農戶生計兼業化影響因素分析

蘇武崢，蔣國偉，王光耀

（1.新疆農業科學院農業經濟與科技信息研究所，烏魯木齊 830091；2.石河子大學，新疆石河子 832003）

0 引言

【研究意義】部分發達國家農戶兼業率在50%～80%[1]。我國農戶總體兼業化程度在逐步增加，東部經濟發展水平較高地區農戶兼業化程度較為突出，在東北地區、西北地區和西南地區農戶兼業化程度發展相對緩慢。農戶兼業化有利于改變小農生產格局，推動土地集中，提高農業生產率。在西部生態脆弱開展農戶兼業化行為研究，對促進兼業農戶逐步向專業化農戶轉型具有重要意義?！厩叭搜芯窟M展】Taylor J E[2]研究了教育對墨西哥農村家庭收入以及農場和非農業部門活動選擇的影響，發現教育和受教育年限影響農村家庭的活動選擇，提高了鄉村和小城市非農村經濟中的勞動生產率。Nielsen J等[3]研究表明，非農業收入對促進農戶較高的收入具有顯著影響。Hua X，Yan J，Zhang Y[4]研究發現人力資本、自然資本和金融資產對生計戰略有重大影響。向國成、韓紹鳳等[5]運用超邊際經濟學理論審視農戶兼業化時發現，農戶兼業化會提高小農經濟效率。陳曉紅[6]認為，非農兼業是農民在自然或制度約束下追求家庭效用最大化的理性選擇。同時發現農地經營面積、家庭人口規模和構成、農業經營類型都會對農戶兼業化有著顯著的影響。鄧道才等[7]研究發現，融資利率反向作用于農民兼業，融資利率過高會降低農民兼業選擇的積極性；子女教育或結婚、建房購房這類融資用途對農民兼業的正向促進作用最顯著。陳浩、潘林等[8]發現農戶勞動力平均人力資本水平提升和成員間人力資本結構差距縮小，有利于提升農戶兼業分化程度，農戶健康狀況和文化程度變量顯著促進農戶向高度非農化發展。劉晨芳等[9]探討在不同生計資本差異下農地整治對農戶生計策略的影響效用，發現農地整治對傳統兼業型、現代兼業型、非農兼業型農戶生計策略有顯著影響，農地整治促進了農戶生計多樣化。陳良敏等[10]通過Probit模型、多項選擇模型分析了農戶生計策略變化的因素發現，自然資本、人力資本、物質資本、金融資本、族群歸屬以及自然條件等因素均不同程度、不同方向影響農戶兼業變化。【本研究切入點】現有的研究主要關注農戶個體和家庭特征，人力資本、社會資本、金融資本等對農戶兼業分化趨勢的影響，而選擇甘肅省石羊河流域農戶個體家庭特征、以及社會心理資本對農戶兼業分化影響研究的文獻較少。需分析甘肅省石羊河流域農戶兼業分化趨勢的影響因素，研究農戶兼業分化程度的綜合影響因素?！緮M解決的關鍵問題】運用實地調研、農戶問卷調查和文獻資料檢索獲得數據，采用probit模型以及有序probit模型，從農戶個體、家庭特征以及人力資本、社會文化資本和心理資本綜合和指標，以甘肅省石羊河流域農戶調查數據為研究對象，分析農戶兼業分化趨勢的影響因素。

1 材料與方法

1.1 材料

研究所選樣本區域為石羊河流域相關縣域。流域內生態環境較為脆弱，流域內出現不同程度的土地沙化、植被退化等趨勢，是干旱區內陸河流域較為典型的生態退化區域，于2018年7月、2019年5月對石羊河流域古浪縣、涼州區、民勤縣、天?？h、永昌縣、金川區等7個縣域進行隨機抽樣調查與訪談。2次抽樣共獲得837份問卷，有效問卷756份，有效率為90.32%。問卷數量和有效性符合調查擬達到的預期目標。

