农户收入差距及其根源：模型与实证，本文主要内容关键词为：实证论文,农户论文,根源论文,收入差距论文,模型论文，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。
改革开放以来，中国经济持续高速增长，创造了举世瞩目的“增长奇迹”。但在这一过程中，居民收入差距却呈现不断扩大的趋势(Yang，1999；Gibson et al.，2001；王小鲁、樊纲，2005；李实、罗楚亮，2011)。该问题引起了学者们的持续关注，但研究的侧重点是城乡或地区差异引致的收入不均等(蔡昉，2003；陆铭、陈钊，2004；陈斌开等，2010；陈钊等，2010)。而事实上，中国的收入差距不仅存在于城乡或地区之间，在农村内部，农户之间也存在显著的收入差距。对于中国农户收入差距及其根源的研究，李实(2003)进行了总结，认为目前对应的解释主要有4种：一是农户在非农产业与农业之间的劳动力配置差异；二是地区分割引起的区域收入差异；三是农村财产分配的影响；四是税费制度的累计效应。由此可见，已有研究主要是从产业差异、区域分割、国家政策等宏观层面入手，基于微观视角的研究并不充分。而实际上，人力资本、物质资本、金融资产、社会资本等微观基础是造成收入差距的重要根源。例如：部分学者(Van and Muysken，2001；Chakraborty，2004；Hemmi et al.，2006；王弟海，2012；程名望等，2014a)认识到营养和健康对人力资本的重要性，认为健康人力资本(Health Human Capital)可避免农户陷入“贫困陷阱(Poverty Trap)”。也有学者关注了教育、工作经验和职业技能培训等人力资本对农户收入差距的影响，并认为教育是造成农户收入差距的核心人力资本要素(Gustafsson and Li，2002；Autor et al.，2003；邹薇、张芬，2006；杨新铭、罗润东，2008；徐舒，2010)。而Morduch和Sicular(2000)、Walder(2002)、Knight和Yueh(2008)、Zhang等(2012)等认识到政治身份或社会关系对农户收入的作用，研究认为政治资本和社会资本是造成中国农户收入差距的重要原因。还有一些学者从农户行为视角进行了研究，例如：Du等(2005)的研究认为农民进城打工并没有缩小农户收入差距，但程名望等(2006)、章元等(2012)的研究结果并不支持该结论。 就研究方法看，以上对农户收入差距的已有研究，主要采用基于最小二乘法(OLS)的传统回归模型。该模型是均值回归，其假设解释变量对被解释变量的影响在所有样本中是同质的，因此仅仅能描述解释变量对被解释变量的平均影响。Koenker和Passett(1978)提出的分位数回归方法(Quantile Regression)，是对OLS估计的扩展，它依据被解释变量的条件分位数进行回归，能精确、全面的描述解释变量对被解释变量的变化范围及条件分布形状的影响。同时，分位数回归不对误差项分布做具体假设，其系数估计比OLS回归更稳健。高梦滔和姚洋(2006)认识到该问题，应用分位数回归研究了农户收入差距的微观基础，认为教育和在职培训体现出的人力资本是拉大农户收入差距的主要原因，而以生产性固定资产投入和土地为代表的物质资本对农户收入差距没有显著影响。但其研究在实验数据和研究内容上均存在一定不足。首先，从实验数据上看，样本量不够大，且部分数据来自于回溯调查。高梦滔和姚洋(2006)采用的是国家农村固定观察点8个省份1986-2002年的农户数据，共1320个有效样本。而由于1986-2002年间国家农村固定观察点数据尚不包含家庭成员信息，因此所采用的家庭成员变量，作者采用的是2003年的回溯调查。在如此长的时间跨度下通过回忆来得到相关数据，使得相关变量的精确性和完整性必然受到影响。其次，从研究内容上看，一方面，作者主要考虑了人力资本和物质资本2个因素，而“忽视”了金融资产、社会资本等其他微观基础，以及行业与职业、区域发展水平、制度与政策等宏观因素；另一方面，仅仅基于农户总体收入水平进行研究，没有考虑农户收入的结构性及其影响因素，使得我们很难了解相关变量对收入差距的影响机制和路径，需要进一步的深入研究。
