关键词家庭经营;产业结构;现状;存在问题;调整措施;陕西靖边
农民家庭经营是指以农民家庭为单位独立地或相对独立从事农业生产经营活动。家庭经营能够充分利用劳力、资金、劳动时间等生产要素,调动成员主动性与积极性,灵活安排农业生产,可以与不同的所有制、不同的社会制度、不同的物质技术条件、不同的生产力水平相适应,具有广泛的适应性和顽强的生命力,适合农业生产力的发展,家庭经营的特点与优越性决定了其会长期存在。产业结构是指家庭经营各业的构成及各业之间的联系和比例关系,合理的产业结构可以促进家庭经营的健康发展。随着市场经济的发展和产业结构的升级优化,传统家庭经营模式逐步表现出生产规模小、农村资源要素得不到有效配置、组织化程度和市场地位低、缺乏竞争力等问题,导致生产弱化,制约农村经济发展[1-2]。现以陕西省靖边县为例,对农民家庭经营与产业结构进行探讨。
1农民家庭经营与产业结构现状
靖边县位于陕西省北部偏西,毛乌素沙漠南缘,按照地形地貌可分为南部丘陵沟壑区、中部梁峁滩涧区、北部风沙滩水区。全县总土地面积5 088 km2,耕地面积8.67 万hm2,辖22个乡镇,214个村,6万农户,农业人口26万人,16万农村劳动力,户均人口4.3人,户均劳动力2.7人,户均耕地1.45 hm2,人均耕地0.33 hm2,其中南部丘陵沟壑区人均耕地约0.4 hm2,中部滩涧区人均耕地约0.33 hm2,北部滩水区人均耕地约0.27 hm2。
靖边县主要从事第一产业的农户占总农户数的80%以上,主要从事第二产业的农户占5%左右,主要从事第三产业的农户占15%左右,在第一产业内部,主要从事种植业的农户占70%左右,从事种养结合的农户占30%左右。
农民收入主要由家庭经营收入、报酬性收入、财产性收入、转移性收入4个部分构成。据2009年在全县南部、中部、北部抽样调查,农户家庭经营纯收入为5 433 836元,报酬性收入为1 814 760元,财产性收入8 160元,转移性收入为419 170元,收入合计7 675 926元,人均纯收入6 343.7元。
不同区域家庭经营收入差异较大。南部山区由于地域限制,自然条件差,传统的农业广种薄收、靠天吃饭等局面尚未改变,遇雨年份收成好,干旱年份收成差,甚至绝收,主要从事小杂粮生产,农民收入主要来源于转移性收入和外出劳务;中部滩涧区,自然条件相对较好,土地广,主要从事马铃薯、玉米及部分小杂粮种植,农民收入较好;北部滩水区,自然条件最为优越,土地少,主要从事玉米、蔬菜、种养结合的高效农业生产,农民人均收入为全县最高。2009年抽样调查显示,北部地区人均纯收入8 019元,中部地区人均纯收入5 481.9元,南部地区人均纯收入3 933.4元。
不同产业构成家庭经营收入差异较大。种养结合农户年户均纯收入达4万元左右,单一从事种植业农户年户均纯收入2万元左右,外出劳务的农户年户均纯收入3万元左右,滩水地区从事蔬菜产业的农户年户均纯收入6万元左右;主要经营第二产业农户的年户均纯收入15万~20万元;主要经营第三产业农户的年户均纯收入8万~10万元左右。
2农民家庭经营与产业结构存在的问题
2.1农村资源配置效率低,导致资源浪费
全县户均耕地为1.45 hm2,2.7个劳力,主要从事玉米、马铃薯生产,以平均每年每公顷投入劳力180个标准工日计算,每个家庭农户年合计投工260.4个标准工日。按每个劳力年劳动时间以250个标准工日计算,每个家庭经营农户年仅需劳动力1.04人,则有1.66个劳动力处于剩余状态,劳动力利用率只有38.5%,导致农民收入低。全县劳动力还存在季节性过剩,特别是冬闲,劳动力利用状态总体上表现为春秋集中种植收获季节紧张。在北部滩水区,从事蔬菜产业的农户,以每户经营0.4 hm2露地菜、0.2 hm2保护地菜计算,以平均每年每公顷投入劳力600个标准工日计算,0.6 hm2仅需360个标准工日,单蔬菜一项劳动力利用率就提高到53%,农民收入较高。
2.2产业结构不合理,营销体系不健全,产业链条短
农民家庭经营主要以第一产业为主,在第一产业内部,主要以种植业为主,农民家庭经营中的二、三产业大多以工程建筑、商饮服务为主,从事农业领域的农资供应、农产品营销、加工等所占份额较少,农民在农村产业结构中只扮演生产者角色,主要在农产品初级生产环节利用农村劳动力资源,导致劳力资源利用不合理,在市场营销体系中,家庭农户这个终初端市场主体以高价购进生产资料、低价出售原产品为主,营销环节利益流失严重[3]。
2.3分散经营,缺乏规模效益
土地产出较高的北部滩水地区,以户均种植0.67 hm2玉米计算,产量13.5t/hm2,平均售价1.8元/kg,平均收入2.43万元/hm2,生产费用6 000元/hm2,纯收入1.83万元/hm2,产出投入比达3∶1,经营商业的一般利润比例占10%,按经营1季农业可经营10次商业周转周期计算,经营农业效益远高于经营商业,而由于农户缺乏种植规模,以上单一从事玉米种植业的家庭农户年户均纯收入只有12 200元。
3发展农民家庭经营与产业结构调整措施
3.1发展农民专业合作社,提高组织化程度
坚持合作社法,按照民办、民管、民受益原则,引导发展物资、技术、信息、生产、营销等合作互助经济组织,降低交易成本,增加农民收入,增强家庭经营的市场竞争力,促进产业和谐升级。
3.2推行农地流转,实现农业规模效益
按照“依法、自愿、有偿”的原则,引导推进农地流转,合理配置土地、劳力、资金等农村资源要素,推进规模经营,使家庭经营实现规模效益。
3.3深化产业结构调整,促使家庭经营健康发展
一是发展二、三产业,发展农产品包装、储藏、加工、信息、品牌等营销体系,培育农产品有形市场,延长产业链,拓宽农民收入渠道,实现劳动力向二、三产业转移[4];二是第一产业内部协调各业比例,在发展主导产业同时,因地制宜发展种养结合及蔬菜产业,提高劳动力利用率;三是发展劳务经济。
3.4提高劳动者素质,适应生产力发展
靖边县农村劳动力中,高中文化程度仅占9.8%,初中30.09%,小学40.4%,文盲18.99%,农民文化科技水平不高,一方面,使得农业新技术的应用、新品种的推广受到限制,难以适应农业产业结构调整要求;另一方面,缺乏新知识、新思想,也使得农村劳动力在非农领域就业困难,难以实现农村劳动力的转移。因此,需加大农村教育培训工作力度,提高农民素质。
4参考文献
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（吉林大学 生物与农业工程学院，吉林 长春 130022）
摘 要：文章以国内现有的研究影响农民土地转出/转入意愿与行为因素的量化实证结果为基础，利用元分析汇总出农民的个人特征、家庭特征、土地流转特征、生产特征、环境特征等方面的具体因素对农民土地转出/转入意愿与行为的影响情况，解决了现有研究结论分歧大、单个研究样本量小的问题。同时还研究了日渐完善的土地流转政策对农民土地转出/转入意愿与行为的调节效应，发现中央不断推行的土地流转政策对于家庭总人数多和非农收入比重低的农民土地转出意愿的影响力较强，对于文化程度低的农民土地转出行为、非农收入比重高的农民土地转入行为的推动力较强，从而找到了政策提升农民土地转出/转入行为的途径。
关键词 ：土地流转；意愿；行为；元分析；调节分析
中图分类号：F321
文献标识码：A
文章编号：1002－3240（2015）07－0069－05
收稿日期：2015-04-15
作者简介：吕东辉（1967-），辽宁康平人，吉林大学生物与农业工程学院教授，博士生导师，研究方向: 农业经济管理与系统工程、农产品期货市场与国际贸易；张桂颖（1981-），吉林通化人，吉林大学生物与农业工程学院博士研究生，通化师范学院数学学院讲师，研究方向:农业经济管理与系统工程。
土地流转是近几年来国内学术界研究的热点问题。土地流转能优化土地资源配置、提高土地利用效率、加快农民增收和农业结构调整，是中国农业现代化的必由之路。农民是土地流转市场的主体，直接参与土地资源的配置，农民所持态度直接影响着土地流转的效率，其意愿对实际的行为具有很强的导向性和影响力，对于土地承包经营权流转及其机制和模式选择有着根本性的影响。不顾农民的意愿而强制推行的土地流转模式终将失败。研究农民土地流转意愿行为的影响因素，有利于更好地把握农民土地流转的规模、速度以及解决由此而可能产生的一些纠纷，从而有利于更好地解决农村土地流转问题。
一、文献综述
为了更好解决我国农村土地流转问题，自2002年开始国内学者就从不同的角度高度关注了农民土地流转意愿与行为的影响因素，进行了大量量化实证研究。Feng, S. and Heerink, N.(2008)验证了土地租赁与劳动力转移之间的负相关关系[1]，这与石敏和李琴(2014)[2]的观点相反。Huang(2012)、赵光和李放(2012)认为非农就业的出现会促进农户转出耕地[3][4]。黎霆等(2009)、杨丹和高汉(2012)分别认为劳动能力和地权稳定性预期、信贷资金可得性是影响农户参与土地流转的重要因素[5][6]。罗必良和郑燕丽(2012)、聂建亮和钟涨宝(2014)分别研究了农户产权行为能力、分化程度对土地流转行为的影响[7][8]。这些研究绝大部分样本数据都来自于对某一省(市、县)农民进行的抽样调查，单个样本量偏小不具有普遍性，且研究结论分歧大不具有一致性。本文以这些研究结果为数据基础关注两方面问题：第一，在国内关于各因素对农民土地流转意愿与行为影响的研究结论分歧如此大的情况下，应该如何评估各主要因素的影响？第二，中央推出并陆续实施了一系列土地流转政策，并加大对政策的宣传，那么日渐完善的土地流转政策会从哪些途径提升农民土地流转的意愿与行为？政策推动农民土地流转意愿与行为的效果对于不同农民有何差异？本文将对上述问题运用元分析的方法给予定量化解答。元分析近十几年来在管理学、经济学领域受到诸多的关注，但是在农业经济领域的应用甚少。目前为止，还没有关于土地流转方面的元分析研究，也没有关于政策如何影响土地流转的定量研究。
二、数据与模型
结合本文的研究目的进行精细的筛选，纳入元分析的关于农民的土地转出意愿/转入意愿/转出行为/转入行为的有效原始文献有45/34/49/42篇，样本量为23111/20794/35752/32795，覆盖了全国22/20/25/24个省(自治区、直辖市)（中国知网，万方数据库，维普数据库）。这些文献基本使用的都是logistic模型，对采用probit模型的系数先转化成了logistic系数以后才使用(本文所用元分析的原始文献检索截止到2014年11月，详细目录可向作者索要)。
本文以系数估计值作为效应值 (对于一些单位不统一的连续变量选用发生比)，系数估计值的方差(标准误的平方)的倒数为权重 ，来计算汇总效应值
Q服从χ2（ki-1）分布，若Q值大于相应的卡方临界值，则意味着平均效应值相对应的总体存在异质性，可以进一步探索主效应的调节变量。当效应值之间同质时，应采用固定效应模型；当效应值之间具有异质性时应采用随机效应模型。本文在判断调节变量的存在性问题上将理论分析和同质性检验结果相结合。进而以调节变量为自变量、效应值为因变量进行回归分析来进行调节效应估计，筛选出导致异质性的影响因素。