1.2 方法

通過定量分析，研究農戶兼業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，計算農戶家庭非農收入占家庭總收入的比值大小將兼業化程度劃分為純農戶、一兼農戶、二兼農戶。其中純農戶為家庭的該比值介于[0，0.1]之間的農戶，一兼農戶為家庭的該比值介于[0.1，0.5]之間的農戶，二兼農戶為家庭的該比值介于[0.5，1]之間的農戶。采用排序模型（有序probit模型）、二值選擇模型（probit模型），通過兩個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系。

1.2.1 排序模型

排序模型建立在對農戶兼業分化程度高低基礎上，純農戶賦值為“1”，一兼農戶賦值為“2”，二兼農戶賦值為“3”，有序Probit模型形如以下方程：

開始Y1*是無法觀測的。觀測到的是：Y=1，如果Y1*≤μ1，Y=2，如果μ1＜≤μ2，Y=3，如果μ2＜Y1*。假設μ服從正態分布，并且標準化為服從期望為0，方差為1的正態分布，可以得到概率：

其中符號Φ表示正態分布的概率函數，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致的內生性問題。為了使y的預測值介于[0，1]之間，在給定x的情況下，考慮y的兩點分布概率：

如果F（Xij，β），為“邏輯分布”的累積分布函數，則

P對應是農戶所屬兼業類型（純農戶、一兼農戶、二兼農戶）概率，根據本研究的定義，農戶面對每一種兼業類型都存在兩種結果，即Y=1（屬于該兼業類型）或y=0（不屬于該兼業類型），是否屬于該兼業類型與農戶息息相關的人力資本、個體特征、家庭特征、社會文化資本、心理資本等變量類型有關。假設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個農戶所屬的兼業類型（純農戶、一兼農戶、二兼農戶），其中γ0、v0、?0為方程截距，φj、κj、ηj為自變量的回歸系數，εi、πi、λi為隨機誤差項，j為變量編號，n為自變量個數。

1.2.3 指標體系構建

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

自變量分為以下幾個方面：

第一組為人力資本變量，包括：健康狀況、文化程度、農技培訓；

第二組為個體特征變量，包括：性別、年齡、婚姻狀況；

第三組為家庭特征變量，包括：勞動力人數、人均耕地面積；

第四組為社會文化資本變量，包括：圖書室、文化活動場、糧食補貼、鄰里關系；

第五組為心理資本變量，包括：生活滿意度、環境滿意度。表1

表1 變量性質Table 1 Description of the nature of the variables

1.2.4 數據的統計描述

依據指標體系，對樣本數據相關變量進行統計分析，研究區域純農戶、一兼農戶和二兼農戶占比分別為17.94%、32.17%、49.89%；二兼農戶占比最多，占據近50%的比例。

1.2.5 不同兼業農戶基于年齡的異質性分析

使用核密度函數刻畫年齡的分布，計量核密度估計。

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

使用箱形圖分析不同兼業農戶基于年齡的異質性，純農戶的年齡中位數最低，一兼農戶和二兼農戶的中位數基本持平，純農戶的年齡分布離散程度最近，一兼農戶年齡分布離散程度居中，二兼農戶年齡分布離散程度最高，隨著農戶兼業分化程度的提高，農戶年齡的離散程度也會提高。

1.3 數據處理

研究使用stata14.0對所選用的變量先做有序probit回歸再進行probit回歸。模型1、模型3、模型5、模型7是全變量進行回歸，模型2、4、6、8是在此基礎上對顯著變量進行回歸。排序模型得到模型1和模型2，可從整體趨勢上分析農戶兼業分化程度，其余模型均為二值選擇模型，分別展示純農戶、一兼農戶、二兼農戶的回歸結果。

2 結果與分析

2.1 個體特征對農戶兼業分化程度影響

研究表明，性別在1%顯著性水平上對農戶兼業分化程度呈負向影響；年齡在10%及5%顯著性水平上對農戶兼業分化程度呈正向促進作用；婚姻狀況在1%顯著性水平上對農戶兼業分化程度呈顯著負向影響。從二值選擇模型看，性別在1%顯著性水平上對純農戶呈正向作用，對二兼農戶呈負向作用；年齡在1%顯著性水平上對純農戶呈負向作用，對一兼農戶呈正向作用；婚姻在5%或10%顯著性水平上對一兼農戶呈正向作用，在1%顯著性水平上對二兼農戶呈負向作用。性別對農戶兼業分化程度具有一定抑制作用。年齡對農戶兼業分化程度具有正向促進作用，因調查對象評價年齡在44歲左右，正處于家庭生計壓力較大時期，需要兼業化來增加家庭非農收入；婚姻對農戶兼職分化具有一定的束縛作用，這種束縛體現在結婚能夠正向促進家庭成為一兼農戶而抑制家庭進一步發展為二兼農戶。表2，圖1

