增加农民收入的关键因素及主要对策——以湖北省为例的研究，本文主要内容关键词为：湖北省论文,为例论文,农民收入论文,对策论文,关键因素论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放20多年来，中国农业与农村的经济发展取得了举世瞩目的成就。农业生产效率大幅度提高，粮食等主要农产品供给逐年增加，供求矛盾得到了缓解。然而，在农村渐进式改革取得初步成功的同时，却暴露出越来越多的令人忧虑的矛盾和问题。近年来，农民收入增长缓慢的问题成为社会各界关注的焦点。韩长赋（1999）、陈锡文（2001）、林毅夫（2002）等人已经把新阶段农业和农村问题的核心归结为农民收入的增长问题。这可能是由于一方面，从实际情况看，当前农民收入增长所面临的困难严峻，已经成为制约整个国民经济实现良性循环的一大障碍，现时的经济发展急需解决农民的收入问题。另一方面，在收入创造乃至收入来源的理论问题上，我们也迫切需要将现代经济理论运用于现实问题的分析中，以促使理论的进一步发展。因此，无论从现实或是理论的角度讲，对农民收入增长问题的研究都显得意义深远。
实际上，中国农民收入的增长在改革开放以来大致经历了四个阶段：第一阶段，1978—1984年农民收入超常规增长。在农村普遍实行家庭联产承包责任制以后，农民的制度选择集得到大大扩充，由此带来了劳动力激励程度的提高，农民收入迅速增长，促进了农村经济的快速发展。第二阶段，1985—1990年，农民收入在波动中缓慢增长。这一阶段，农业生产的技术基础没有得到多少提高，形成不了生产能力或生产能力下降，同时农业生产要素价格也逐年攀升，非农产业发展受到一定的政策限制，这些因素导致了农民收入在频繁的波动中缓慢增加。第三阶段，1991—1996年农民收入反弹回升。在此期间，政府部门连续两次提高农产品收购价格，加上国家宏观经济形势有利于农村劳动力流动和就业，因此农民收入继续增长。第四阶段，1997年至今农民收入增长进入了一个以极其缓慢增长为主基调的新阶段。本文的研究也正是在此背景下展开。
1997年以来，全国农民收入增长速度呈逐年递减的趋势。1997年农民人均纯收入的环比增长速度为32.5％，1998年骤减为3.5％，1999年为2.2％，2000年为1.9％，2001年增速有所回升但仍然仅有5.0％。1997—2001年，农民人均纯收入的年均增长速度只有2.9％，尚不及同期城镇居民可支配收入年均增长速度7.2％的1/2。由此，城乡居民收入（城镇居民人均可支配收入/农民人均纯收入）的差距也从1997年的2.47倍扩大到2001年的2.90倍（见图1、图2）。
图1 全国1997-2001年城乡居民收入水平比较
注：**代表估计值在1％的显著水平上显著异于零。
图2 1987-2001年农村居民收入增长情况
本文研究的目的是在逐层深入地考察农民收入增长的微观影响因素，农民的非农活动参与行为以及收入增长的宏观影响的基础上探讨决定农民收入增长的关键因素及其解决对策。文章基于湖北省农村居民生活状况的数据资料作出了实证研究。湖北是一个农业大省，农民收入的变动情况，尤其是1997年以来的情况类似于全国农民平均收入水平的波动状况。（见图2）同时，从一般意义上看，湖北农户人均纯收入的分布状况也与全国水平相似，但前者的绝对水平却略低于全国的平均水平，这使得研究湖北农民的收入问题具有代表性和重要意义。
本文的结构安排如下：第二部分，指出本文研究的理论分析框架，对相关文献加以简要评论并提出笔者的基本观点。第三部分，说明本文研究采用的样本及数据。第四部分，从分析影响农民收入的微观因素入手，得出了二个重要结论：第一，农民收入受到非农业劳动时间显著的正向影响。而与此相反，收入却受到农业劳动时间的显著负向影响。由此认为，从微观上对农民收入增长的研究重点在相当大程度上应放在对非农劳动的实证研究上。第二，农民收入受家庭投资力（注：在后面的论述中将会对此指标作出较为详细的评述。）（包括经营投资费用，经营土地面积，生产性固定资产原值和金融资产余额）以及人力资本（包括家庭劳动力和平均受教育年限）的显著影响。第五部分，在前述研究的基础上进一步研究农民非农业活动的参与行为。第六部分，结合前面微观研究的结论，对农民收入的影响因素进行宏观考察。第七部分，综合第四、五、六三个部分的研究，作出结论性评述及政策阐释。
二、理论分析