三、农民土地流转意愿与行为的影响因素：主效应分析结果
最后纳入主效应分析的土地转出/转入意愿的影响因素有12/10个，土地转出/转入行为的影响因素有11/8个 (借鉴Hunter和Schmidt(2004), Borenstein等(2009)的建议，并根据国际惯例将主效应分析中效应值个数的最小值定为5[9][10])，我们将其分类为个人特征(性别、文化程度、年龄)、家庭特征(家庭总人数、农/非农业劳动力人数、家庭总收入、人均纯收入、农业收入，是否参加社会保障)、土地流转特征(是否有土地流转中介组织)、生产特征(非农收入比重、耕地面积、人均耕地面积)、环境特征(与城镇的距离)，其测量方式分为虚拟、定序、连续，分别对土地转出意愿、转入意愿、转出行为、转入行为的主效应分析和同质性检验，结果如下(下面的K表示效应值的数目，Q表示同质性检验统计量)，由于篇幅关系我们只报告显著的结果：
1.土地转出意愿的主效应分析结果：文化程度(定序，K=22，Q=134.986)的汇总效应值为0.215；文化程度(连续，K=12，Q=27.702)的汇总效应值为149.442；年龄(定序，K=10，Q=315.536)的汇总效应值为-2.593;年龄(连续，K=31，Q=20830.04)的汇总效应值为22.487；家庭总人数(连续，K=21，Q=160.989) 的汇总效应值为-3.229；农业劳动力人数(连续，K=17，Q=33.274)的汇总效应值为-16.559；家庭总收入(连续，K=7，Q=0.329)的汇总效应值为1.132；人均纯收入(连续，K=5，Q=8.825)的汇总效应值为1.803；非农收入比重(定序，K=5，Q=68.191) 的汇总效应值为0.843；非农收入比重(连续，K=8，Q=17.33)的汇总效应值为1.337。根据Q值与相应的卡方临界值的比较，只有性别、家庭总收入、人均纯收入和农业收入采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。
2.土地转入意愿的主效应分析结果：性别(虚拟，K=7，Q=19.649)的汇总效应值为-1.561；文化程度(定序，K=17，Q=61.354)的汇总效应值为-36.21；年龄(定序，K=10，Q=220.608) 的汇总效应值为4.232；年龄(连续，K=21，Q=253.005)的汇总效应值为-207.343；家庭总人数(连续，K=17，Q=118.231)的汇总效应值为-24.869；农业劳动力人数(连续，K=13，Q=64.934) 的汇总效应值为1.703；农业收入(连续，K=7，Q=6.468)的汇总效应值为1.753；非农收入比重(定序，K=5，Q=72.869)的汇总效应值为-0.742；非农收入比重(连续，K=6，Q=13.995)的汇总效应值为-378.415；耕地面积(连续，K=14，Q=2.333)的汇总效应值为1.065；人均耕地面积(连续，K=8，Q=0.975)的汇总效应值为1.073。其中文化程度(连续)、家庭总收入、农业收入、耕地面积和人均耕地面积采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。
3.土地转出行为的主效应分析结果：文化程度(定序，K=16，Q=12.488)的汇总效应值为0.184；文化程度(连续，K=14，Q=50.586)的汇总效应值为0.05；农业劳动力人数(连续，K=19，Q=221.653)的汇总效应值为-0.683；非农劳动力人数(连续，K=11，Q=391.896)的汇总效应值为0.438；非农收入比重(连续，K=12，Q=93.375)的汇总效应值为0.046；耕地面积(连续，K=20，Q=4.188E+12)的汇总效应值为473627100.3。其中性别、与城镇的距离和文化程度(定序)采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。
4.土地转入行为的主效应分析结果：文化程度(定序，K=11，Q=27.129)的汇总效应值为0.306；文化程度(连续，K=13，Q=49.632)的汇总效应值为-0.064；农业劳动力人数(连续，K=14，Q=59.592)的汇总效应值为0.14；非农收入比重(连续，K=13，Q=3966.036)的汇总效应值为-0.225；耕地面积(连续，K=18，Q=7927603913)的汇总效应值为16565.423；人均耕地面积(连续，K=16，Q=0.698)的汇总效应值为0.978；与城镇的距离(连续，K=5，Q=0.135) 的汇总效应值为1.053。其中与城镇的距离和人均耕地面积采用了固定效应模型，其余均采用的随机效应模型。
出现以上结果的可能原因是：
1.农民的个人特征当中，农民的性别对土地转入的意愿影响显著为负。说明男性的转入意愿弱于女性，这是因为农村男性相较于女性，与外界发生联系多，拥有的信息量多，适应社会的能力较强，更愿意从事非农产业。农民的文化程度对土地转出(入)意愿的影响显著为正(负);对土地转出行为的影响显著为正;对农民土地转入行为则有双向的影响。这是因为一方面，文化程度越高的农民，其见识阅历越丰富，对国家关于农村发展的相关政策也越了解，在非农技能方面有一定的优势，获得非农就业的机会较多，就业的稳定性较强，非农就业收入的水平也较高，因而愿意转出土地而不愿转入。另一方面，文化程度较高的农民，接受新知识，应用新技术能力较强，因而出于发展现代农业的考虑会出现扩大经营规模的行为。但由于当前农业比较收益低，这部分农民相对较少。农民年龄对土地转出/转入意愿具有显著的双向影响。一方面，年龄较大的农民，农业生产经验丰富，收入来源有限，又很难寻找各种非农就业机会。另一方面，年龄越大，劳动能力越弱。
2.在农民的家庭特征当中，家庭的人均纯收入对土地转出意愿影响的发生比大于1。说明土地转出的发生率在人均纯收入高的农民家庭大些。这是因为家庭的人均纯收入反映了农民的富裕程度，人均纯收入越高的农民家庭生活水平相对越高，越愿意从事比较收益较高的非农产业。农民家庭总人数和农业劳动力人数都反映了家庭的人力资源的丰富程度。尤其是劳动力人数更是一个专业、精细的指标。家庭总人数对于土地转出/转入的意愿的影响显著为负。一方面，家庭人数越多，土地越容易成为养家糊口的生产资料，此外人口多拥有的耕地也较多有利于农民集中经营。另一方面，农业与其它产业相比，比较收益低、经营风险大，而且农民从事二、三产业的机会增多，当家庭面临较大人口压力时，转入更多土地反而会使从事农业的机会成本增加，因而从事非农就业是理性选择。农业劳动力人数对农民土地转出(入)意愿/行为有显著的负(正)向影响。而非农劳动力人数对农民土地转出行为有显著地正向影响。这是因为农业劳动力人数越多说明整个家庭以土地为生的人数越多，越依赖土地，因而越愿意转入土地扩大规模，以提高农业经营的收入。而家庭中非农劳动力人数多则说明家庭中的非农收入比重较大，家庭对于农地的依赖性不高，进而土地转出的几率增加。家庭总收入对土地转出意愿的影响的发生比大于1。家庭总收入高一般都是非农收入高，或者是从土地转出中获得了较高收益，因而更增加了土地转出的信心。农业收入对土地转入意愿的影响的发生比大于1。农业收入反映了耕地对于家庭收入的贡献，因此农业收入高的农民更倾向于转入土地。
3.农民的生产特征中，非农收入比重对土地转出(入)意愿/行为的影响显著为正(负)。这是因为家庭非农收入比重能反映出土地对农民家庭的重要性，非农收入所占比重越高，说明农业收益对家庭的重要性越低，农民的土地情结越淡化。耕地面积对土地转入意愿、对土地转出/入行为影响的发生比均大于1。说明土地转出/入的发生率在耕地面积大的农民家庭大些。这是因为一方面，耕地面积越多，耕作压力越大，当家庭劳动力不足、种植成本高或想从事非农产业时，农民可能会转出农地。另一方面，耕地面积越多，土地成片的可能性越大，一些种田能手可以通过先进的技术和经验，进行规模经营，因而愿意转入更多农地。人均耕地面积对于土地转入意愿影响的发生比大于1，而对土地转入行为影响的发生比小于1。说明人均耕地面积少的农民愿意转入土地但是却很少发生转入的行为。虽然理论上人均耕地面积多有助于取得规模经营收益，但当前农业比较效益低下，农民种地仅是为了粮食自给，追求家庭收益最大化必然倾向于从事非农产业。
4.在环境特征中，与城镇的距离对农民土地转入行为的影响的发生比大于1。说明距离城镇远的农民愿意转入土地。一般来讲，距离城镇近的农民由于小城镇和现代农业发展速度快，对土地需求大。这里结果与常理相悖，可能原因是对“与城镇的距离”做主效应时的效应值个数过少。
四、政策提升农民土地流转意愿与行为的途径：调节效应分析
自1984年中央1号文件农地产权的可转让性问题有所体现之后相关研究已经跨越了30年，并且，农业部为引导农村土地有序流转已经确定33个市(县，区)为农村土地承包经营权流转规范化管理和服务试点地区。因此，时间点的探索以及样本采集地是否是试点地区可能会影响研究结果。
首先，我们将的时间作为一个调节变量，即将2014年与研究年份之差作为研究时间点这一变量的观测数据进行元回归，回归对于样本量的个数的限制为6。其次，将样本采集地是否为试点地区作为一个调节变量，采用0-1变量为因变量进行元回归。根据Hunter和Schmidt（2004）、Borenstein等（2009）的建议，政策调节前后效应值之差最小值为3[9][10]。
由于篇幅限制，只报告有调节作用的显著结果：
1.时间点的调节效应结果：时间点对土地转出/转入行为，土地转入意愿均没有调节作用，而对土地转出意愿中家庭总人数(调节系数为-0.124，P值为0.097)和非农收入比重(调节系数为-0.724，P值为0.068)起到了调节作用。具体点说时间点对家庭总人数和非农收入比重影响农民土地转出意愿的程度有显著的负调节效应。前文我们验证过家庭总人数多的农民土地转出意愿较弱，并且非农收入比重高的农民更倾向于土地转出。由此说明随着时间的变化，政策越完善对于家庭总人数多和非农收入比重低的农民土地转出意愿作用越强。
2.样本采集地是否是试点地区的调节效应结果：样本采集地是否是试点对土地转出/转入意愿没有调节作用，对土地转出行为中的文化程度(调节系数为-0.23，P值为0.047)、土地转入行为中的非农收入比重(调节系数为-4.997，P值为0.05)有调节作用。具体点说样本采集地是否为试点地区对文化程度影响农民土地转出行为的程度的调节效应显著为负，对非农收入比重影响农民土地转入行为的程度的调节效应显著为负。前文验证过文化程度高的农民容易发生土地转出的行为，而非农收入比重低的农民容易发生土地转入的行为。说明中央制定的政策对文化程度低的农民土地转出行为、非农收入比重高的农民土地转入行为的促进作用更大。
五、结论与政策建议
(一)主要结论
1.通过对土地转出意愿的主效应分析发现对农民土地转出意愿有显著正向影响的因素有文化程度、年龄(连续)、家庭总收入、人均纯收入、非农收入比重；有显著负向影响的因素有年龄(定序)、家庭总人数、农业劳动力人数；而性别、农业收入、是否有土地流转中介组织、耕地面积、人均耕地面积则无显著影响。