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

2.2 家庭特征對農戶兼業分化程度影響

研究表明，家庭勞動力人數在1%顯著性水平上正向促進農戶兼業分化程度。二值選擇模型中，家庭勞動力人數對純農戶在10%或5%顯著性水平和對一兼農戶在5%或1%顯著性水平上均呈負向影響，對二兼農戶在1%顯著性水平上呈正向影響。家庭勞動力數量對農戶從事非農生產具有重要影響作用，但在以農業為主導的農戶家庭，對從事農業拉動力的需求依然十分明顯。

2.3 人力資本對農戶兼業分化程度影響

研究表明，農技培訓在1%的顯著性水平上對農戶兼職分化程度具有負向影響；農技培訓在1%的顯著性水平上正向影響純農戶，負向影響一兼農戶。農技培訓一定程度上能夠提高農戶獲得農業收入的積極性。在二值選擇模型中，健康狀況對二兼農戶在10%的顯著性水平上呈負向影響，文化程度在10%或5%顯著性水平上對一兼農戶呈正向影響。表2

2.4 社會文化資本對農戶兼業分化程度影響

研究表明，圖書室在10%或1%顯著性水平上對農戶兼業分化程度呈正向作用，文化活動場在1%顯著性水平上對農戶兼業分化程度呈負向作用，糧食補貼在10%顯著性水平上對農戶兼業分化程度呈負向作用，鄰里關系在10%或5%顯著性水平上對農戶兼業分化程度呈負向作用。在二值選擇模型中，圖書室在10%或5%顯著性水平上對純農戶呈負向作用，文化廣場在1%顯著性水平上對純農戶呈正向作用，在1%顯著性水平上對二兼農戶呈負向作用，糧食補助在5%顯著性水平上對二兼農戶呈負向作用，鄰里關系在10%或1%顯著性水平上對二兼農戶呈負向作用。圖書室能夠正向促進農戶兼業分化，對純農戶有負向作用，但不顯著影響一兼農戶和二兼農戶，圖書室能夠提升農戶視野與就業技能，但對純農戶兼業分化并未產生重要影響。文化廣場的作用則與圖書室的作用方向相反。鄰里關系對農戶兼業分化程度也起到顯著的負向影響，鄰里關系越好，農戶越趨向于從事農業生產，并在農業生產中鄰里互幫互助。表2，圖2

表2 樣本數據的描述性統計Table 2 Descriptive statistics of sample data

2.5 心理資本對農戶兼業分化程度影響

研究表明，農戶家庭生活滿意度在1%的顯著水平上對農戶兼業分化程度呈正向影響，農戶環境滿意度在10%顯著水平上對農戶兼業分化程度呈負向影響。在二值選擇模型中，農戶家庭生活滿意度在1%顯著水平上對純農戶呈負向作用，在10%或5%顯著水平上對二兼農戶呈正向作用；農戶環境滿意度在10%或5%顯著水平上對一兼農戶呈正向作用，在1%顯著水平上對二兼農戶呈負向作用。農戶家庭生活滿意度與環境滿意度對農戶兼業分化程度作用方向相反，農活生活滿意度提高有利于農戶外出從業，增加非農收入；農戶對環境滿意度的提高，有利于提升農戶從事農業生產的自身意愿。圖2