基于以上已有研究及其不足，本文的创新和贡献主要体现在3个方面：第一，衔接高梦滔和姚洋(2006)采用的1986-2002年数据，进行时间维度上的推进。本文采用2003-2010年全国农村固定观察点微观住户调查数据，该数据是目前中国已有最完整的微观农户数据(严斌剑等，2014)，共涵盖全国31个省、自治区、直辖市，共计家庭数据163305份，家庭成员数据660286份，是具有极强代表性的大样本微观数据。同时，由于2003年起农村固定观察点数据开始包含家庭成员信息，使得本文采用的家庭成员数据比高梦滔和姚洋(2006)采用的回溯调查数据更精确和完整。第二，在模型建立中，更全面考虑造成农户收入差距的系统性因素，既考虑人力资本、物质资本、金融资产、社会资本等微观变量，也考虑区域经济发展水平、行业与职业、制度与政策等宏观变量，以及农户家庭特征、区域和时间等控制变量，使得分析结果更精确和全面。第三，从农户收入来源与结构分解的视角，探析农户收入差距是系统性差距还是结构性差距，从而剖析诸因素对农户收入差距的作用机理及路径。 文章以下结构：第二部分是农户收入差距的统计性描述分析；第三部分是计量模型的建立及相应的实证研究，将在估计农户收入决定方程的基础上，研究农户收入差距及其影响因素；第四部分是稳健性检验；第五部分是基于收入来源与结构分解的深化研究；文章最后一部分总结全文并评述。 二、数据来源与统计性描述 (一)数据来源及处理方法 农村固定观察点是1984年经中央书记处批准建立，由中央政策研究室和农业部具体组织指导，在全国各省、自治区、直辖市已连续跟踪长达30年(1986-2014年)的一项农村调查工作。农村固定观察点数据有2个鲜明的特征和优势：一是调查范围广、样本量大。该调查覆盖了全国31个省、自治区和直辖市，每年调查2万户左右。二是内容丰富。2003年起，该调查使用了农村住户和家庭成员两级问卷，较为全面地反映了中国各地区农户及其家庭成员的生产、消费、就业、生活及其他各项活动。该特征和优势为本文在计量模型中较全面的选择变量提供了可能及良好的数据基础。2003-2010年，合计分别获得住户、家庭成员数据163305和660286份(具体的样本分布见表1)。本文数据的基本处理方式是：首先处理家庭成员数据，计算并生成实证分析中需要的平均受教育年限、健康优良劳动力比例等诸多家庭劳动力(成员)信息或变量；然后以户主为标识码(ID)，把家庭成员数据与住户数据对接；最后把数据处理干净，主要是对于一些异常值和缺失值进行处理后，共得到本文实证分析所应用的核心数据161912份。该数据为有“洞”(Gap)的非平衡面板数据(Unbalanced Panel Data)。 (二)农户收入水平及增长 按照不变价格①计算的农户人均收入水平及增长趋势如图1所示。首先，就收入水平看，东部和东北较高，中部和西部偏低②。以均值为例，2003-2010年间，农户人均年收入为7302.29元。其中，东部最高，为9821.12元；东北次之，为7644.94元；中部再次之，为5819.73元；西部最低，为5512.53元。和东部相比，东北、中部和西部分别低28.47%、40.74%和43.87%。其次，就增速看，农户人均年收入由2003年的5744.63元到2010年的9705.31元，年均增速为7.90%。这表明，随着中国整体经济和农村经济持续发展，特别是中央政府对“三农”问题的高度重视及系列惠农、支农政策的出台和实施③，农户人均收入水平呈现稳步提升的良好趋势。但在此期间，农户人均收入增速仍滞后于城镇居民人均可支配收入增速(9.41%)和全国经济增长率(11.11%)④，表明中国农户收入增速缓慢或乏力依旧是值得研究和重视的重要课题。进一步的分析区域差异发现，中部和东北的农户人均收入增速较高(分别为10.60%和8.26%)，其次是西部(7.37%)，最低是东部(7.13%)。由此可见，中国农户收入增长的区域分布呈现典型的“纺锤型”状态，即经济最发达的东部和最不发达的西部地区，农户收入增速较慢，而经济发展居中的中部和东北区域，农户收入水平增长较快。 (三)农户收入来源及结构 就农户收入来源与结构看(见图2)，2003-2010年间，农户最主要的收入来源是“家庭经营收入”和“工资性收入”⑤，其占农户家庭总收入的比例分别为57.78%和27.22%，合计占比达85%。其次是转移性支付和财产性收入，占比分别为8.67%和6.32%。由此可见，首先，由“农业家庭经营收入”和“非农业家庭经营收入”组成的家庭经营收入依旧是中国农户的核心收入来源⑥，基于家庭经营的小农经济依旧是中国农村经济的鲜明特征；其次，随着城镇化推进和农村劳动力持续外流，以外出务工收入为核心的工资性收入已经成为农户收入的重要组成部分。最后，农户的主要收入来源是以“家庭经营收入”和“工资性收入”为核心的劳动性收入，财产性收入和转移性支付收入的比例较低。进一步就演变趋势看，2003-2010年间，资产性收入和工资性收入增速最快(年均增速分别为19.89%和14.75%)，占家庭总收入的比例稳步提高；其次是转移性支付收入，年均增速为7.21%；而家庭经营收入的增速最慢，年均增速仅为4.46%。由此可见，农户收入结构正发生一定的变化，在传统的家庭经营收入保持基本稳定的情况下，工资性收入和财产性收入已经成为新的农户收入增长点；而随着国家对“三农”问题的高度重视及系列支农惠农政策的出台，转移性支付收入也呈现快速增长的良好趋势。 (四)农户收入差距及不均等
