農村內部收入差距及其影響因素探究

婧婧

[摘要]隨著中國經濟的發展，國民收入的增長，城鄉之間、區域之間、農村內部之間的收入差距卻變得越來越大，將危害到國家經濟社會的和諧發展。首先，對樣本數據進行了描述性統計分析并計算其基尼系數與泰爾指數，以探究其不平等程度。其次，運用農戶收入決定方程對江蘇省農戶的樣本數據進行擬合，探究收入的主要決定因素。最后，再運用夏普里值的方法分解回歸方程，找出各影響因素對農村居民貧富差距的貢獻程度。研究發現，農村家庭總的工資性勞動時間是影響農村家庭收入增長及差異的最重要的因素，而平均受教育年限與健康水平順位在次。基于上述研究，建議增加農民工資性收入機會，加大對農村教育與農村醫療衛生體系建設的投入、提高勞動力綜合素質，以持續增加農村居民的收入并縮小農村內部的貧富差距。

[關鍵詞]收入差距;收入決定方程;夏普里分解

[中圖分類號]F323 [文獻標識碼]A

1 研究背景

隨著中國改革開放的深化，新農村建設的火熱開展，農村經濟不斷發展，農村居民收入顯著提高。同時，各省之間、東中西部三個區域之間的收入差距越拉越大;農村居民的收入水平與城鎮居民的收入水平，與全國平均收入水平差距也在擴大，嚴重影響了社會的和諧與穩定。

華中師范大學中國農村研究院2012年發布的《中國農民經濟狀況報告》報告認為務工與務農差距是導致農戶貧富差距擴大的重要原因，并且可能導致許多農民放棄農業生產。報告還顯示中國農村居民的基尼系數為0.3949，而國際警戒線為0.40中國社會科學院農村發展研究所與社會科學文獻出版社聯合主辦的《農村綠皮書：中國農村經濟形勢分析與預測（2016～2017）》于2017年4月發布。綠皮書預測，中國城鄉居民的收入差距在減小，但是農民之間的收入差距明顯在擴大。可見，中國農村居民收入差距過大、擴大的問題應該引起我們的重視。

中國一直以來都是一個農業大國，農村人口十分龐大。促進農村居民收入不斷增長，縮小農村居民收入差距不但是中國長久考量的民生大計，也是中國社會經濟安穩發展的重要保障。因此，本文的研究具有現實意義和理論意義。

但是，以往研究關注的重點往往都是城鄉之間的收入差距的拉大，而忽視了農村內部收入差距的擴大。由于中國各省份的地域差距對收入差距的影響很大，加上農村居民收入不平等的區域分布與經濟發展水平密切相關（經濟發展水平越高，收人不平等的狀況也就越嚴重）。因此，在現有的研究體系中缺少對一個小范圍的農村內部收入差距情況的分析。

所以，本文選取江蘇省這么一個經濟發達的小區域的樣本點，以農村居民收入差距及其影響因素問題為研究對象，進行了較為系統的初步研究，希望能了解江蘇農村的發展情況，對江蘇省以及中國其他各地農村的發展能有些許借鑒意義，并為縮小農村居民收入差距以及農民增收等做一點貢獻。

2.1 數據和研究方法

數據來源

本文使用的數據來自于中國社會科學院經濟研究所在2014年的中國家庭收入項目（Chinese Household Income Project，CHIP數據）中所搜集的農村人戶調查數據。其優點主要在于提供了一個比國家統計局（NBS）數據更全面、更精確的家庭收入評估。本文選用其中江蘇省農村居民的數據來考察經濟增長對農村貧富差距的影響。該調查對農村住戶的定義是指戶主有農業戶口（包含改成居民戶口時的戶口性質是農業戶口）而且戶口所在地是現住的鄉鎮（街道）內。

2.2 研究方法

2.2.1 收入差距的衡量。經過比較，本文選用的不平等指標為Gini系數和Theil指數。眾所周知，基尼系數是用以綜合考察居民內部收入分配差異狀況的一個國際通用的重要指標。而泰爾指數是基尼系數的良好互補，前者對上層收入水平的變化敏感，而后者可以靈敏地反應中等收入水平的變化。

本文還將江蘇地區農村居民按不同的家庭生產類型分類進行對家庭收入水平與貧富差距的衡量;按五等分收入層進行分類并計算其收入不良指數。從家庭生產類型以及不同收入水平家庭上分析收入差距。

2.2.2 收入影響因素探析。在收入差距的形成過程中，某個因素與收入差距的相關系數越大，則其對收入差距的影響越大;再者，某個因素自身的分布越不平均，其對于收入差距的貢獻也越大。

