XX縣201*年第一季度農(nóng)村住戶調(diào)查分析

XX縣201*年第一季度農(nóng)村住戶調(diào)查分析

我縣201*年第一季度農(nóng)村住戶調(diào)查工作在州統(tǒng)計(jì)局的業(yè)務(wù)指導(dǎo)下，認(rèn)真貫徹落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀，以農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收、農(nóng)村繁榮為核心，繼續(xù)加強(qiáng)對農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)質(zhì)量的監(jiān)控力度，有效提高統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和及時性，認(rèn)真貫徹執(zhí)行國家《農(nóng)村住戶調(diào)查方案》及省州的有關(guān)規(guī)定，扎實(shí)開展農(nóng)村住戶調(diào)查工作，經(jīng)縣、鄉(xiāng)鎮(zhèn)統(tǒng)計(jì)員、農(nóng)村輔助調(diào)查員及調(diào)查戶的共同努力下，完成了農(nóng)村住戶調(diào)查報(bào)表收集、錄入、匯總、審核、分析、評估、上報(bào)工作�，F(xiàn)將XX縣201*年1季度主要數(shù)據(jù)質(zhì)量分析如下：

201*年1季度，XX縣農(nóng)民期內(nèi)現(xiàn)金收入XX元，比上年同期增加XX元，增長XX%。農(nóng)民期內(nèi)現(xiàn)金收入由工資性收入、家庭經(jīng)營現(xiàn)金收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入等四項(xiàng)指標(biāo)構(gòu)成。

一、工資性收入穩(wěn)步增長。工資性收入XX元，比上年同期增加XX元，增長XX％。由于農(nóng)村居民家庭收入的增加，生活質(zhì)量越來越好，居住環(huán)境越來越改善，農(nóng)村建房熱潮強(qiáng)勁，使農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到農(nóng)戶建房上，但是建房工作需要技術(shù)性，所以農(nóng)村務(wù)工人員不多，勞動工資收入增長緩慢。

二、家庭經(jīng)營現(xiàn)金收入持續(xù)增長。人均家庭經(jīng)營現(xiàn)金收入XX元，比上年同期增加XX元增長X%。第一產(chǎn)業(yè)人均現(xiàn)金收入XX元，比去年同期增加XX元，增長XX%，由于今年雞、肉豬、橡膠、香蕉、木薯等農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增加，而從去年價格上漲后沒有下降過，所以第一產(chǎn)業(yè)收入增加；第三產(chǎn)業(yè)人均現(xiàn)金收入XX元，比去年同期增加XX元，增長XX%..

三、財(cái)產(chǎn)性收入緩慢增長。農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性人均現(xiàn)金收入為XX元，比上年同期增加XX元增長XX%。財(cái)產(chǎn)性收入由租金（包括農(nóng)業(yè)機(jī)器）、轉(zhuǎn)讓承包土地經(jīng)營權(quán)收入、其它等指標(biāo)構(gòu)成，和去年同期基本持平，沒有發(fā)生大變化。

四、轉(zhuǎn)移性純收入大幅增長。人均轉(zhuǎn)移性現(xiàn)金收入為XX元，比上年同期增加XX元增長XX%。增長的主要原因：一是新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)、領(lǐng)取最低生活保障及其來自政府的補(bǔ)貼、其它等等一系列的強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)政策全面得到落實(shí)，特別市最低生活保障人數(shù)和人均補(bǔ)助金額也得到提高使轉(zhuǎn)移性純收入大幅增長。

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民族地區(qū)農(nóng)村收入不平等分析基于XX州農(nóng)村住戶數(shù)據(jù)

作者：吳波、王紹明、王學(xué)斌

摘要：本文基于XX州農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)采用多層統(tǒng)計(jì)分析方法對陸地邊境民族地區(qū)農(nóng)村收入不平等進(jìn)行分析。研究發(fā)現(xiàn)收入不平等不僅存在于村莊之間，還存在于內(nèi)部家庭之間；地理位置和地形是影響農(nóng)戶村莊層面差異的重要因素，而生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、土地面積、勞動力年齡、教育程度、培訓(xùn)比例、負(fù)擔(dān)率、種植結(jié)構(gòu)、工資收入比重、非農(nóng)業(yè)參與率反映了農(nóng)戶個體之間的差異；這些因素都是產(chǎn)生收入平等的源泉，其中土地、種植結(jié)構(gòu)、地形三大因素有30%的貢獻(xiàn)。結(jié)果表明發(fā)展區(qū)域特色經(jīng)濟(jì)、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營是減少收入不平等的重要途徑。關(guān)鍵詞：多層統(tǒng)計(jì)收入不平等少數(shù)民族