图1 农户收入水平及增长趋势(2003-2010年)
图2 农户收入结构及演变趋势(2003-2010年) 随着农户人均收入水平较快增长和收入结构变化，农户之间的收入差距是减弱还是加剧了呢？从基于家庭数据计算的基尼系数看(见图3)，基尼系数从2003年的0.4485下降到2010年的0.4052，年均下降1.38%，表明8年来农村的收入不均等状况略有改善⑦。但8年中基尼系数均高于0.4的国际警戒线(总体为0.4267)，表明中国农村收入差距较大，存在较严重的收入分配不平等。就区域基尼系数看，高于全国总基尼系数线的只有经济发达的东部地区，其余3地区的基尼系数均低于全国总基尼系数。由此可见，中国农户收入不均等的区域分布和经济发展水平密切相关，经济发展水平越高，收入不均等状况越严重。若进一步缩小区域范围，基于和农户收入更加密切相关的村域经济分析⑧，则该结论将更加清晰。如图4所示，随着村人均收入不断提升，即村域经济发展水平不断提高，基尼系数逐步增大。
图3 全国及地区农户基尼系数及变化
图4 村人均收入水平与基尼系数变化
图5 农户结构性收入基尼系数及变化(2003-2010年) 就基于结构性收入的基尼系数分解看(图5)⑨，显著低于总基尼系数的只有“工资性收入”，显著高于总基尼系数的是“家庭经营收入”和“财产性收入”，“转移性支付收入”的基尼系数在2003-2008年高于总基尼系数，在2009-2010年低于总基尼系数。由此可见，“工资性收入”的增加有利于降低农户收入的总体不均等程度；“家庭经营收入”和“财产性收入”的增加会提高其不均等程度；而“转移性支付收入”的增加仅仅在2009-2010年有利于农户收入不均等程度的降低⑩。因此，鼓励农村劳动力进城务工，增加其外出务工工资性收入；关注农村弱势群体，提高其转移性支付收入，将有利于缩小农村收入差距。 三、计量模型与实证分析 (一)研究方法 本文采用分位数回归，分别估计不同因素对于各收入组农户收入的边际贡献，如果某一因素对于低收入人群收入的边际贡献大于中等收入人群和高收入人群，则这种要素具有的作用就是减轻收入差距，反之则是扩大收入差距(高梦滔和姚洋，2006)。在具体的计量模型建立中，根据本文采用面板数据(Panel Data)的基本特征，首先，采用简化的面板数据分位数模型，Harding等(2009)、Lamarche和Carlos(2010)、Galvao和Antonio(2011)均对该模型进行了详细的推导和论证，本文不再赘述。其次，需要检验回归分析应该用固定效应模型(Fixed Effects Model)还是随机效应模型(Random Effects Model)。参照Cameron和Trivedi(2009)的方法，采用基于Bootstrap的Hausman检验，结果表明本文的计量模型均应该采用固定效应模型。最后，回归分析时采用了聚类稳健标准差(Clustering Robust Standard Errors)处理方式，以消除序列相关和异方差等问题的影响(11)。 另外，我们高度关注变量之间的内生性问题。一方面，收入可能会对人力资本等变量产生影响，高收入者往往拥有更良好的人力资本、物质资本、金融资产和社会资本等微观基础。另一方面，农户收入可能是源自于诸如能力等某些不可观察的因素。以上两种情况，均可能导致模型存在内生性问题。前者是解释变量与被解释变量之间的双向交互影响导致的，后者是因为设定偏误(遗漏变量)导致的。在难以找到十分合适的工具变量进行2SLS回归的情况下(12)，我们采取了如下方法以尽量削弱内生性的影响(13)：(1)代理变量(Proxy)法。如表2所示，对一些难以观察却可能对农户收入产生影响的因素，均采用了对应的代理变量纳入模型，尽量减少“遗漏变量”问题带来的内生性。(2)前定变量法。考虑到核心解释变量和收入之间可能存在的双向交互影响，这些解释变量均滞后1期(14)。(3)面板数据法。根据本文采用面板数据的特征，在方程中同时控制年份和农户固定效应实现双差法，该方法有助于消除部分内生性问题(周黎安、陈烨，2005；陈云松、范晓光，2011；白重恩等，2012)。 (二)模型建立与变量设置 根据Morduch和Sicular(2000)建立的农户收入函数，本文采用半对数模型，扩展并建立分位数计量模型如下：
