意识到参加专业农村经济合作组织的好处，参与热情不高：另一方面反映出政府在提供公共服务方面的缺位。在目前农民普遍知识文化水平不高，大有潜力可挖的情况下。引导农户参加专业农村经济合作组织对政府和农户是双赢的事情，值得大力发展。
三、结论及建议
由上述结果我们可以看出，劳动力年内从事各种行业的时间、农户家庭物质资本投资力、农户家庭人力资本投资力、家庭成员中受教育程度以及参加专业农村经济合作组织对农户的家庭总收入均有正向的影响，而粮食播种面积比率、家庭税费比率和与最近县城的距离均与农户总收入呈负相关关系。由此，我们提出以下政策建议：
(一)完善农民外出打工的渠道，使农民外出打工更加方便，同时运用各种手段保障农民工的收入，有效促进农村家庭收入的增加。
(二)教育水平的提高对农户收入水平的提高有着积极的影响，加大对农村教育的投入，保障农民子女受教育的权利，创建一个公平的教育环境，提高劳动力受教育程度，可以切实促进农户增收。
(三)大力发展农村的专业经济合作组织，鼓励农民自愿加入，努力为农民提供各方面的指导性意见，增强农民的市场地位，从而促进农民增收。
(四)降低农户的税费负担是增加农户家庭收入的重要措施。政府应完善相关税费改革措施，健全农村财政体制，切实减轻农民负担，努力促进农民增收。
参考文献：
[1]薛宇峰，中国农村收入分配的不平等及其地区差异，中国农村经济，2005(5).
[2]王凤，中国农民收入增长决定因素的经济学分析，经济学家，2005(5).
[3]郭建军gZ阶段中国农民收入增长特征、面临的矛盾和对策，中国农村经济，2001(6).
[4]王春超，增加农民收入的关键因素及主要对策一一以湖北省为例的研究，经济世界，2004(1).
[5]张晓辉，中国农村居民收入分配实证描述及变化分析，中国农村经济，2001(6).
[6]高梦滔，劳动力性别比例与农户长期收入：中国的经验证据，中国经济研究中心发展论坛工作论文No，FC20050068，2005.
[7]李实，中国农村劳动力流动与收入增长和分配，中国社会科学，1999(2).
关键词：农户收入多元线性回归模型计量分析
农户收入一直是农户经济行为研究中的重点问题。农民增收已成为各级政府工作的重中之重。农户收入受到多种复杂因素的共同影响，尤其是我国经济发展不平衡以及存在地域分割的情况下，各个地区对农户收入的影响因素不具有普适性。西部农村作为中国最落后的地区，是否经历了与全国农村相同的变化，变化趋势如何，这方面的研究较少。同时，很多影响因素只能作定性分析而难于进行定量分析。本文选取个别重要变量建模，通过对甘肃省700个农户的收入及其来源的问卷调查数据进行多元线性回归模型分析，了解西部地区影响农民家庭收入的各方面因素，并在此基础上提出促进农民增收的相关政策建议。
一、数据来源及指标说明
本研究采用随机抽样，在甘肃省各县农户中抽取符合条件的样本对象，以匿名问卷调查方式进行调查。本文应用2009年我们开展的“甘肃省农户收入调查”中的相关数据，设计了如下指标：
(一)纯收入(income)：农村住户本年从各个来源得到的纯收入总和，包括工资性收入、家庭经营收入、财产性收入、转移性收入。在这里，我们取收入的对数形式作为回归方程的因变量。由于样本中有几户纯收入为负，我们在做回归模型时将他们排除在外。
(二)总时间(time)：劳动力年内从事各种行业的时间。包括从事农业劳动的时间和从事非农业劳动的时间。
(三)家庭物质资本投资力：综合反映了农户生产经营的投资现状及投资潜力。分为两类四个子变量：1反映生产投资现状的家庭经营费用支出(input)和生产性固定资产原值(pfv)；2反映投资潜力的农户期末实际经营的土地面积(1and)和农户期末金融资产余额(fcv)。为了避免多重共线性，我们把pvf和fcv放在一起合为一个解释变量进行分析。
(四)家庭人力资本投资力：综合反映了农户中劳动力的素质情况以及在家庭教育方面的投资。
1 外出打工的劳动力数量(labor)：指农户家庭中出门在外从事各种行业的劳动力数量。
2 农户家庭中个体的最高受教育年限(Years of e—ducation)：指的是在一个农户家庭中，个体所受教育的年限。综合各方面的因素，考虑到农户所报告的受教育年限很有可能被高估(譬如，高中辍学的仍然报告为高中水平)。我们对各个学历所赋予的受教育年限如下，不识字或识字很少按2年折算，小学5年，初中8年，高中12年，中专14年，大专16年。
