改革开放以来，随着农村家庭联产承包责任制的建立，农户事实上成为农村的微观经济主体。而农村工业化和城镇化水平的不断提高，使农户经营已由过去的计划指令性向市场导向化转变，经营行为已不再局限于农业领域，逐步向非农产业全方位拓展，农户经营行为出现分化成为必然。本文利用农业普查资料并结合农村住户调查资料，对浙江农户的经营行为进行系统分析，期望通过对农村微观经济主体经营行为的研究，提出科学、有效政策建议，积极引导农户经营行为，以实现促进农业发展、增加农产品产量和提高农民收入的长期战略目标。

一、农户经营行为的分类及浙江农户经营行为分化现状

农户经营行为属农户经济行为范畴，是指在一定经济条件下，农村住户为达到一定的目标而选定的经营方向、经营规模、经营方式而表现出来的一系列经济活动的过程。根据农业普查方案，以农村住户家庭从业人员的劳动主要投向为标准，将从事生产经营活动的农户分为四种类型:

1.纯农业户。家庭从业人员从事的主要行业均为农业，并取得其收入的农村住户，如果家庭从业人员中有人从事少量的非农业活动，但其收入占家庭总收入的比重不超过10%的农户，也归入纯农业户。

2.农业兼业户。家庭从业人员既从事农业生产活动，又从事非农业生产活动，但以从事农业为主的从业人员数超过从事非农业生产活动的，为农业兼业户;如果从事农业生产活动的从业人员数与从事非农业生产活动的从业人员数大体相同，但家庭农业收入超过非农业收入的，归入农业兼业户。

3.非农兼业户。与农业兼业户相反，从事非农业活动的从业人数超过从事农业生产活动的，或者从事非农业生产活动的从业人数与从事农业生产活动的从业人数大体相同，但家庭非农收入超过农业收入的，为非农兼业户。

4.非农业户。家庭从业人员从事的主要行业均为非农行业，并取得其收入的农村住户。如果家庭从业人员中有人从事少量的农业生产活动，但其收入不超过家庭收入的10%，也计入非农业户。

据第二次农业普查数据，2006年末，浙江共有农村常住户889.46万户，其中生产经营户781.80万户，非经营户107.66万户。在从事生产经营活动的农户中，纯农户占25.86%，农业兼业户占5.61%，非农兼业户占15.58%，非农业户占52.95%。

与1996年第一次农业普查数据进行同口径比较（见表1），可以看出十年来浙江农户经营行为的分化趋势有以下特点：

表1 两次农业普查浙江从事生产经营的农户经营结构比较

单位：%

（一）纯农户的比重基本保持稳定。据第一次农业普查结果，在浙江从事生产经营活动的农户中，纯农户比重为26.57%；而第二次农普结果显示，纯农户比重为25.86，仅比一普低0.71个百分点，表明浙江农户中纯农户的比重十年来没有出现明显变化，基本保持在四分之一左右。

（二）兼业户的比重出现明显下降，低于纯农户的比重。第二次农普结果表明，农户中的农业兼业户和非农兼业户比重合计为21.19%，比一普结果（38.82%）降低了17.63个百分点。其中，农业兼业户比重降低了10.77个百分点，非农兼业户比重降低了6.86个百分点。这显示了兼业经营只是农业产业发展过程中的一个过渡形态，最终要向纯农户或非农户转变。

（三）非农业户的比重大幅提高，已占农户一半以上。从表1可以看出，2006年末浙江非农业户的比重，在1996年较高的基础上又有了明显提高，从34.61%提高到52.95%，提高了18.34个百分点，比重已超过农村生产经营户的一半以上。兼业户比重和非农业户比重的一减一增，说明随着经济的发展，越来越多的农户，已经告别了过去农村赖以为生的农业生产方式，主要从事农村工业、建筑业、商业、交通运输业等非农产业。

（四）全省农户经营行为和经营结构存在明显的地域差异。与一普结果相似，依照农户经营结构的差异性，按地区分布可以把农户大致分为三类：第一类，地处沿海、经济相对发达的地区，如宁波市、温州市、台州市、绍兴市和舟山市等地的非农业户比重相对较高，分别达到69.90%、67.75%、61.18%、58.51%和53.93%，高于全省平均水平。这些地区素有经商和从事家庭手工艺的传统，农户商品意识强，非农化倾向强烈。第二类，包括杭州市、嘉兴市、湖州市和金华市，尤其是前三个地区，地处杭州、上海等大城市周围，其非农业户比重虽然不算高，但农户兼业化程度高，农户利用地理位置优势，通过种植制度调整，农业产业结构不断优化。第三类，包括衢州市和丽水市，属我省欠发达地区，农户居住远离大城市，交通、信息相对闭塞，产业化程度低，因此非农业户比重较低，而纯农户比重较高，分别高达54.33%和61.94%（见表2）。