一、引言

農(nóng)村收入不平等是一個重大的理論問題和實(shí)踐問題，一方面會制約消費(fèi)需求增加而影響經(jīng)濟(jì)的健康增長，另一方面會形成社會不穩(wěn)定因素而影響國家的長治久安。自20世紀(jì)80年代農(nóng)村改革以來，國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)村居民收入不平等進(jìn)行了廣泛研究。

總體來說，農(nóng)村收入不平等的研究經(jīng)歷了一個從宏觀判斷到微觀量化的過程。從不平等區(qū)域存在性來看，學(xué)者一致認(rèn)為收入不平等不但存在于省際之間，而且存在于省內(nèi)的不同村莊之間和村內(nèi)的不同家庭之間，農(nóng)村總體、區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)收入差距都呈現(xiàn)持續(xù)擴(kuò)大的趨勢。李實(shí)、趙人偉等（1994,1999）通過兩次居民住戶抽樣調(diào)查分析了中國收入不平等的狀況、變化及主要影響因素，指出農(nóng)村內(nèi)部收入差距幾乎持續(xù)上升。白志禮（1993）、張平(1997)、彭玉生(1998)、蔡(201*)、唐平(201*)、張曉輝(201*，201*)和朱農(nóng)(201*)等對農(nóng)村居民收入分配的現(xiàn)狀、區(qū)域間收入分配差異和形成原因等作了詳盡分析。刑鸝（201*）采用GE指數(shù)區(qū)域分解法基于貴州普定縣三個村莊的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)證明收入不平等在村級層面存在。

從收入來源角度來看，許多學(xué)者分析了各分項(xiàng)收入對收入不平等的影響�？ǘ�、李實(shí)、奈特等（1999）按收入來源對農(nóng)村居民總體收入差距進(jìn)行分解，表明

非農(nóng)收入構(gòu)成差距的主要因素，而農(nóng)村居民的凈轉(zhuǎn)移收入為負(fù)收入來源并導(dǎo)致了1995年最大分配不均等效應(yīng)。黃祖輝（201*）采用GE指數(shù)分解法分析1993-201*年省級收入數(shù)據(jù)，指出現(xiàn)階段轉(zhuǎn)移收入加劇了收入不平等。唐平（201*）通過對年度數(shù)據(jù)的不平等度量證明了家庭經(jīng)營收入是差距的主體，以農(nóng)業(yè)與非農(nóng)收入為主不同類型農(nóng)戶收入差距的來源不同。黃祖輝（201*）基于浙江省農(nóng)村固定觀察點(diǎn)1986-201*年收入數(shù)據(jù)，從要素角度對分項(xiàng)收入進(jìn)行再劃分考察農(nóng)民企業(yè)家報(bào)酬的重要作用，并實(shí)證了農(nóng)村居民要素稟賦和村莊外部市場環(huán)境兩個變量對村莊內(nèi)部和村際收入差距及變化的不同影響途徑（201*）。

從影響收入的途徑和因素來看，不平等研究存在兩個視角對收入差距的宏觀分析和基于住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的微觀分析。在宏觀分析中，學(xué)者基于年度數(shù)據(jù)運(yùn)用不同理論、構(gòu)造不同指標(biāo)對宏觀因素進(jìn)行了多樣化的論證。朱玲（1992）、張平(1998)等研究表明農(nóng)村非農(nóng)化產(chǎn)生的工資性收入差異是中國農(nóng)村區(qū)域收入不平等的最主要原因。Rozzle(1994)分解了農(nóng)村社會總產(chǎn)值五個組成部分以尋找地區(qū)間農(nóng)村發(fā)展不平衡的結(jié)構(gòu)原因。奈特、宋麗娜、李實(shí)、魏眾（1999）探討了農(nóng)戶在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)與農(nóng)業(yè)之間就業(yè)機(jī)會以及二者之間勞動報(bào)酬率的差異。布倫納（1999）在分析中國農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)土地、住房、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、金融資產(chǎn)等基礎(chǔ)上考察了財(cái)產(chǎn)分配與收入分配之間的關(guān)系。白雪梅（201*）通過建立基尼系數(shù)與教育年限及離散程度、人均GDP、政府教育投入力度的函數(shù)關(guān)系證明了教育不平等會加劇收入不平等。蔡（201*）認(rèn)為農(nóng)業(yè)工資、非就農(nóng)業(yè)工資和非農(nóng)就業(yè)比例三個因素決定了農(nóng)戶收入并對應(yīng)著經(jīng)濟(jì)增長中四個部門的變化并論證經(jīng)濟(jì)增長成分對不平等的影響。朱新華（201*）選取年內(nèi)建設(shè)占地新增量和基尼系數(shù)兩個指標(biāo)證明耕地非農(nóng)化與收入差距之間存在著雙向因果關(guān)系。