(五)家庭税费负担率(tax)：tax=(农户家庭税费支出／农户家庭纯收入)。
(六)粮食播种面积比率(rice)：rice=【粮食播种面积，(粮食播种面积+经济作物播种面积)】。
(七)与最近县城的距离(distance)：由于我们只有距最近县城距离的村个数，我们给各个农户与最近县城的距离进行赋值，在20公里以上的村的农户均赋值为20.10-20公里的赋值为15.5-10公里的赋值为8.2-5公里的赋值为3，2公里以下的赋值为1。
(八)是否参加专业性经济合作组织(x27)：这是一个虚拟变量，参加专业性经济合作组织的农户为1，未参加的为0。
二、农民收入影响因素的回归分析
(一)建立多元回归模型
本文的目标是研究农村居民收人的物质资本和人力资本贡献函数，使用多元线性回归模型进行回归：
(二)模型的检验和分析
1 数值型变量的分布，见表1。
2 回归模型的分析。
运用OLS方法对模型进行分析，结果如表2。
第1列我们进行了常规的OLS回归分析，第2列我们使用了WLS的稳健性回归分析，第3列是我们求出的标准化系数，以探讨各影响因素的相对重要程度。
以上的回归结果均是在通过STATA 10软件进行验证后得出的最佳解释变量。通过对模型的检验和分析。得出以下几点：
1 劳动力年内从事各种行业的时间对农户的收入有正向的影响。由以上回归结果可以看出，劳动力年内从事各种行业的时间每增加1个单位，农户的收入将相应地增加0.11％，在统计学上呈1％的显著性差异水平。土地、资本、劳动力是农业生产的三大要素，本研究的回归分析结果刚好印证了这个结论。对比表2第3列中各个标准化的系数，可以看出劳动力对农民增收有着比较重要的影响。这个结果可以用投入一产出的经济理论来解释：我们把劳动力年内从事各种行业的时间看作是一种投入，而把劳动收入看成是一种产出，劳动力的劳动时间越长代表越高的投入，在其他条件相同的情况下则获得更多的产出。
本研究将劳动力从事各种行业的时间分解为从事农业活动的时间和从事非农业活动的时间，然后对其进行回归，发现农业活动和非农业活动对农户家庭收入的偏效应虽然都是正的，但它们的大小明显不同。劳动力从事非农业活动带来的收益约等于从事农业活动所取得的收益的2倍。反映了农业相较其它行业而言有较低的产出效应，因此靠非农业增收已成为农村家庭更优的选择。
2 农户家庭物质资本投资力对其收入无显著影响。对比各个解释变量标准化后的回归系数，我们发现家庭物资资本投资力标准化后的回归系数仅为0.0347，这就意味着家庭经营费用支出每增加1个标准差，家庭收入只能增加0.0347个标准差，这与资本是最为重要的生产资料这一事实并不相符。但考虑到采用的因变量是已经去除各种投入影响的农户纯收入，且在自变量中没有加入农户资本投入，我们可以认为，农民的资本投入对家庭总收入有显著影响，但对农户纯收入则影响不大。这一假设在采用农户年总收入作为因变量的回归模型中得到了验证。由于样本的限制，我们无法得到农民资本投入总量的数据，因此资本投入对农民纯收入的增加没有影响，这一假设还有待进一步验证。
3 农户家庭人力资本投资力对收入有正向的影响。外出打工的劳动力数量对家庭收入的影响系数为0.0857，在统计学上呈1％的显著性水平。即家庭外出打工的劳动力数量每增加1个，家庭收入将有8％的增加。可见，外出打工已成为影响农户收入的重要原因。另外，由于农民外出打工往往从事的是第二、三产业中的建筑业、服务业，它们都具有比农业活动更高的产出效应，因此能获得比从事农业活动更高的回报。农业活动与非农业活动之间巨大的投入一产出差异直接导致近些年来农民纷纷离乡外出打工，产生“民 工潮”。
农户家庭中个体的最高受教育年限对家庭收入有正向的影响。家庭成员中受教育程度最高的个体对家庭的决策有很重要的影响。根据回归结果，它的系数为0.0148，这说明劳动力教育程度每提高1年，家庭收入将有1.48％的提高，并且在统计学上呈5％的显著性差异水平。证明教育对农民增收有较显著的影响。至于为什么系数偏小，其原因可能是由于西部地区位置较为偏远，农户受教育程度大都不高，收入大都处于同一水平线上。