因而，本文選擇的分析方法就是基于收入決定函數的夏普里值過程的回歸分解。本文首先采用半對數線性模型擬合收入決定函數，然后使用最小二乘估計法（OLS）估計系數，最后使用夏普里值分解法對回歸的收入決定方程進行的夏普里值的收入差距貢獻分解。

3 江蘇農戶收入差距衡量分析

3.1 江蘇農村居民收入差距的衡量

本文選取了中國家庭收入分配調查（CHIP）2014年調查中的江蘇省農村居民2011、2012、 2013三年的家庭可支配收入。樣本容量為共807戶江蘇農村居民家庭。并對其進行了基尼系數和泰爾指數的計算。

從表1中可以直觀地看出，農村居民收入每年都在穩步增長。從農村居民收入水平的絕對值來看，江蘇省農村居民人均純收入從2011年的58892元增長到2013年的72347元，三年內增長了13455元。

根據國際通用標準，基尼系數0.4是居民收入分配差距的“警戒線”，而在0.5之上時則表示收入差距懸殊。基尼系數若處在0.3到0.4之間則是基本合理的。而江蘇省農村居民收人的基尼系數已經超過警戒線0.4，2011年時農村居民的基尼系數甚至已經達到了0.43，這說明江蘇農村居民收入差距已經處于不合理的范圍之中。但令人寬慰的是，江蘇省農村居民基尼系數在這三年內正處于一個穩步地下降中。然而即使趨勢是下降的，2013年的基尼系數任然在警戒線0.4之上，江蘇省農村居民的收入差距應該受到更多的關注。

泰爾指數的情況與上文基尼系數的情況相似，江蘇農村居民家庭之間的收入差距正穩步下降。另外，在2012年的時候，我們可以看到泰爾指數有一個顯著的下降。

3.2 江蘇農村家庭收入差距的分解分析

3.2.1 按家庭類型分解。隨著改革開放以來社會經濟的發展，城鎮化的進程加快，農村居民的收入來源也變得豐富起來，不再單單是靠種地的收入。因此，要想更進一步地了解中國農村居民的貧富差距情況，我們可以從農村居民家庭生產類型出發，來分解農村居民的收入。從家庭生產類型的角度來探究收入差距的成因，進而提出有效的對策和措施。

我們將江蘇省農村居民家庭分為三類。第一類是家庭成員均單純進行農林牧漁業的純農戶家庭;第二類是家庭成員中既有從事農林牧漁業生產經營的又有賺取工資性收入的兼業農戶;第三類是家庭成員中沒有人從事農林牧漁生產經營的非農戶。分別比較不同類型農戶之中的貧富差距情況。

我們的樣本來自2013年CHIP調查中807戶江蘇農村居民家庭，并按其家庭生產類型對樣本進行分類，計算各類家庭的評價可支配收入、基尼系數、泰爾指數。計算結果如表2所示。

從表2中可以看出，在這807戶農村居民中，有332戶（41%），即將近一半的家庭，不再參與農林牧漁生產，而這類家庭的平均可支配收入為91993元，是最高的。另外還有59%的家庭仍然從事著農林牧漁業的生產。在這近六成的家庭中，又可以分為純農戶與兼業農戶。兼業農戶家庭平均可支配收入為72243元，略低于非農戶家庭，卻遠遠高于純農戶家庭。純農戶家庭的平均可支配收入只有37577元，比兼業家庭的平均可支配收入少了近一半。

而在這三類家庭中，純農戶與非農戶的基尼系數與泰爾指數都比較高，說明純農戶家庭之間、非農戶家庭之間，收入差距都比較大。而兼業農戶家庭之間的收入差距相對較小一點。

3.2.2 按五等分收入分解。收入五分法就是將所要分析的人口總體按收入的高低五等份分組。其中高收入層為收入最高的占總人口的20%的人口，低收入層則為收入最低的占總人口的20%的人口，其余則依此類推。由五等分收入法計算最高收入層的收入相對于最低收入層收入的倍數稱為收入不良指數。

五等分分組江蘇農村居民收入分布如表3所示。

從表3中可以看出，2011年，低收入組農村家庭平均每戶可支配收入為12226元，高收入組農村家庭平均每戶可支配收入為141363元，收入不良指數為11.56。2012年，低收入組農村家庭平均每戶可支配收入為14183元，高收入組農村家庭平均每戶可支配收入為146508元，收入不良指數為10.33。2013年，低收入組農村家庭平均每戶可支配收入為16914元，高收入組農村家庭平均每戶可支配收入為166436元，收入不良指數為9.84。由此可見，雖然這三年來，收入不良指數有所下降，但是高低收入層的收入差距仍然很顯著，大概在10倍左右。