在该模型中，被解释变量
表示t年第i个农户在q分位数上的人均收入对数(可比价格)。核心解释变量X包括人力资本、物质资本、金融资产、社会资本(15)、行业与职业、制度与政策和区域经济发展水平。CV是控制变量，包括家庭或户主特征、区域和时间。其中，区域划分为东部、中部、西部、东北4个区域；时间包含8年，即：t=2003，……，2010。其中，年份主要反映技术进步及改革的影响；省份主要反映气候条件、自然资源禀赋、基础设施乃至市场成熟程度等和农户收入密切相关的因素(万广华等，2004)。关于变量设置的依据及详细说明，可参看程名望等(2014b)。β是半弹性系数(Semi-elastic Coefficient)，表示解释变量变化一个单位引致的人均收入水平变化百分比。ε是随机扰动项。具体的变量设置及替代变量的选择、定义及统计性描述见表2。 (三)回归结果及分析 采用分位数回归得到的结果如表3所示。分析表3：首先，从方程显著性看，3个方程的Link test值均在1%显著性水平上显著，表明函数形式的设定是合适的，模型整体具有显著性(Pregibon，1980)；3个方程的Pseudo R-square值均在0.3以上，表明所设立的模型具有一定的解释力。其次，从系数显著性看，无论是对于低收入组(模型1)，中等收入组(模型2)，还是高收入组(模型3)，模型选定的系列变量总体上均显著。其中，拥有更多的人力资本、物质资本和金融资产的农户，其收入水平显著较高。在社会资本中，拥有较多政治资本(16)的农户，其收入水平显著较高；而代表农村弱势群体的“军烈属户”和“五保户”，以及代表农村特殊群体的“少数民族户”和“信教户”，其收入水平显著较低。非农经营或就业的农户、非农户口家庭成员比例较高的农户，其家庭收入水平显著较高；享有惠农政策的农户或区域经济发展水平较高的农户，其家庭收入水平显著较高。由于本文的重点不是研究影响农户收入水平的因素，而是探究农户收入差距的影响因素，所以对表3中的回归结果不做详细分析。 但对不同收入组，以上诸因素的影响或影响程度并不完全一致，其影响差异的显著性检验见表4(17)。在表4中，“系数差”表示各变量对不同收入组农户收入的边际贡献差异，“系数差”显著即表示该变量对农户收入差距有显著影响。若其系数为正，表示该变量拉大了农户收入差距；若其系数为负，表示该变量缩小了农户收入差距。具体分析如下。
(1)就人力资本看，在选定的3个细分变量中，“家庭劳动力平均受教育年限(education)”显著且为负，表明基础教育有利于缩小农户收入差距；“家庭劳动力健康评价优良比例(health)”在部分分位数之间(Q50～Q25)显著且为负，表明健康水平有利于缩小中、低农户之间收入差距。该实证结果支持人力资本新增长理论(Romer，1986；Lucas，1998)，认为人力资本是影响收入水平的关键因素。即：知识或技术进步只有内生性于人力资本，才能导致经济增长和收入水平提升。那么，对于低收入农户来说，由于其教育、健康等人力资本积累太弱，使其没有足够的机会或能力接受知识或技术，从而一直陷入“贫困陷阱(poverty trap)”。因此，加强农村基础教育，提高农民教育水平；强化农村医疗卫生服务，提高农民健康水平，不仅有利于提高农户收入水平，而且有利于缩小农户收入差距。 (2)就物质资本看，在选定的3个细分变量中，除了“人均耕地面积(farmland)”外，其余2个变量均显著为负，表明经营性资产和非经营性资产增加均会缩小农户收入差距。首先，按照Lucas(1988)的“专业化人力资本积累”模型，劳动力可以划分为原始劳动和专业化人力资本两种形式。原始劳动难以增加物质资本的收益率，只有专业化人力资本产生的溢出效应，才能使物质资本生产呈收益递增的趋势。那么，低收入农户的人力资本积累较弱，无法和物质资本相互促进，从而难以使物质资本的边际收益增加。但本研究结果表明：在中国农村，由于低收入农户拥有的物质资本十分贫乏，对其增加物质资本投入，物质资本的边际产出更为显著。其次，为了克服土地细碎化和农业劳动力“内卷化”，中国提出家庭农场经营模式(18)。家庭农场以采用大型农业机械、先进农业技术的规模经营为基本特征，其实质是技术和资本投入替代劳动投入。