改革以来我国大城市居民家庭收入格局的变化，本文主要内容关键词为：大城市论文,格局论文,家庭收入论文,居民论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
1993年对我国7个大城市的调查表明， 城市经济体制改革引起了城市社会生活资源分配格局的改变，其显著特征是计划经济体制内与计划经济体制外的差别，而居民收入的性别倾斜、代际倾斜又是普遍存在的现象。由进一步的方差分析可知，影响这种变化的前几位因素是：城市（地区）、所有制、性别和年龄。
1993年，在中国城市经济体制改革已经进行了将近10年的时候，为了考察中国城市家庭在经济体制改革以后所发生的变迁，中国社会科学院社会学研究所与北京大学社会学系等单位的社会学学者对北京、上海、南京、成都、广州、兰州、哈尔滨等7个城市的家庭进行了问卷调查，居民家庭的收入格局是这次调查的一项重要内容。之所以将其作为调查内容是基于这样的考虑：经济体制改革带来的城市居民收入的普遍提高和居民之间收入差距的加大可以说是改革对居民家庭影响的一个最显著的标志。另一方面，家庭成员收入格局的变化势必影响家庭内部的角色模式与人际关系以及家庭各项功能的执行，进而影响家庭结构，使这些方面也随之发生变迁。下面，我们根据这次调查所得数据资料对这一问题作一分析。
一、调查对象与方法
本次调查以已婚妇女与她们健在的丈夫为调查对象，7 个被调查城市的选择采用的是非概率抽样法；在每一被调查城市内的被调查户的抽样则采用分层多段概率抽样法。被选的某一城市中的全部非农户中含已婚妇女的家庭户为这一城市的研究总体。本次调查采用夫妻配对问卷，即以女性调查人的问卷为主卷，以其配偶的问卷为副卷，由经过统一培训的调查员根据抽取的被调查人名单，入户访问填写。调查时点为1993年4月30日零点。本次调查的样本构成如表1和表2所列。
表1.男性回答人（丈夫）调查完成情况
北京
上海 成都
南京
广州
兰州
哈尔滨 总体
完成 67.31 89.85 58.67 70.75 82.38 79.28 88.50 76.48
外出 21.87
2.26 32.79 19.28
6.75 11.41
2.50 14.04
已故
8.14
6.89
6.67
4.09
9.25
5.71
7.13
6.85
其他
2.67
1.00
1.87
5.87
1.63
3.60
1.88
2.63
N=823798854783800806 800
5664
表2.女性回答人（妻子）调查完成情况
北京
上海 成都
南京
广州
兰州
哈尔滨 总体
完成 100.00 100.00 100.00 94.13 100.00 100.00 100.00 99.19
外出
0.00
0.00
0.00
0.89
0.00
0.00
0.00
0.12
拒绝
0.00
0.00
0.00
0.64
0.00
0.00
0.00
0.09
回答
并户
0.00
0.00
0.00
0.13
0.00
0.00
0.00
0.02
其他
0.00
0.00
0.00
4.21
0.00
0.00
0.00
0.58
N= 823798854783800806 800 5664
注：上表中除南京外，其余城市均为有效样本数。
二、基本理论假设
即使在经济体制改革之前，中国大中城市之间也是既有同质性，又有异质性的。这种同质性表现在：1.由于城乡二元社会结构的存在，一般情况下，城乡之间很难实现社会流动。2.在城市内部，则有“工人”与“干部”这两种彼此封闭的身分系列，它们都各有一定的行政或工资级别系列，这些级别又与一定的社会地位联系在一起，落实在一定的组织（单位）中，成为个人的一种身分标志。3.这种身分标志在全国各个城市是一致的——属于同一行政级别者，无论其在哪个单位（行业、产业、部门、地区），都享有大体相同的工资水平与社会地位。因此，身分类别划分、单位制、各级行政组织与各类专业组织的并列就构成了城市之间同质性的主要标志。
城市之间的异质性表现在：1.由于以往传统的不同、近代工业与商贸业的发展状况不同以及地理位置的不同而形成不同的城市亚文化。2.在计划经济体制下，处于中国社会金字塔上不同级别的大中城市，占有资源的能力与可能性都有明显不同。这一差别的存在，使各城市在1949年中华人民共和国成立后拥有不同的发展条件，在社会现代化进程中处于不同的发展阶段。3.人口素质不同。