在微觀分析中，學(xué)者利用多樣化的不同地區(qū)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)在同一回歸分析框架下找出影響收入的主要因素和對收入不平等的作用程度。萬廣華(201*)通過1995-201*年廣東、湖北和三省數(shù)據(jù)的分析得出地理因素、資本投入、種植結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致不平等而土地會減少不平等的結(jié)論。嚴(yán)善平（201*）基于6省7縣634戶數(shù)據(jù)考察家庭屬性對工商業(yè)進(jìn)而對現(xiàn)金收入的影響。李小建（201*）利用河南11個村莊1251戶抽樣分層數(shù)據(jù)探討農(nóng)區(qū)發(fā)展環(huán)境對不同地形和收入類型農(nóng)戶的影響。刑鸝（201*）考慮了家庭特征及資產(chǎn)、人力資本和社會資本四類變量對收入

函數(shù)的解釋并指出土地、人力資本是造成收入不平等的主要因素。許慶（201*）分析了吉林、四川、江西和山東四省1993、1995、1999、201*四年800戶數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)土地細(xì)碎化提高了收入并有利于不平等的縮小。

這些研究找出了影響收入的眾多途徑和因素，豐富了我們對農(nóng)村收入差距的認(rèn)識，但也存在若干缺陷：(1)已有研究的適用性不強(qiáng)。宏觀分析結(jié)論具一般性，微觀分析的結(jié)論又因地域性過強(qiáng)而不適用于對西部農(nóng)村收入不平等的解釋；（2）微觀信息不完備或利用不充分。過多的地理、農(nóng)戶類型虛擬變量既不貼近所反映的因素又使得模型復(fù)雜且解釋力不夠，沒有探討同一區(qū)域內(nèi)的自然環(huán)境因素對農(nóng)戶個體特征的交互作用；（3）宏觀分析在未控制住其他因素時強(qiáng)調(diào)單一因素的作用而不能反映影響收入的基本因素，將非農(nóng)收入等同于工資性收入而忽略了非農(nóng)家庭經(jīng)營收入；（4）沒有考慮收入數(shù)據(jù)的層次結(jié)構(gòu)和相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析方法。社會的分級結(jié)構(gòu)自然產(chǎn)生數(shù)據(jù)的分層結(jié)構(gòu)，目前的收入研究都較少考慮多層數(shù)據(jù)的處理問題。

針對上述收入不平等研究不足，本文從研究視角、調(diào)查數(shù)據(jù)、模型應(yīng)用問題三方面進(jìn)行了改進(jìn)。少數(shù)民族地區(qū)是西部扶貧工作的重難點(diǎn)而且XX州是多民族多貧困的典型，因此研究XX州農(nóng)村收入不平等具有一定的研究意義和實(shí)踐價值。本文基于XX州13縣3000戶家庭3000多個指標(biāo)的數(shù)據(jù)支撐，借鑒醫(yī)學(xué)等社會領(lǐng)域?qū)Χ鄬訑?shù)據(jù)的處理應(yīng)用方法，通過建立多層統(tǒng)計(jì)收入模型克服一般多元回歸模型處理多層數(shù)據(jù)的技術(shù)缺陷，重點(diǎn)考察同一區(qū)域內(nèi)自然環(huán)境因素對農(nóng)戶個體特征的跨層交互作用，進(jìn)而在回歸分析框架下探討村莊之間和村莊內(nèi)部的收入不平等影響因素。

二、收入不平等的存在性分析

（一）數(shù)據(jù)來源及描述分析（二）收入不平等的度量

基尼系數(shù)是公認(rèn)的不平等指標(biāo)，能以一個數(shù)值反映總體收入差距狀況。本文計(jì)算出XX州農(nóng)村總基尼系數(shù)為0.3896，接近警戒線0.40說明XX州農(nóng)村存在嚴(yán)重的收入不平等，所以有必要進(jìn)一步分析。但是多數(shù)學(xué)者認(rèn)為基尼系數(shù)按組群分解后組內(nèi)差距和組間差距相互不獨(dú)立、產(chǎn)生的交叉項(xiàng)無法精確解釋,因而不是一