根据本文结论，生产性固定资本等经营性资产的增加，对农户收入差距有缩小作用。因此，在城镇化持续推进和农村劳动力顺畅转移的前提下，家庭农场的推行并不会对农户收入差距带来新的冲击。 (3)就金融资产看，所选定的“家庭人均年末金融资产额(inasset)”和“家庭人均年内累计借贷金额(loan)”2个变量均显著，表明金融资产是影响农户收入差距的显著因素。其中，存款、现金等金融资产缩小了收入差距，而银行和信用社贷款等金融负债拉大了收入差距。该结论和已有研究相一致，例如，史清华(2002)根据流动性约束理论的研究表明，农户金融资产和借贷已经成为影响农户收入水平及差距的显著因素。因此，完善农村金融市场，鼓励农户金融行为，特别是增加农户金融资产额，将有利于缩小农户收入差距。 (4)就社会资本看，首先，代表政治资本的“干部户(cadre)”和“是否党员户(party)”2个变量均显著为正，表明政治资本显著拉大了农户收入差距。因此，提高农村基层机构的管理效率，控制农村“干部户”的数量和规模，同时抑制政治资本的经济收益，将利于缩小农户收入差距。其次，代表弱势群体的“军烈属户”和“五保户”2个变量均不显著，表明我国政府实施的农村弱势群体扶助政策，对于提高其收入水平、缩小农村收入差距起到了积极作用。最后，代表农村特殊群体的“少数民族户”和“信教户”2个变量均显著为正，表明少数民族户和宗教信仰户的收入水平较低。因此，继续强化西部大开发和少数民族区域扶持发展战略，提高少数民族户和宗教信仰户的收入，将有利于民族团结与社会和谐稳定。 (5)就行业与职业看，所选定的“家庭经营主业类型(industry)”和“非农就业家庭劳动力比例(migration)”2个变量均显著，表明所从事的行业与职业是影响农户收入差距的显著因素。其中，“家庭经营主业是否为非农业”是扩大农户收入差距的影响变量；“非农就业家庭劳动力比例”是缩小农户收入差距的影响变量。由此可见，农村非农就业(即“离土不离乡”)在增加农户收入的同时，扩大了农户收入差距。而外出务工(即“离土又离乡”)不仅增加了农户收入，也有利于缩小农户收入差距。该结果深刻的印证了Schultz(1961，1982)“传统农业弱质性与贫穷性”的经典结论，即：传统农业本身的特征决定了农业的低利润性，除非实现革命性的改造，否则从事农业生产的收入或利润必然是低下的(19)。从这个意义上讲，基于中国基本国情，在人多地少的条件下优先发展利润和收入低下的农业显然不是一条最优路径。那么，改革开放乃至新中国成立以来，中国通过优先发展城市工业部门来推动工业化并推动经济增长和降低农村贫困的战略路径有其必然性和积极意义。章元等(2012)较好的论证了该观点，并认为“中国首先通过城市倾向政策推动工业化，创造出了新的经济增长点，并创造大量非农就业岗位吸收农村剩余劳动力，而贫困农户能够进入劳动力密集型的工业部门就业并获得更高收入，这是他们脱离贫困陷阱的关键渠道”。因此，推进中国城镇化步伐，逐步建立统一的城乡劳动力市场，加快农村劳动力转移，有利于实现农民共同富裕。 (6)就制度与政策看，所选定的“非农户口家庭成员比例(system)”和“是否享受惠农政策(policy)”2个变量均显著，表明制度与政策是影响农户收入差距的显著因素，且这2个因素均扩大了农户收入差距。由此可见，逐步取消户籍制度及其代表的制度红利，以消除农民就业的制度歧视，将有利于缩小农户收入差距。另外，中央政府实施的一系列惠农支农政策，虽然有利于农户增收，但并没有起到缩小农户收入差距的作用。 (7)就区域经济发展水平看，无论是村域经济还是省域经济，都是显著拉大农户收入差距的影响因素。因此，充分考虑区域发展不平衡问题，逐步缩小区域经济发展水平差距，将有利于缩小农户收入差距。 归纳上文的结论可知，由于经济、历史、社会、制度与政策等诸多原因，中国农村的问题由来已久且根深蒂固，影响农户收入及差距的因素是多元和复杂的。总体上看，人力资本、物质资本、金融资产、非农就业缩小了农户收入差距；而社会资本、金融负债、制度与政策、区域发展水平等拉大了农户收入差距。 四、稳健性检验 (一)全分位数回归检验 上文的回归分析仅仅是0.25、0.50和0.75三个分位点上的结果，其虽然可以较好的代表低收入组、中等收入组、高收入组之间的收入差距比较，但并不能全面描述诸解释变量在全部分位点上的边际贡献变化情况。基于此，图6描述了核心解释变量在全部分位点上对农户人均收入的边际贡献及变化趋势。