城市经济体制改革后出现的社会分化不仅增加了不同类别、不同等级城市之间乃至同类、同级城市之间的异质性，拉大了它们在社会现代化进程中的差距，也促使了组织间或集团间的分化（单位与单位之间、计划体制内与计划体制外），这就使具有相同身分但处于不同地域或组织（单位）中的人不再享有同等的社会地位、职业声望和经济收入。另一方面，新的社会位置的大量增加以及人事制度的改革使社会流动迅速增加。
由于家庭成员首先是作为一个社会成员而存在的，因此，城市经济体制改革导致的社会分化构成了目前影响城市家庭的第一位的因素。具体来说，这种影响首先表现在以下三个方面：1.家庭总体收入水平的提高与收入格局的改变；2.家庭成员的职业与社会地位的改变；3.家庭成员价值观念的改变。这三个方面的变化必然会影响到家庭的各个方面——家庭的诸项功能，家庭结构与家庭关系，家庭成员的生活方式。而在这三方面的变化中，家庭总体收入水平的提高与收入格局的改变是最显著、最直接、最普遍的变化，可以作为研究时由社会到家庭的一个进入口。出自以上的理论假设，我们选择的城市都是直辖市或省会一级的特大城市，由于选择时还考虑到地域的代表性，故这些城市的情况能在一定程度上代表中国的大城市。
三、资料分析
（一）作为家庭主要成员的夫妻的收入之基本状况
这里应该指出的是，我们在问卷中调查的主要是家庭中的已婚妇女及其健在的丈夫的收入。不包括其他家庭成员的收入状况，两代人之间收入的差异则可从本调查关于不同年龄夫妻收入的考察来分析。再者，调查经济体制改革后个人的收入在中国已不是一件容易的事，当事人出于各种原因不愿意提供自己的真实收入，普遍存在将数目压低的现象。因此，我们在这里提供的数据可以被认为是经压低了的，但由于压低收入的普遍性，故仍可据以对各城市夫妻的收入情况作一比较。
表3列出了1983年（城市经济体制改革前）与1992 年各城市丈夫与妻子月收入的情况。
表3.夫妻平均月收入单位：元
1983年 1992年*
均值标准差均值
标准差
1.北京
丈夫 107.3682.97326.60 217.18
妻子 75.7861.33233.55 130.59
2.上海
丈夫 99.9950.51405.19 460.35
妻子 71.4738.71279.72 167.09
3.成都
丈夫 93.4373.74239.50 341.42
妻子 61.3951.39156.73 128.74
4.南京
丈夫 93.7962.12275.57 248.85
妻子 72.8655.23212.41 108.97
5.广州
丈夫 148.11534.71475.74 844.02
妻子 84.8290.06274.91 181.97
6.兰州
丈夫 103.9853.23264.60 106.05
妻子 65.3845.35188.77 124.85
7.哈尔滨
丈夫 97.7864.72213.69 116.11
妻子 61.9847.76150.38 100.74
8.总体
丈夫 106.27209.87
314.21
420.49
N(人)=3880 5164
妻子 70.1657.91
213.13
146.05
N(人)=3928
5392
*各城市1992年的数据中包含了在1983年后结婚的被调查者及其丈夫，故其数值可能会稍偏大。
由表3可知：
1.改革前，各个城市的被调查者（妻子）的月收入均值尽管与他们的丈夫相比都要小，但相差不大，一般只相差20-40元，广州略高，也只相差64元左右。标准差亦表明，他们的实际月收入的离散趋势也不大（广州例外。广州的标准差高达534.71元，这表明在1983年，丈夫的收入已经有了较大的分化）。
2.改革前，不同城市居民之间收入的差别也不大，现在不同城市居民之间收入的差别无疑是改革带来的变化。
3.在改革之后的1992年，各城市居民之间收入的差距已经明显拉开。其中丈夫平均月收入最高的是广州（475.74元），其次是上海（405.19元），最低的是哈尔滨（213.69元）；妻子平均月收入最高的是上海（279.72元），其次是广州（274.91 元）， 最低的是哈尔滨（150.38元）。表中清楚显示出，不管是丈夫还是妻子，平均月收入居最后三位的城市均为成都、兰州和哈尔滨。除了北京（其实北京也可以算在东部沿海地区中），我们可以看到改革带来的收入分化首先表现为沿海城市与内地城市之间的差距。