表2 第二次农业普查全省各地区农户经营结构

单位：%

二、影响农户经营行为的因素分析

在市场经济条件下，农户经营行为的分化，是农户根据家庭资源禀赋和所处自然、经营环境等，为追求家庭效用最大化而作出的理性选择。那么有哪些因素对农户经营行为的分化产生影响呢？本文拟采用经济计量模型，利用与农业普查同时点（即2006年底）的4700户农村住户抽样调查数据，对影响农户经营行为的内在及环境因素进行定量分析。

（一）模型的选择

本文采用的经济计量模型是排序多元离散选择模型。在经济生活中存在广泛的排序多元离散选择模型问题。例如，居民外出就餐的选择：高档饭店、一般饭店、普通小饭店等等。农户以家庭从业人员的劳动主要投向比重分为纯农户、农业兼业户、非农兼业户和非农业户，显然，排序多元离散选择模型适合于农户经营行为分化的分析。

排序多元离散选择模型(简称排序模型)与二元离散选择模型相比有两个不同点：(1)离散选择在三个或以上；(2)离散选择有一定的顺序。在排序模型中，作为被解释变量的观测值y表示排序结果或分类结果，其取值为整数，如0，1，2，3，…。解释变量x_i是可能影响被解释变量排序的各种因素，x_i可以是多个解释变量的集合，即向量。

排序模型的一般形式是：y_i=x_iΡ+ε，式中y_i是隐变量(1atent variable，或潜变量)，x_i是解释变量的集合，Ρ是待估计的参数，ε是随机变量(或随机扰动项)。相对于显式变量y而言，隐变量y_i没有观测值，一个典型的解释是把隐变量理解为某种效用，效用的大小可用数值来衡量。在估计排序模型时，只需输入y的观测值和各解释变量x_i的观测值。隐变量y_i由解释变量x_i作线性解释后，依据y_i所对应的如下规则，对y_i进行排序分类：

式中，各γ_i是决定y_i排序的门限值(threshold values，或端值)。决定y_i排序的值是0，1，2，…，M，但也可以是任意值。排序模型要求，对于y_i*而言，较大的y_i对应于较大的隐变量y_i*。所以，当y_ij时，就意味着y_i*j*。

各y观测值的概率由下列式子确定：

式中，F是ε的累积分布函数。如果选择Porbit模型，F就是标准正态分布函数；如果选择logit模型，F就是逻辑分布函数。由此我们可知，排序模型估计得到的实际上是各观测值y落入不同区间(即等级)的概率。

γ是与系数β一起估计的门限值(端值)，由极大化下列对数似然函数得到β和γ。

利用经济计量软件Eviews可以方便地估计排序多元离散选择模型。

（二）变量的选择

在农户抽样调查中，调查指标十分详尽而细致，全面反映了农村住户的基本情况。根据农户抽样调查的指标，在经济学分析的基础上，本文选择了与农户经营行为具有紧密的因果关系的相关指标进行分析，考察所选的各指标对农户经营行为的影响是否显著及显著程度。

表3 变量名称及其含义对照表

比较表4和表5可知，去掉两个解释效果不显著的变量后，其余各变量的系数估计值变化很小，这进一步表明了RJSCXZCYZ（户人均生产性固定资产原值）和SFLQ（是否老区村）两个变量对农户经营行为的影响不大，可以剔除。

模型估计结果的拟合图和残差图如附录一所示。从模型的指标和残差图来看，模型的整体回归效果良好，具有较好的解释能力。观察z-统计量，在0.05的置信水平下，所选的12个变量的系数都显著不等于零。由于模型中既有绝对数指标又有相对数指标，并且绝对数指标的量纲也不尽相同，所以直接比较系数大小并没有意义。但z-统计量的绝对值可以比较各解释变量对被解释变量的解释程度。所以，根据z-统计量对各解释变量的解释能力大小进行排序，依次是：LDL_PJJYCD（12.18618）、XZQYS（11.83759）、DS_PY（11.81313）、MHRJJYTDMJ（11.59252）、LDL_PXL（9.812504）、DS_QL（7.109904）、XCJL_10（5.53789）、LDL_PJNL（5.067899）、ZBLDL（2.86172）、JTRS（2.531909）、SFCJZYZZ（2.320492）、XCJL_10_20（2.157477）。从系数符号来看，MHRJJYTDMJ、ZBLDL、LDL_PJNL三个变量系数为负，说明这三个变量对农户经营行为选择有相反影响，即这三个变量的数值越大农户经营农业的可能性越大。

（四）由模型得到的结论

由模型结果可以看出，劳动力平均受教育程度、所在村的乡镇企业数、所在村的地势是否平原、户人均经营土地面积的大小对农户经营行为的选择影响较大。农户整半劳动力数、家庭规模、是否参加专业性合作经济组织、距县城距离远近，也是影响农户选择经营行为的重要变量，但相对其他变量其影响程度较弱。具体来看：

1.农户劳动力人数及其素质对农户的经营行为影响较大。整半劳动力人数多、劳动力平均年龄大的农户更倾向于经营农业。劳动力受教育程度高、受专业培训多的农户其经营行为越倾向于选择非农业。