在图6中，横轴代表分位数，纵轴代表对应变量的分位数回归系数，即对农户收入水平的边际贡献率，最小和最大分位数取值0.01和0.99，图形步长为0.05，虚线表示OLS回归系数和置信带(5%)，实线为分位回归系数，阴影为其置信带(5%)。分析图6可见，上文(表4)中显著的解释变量，例如教育年限、经营性资产额、非经营性资产额、党员户、干部户等微观变量，以及制度与政策、行业与职业、区域经济发展水平等宏观变量，图形起伏或波动较大，表明各个解释变量在各分位上的估计系数变化明显。而上文(表4)中不显著的解释变量，主要是专业技术职称比例、人均耕地面积、军烈属户和五保户等变量，图形起伏或波动较平稳，各个解释变量在各分位上的估计系数变化不明显。由此可见，全分位数回归和上文的主要结论保持一致，表明上文的分位点选择具有代表性和可行性，其主要发现和结论是稳健的。 (二)基于农户纯收入水平的稳健性检验 上文的计量分析中，被解释变量是基于农户总收入。而在已有研究中，一些学者常采用农户纯收入作为被解释变量，并认为纯收入能更好地反映农户的生存和生活状况(Gustafsson & Li，2002；高梦滔、姚洋，2006；李实、罗楚亮，2011；章元等，2012)。基于此，用“农户人均纯收入对数”替代上文模型中的被解释变量“农户人均收入对数”，运用同样的模型结构建立模型，以检验模型及结论的稳健性。 回归分析和系数差异显著性检验的结果分别见表5和表6。比较回归结果(表5)及其系数差异显著性检验结果(表6)可以发现，采用农户人均纯收入作为被解释变量之后，核心变量的回归结果及其显著性差异检验和上文中表3和表4中基本一致。由此可见，上文的主要发现和结论是稳健的。 进一步的，以上的稳健性检验也是基于0.25、0.50和0.75三个分位点的，并不能全面检验诸解释变量在全部分位点上的稳健性。基于此，我们做了核心解释变量在全部分位点上对农户人均纯收入的边际贡献及变化趋势(20)，其结果进一步表明，即使考虑全部分位点，上文的主要发现和结论依旧是稳健的。
图6 核心解释变量全分位回归系数及变化
五、基于收入结构分解的进一步分析 上文分析了影响农户总体收入差距的系列因素，而基于农户结构性收入的进一步分析，有利于探究其影响机理和作用路径。本部分采用同样的模型结构，分别对农户4种主要的收入来源(见图2)建立计量模型。其中，从模型7到模型10，被解释变量分别是“家庭经营收入”、“工资性收入”、“财产性收入”和“转移性支付收入”的对数(人均可比价格)。限于篇幅，只报告Q75～Q25分位差异检验结果(见表7)，即只比较各核心解释变量对高收入组和低收入组收入差距影响差异的显著性(21)。 分析表7可见：(1)在4个结构性收入模型中，只有基础教育和区域经济发展水平的系数均是显著的，表明基础教育体现出来的人力资本、区域经济发展水平差异对农户收入差距的影响是全面性的，它通过各种收入来源对农户收入差距产生显著影响。其中，基础教育全面缩小了农户收入差距，而区域经济发展水平全面拉大了农户收入差距。(2)除基础教育外，其余诸变量均仅在部分模型中显著，表明其对农户收入差距的影响是结构性的，其仅仅通过部分收入来源对农户收入差距产生影响。例如：代表经营性物质资本的固定生产性投入仅仅在模型7、模型9和模型10中显著，表明经营性物质资本主要是通过对家庭经营收入、财产性收入和转移性支付收入的作用而影响农户总体收入差距。惠农政策仅在模型7和模型10中显著，表明2003年以来的系列惠农政策主要是通过对家庭经营收入和转移性支付收入的作用而影响农户总体收入差距。(3)进一步分析发现，某些解释变量在4个模型中的系数有正也有负，表明同一因素，在拉大某种收入差距的同时，却可能对另外某种收入起到缩小差距的作用。例如：代表政治资本的“干部户”，对于“工资性收入”和“转移性支付收入”有扩大差距的作用，但对于“财产性收入”则起到缩小收入差距的作用。外出务工主要是通过“工资性收入”和“转移性支付收入”缩小了农户收入差距。户籍制度主要是通过“家庭经营收入”、“工资性收入”和“转移性支付收入”扩大了农户收入差距。由此可见，不同的收入来源，其影响因素有所差异；而不同的影响因素，其对农户收入差距的影响路径也存在差异。 六、结论与评述 改革开放之前，中国收入分配具有很强的平均主义特征，农村内部的收入差距较低。改革开放、特别是1992年以来，随着中国经济逐步从计划经济向市场经济转型，农村经济持续增长，但农户收入差距逐步扩大。本文基于2003-2010年全国农村固定观察点微观住户调查数据，采用分位数回归方法，研究了中国农户收入差距及其影响因素。 