4.考察1992年各个城市丈夫与妻子月收入的均值与标准差，还可看到每个城市的妻子这一群体内部与丈夫这一群体内部的收入也出现了明显的分化。与1983年相比，妻子月收入的标准差一般均增加了1倍或1倍以上；丈夫月收入的标准差一般均增加了1 倍以上（由于原来的基数大，广州增加不到1倍，但就绝对数来说，它是这7个城市中最高的）。增加多的如上海、成都，分别增加了8.1倍与3.6倍。标准差的加大说明收入分化程度的增加，标准差越大，收入分化的程度越高。因此，从收入分化的程度来看，不管是丈夫还是妻子，广州显然都雄踞榜首，上海则均排名第二，落在最后的则是哈尔滨（妻子）和兰州（丈夫）。这在一定程度上亦可说明，就改革所带来的社会变迁而言，沿海城市比内陆城市要大得多。
5.对每个城市来说，与1983年相比，丈夫1992年的平均月收入也与其妻子的同期平均月收入拉开了距离。 差别最大的仍是广州， 均值差约200元；其次是上海，差约125元。最小的是哈尔滨和南京，均为约63元。由此可以认为，改革带来的家庭主要成员收入格局的变化一般以男性主要成员（丈夫）收入的显著增加为其外显特征。
下面我们再对在1959-1965年和1984-1993年期间结婚的被调查者及其丈夫的平均月收入作一考察和比较（之所以选择这两代人，是因为在1992年，于1959-1965年期间结婚的被调查者及其丈夫中的大部分人仍还在业，故可据以进行代际比较），由此可以更清楚地看出两代人的差别。
首先应该说明的是，对于在1984-1993年期间结婚的被调查者及其丈夫来说，在1983年时他们还都没有结婚，所谓“结婚时的平均月收入”是对1984年之后每年结婚者的月收入之平均，故此处“结婚时”实为一个变动与模糊的时点，因此不能和在1959-1965年期间结婚的被调查者及其丈夫的1983年的平均月收入作统计意义上的比较。但是，考虑到前者大都在1990年之前（含1990年）结婚，因此在此可作一参考框架。而对在1984-1993年期间结婚的这些夫妻来说，将他们“结婚时的平均月收入”与“1992年的平均月收入”加以比较当然是没有问题的。
将各城市在1959-1965年期间结婚夫妻的平均月收入情况与表3 所列的各城市总体的夫妻平均月收入作一比较可以发现，不管是1983年还是1992年，相应的数据大体都是接近的。这个结果可以这样看：处于这个年龄层次的夫妻，流向计划经济体制外的不多，另有生财门路的也不多。
但是1984年以后结婚的夫妻情况就完全不同。首先，结婚时的平均月收入就比1959-1965年期间结婚的夫妻1983年的平均月收入高得多。这说明，在这一时期，个人收入的一种相对稳定的状态已经被打破。再看结婚时平均月收入的标准差，各城市年轻一代中的丈夫一般均要大大超过1983年时上一代丈夫的相应数值。可见，此时年轻一代中的男性收入分化的过程已经开始。
其次，除个别城市（如兰州）之外，1992年年轻一代的平均月收入或与上一代接近，或高出上一代。在广州、上海，年轻一代平均月收入（广州：丈夫为695.02元，妻子为316.65元；上海：丈夫为497.42元，妻子为302.67元）则已大大超过了上一代的平均月收入（不管是丈夫还是妻子，情况都是这样）。这说明，在这样的大城市，生活资源的分配已经出现了结构性的变化，开始明显向年轻的男性倾斜（这与这些男性向计划经济体制外的职业流动有关）。就标准差来说，也是年轻一代普遍大于他们的上一代，在广州与上海年轻的丈夫中，这一数值更是惊人：超过或是接近1000元（广州：1224.64元；上海879.42元）。 这说明了这两个城市中年轻一代中的高收入者的收入之高以及他们与低收入者的差距之大。
表4.不同结婚年代的夫妻的平均月收入之比较 单位：元
① 在这次调查中，我们把调查夫妻的结婚年代划分为6段，它们分别为：1949年以前为结婚年代1，结婚年代2为1950-1958年，结婚年代3为1959-1965年，结婚年代4为1966-1976年，结婚年代5为1977-1983年，结婚年代6为1984-1993年。
