農(nóng)戶兼業(yè)會影響糧食生產(chǎn)嗎？:基于江漢平原糧食主產(chǎn)區(qū)360戶糧農(nóng)的調(diào)查

歐陽金瓊 王雅鵬

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢430070；2.塔里木大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，新疆 阿拉爾843300）

一、引言

改革開放以來，我國糧食生產(chǎn)取得了可喜的成績，全國糧食總產(chǎn)量從1978年的3.05億噸增長至2013年的6.02億噸，自2004年以來已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了“十連增”，糧食安全保障有了顯著的改善。然而，隨著耕地資源的減少、人口數(shù)量的增加、人們對農(nóng)產(chǎn)品需求的剛性增長，主要農(nóng)產(chǎn)品雖然實(shí)現(xiàn)了總量的基本平衡，但結(jié)構(gòu)性短缺現(xiàn)象日趨明顯，糧食安全問題仍不容樂觀。與此同時，越來越多的農(nóng)戶選擇了兼業(yè)模式，農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象為什么會普遍存在，其存在是否會對糧食生產(chǎn)造成影響，進(jìn)而影響到國家糧食安全？這是全社會關(guān)注的問題。

農(nóng)戶兼業(yè)是世界各國農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中出現(xiàn)的共同現(xiàn)象，國內(nèi)外關(guān)于兼業(yè)問題的研究成果也因此相當(dāng)豐富，研究的主要內(nèi)容包括農(nóng)戶兼業(yè)的成因、農(nóng)戶兼業(yè)的影響因素及農(nóng)戶兼業(yè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響等。主流觀點(diǎn)有以下幾種：（1）兼業(yè)有利于合理配置勞動力資源、增加農(nóng)戶收入，但會阻礙農(nóng)業(yè)規(guī)?；?，以日本著名的發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家速水佑次郎為典型代表[1]（P239-244）。（2）農(nóng)戶兼業(yè)是與農(nóng)業(yè)專業(yè)化相對的一個概念，農(nóng)業(yè)專業(yè)化可以提高土地等生產(chǎn)要素的生產(chǎn)率，而農(nóng)戶兼業(yè)可能導(dǎo)致農(nóng)業(yè)投入要素質(zhì)量下降、土地粗放經(jīng)營等問題，從而阻礙生產(chǎn)率的提高[2]。（3）農(nóng)戶兼業(yè)使家庭成員中的高人力資本所有者流向城市，導(dǎo)致從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力老年化、婦女化與低素質(zhì)化，從而不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展[3]；蔡昉等學(xué)者也認(rèn)為，目前我國的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在人力資本結(jié)構(gòu)上已經(jīng)跨過了所謂的“劉易斯拐點(diǎn)”，流出農(nóng)業(yè)與農(nóng)村的不僅僅是“剩余勞動力”[4]。（4）從城市化的角度來看，舉家遷移比家庭兼業(yè)下的勞動力轉(zhuǎn)移更具有穩(wěn)定性，更能反映農(nóng)民工及其家庭成員在城鎮(zhèn)安家落戶的意愿[5]。

現(xiàn)有研究文獻(xiàn)為研究農(nóng)戶兼業(yè)對糧食生產(chǎn)的影響提供了可供借鑒的視角，但還存在以下不足：（1）以往研究對兼業(yè)是否缺乏效率，是否會影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)還沒有統(tǒng)一結(jié)論，事實(shí)上，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的專業(yè)化與規(guī)模化可以提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率已基本形成共識[6]，但是否一定會提高土地生產(chǎn)率，卻一直得不到實(shí)證支持[7]。（2）很多學(xué)者認(rèn)為勞動力外流對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響原理同樣適用于糧食生產(chǎn)，將糧食生產(chǎn)問題從農(nóng)業(yè)中分離出來作為研究對象的成果很少。事實(shí)上，糧食生產(chǎn)牽涉到國家的糧食安全，從農(nóng)業(yè)中分離出來單獨(dú)研究意義重大。（3）兼業(yè)與勞動力流動雖然有著密切的聯(lián)系，勞動力流動理論也部分解釋了農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象，但兩者還是存在很大的區(qū)別，與單個勞動力的流動不同，以家庭作為定義基礎(chǔ)的農(nóng)戶通過對家庭勞動力資源的合理配置與整合，有可能提高整體的效率水平。