通過表3的數據可以計算出不同收入組家庭每年的收入增長量和增長率，如表4所示。

從表4中可以看出，2011年低收入組農戶平均每戶可支配收入12226元，持續增長到2013年的16914元，增長額為4688元，年均增長率約為18%，是五組收入組中，增長的最快的，但是增長量卻是最少的。2011年中低收入組農戶平均每戶可支配收入28917元，持續增長到2013年的37698元，增長額為8781元，年均增長率為14%。2011年中等收入組農戶平均每戶可支配收入45963元，持續增長到2013年的602118元，增長額明顯高于前兩組，為14248元，但年均增長率與中低收人層持平，約為14%。2011年中高收入組農戶平均每戶可支配收入69597元，持續增長到2013年的85810元，增長額為16213元，年均增長率為11%。2011年高收入組農戶平均每戶可支配收入141363元，持續增長到2013年的166436元，增長額為16213元，年均增長率為五組中最低的8.5%。

可見，收入差距的略微縮小在于低收入農村家庭的追趕效應。

4 江蘇農村家庭收入差距影響因素探析

4.1 指標的選擇與說明

本文選取的數據來自2013年CHIP調查中807戶江蘇農戶家庭的樣本數據。本文涉及的變量的名稱及定義如表5所示。

值得進一步說明的有：①家庭總可支配收入是指住戶家庭所有成員在2013年獲得的可自由支配于消費和投資的家庭總收入。包括：工資性收入、經營凈收入（農業生產經營性收入包括自產自消收入）、財產性收入、轉移性收入。②勞動人口指的是年齡在15到64歲的家庭成員。③家庭工資性總時間包括在農林牧漁業的獲得工資性收入的勞動時間。

由上文可知，農村家庭2013年的平均可支配收入為72347元，大部分的家庭中并沒有家庭成員是村干部。純農戶、兼業戶、非農戶三者的比例比較平均，但兼業戶與非農戶的比例更大一些。家庭勞動力的平均比例為0.7，即家庭中70%的人口為勞動力，符合實際。家庭平均受教育年限在7年左右，即小學畢業，受教育程度并不高。雖然這受到一定的老一輩農村居民低教育程度的拉低的影響，但也依舊能說明農村居民的受教育程度并不高。家庭平均健康程度比較好。在家庭生產結構方面，分配給工資性勞動的時間最多且明顯多于其他選項。家庭外出務工總時間次之，家庭農林牧漁勞動時間與非農林牧漁勞動時間相當。

本文從江蘇省農村居民的家庭角度，從農村家庭的家庭特性，如是否有政治權力、家庭勞動力情況、受教育情況、健康情況等：加上家庭生產經營特性，如家庭類型、勞動時間分配等方面，對農村家庭的收入情況進行探究。

4.2 收入決定模型和實證結果分析

考慮到對數形式的收入分布更趨近于正態分布，且半對數形式的收入決定模型的夏普里值分解可以回避常數項對收入差距的貢獻的爭議，本文選擇了半對數模型的回歸方程。另外，半對數模型的收入決定方程也普遍應用于以往的文獻中。

收入決定函數的回歸方程為Y=F（X&μ）。根據假設，將家庭成員特征與家庭生產特征的變量引入收入決定函數，如下：

在（1）式中，下標n表示家庭，InY表示家庭總收入的對數。

收入決定方程的估計結果如表6所示。

表6是對807戶家計調查數據的樣本回歸結果，從模型的估計結果可以看出，模型調整后的R-squared為0.47，這對于截面數據來說是一個可以接受的結果。

關于各個變量的具體擬合結果如表7所示。

從上述變量的回歸報告和表7中可以看出，家庭類型的系數為0.24，在1%的顯著性水平下通過檢驗。在這些變量中，家庭的類型對收入的影響不但顯著，也是最為明顯的。家庭類型對收入有正效應，即非農戶農村家庭的收入高于兼業家庭，兼業家庭的收入高于純農業家庭。這與我們上文對農村家庭按家庭類型分類進行分解所得到的結果是一致的。

家庭的政治權力，即家庭中是否有村干部的系數是0.2，是僅次于家庭類型變量的第二大影響因素，并在5%的顯著性水平下通過檢驗。家庭中有人當村干部會給家庭收入帶來正的效應。