在传统经济学分析中，收入是一个流量的概念，它由每单位时间既定数量的收入流所组成。在以农户家庭经营为主体的联产承包责任制度之下，农户收入的提高本质上应该关注的是以家庭为生产单位的获得收入流的来源问题。萨伊认为，收入来自生产要求即土地、劳动和资本的市价，而它们的市价同其他物品的市价一样，决定于供给和需求。在这里，供给和需求的对象是生产要素的“生产性服务”：“以收入交换的割与品是什么呢？当然是收入收受者所可能占有的生产手段的生产性服务”（注：参见萨伊：《政治经济学概论》，北京：商务印书馆1963年版，第326页。）这个生产性服务是他在财富论中所说的，土地、劳动和资本协同动作为生产产品所作的生产性贡献。实际上，现代经济学观点认为，收入流的来源是有价值的。（注：参见西奥多·W·舒尔茨：《改造传统农业》，商务印务馆1999年版，第57页。）在此种意义上说，每一种收入流都有一个价格。那么，农户收入流的质和量及其决定因素则成为研究农民收入的根源性问题。农民收入增长缓慢的深层原因，即在于其收入流来源在质上的滞后和量上的徘徊不前。
早在1964年，美国经济学家西奥多·W.舒尔茨在《改造传统农业》和《经济增长理论与农业的获利性》等文献中即提出，农民持久收入的增长在于持久收入流来源的供需均衡状态的不断失衡和趋衡的过程。当持久收入流来源的供给者能廉价地生产这些来源时，就为增长所必需的储蓄和投资安排了一个阶段。因此，对增长的研究应该集中在“他们能更廉价地生产这些来源”的含义，以及在什么条件下能使这一点成为可能上。根据分析，这就意味着所供给的追加收入来源的价格要等于或低于长期均衡价格。要使价格在几十年内一直低于这一长期均衡价格，供给就必须以足以抵消收入流来源的需求者均衡力量的较快速度一直向下移动。这一供给的改变在实际经济中则需要大量的投资。而要改造传统农业，最重要的是向生产农民使用时有利可图的新农业要素的供给的投资，同时也应为提高新要素的需求者的能力进行投资，即一方面向物质投入品投资，另一方面向农民投资。上述收入流价格理论将成为下文理论分析的基本框架。
针对近年来我国农民收入增长缓慢，农产品价格持续走低，农村非农产业发展趋缓的现状，在学术界和实际工作部门都涌现出大量关于农民增收问题的研究文献，其中有代表性的研究有：邵宗明等（2000）利用全国农户调查数据的实证研究表明，城市化进程对农村居民收入的影响非常大。同时指出，积极调整农业生产结构，实现农业产业化经营是农民增收的重要途径。陈锡文（2001）也认为积极稳妥地推进城镇化是解决农民就业的关键战略，从而也是农民增收的保障。林毅夫（2002）认为加强农村基础设施建设是增加农民收入的重要途径。周其仁（2001）则从产权经济学的角度研究得出影响产权界定明晰的一系列制度因素越来越阻碍农民收入的增长，要增加农民收入则应从产权明晰入手。上述的研究从不同的角度提出了解决当前农民增收难问题的关键着眼点或重要途径，在政府的实际工作中也有所运用。而目前紧要的问题则是，尽管政府及社会各界都已认识到农民增收问题的重要性，并采取了一些实际措施，但效果却并不令人满意，而且在工作中困难重重。譬如在推行城市化、城镇化过程中的阻碍和矛盾重重；在农业结构调整中也遇到了各产业间资源配置困难的问题等等。这里，笔者认为，对农民收入流来源中新的现代生产要素供给者的投资和对需求者的人力资本投资是解决当前农民增收难问题的关键所在。这是因为，一方面，对于新生产要素供给者，即农业现代生产要素的提供部门而言，只有不断提供在较之以往更高的要素收益率的情况下，才会打破目前农业的低水平均衡。这些现代生产要素的提供具有很强的正的外部性特点，加上新的现代生产要素的供给存在较强的风险和不确定性，由此看来私人进入此部门的投资行为缺乏应有的激励，这部分投资应该由政府承担。另一方面，对于新生产要素的需求者，即农民本身在接受新生产要素时需要掌握运用新生产要素的知识和技能。这一部分投资可以来自于个人或政府，但在现阶段农民收入的绝对数量普遍不高，其相对于城市居民收入也越来越低的情况下，政府应投入占绝大部分比例的教育费用以促使农村人力资本的积累。农村人力资本的积累至少在以下两个方面有利于农民收入的提高：一者，从农业生产的角度讲，人力资本投资会促使农民学会有效地使用现代农业要素，从而提高农业劳动生产率，增加农业收入；二者，从农民向非农产业流动的角度讲，农民受到更好的教育则为年轻农民寻找非农工作创造了有利条件，农民工充分利用非农产业较高收益的比较优势，进而即能获得更高的非农收入。需要进一步指出的是，从本质上讲，对现代生产要素供给者投资的根本目的是降低生产要素价格，鼓励农民积极使用有利可图的现代生产要素。而就农民的经济行为而言，这一目的无异于诱导农民增加对生产经营的投资。因此，农民投资水平的提高也是解决农民收入问题的应有之义。（注：笔者在后面的论述中还会专门对此作出详细的论证。）