本文從糧農(nóng)家庭視角出發(fā)，分析農(nóng)戶家庭勞動力資源配置的基本原理與農(nóng)戶兼業(yè)的內(nèi)在動力，然后根據(jù)江漢平原糧食主產(chǎn)區(qū)的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)戶兼業(yè)對糧食生產(chǎn)的影響。

二、理論分析與研究假說

（一）農(nóng)戶兼業(yè)的內(nèi)在動力

農(nóng)戶兼業(yè)的成因首先是城市與農(nóng)村對勞動力的拉力與推力。20世紀(jì)80年代以來的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革與農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，釋放了數(shù)以億計(jì)的農(nóng)村剩余勞動力，工業(yè)化發(fā)展戰(zhàn)略又創(chuàng)造了大量的非農(nóng)勞動機(jī)會，在農(nóng)村推力與城市拉力的共同作用下，出現(xiàn)了20世紀(jì)90年代較為普遍的農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象。時至今日，又衍生出一種反向的推拉力，即城市對勞動力的推力與農(nóng)村對勞動力的拉力。一方面，戶籍制度的存在、城市生活成本的提高、勞動力市場的不均衡以及農(nóng)民工待遇的不公平等因素，構(gòu)成了城市對農(nóng)村勞動力的推力；另一方面，政府對農(nóng)業(yè)扶持力度的加大、農(nóng)村創(chuàng)業(yè)機(jī)會的增多、土地重要性的日益突顯，又構(gòu)成了農(nóng)村對勞動力的拉力。這兩種正向與反向推拉力量的交互作用，加上經(jīng)濟(jì)增長的周期性波動，以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的季節(jié)性特征等因素，導(dǎo)致家庭成員“男工女耕”、“半工半耕”或“農(nóng)忙務(wù)農(nóng)、農(nóng)閑務(wù)工”的農(nóng)戶兼業(yè)模式。

如果說農(nóng)戶兼業(yè)模式的早期形成只是農(nóng)戶面對制度的一種無奈選擇，時至今日，農(nóng)民有了更多的自由選擇，農(nóng)戶兼業(yè)選擇呈現(xiàn)由被動轉(zhuǎn)為主動的趨勢。農(nóng)民選擇在家務(wù)農(nóng)，還是選擇進(jìn)城務(wù)工，或者家庭勞動力資源配置中選擇誰來種地、誰去打工，中間一定存在某種內(nèi)在驅(qū)動力。舒爾茨論證了農(nóng)戶與現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)中的其他經(jīng)濟(jì)主體一樣，具有追求自身利益最大化的行為動機(jī)[8]（P31-35）。在我國大多數(shù)農(nóng)民的收入水平依然很低的情況下，收入依然是勞動力流動的主要驅(qū)動源，也是決定農(nóng)民行為的主要因素，從兼業(yè)農(nóng)戶收入普遍高于純農(nóng)業(yè)戶的事實(shí)來看，兼業(yè)很可能是農(nóng)戶追求收入最大化而對家庭勞動力優(yōu)化配置的結(jié)果。