2.通过对土地转入意愿的主效应分析发现对农民土地转入意愿有显著正向影响的因素有年龄(定序)、农业劳动力人数、农业收入、耕地面积、人均耕地面积；有显著负向影响的因素有性别、文化程度(定序)、年龄(连续)、家庭总人数、非农收入比重；而文化程度(连续)、家庭总收入则无显著影响。
3.通过对土地转出行为的主效应分析发现对农民土地转出行为有显著正向影响的因素有文化程度、非农劳动力人数、非农收入比重、耕地面积；有显著负向影响的因素有农业劳动力人数；而性别、年龄、家庭总人数、是否参加社会保障、人均耕地面积、与城镇的距离则无显著影响。
4 .通过对土地转入行为的主效应分析发现对农民土地转入行为有显著正向影响的因素有文化程度(定序)、农业劳动力人数、耕地面积、与城镇的距离；有显著负向影响的因素有文化程度(连续)、非农收入比重、人均耕地面积；而年龄、家庭总人数、非农劳动力人数无显著影响。
5.影响农民土地转出意愿与行为的共同因素有文化程度、农业劳动力人数、非农收入比重，且方向相同；而影响农民土地转入意愿与行为的共同因素有文化程度、农业劳动力人数、非农收入比重、(人均)耕地面积，其中除人均耕地面积外方向均相同。
6.调节分析发现，日渐完善的土地流转政策对农民土地转出意愿的推动强度与农民家庭总人数、非农收入比重显著负相关，对于家庭总人数多和非农收入比重低的农民作用较强。而对农民土地转出行为的推动强度与农民的文化程度显著负相关，对于文化程度低得农民作用较强。对农民土地转入行为的推动强度与农民的非农收入比重显著负相关，对于非农收入比重高的农民作用较强。
(二)政策建议及结论
1.扩大农村劳动力非农就业空间，加强技术技能培训，实现剩余劳动力转移。政府应当大力发展非农产业，积极引导农村剩余劳动力的转移, 为农民土地流转创造先决条件。同时应开展对农民的公益性就业技能培训，提高其从事非农产业的竞争能力。而劳动力转移能否促进土地流转则取决于城乡统筹发展，因而政府需要不断的完善相关配套的户籍、养老、医疗、教育等制度，为促进土地流转提供有力的社会环境。
2.搞好信息服务。当前农民土地流转意愿与行为是有偏差的，尤其是需求。政府需要做的就是尽可能的收集和公布信息, 在政策和财政上进一步加强对农业的扶持力度，提高农业比较收益，让农民的转入意愿尽快地转化为现实。
3.政策应继续倾向于对文化程度低的农民的土地转出、非农收入比重高的农民的土地转入行为的推动。中央日渐完善的土地流转政策已然能够促进文化程度低的农民的土地流转供给和非农收入比重高的农民的土地流转需求。中央不断地创新现行土地流转制度, 政府加大宣传力度，加强对农村劳动者的培训，使得农民可以通过土地转出获得土地收益同时又学会了多种技能从事非农产业，提高了土地流转的供给。非农收入比重高的农民通常文化素质都比较高，掌握较多的科学技术的青壮年劳动力。在当前比较收益低下的情况下，这部分人群多数选择非农就业，造成农民转出土地动力极强，而转入土地的动力极弱。中央制定的政策转变了这部分人群的思想，使得他们愿意通过规模化、集约化、产业化经营来获得较高的农业收益，进而提高了土地流转的需求。/
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[论文摘要]传统 经济 学认为，家务劳动不像其他可以流转的商品或服务那样具有交换价值，只是在家庭内部有价值，各国也未将家务劳动价值纳入国民生产总值核算体系。法经济学分析指出，家务劳动是一种需要成本、能创造收益、具有价值的劳动。我国婚姻家庭法应本着由夫妻共同分担家务劳动成本，共同分享家务劳动收益的原则，准确界定夫妻家务劳动收益的范围，增设夫妻家务劳动价值的量化方法，增加评价家务劳动价值的考虑因素，放宽夫妻家务劳动成本分担、收益分享的条件。
家务劳动是为直接满足本家庭成员精神生活和物质生活的需要而进行的劳动。这种通常由家庭成员在家庭内部从事的未支付报酬的劳动，主要包括下列活动:煮饭、清洁、整理房间、洗衣物、购物、修理和维护住房、照顾家庭成员、从事园艺、宠物照料及家庭安排等。传统经济学家认为家务劳动只在家庭内部有价值，但随着社会的 发展 ，人类的分工越来越细，家务劳动作为人类劳动的一种特殊形式，是一种需要成本、能产生收益，具有社会价值的劳动。夫妻间从事家务劳动的通常是女性。通过立法承认夫妻家务劳动具有的价值是 法律 公平正义的要求，体现了对女性的保护，有助于实现男女实质平等，被誉为是对经济上依存于丈夫的家庭主妇的“自卑 治疗 剂”。
一、夫妻家务劳动的成本构成分析
一个无可否认的事实是，从事家务劳动需要一定的成本，这些成本主要包括家务劳动的精力成本及机会成本。但在现实生活中，这些隐性成本往往为人们所忽略。
(一)夫妻家务劳动的精力成本分析
在时间总量不变的情况下，在某种劳动中的精力成本越大，则投人到另外一种劳动或其他活动的时间就会减少。以全职夫妇为例，在夫妻工作时间相同时，从事家务劳动的时间越长，自由支配时间就越少。而自由时间可以用来进行人力资本的投资，也可以用于“劳动者体力的恢复，智力的提高和个性的和谐发展’。非家务方利用工作之余的自由支配时间休息，可以促使其体力的恢复，产生新的精力，因而在市场投人方面具有较大的精力优势。家务劳动方，因在工作之余从事家务需要花费一定的精力，该方就会有更少的自由支配时间恢复其体力，影响其市场投人的精力，在市场投人方面失去其精力优势。当从事家务劳动和社会劳动都需要花费一定的精力时，从事家务劳动的精力强度大于闲暇时间的精力强度，故从事家务劳动的女性往往选择精力强度不大的工作，甚至因其长期从事家务劳动而根本无精力投人社会工作或早早地退出社会工作。而从事社会劳动的精力成本往往与工资水平存在一定的关联性，由于家务劳动主要由女方承担，在已婚男女参与同样的社会工作时，女性的社会收人往往较之男性低，其中原因之一就在于，已婚女性在婚后较之婚前在市场精力投人的降低。其次是女性在婚后需要花费更多时间从事家务劳动，因而可能会减少对自身人力资本的投资。在一切资本中，只有对人的投资才是最有价值的资本。对特殊的人力资本投资的积极性与花费在该项活动上的时间正相关，“当家庭部门用的时间更多时，主要提高家庭生产率的资本投资的积极性会更大一些;而当工作时间更多时，对主要提高市场生产率的资本投资积极性会更强一些。由于妻子的主要时间是从事家务，其对社会工作进行人力资本投资的积极性较男性低，加上女性社会劳动精力投资较男性更少， 自然 会降低他们的社会收人，而低收人反过来进一步减少他们投人市场的精力及对市场人力资本的投入，加大女性从事家务劳动的成本。
马克思的劳动价值论认为，只有劳动才创造价值。劳动不是价值本身，而是作为价值的活的源泉。劳动和劳动结果相统一，是劳动者的基本权利和劳动解放的标志。
家务劳动和社会劳动同属于人类劳动方式之一，只是劳动地点及劳动内容等存在差异，属于不同的劳动分工，二者都需要精力成本。如果女性在家庭中以家务劳动这种精力成本进行投资而不能分享该投资的收益，会造成对女性的系统性剥夺，既违背了家庭作为一个经济单位的利益分享规则，也会减弱该方投资家务劳动的积极性，对家庭这一经济组织体也可能造成破坏(导致解体)。如果不对夫妻一方的家务劳动成本给予回报，家务劳动方在夫妻时间配置博弈中处于不利境地，在婚姻解体时也会削减该方在离婚博弈中的能力。
(二)夫妻家务劳动的机会成本分析
家庭是一个经济组织体，但其具有强烈的伦理性，家庭成员之间具有显著的利他性特征。夫妻间可能会因为一方在家庭中具有比较优势而放弃社会工作选择家务劳动，或者基于婚姻家庭的利他思想而由一方主动承担主要家务劳动，“夫妻一方在从事这项工作的同时，另一种更有价值的活动被放弃了”，因而家务劳动存在机会成本。由于从事家务劳动需要花费一定的时间投人，在时间总数不变的情况，家务劳动者就只能通过改变时间分配的方式以承担家务劳动，如通过不断减少参与社会活动的时间或者减少甚至放弃参与其他社会工作的时间等方式以保证有足够时间从事家务劳动。因此，从事家务劳动的时间越多、年限越长，其机会成本就越大。
夫妻从事家务劳动的选择取决于家务劳动的边际效用价值，“价值并不是商品内在的客观属性，它不过是表示人的欲望同物品满足这种欲望的能力的关系，即人对物品效用的感觉和评价。效用是价值的源泉，效用大则价值大，反之，价值则小。边际效用价值是每增加一个单位物品所引起总效用价值的增量，它遵循效用递减 规律 。如果夫妻一方从事家务劳动的效用价值比从事社会劳动的效用价值大，其就会选择从事家务劳动，反之就会选择从事社会劳动，而且只有当家务劳动的边际效用为正时夫妻才会选择从事家务劳动。如果家务劳动和社会劳动的效用价值相等时，则无论从事社会劳动和家务劳动都无区别。因此，理性人假设下，夫妻从事家务劳动的效用价值应当大于从事社会劳动的效用价值且其边际效用价值为正，而家务劳动的效用价值越大，表明家务劳动方的机会成本也就越大。
总之，家庭“这一生产单位的最重要的投入完全不是市场产品，而是家庭成员的时间，特别是传统家庭中妻子的家务劳动。贝克尔认为，家庭是由多个人组成的生产单位，家庭中每一成员都在彼此了解、相互信赖下尽其所能，自觉履行投人义务，只有这样才能实现婚姻的最大化效益。家务劳动具有精力成本和机会成本，是对婚姻的一种投资。一旦夫妻一方的收益大于边际成本，则意味着该投资是有效益的，就会鼓励投资者继续投资。反之，该方就会减少投资，甚至不再投人而宁愿选择经济组织体的解体。作为经济单位的家庭，要求夫妻共同投资、风险共担、利益共享，才能实现婚姻的最大化效益并能更长久维持婚姻关系。
二、夫妻家务劳动产生的收益
收益通常包括物质收益和精神收益。家务劳动所创造的精神方面的收益，主要是由于家务劳动的分担如家庭安排、照顾子女等可以减轻非家务劳动方精神上的压力，带来清闲的享受，而有些活动如清洁、整理房间、清洗衣物等，则本身可以为家庭成员带来精神方面的愉悦。物质上的收益，主要包括家务劳动带来的分工收益、家务劳动使得家庭经营成本的降低、家务劳动的交换价值及非家务劳动方在家务劳动时间内获得的人力资本等。由于精神收益纯属主观感受，难以客观衡量，本文主要分析物质性收益。
(一)比较优势分工带来的收益
夫妻之间如何发挥各自的优势，实行劳动分工，以增加家庭的产出?通常认为，女性在家务劳动方面具有相对的优势，而男性在社会劳动方面能产生较高的生产力。男女只有各自发挥自己的比较优势，才能增加家庭的产出，实现经济收益的最大化。“家庭作为一种社会机构保持下来，表明了它具有重要的经济化效能，而更为重要的因素是家庭促进了劳动的分工，取得了来自专业化的收益。家庭通过丈夫在劳动市场从事专职工作，妻子在家从事家务劳动这种互补活动的专业化而促进了家庭收益的最大化。因此，在男女之间根据各自的优势实行分工，有利于增加家庭的产出，提高家庭的经济效益。根据比较优势理论，家庭的最佳方案是机会成本较低的配偶专于家庭生产。由于女性的工资普遍较男性低，其机会成本相对较低，这样现实生活中从事家务劳动的任务就主要由妻子承担，丈夫则利用其在社会劳动方面的优势参与更多的社会劳动。妇女的时间主要分配于家庭部门，男性的时间主要分配在市场部门的分工模式被认为是获得家庭福利目标函数最大化的一种有效途径。