再次，另一个明显的现象是，年轻一代的夫妻间的收入分化就其最大值而言则大大超过了年长一代。这一代夫妻，丈夫与妻子平均月收入（均值）之差按数值大小排列依次为：广州，378.37元；上海，194.75元；成都，167.44元；南京，77.41元；北京，58.72元；哈尔滨，52.35元；兰州，36.87元。这表明，在广州、上海这样机会较多的城市，年轻的男性处于优势地位。由此也解释了为何两代女性的收入分化要小于两代男性的收入分化。
由以上的分析我们可以得出下面的结论：
1.城市经济体制改革通过提供更多计划经济体制外的就业机会与更多的取得收入的渠道导致了城市中生活资源分配的结构性变化。2.这种结构性变化表现为一种代际的倾斜——向年轻一代倾斜和一种性别的倾斜——向男性倾斜。3.这样的倾斜改变了家庭的收入格局。
（二）对影响家庭收入格局变化的因素之分析
那么，是哪些因素导致了家庭收入格局的变化，其中哪一因素又是居于主导地位的？为了回答这个问题，我们在这里选用方差分析的方法，因为它适用于检验一个定距尺度的变量与两个或两个以上的定类尺度（或更高尺度层次）的变量之间的关系，而且较为直观、简便。
由基本理论假设出发，我们选择了性别、城市、年龄、文化程度、行业、所有制和职业作为自变量，首先与“有职业者总收入”这个变量作单变量方差分析，目的是考察每一变量单独对它的影响。需要说明的是，这里的“有职业者”包括家庭成员中所有的就业者，在一些家庭中不只夫妻双方；“总收入”指每一就业者1993年5 月之前每月的工资收入与每月的其他收入之和（选择这个变量是因为：1.在1992年底与1993年4月之间收入一般不会有太大的变化；2.即使有变化，亦将继续90 年代以来的趋势；3.便于统计）。
表5.有职业者总收入单变量方差分析表
变量 F值
概率值(P>F) 卡方值 概率值(P>卡方)
性别 113.08 0.0000 1021.5810 0.000
城市 163.08 0.0000 1823.5189 0.000
年龄 20.24
0.0000
738.4338 0.000
文化程度
23.99
0.0000
976.1402 0.000
行业 9.58
0.0000 2365.0018 0.000
所有制 160.85
0.0000 2273.2817 0.000
职业 61.99
0.0000 2011.9032 0.000
注：上表统计数字根据以7个变量为自变量分别与因变量总收入作单变量方差分析后得到的7张方差分析表整理而成。F值系每一自变量类别间的总收入方差和类别内总收入方差之比；卡方值则是等方差检验（Batlett's test）之值。
由表5可知，在这7个自变量中，对有职业者的总收入影响较大的变量分别是城市（地区），F值高达163.08；所有制（F值为160.85）；性别（F值为113.08）；然后才是职业（F＝61.99）、文化程度（F ＝23.99 ）、年龄（F＝20.24）。7个自变量的概率值均为零则说明，每一变量不同类别间的总收入的差异尽管程度有所不同，但都具有统计上的显著性。根据以上数据我们可以得知，对城市中有职业者的总收入影响最大的是地区（城市间）与单位，而性别对总收入所具有的这样的影响程度则再次证明，不管在什么样的地区和单位，男女间的收入差别都是显著存在的。与这三者相比，年龄与文化程度的影响就不足道了。
为了进一步考察上述7个变量对总收入的影响， 我们在上面单变量方差分析的基础上，对它们更为深入地作一次多变量方差分析，结果如表6所示。
表6.有职业者总收入多变量方差分析表
变差来源 变差
自由度
方差 F值 概值
模型
169525743 344986051.28 56.84 0.0000
所有制22685668.1
37561889.36 86.21
0.0000
文化程度
5844157.78
51168831.56 13.32
0.0000
行业 4062935.25 13312533.481 3.56
0.0000
职业 3780439.37
5756087.874 8.62
0.0000
年龄 5481312.82
15481312.82 62.49
0.0000
城市 76642742.7