家庭的勞動力配置原理可以通過圖1來說明。假設(shè)糧農(nóng)家庭有丈夫H和妻子W兩個勞動力，H和W的勞動時間可以在務(wù)農(nóng)與非農(nóng)之間自由配置。其中AB代表H的勞動預(yù)算線，CD代表W的勞動預(yù)算線，EFG則為整個家庭的勞動預(yù)算線，U為收入無差異曲線。G點(diǎn)表示該家庭將全部勞動力都用于務(wù)農(nóng)，屬于純農(nóng)業(yè)戶；E點(diǎn)表示該家庭將全部勞動力都用于非農(nóng)勞動，屬于非農(nóng)業(yè)戶。假設(shè)兩人每天可以各提供10個小時的勞動，H從事非農(nóng)工作的收入為每小時20元，務(wù)農(nóng)收入為每小時10元，W從事非農(nóng)工作的收入為每小時15元，務(wù)農(nóng)收入為每小時25元。根據(jù)收入最大化原則，該家庭配置勞動力的理性選擇為F點(diǎn)，即H將全部時間用于非農(nóng)打工，W將全部時間用于務(wù)農(nóng)，此時家庭處于兼業(yè)狀態(tài)，家庭實(shí)現(xiàn)了收入最大化（450元）。事實(shí)上，非農(nóng)勞動市場上的工資相對穩(wěn)定，但務(wù)農(nóng)收入存在邊際收益遞減規(guī)律，假設(shè)W的務(wù)農(nóng)收入在第7個小時后降至15元以下，則家庭勞動力配置的決策點(diǎn)可能為I，即W將一部分時間（7小時）用于務(wù)農(nóng)，另一部分時間（3小時）用于非農(nóng)工作，而H仍將全部時間用于非農(nóng)工作。當(dāng)然，決策點(diǎn)也有可能位于點(diǎn)J，此時H將一部分時間用于務(wù)農(nóng)，另一部分時間用于非農(nóng)勞動，而W將全部時間用于務(wù)農(nóng)。由此可見，理論上，家庭可以通過優(yōu)化勞動力配置實(shí)現(xiàn)收入最大化，配置的關(guān)鍵因素就是家庭成員務(wù)農(nóng)收入與非農(nóng)收入的相對高低。

圖1 家庭勞動力的配置

（二）研究假說

關(guān)于兼業(yè)會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或糧食生產(chǎn)造成負(fù)面影響的觀點(diǎn)，一般基于以下幾個原因：一是農(nóng)戶兼業(yè)會阻礙土地向種糧大戶集中，從而不利于農(nóng)業(yè)的規(guī)模化經(jīng)營；二是由于糧食生產(chǎn)的比較效益低，兼業(yè)家庭有可能將人力資本高的勞動力優(yōu)先配置于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致從事糧食生產(chǎn)的勞動力質(zhì)量下降；三是農(nóng)戶有可能減少對糧食生產(chǎn)的投入，導(dǎo)致糧食生產(chǎn)的粗放經(jīng)營。然而，農(nóng)戶兼業(yè)是否會影響糧食生產(chǎn)，很大程度上取決于農(nóng)戶兼業(yè)是否會造成農(nóng)業(yè)勞動力短缺，以及如果存在短缺，能否通過勞動力市場得到有效補(bǔ)充或用其他生產(chǎn)要素有效替代。從理論上來說，農(nóng)戶兼業(yè)雖然有可能阻礙整個家庭的城市化，從而影響土地的規(guī)模經(jīng)營，但可以通過家庭分工，擴(kuò)大單個勞動力的土地經(jīng)營規(guī)模；農(nóng)業(yè)勞動力隊(duì)伍雖然存在老齡化與婦女化現(xiàn)象，但也因此提高了勞動參與率，并延長了兼業(yè)農(nóng)戶中勞動力的勞動年齡。由于糧食生產(chǎn)易于機(jī)械化作業(yè)、勞動力需求相對較少的特點(diǎn)，兼業(yè)農(nóng)戶可以利用能夠減輕勞動強(qiáng)度的農(nóng)業(yè)機(jī)械與農(nóng)業(yè)技術(shù)替代非農(nóng)轉(zhuǎn)移的勞動力，反而有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化與現(xiàn)代化。同時，兼業(yè)農(nóng)戶非農(nóng)收入的農(nóng)業(yè)投資效應(yīng)對糧食生產(chǎn)還有可能產(chǎn)生較強(qiáng)的互補(bǔ)作用。由此可見，農(nóng)戶兼業(yè)對糧食生產(chǎn)的影響是雙向的，從理論上很難得出一個單向的結(jié)論，具體影響有待于我們進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。事實(shí)上，隨著我國農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象日趨普遍，農(nóng)民收入?yún)s不斷增長、糧食產(chǎn)量也不斷增加，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)戶兼業(yè)缺乏效率的理論對現(xiàn)實(shí)缺乏應(yīng)有的解釋力，因此我們提出以下研究假設(shè)：農(nóng)戶兼業(yè)模式既有利于增加家庭收入，又有利于增加糧食產(chǎn)量。