個按特征分組分解的好指標(biāo)。盡管一些學(xué)者對此有爭議，運(yùn)用夏普里值法也能克服這一缺陷，本文對此不作進(jìn)一步討論。另一個指標(biāo)泰爾L指數(shù)可以將總差距完全分解到相互獨(dú)立的組內(nèi)和組間,反映組內(nèi)和組間不平等對收入不平等的貢獻(xiàn)率。因此，本文通過泰爾L指數(shù)的區(qū)域分解法來分析農(nóng)戶收入的區(qū)域不平等狀況。

（三）區(qū)域不平等存在性分析

泰爾L指數(shù)定義及分解方法如下。所有觀測樣本N分為M組,總收入均值為，第k組的泰爾熵值為E0(yk)、收入均值為k、人口比重為k,則

E0(y)1InniNyi，E0(y)kE0(yk)kInk1k1MM=組內(nèi)差距+組間差距。將3000k個樣本按照295個村莊進(jìn)行分組，計(jì)算出總差距、組內(nèi)差距、組間差距分別為0.2769、0.1550、0.1219，組內(nèi)、組間的不平等貢獻(xiàn)率分別為55.98%、44.02%，這說明收入不平等存在于不同的村莊之間和同一村莊內(nèi)部。村莊內(nèi)部的不平等貢獻(xiàn)超過了50%說明同一村莊內(nèi)部存在更嚴(yán)重的收入不平等。為了探討村莊層面收入不平等影響因素，有必要尋找村莊差異的因素和農(nóng)戶層面影響收入的基本因素。一般認(rèn)為農(nóng)戶差異在于個體特征和居住環(huán)境的不同，下面就這兩方面因素對收入不平等進(jìn)行微觀分析。

三、微觀分析方法

（一）多層統(tǒng)計(jì)分析方法

一般來說，影響收入的因素也是影響收入不平等的因素。探討收入不平等影響因素以及作用程度最重要的在于估計(jì)收入函數(shù)。基于大量研究結(jié)果，農(nóng)戶收入影響因素可以概括為資本稟賦、生產(chǎn)經(jīng)營結(jié)構(gòu)、家庭特征、地理環(huán)境等四個方面。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)Mincer對數(shù)-線性模型，收入函數(shù)用公式表示為

Ln(Y)F(X1,X2,X3,X4)，其中Y表示農(nóng)戶收入，X1、X2、X3、X4分別表示上述四個方面的一組變量。估計(jì)收入函數(shù)的一般做法是將收入函數(shù)線性化為一般多元回歸模型，然后應(yīng)用最小二乘法（OLS）估計(jì)模型參數(shù)。具體模型為：

Ln(Yi)01X12X23X34X4i（1）

但是社會是一個具有分級結(jié)構(gòu)的整體，例如農(nóng)戶聚集在某個村莊，而村莊又嵌套在鄉(xiāng)鎮(zhèn)中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)又屬于某個縣，由此形成了3個層次的結(jié)構(gòu)。同一村莊的住戶居住環(huán)境相同，如距離縣城距離幾乎沒有差異、同是山區(qū)和少數(shù)民族村等，正是這些共性影響造成同一組個體相對于其他組個體具有更大的相似性，各組內(nèi)的觀察對象不是相互獨(dú)立的，即式（1）中同一個村莊的農(nóng)戶之間存在

Covi,j0ij。一般多元回歸模型的基本假設(shè)（如獨(dú)立、同方差）不再成

立、因而應(yīng)用傳統(tǒng)方法來分析多層數(shù)據(jù)存在技術(shù)缺陷。

由于地理環(huán)境差異農(nóng)戶收入與影響因素之間的函數(shù)關(guān)系可能隨村莊的不同而變化�？紤]到上述異質(zhì)性問題，本文按村莊對農(nóng)戶進(jìn)行分組來檢驗(yàn)收入數(shù)據(jù)本身是否存在層次結(jié)構(gòu)。建立如下兩水平空模型：

yij0jeij

0j00u0j（2）

下標(biāo)ij表示第j組第i個農(nóng)戶，0j和eij分別代表第j組yij均值和圍繞該均值

2

的組內(nèi)個體差異。00表示代表yij總均值；oj代表組均值偏離總均值程度。uo

反映農(nóng)戶收入在村莊之間的差異，而2代表同一村莊之間的差異�？漳Ｐ图僭O(shè)兩水平殘差都符合正態(tài)分布，水平之間殘差相互獨(dú)立，即eij~N(0,2)、