三、样本及数据
本文在对农民收入影响因素的微观分析和非农业活动的微观分析中采用的数据来源于湖北省农村社会经济调查队2002年对全省33个县（市、区）的3300户农户的抽样调查结果。本调查涉及的样本在村抽选调查户时，采用农业普查农户地址码排队，计算抽样距离，采用随机起点，等距离抽样方法，按每村（观察点）10户抽选确定调查户。选出的样本满足代表性要求，在95％的概率程度下抽样误差系数低于3％。在宏观考察时，本文运用1987—2001年《湖北统计年鉴》中所反映的相关指标的时间序列数据进行分析。
四、农民收入影响因素的微观实证分析
（一）模型与变量
1.建立多元线性回归模型
INCOME=β[，0]+β[，1]ALT+β[，2]ULT+β[，3]MCV+β[，4]（PFV+FCV）+β[，5]S+β[，6]LAB+β[，7]EDU+β[，8]PRT+β[，9]TAXT+β[，10]RICE+β[，11]DIS+u
其中，β[，0]为常数项，β[，i]（i=1，2，…，11）为回归系数，INCOME为农户年纯收入，ALT为农业劳动时间，ULT为非农业劳动时间，MCV为家庭经营投资费用，PFV为生产性固定资产原值，FCV为金融资产余额，S为家庭经营土地面积，LAB为整半劳动力数量，EDU为平均受教育年限，PRT为家庭抚养率，TAXT为税费负担率，RICE为粮食作物播面百分比，DIS为距最近县城的距离，u为随机扰动项。以上变量是通过SPSS10.0软件（注：本文所有模型的统计分析结果均在SPSS10.0上运算而得。）对解释变量进行反复筛选所得，在避免变量间的多重共线性的基础上，使模型各参数通过显著性检验。
2.对变量的说明
（1）纯收入（INCOME）：（注：本文对INCOME，ALT，ULT，LAB，DIS等5个指标的定义来源于国家统计局2002年8年颁发的《农村住户调查方案》。）指农村住户本年从各个来源得到的总收入相应地扣除所发生费用后的收入总和。
（2）农业劳动时间（ALT）：指调查期内劳动力从事农业生产活动的累计时间。
（3）非农业劳动时间（ULT）：指调查期内劳动力从事非农业生产活动的累计时间。这里包括如下两部分时间：①从事非农产业经营的时间，指调查期内农户以家庭为经营单位参与工业、交通运输业、商业服务业和其他非农产业的累计时间；②外出从事非农产业劳动时间，指调查期内外出从业劳动力在外从事非农业活动的累计时间。
（4）家庭投资力：是反映农户农业生产经营的投资现状及投资潜力的综合性指标，将其定义为由两类四个子指标构成：①反映生产投资现状的家庭经营投资费用（MCV）和生产性固定资产原值（PFV）；②反映投资潜力的家庭经营土地面积（S）和金融资产余额（FCV）。（注：如前所述，以收入流价格理论作为分析框架，农户的投资行为是一个创造收入流的过程。在此过程中的动态价值流量即家庭经营投资费用和生产性固定资产原值的抽象概念就能反映该生产单位即农户家庭投资的现时能力。此外，郭敏（2002）在对农户投资行为的实证研究结果也表明，家庭所拥用的农地规模和金融资产余额与农户的投资预期有强相关性。这表明，此两个指标能充分反映农户投资潜力。因此，将上述四个指标为家庭投资力是合理的。）在计量经济分析中，不失解释能力，考虑到固定资产原值（MCV）和金融资产余额（FCV）之间的较强的自相关性，在此将二者合为一个解释变量。
（5）人力资本基本状况
①整半劳动力数量（LAB）：整劳动力指男子18周岁到50周岁，女子18周岁到45周岁；半劳动力指男子16周岁到17周岁，51周岁到60周岁；女子16周岁到17周岁，46周岁到55周岁，同时具有劳动能力的人。超过劳动年龄，但能经常参加劳动，计入半劳动力数内。
②劳动力平均受教育年限（EDU）：不识字或识字很少按1.5年折算，小学6年，初中9年，高中12年，中专12年，大专及以上15年。（注：对于5户没有劳力的户，平均受教育年限取值为零。）
（6）家庭主要负担
①家庭抚养率（PRT）：PRT=（家庭规模-劳动力数）/家庭规模。
②税费负担率（TAXT）：TAXT=总税费/家庭纯收入。
（7）粮食作物播面百分比（RICE）：RICE=粮食作物播种面积/总播种面积×100％。
（8）距最近县城距离（DIS）：指调查户所在行政村村委会距离最近的一个县城的距离。
（二）计量分析结果
R[2]=0.788，F=490.645，观测值数：3300。运用OLS方法对模型估计结果见表1。
表1 农户收入微观影响因素模型
Independents
Coefficients Standardized CoefficientsSig.
