家庭经营纯收入中不同要素资源的贡献

二、家庭经营纯收入中不同要素资源的贡献

上述分析表明：目前我国家庭经营纯收入对农户纯收入的决定性影响仍然没有改变。进一步地分解，家庭经营收入最主要来源为农业收入。改革开放以来，实行以家庭经营为基础的双层经营体制是我国农村的基本经济制度。农户从事农业生产，以家庭为经营单位，需要各类生产性要素，包括土地、劳动力和资本等。这些要素性资源对农户收入的贡献如何？考虑到劳动力因素将在下文中专门讨论，这里首先分别探讨农户经营规模、固定资产与家庭经营纯收入之间的数量关系，然后建立生产函数测算不同要素资源对家庭经营纯收入的效应。

1.农户经营规模与家庭经营纯收入

农地资源对农户纯收入的贡献既可能来源于经营规模的扩大，也可能来源于农户拥有农地的贡献率的提高。长期以来，一般都假定规模经营有助于农户收入的增加。因此，无论是政府政策导向，还是理论研究上的政策建议，都主张应逐步推行规模经营，尤其是把扩大土地经营规模作为我国农民增收的长效机制建设之一。那么，改革开放以来，我国农户的规模经营进展如何？它对农户家庭经营收入是怎样影响的呢？

根据国家统计局农调总队有关农村住户的调查资料，自1983年以来，我国农户经营土地面积不但没有相应扩大，从总体上看，反而不断下降。1983年每户经营耕地、山地和养殖水面等土地面积为12.81亩，近年来每户经营土地面积平均不到10亩（参见表4-3）。农户为什么没有扩大经营土地规模，是一个非常有意义的话题，值得深入研究。由于这个话题与本章没有直接关系，暂从略。

表4-3　我国农户家庭经营规模变化情况

注：经营土地，包括耕地、山地和养殖水面。

资料来源：2000年和2005年《中国农村住户调查年鉴》。

进一步地，从农户劳动力平均经营土地面积来看，无论是整、半劳动力，还是整劳动力，同样存在着土地经营规模不断缩小的问题。2004年与1983年相比，劳均经营土地面积净减少1亩多。当然，问题的另一方面也说明，改革开放以来我国土地上的劳动密集程度提高。城市化和工业化，本应带来农户经营规模的扩大和劳均经营土地面积的增加，但是统计分析并不支持这一结论。我国农户经营土地规模之所以没有相应扩大，可能与我国人地关系紧张和相应的土地制度，以及所选择的城市化道路等多种因素有关。

自从改革后农村广泛推行家庭经营以来，农户经营规模呈现出明显缩小的趋势，这个结论至少可以肯定农户收入来源于经营规模扩大的贡献不存在。换句话说，农户要素资源对收入的贡献主要不是经营规模的扩大，而是资源使用效率的提高。如果农户经营规模对农民收入有较大贡献，那么农户承包地规模越大，其收入水平也越高。但是，我国农户经营土地规模总体下降的同时，家庭经营纯收入总水平是不断提高的。1983年每户家庭经营纯收入1236.30元，2004年来超过了7000元，增长近5倍。农户经营土地规模与家庭经营纯收入并没有同步增长，反映出农户纯收入增长并没有依赖土地规模的扩大。

是否农村土地经营规模扩大对于家庭经营纯收入总水平的潜在贡献也不存在，则有待于验证。单纯地观察实行家庭经营以来农地经营规模和纯收入总量之间的反向关系，尚无法确定土地经营规模对农民增收的效应。为此，需要借助生产函数的方法，对这一结论进行验证，同时也需要借助模型的方法才能评估农户其他要素资源对家庭经营纯收入的贡献情况。

2.农户固定资产与家庭经营纯收入

农户从事家庭经营的资本主要是拥有的固定资产。固定资产是农户的重要生产性资源之一。自改革开放以来，我国农户家庭年末拥有的固定资产一直保持较快速度的增长。2004年比1983年固定资产原值增长了10倍多，明显快于家庭经营纯收入增长的速度（同期增长约4倍）；每个劳动力拥有的固定资产原值增长也超过10倍，农户家庭经营中资本有机构成明显提高，资本密集程度越来越高。