612773790.4145.62
0.0000
性别 6429703.11
16429703.11 73.30
0.0000
残差
846407946964987719.7581
总和 1.0159e+099683104919.311
我们未将表5中F值最大的城市这一变量作上表中的第一控制变量，是因为本文的一个主要目的在于探讨夫妻（男女）收入格局的变化，而从我们的调查看，绝大多数的夫妻都同居一市，因此，城市这一变量就显得不那么重要了。
表6与表5的不同在于，表6 中与每一变量所对应的统计数字都是所谓的“净值”，即在其他6个变量得到控制后的数字。由表6所列统计数字可知，在这样的情况下，所有7个变量仍对总收入有影响，但7个变量的F值的高低次序与表5有所不同。表6中，城市和行业与表5一样仍分居第一二两位。但居性别之后的不再是文化程度而是年龄。这说明在所有制、行业、职业、城市和性别相同的情况下，年龄对总收入的影响要大于文化程度。表6还说明， 在同一城市（地区）及具有相同所有制的单位，男女之间的收入仍有显著的差别。它反映了这样一个事实：在城市经济体制改革之后，男女在业人员在收入上的差别具有普遍性。
那么，这种差别有多大呢？我们通过一种回归分析来回答这一问题。
表7.有职业者总收入多变量回归分析表
表7将多变量方差分析结果组织成一张多变量回归分析表。 它以每个变量中所有类别中类别编码最大的那一类斜率之值为统计的基准，将其斜率之值为零（dropped）。 其他类别之斜率值均系与该类斜率之差。这样，我们可通过比较表上所列的每一变量中每一类别对应斜率值，直接了解每一变量内各个类别间在总收入上的差异。表中变量的排列次序与理由与表6同，而每一变量内各种类别排列， 则是类别原码值之升序，即按类别的原编码值，由小而大依次排列。此外，为了统计的方便，我们对有的变量的类别作了如表7所列的归并。
统计结果表明，行业、职业的不同类别中存在总收入分化的现象，但不显著；文化程度中不同类别之总收入差别存在一种正常的梯级变化（文化程度越高总收入越高）。最为引人注意的是，在所有制、城市这两个变量中，不同类别（地区）之间的分化显著。如所有制的类别中，“私营”（包括“三资”企业、私营与个体）这一类的斜率要远远高于“其他”这一类（224.9831元），而“国营”、“集体”这两类的斜率要明显低于“其他”这一类。城市的斜率则可从高到低排列为：广州（252.0632元）、上海（217.5835元）、北京（100.0145元）、 南京（ 63.07175元）、兰州（36.2202元）、成都（30.95067元）。 这与第一部分的统计分析与结论是基本一致的。从性别这一变量看，男女有职业者其总收入亦有较明显的差异，男性有职业者的斜率比女性高53.87 元。这就是说，在表中所列的其他变量得到控制的情况下，男性有职业者的总收入平均高于女性53.86503元。这就给我们了解改革后男女在业者的收入分化情况提供了一个较为直观的数量上的依据（尽管这是一种相对的比较）。
进一步考察表7所列的数据将会发现， 上面我们分析有关变量的数据与表4的基本结论是一致的。但表7中年龄这一变量的数据却与表4 不尽相同。表7中，我们将年龄这一变量作为连续变量来处理， 它的斜率值为2.395617元。这就是说，年龄每上升1岁，总收入将上升2.395617元，换言之，总收入将随年龄的上升而上升。但表4数据显示， 在1992年，年轻夫妇的收入已在总体上高于年长夫妇，或者说总收入随年龄上升而下降。两表的数字存在着明显的矛盾。我们认为，造成这一矛盾的原因在于，表4只是分城市和性别的不同年龄组收入的均值， 它未对其他对收入有影响的变量如所有制等加以控制。而表7的数据则不同， 它来自多变量分析，即在考察年龄对总收入的影响时，对其他影响总收入的变量加以控制。更确切地讲，它反映的是在同一城市、所有制、行业、职业、文化程度和性别的情况下，年龄对总收入的影响。而表4 的数据则与改革开放使更多的年轻人流向收入最高的私有制单位有关。从本次调查的有关数据看情况也确实如此。国营、集体、私有制和其他四种不同所有制就业者的年龄中位数分别为37、36、31和41岁，私有制单位就业者的年龄最低。