Constant 3699.608（5.524）
.000
ALT -4.730**（-2.706）-0.057 .007
ULT
2.702*（2.423） 0.052 .015
MCV 1.559**（53.764） 0.612 .000
PFV+FCV 0.215**（21.406） 0.244 .000
S
3.095**（14.527） 0.166 .000
LAB 995.605**（4.455） 0.116 .000
EDU 194.311**（3.633） 0.040 .000
PRT 2019.950**（3.827）0.051 .000
TAXT -14593.4**（-10.807）
-0.118 .000
RICE
-763.354（-1.825） -0.020 .068
DIS
-23.767**（-6.035） -0.066 .000
注：括号内数字为t检验值；*，**分别代表5％，1％的显著性水平。
表1的估计结果表明：
（1）农户参加农业劳动的时间对农户收入具有较强的负向影响。即在其他条件不变的情况下，农业劳动时间每增加1个单位，家庭纯收入将会减少4.73元。若从标准化系数表明的时间对收入的弹性值来看，农户参与农业的劳动时间每增加1％。其家庭收入则会降低0.057％；与此同时，非农业劳动却能显著地提高家庭收入，非农业劳动时间的单位增加会带来家庭收入5.2％的增长。这是一个有意思的结果。笔者认为，这可能是由于当前的农业生产依然维持着低水平状态而众多农户又具有非农参与的偏好造成的。具体来讲，农民的生产效率提高缓慢，甚至在相当大部分地区还表现出退步的迹象。究其原因可能来自于农户家庭内部和外部环境两方面。农户家庭为了挣得更多的收入，他们将劳动时间在家庭成员之间进行理性分配，生产效率较高的成员会投入到具有较高比较收益的非农产业部门，从而获得更高的收入报酬。（注：这里的非农产业劳动既包括外出从事非农产业劳动，也包括非农产业经营。但笔者认为更多的则是指前者。类似地关于农户家庭内部劳动力配置决策的实证研究请参见曹阳（2002）：《外部环境约束·农户“经济人”理性行为决策》一文。该文认为农户家庭内部分工遵循的是比较优势的原则。这里，笔者所要强调的正是在此种理性行为原则下农户对劳动力配置的结果。）根据贝克尔的家庭分工理论，家庭某一成员的市场效率的相对提高会引起消费活动中所有其他成员的再分配，从而使前者在市场活动中支出更多的时间。这样，生产效率较高的成员将会投入更多的时间和精力参于非农产业部门的劳动，而剩下的生产效率较低的成员留于家中从事越来越低水平的农业生产劳动。笔者在对湖北黄冈市陶店乡路口村农户的实地调查过程中也发现，越来越多的农产家庭中的青壮年劳动力将更多的时间分配于从事非农生产活动，真正意义上从事农业生产活动的整劳动力数量严重不足。（注：参见前述有关整半劳动力的定义。）因此，越来越低生产力的农业劳动无法使农业生产带来增收的效果，而与此同时，非农活动却能达到有效增收的目的。另外，从家庭外部的环境方面看，政府推进城市化和城镇化的政策安排也驱使农户中的部分高效率劳动力向非农产业转移，从而也为农业生产带来困难。于是，靠非农业劳动来增收已成为农村家庭普遍存在的现象。
（2）农户的家庭投资力对其收入影响最为显著。通过对各解释变量标准化回归系数的比较后发现，家庭投资力指标中的四个子指标均对农户收入产生了决定性的影响。其中，家庭经营投资费用尤其表现出对农民收入的强影响作用，其对纯收入的弹性系数达到0.612，即当家庭经营投资在现有平均值的基础上每增加1％，户均纯收入就会在原有基础上增加0.612％。在综合考察家庭投资力指标对纯收入的作用程度后发现，此四项指标对纯收入的总弹性系数超过1，富于弹性。
（3）人力资本存量对收入增加有较大的正向影响。笔者对反映人力资本存量的两个指标（家庭整半劳动力和平均受教育年限）所组成的解释变量组对纯收入的影响作单独考察后发现，此变量组，即人力资本存量对收入影响十分显著。