既然夫妻一方在家庭中根据各自的优势进行分工由一方从事家务劳动，另一方利用其在市场的优势参与社会劳动，夫妇双方通过共同努力，实现家庭产出的最大化。由于家庭分工是根据夫妻的比较优势，发挥各自所长的结果，所以，任何一方的劳动都应具有相应的价值。
(二)家庭经营成本的降低(防止积极财产流出)
在传统的“男主外，女主内”思想影响下，许多已婚妻子担当着从事家务劳动的主要责任。妻子从事的家务劳动自然可以减少家庭中雇佣保姆的费用，降低家庭经营成本，防止家庭中积极财产外流。“妻为家事劳动，则不须支付对价于他人，家计费用即可减少，则其减少部分，对家庭而言，就是家事劳动的价值。家事劳动之防止家庭中的积极财产流出之功能，即为其获得评价之主要根据。由于降低家庭经营成本是通过投人家务劳动的方式实现的，该降低的成本则为家务劳动的收益之一。
(三)家务劳动的交换价值
虽然家务劳动不具有一般商品的直接交换价值，但通过夫妻之间的资源交换以及“置换”方式，仍然可以实现其交换价值。
1.理性人假设中夫妻之间的资源交换
理性经济人假设认为，从事经济活动的所有人都是理性的，他们具有抽象人的基本特征，即假定每一个从事经济活动的人都是理性、利己的，并且力图以最小经济代价去获得最大经济利益。在婚姻家庭中，夫妻会考虑婚姻的成本及从婚姻中获取的收益。家庭是一个资源交换的场所，只不过这种交换既包括情感等非物质的交换，也包括物质上的交换。现实中的男女有的偏重前者，有的更看重后者。“人是理性的动物，而社会生活是要求互惠关系的，人们的选择是建立在要得到最大的奖赏和最少的代价之下的，以便取得最大的利润或最好的结果。在家庭中，需要通过家庭成员共同投人共同经营，彼此分享家庭收益，获得对方经济上的供养及情感方面的爱与呵护。家庭成员应当共同投资于家庭，以获取投资的收益以分享，这样才有利于实现家庭收益的最大化，增进家庭幸福。家务劳动是对婚姻非物质性的投资，对该投资除了精神与情感方面的回报，尚需要换取其投资应得的经济收益，此种收益是通过家务劳动换取非家务劳动方的社会劳动价值实现的。
2.家务劳动的交换价值
核算国民生产总值的方法主要有两种，即以萨伊的生产要素理论为基础核算国民生产总值和以马克思的劳动价值理论为基础的 计算 方法。这两种计算方法都未将家务劳动价值核算在国民生产总值内。而 现代 经济 学家认为，家务劳动实际也具有交换价值，符合商品的特征。只不过家庭这种生产单位生产的主要“商品”是子女，而不是传统的商品。“忙于抚养孩子的妻子用从事家务劳动的时间‘换得’丈夫在市场上的工作，而丈夫则‘购买’妻子照顾他们共同的子女。通过这样的方式，实现妻子家务劳动的交换价值。对于此，家务劳动虽然没有直接的交换价值，但其通过“置换”方式仍然可以实现其交换价值。事实上，家务劳动价值对准确计算国民生产总值具有非同一般的影响，联合国第四次世界妇女大会有关资料资示，仅一项没有报酬的家务劳动价值就约占国民收入总值的10--35%。
(四)非家务劳动方获得的人力资本
夫妻获得的收益除了经济上的现实利益，还包括一种并非直接以金钱形式体现的资本收益，即人力资本收益。“人力资本是一个人拥有的从事具有经济价值的活动的能力、知识和技能，它主要靠学习、训练和经历来获取和积累，是决定劳动生产率的一个主要因素。在夫妻一方从事家务劳动的过程中，由于夫妻经济方面的共同投人及一方对家务劳动的分担，使得非家务劳动方有更多的时间和精力投人到自身的 教育 、培训中，积极提高自身的职业素质和技能，而这些素质和技能使得人力资本投人方在将来的生活和工作中终身受益。“学校教育通过提供知识、技能和分析问题的方法提高了人们的收人水平和生产力水平。”“收人分配的不平等与教育和其他培训的不平等之间有着正相关关系……失业与受教育程度通常有很强的负相关关系。在这些资本投资过程中，夫妻对人力资本在金钱方面的共同投资，极易获得夫妻及世人所认可。但夫妻在人力资本获得方身上投人的机会成本和精力成本这些隐性成本往往为人们所忽略。在婚姻期间夫妻双方共同分享该人力资本投资的收益，而一旦夫妻离婚，非人力资本方就不能分享该人力资本带来的收益。基于婚姻共同体的收益分享理论，此种情况下，此种人力资本一定范围的收益应当作为夫妻的共同投资所得。
三、夫妻家务劳动成本的分担与收益的分享:婚姻家庭法相关立法
家务劳动是一种需要成本、能创造收益、具有价值的劳动，这种承认应体现在婚姻法立法中。我国婚姻家庭法应从以下方面考虑由夫妻共同分担家务劳动成本，共同分享家务劳动的收益。
(一)准确界定夫妻家务劳动收益的范围
我国婚姻法规定，除另有约定外，夫妻在婚姻关系存续期间的收人为夫妻共同财产，但现行婚姻家庭法并未将知识产权的财产期待利益(包括尚未投人生成的知识产权和继续性使用的知识产权后期使用的财产性收益)纳人夫妻共同财产范围，也未规定夫妻之间可以在一定程度上分享一方获得的管理技能、专业技能、执照、文凭、资格等人力资本收益。我国现行婚姻家庭法的规定实际上缩小了夫妻共同收益的范围，减少了家务劳动的投资回报。因为夫妻一方在婚姻期间创造知识产权或获得人力资本的过程，需要夫妻共同的经济投人，家务劳动方在履行协助义务、抚养子女、照料老人等行为中通常也存在机会成本及精力成本。离婚时如果不对家务劳动方的这些成本给予回报，必然会损害其经济利益，降低投人方的自我评价，也不符合家庭经济单位的利益分享规则。因此，我国婚姻法应明确知识产权的财产期待利益为夫妻共同收益。同时，宜借鉴经济学中对管理技能、专业技能等人力资本的估算方法，规定夫妻婚姻期间获得的人力资本在离婚后一定年限内的收益为夫妻共同收益。
(二)增设夫妻家务劳动价值的量化方法
关于家务劳动的计算方法，国外实践中采用替代成本法则和机会成本法则等进行计算。在从事家务劳动一方的机会成本能够确定的情况，借鉴机会成本法则计算夫妻家务劳动的价值较为合理。如果能确定家务劳动方因从事家务劳动而失去从事社会工作的机会，宜以该丧失的机会作为家务劳动价值的补偿。如果机会成本的确立存在难度，则需要考虑相关因素，宜参照替代法则计算，但不宜采取简单的使用家政服务人员的工资标准计算家务劳动的价值(目前我国有学者提出用家政服务人员的工资标准计算家务劳动价值的主张)，因为此种计算方法在很多情况下会降低家务劳动的价值。
对于知识产权财产性收益，经济学主要采用收益法、成本法及市价法等进行评估。对人力资本价值的评价，在稳健、可行和公允的情况较多采用对未来收益进行折现的收益现值法或净现值法进行计算。虽然这些计算方法还无法达到精确的程度，但不失为经济学计算人力资本和知识产权重要的方法，在家庭法领域具有一定的可借鉴性。
(三)增加评价家务劳动价值的考虑因素
在衡量夫妻家务劳动价值时，应增设具体的考虑因素，包括非家务劳动方从家务劳动中的受益的大小，受益的期限及婚姻存续时间等因素衡量家务劳动的价值。
在评估人力资本价值时，应考虑以下因素:首先应考虑对人力资本方进行人力资本投资时的年龄，因为该年龄决定了人力资本投资后新增收人流的期限长短;其次应考虑人力资本的折旧现象，一定周期之后又需要新的人力资本的投人，该投资并非总是一劳永逸的;最后应考虑人力资本的取得需要夫妻共同投资、社会其他方面投资、人力资本获得方的主观努力及实现人力资本的前景等。因此，在采纳收益现值法或净现值法进行人力资本价值估价时，宜确定一定年限内人力资本的收益作为夫妻共同收益的范围，而不是所有的现值折算为夫妻共同收益。对此，可以参照《中华人民共和国劳动合同法》等相关 法律 对高级管理人员离职后竞业禁止的年限限制(通常认为该期限与相关人员在前 企业 积累的人力资本或知悉的经营信息等相关)的规定，确定夫妻离婚后一定期限内获得的人力资本收益为夫妻共同收益。笔者认为，结合人力资本的上述特点，宜以人力资本持有人未来3-5年时间的预期收益折现为夫妻共同收益，对非人力资本获得方给予相应价值的补偿。
关键词：保险需求；保费收入；人均收入；人口抚养比
一、影响城镇居民保险需求的相关因素假设
（一）城镇居民家庭人均可支配收入
我国保险购买者以城镇居民为主，而城镇居民家庭人均可支配收入是影响保险需求的重要因素。城镇居民家庭人均可支配收入的绝对量，从1982年的535.3元增加到2009年的18858.09元。
经济理论和保险业实践已达成共识：个人收入与保险需求呈正相关关系，人均可支配收入越高，保险需求也就越高。当人均可支配收入较高时，居民在满足日常基本消费开支后还有结余，保险产品就成为较高收入人群的消费选择。
（二）人口总抚养比
人口总抚养比是指总体人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比，即0~14岁和65岁及以上人口占15~65岁人口的比重。通常用百分比表示，即每100名劳动年龄人口大致要负担多少名非劳动年龄人口。
据经验表明：人口总抚养比与居民对保险的需求呈负相关关系。人口总抚养比越高，表明劳动年龄人口需要负担越多的非劳动年龄人口，劳动者的负担越重，用于消费保险产品的支出越少。
二、城镇居民保险需求计量模型的构建
（一）数据的收集
本文收集了从1982~2009年间的年度经济数据作为研究数据。保费收入、城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比等数据均来自中经专网和《中国统计年鉴2009》。
（二）时间序列数据的平稳性检验
时间序列数据的分析和回归检验是建立在序列的平稳性、正态性等假定前提下的。本文研究选取的是1982~2009年的时间序列数据，所以应当首先对选取的数据作单位根检验以及协整检验，以免出现伪回归问题。
1.单位根检验
使用ADF检验分别对各个变量进行单位根检验。判断原理是：若t统计量值小于ADF检验临界值，则拒绝原假设，说明序列不存在单位根，是平稳序列；若t统计量值大于或等于ADF检验临界值，则接受原假设，说明是非平稳序列。使用OLS估计得出结果如下：
（1）被解释变量y（保费收入）序列是三阶单整的，y~I(3)。
（2）解释变量x1（城镇居民家庭人均可支配收入）序列是三阶单整的，x1~I(3)。
（3）对解释变量x2（人口总抚养比）序列是三阶单整的，x2~I(3)。
2.协整检验
本文采用EG两步法检验保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比的协整关系。判断原理是：首先对原模型做OLS回归，然后检验回归残差的平稳性，平稳则存在协整关系，不平稳则没有协整关系。从检验结果看，保费收入与城镇居民家庭人均可支配收入、人口总抚养比之间存在协整关系和长期均衡关系，可以设定合理的模型进行检验。
（三）模型的建立
本文运用多元线性回归方法建立模型，样本区间为1982~2009年，被解释变量为保险需求，用保费收入y代表。城镇居民家庭人均可支配收入x1、人口总抚养比x2。作OLS估计结果所示：
Y=-3402.924+0.370772x1+68.24330x2t=-1.8602303.051844 2.152668
R^2=0.983881 DW=0.976616 F=268.5654