表4-4　我国农户及其劳动力拥有固定资产情况

资料来源：2005年《中国农村住户调查年鉴》。

单纯地从农户物质投入与家庭经营纯收入之间的数量关系来看，二者呈现出一致性的变化。这表明，农户的固定资产价值越高，其收入水平也越高，农户家庭经营收入的提高离不开资本的投入。建立农民增收的长效机制，迫切需要解决农户的投资环境问题。

3.不同要素资源对家庭经营纯收入的贡献

从理论上探索建立农民增收长效机制，不但具有学术价值，而且也具有重要的现实意义。理论上非常值得研究的问题，不在于为什么农户劳动力、物质资本和土地是农民收入的三大贡献因子，而在于这三大资源对农民收入的贡献分别是多少？要测算家庭经营中这三大资源的贡献率，必须借助计量分析的方法。

首先，通过设定包括农业劳动力资源、农户经营土地面积和年末生产性固定资产原值三个自变量，农户家庭经营纯收入为因变量来构建C-D生产函数。设i年农户家庭经营纯收入为Y_i，农户农业劳动力资源、经营土地面积和年末生产性固定资产原值分别为X₁，X₂，X₃，且下式成立

（1）式中有e^Δt为非农户劳动力、土地和固定资产等资源对农户家庭经营纯收入的影响因素，一般作为科技进步因素，α，β，γ分别表示农户劳动力资源、经营土地面积和年末生产性固定资产原值的弹性系数。

利用1983年至2004年农户抽样调查资料进行多元线性回归。为了能够消除（1）式回归中选用不同单位的影响，采用指数化处理。数据处理中，以1983年为100，其他年份以1983年为基期。另外，对于农户劳动力资源数据的处理，是采取每户平均整半劳动力数量与每个劳动力平均受教育年限之积作为变量数据。

从生产函数涉及的变量来看，只有农户家庭经营纯收入和年末固定资产原值为价值变量。为了便于消除价格因素对农户家庭经营纯收入的影响，选择1978年为100的价格计算的农民纯收入指数进行处理，得到以1983年为固定基期的农户家庭经营纯收入指数。

考察农户家庭年末固定资产原值及其相应的可选择价格指数，根据《中国统计年鉴》中提供的1991年固定基期的固定资产投资价格指数，按照趋势法推算出1983～1990年期间不同年份的以1991年为100的固定资产投资价格指数，再进一步换算成以1983年为基期的固定资产投资价格指数。据此计算出固定资产以1983年固定价格的指数。

农户家庭中劳动力、经营土地规模和固定资产三大要素资源对家庭经营收入的弹性系数的估算的一些技术参数：

相关系数R值为1.000，F检验值为163125.14，统计上具有显著意义。Durbin-Watson值为1.753。

这样，回归结果如下：

回归参数的技术系数及其概率值表明，回归效果总体上比较好，除劳动力资源和固定资产解释家庭经营纯收入的统计显著性相对较差外，农地规模解释家庭经营纯收入具有十分显著的统计意义。

C-D函数回归的结果非常有意义，农户固定资产对家庭经营纯收入的弹性最小，而农地经营规模的弹性最大，农户劳动力对家庭经营纯收入的弹性介于其中。尽管农户土地经营规模弹性最大，既包含了土地质量提高对农户纯收入的贡献较大，也含有重要的政策意义，即单一因素分析呈现的农户家庭经营纯收入与经营土地规模为反向关系，但构建多元生产函数后测算的结果表明这一结论并不成立，而且农户经营土地规模对家庭经营纯收入的弹性系数最大。如果这一结论能够较好地反映实际情况，则表明改革开放以来如果我国农户家庭经营土地规模没有受到其他因素（如制度因素、城市化）的影响，农户经营的土地规模还是缩小了。如果农户经营的土地规模能扩大，则农户家庭经营纯收入会提高更多。