2u0j,ij)0。通過計(jì)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)來度量農(nóng)戶收入總差u0j~N(0,u0)、cov(異中來自組間差異的部分。

u0ICC22uo2)（3）(22uouo2，對結(jié)果顯示限制性最大似然法（REML）估計(jì)得到、進(jìn)行Z檢

驗(yàn)，若檢驗(yàn)結(jié)果顯著則可以推斷ICC統(tǒng)計(jì)顯著，應(yīng)考慮構(gòu)建一個兩水平農(nóng)戶收入函數(shù)模型�；�本思路是在農(nóng)戶微觀層面上建立收入與個體特征變量關(guān)系的水平1模型，在村莊宏觀層面上建立水平1截距項(xiàng)和隨機(jī)斜率與場景變量關(guān)系的水平2模型。模型如下：

yij0j1jX1ij2jX2ij3jX3ijeij0j0001X4j0j

kjk0k1X4jkj（4）

kjk0kj（5）

多水平線性模型假設(shè)水平1殘差符合正態(tài)分布、水平2殘差符合多元正態(tài)分布且水平1殘差與水平2殘差相互獨(dú)立，但不同宏觀方程水平2殘差之間可以存在相關(guān)關(guān)系。該模型一個重要方面就是對水平1隨機(jī)斜率檢驗(yàn)即對水平1解釋變

2uk量參數(shù)進(jìn)行Z檢驗(yàn)。如果水平2殘差方差統(tǒng)計(jì)顯著則再進(jìn)行跨層交互作用檢

驗(yàn)以確定隨機(jī)斜率是否需要場景變量的解釋進(jìn)而選擇（4）或（5）�？鐚咏换プ饔脵z驗(yàn)即是對水平2變量與具隨機(jī)斜率水平1變量的交互項(xiàng)參數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn)。若選擇（4），兩水平模型為

yij001jX1ij3jX3ij01X4jk0Xkijk1X4j*Xkij(ojkj*Xkijeij)（6）

模型（6）說明農(nóng)戶收入受自身特征影響，這種影響可能會因所屬村莊不同而變化，而且村莊對收入的作用也因個體特征差異而不同。該混合線性模型有一個復(fù)合殘差項(xiàng)ojkj*Xkijeij，下標(biāo)j表示0j、kj在各組內(nèi)不變而在組間變化。由此各組內(nèi)觀察值并不獨(dú)立，一般多元回歸模型中消除異方差的方法卻沒有考慮非獨(dú)立性問題。而兩水平模型修正了因觀察數(shù)據(jù)非獨(dú)立性引起的參數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)偏倚，為分層數(shù)據(jù)提供了方便的分析框架。本文以一般多元回歸模型對比多層統(tǒng)計(jì)模型的優(yōu)劣。

（二）基尼系數(shù)的回歸分解方法

為了安排政策先后順序及調(diào)節(jié)執(zhí)行力度，有必要分析各因素對收入不平等的影響程度。本文采用回歸分解法對基尼系數(shù)進(jìn)行分解以進(jìn)一步了解各變量對收入不平等的貢獻(xiàn)率。從本質(zhì)上來講，回歸分解法就是將回歸模型與夏普里框架結(jié)合，把收入不平等指標(biāo)分解為回歸方程解釋變量和殘差的貢獻(xiàn)，具體解釋見萬廣華（201*）。本文使用聯(lián)合國世界發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)研究院（UNU-WIDER）開發(fā)的JAVA程序分解基尼系數(shù)。

四、模型估計(jì)及結(jié)果

（一）變量的選擇

農(nóng)戶收入影響因素可以概括為資本稟賦、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營結(jié)構(gòu)、地理環(huán)境等四個方面。資本是生產(chǎn)活動的主要資源，物質(zhì)資本來自于生產(chǎn)性固定資產(chǎn)和土地，經(jīng)驗(yàn)、受教育程度和專業(yè)培訓(xùn)是人力資本的重要方面。負(fù)擔(dān)率反映了家庭特征，老幼、在校學(xué)生是現(xiàn)代家庭不得不承受的負(fù)擔(dān)。種植結(jié)構(gòu)類似技術(shù)手段，不同種植結(jié)構(gòu)帶來不同的產(chǎn)出；隨著城鎮(zhèn)化加快農(nóng)戶既可以被企業(yè)雇傭又能參與第二、三產(chǎn)業(yè)，從而實(shí)現(xiàn)家庭經(jīng)營方式和收入渠道多樣化。一般認(rèn)為工資收入越高家庭凈收入越高、參與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)能提高家庭經(jīng)營收入，但是每個人的精力和時間有限的且從業(yè)偏好、技能特定結(jié)果未必如此。地理地形因素決定了生產(chǎn)活動的自然條件、距離市場的遠(yuǎn)近以及信息獲得的難易程度，從而不僅影響種植結(jié)構(gòu)、土地的效益，還影響就業(yè)、勞務(wù)經(jīng)濟(jì)程度等基本因素；農(nóng)戶以距離縣城距離5公里為標(biāo)準(zhǔn)可分為遠(yuǎn)近兩類；丘陵因本質(zhì)為山地而包含在山地中。