（四）模型的相关检验
通过对模型的t值、F值及拟合优度检验、多重共线性检验、异方差的检验、序列相关性检验。对模型进行还原，本文模型估计的最终结果为：
LNY=―4.0554701+6.4815531LNX1―1.4796646LNX2
三、基于模型的结论分析
（一）城镇居民家庭人均可支配收入
当城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，总的保险保费收入平均增加6.48155%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，城镇居民家庭人均可支配收入与保险需求呈正相关关系。
这是由于城镇居民家庭人均可支配收入的增长，不仅提高了城镇居民的购买能力，而且促进了人们消费观念和消费结构的变化，增强了人们的风险意识。当购买能力和购买欲望二者均具备时，自然而然提高了保险需求，保费收入增加。
（二）人口总抚养比
当人口总抚养比每增加1%时，总的保险保费收入平均减少1.4796646%亿元。模型回归估计的结果与实际经济意义相吻合，人口总抚养比与保险需求呈负相关关系。
这是由于人口总抚养比的增加，表明每100名劳动年龄人口要负担的非劳动年龄人口的数量增加，劳动者的负担加重，用于消费保险产品的支出减少，保险需求降低，保险保费收入减少。
参考文献：
关键词：农户收入多元线性回归模型计量分析
农户收入一直是农户经济行为研究中的重点问题。农民增收已成为各级政府工作的重中之重。农户收入受到多种复杂因素的共同影响，尤其是我国经济发展不平衡以及存在地域分割的情况下，各个地区对农户收入的影响因素不具有普适性。西部农村作为中国最落后的地区，是否经历了与全国农村相同的变化，变化趋势如何，这方面的研究较少。同时，很多影响因素只能作定性分析而难于进行定量分析。本文选取个别重要变量建模，通过对甘肃省700个农户的收入及其来源的问卷调查数据进行多元线性回归模型分析，了解西部地区影响农民家庭收入的各方面因素，并在此基础上提出促进农民增收的相关政策建议。
一、数据来源及指标说明
本研究采用随机抽样，在甘肃省各县农户中抽取符合条件的样本对象，以匿名问卷调查方式进行调查。本文应用2009年我们开展的“甘肃省农户收入调查”中的相关数据，设计了如下指标：
(一)纯收入(income)：农村住户本年从各个来源得到的纯收入总和，包括工资性收入、家庭经营收入、财产性收入、转移性收入。在这里，我们取收入的对数形式作为回归方程的因变量。由于样本中有几户纯收入为负，我们在做回归模型时将他们排除在外。
(二)总时间(time)：劳动力年内从事各种行业的时间。包括从事农业劳动的时间和从事非农业劳动的时间。
(三)家庭物质资本投资力：综合反映了农户生产经营的投资现状及投资潜力。分为两类四个子变量：1反映生产投资现状的家庭经营费用支出(input)和生产性固定资产原值(pfv)；2反映投资潜力的农户期末实际经营的土地面积(1and)和农户期末金融资产余额(fcv)。为了避免多重共线性，我们把pvf和fcv放在一起合为一个解释变量进行分析。
(四)家庭人力资本投资力：综合反映了农户中劳动力的素质情况以及在家庭教育方面的投资。
1 外出打工的劳动力数量(labor)：指农户家庭中出门在外从事各种行业的劳动力数量。
2 农户家庭中个体的最高受教育年限(Years of e―ducation)：指的是在一个农户家庭中，个体所受教育的年限。综合各方面的因素，考虑到农户所报告的受教育年限很有可能被高估(譬如，高中辍学的仍然报告为高中水平)。我们对各个学历所赋予的受教育年限如下，不识字或识字很少按2年折算，小学5年，初中8年，高中12年，中专14年，大专16年。
(五)家庭税费负担率(tax)：tax=(农户家庭税费支出／农户家庭纯收入)。
(六)粮食播种面积比率(rice)：rice=【粮食播种面积，(粮食播种面积+经济作物播种面积)】。
(七)与最近县城的距离(distance)：由于我们只有距最近县城距离的村个数，我们给各个农户与最近县城的距离进行赋值，在20公里以上的村的农户均赋值为20.10-20公里的赋值为15.5-10公里的赋值为8.2-5公里的赋值为3，2公里以下的赋值为1。
(八)是否参加专业性经济合作组织(x27)：这是一个虚拟变量，参加专业性经济合作组织的农户为1，未参加的为0。
二、农民收入影响因素的回归分析
(一)建立多元回归模型
本文的目标是研究农村居民收人的物质资本和人力资本贡献函数，使用多元线性回归模型进行回归：
(二)模型的检验和分析
1 数值型变量的分布，见表1。
2 回归模型的分析。
运用OLS方法对模型进行分析，结果如表2。
第1列我们进行了常规的OLS回归分析，第2列我们使用了WLS的稳健性回归分析，第3列是我们求出的标准化系数，以探讨各影响因素的相对重要程度。
以上的回归结果均是在通过STATA 10软件进行验证后得出的最佳解释变量。通过对模型的检验和分析。得出以下几点：
1 劳动力年内从事各种行业的时间对农户的收入有正向的影响。由以上回归结果可以看出，劳动力年内从事各种行业的时间每增加1个单位，农户的收入将相应地增加0.11％，在统计学上呈1％的显著性差异水平。土地、资本、劳动力是农业生产的三大要素，本研究的回归分析结果刚好印证了这个结论。对比表2第3列中各个标准化的系数，可以看出劳动力对农民增收有着比较重要的影响。这个结果可以用投入一产出的经济理论来解释：我们把劳动力年内从事各种行业的时间看作是一种投入，而把劳动收入看成是一种产出，劳动力的劳动时间越长代表越高的投入，在其他条件相同的情况下则获得更多的产出。
本研究将劳动力从事各种行业的时间分解为从事农业活动的时间和从事非农业活动的时间，然后对其进行回归，发现农业活动和非农业活动对农户家庭收入的偏效应虽然都是正的，但它们的大小明显不同。劳动力从事非农业活动带来的收益约等于从事农业活动所取得的收益的2倍。反映了农业相较其它行业而言有较低的产出效应，因此靠非农业增收已成为农村家庭更优的选择。
2 农户家庭物质资本投资力对其收入无显著影响。对比各个解释变量标准化后的回归系数，我们发现家庭物资资本投资力标准化后的回归系数仅为0.0347，这就意味着家庭经营费用支出每增加1个标准差，家庭收入只能增加0.0347个标准差，这与资本是最为重要的生产资料这一事实并不相符。但考虑到采用的因变量是已经去除各种投入影响的农户纯收入，且在自变量中没有加入农户资本投入，我们可以认为，农民的资本投入对家庭总收入有显著影响，但对农户纯收入则影响不大。这一假设在采用农户年总收入作为因变量的回归模型中得到了验证。由于样本的限制，我们无法得到农民资本投入总量的数据，因此资本投入对农民纯收入的增加没有影响，这一假设还有待进一步验证。
3 农户家庭人力资本投资力对收入有正向的影响。外出打工的劳动力数量对家庭收入的影响系数为0.0857，在统计学上呈1％的显著性水平。即家庭外出打工的劳动力数量每增加1个，家庭收入将有8％的增加。可见，外出打工已成为影响农户收入的重要原因。另外，由于农民外出打工往往从事的是第二、三产业中的建筑业、服务业，它们都具有比农业活动更高的产出效应，因此能获得比从事农业活动更高的回报。农业活动与非农业活动之间巨大的投入一产出差异直接导致近些年来农民纷纷离乡外出打工，产生“民
工潮”。
农户家庭中个体的最高受教育年限对家庭收入有正向的影响。家庭成员中受教育程度最高的个体对家庭的决策有很重要的影响。根据回归结果，它的系数为0.0148，这说明劳动力教育程度每提高1年，家庭收入将有1.48％的提高，并且在统计学上呈5％的显著性差异水平。证明教育对农民增收有较显著的影响。至于为什么系数偏小，其原因可能是由于西部地区位置较为偏远，农户受教育程度大都不高，收入大都处于同一水平线上。
4 粮食播种面积比率对家庭收入有着负向的影响。根据回归的结果，我们发现粮食播种面积比率越高，家庭收入越低，其对家庭收入影响的标准化回归系数为－0.0661，说明粮食播种面积比率每增加1个标准差，家庭收入将减少－0.0661个标准差，表明单纯种植粮食作物对家庭收入的增长作用不大，甚至对于很多农村家庭来说是亏本的。一方面，由于农资价格飞涨。农民的投入急剧增加；另一方面，虽然国家一再提高粮食收购价格。并对种粮农民进行补贴，但大部分利润被中间商及农业企业所获取，农民无法享受到政策所带来的好处。从分析结果中我们得出，农户只有种植多元化才能增加家庭收入，尤其是种植经济作物或当地富有特色的作物，可以给农民带来更高的回报。
5 家庭税费比率对家庭收入有很明显的负向影响。其标准化后的系数为－0.3108，说明家庭税费比率每增加1个标准差单位，家庭收入将下降-0.3108个标准差的单位，过重的税费负担将导致农民增收困难，甚至会带来农户家庭收入的负增长。虽然2006年后全国农业税已经取消，但是各种名目繁多的费用在农村仍然层出不穷，农民仍然面临着较大的税费压力。
6 与县城的最近距离对家庭收入有负向的影响。其对家庭收入偏效应大约为－0.0169，也就是说，与县城的最近距离每增加1个单位，家庭收入将减少1.69％，反映了区位在影响农户收入方面的重要作用。距离县城近。对于农户来说是一个先天的优势资源。县城往往是一个地区的经济、文化、交通、信息中心，距县城近的农户可以更好地利用县城的各种资源，对农户的收入有着明显的促进作用。距离县城越近的农户越容易享受到县城所带来的各种正外部性影响，因此越来越多的农户愿意搬到距离县城较近的地方。这一结论为推进农村的城镇化建设提供了客观依据。
7 参加专业的农村经济合作组织对家庭收入有正向的影响。这是我们加入的一个虚拟变量，其标准化后的系数为0.1552，说明参加专业农村经济合作组织后家庭收入将增加0.1552个标准差。专业农村经济合作组织能给农户带来各方面的指导，并且能降低单个家庭在市场进行交易时所面临的风险，增加农户对市场的应对能力，有助于促进农民增收。但参与率极低，本组研究数据的700个受调查农户中仅有3个农户参加了专业农村经济合作组织。这一方面说明农民还没有意识到参加专业农村经济合作组织的好处，参与热情不高：另一方面反映出政府在提供公共服务方面的缺位。在目前农民普遍知识文化水平不高，大有潜力可挖的情况下。引导农户参加专业农村经济合作组织对政府和农户是双赢的事情，值得大力发展。
三、结论及建议
由上述结果我们可以看出，劳动力年内从事各种行业的时间、农户家庭物质资本投资力、农户家庭人力资本投资力、家庭成员中受教育程度以及参加专业农村经济合作组织对农户的家庭总收入均有正向的影响，而粮食播种面积比率、家庭税费比率和与最近县城的距离均与农户总收入呈负相关关系。由此，我们提出以下政策建议：
(一)完善农民外出打工的渠道，使农民外出打工更加方便，同时运用各种手段保障农民工的收入，有效促进农村家庭收入的增加。
(二)教育水平的提高对农户收入水平的提高有着积极的影响，加大对农村教育的投入，保障农民子女受教育的权利，创建一个公平的教育环境，提高劳动力受教育程度，可以切实促进农户增收。