（4）另外，我们还发现：①家庭抚养率与事前预期的对收入的影响情况相反，即出现了家庭抚养率与收入正相关的情况。笔者认为，这可能与农户中被抚养人员虽已不在劳动力统计范围，但仍然从事相当长时间的劳动有关，而且家庭抚养率越高，其家庭劳动力追求预期收入的欲望越强，在一定程度上抵消了家庭劳动年龄人口的负担。但是，家庭抚养率过高对未来家庭整体收入增长的制肘作用是不容忽视的。②税费负担率对收入存在一定的负向影响。一直以来，关于农民的税费负担深刻影响农民增收以及如何进行税费改革的讨论非常多。这里的经验结果也在一定程度上表明了税费负担对收入增长的负面影响，但其影响程度并不太大，这得益于以减轻农民负担为目的的税费改革工作的全面推行。③农户距县城距离的远近对收入有一定的负面影响。④粮食作物播面百分比对收入的作用不显著。
对于回归结果的讨论，我们需要特别关注前三项的结论。根据农业劳动时间和非农业劳动时间对农户收入截然相反的影响，以及非农劳动时间对收入的强影响作用，我们有理由认为，要考察农民收入的根源性微观影响因素，不能仅停留在上述对收入决定因素的分析上，还必须从非农劳动的角度深入分析非农业活动参与情况及其影响因素。实际上，在赵耀辉（1997），韩长赋（1999），林毅夫（2002）等人的研究中也将非农业活动（包括农村非农产业经营和外出从事非农劳动），作为增加农民收入的极其重要的途径。农业部农村经济研究中心的报告（2002）也指出，农民现金收入中大部分来自非农产业，其收入的增长则绝大部分来源于非农产业的贡献。在本文调查所涉及的3300户农户中，就有2292户参与过非农劳动，占到调查总数的69.5％。在此，笔者拟进一步对非农活动的微观影响因素作实证研究。
五、农民非农业活动的微观实证分析
（一）模型设定及分析方法
1.模型设定
实行联产承包责任制的家庭成为生产单位后，作为理性的经济人，农民自然地将效用（或者说收入）的极大化作为生产的目的。假定农户的决策在此表现为对是否参与非农活动的选择上。由此，假定农户决策行为的效用增量可以用以下方程模拟：△U[，i]=βZ[，i]+e[，i]，其中Z为既定的解释变量向量，即Z[，i]=（ALT，ULT，MCV，FCV+PFV，S，LAB，EDU，PRT，RICE，DIS），而△U的值是不可观测的，我们观察到的是非农业劳动时间（ULT）是否为零。因此，我们定义：
△U[*][，i]=1，当△U＞0，或ULT＞0时，
△U[*][，i]=0，当△U≤0，或ULT=0时。
假定e[，i]的累积分布为logistic分布，那么要模拟的logistic模型即为：概率（非农活动）=概率（e[，i]＞-βZ[，i]。这里定义非农业活动为与前述非农业劳动时间相对应的劳动行为。
2.分析方法
上面采用了logistic概率模型对农民参与非农业活动的概率进行模拟的方法。在研究非农参与行为时，模型的被解释变量不是一个连续变量，而是一个离散型的变量。在此种情况下，研究所关心的重点问题是哪些因素促成了被解释变量产生了离散的变化，解释变量发生的边际变化对被解释变量变化的影响概率是多少。为了达此目的，构造出的logistic函数的性质则较好地满足了模型设定的基本要求。
3.变量选取
采用类似于前述的变量选取方法，这里选取如下解释变量：家庭经营投资费用（MCV），家庭经营土地面积（S），距最近县城距离（DIS），劳动力平均受教育年限（EDU），税费负担率（TAXT），家庭整半劳动力（LAB）和家庭抚养率（PRT）。
（二）计量分析结果
表2中的回归结果表明：
表2 非农活动的logistic概率模型
（被解释变量：参与非农活动=1，未参与非农活动=0）
IndependentsCoefficientsStd.DeviationStandardized CoefficientsExp（B）
Sig.