（三）理論模型

Oaxaca-Blinder分解法可以將組群之間被解釋變量的差異分解為個體差異帶來的可解釋部分，以及由回歸系數(shù)差異帶來的不可解釋部分，同時可以計(jì)算出各因素對總差異的貢獻(xiàn)率，其基本原理如下。

以家庭糧食產(chǎn)量為例，參照Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，我們?nèi)〖Z食產(chǎn)量的對數(shù)形式，設(shè)純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶的糧食產(chǎn)量決定模型分別為：

其中l(wèi)nYn、lnYj分別為純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶家庭糧食產(chǎn)量的對數(shù)形式；Xn與Xj分別為影響純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶糧食產(chǎn)量的對應(yīng)解釋變量，比如勞動力投入等。β0n、β0j與β1n、β1j分別為方程的截距項(xiàng)與回歸系數(shù)；εn與εj為誤差項(xiàng)，由于Oaxaca-Blinder分解法的假設(shè)前提是方程符合OLS估計(jì)，所以有E（εn）＝E（εj）＝0，于是得到 Oaxaca-Blinder分解式：

式（3）是以兼業(yè)戶為參照標(biāo)準(zhǔn)，也可以純農(nóng)業(yè)戶作為標(biāo)準(zhǔn)，但兩種方法得到的結(jié)果存在一定差異，為避免這種情況，我們采用改進(jìn)后的Oaxaca-Blinder分解模型[9][10]：

其中β＊為全部樣本的回歸系數(shù)，其他變量的含義與式（3）相同。純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶糧食產(chǎn)量總差距就分解為四部分，式（4）右邊第一項(xiàng)反映由于純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶之間因解釋變量的差異而產(chǎn)生的產(chǎn)量差距，稱為特征效應(yīng)；第二項(xiàng)Xn與第三項(xiàng)分別反映純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)農(nóng)戶在變量X上的結(jié)構(gòu)優(yōu)勢（或劣勢）引起的產(chǎn)量差距，兩者合稱系數(shù)效應(yīng)；第四項(xiàng)（β0n-β0j）為截距項(xiàng)差異，反映純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶兩者糧食差異的直接效應(yīng)，由兩者的屬性（是否兼業(yè)）或者其他影響因素（如土地等級）不同造成的，后三項(xiàng)之和為解釋變量不能解釋的產(chǎn)量差距。

本文借鑒Oaxaca-Blinder分解法，通過對純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶的糧食產(chǎn)量差異的分析，驗(yàn)證在排除家庭特征差異及要素投入差異等因素的影響后，兼業(yè)模式是否影響了糧食產(chǎn)量。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)據(jù)來源與調(diào)查說明

1.數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于國家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“新型城鎮(zhèn)化背景下農(nóng)村勞動力外流對糧食生產(chǎn)的影響機(jī)理及對策研究”項(xiàng)目組的實(shí)地調(diào)查，調(diào)查對象包括湖北省松滋市、公安縣、仙桃市、石首市四個江漢平原典型糧食主產(chǎn)區(qū)總計(jì)40個村的種糧農(nóng)戶，調(diào)查形式為面訪式問卷調(diào)查，調(diào)查時間為2013年7～9月，數(shù)據(jù)資料對應(yīng)的時間為2012年。問卷涉及家庭400戶、人口1 714人、耕地面積302.1ha2，在對400份問卷進(jìn)行整理篩選后，獲得有效問卷360份。