4 粮食播种面积比率对家庭收入有着负向的影响。根据回归的结果，我们发现粮食播种面积比率越高，家庭收入越低，其对家庭收入影响的标准化回归系数为－0.0661，说明粮食播种面积比率每增加1个标准差，家庭收入将减少－0.0661个标准差，表明单纯种植粮食作物对家庭收入的增长作用不大，甚至对于很多农村家庭来说是亏本的。一方面，由于农资价格飞涨。农民的投入急剧增加；另一方面，虽然国家一再提高粮食收购价格。并对种粮农民进行补贴，但大部分利润被中间商及农业企业所获取，农民无法享受到政策所带来的好处。从分析结果中我们得出，农户只有种植多元化才能增加家庭收入，尤其是种植经济作物或当地富有特色的作物，可以给农民带来更高的回报。
5 家庭税费比率对家庭收入有很明显的负向影响。其标准化后的系数为－0.3108，说明家庭税费比率每增加1个标准差单位，家庭收入将下降-0.3108个标准差的单位，过重的税费负担将导致农民增收困难，甚至会带来农户家庭收入的负增长。虽然2006年后全国农业税已经取消，但是各种名目繁多的费用在农村仍然层出不穷，农民仍然面临着较大的税费压力。
6 与县城的最近距离对家庭收入有负向的影响。其对家庭收入偏效应大约为－0.0169，也就是说，与县城的最近距离每增加1个单位，家庭收入将减少1.69％，反映了区位在影响农户收入方面的重要作用。距离县城近。对于农户来说是一个先天的优势资源。县城往往是一个地区的经济、文化、交通、信息中心，距县城近的农户可以更好地利用县城的各种资源，对农户的收入有着明显的促进作用。距离县城越近的农户越容易享受到县城所带来的各种正外部性影响，因此越来越多的农户愿意搬到距离县城较近的地方。这一结论为推进农村的城镇化建设提供了客观依据。
7 参加专业的农村经济合作组织对家庭收入有正向的影响。这是我们加入的一个虚拟变量，其标准化后的系数为0.1552，说明参加专业农村经济合作组织后家庭收入将增加0.1552个标准差。专业农村经济合作组织能给农户带来各方面的指导，并且能降低单个家庭在市场进行交易时所面临的风险，增加农户对市场的应对能力，有助于促进农民增收。但参与率极低，本组研究数据的700个受调查农户中仅有3个农户参加了专业农村经济合作组织。这一方面说明农民还没有意识到参加专业农村经济合作组织的好处，参与热情不高：另一方面反映出政府在提供公共服务方面的缺位。在目前农民普遍知识文化水平不高，大有潜力可挖的情况下。引导农户参加专业农村经济合作组织对政府和农户是双赢的事情，值得大力发展。
三、结论及建议
由上述结果我们可以看出，劳动力年内从事各种行业的时间、农户家庭物质资本投资力、农户家庭人力资本投资力、家庭成员中受教育程度以及参加专业农村经济合作组织对农户的家庭总收入均有正向的影响，而粮食播种面积比率、家庭税费比率和与最近县城的距离均与农户总收入呈负相关关系。由此，我们提出以下政策建议：
(一)完善农民外出打工的渠道，使农民外出打工更加方便，同时运用各种手段保障农民工的收入，有效促进农村家庭收入的增加。
(二)教育水平的提高对农户收入水平的提高有着积极的影响，加大对农村教育的投入，保障农民子女受教育的权利，创建一个公平的教育环境，提高劳动力受教育程度，可以切实促进农户增收。
(三)大力发展农村的专业经济合作组织，鼓励农民自愿加入，努力为农民提供各方面的指导性意见，增强农民的市场地位，从而促进农民增收。
(四)降低农户的税费负担是增加农户家庭收入的重要措施。政府应完善相关税费改革措施，健全农村财政体制，切实减轻农民负担，努力促进农民增收。
参考文献：
[1]薛宇峰，中国农村收入分配的不平等及其地区差异，中国农村经济，2005(5).
[2]王凤，中国农民收入增长决定因素的经济学分析，经济学家，2005(5).
[3]郭建军gZ阶段中国农民收入增长特征、面临的矛盾和对策，中国农村经济，2001(6).
[4]王春超，增加农民收入的关键因素及主要对策一一以湖北省为例的研究，经济世界，2004(1).
[5]张晓辉，中国农村居民收入分配实证描述及变化分析，中国农村经济，2001(6).
[6]高梦滔，劳动力性别比例与农户长期收入：中国的经验证据，中国经济研究中心发展论坛工作论文No，FC20050068，2005.
[7]李实，中国农村劳动力流动与收入增长和分配，中国社会科学，1999(2).