表1變量的定義

變量變量組別農(nóng)戶收入農(nóng)戶收入物質(zhì)資本物質(zhì)資本人力資本人力資本定義人均年凈收入(元)人均年\u5distance地理環(huán)境地理環(huán)境地理位置：離縣城5公里以內(nèi)為1，否則為0地形：平原記為1，山區(qū)（含丘陵）記為0

表2變量的統(tǒng)計(jì)描述

locate

變量最小值2.390.000.000.000.000.000.000.000.000.00最大值10.4550.2025.0037.5015.001.005.0051.641.0034.07均值7.812.282.2719.446.820.270.600.300.320.19標(biāo)準(zhǔn)差0.793.522.296.002.580.410.581.210.261.16Lincomeassetlandageedutrainloadwageplantindustry（注：由于凈收入可以為負(fù)值，wage、industry的最大值不為1。）

（二）收入函數(shù)的估計(jì)1．多層數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)。

2uouo20.2189（P表3跨層交互作用檢驗(yàn)

變量

t值

P值

distance*land-0.79

0.43180.429

locate*land

0.79

distance*wage-0.57

0.568

locate*wagedistance*plant2.640.0094

-2.91

0.0042

locate*plant

-0.640.524

locate*wage、distance*plant統(tǒng)計(jì)顯著表明locate對wage、distance對

存在跨層交互作用，應(yīng)采用模型（4）；distance*land、locate*land統(tǒng)計(jì)不顯著表明distance、locate對land不存在跨層交互作用，應(yīng)采用（5）。具體模型設(shè)定如下：

Lincome001asset20land3age4edu5trian6load70wage80plant9industry01distance02locate72locate*wage81distance*plant(0jland*2jwage*7jplant*8jeij)

估計(jì)結(jié)果如表4。

表4收入函數(shù)估計(jì)結(jié)果

截距項(xiàng)多層統(tǒng)計(jì)模型估計(jì)參數(shù)估計(jì)值7.18880.01770.07070.00780.0220t值111.664.767.444.224.16一般多元回歸模型估計(jì)參數(shù)估計(jì)值7.19130.03190.03340.00930.0307t值130.407.765.994.676.389

（7）

assetlandageedutrain0.1460-0.0853-0.25780.5427-0.11520.45110.23010.3211-0.6045-2LL=5485.93.15-4.56-4.358.1010.823.703.452.66-2.940.1378-0.1015-0.30260.5163-0.16560.26670.23984.34-5.17-11.1910.69-5.744.746.90loadwageplantindustrydistancelocatelocate*wagedistance*plant模型比較-2LL=5764.51R20.64（注：兩個模型所有參數(shù)T統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.01。）

一般多元回歸模型采用加權(quán)最小二乘法估計(jì)（權(quán)數(shù)為1exp(In(resid2))），解決了截面數(shù)據(jù)產(chǎn)生的異方差問題。上述兩個模型解釋變量都呈統(tǒng)計(jì)顯著性，似然比檢驗(yàn)的2值為278.61，自由度df=6，-2LL顯著減少說明多層統(tǒng)計(jì)模型擬合得更好。

3．基尼系數(shù)基于回歸方程的分解。

由于基尼系數(shù)考察的是解釋變量對收入的貢獻(xiàn)，而上述兩個模型的因變量都為收入對數(shù)，必須把上述方程還原成以收入為因變量的方程。

多層統(tǒng)計(jì)回歸方程

meexp(7.18880.0177asseincot0.0707land0.0078age0.0220edu0.1460train-0.0853load-0.2578wage0.5427plant-0.1152industry0.4511distance0.2301locate0.3211locate*wage0.6045distance*plant)分解結(jié)果見表5。