研究发现：第一，2003-2010年间，就收入水平看，随着中国整体经济和农村经济持续发展，特别是中央政府对“三农”问题的高度重视及系列惠农、支农政策的出台和实施，农户人均收入水平稳步提升。就收入结构看，农户收入以劳动性收入为主，财产性收入和转移性支付收入占比较低但呈现快速增长的趋势。其中，体现小农经济特征的家庭经营收入是农户的核心收入，以外出务工为核心的工资性收入已经成为农户收入的重要组成部分。就收入差距看，8年中基尼系数均高于0.4的国际警戒线，表明中国农村收入差距较大，存在较严重的收入分配不均等。其中，经济越发达的区域，农户收入不均等状况越严重。在收入差距的结构性特征上，收入差距和不平等程度较低的是“工资性收入”和“转移性支付收入”，较高的是“家庭经营收入”和“财产性收入”。 第二，中国农户收入差距的影响因素是多元和复杂的，既有人力资本、物质资本、金融资产和社会资本等微观因素，也有产业差异、区域分割、制度与政策等宏观因素。以上诸因素中，有些利于缩小农户收入差距，有些则易于扩大农户收入差距。人力资本、物质资本、金融资产、非农就业缩小了农户收入差距；而社会资本、金融负债、制度与政策、区域发展水平差距等拉大了农户收入差距。而就结构性收入分解看，不同的收入来源，收入差距的影响因素有所不同；而不同的影响因素，其对农户收入的影响路径也存在差异。其中，基础教育体现出来的人力资本和区域经济发展水平对农户收入差距的影响是全面性的，它通过各种收入来源对农户收入差距产生显著影响；其余诸变量对农户收入差距的影响是结构性的，其仅仅通过部分收入来源对农户收入差距产生影响。 第三，基于本文的实证结果，在保持农村经济持续增长、农户收入水平持续提高的同时，考虑中国农村收入差距及分配不均等问题，注重益贫式增长(Pro-poor Growth)和包容性增长(Inclusive Growth)，以有利于缩小农户收入差距。要注意的政策取向包括：(1)重视农村人力资本积累，提高农村人力资源素质，特别是加强经济欠发达地区和低收入农户的基础教育和医疗卫生服务，提高其教育水平和健康水平，是保证农户收入水平持续增长，缩小农户收入差距的根本性举措。(2)在以人力资本提升等能力建设为长期基本方向的前提下，当前阶段仍需要坚持“少取、多予、放活”的农村政策方针，重视对农物质给予和金融支持，特别是要重视农业生产性固定资产投入、非经营性物质资产积累以及农村金融市场的完善。(3)逐步取消户籍制度及其代表的制度红利，逐步建立城乡统一的劳动力市场，消除农民就业的行业障碍和制度歧视。特别是加快中国城镇化步伐，促进农村劳动力转移，增加其外出务工工资性收入，将有利于缩小农村收入差距。(4)精简农村管理机构，控制农村“干部户”的数量和规模，抑制政治资本的经济收益；关注农村弱势群体，提高其转移性支付收入；强化西部大开发和少数民族区域扶持发展战略，提高少数民族户和宗教信仰户的收入，将会缩小农村收入差距，并有利于维护民族团结与社会稳定。(5)注重贫困省、县、乡、村的扶贫工作，特别是基于村域经济的扶贫问题(22)，逐步消除区域经济差异，将有利于缩小农户收入差距。(6)惠农支农政策的制定和实施，既要考虑农户收入增长，也要重视其对缩小农户收入差距的作用和影响。 ①以2003年为基年，采用历年各省份农村居民消费价格指数(CPI)进行调整，数据来自于历年《中国统计年鉴》。同样的，下文中涉及的所有收入和资产变量，均是按照同样的方法调整后的不变价格。 ②按照经济带划分，东北三省中，辽宁属于东部沿海地区，吉林和黑龙江属于中部地区。但在数据分析中，发现东北地区自身的经济特征十分独特和明显，故把东北地区从东、中部划分出来，独列为东北地区。而实际上，这种区域划分方法被研究中国问题的西方学者普遍采用(Walder，2002；Du et al.，2005；Knight & Yueh，2008)，国内学者也在使用(朱喜等，2011；盖庆恩等，2013)。 ③2004-2015年，中央政府连续出台12个针对“三农”问题的“一号文件”，制定和实施了系列诸如农业税减免、种粮直接补贴、大型农业机械补贴、家电补贴、基础教育“两免一补”、新农合、新农保等惠农、支农政策，标志着中央政府对“三农”问题的高度重视。 ④按不变价格计算得到，数据来源于《中国统计年鉴》(2013)。 ⑤根据调查问卷，包括“外出务工收入”和“国家职工工资性收入”两部分；其中，“外出务工收入”是核心组成部分，占比达91.48%。 ⑥进一步的，就家庭经营收入的构成看，“农业家庭经营收入”和“非农业家庭经营收入”占比分别为58.73%和41.27%。