圖2 不同兼業農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，人力資本是農戶兼業分化程度的顯著影響因素，其中農技培訓對農戶兼業分化程度有顯著負向作用，與潘林等[9]研究結論具有一致性，但健康狀況和文化程度對純農戶非農化程度并未產生顯著影響，潘林等[9]研究結論又不一致，身體健康與文化水平對農戶兼業分化程度的影響在生態脆弱沙化地區有別于其他地區，尤其是農戶較低的教育水平尚不能有效成為其從事非農生產的行為選擇的內在動力。在個體與家庭特征方面，年齡和家庭勞動力人數正向促進家庭兼業分化，隨著農戶家庭勞動力人數的增加，能夠有效促進農戶兼業分化程度提高，性別和婚姻狀況對農戶兼業分化程度呈負向作用，與李楠[12]研究的結論具有一定的相似性，但也有一定的差異性。在社會文化資本中，圖書室有利于提高農戶知識水平，提高就業技能和拓展非農就業途徑，所以圖書室存在能夠正向促進農戶兼業分化程度，與李楠[12]研究的結論具有相似性。已有的研究鮮有把心理資本作為解釋變量，研究將農戶心理資本作為農戶兼業分化程度影響的解釋變量。研究發現家庭生活滿意度和環境滿意度對農戶兼業分化程度具有相反的作用，生活滿意度越高越有利于激勵農戶拓展非農業收入渠道，能夠促進農戶兼業分化，而環境滿意度越高越有利于增強農戶對土地經營收入的投入，而專心從事農業生產經營。

4 結論

4.1 性別對農戶兼業分化程度為-0.552，呈顯著負向影響，年齡對農戶兼業分化程度為0.007 82，呈顯著正向影響，婚姻狀況對農戶兼業分化程度為-0.630，呈顯著負向影響。家庭勞動力人數對農戶兼業分化程度為0.248，正向促進農戶兼業。家庭人均耕地面積對農戶兼業分化程度為-0.001 31，無論是從總體趨勢上還是農戶各個兼業類別上均無顯著影響。農技培訓對農戶兼業分化程度為-0.463，具有顯著負向影響，健康狀況對農戶兼業分化程度為-0.159，呈顯著負向影響，文化程度對農戶兼業分化程度為-0.022 3，一定條件下呈負向影響。圖書室對農戶兼業分化程度為0.182，呈顯著正影響，文化廣場對農戶兼業分化程度為-0.531，呈顯著負向影響，糧食補貼對農戶兼業分化程度為0.202，呈顯著負向影響，鄰里關系對農戶兼業分化程度為-0.135，呈顯著負向影響。農戶家庭生活滿意度對農戶兼業分化程度為0.157呈顯著正向影響，農戶環境滿意度對農戶兼業分化程度為-0.102，呈顯著負向影響。

4.2 性別在顯著性水平上正向影響純農戶和一兼農戶，負向影響二兼農戶；年齡在顯著性水平上負向影響純農戶，正向影響一兼農戶和二兼農戶；婚姻狀況在顯著性水平上正向影響純農戶和一兼農戶，負向影響二兼農戶。家庭勞動力人數在顯著性水平上負向影響純農戶和一兼農戶，正向影響二兼農戶；家庭人均耕地面積在顯著性水平上負向影響純農戶和二兼農戶，正向影響一兼農戶。農技培訓在顯著性水平上正向影響純農戶，負向影響一兼農戶和二兼農戶；健康狀況在顯著性水平上正向影響純農戶和一兼農戶，負向影響二兼農戶；文化程度在顯著性水平上負向影響純農戶和二兼農戶，正向影響一兼農戶。圖書室在顯著性水平上負向影響純農戶，正向影響一兼農戶和二兼農戶；文化廣場在顯著性水平上正向影響純農戶，負向影響一兼農戶和二兼農戶；糧食補貼在顯著性水平上正向影響純農戶和一兼農戶，負向影響二兼農戶；鄰里關系在顯著性水平上正向影響純農戶和一兼農戶，負向影響二兼農戶。農戶家庭生活滿意度在顯著性水平上負向影響純農戶，正向影響一兼農戶和二兼農戶；農戶環境滿意度在顯著性水平上正向影響純農戶和一兼農戶，負向影響二兼農戶。

表3 農戶兼業分化程度的回歸估計Table 3 Regression Estimation of the Degree of Farmers'Concurrent Occupation divisions