2.數(shù)據(jù)處理的相關(guān)說明

由于有效樣本中含有的289.9ha2耕地中，種植的糧食作物主要是水稻，考慮到不同耕地復(fù)種指數(shù)的差異性處理以及不同糧食之間的換算比較復(fù)雜，在進(jìn)行實(shí)證分析時，僅選取水稻作為研究對象。由于我們重點(diǎn)關(guān)注的問題是一定面積的土地上能生產(chǎn)多少糧食，因而對少數(shù)種植早晚雙季稻的農(nóng)戶，在計(jì)算單位畝產(chǎn)水平時將兩季的產(chǎn)量加總，但種植面積只算一次。同時根據(jù)勞動力參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的實(shí)際情況，我們將男60～70歲、女55～65歲仍然參加勞動的視為半勞動力，即采用乘以0.5的方式處理，最后統(tǒng)計(jì)得到有效勞動力有1 072人。

3.農(nóng)戶兼業(yè)情況

按照第二次農(nóng)業(yè)普查標(biāo)準(zhǔn)，將家庭收入全部為農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶定義為純農(nóng)業(yè)戶，其他的稱為兼業(yè)戶，兼業(yè)戶又按兼業(yè)程度分為農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶與非農(nóng)兼業(yè)戶，家庭收入以農(nóng)業(yè)收入為主的兼業(yè)戶稱為農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶（或Ⅰ兼農(nóng)戶），家庭收入以非農(nóng)業(yè)收入為主的兼業(yè)戶稱為非農(nóng)兼業(yè)戶（或Ⅱ兼農(nóng)戶）[11]，本文僅將樣本分為純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶兩組。參照農(nóng)戶兼業(yè)的一般定義，結(jié)合實(shí)際情況，我們將有非農(nóng)收入且年收入在500元以上的農(nóng)戶劃為兼業(yè)戶。按此標(biāo)準(zhǔn)，360戶被調(diào)查農(nóng)戶中有245家兼業(yè)戶與115家純農(nóng)業(yè)戶，兼業(yè)農(nóng)戶占總農(nóng)戶數(shù)的68.06%，表明農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象非常普遍。

4.兼業(yè)戶與純農(nóng)業(yè)戶的家庭收入、糧食產(chǎn)量比較

根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，被調(diào)查家庭人均收入為13 335元。其中兼業(yè)戶人均收入為15 665元，明顯高于純農(nóng)業(yè)戶的8 282元。純農(nóng)業(yè)戶的戶均糧食產(chǎn)量為6 390公斤，高于兼業(yè)戶的5 973.83公斤，但純農(nóng)業(yè)戶的糧食畝產(chǎn)均值為598.49公斤，低于兼業(yè)戶的611.78公斤。

（二）變量選取及說明

經(jīng)過反復(fù)試驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)戶主特征及家庭年齡構(gòu)成、性別構(gòu)成、文化水平構(gòu)成等家庭特征變量對糧食產(chǎn)量沒有顯著影響。因此，我們根據(jù)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)建立糧食產(chǎn)量決定模型（5）。因?yàn)橥ㄟ^Oaxaca-Blinder分解技術(shù)對家庭糧食總產(chǎn)量差異進(jìn)行分解后，也可以找出導(dǎo)致單產(chǎn)差異的原因，所以選取家庭糧食總產(chǎn)量作為被解釋變量，用生產(chǎn)要素變量作為解釋變量。各變量的含義及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。Zi為地區(qū)虛擬變量，Z1、Z2、Z3取1時分別代表公安縣、松滋市與石首市，選取仙桃市作為參照組。

表1 變量說明與描述統(tǒng)計(jì)

從表1可以看出，純農(nóng)業(yè)戶的家庭糧食總產(chǎn)量高于兼業(yè)戶，純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶的戶均糧食產(chǎn)量取對數(shù)后的差異（LnYn-LnYj）為0.058，純農(nóng)業(yè)戶的家庭勞動力投入與種子、農(nóng)藥、肥料（包括化肥與有機(jī)肥）及土地等生產(chǎn)要素的投入都要高于兼業(yè)戶，但機(jī)械費(fèi)用投入低于兼業(yè)戶。