2.农户所在村所处的地理位置对其经营行为影响较大。农户所在村越是地处平原越倾向于经营非农业、越是地处山区越倾向于经营农业；农户距县城越近越倾向于经营非农业，距县城越远越倾向于经营农业。

3.农户所在村的乡镇企业数多少对农户的经营行为影响大。农户所在村乡镇企业数越多，就意味着非农就业机会越多，农户也就越倾向于选择经营非农业。

4.户人均经营的土地面积对农户经营行为的选择也有较大影响。户人均经营的土地面积越多，成为纯农户、农业兼业户的可能性就越大，而成为非农业户的可能性则越小。

5.农户的家庭规模和是否参加专业性经济组织也能影响其经营行为的选择。家庭人数多的农户和参加专业性经济组织的农户越倾向于选择经营非农业。

三、农户经营行为分化对农业生产及农民增收的影响

农户经营行为分化是社会经济发展的必然规律，其对农业生产及农民增收到底有些什么影响呢？我们利用2006年农村住户抽样调查数据，对此作进一步的分析探讨。

（一）农户经营行为分化使非农产业成为农户增收的主要渠道

对不同类型农户的人均全年纯收入进行比较（见表6），可见随着非农化程度的提高，农户人均纯收入也相应上升，其中主要贡献来自于工资性收入，如非农户人均纯收入是纯农户的1.52倍，而非农户的工资性收入则是纯农户的3.45倍。与此同时，由于家庭经营纯收入分为两部分，其中第一产业纯收入随着非农化程度的提高而降低，而非农产业纯收入则随着非农化程度的提高而提高，因此两者相加正好抵消差异，使不同经营类型农户的家庭经营纯收入差别并不大。从第一产业收入在全年纯收入中的比重看，纯农业户、农业兼业户、非农兼业户和非农户分别为50.1%、41.7%、24.4%、5.7%，显示了随着非农化程度的提高，第一产业逐步丧失了作为农户收入主体的地位。

表6 不同类型农户人均全年纯收入比较

（二）农户经营行为分化促进农业机械化水平的提高

通过对农户的农业机械使用情况进行比较（见表7），可以看出随着非农化程度的提高，农户总体的机械化水平也在提高，无论是机耕面积占耕地面积比重、机收面积占播种面积比重，还是机电灌溉面积占耕地面积比重，都显示出相同的趋势。这可能是由于受现有土地流转制度等的限制，兼业农户和非农户仍保留相当数量的承包土地，但由于这些农户有部分甚至全部劳动力从事非农产业，因此会更倾向于利用高效率的生产经营方式来完成土地承包任务。

表7 不同经营类型农户机械化水平比较

（三）农户经营行为分化促进土地经营向规模化发展

表8 不同经营类型农户经营土地规模比较

通过对不同经营类型农户人均期末实际经营的土地面积进行比较（见表8），可以看到纯农户和农业兼业户的土地规模明显较大，非农兼业户的土地规模次之，非农业户人均经营的土地规模最小，仅占纯农户或农业兼业户的三分之一左右。说明农户经营行为的分化，也使得土地逐步向纯农户和农业兼业户集中，农户经营行为向规模化、集约化发展渐成趋势。

（四）农户经营行为分化促进农业劳动力资源的优化配置

表9 不同经营类型农户劳均纯收入比较

从表9的比较结果，我们看到以劳均第一产业纯收入衡量的第一产业劳动生产率，随着非农化程度的提高而逐步降低。但这是在假设兼业户和非农户的全部整半劳动力都投入到第一产业的前提下得到的结果，而事实上，由于兼业化和非农化程度的逐步提高，剩余的劳动力从土地上转移到非农产业，以实际投入第一产业的劳动力数量计算的第一产业劳动生产率将大大提高。而这些转移到非农产业的劳动力，又带来了更多的非农收入，这从表9中劳均全年纯收入的比较就可看出。因此，农户经营行为的分化实际上提高了农村劳动生产率，是对农村劳动力的优化配置。

（五）农户经营行为分化使农户对第一产业的资金投入减少

从表10中可以看出，农户家庭经营总支出随着非农化程度的提高而逐步减少，显示农村住户从事非农产业并非以自身经营为主。在家庭经营费用总支出的内部结构中，第一产业支出比重也是随着非农化程度的提高而降低，第二产业、第三产业支出比重则反之，如纯农户家庭经营费用支出的97.7%是用于第一产业，而非农户只有23.3%用于第一产业，用于第二产业和第三产业的比重则分别为48.1%和28.6%。在第一产业生产费用支出的内部结构中，农业和牧业是主要投资方向，但随着农户非农化程度提高，农业支出比重也有提高，而牧业比重则出现下降。这也说明了随着非农化的发展，能投入到农业中的资源越来越紧张，而为了满足家庭生活的需要及完成国家定购任务等，不得不将有限的资源尽可能投入到种植业生产上去，而减少对牧业的投入。

表10 不同类型农户家庭经营分项支出比较