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(duì)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(shí)性，認(rèn)真貫徹執(zhí)行國(guó)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(píng)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(zhǎng)XX%。農(nóng)民期內(nèi)現(xiàn)金收入由工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)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(zhǎng)。工資性收入XX元，比上年同期增加XX元，增長(zhǎng)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(dòng)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(dòng)工資收入增長(zhǎng)緩慢。

二、家庭經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金收入持續(xù)增長(zhǎng)。人均家庭經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金收入XX元，比上年同期增加XX元增長(zhǎng)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(zhǎng)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(jià)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(zhǎng)XX%..

三、財(cái)產(chǎn)性收入緩慢增長(zhǎng)。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(zhǎng)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(yíng)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(zhǎng)。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(zhǎng)XX%。增長(zhǎng)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(zhǎng)。

擴(kuò)展閱讀：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)

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(duì)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(dòng)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(gè)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(yíng)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(gè)重大的理論問題和實(shí)踐問題，一方面會(huì)制約消費(fèi)需求增加而影響經(jīng)濟(jì)的健康增長(zhǎng)，另一方面會(huì)形成社會(huì)不穩(wěn)定因素而影響國(guó)家的長(zhǎng)治久安。自20世紀(jì)80年代農(nóng)村改革以來，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)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(gè)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(shì)。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(guó)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(duì)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(gè)村莊的住戶調(diào)查數(shù)據(jù)證明收入不平等在村級(jí)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(duì)收入不平等的影響�？ǘ�、李實(shí)、奈特等（1999）按收入來源對(duì)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(jí)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(duì)年度數(shù)據(jù)的不平等度量證明了家庭經(jīng)營(yíng)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(duì)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(chǎng)環(huán)境兩個(gè)變量對(duì)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(gè)視角對(duì)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(duì)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(guó)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(huì)總產(chǎn)值五個(gè)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(huì)以及二者之間勞動(dòng)報(bào)酬率的差異。布倫納（1999）在分析中國(guó)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(huì)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(gè)因素決定了農(nóng)戶收入并對(duì)應(yīng)著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中四個(gè)部門的變化并論證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成分對(duì)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(gè)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(duì)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(huì)導(dǎo)致不平等而土地會(huì)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(duì)工商業(yè)進(jìn)而對(duì)現(xiàn)金收入的影響。李小建（201*）利用河南11個(gè)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(duì)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(huì)資本四類變量對(duì)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(duì)農(nóng)村收入差距的認(rèn)識(shí)，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(duì)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(duì)農(nóng)戶個(gè)體特征的交互作用；（3）宏觀分析在未控制住其他因素時(shí)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(yíng)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(huì)的分級(jí)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(duì)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(jià)值。本文基于XX州13縣3000戶家庭3000多個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)支撐，借鑒醫(yī)學(xué)等社會(huì)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(duì)農(nóng)戶個(gè)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(gè)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(gè)按特征分組分解的好指標(biāo)。盡管一些學(xué)者對(duì)此有爭(zhēng)議，運(yùn)用夏普里值法也能克服這一缺陷，本文對(duì)此不作進(jìn)一步討論。另一個(gè)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(duì)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(cè)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(gè)樣本按照295個(gè)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(gè)體特征和居住環(huán)境的不同，下面就這兩方面因素對(duì)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(yíng)結(jié)構(gòu)、家庭特征、地理環(huán)境等四個(gè)方面。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)Mincer對(duì)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(gè)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(huì)是一個(gè)具有分級(jí)結(jié)構(gòu)的整體，例如農(nóng)戶聚集在某個(gè)村莊，而村莊又嵌套在鄉(xiāng)鎮(zhèn)中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)又屬于某個(gè)縣，由此形成了3個(gè)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(gè)體相對(duì)于其他組個(gè)體具有更大的相似性，各組內(nèi)的觀察對(duì)象不是相互獨(dú)立的，即式（1）中同一個(gè)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(duì)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(gè)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(gè)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(duì)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(gè)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(gè)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(chǎng)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(gè)重要方面就是對(duì)水平1隨機(jī)斜率檢驗(yàn)即對(duì)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(chǎng)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(duì)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(huì)因所屬村莊不同而變化，而且村莊對(duì)收入的作用也因個(gè)體特征差異而不同。該混合線性模型有一個(gè)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(duì)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(duì)收入不平等的影響程度。本文采用回歸分解法對(duì)基尼系數(shù)進(jìn)行分解以進(jìn)一步了解各變量對(duì)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(guó)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(yíng)結(jié)構(gòu)、地理環(huán)境等四個(gè)方面。資本是生產(chǎn)活動(dòng)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(yíng)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(yíng)收入，但是每個(gè)人的精力和時(shí)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(dòng)的自然條件、距離市場(chǎng)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(duì)wage、distance對(duì)