表5收入不平等的源泉

回歸分解解釋變量多層統(tǒng)計(jì)回歸方程的分解基尼系數(shù)0.0144貢獻(xiàn)率3.70%排序7一般多元回歸方程的分解基尼系數(shù)0.0302貢獻(xiàn)率7.75%排序2asset

landage0.04660.00930.01600.01620.00940.01470.03880.00510.00690.03530.21270.17690.389611.96%2.38%4.11%4.15%2.42%3.78%9.96%1.30%1.77%9.07%54.60%45.40%100.00%1854962111030.01650.01140.02350.01520.01140.02360.04160.00590.00750.02450.21120.17940.38964.23%2.92%6.03%3.90%2.91%6.06%10.67%1.52%1.94%6.29%54.21%45.79%100.00%685794111103edutrainloadwageplantindustrydistancelocate變量合計(jì)殘差總和

上述結(jié)果表明多層統(tǒng)計(jì)模型不只是對一般多元回歸模型的改進(jìn)，更重要的在于因素對收入不平等的解釋程度不同。變量排序不同則選擇的政策就不同，相同政策的執(zhí)行力度也不同，對收入不平等問題的解決效果更是相差甚遠(yuǎn)。雖然這兩個模型僅解釋了54%的收入不平等，但是仍然比較滿意。首先，兩個模型的解釋變量都具統(tǒng)計(jì)顯著性，最新回歸分解法更好地處理了殘值問題，而且找到了能解釋30%的收入不平等的三大因素土地、種植結(jié)構(gòu)、地形；其次，收入不平等問題本身是一個復(fù)雜的問題，僅通過一個模型無法得到完全解釋，況且上述分解結(jié)果來自隨機(jī)抽樣，樣本不可能完全代替總體；最后，調(diào)查數(shù)據(jù)本身影響了變量選擇，有些指標(biāo)數(shù)值缺失嚴(yán)重使得無法有效反映某些因素，比如是否參加專業(yè)經(jīng)濟(jì)合作組織。

五、結(jié)果討論

(一)收入的分析

由表4可知物質(zhì)資本和人力資本因素對收入增長有正貢獻(xiàn)，城郊農(nóng)戶比遠(yuǎn)離縣城農(nóng)戶收入增長率高45.11%，平原農(nóng)戶比山區(qū)農(nóng)戶收入增長率高23.01%；負(fù)

擔(dān)率和非農(nóng)業(yè)參與率對收入增長為負(fù)效應(yīng)，農(nóng)戶未必勝任種植與非農(nóng)經(jīng)營的雙重角色而通過二三產(chǎn)業(yè)的參與使家庭經(jīng)營凈收入增長；地形對工資收入比重、地理位置對種植結(jié)構(gòu)存在跨層交互作用表明地理環(huán)境與生產(chǎn)經(jīng)營結(jié)構(gòu)聯(lián)合作用于收入以及二者對收入增長影響不再為一維正負(fù)效應(yīng)。勞務(wù)經(jīng)濟(jì)、種植結(jié)構(gòu)對收入影響要結(jié)合地理環(huán)境考慮，雖然勞務(wù)經(jīng)濟(jì)整體與凈收入負(fù)相關(guān)，但是平原農(nóng)戶更容易據(jù)此提高凈收入；盡管種植結(jié)構(gòu)整體與收入增長正相關(guān)，遠(yuǎn)離縣城農(nóng)戶卻有更大的優(yōu)勢。這與一般研究結(jié)果明顯不同。

具體來看，相當(dāng)一部分農(nóng)戶經(jīng)營非農(nóng)產(chǎn)業(yè)失敗、凈收入為負(fù)值表明盡管從業(yè)多樣化拓展了農(nóng)戶收入渠道、增強(qiáng)了農(nóng)村便利性，但是農(nóng)戶還沒有表現(xiàn)出勝任多樣化經(jīng)營的優(yōu)勢，大部分農(nóng)戶在短期內(nèi)還得依靠農(nóng)業(yè)來提高家庭經(jīng)營收入。在擁有工資收入的農(nóng)戶中105戶家庭經(jīng)營收入為數(shù)值較大的負(fù)收入，而且工資收入與家庭經(jīng)營收入相關(guān)系數(shù)為-0.1347，這種反向關(guān)系說明了具有雙重身份的現(xiàn)代農(nóng)戶不得不在勞務(wù)兼業(yè)和種植主業(yè)中分配有限的時間精力，對勞務(wù)的選擇需要權(quán)衡機(jī)會成本、技能匹配程度及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素。XX州以山區(qū)為主、自然資源豐富，是不是這里的農(nóng)戶更適合種植以充分利用自然資源呢？本文發(fā)現(xiàn)勞務(wù)經(jīng)濟(jì)對家庭經(jīng)營有一定的擠出效應(yīng)；一部分農(nóng)戶具備城鎮(zhèn)居民的就業(yè)優(yōu)勢和資質(zhì)，卻因戶籍制度、土地流轉(zhuǎn)等制度原因仍然被束縛在土地上而產(chǎn)生負(fù)的家庭經(jīng)營凈收入。