通过以上的分析，我们比较清楚地看出了在经济体制改革后影响这些城市在业者收入分化的因素及其影响之大小，此外还有在不同城市、不同群体中这种分化的一个大致程度。因此，我们在此已经勾画出（大）城市社会收入分化的一个轮廓。而对夫妻在业者总收入所作的回归式的方差分析只是再次证实了上述社会分化的存在以及诸因素对夫妻在业者的总收入具有类似的影响，而且，对夫妻而言，性别导致的收入分化相对更大。
四、小结与讨论
1.城市经济体制改革确实引起了城市社会生活资源分配格局的改变。尽管这种改变在地区之间、单位（群体）之间还有程度上的差别，然而，改变是普遍存在的。
2.在控制了地区与所有制这两个变量之后，我们仍然可以看到年龄与性别对在业者总体与夫妻（在业者）总收入的影响，并且，方差分析还显示了这种影响的倾向与大小——从总体上看，男性在业者较女性在业者有相对较高的收入，年轻的较年长的有较高的收入。也就是说，这里再次证实了由第一部分的分析得到的结论（而且还有进一步的推广——因为这是控制了地区与所有制这两个变量所得到的，这意味着收入的性别倾斜与代际倾斜是经济体制改革后的一个普遍现象，在7 个城市所有单位都存在，只是程度上有差别）。
4.由此我们可以确定影响社会生活资源分配格局变化的前几位因素是：（1）城市（地区），（2）所有制，（3）性别，（4）年龄。如第三点所指出的那样，收入的性别倾斜与代际倾斜是经济体制改革后出现的一个普遍现象，因此，它不仅会对家庭，也会对社会生活产生影响：（1）已有资料表明， 男性在家庭收入总额中所占的优势首先会改变家务分工的格局，减少已婚男子所承担的家务劳动的总量，但是它对家庭内部权力结构的影响尚不显著。（2 ）由于收入的代际倾斜往往是和年轻一代的职业流动联系在一起的，所以它会对家庭中的代际关系带来更大的冲击，它不仅会增加年轻一代的独立程度，亦会因社会变迁导致的观念方面差异的加大而加深两代人之间的代沟。在这种情况下，一种多元的人际关系的新格局将不可避免地在家庭内部成长起来，从而使代际之间的平等趋于普遍化。（3 ）男性占据社会上大多数高收入的职位反映了女性在就业竞争中处于不利地位以及存在着就业中的性别歧视这一社会问题。
5.处于当今社会转型时期中的家庭收入格局的改变将会对家庭结构与家庭功能产生何种影响与何等程度的影响将是一个非常值得探讨的问题（对在业夫妻总收入影响因素的方差分析与回归分析见附表）。可以想见，它首先会影响家庭的消费功能——增加家庭的消费总量，提高家庭的消费档次与水平，改变家庭的消费结构；同时，也拉开了不同家庭在消费方面的差距。其次，由于收入格局的改变一般又是跟观念与生活方式的变化一起发生的，因此，在消费功能发生变迁的前提下，家庭的闲暇功能的增强就有了某种必然性，家庭将日益成为人们休闲的场所，从而使社会生活与个人的私生活进一步分离。再次，在谋求个人发展及增强个人在就业竞争中的实力的愿望推动下，家庭及其成员亦会进一步增加对教育的投资，这样，家庭的教育功能也会发生变迁。最后，生活资源分配格局的改变无疑拓宽了个人的生存空间，从而增大了个人在居住空间选择方面的余地，人们对家庭结构的选择也就有了更多的弹性，城市中的家庭结构的情况也因此将变得日益复杂——居住中的离而不分将会与分而不离一样，变得越来越常见。我们可以在今后的社会生活中检验这些预测。
表8.有职业夫妻总收入多变量回归分析表
变差来源 变差
自由度
方差 F值 概值
模型
97836237.1342877536.39 36.90
0.0000
所有制 11090471.7 33696823.91 47.41
0.0000
文化程度3978783.49 5795756.699 10.20
0.0000
行业
2075206.0313159631.233 2.05
0.0142
职业
2395153.16 5479030.631 6.14
0.0000
年龄
632885.574 1632885.574 8.12
0.0044
城市 488790428.0 68131738.01104.28
0.0000
夫妻
6002757.02 16002757.02 76.98
0.0000
残差505952055
6488
77982.7458
总和603788292
6522
92577.1683
表9.有职业夫妻总收入多变量回归式方差分析表