（三）兼業(yè)農(nóng)戶與純農(nóng)業(yè)戶糧食產(chǎn)量差異的Oaxaca-Blinder分解

1.回歸結(jié)果分析

根據(jù)Oaxaca-Blinder的分解思想，首先要對樣本進(jìn)行分組回歸，表2是糧食產(chǎn)量決定模型的回歸結(jié)果，三組樣本的R-squared分別為0.87、0.91、0.82，表明生產(chǎn)要素變量是決定糧食產(chǎn)量的主要因素。勞動力、機(jī)械費(fèi)用、耕地及其他生產(chǎn)要素都與糧食產(chǎn)量存在明顯的正相關(guān)。全部樣本、純農(nóng)業(yè)戶樣本與兼業(yè)戶樣本三個回歸方程的擬合程度均較好，white檢驗(yàn)的Obs＊R-squared統(tǒng)計(jì)值分別為17.896、9.457、15.317，小于（7）的值（18.475），DW 值分別為1.69、1.71與1.87，分別通過了異方差檢驗(yàn)（White檢驗(yàn)）與自相關(guān)檢驗(yàn)（DW檢驗(yàn)），證明OLS回歸方法是有效的。

表2 糧農(nóng)家庭糧食產(chǎn)量的回歸結(jié)果與Oaxaca-Blinder分解結(jié)果

2.Oaxaca-Blinder分解結(jié)果分析

從表2純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶家庭糧食產(chǎn)量差距的Oacaxa-Blinder分解結(jié)果來看，特征效應(yīng)為0.087，而純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶的糧食產(chǎn)量差異為0.058，符號相同，說明特征效應(yīng)是擴(kuò)大差距的。特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為149.89%，即純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶糧食產(chǎn)量差距的149.89%可以由他們在生產(chǎn)要素投入上的差異解釋，這種超過100%的數(shù)據(jù)說明生產(chǎn)要素投入差異“過度解釋”了糧食產(chǎn)量的差距，意味著在各要素邊際生產(chǎn)力相同的前提下，如果保證兼業(yè)戶與純農(nóng)業(yè)戶投入等量多的要素（如土地），兼業(yè)戶的糧食產(chǎn)量反而會高于純農(nóng)業(yè)戶，這也可以解釋為什么兼業(yè)戶的平均畝產(chǎn)要高于純農(nóng)業(yè)戶。系數(shù)效應(yīng)與截距項(xiàng)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率之和為-49.89%，負(fù)值說明系數(shù)的效應(yīng)是縮小糧食產(chǎn)量差距的，這是因?yàn)閷儆趦蓚€群體的某些屬性不同造成的，這種不同屬性可能體現(xiàn)在兼業(yè)戶對家庭勞動力進(jìn)行了合理配置、兼業(yè)戶中務(wù)工成員對務(wù)農(nóng)成員產(chǎn)生了積極影響、兼業(yè)戶的新技術(shù)采納意愿更強(qiáng)等方面，從而使兼業(yè)戶擁有了更高的生產(chǎn)效率。另一個可能的原因是兼業(yè)戶將低等級的耕地轉(zhuǎn)移給了純農(nóng)業(yè)戶，使得兼業(yè)戶組的耕地等級整體高于純農(nóng)業(yè)戶組的耕地等級。

從單個生產(chǎn)要素變量來看，由于兼業(yè)戶的糧食種植面積要低于純農(nóng)業(yè)戶，從而導(dǎo)致兼業(yè)戶相應(yīng)的種子農(nóng)藥肥料等生產(chǎn)要素的投入也要少于純農(nóng)業(yè)戶。所以種子農(nóng)藥肥料等生產(chǎn)要素的投入都顯著擴(kuò)大了差距，對糧食產(chǎn)量差異的貢獻(xiàn)率達(dá)到87.95%，糧食種植面積的貢獻(xiàn)率也高達(dá)83.89%，這些數(shù)據(jù)表明兼業(yè)戶與純農(nóng)業(yè)戶的糧食產(chǎn)量差距主要是由于生產(chǎn)要素投入差異造成的。值得注意的是，勞動力投入對糧食產(chǎn)量差距的貢獻(xiàn)率為14.97%，機(jī)械投入對產(chǎn)量差距的貢獻(xiàn)率為-43.37%，說明雖然兼業(yè)戶減少了農(nóng)業(yè)勞動的投入，但由于用機(jī)械代替了勞動，兩者的綜合并沒有擴(kuò)大產(chǎn)量差距，反而在某種程度上縮小了產(chǎn)量差距，說明農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移還有一定潛力。