下面對上述多層統(tǒng)計(jì)模型作兩點(diǎn)特別說明。一是截距項(xiàng)估計(jì)值表示所有解釋變量均取零值時的收入對數(shù)均值，本模型中勞動力平均年齡減18歲表示剛成年時零勞動經(jīng)驗(yàn)，這種處理保證了解釋變量具有經(jīng)濟(jì)含義明確的零值；二是少數(shù)民族村變量在地形變量共存時不顯著，這跟少數(shù)民族村對收入有影響的看法不同。2280個少數(shù)民族村調(diào)查戶中只有235個平原戶表明XX州少數(shù)民族村具有多山地的特點(diǎn)；將農(nóng)戶按照是否為少數(shù)民族村分成兩組，泰爾L分解結(jié)果為5%的組間差距；少數(shù)民族村在某種意義上含有文化因素，涵義卻不及少數(shù)民族戶明確。綜合上述四個方面考慮，本文沒有選定少數(shù)民族村作為場景變量。

（二）收入不平等的分析

土地面積、種植結(jié)構(gòu)、地形三大因素解釋了30%的收入不平等。土地是農(nóng)戶安身立命的根本,既是謀生的基礎(chǔ),又是生存的保障；土地是農(nóng)業(yè)的主要生產(chǎn)要素,

是影響農(nóng)戶收入的重要因素。土地對收入不平等影響之大是因?yàn)椴痪�等的分布和產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)價值。一方面土地在家庭承包到戶后可以因流轉(zhuǎn)、非農(nóng)占用等而變化，另一方面土地類型(耕地園地養(yǎng)殖地等)和土地經(jīng)營方式導(dǎo)致不同的產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)價值，如土地類型產(chǎn)生不同收入方式和效益，規(guī)�；�經(jīng)營能提高產(chǎn)出數(shù)量和應(yīng)對市場風(fēng)險(xiǎn)能力。土地對收入的影響也與其他因素作用有一定關(guān)系，如種植類型對單位產(chǎn)出價值的影響、距離市場遠(yuǎn)近對產(chǎn)出收入實(shí)現(xiàn)的作用。因此土地最顯著地影響收入不平等是合理的。改變土地經(jīng)營方式、完善流轉(zhuǎn)制度有助于發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營進(jìn)而縮小收入不平等。

六、結(jié)論

XX州農(nóng)戶收入實(shí)證分析表明農(nóng)村收入不平等不僅存在于村莊之間，還存在于村莊內(nèi)部。本文從居住環(huán)境和個體特征兩方面解釋了農(nóng)戶收入差異：地理位置和地形作為場景變量主要解釋了農(nóng)戶在村莊層面的差異；生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、土地面積、勞動力年齡、教育程度、培訓(xùn)比例、負(fù)擔(dān)率、種植結(jié)構(gòu)、工資收入比重、非農(nóng)業(yè)參與率反映了農(nóng)戶個體之間的差異。這些因素都是產(chǎn)生收入平等的源泉，其中土地、種植結(jié)構(gòu)、地形三大因素有30%的貢獻(xiàn)。

本文通過比較詳盡的微觀分析得出以下結(jié)論。改變土地經(jīng)營方式和利用效率是減少收入不平等的關(guān)鍵；少數(shù)民族地區(qū)可以發(fā)揮自然資源多樣性及區(qū)位優(yōu)勢，通過調(diào)整種植結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)作物收入效應(yīng)；工資收入比重、非農(nóng)參與率對收入負(fù)貢獻(xiàn)說明短期內(nèi)強(qiáng)化農(nóng)業(yè)經(jīng)營的必要性；教育、培訓(xùn)是人力資本投資的重要方面，對培養(yǎng)知識型農(nóng)戶產(chǎn)生了重要作用；生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的正影響和負(fù)擔(dān)率的負(fù)作用都表明增加收入需要政府的政策支持和制度保障。因此，發(fā)展區(qū)域特色經(jīng)濟(jì)、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營是減少收入不平等的重要途徑。

參考文獻(xiàn)：

白雪梅，201*，《教育與收入不平等：中國的經(jīng)驗(yàn)研究》，《管理世界》第6期。

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