(三)大力发展农村的专业经济合作组织，鼓励农民自愿加入，努力为农民提供各方面的指导性意见，增强农民的市场地位，从而促进农民增收。
(四)降低农户的税费负担是增加农户家庭收入的重要措施。政府应完善相关税费改革措施，健全农村财政体制，切实减轻农民负担，努力促进农民增收。
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一、问题的提出
在现代化、工业化和城镇化加速推进的过程中，“三农”问题依然是我国面临的最迫切、最基本的问题，而“三农”问题中的农民问题是其核心内容。作为占我国人口总数一半以上的农村人口，农民的福利状况与生活质量可以从总体上反映农民生存状态及生活水平，因此，它是直接衡量中国现代化进程的一个非常重要的指标。提高农民福利、农户福利、农村福利也是深化农村改革、实现农村经济良性发展的最终目的。农村家庭作为农村生产、生活的最基本单位，承载着生产、社会化、情感、经济和生育等家庭功能。随着我国经济的不断发展，农民整体素质得到了提升，越来越多具有较高教育水平、较强专业技能的农民开始从事非农产业或外出务工。在大量年轻、素质较高的劳动力离开农业、农村之后，农业出现了“女性化”“老龄化”问题，农村留守妇女、留守儿童和留守老人问题越来越突出。具有较高人力资本水平的农民外出务工，可能提高了家庭的收入水平，但是，主要劳动力较长时间的外出，也可能使得家庭关系、子女抚育、老人赡养等等家庭功能实现面临困难，这种经济福利的提升，有可能带来非经济福利的下降，使得家庭功能缺失。由于单独研究个人的福利状况会因为个人在家庭中的分工不同而对研究结果产生影响，造成同一个家庭内部成员福利状况相差悬殊。因此，本文在研究福利问题时，将农户家庭福利作为研究对象，对于农户家庭福利从几个重要方面进行客观评价，探讨不同人力资本水平下，农户家庭福利有无差异、差异情况，这对促进我国新农村建设、构建社会主义和谐社会具有较为重要的意义。
二、概念界定
美国经济学家西奥多•舒尔茨在1960年美国经济年会上做的演讲《人力资本投资———一个经济的观点》中首次对人力资本作了系统的论述。舒尔茨在这一领域的相关论点有:劳动者身上蕴涵的人力资本表现为存在于劳动者本身的知识、智力、技能、健康状况的总和。人力资本不是天生的，必须靠对其的投资形成，人力资本的投资渠道主要有脱产学校教育、在职培训、选择职业中的人事费用、营养与保健和迁移所发生的成本。本文借鉴白菊红、袁飞(2003)的观点，认为农村人力资本是指“通过教育、培训、健康投资和劳动力迁移流动等形式而凝结在农村劳动力身上的资本量”［1］。福利概念的使用最早是指“美好的生活”。庇古(A．C．Pigou)认为个人的福利可以用效用来表示，效用是测量和评价福利的工具或指标，整个社会的福利应该是所有个人效用的加总。阿马蒂亚•森(Amar-tyaSen)提出可行能力理论重新解释福利的内涵，认为评价人们的福利水平不应根据其拥有的资源或商品多少，而应通过评价功能性活动大小和自由程度来衡量福利状况。对于家庭福利的概念，本文借鉴彭大松(2012)的观点，认为家庭福利可概括为通过家庭成员之间的协作或外部途径，帮助家庭成员适应社会(包括扶养、照顾、社会化)，提高家庭生活的幸福指数，增进家庭成员人格的健康健全发展，并相互支付获得物质和精神生活的报酬［2］。将以上概念与家庭功能相结合并考虑数据的可得性，本文主要从经济福利、非经济福利两个方面，针对农户收入、子女抚育、老人赡养、家庭关系及满意度四项内容对于受访农户福利状况进行研究。
三、调查区域及调查内容
本文主要以农户家庭为研究单位，对于不同农户家庭福利状况进行了调查。本次调查于2015年在辽宁省沈阳市周边农村、盘锦市盘山县农村进行，共发出问卷164份，其中有效问卷151份，问卷有效率92%。由于本文主要探寻人力资本与农户福利之间的关系，问卷调查主要围绕农户人力资本状况、农户经济福利、农户非经济福利三个方面展开。调查内容包括:(1)受访农户的基本特征及人力资本状况。农户基本特征主要调查农户家庭总人口数、家庭人口年龄分布;农户人力资本情况调查则选择农户家庭中两名主要劳动力，调查内容包括调查者年龄、性别、受教育情况等。(2)受访农户的经济福利状况。主要对于农户收入情况进行调查。(3)受访农户的非经济福利状况。对于农户的非经济福利状况从三个方面进行调查:其一为家庭子女抚育情况，主要调查孩子的生活及学习照料人等内容;其二为老人赡养情况，主要调查老人日常照料及情感关怀情况;其三为家庭关系及满意度评价。
四、农户人力资本分析
根据人力资本的界定，本文从教育、培训、健康状况以及劳动迁移情况四个方面共选取9个指标，对受访家庭中的两个主要劳动力的人力资本情况进行调查，并根据所选取的18个指标，对于访问的151户农户进行聚类分析。根据聚类分析的结果，将受访家庭按照人力资本的高低分成三类，即:高人力资本农户、中等人力资本农户、低人力资本农户。从分类结果中可以看出，受访家庭中高人力资本、低人力资本家庭户数较少，绝大多数家庭属于中等人力资本水平，且低人力资本家庭只有9户，所占比例不足6%，说明受访家庭人力资本水平基本服从正态分布，人力资本偏低的农户已较为少见。对于人力资本水平各组统计分析结果如表2、表3、表4所示。以上对于不同类别的人力资本状况比较可以看出，受教育水平、有无外出打工经历是造成不同农户人力资本出现差异的最主要原因。较好的教育背景增大了农民外出务工的机会，也使得外出务工的农民能够快速适应新的工作，更好地融入新的环境。而对于较长时间在外务工的农民来说，这种外出务工的经历使其更多地接触新的技术与知识，开拓了视野，也会促使其人力资本得到提升。
五、不同人力资本下的农户福利状况分析
(一)经济福利衡量福利状况最重要的指标是经济福利，无论对于个人、家庭还是社会来说，收入的提高、经济的发展都会使满足感、幸福感得到提升，从而提高福利水平。因此，对于农户家庭的经济福利进行评价，主要通过家庭收入结构、劳均家庭收入以及劳均农业收入、劳均非农收入几个指标进行。农户人力资本与劳均家庭收入之间呈现正相关关系，人力资本越高的农户，其劳均家庭收入也就越高;人力资本较高农户与中等人力资本农户相比，收入存在一定差距，但更为明显的是，低人力资本的农户收入水平与中等人力资本农户劳均收入之间的差距更为显著，中等人力资本农户劳均收入比低人力资本的农户劳均收入提高了42%。另外，对于较高人力资本的农户，其脱离农业生产的趋势较为明显，劳均农业收入占到总收入的比重只有不到13%;而中等人力资本的农户、低人力资本的农户该比例分别为44.52%、25.78%。从这一趋势也可以看出，人力资本较高的农户，更有能力开展非农生产经营活动，对于其提高家庭收入的作用也就更为明显。
(二)非经济福利
1．子女抚育从表6可以看出，随着农户人力资本水平提高，对于子女生活的照料人发生较为明显的变化，人力资本最高组子女由祖父母、外祖父母照料生活的比例最高，达到30%，这可能是由于人力资本较高的劳动力外出务工的机会、时间较多，对于子女日常生活没有精力进行照顾，其外出务工时，子女只能与祖父辈共同生活。调查结果显示(表7)，相比较来看，较高人力资本农户将子女学习的照料责任更多地放在父母之外的其他人身上，由祖父母、外祖父母或其他人承担的比例在各组中是最高的，达到16%，而中等人力资本农户和低人力资本农户这一比例分别为7%、13%;另外，较高人力资本农户对于子女学习不过问的比例达11%，而中等人力资本农户这一指标为5%，低人力资本农户未出现不过问的情况。可以看出，较高人力资本农户无论从子女生活、学习照料的哪一方面，都存着一定程度的家庭角色缺失。
2．老人赡养由于篇幅所限，本文在老人赡养问题上的关注主要针对于不同人力资本农户对于老人精神方面的关怀。在是否与老人同住问题上，高人力资本的农户与老人同住的比例最高，而低人力资本农户与老人同住的比例最低(表8)。结合上文的分析结果，这种情况的出现，应该是人力资本较高的农户主要劳动力长期在外务工，与父母同住，对于家庭的照顾更加方便。而较低人力资本的农户主要劳动力外出务工比例相对较低，即使有外出务工的劳动力，年累计务工时间也较短，不需要必须与老人住在一起而获得生活、生产上的帮助。不同人力资本水平农户对于老人精神关怀情况也存在着一定差异，人力资本越高的农户，对于老人的精神关怀也就越关注。较高人力资本的农户即使不与父母同住，也能够经常看望老人，并注重与老人的交流(表9)。
3．家庭关系与满意度评价在经济社会中，家庭还承担着成员之间交往的职能，根据这一职能，本文主要考察受访主要劳动力与家庭成员之间关系以及对于目前生活的满意度。从各类别农户与子女及父母的关系分析中可以看出(表10，表11)，不管是与子女的关系还是与父母的关系，各类别农户都显示出极其相似的特征:总体来看，高人力资本的农户与父母及子女的关系要比中等及低人力资本的农户更为亲近。而与子女和父母特别亲近的农户反而与人力资本呈反比的关系，即人力资本低的农户，与子女、父母反而特别亲近。另外，较低人力资本农户与子女、父母的关系呈现两极分化的趋势，特别亲近与很不亲近的比例，都要高于较高人力资本的农户。从农户家庭满意程度来看(表12)，人力资本越高的农户对于家庭目前生活的满意程度越高，这与其收入较高不无关系。而低人力资本农户，对自身生活的满意程度较低，选择满意程度一般的农户超过60%，还有11%的农户满意度很低。
六、结论与建议
Tax on Labor Supply in Different Areas
作者简介：陈永怀(1973-)，男，汉族,四川自贡人，讲师，硕士,主要研究方向为会计学、市场营销。工作单位:西南交通大学希望学院。
摘要：个人所得税对不同地区劳动力供给具有不同的引致效应。本文在对比分析个人所得税对不同地区劳动力供给效应差异的基础上，提出完善个人所得税对不同地区劳动力供给调节的相关建议。即依据不同地区平均税率对劳动力供给的引致效应确定个税起征点、预先扣除个人总收入中的教育支出、完善征税机制。
关键词：不同地区;个人所得税;劳动力供给
Abstract: Personal income tax has different effect to labor supply in different area.Based on the analysis of different effect the individual income tax for tax labor supply in different area,this paper puts forward suggestions to perfect the labor supply in different areas to adjust individual income tax .Namely determine the threshold according to the effect different regional average tax rate on labor supply ,advance the education cost ofindividual income tax,perfecting the mechanism of tax.