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(duì)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(gè)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(gè)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(duì)收入的貢獻(xiàn)，而上述兩個(gè)模型的因變量都為收入對(duì)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(duì)一般多元回歸模型的改進(jìn)，更重要的在于因素對(duì)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(duì)收入不平等問題的解決效果更是相差甚遠(yuǎn)。雖然這兩個(gè)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(gè)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(gè)復(fù)雜的問題，僅通過一個(gè)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(duì)收入增長(zhǎng)有正貢獻(xiàn)，城郊農(nóng)戶比遠(yuǎn)離縣城農(nóng)戶收入增長(zhǎng)率高45.11%，平原農(nóng)戶比山區(qū)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)率高23.01%；負(fù)

擔(dān)率和非農(nóng)業(yè)參與率對(duì)收入增長(zhǎng)為負(fù)效應(yīng)，農(nóng)戶未必勝任種植與非農(nóng)經(jīng)營(yíng)的雙重角色而通過二三產(chǎn)業(yè)的參與使家庭經(jīng)營(yíng)凈收入增長(zhǎng)；地形對(duì)工資收入比重、地理位置對(duì)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(yíng)結(jié)構(gòu)聯(lián)合作用于收入以及二者對(duì)收入增長(zhǎng)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(duì)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(zhǎng)正相關(guān)，遠(yuǎn)離縣城農(nóng)戶卻有更大的優(yōu)勢(shì)。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(yíng)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(yíng)的優(yōu)勢(shì)，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(yíng)收入。在擁有工資收入的農(nóng)戶中105戶家庭經(jīng)營(yíng)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(yíng)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(shí)間精力，對(duì)勞務(wù)的選擇需要權(quán)衡機(jī)會(huì)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(duì)家庭經(jīng)營(yíng)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(shì)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(yíng)凈收入。

下面對(duì)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(shí)的收入對(duì)數(shù)均值，本模型中勞動(dòng)力平均年齡減18歲表示剛成年時(shí)零勞動(dòng)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(shí)不顯著，這跟少數(shù)民族村對(duì)收入有影響的看法不同。2280個(gè)少數(shù)民族村調(diào)查戶中只有235個(gè)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(gè)方面考慮，本文沒有選定少數(shù)民族村作為場(chǎng)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(duì)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(jià)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(yíng)方式導(dǎo)致不同的產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)價(jià)值，如土地類型產(chǎn)生不同收入方式和效益，規(guī)�；�經(jīng)營(yíng)能提高產(chǎn)出數(shù)量和應(yīng)對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)能力。土地對(duì)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(duì)單位產(chǎn)出價(jià)值的影響、距離市場(chǎng)遠(yuǎn)近對(duì)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(yíng)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(yíng)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(gè)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(chǎng)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(dòng)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(gè)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(yíng)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(shì)，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(duì)收入負(fù)貢獻(xiàn)說明短期內(nèi)強(qiáng)化農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的必要性；教育、培訓(xùn)是人力資本投資的重要方面，對(duì)培養(yǎng)知識(shí)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(yíng)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(guó)的經(jīng)驗(yàn)研究》，《管理世界》第6期。

…………

友情提示：本文中關(guān)于《XX縣201*年第一季度農(nóng)村住戶調(diào)查分析》給出的范例僅供您參考拓展思維使用，XX縣201*年第一季度農(nóng)村住戶調(diào)查分析：該篇文章建議您自主創(chuàng)作。

來源：網(wǎng)絡(luò)整理 免責(zé)聲明：本文僅限學(xué)習(xí)分享，如產(chǎn)生版權(quán)問題，請(qǐng)聯(lián)系我們及時(shí)刪除。

《XX縣201*年第一季度農(nóng)村住戶調(diào)查分析》由互聯(lián)網(wǎng)用戶整理提供,轉(zhuǎn)載分享請(qǐng)保留原作者信息,謝謝!
鏈接地址：http://www.seogis.com/gongwen/631542.html

• 上一篇：綜采二隊(duì)201*年上半年黨支部工作匯報(bào)
• 下一篇：資源鎮(zhèn)201*年度農(nóng)村住戶調(diào)查工作情況匯報(bào)