按照同樣的原理，我們選取了有效勞動力等7個家庭特征變量作為解釋變量，對兼業(yè)戶與純農(nóng)業(yè)戶的收入差異進(jìn)行了分解，結(jié)果顯示，家庭特征差異只能解釋收入差異的3.77%，由兼業(yè)戶與純農(nóng)業(yè)戶兩種模式本身的差異引起的直接效應(yīng)所占比例為105.7%，顯然，兼業(yè)戶與純農(nóng)業(yè)戶的根本區(qū)別就是家庭勞動力是否存在兼業(yè)，即兩組收入差異的最根本原因是兼業(yè)戶對勞動力進(jìn)行了合理配置，部分勞動力參與了能獲較高收入的非農(nóng)勞動造成的。限于篇幅，本文略去了對收入差異的分解過程。

四、結(jié)論與啟示

（一）主要結(jié)論

根據(jù)以上實(shí)證分析，可以得到以下結(jié)論：

一是兼業(yè)戶的糧食總產(chǎn)量低于純農(nóng)業(yè)戶，糧食總產(chǎn)量低的原因是兼業(yè)戶減少了種糧面積及其他生產(chǎn)要素投入，兼業(yè)戶除增加了機(jī)械投入外，其他生產(chǎn)要素的投入都要低于純農(nóng)業(yè)戶。種糧比較效益太低可能是兼業(yè)戶不種糧、少種糧的直接誘因，隨著兼業(yè)程度的提高，農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比例不斷下降，農(nóng)民種糧的積極性也會受到影響。

二是兼業(yè)戶的糧食畝產(chǎn)水平要高于純農(nóng)業(yè)戶，這是由于兩個群體的某些不同屬性造成的，如家庭勞動力的配置與新技術(shù)采納意愿的差異等，另一重要的原因是兼業(yè)戶中轉(zhuǎn)移出去的勞動力完全可以由增加機(jī)械投入來替代，兩種生產(chǎn)要素的一減一增反而有利于糧食生產(chǎn)，表明糧食主產(chǎn)區(qū)勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移促使兼業(yè)戶更多地使用機(jī)械，這種趨勢反而有利于農(nóng)業(yè)機(jī)械化。

三是兼業(yè)模式是農(nóng)戶追求家庭收入最大化做出的理性選擇，兼業(yè)戶的家庭收入明顯高于純農(nóng)業(yè)戶，表明相對于純農(nóng)業(yè)戶來說，農(nóng)戶兼業(yè)不僅提高了糧食生產(chǎn)效率，而且提高了家庭收入。造成兩者收入差距的原因是兼業(yè)戶對家庭成員進(jìn)行了合理配置，務(wù)工成員的工資性收入要高于純農(nóng)業(yè)戶的農(nóng)業(yè)收入。

（二）政策啟示

1.適時調(diào)整糧食調(diào)控目標(biāo)，寓糧食安全于農(nóng)民增收之中

既然家庭收入最大化是決定農(nóng)戶行為選擇的關(guān)鍵因素，就不能將農(nóng)民增收放在從屬于糧食安全的次要地位，甚至讓農(nóng)民被迫做出某種犧牲。只有把農(nóng)民增收作為糧食安全保障的前提，將糧食安全保障的重點(diǎn)由強(qiáng)調(diào)農(nóng)民種糧向保障農(nóng)民種糧收入方面轉(zhuǎn)化，寓糧食安全于農(nóng)民增收之中，充分調(diào)動糧農(nóng)的積極性，讓多種糧、種好糧成為糧農(nóng)的自主選擇，才能真正實(shí)現(xiàn)糧農(nóng)的收入最大化目標(biāo)與政府的糧食安全保障目標(biāo)的有機(jī)統(tǒng)一。

2.加大農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度，提高純農(nóng)業(yè)戶的家庭收入水平