而就农业家庭经营收入的构成看，种植业、畜牧和水产业、林业的生产经营收入占比分别为66.60%、30.71%和2.68%。由此可见，农业经营在农户家庭经营中依旧占据首要地位，其中种植业是农业家庭经营的重点。 ⑦该系数高于国家统计局公布的数据，主要原因是该基尼系数是基于家庭数据计算。使用家庭数据得到的结果肯定比采用省、村等合计数据所得的结果大，因为采用省、村等区域经济的数据只能对区域间的不平等因素进行检测(万广华等，2004)。该基于家庭数据的基尼系数和一些学者的估计十分接近(高梦滔、姚洋，2006；张东生，2010)。 ⑧就泰尔指数(Theil index)看，2003-2010年间，总泰尔指数为0.5760，村域经济之间的“组间”差异可以解释该收入不平等的34.94%，省域经济之间的“组间”差异可以解释其16.69%，东、中、东北、西部4大区域之间的“组间”差异仅能解释其5.42%。由此可见，就区域影响看，区域经济半径越短，对农户收入水平及差距影响越明显。因此，村域经济和农户收入水平及差距更加密切相关。 ⑨严格来讲，图中各结构性收入的基尼系数被称为拟基尼系数(Pseudo-Gini)或集中率(Concentration Ratio)，是基于求解各收入项对总体收入不平等贡献率的视角，采用基尼系数要素分解法，由“descogini”命令运行结果中的“Gk(分项收入的基尼系数)”和“Rk(相关系数的比值)”相乘得到。 ⑩转移性支付是政府机构基于社会公平向农村贫困和弱势群体提供的经济扶助，但2003-2008年间，转移性支付并没有显著流向弱势群体。虽然万广华等(2005)已经发现了该状况，但该结果依旧令人吃惊和担忧。 (11)普通标准差假设扰动项是独立分布的，但事实上由于序列相关和异方差等问题的综合效果，会导致其值偏小。 (12)齐书良(2011)以村级数据作为工具变量，并解释了该工具变量选择的合理性。我们不否定该工具变量的选择有一定可行性，但村级变量个数有限，在我们的数据中每个村100户左右，如果都用村级来识别，那么识别的程度将大幅降低，即该Ⅳ是一个弱Ⅳ。在目前的数据条件下，找到一个强Ⅳ十分困难。正是这个原因，本文全部模型中内生性问题的处理，均采用了传统的代理变量、前定变量等技术。 (13)所采用的3种方法对内生性问题处理的适用性和有效性，既可参见理论计量经济学讲义(Cameron & Trivedi，2005)，也可参考部分文献(陈云松、范晓光，2011；Sudarshan & Milbourn，2012；白重恩等，2012)。 (14)面板数据滞后一期的方法，采用朱喜等(2011)的做法。滞后一期时，采用了固定观察点2002年部分对应数据。 (15)社会资本是相对于物质资本和人力资本的概念，指社会主体间紧密联系的状态及其特征，其表现形式有社会网络、规范、信任、权威、宗教、行动的共识以及社会道德等方面(Lin，2001)。本文社会资本细分变量的选择，依据Lin(2001)的界定。 (16)一般文献中论及的政治资本是指由政党、政权及意识形态提供的身份、权力、资源和由此而来的威慑和影响力(Walder，2002)。在众多围绕市场转型理论进行争论的学者那里，干部或党员身份经常被用作政治资本的表征，用以定量研究政治资本对个体间收入差距的影响(Morduch & Sicular，2000)。 (17)检验采用的是Interquantile Regression和Bootstrap方法。 (18)2013年2月，中央一号文件《关于加快发展现代农业进一步增强农村发展活力的若干意见》首次提出“家庭农场”概念。 (19)舒尔茨(Schultz，1961，1982)认为，传统农业生产周期长、受气候的影响大和边际投资递减等特征使得农业成为一个低利润的弱质产业。并认为“世界上大多数穷人以农业为生，因而如果我们懂得农业经济学，也就懂得了穷人经济学。” (20)限于篇幅，该分位数图不做罗列，可联系作者索要。 (21)就系数差异的显著性看，Q75～Q50、Q50～Q25分位差异检验结果和Q75～Q25基本一致(可向作者索取结果)，因此仅仅罗列Q75～Q25具有代表性和可行性。 (22)本文的实证分析发现，村域经济对农户收入及其差距的影响更为显著。因此，以发展村域经济为突破口，自下而上发展农村经济，提高农户收入，具有一定的政策意义。从该角度讲，目前国家实施的“大学生村官”、“村民选举”等基于村落的系列制度，具有重要的积极意义。
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