Key words: different areasindividual income taxlabor supply一、引言
近年来，就业问题越来越受到人们的关注。由于劳动力供给大于需求，以及劳动力素质与产业发展需求的脱节，导致失业问题严重。为有效解决失业问题，应尽量抑制或减少劳动力供给数量，提升劳动力供给质量。个人所得税作为调解劳动者收入的重要手段，对劳动力供给也具有显著的调节效应。关于个人所得税对劳动力供给的调节效应很多学者进行了研究。于洪(2004)指出：40岁以上劳动者相比40岁以下劳动者，对个人所得税的变化更为敏感，劳动力供给弹性更大1。Ehrenberg和Smit（2003）指出：女性相比于男性，对个人所得税的变化更为敏感，劳动力供给弹性也更大2。但鲜有学者关注到个人所得税征收将会对不同地区劳动力供给产生不同影响。本文试图通过对个人所得税对不同地区劳动力供给影响差异性的比较分析，提出进一步完善个人所得税对不同地区劳动力供给调节效应的相关措施。
二、个人所得税对劳动力供给的影响及机理
（一）个人所得税对个人劳动力供给行为的影响及机理
个人所得税对劳动力供给行为的影响及机理，主要是通过个人所得税对劳动力供给的收入效应和替代效应实现的。即，一方面个人所得税的征收，会导致劳动者个人可支配收入减少，促使其为维持既定的收入水平和消费水平而减少闲暇,增加工作时间，此为收入效应。收入效应又被称为正效应，具有激励劳动力供给增加的作用。另一方面个人所得税的征收，使得劳动和闲暇的价格发生变化，劳动收入下降，闲暇的机会成本降低，会促使人们选择以闲暇替代工作，此为替代效应。替代效应又被称为负效应，具有减少或抑制劳动力供给的作用。如果收入效应大于替代效应，征收个人所得税将对劳动供给产生正向激励，促使人们增加劳动力供给；如果收入效应小于替代效应，征收个人所得税将对劳动供给产生负向激励，促使人们选择闲暇而减少劳动力供给。但当劳动供给已超过资本对劳动的需求时，征收个人所得税对劳动力供给的引致效应就非常弱了，且在社会整体收入水平较低的情况下，征收个人所得税只会产生收入效应，不会产生替代效应。
（二）个人所得税对家庭劳动力供给行为的影响及机理
一般来说，家庭内部不同劳动者的收入多少是不一样的。我国现阶段实行的个税征收计量依据，是针对个人收入而非家庭整体收入进行征税。这对于家庭内部一方收入较低或没有工作，而另一方收入虽较高、但需要抚养更多的老人和孩子的家庭来说，若按对收入较高一方征收较多的个人所得税，其结果会是，为了保持家庭原有的生活水平不变，家庭中不仅收入较高的一方会主动选择通过增加劳动时间来增加收入，收入较低甚或原来没有参加工作的一方也会重新回到劳动力市场，加入到新增劳动力队伍中去。即按现有个税征收办法，征税的结果将使家庭劳动力供给的收入效应大于替代效应，家庭劳动力供给总量增加。
（三）个人所得税对劳动力素质的影响及机理
个人所得税的征收不仅会影响劳动力供给数量增加，还会影响到劳动力供给的素质结构。一般而言，在劳动力市场上，受教育程度高和技能较高的劳动者失业率较低，而受教育程度低和技能较低的劳动者失业率较高。若在征收个人所得税时，能预先扣除个人收入中用于教育投资的支出，将扣除教育支出后的个人收入作为纳税基准，则有利于增加劳动者对教育的投入，进而改善劳动力素质，降低个人及社会失业率。如地方政府可指定培训机构对劳动者进行培训，培训费用由个人支付，培训合格后劳动者获得职业证书，并由培训机构开具培训费用证明，劳动者可持该证明去税务机关申请免交或少交个人所得税，待税务机关核查无误后即给予批准。
综上，个人所得税对劳动力供给的影响，主要是通过其对劳动力供给的收入效应和替代效应来实现的。中国地区差异非常大，且不同地区经济发展水平和劳动者收入水平差距非常大，故，个人所得税的征收反映在不同地区其作用效果是非常不一样的。整齐划一的个税征收标淮，显然不能有效调节不同地区劳动力供给的差异性，及其平衡不同地区劳动力市场的供求配置，造成劳动力资源的极大浪费和低效，故，有必要从不同地区劳动力供给的角度，研究并寻到个税调节劳动力供给的最优效应。
三、劳动力供给地区差异及征税效应的实证分析
（一）不同地区的划分及劳动力供给特点
1.不同地区划分
按照我国的区域划分，可将我国31个省（市）划分为东、中、西部地区。东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省（市），分别标号为1-11。中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省（市），分别标号为1-8。西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古12个省（市），标号为1-12。
2.不同地区劳动力供给特点
受我国经济发展不均衡以及产业结构的影响，东、中、西部地区劳动力供给呈现出不同的特点。
（1）西部地区以农业、手工业、重工业、低级加工制造业等劳动密集型产业为主，形成了大量的低技术岗位、中量的中等技术岗位、少量的高技术岗位的就业结构，工资率偏低。
（2）东部地区以高科技产业、服务业等资本密集型和技术密集型产业为主，形成了大量的高、中技术岗位，中量的低技术岗位的就业结构，工资率偏高。
（3）中部地区处于东、西部地区的衔接地带，即有大量的劳动密集型产业，同时也在承接东部地区的资本密集型和技术密集型产业，形成了中量的高、中、低技术岗位的就业结构，工资率居中水平。
（二）个人所得税对不同地区及内部劳动力供给影响差异性的比较分析
在实证考察中，个人所得税对劳动力供给影响的大小是通过平均税率（taxpb）对劳动力供给的弹性系数来体现的。弹性系数为正，说明个人所得税对劳动力供给的整体效应为正，且收入效应大于替代效应；同时弹性系数越大，个人所得税对劳动力供给整体效应的正向影响就越大，且收入效应和替代效应的差就越大；反之亦然。而平均税率（taxpb）即为居民缴纳的个人所得税占工资总额的比例。
本文采用了2001-2012年31个省、市、区13年间个人所得税和工资总额的面板数据，应用固定效应变系数模型，得出了平均税率（taxpb）对劳动力供给的弹性系数，详见图1。图1各省（市）解释变量taxpb的系数
由图1中的数据可知：
1.从全国整体来看：
除北京、吉林、湖北、四川、陕西、内蒙古5省1市外，其它25个省市的平均税率对劳动力供给的效应均为负。说明当平均税率增加时，个人所得税对劳动力供给的替代效应大于收入效应，平均税率的增加一般会带来劳动力供给的减少。
2.从不同地区来看：
东部地区平均税率对劳动力供给有非常明显的负效应，中部地区平均税率对劳动力供给也有明显负效应，只是幅度要小很多，而西部地区平均税率对劳动力供给的影响很小，其弹性系数基本上在0附近徘徊。说明当平均税率增加时，个人所得税对劳动力供给的负向影响东部地区最明显，中部地区次明显，西部地区最不明显。
究其原因，主要有:
一是东部地区的平均收入要明显高于中、西部地区。当平均税率增加时，高收入人群更倾向于选择闲暇替代劳动以规避高收入所带来的高税负，而低收入人群为了满足自身日常生活的需要，则更倾向于选择通过增加工作时间来弥补收入的减少。故而，平均税率增加时，东部地区的替代效应更明显，平均税率对劳动力供给有非常明显的负效应。
二是教育成本占家庭收入的比重不同。虽然东部地区家庭对孩子的中小学教育平均成本会比中、西部地区高，但考虑到大学招生的全国性以及高考考生的流动性，中西部地区家庭对大学教育的投入与东部地区家庭对大学教育的投入是相差不大的。而中、西部地区家庭的平均收入则要明显低于东部地区，故而教育成本在中、西部地区家庭收入的比重反而更大。由于我国是按个体收入进行征税，而未考虑家庭教育成本的支出，故而当平均税率增加时，中、西部家庭面临的经济压力更大，个人所得税对中西部地区家庭劳动力供给的收入效应会在很大程度上抵消甚至超过替代效应，所以中西部地区家庭对个人所得税的敏感程度要弱很多。
三是社会保障程度不同。东部地区由于建立了较为完善的社会保障制度，年轻人在对老年人的抚养支出和医疗支出方面的压力要小一些，而中西部地区虽然也建立了社会保障制度，但由于养老保险金偏低以及医疗报销金额偏低等因素，年轻人对老年人的抚养支出和医疗支出方面的压力更大。故而当平均税率增加时，中、西部地区家庭不安全感更强，更倾向于通过增加工作时间来获取尽可能多的收入以保障家庭的不时之需。
3.从东部地区内部来看：
个税征收所引致的劳动力供给效应也是不尽相同的。平均税率对北京的劳动力供给具有明显的正效应，对河北、江苏、广东等的劳动力供给具有明显的负效应，而对天津、辽宁、上海、浙江、福建、山东、海南等的劳动力供给影响力却要弱化很多。究其原因是:北京地区虽然平均名义收入较高，但考虑到高昂的生活和住房成本，当平均税率增加时，当地居民尤其是低收入人群更愿意通过更长时间的工作来弥补收入的减少。河北地区虽然收入不是很高，但生活成本相比于北京、天津等城市要低很多，当平均税率增加时，当地居民更愿意选择闲暇替代劳动。江苏和广东地区虽然生活和住房成本偏高，但当地人普遍收入偏高，当平均税率增加时，当地居民更愿意选择闲暇替代劳动。而天津、辽宁、福建、山东、海南属于平均收入不算太高，而平均生活成本也不算太高的省（市），上海、浙江属于平均收入普遍偏高，而平均生活成本也普遍偏高的省（市），故而当平均税率增加时，个人所得税对劳动力供给的替代效应和收入效应大体可以抵消。
4.从中部地区内部来看：
平均税率对吉林、湖北的劳动力供给具有明显的正效应，对山西、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南等的劳动力供给则具有比较弱的负效应。
究其原因，吉林是以农业为主，且冬季农产品困乏，生活成本较高;湖北则山区较多，平均收入较低，故而当平均税率增加时，都更倾向于通过增加工作时间来弥补收入的减少。山西煤炭资源丰富，当地居民收入相对偏高;黑龙江地区与中、俄交界，边境贸易较为发达; 安徽、江西、河南、湖南等地经济都较为发达，故而当平均税率增加时，较倾向于选择闲暇代替劳动，但其替代效应并不十分明显。
5.从西部地区内部来看：
平均税率对四川、陕西、内蒙古的劳动力供给具有比较微弱的正效应，对重庆、贵州、云南、、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西等的劳动力供给则具有比较微弱的负效应。
究其原因，四川多山，除成都经济圈外，山区收入偏低;陕西地处西北，生态环境恶化，除西安经济圈外，收入偏低;内蒙古属于草原地区，经济发展较为落后，且畜牧业受自然环境影响较大，故而当平均税率增加时，四川、陕西、内蒙古的居民较倾向于通过增加工作时间来弥补收入的减少。重庆作为中国最大的直辖市，具有明显的政策优势，贵州、云南、、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西等地虽然收入偏低，但消费也不高，故而当平均税率增加时，较倾向于选择闲暇代替劳动，但替代效应并不十分明显。
四、优化个税征收对劳动力供给调节效应的相关建议
（一）依据不同地区平均税率对劳动力供给的引致效应，确定个税起征点。就北京、吉林、湖北等地来看，因平均税率对劳动力供给具有明显的正效应，故可提高个税起征点，增加当地民众收入，刺激当地民众更多地选择消费，降低劳动力供给。就河北、江苏、广东等地来看，因平均税率对劳动力供给具有明显的负效应，故可适当降低个税起征点，促使当地民众更多的选择闲暇替代劳动，降低劳动力供给。而对于天津、辽宁、上海、浙江、福建、山东、海南、山西、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南等地，由于平均税率对劳动力供给的负效应较小，故可小幅度降低个税起征点。对四川、陕西、内蒙古、重庆、贵州、云南、、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西等地，由于平均税率对劳动力供给的正负效应都非常微弱，故可保持现有的个税起征点不变。