Intercept -1.157.000
S
-1.13E-03** 448.66 0.2780.999.000
DIS -5.32E-03** 23.34 0.0670.995.002
LAB
0.904**0.97 0.5912.468.000
MCV -3.03E-05* 3286.30 0.0501.000.011
EDU 4.421E-02
1.72 * * * * * 1.045.060
TAXT -1.748** * * * * *0.4170.174.004
PRT
0.814** * * * * *
* * * * * 2.256.000
注：*，**分别代表5％，1％的显著性水平；观测值数为3300。
（1）家庭人力资本存量显著地影响了农户非农活动的参与行为。其中家庭整半劳动力数量对非农参与行为的正向影响尤为突出。整半劳动力的单位变化对非农活动发生比率（注：发生比率被定义Ω[*]/Ω为。其中，Ω表示发生比，又称为相对风险（relative risk），它是事件发生的概率与不发生的概率之比。这里Ω=（P（△U[*][，i]）=1）/（P（△U[*][，i]）=0）Ω[*]表示上述解释变量的单位变化对Ω影响而得的新发生比值Ω[*]。）的作用程度最大。在其它情况不变的条件下，LAB的单位增加会促使原来的非农活动发生比扩大1.47倍。这表明，在现时的农村家庭中，劳动力人口会更倾向于参加非农劳动。笔者在前面一部分的论述中从行为经济学角度分析了整劳动力参与非农活动的收益较之农业生产活动所获收益高的原因。这里的经验结论也进一步告诉我们，人力资本的量的决定性是影响农民作出农业或非农劳动选择的关键因素。在人力资本的质的决定性上，很重要的方面则是受教育程度。表2所示的分析结果表明，农民家庭的平均受教育程度的提高倾向于增加农民非农活动的参与概率。但是，出乎意料的是EDU指标在统计上的显著性并不十分令人满意（注：EDU指标的检验结果在10％的水平上显著，但在5％和1％的水平上并不显著。）（见表2关于EDU的显著性检验一栏）。在此笔者认为这一结果可能是由于被调查农户受教育程度的非正态分布导致的。因此，笔者进一步引入了受教育程度的虚拟变量来考察教育程度对非农参与活动的相邻边际效应，（注：受教育程度是一个序次变量，我们可以用相邻虚拟变量的偏回归系数相减得到各分类的边际效应。）建立如表4所示的logistic回归。结果说明，受教育程度越高，其边际效应倾向于增大。其中，小学程度的相邻边际效应为-0.14，初中为0.24，高中及中专为0.19，大专及以上竟达到了18.6。（见表4）相邻边际效应随教育程度增大而增大的趋势证明了提高受教育程度的确会明显促使农民参与非农业活动。
表3 模型显著性检验结果
Model -2LLChi-square df Sig.
Intercept only
4061.741
Final3609.491452.250
7 .000
表4 受教育程度为虚拟变量的logistic回归结果（注：笔者在后面的论述中还会专门对此作出详细的论证。）
IndependentsCoefficientsStd.Deviation
Exp（B）
Intercept -0.894
DE2-0.139
0.288
0.870
DE3 0.100
0.4887 1.106
DE4 0.289
0.2516 1.335
DE518.880 2.461E-02
1.6E+08
S-1.16E-03 448.66 0.999
DIS
-5.24E-03 23.34
0.995
LAB 0.8980.97
2.455
TAXT-1.849 * * * * *0.157
PRT 0.871 * * * * *2.389
注：DE2，DE3，DE4，DE5分别代表小学，初中，高中及中专，大专及以上文化程度。
（2）家庭投资力指标未表现出对非农参与行为较大程度的影响。在表2中，MCV和S对非农活动发生比率几乎没有什么影响。这表明，家庭投资力（当然主要是农业生产投资力）的增强不会影响农户劳动力参与非农生产。甚而至于，在笔者对黄冈市陶店乡农民的访问调查中，他们认为“本钱越多，越愿意搞兼业或打工”。这一现象可能是由于家庭在参与非农产业经营和非农劳动时往往需要一定数量的初始资本，而家庭投资力的高低能反映其初始资本的拥有状况。如果非农活动需要较高的“门槛”，那么投资力较高者必然处于有利地位，其参与非农活动的倾向也就有增大的可能。
（3）家庭抚养率和税费负担率也对非农活动有一定的作用。其中，家庭抚养率对非农活动的参与概率具有正作用。这能解释农村家庭负担越是重的农户，户主经商或外出打工的愿望越强烈的现象。此外，税费负担对非农活动的影响微乎其微。