家庭勞動力比率和家庭平均健康程度都給家庭收入有系數為0.18的影響，且在1%的水平上顯著。家庭中的勞動力人數越多，家庭成員的健康水平越好，都會帶來收入的增加。

另外，家庭平均教育年限的系數為0.06，是另外一大對家庭收入影響較大的變量。家庭成員的受教育程度對收入有著正面的影響。

上文對收入決定方程的回歸解釋了農村居民家庭收入的影響因素，但是，這些因素對收入差距的影響程度將要通過進一步地對收入不平等的分解來獲取。

4.3 收入差異的夏普里值分解

為進一步分析收入決定方程中的各影響因素對農村家庭收入差異的貢獻程度，本文將根據夏普里值的思想方法來對各個影響因素對總體收入差距的貢獻程度進行分解。也就是說，本文將在前文收入決定方程回歸結果的基礎上進項夏普里值的分解，結果見表8。

從表8中的分解結果可以看出，對樣本總體來講，家庭平均工資性工作總時間對收入差異貢獻最大，為28.78%，遠遠高于其他變量的貢獻率;而家庭成員的平均受教育年限次之，貢獻率為18.73%;第三是家庭類型，貢獻率為巧.29%;第四為家庭平均健康程度，貢獻率為11.33%。基本與前文收入的決定因素相吻合，只是重要順序有所先后。而其他的收入差異貢獻因子按貢獻度排序依次為：家庭勞動力比率、家庭外出務工總時間、家庭非農林牧漁業生產經營總時間、家庭農林牧漁業生產總時間、家庭中是否有村干部。

5 研究結論與對策分析

本文使用基尼系數、泰爾指數等指標及回歸分析、夏普里值分解等方法來分析江蘇省農村居民收入差距的基本情況、測算衡量農民收入差距的大小以及探究影響收入差距的主要因素。

本文發現，江蘇省農村居民的基尼系數已經超過了0.4的“警戒線”，但收入差距卻有逐年縮小的趨勢。可見江蘇農村的經濟發展可能來到了庫茨涅茨曲線的右側，經歷了發展帶來的貧富差距的拉大，也漸漸走到用科學發展解決發展問題的階段。

從農村居民家庭生產類型上來看，家庭農林牧漁生產經營收入已經不再是農民收入的第一主要來源。工資性收入、非農收入在收入構成中所占的比重與作用十分明顯。純農業生產的家庭收入比較低，兼業家庭與非農生產家庭的收入有顯著地提高。因此，在純農業的利潤空間比較低的情況下，需要因地制宜地轉型升級專業化的農業生產，發展農產品加工業、農業服務業，進一步拓展農業產業鏈條，增加農林牧漁業的工資性就業機會。同時，也要鼓勵、扶持和引導農村非農產業、鄉鎮企業等發展和升級，加快農村富余勞動力的轉移，進一步增加農村居民收入。

基于五等分分組可以看出，高低層收入的家庭收入差距很大，高收入家庭是低收入家庭收入的10倍之多。但是，低收人家庭的收入增長率明顯較高于高收入家庭，兩者之間的收入差距呈現出緩慢縮小的趨勢。這都需要持續地完善收入的再分配，有效地實施精準扶貧政策，繼續拉動低收入農村家庭增收，合理化高收入農村家庭收入。

同時，本文研究發現，農戶家庭工資性工作時間、平均受教育年限、家庭成員的健康程度三者既是影響農戶收入最為顯著因素，又是造成農戶收入差異的顯著因素。

其中，農村居民的工資性工作時間對居民收入影響最大。而工資性收入與受教育程度密切相關，擁有較高教育水平的務工人員往往能獲得更高的薪水報酬。因此，提高農村居民的受教育程度，增加他們的工資性工作的就業機會，可以在提高農村居民收入的同時有效地縮小其收入差距。因此，抓好農村基礎教育是改善農村教育水平的關鍵和基石。各級政府及財政部門要通力合作，承擔責任，普及義務教育，減輕貧困農村居民的教育壓力。同時，政府也要鼓勵社會財力辦學，出臺相應的優惠政策，開放多渠道的農村教育投資，搭建有利的教育投資平臺，吸引不同社會財力支持農村教育。

另外，農村家庭成員的健康水平也是一個不容忽視的影響收入與收入差距的顯著因素。健康是人力資本的重要構成要素，身體健康的勞動力能帶來更多的勞動收入。另外由于健康不平等、醫療服務可及性不平等、衛生籌資不平等不同程度地存在，農村家庭因病致貧的情況也是屢見不鮮。各級政府應加大力度扶持農村醫療衛生體系建設，完善農村醫療保障，真正做到看病方便，治病不貴。

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[收稿日期]2020-04-16

[作者簡介]袁婧（1996-），女，江蘇昆山人，本科學歷。