（二）征收个人所得税时，宜预先扣除教育支出。地方政府可以根据当地的教育培训情况制定一定的标准，将扣除个人教育培训支出后的实际收入作为纳税基准，这样可以鼓励个人将更多的收入投资于教育培训中，以此提高劳动者的素质，降低失业率。如对于有小孩上学的家庭，可按照小孩上学阶段的当地公立学校的平均学费予以税前扣除;对于成人参加的教育培训，可根据与从事工作的相关度以及参加培训的相关费用证明给予税前扣除。
（三）进一步完善征税机制。中央政府可考虑将现有的按个人收入作为纳税基准的机制改为按家庭平均收入作为纳税基准的机制，这样就可以降低家庭内部一方收入高，而另一方收入低或需要抚养老人和孩子偏多家庭的纳税金额，刺激他们更多的选择闲暇代替劳动，减少劳动力供给。在具体实施过程中，考虑到老人或小孩的消费能力有限，在计算家庭总人口时，可将老人人数和小孩人数乘以一定的系数，再用家庭总收入除以折算后的家庭总人口数，得出家庭的平均收入。
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注解
低保会议记录【一】
时 间：
地 点：
主持人：
记录人：
评议议题：关于拟申请享受农村低保待遇的民主评议
会议内容：
一、由主持人宣读低保的相关政策
(一)申请低保的条件：持有我市常住农业户口的居民以家庭为单位，凡共同生活的家庭成员年人均纯收入低于农村低保标准，且家庭财产状况符合我市规定条件的，均有申请获得最低生活保障的权利。
(二)我市现行的农村低保标准：申请人及共同居住的家庭成员年人均纯收入低于2181元，月发放低保金每人124元。
(三)有下列情况之一的不能享受低保待遇或取消低保待遇：
1、连续三年以上(含三年)脱离家庭独立生活的宗教教职人员;
2、在监狱、劳动教养场所内服刑、劳动教养的人员;
3、在部队服役的义务兵;
4、不按规定如实提供有关证件、证明，不配合有关工作人员进行调查，家庭收入状况明显好转而不主动向乡镇公共服务中心报告的;
5、家庭年人均纯收入低于当地农村低保标准，但家中有一定的款物积蓄，能够自行维持基本生活的;
6、在法定劳动年龄内(男18周岁至60周岁，女18周岁至55周岁)，有劳动能力无正当理由不参加劳动而造成家庭生活困难的;
7、三年内购买商品房或高标准新建住房的(因拆迁安置除外);当年家中一次性购买非生活必需品2000元以上的;有高值收藏或投资有价证券行为的;有高于当地农村低保月平均标准的馈赠、礼金支出的;安排子女择校就读、出国留学或子女在义务教育期间到高价收费学校就读的;
8、有、吸毒、行为而造成家庭生活困难且尚未改正的;经常出入餐饮、娱乐场所消费的;
9、申请农村最低生活保障的家庭拥有的全部货币财产总额，人均超过当地20个月农村低保标准;
10、申请家庭成员名下有生活用机动车辆、船舶(残疾人用于功能性补偿代步的机动车辆除外)和中型以上农机具;
11、申请家庭成员名下有非居住类房屋(如商铺、办公楼、厂房、酒店式公寓等)，有居改非房屋且兼作家庭唯一居住场所的除外;
12、农村居民申请家庭成员住房人均居住面积高于当地住房人均居住面积。承租公房和拥有私房超过两套且总面积高于50平方米。农村居民申请家庭除宅基地住房、统一规划的农民新村住房外，家庭成员名下有其他商品房;
13、有其它非生活必需的高档消费品。例如：空调、电脑、高档家具、家庭饲养名贵宠物;
14、户口在本市，实际在外地居住1年以上的;
15、采取规避法律法规行为造成无经济来源、生活困难的以及采取其他人为因素造成家庭年人均收入低于当地农村低保标准的;
16、有责任田且有劳动能力，荒废不耕种的;
17、经市民政部门认定的不能享受农村低保待遇的;
二、由村主任介绍下新申请低保待遇的家庭情况
参会人员对新申请家庭收入及家庭财产有异议的及时反映，在下面评议环节中给予审议意见。确保低保工作能公平、公正、公开，提高低保资金使用效益。
三、传阅相关申请材料、证明材料。
四、评议会参加总人数不得少于9人，方能形成决议，其民主评议的结果有三分之二以上参会人员同意并在评议记录上签字方为有效。
五、参会人员评议，采取无记名方式投票表决，现场唱票、计票。公共服务中心工作人员对评议结果的真实性和有效性作出结论，当场宣布民主评议结果。
六、评议决定：
1、 家庭,因 造成家庭困难，经民主评议参加投票 人，得赞成票张，赞成票达到参加投票人员的三分之二，同意其家庭享受低保待遇。
2、 家庭,因 造成家庭困难，经民主评议参加投票 人，得赞成票张，赞成票达到参加投票人员的三分之二，同意其家庭享受低保待遇。
3、 家庭,因 造成家庭困难，经民主评议参加投票 人，得赞成票张，赞成票达到参加投票人员的三分之二，同意其家庭享受低保待遇。
4、 家庭,因 造成家庭困难，经民主评议参加投票 人，得赞成票张，赞成票达到参加投票人员的三分之二，同意其家庭享受低保待遇。
5、 家庭,因 造成家庭困难，经民主评议参加投票 人，得赞成票张，赞成票达到参加投票人员的三分之二，同意其家庭享受低保待遇。
6、 家庭,因 造成家庭困难，经民主评议参加投票 人，得赞成票张，赞成票达到参加投票人员的三分之二，同意其家庭享受低保待遇。
7、 家庭,因 造成家庭困难，经民主评议参加投票 人，得赞成票张，赞成票达到参加投票人员的三分之二，同意其家庭享受低保待遇。
参加评议人员签字并按指纹：
村村民委员会
年 月日
低保会议记录【二】
时间：xxxx年8月30日上午8:30
地点：城郊村会议室
主持人： 王xxx
参加人员：包村干部王磊 全体村干部
村民代表: xxxxxxx
记录人： xxx
评议议题： 关于xxxx年度享受低保对象进行民主评议
会议内容：
一、 主持人王磊宣读低保相关政策
有下列情形之一的，不能享受低保待遇或者取消低保待遇：
1、具有正常劳动能力，无正当理由拒绝劳动的家庭
2、依法具有赡、抚、扶养关系，且赡养人有能力，但未履行赡养义务的，一般不给于低保。
3、实际生活、支出水平明显高于当地最低生活保障标准的家庭。
4、隐瞒家庭真实收入(包含隐形收入)，或隐瞒赡养人的基本情况和实际情况的家庭。
5、未按规定提供证明材料的，或者提供虚假证明材料的家庭。
6、拒绝配合村民委员会和民政部门进行调查、核查，致使无法核定其收入的。
7、参与、吸毒等违法活动，经教育不思悔改的人员。
8、家庭收入超过本市区最低生活保障标准。
9、销售低保待遇人员死亡的。
二、 城郊村低保专干介绍城郊村低保家庭情况：
1、城郊村xxxx年享受低保的情况：城市低保9户16人，农村低保43户77人。
2、希望各位代表对享受低保家庭情况有异议的可以及时反映，在下面的评议环节中给予审议意见。确保低保发放工作的公平、公正、公开，提高低保资金使用效益。
三、传阅相关低保人员资料
四、与会人员评议。
五、评议决定：家庭情况依旧符合低保条件的为：农村低保43户77人，城市低保9户16人，停发8户9人。
参加评议人签字：
花戏楼街道城郊村
xxxx年8月28日
低保会议记录【三】
时 间：xxxx年10月30日上午8:30
地 点：集星村会议室
主持人：xxx
记录人：xxx
评议议题：关于xxxx年度拟申请享受本市农村(城市)低保以及已在享受农村(城市)低保对象进行民主评议(票决)。
会议内容：
一、主持人苏鸿科宣读低保相关政策
户籍状况、家庭收入和家庭财产是认定低保对象的三个基本要件。
(一)、申请低保条件：城乡最低生活保障待遇以家庭为单位提出申请，必须同时具备以下两个条件：
1.持有南安市城乡居民户口;
2.共同生活的家庭成员月人均收入低于我市城乡低保标准;或共同生活的家庭成员月人均收入虽略高于低保标准，但由于大病、教育支出、家庭主要成员失去劳动力等原因，导致家庭实际生活水平低于低保标准。
共同生活的家庭成员，是指具有法定赡养、抚(扶)养关系和户籍在一起并长期共同生活的成员。
(二)、本市目前的最低生活保障标准：农村低保标准295元，农村五保标准628元。
(三)、有下列情形之一的，不能享受低保待遇或者取消低保待遇：
1.家庭年人均纯收入虽然低于低保标准，但实际生活消费水平明显高于低保标准的;
2.经过民主评议和公示，群众有异议或反映强烈的;
3.不如实提供家庭收入情况，不接受工作人员核查或提供虚假证明材料的;
4.在法定劳动年龄内、有劳动能力无正当理由不从事生产劳动的(在校就读的学生除外);
5.法定赡养、抚(扶)养义务人有赡养、抚(扶)养能力但不履行义务的;
6.因违法收养、、吸毒、等造成生活困难尚未改正的;
7.拥有并经常使用高档消费物品的;
8.自费购买、新建、装修住房不满2年的，突发疾病或灾害的除外;
9.投资有价证券、收藏高值物品的;
10.饲养观赏性名贵宠物;经常出入餐饮、娱乐场所消费的;
11.安排子女自费择校就读或出国留学的;
12.有子女家庭成员职业为机关事业单位的;
13.家庭成员中有交纳企、事业公积金的;
14.家庭成员中有缴纳企、事业养老保险的;
15.家庭成员名下拥有消费性机动车辆的;
16.家庭成员中在外务工，有个人所得税缴纳记录的;
17.家庭成员名下有工商注册开办企业的;
18.审批机关认定的不能享受城乡低保待遇的其他情况。
二、集星村主任苏鸿科介绍集星村低保家庭情况：
(一)、集星村xxxx年享受低保(原低保户)的情况：总户数33户、总人员85名、年总金额146260元。
(二)、逐一介绍苏爱国等33户低保家庭的最新家庭情况，收入情况及生活质量。
(三)、新申请户家庭情况介绍。
(四)、希望各位代表对低保情况有异议的可以及时反映，在下面的民主评议票决环节中给予审议意见，确保低保发放工作的公平、公正、公开，提高低保资金使用效益。
三、传阅相关申请材料、证明材料。
四、与会人员民主评议票决。参会代表要达到总代表数的三分之二，推荐纳保对象要达到参会代表三分之二同意。
五、民主评议票决推荐纳保情况：家庭情况依旧符合低保条件的为40户，新增加5户，停发为2户。新增及停发家庭情况说明：
新增：
(1)6组苏锦标，本人视力壹级残疾，无劳动能力，靠其妻打工维持家庭生活，家庭较为困难。经民主评议：同意其享受低保待遇。
(2)8组苏文质，本人常年体弱多病，患有糖尿病，需长期诊病服药，无劳动能力，家庭较为困难。经民主评议：同意其享受低保待遇。
(3)10组扬，本人精神贰级残疾，或昼或夜到处游荡，无劳动能力，由其母监护无心做工，家庭较为困难。经民主评议：同意其享受低保待遇。
(4)11组苏再生，本人肢体叁级残疾并患左侧股骨无菌坏死，现住院手术，无劳动能力，家庭较为困难。经民主评议：同意其享受低保待遇。
(5)13组苏清辉，二女扎户，本人肢体肆级残疾，无劳动能力，家庭较为困难。经民主评议：同意其享受低保待遇。
(6)11组苏耿忠，本人智力叁级残疾，12年参保，根据整户参保原则，加上其父患慢性病常诊医服药，家庭经济较为困难。经民主评议：同意其父母享受低保待遇。
停发:
(1)8组苏景红，长女出嫁，次女已参加工作，收入情况已经超出享受标准。经民主评议，对此户报停。
(2)4组苏立德，死亡。经民主评议，对此户报停。
(3)2组王卫，死亡，儿子苏再人残疾，乃属原低保，停发王卫死亡一人，更换户主苏文明。
(4)1组苏爱国，其子苏世达死亡。停发苏世达死亡一人。
(5)10组苏岁头，长孙女苏幼玲大学毕业已就业，停发。