通过对上述第四、五两部分的微观分析，我们已经能够对影响农民收入的关键因素作出一个初步的论断。综合起来，笔者认为：第一，农户家庭投资力是决定农民收入增长的关键性因素。在上面对收入决定因素的分析中已充分反映了这一点。而在随后对非农活动影响因素的分析中也并未有足够的证据证明投资力的提高会影响到农户参与非农活动，反而根据笔者实地调查的经验说明投资力的提高会在一定程度上有利于非农活动的开展。第二，人力资本存量对农民增收的影响非常大。这又可以从两方面来看：一方面，人力资本对农民收入影响的回归结果体现出其至关重要的作用。另一方面，从间接影响看，存在着人力资本的提高会增加非农参与概率，从而促使收入增加的收入增长机制。特别地，受教育程度影响非农参与的相邻边际效应的结果让我们认识到受教育程度对非农参与行为有着显著的正向影响。由于人力资本对收入和非农活动概率均产生正向影响，因此从人力资本提高→非农参与→收入增长的影响机制也能看出人力资本的重要作用。第三，农民参与非农活动会促使收入增长，而投入更多的纯农业劳动时间则无益于收入的提高。这一结果启示我们，解决农民增收难问题的思路不应仅仅停留在农村或农业本身，而是应该尝试从更为广阔的非农产业发展的角度去探讨解决收入问题的途径。
微观分析的结论为笔者的进一步研究提供了思路。在下文的研究中，我们应该更多地关注和思考上述的关键因素。如何才能诱使农民提高投资水平，从而增加家庭投资力；如何才能提高农民家庭的人力资本以及如何以更广阔的视角看待农民收入增长的问题，将是下文论述的重点。其实，上面的分析更多的则是对农产的微观行为进行了考察，下面拟从农产和政府投资的宏观方面作出分析，以便结合前述的研究作出综合结论。
六、收入增长的宏观实证分析
考虑到宏观研究所需时间序列数据的平稳性，（注：时间序列数据的平稳性是回归分析中所需考虑的一个非常重要的性质，若所用数据无法达到一定的平稳性要求，将会造成虚假回归的结果。这里采用的数据从图形分布看来是符合平稳性要求的（见图2）。）以及数据资料的掌握情况，笔者运用了湖北省1987—2001年的相关数据。所涉及的解释变量有：家庭经营投资费用（MCV）、家庭金融资产余额（FCV）、政府支援农村生产支出（GCON）以及农林水利气象部门费用（AGCON）。其中，我们把MCV和FCV指标合二为一，以代表家庭投资力状况（包括投资现状）。另外，由于政府对农业的投入存在一定的滞延期，这里假设滞延期为1年，计量分析结果见表5。
表5 农民收入宏观影响因素模型
Independents Coefficients Standardized Coefficients
Sig.
Constant -172.384（-1.992） .072
GCON
-3.02E-03（-1.156）-0.061
.272
AGCON 6.627E-03**（3.989）0.297
.002
MCV+FCV
0.610**（9.595） 0.766
.000
注：**代表估计值在1％的显著水平上显著异于零。
模型的拟合程度令人满意，不存在序列相关问题。其结果表明：
（1）从宏观角度看来，家庭投资力对收入的影响依然巨大。投资力水平单位增长会带来平均收入水平76.6％的提高。这里的结果与前面的微观分析类似，均表现出家庭投资力的强烈作用。相比较政府投资于农业的其它解释变量而言，家庭投资力的作用则更显突出。笔者认为，在市场化水平越来越高的农村，农户的投资行为成为家庭收入重要的决定因素之一，而政府部门对农业支持的边际支出效果已呈递减趋势。如何诱使农民加大投资特别是对现代生产要素的投资则成为问题的第一要义。下面的论述会从政府投入对农民投资的替代效应和农地的产权界定对投资的诱导效应两方面进行分析。其实，政府在解决农民收入问题上是能够有所作为的，但问题的核心是政府投资于哪些方面才能真正有效地促使农户加大生产投资而提高家庭投资力呢？钱克明（2003）运用全国1980—2000年的数据资料研究了政府在农业科技、农村教育和农村基础设施等方面的投入对农户投资的边际替代率。其实证研究结果见表6。
表6 公共投入对农户产值及物质投入影响
农业科技投入 农村教育投入 农村基础设施投入 农户物质投入 农业科技投入 农村教育投入
边际替代率 9.35 6.64
5.31回报率 1.2711.878.43