由于純農(nóng)業(yè)戶的收入要低于兼業(yè)戶，農(nóng)戶兼業(yè)現(xiàn)象短期內(nèi)既符合農(nóng)民收入最大化需求，也暫時沒有影響到糧食生產(chǎn)，但其長期普遍存在顯然不利于種糧大戶的培育與糧食生產(chǎn)的規(guī)?；?jīng)營。因此，政府應(yīng)該繼續(xù)加大對糧食生產(chǎn)的補(bǔ)貼力度，改革現(xiàn)有糧食補(bǔ)貼力度太小與補(bǔ)貼方式不規(guī)范的弊端[12]，充分權(quán)衡人、地、糧多重因素，制定向種糧大戶傾斜的補(bǔ)貼政策，逐步縮小純農(nóng)業(yè)戶與兼業(yè)戶的家庭收入水平差距。

3.繼續(xù)推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)業(yè)剩余勞動力的有序轉(zhuǎn)移

農(nóng)戶兼業(yè)是農(nóng)民追求收入最大化和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的理性選擇，因此，在短期內(nèi)城鎮(zhèn)化、工業(yè)化對勞動力吸納能力較弱、農(nóng)村剩余勞動力的徹底轉(zhuǎn)移特別是舉家遷移還存在一定難度的背景下，以及在未能大幅提高純農(nóng)業(yè)戶經(jīng)營收入的條件下，任何人為地將農(nóng)戶家庭驅(qū)向城市，導(dǎo)致農(nóng)戶家庭“被市民化”的政策，以及盲目集中土地，糧食生產(chǎn)“被規(guī)?；钡男袨?，短期內(nèi)既不利于糧農(nóng)家庭收入最大化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，也不利于糧食安全。但由于兼業(yè)戶中轉(zhuǎn)移出去的勞動力并未對糧食生產(chǎn)造成重大影響，反而有利于農(nóng)業(yè)機(jī)械化，因而繼續(xù)推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，減少城市成本太高對勞動力轉(zhuǎn)移的阻礙，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)剩余勞動力的有序轉(zhuǎn)移仍然十分必要。

[1]速水佑次郎，神門善久.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)論[M].沈金虎，周應(yīng)恒等，譯.北京：中國農(nóng)業(yè)出版社，2003.

[2]陳曉紅，汪朝霞.蘇州農(nóng)戶兼業(yè)行為的因素分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007，（4）：25—31.

[3]李旻，趙連閣.農(nóng)業(yè)勞動力“老齡化”現(xiàn)象及其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響——基于遼寧省的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009，（10）：12—18.

[4]蔡昉，王美艷.農(nóng)村勞動力剩余及其相關(guān)事實(shí)的重新考察[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007，（10）：4—12.

[5]鄭曲恒.農(nóng)村舉家遷移的影響因素：基于混合Logit模型的經(jīng)驗(yàn)分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2013，（10）：17—29.

[6]鐘甫寧.勞動力市場的調(diào)節(jié)是農(nóng)民增收的關(guān)鍵——評《農(nóng)村發(fā)展與增加農(nóng)民收入》[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007，（5）：78—80.

[7]許慶，尹榮梁，章輝.規(guī)模經(jīng)濟(jì)、規(guī)模報(bào)酬與農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營——基于我國糧食生產(chǎn)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（3）：59—71.

[8]西奧多.W.舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M].梁小民，譯.北京：商務(wù)印書館，1987.

[9]孫敬水，黃秋虹.中國城鄉(xiāng)收入差距主要影響因素及其貢獻(xiàn)率研究——基于全國31個省份6937份家庭戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)分析[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2013，（6）：5—20.

[10]Oacaxa，R.，Ransom，M.On Discrimination and the Decomposition of Wage Differentials[J].Journal of Economic，1994，61（1）：5—11.

[11]梅建明.工業(yè)化進(jìn)程中的農(nóng)戶兼業(yè)經(jīng)營問題的實(shí)證分析——以湖北省為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2003，（6）：58—66.

[12]龍方，卜蓓.糧食補(bǔ)貼政策對糧食增產(chǎn)的效應(yīng)分析[J].求索，2013，（2）：18—20.