从表6可以看出，政府每增加1元农业科技投入，可减少农户9.35元的投资。这也就是说，在农户收入（产出）不变的情况下，政府若积极投资于农业科技部门，会在相当大程度上等价于农户的个人投资所产生的效果。当然，在实际的生产经营活动中，政府投资的增加可能会导致农户减少投资，但笔者认为，既然在原有收入（产出）的水平下，政府能够投资于替代率最高的部门而使得收入增加后，农民追求收益最大化的行为则不会对科技投入的替代效应作出及时的反映，反而很有可能继续增加投资以获得更多的收益。因此，从政府的行为看来，加大农业科技投资应该成为对解决农民收入政策的首选。在笔者所建立的宏观回归结果中，AGCON显示出对收入极强的作用，而AGCON指标中就包含有科技投入费用，这也能从一个侧面反映出政府对农业科技的投入能持续地增加农民的收入。另一方面，诱导农民投资的一个分析视角即是地权的稳定性会促使农民加大投资力度。不稳定的地权使农民对自己所拥有的地块缺乏长期的预期。土地的不定期调整的作用如同一种随机税，它在不可预定的某一天将土地拿走，同时带走农民投入土地的中长期投资。因此，农地稳定性也从制度层面决定了农民的投资行为。姚洋（1999）的一项研究考察了农户的所有投资与地权稳定性之间的关系，结果表明后者对前者具有显著的正面影响。
（2）对农村教育和培训的投资深刻地影响着农民收入的提高。人力资本对收入的重要影响在前面的微观分析中已有较多的论述，这里的宏观回归结果会进一步让我们的政府坚定投资于农村教育和加大培训力度的信心。比较政府投入的GCON和AGCON两项指标的回归结果发现，前者对收入的影响不显著而后者却对收入有明显的促进作用。再比较两个指标定义中的差别后发现，二者的主要差异正在于后者包含有农村教育和培训费用，而前者没有。因此，教育投资对收入增长的作用表现无疑。另外，钱克明（2003）在前述的同一项研究中也从农业生产的角度研究得出农村教育投资具有很高的投资收益率（见表6）。
七、结论及政策涵义
本文在收入流价格理论的分析框架下，吸取萨伊、舒尔茨等人的经济思想，以收入流来源问题为核心，分析并提出加大对农村现代生产要素和人力资本的投资是解决农民增收问题的关键。随后，笔者从微观的角度分别对农民收入的决定因素和非农参与概率的影响因素进行实证研究。在此基础上，进一步研究了农民收入的宏观影响因素。综合全文研究的结果，我们得到如下主要结论：第一，提高农民收入的关键之一在于合理地引导农民的投资行为，千方百计地提高农民家庭投资力是解决农民增收的重要着眼点。第二，农民增收的关键之二在于积累农村居民的人力资本，特别要重视提高农民的教育程度以及对他们的技术培训。第三，应该从更广阔的视角看待农民的收入增长问题。纯粹从农村或农业自身的发展中寻求农民增收的对策无益于问题的真正解决。
根据上述结论，笔者认为在当前农民收入绝对数量普遍不高，城乡收入差距日益扩大，而县级及以下财政运作困难的情况下，建议政府重视以下几方面的工作：第一，各地针对自身农业发展的实际情况，大力优先投资于诸如农业技术、现代生产工具推广服务站等公益服务部门的建设，从而最大化地激励和帮助农民进行合理的生产经营投资。这同时也能为农民参与非农业经营和非农劳动创造物质条件。政府在致力于此项投资的实践过程中，主要精力应放在对农民有效投资的积极引导和对农业科技（或者进而说是新的现代生产要素）的合理供给上。在相当长一段时期内，对农业科技的投资将是政府投资的优先序。第二，积极推行农村农地制度的改革。笔者建议可在湖北乃至全国推行如广东海南县的土地股份制度。在此制度下，各个农户将拥有一定的集体土地的股份，但他们的股份并不是具体对应某些相应的地块。实际上，集体的土地被个人化了，但个人化后的产权并没有对土地经营规模的扩大形成制约。因为集体可以通过使土地对更大范围内的农民统一发包来有效地配置土地资源。这样，既可以解决地权不稳定而影响农民投资力持续增长的问题，又能更加有效地配置土地，还能让那些在农业生产中处于比较劣势的农户自然转移到非农产业以获得高收入。第三，加大对农村教育和农民培训的投资力度。在现时条件下，笔者建议对农村基础教育投资中的绝大部分经费由中央财政统一开支，而仅让基层或县级政府承担极少部分的财政负担。由此而引起的中央财政预算的扩大将可通过适当降低中央财政返还给地方政府的税收比率来解决。由此，农村的基础教育将会逐步走向免费。另外，政府部门在对农民进行的诸多培训中应该重视将培训内容与农业科技推广的工作有机结合，以促进现代生产工具和技术在农村得到更大范围和更深程度的推广。第四，跳出农村逐步工业化的常规发展模式，从城市化带动城镇化协调发展的角度来认识农村非农产业的发展将是促使非农产业快速发展，促进就业，进而提高农民收入的正确思路。（注：详细的论述请参见王春超（2002）：《推动城镇化和城市化的合理发展》一文。）
注释：
（14）在表3的回归结果中，我们关心的只是受教育程度的虚拟变量，并不关心其他解释变量和显著性，因此笔者略去了Sig.和Standardized Coefficients一栏的数值。
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