鄭宏　孫愛玲

摘要：蘇南、蘇中和蘇北三大區(qū)域的農(nóng)民收入絕對差距明顯且存在擴(kuò)大的趨勢，但相對保持平穩(wěn)，分析表明其收入結(jié)構(gòu)的不同是導(dǎo)致其收入差距的直接因素。本文從農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)角度利用虛擬變量回歸模型深入剖析了各種影響因素貢獻(xiàn)的差異。

關(guān)鍵詞： 三大區(qū)域 農(nóng)民 收入差距 江蘇省

一、引言

改革開放以來，江蘇農(nóng)民生活質(zhì)量有了明顯的改善，收入水平有了很大的提高，收入結(jié)構(gòu)也發(fā)生了重大變化。與此同時，蘇南、蘇中和蘇北三大區(qū)域①間農(nóng)民收入差距也越來越顯著，該差距制約著江蘇省經(jīng)濟(jì)均衡、協(xié)調(diào)、健康發(fā)展，不利于社會主義新農(nóng)村建設(shè)。本文首先利用2009年江蘇省51個縣（市）的截面數(shù)據(jù)采用K-W非參數(shù)檢驗(yàn)法驗(yàn)證三大區(qū)域間農(nóng)民收入差距的存在性，并對1996—2009年三大區(qū)域間農(nóng)民收入差距變動趨勢進(jìn)行了階段劃分；其次，進(jìn)一步分析了三大區(qū)域間農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的差異；最后，從農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)角度利用虛擬變量回歸模型深入剖析各種影響因素貢獻(xiàn)的差異。

二、三大區(qū)域間農(nóng)民收入差距存在性及階段性分析②

（一）九五期間三大區(qū)域間農(nóng)民收入相對差距逐漸縮小

九五期間，江蘇省政府大力實(shí)施區(qū)域共同發(fā)展政策，制定了一系列扶持蘇北經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)劃，這些政策的實(shí)施有效的提高了蘇北地區(qū)的農(nóng)民收入水平。1996年蘇南、蘇中、蘇北農(nóng)民人均純收入的比值為1.79∶1.30∶1，到2000年該比值變?yōu)?.53∶1.18∶1；表明九五期間三大區(qū)域間農(nóng)民收入相對差距在逐步縮小，但在九五結(jié)局之年，有所擴(kuò)大（詳見表1）。

（二）十五期間三大區(qū)域間農(nóng)民收入相對差距擴(kuò)大

在此期間，蘇南地區(qū)與蘇中地區(qū)農(nóng)民人均純收入的絕對差距由原來的1077元擴(kuò)大至2021元，蘇南地區(qū)與蘇北地區(qū)農(nóng)民人均純收入的絕對差距由原來的1617元擴(kuò)大至3039元；由于三大區(qū)域間農(nóng)民人均純收入年均增長速度分別為9.3%、8.2%和6.5%，導(dǎo)致蘇南、蘇中、蘇北收入比由2000年的1.53∶1.18∶1變?yōu)?005年的1.70∶1.24∶1，三大區(qū)域間農(nóng)民收入相對差距擴(kuò)大（見表1）。

（三）“十一五”期間三大區(qū)域間農(nóng)民收入相對差距基本保持不變

在此期間，蘇南地區(qū)與蘇中地區(qū)農(nóng)民人均純收入的絕對差距由原來的2021元擴(kuò)大至3073元，蘇南地區(qū)與蘇北地區(qū)農(nóng)民人均純收入的絕對差距由原來的3039元擴(kuò)大至4779元；但由于三大區(qū)域間農(nóng)民人均純收入年均增長速度分別為11.9%、12.2%和11.9%，使得蘇南與蘇北農(nóng)民人均純收入比幾乎未發(fā)生變化，蘇南與蘇中農(nóng)民人均純收入比有所減低。這表明三大區(qū)域間農(nóng)民收入絕對差距擴(kuò)大趨勢有所放緩，即相對差距有所縮?。ㄒ姳?）。這主要得益于期間國家對“三農(nóng)”問題的重視。從2004年起，中央連續(xù)六年發(fā)布的 “一號文件”，運(yùn)用財政、稅收、價格、金融等多種杠桿和手段，千方百計保護(hù)農(nóng)民種糧積極性，減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)，增加農(nóng)民收入，江蘇省也制定了一系列相應(yīng)的配套性政策。

三、三大區(qū)域間農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)差異顯著

區(qū)域間農(nóng)民收入的形成機(jī)制是分析區(qū)域間農(nóng)民收入水平差異的核心，也是解開區(qū)域間差別之謎的關(guān)鍵。姜近勇（1988）指出區(qū)域間農(nóng)村經(jīng)濟(jì)不同的發(fā)達(dá)程度，決定了農(nóng)民收入水平的差距。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異又取決于其經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變革，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變動重要體現(xiàn)就是收入結(jié)構(gòu)的變動③，因而農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的不同是其差距的直接原因。

統(tǒng)計分析表明，由于江蘇省三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大差異，三大區(qū)域農(nóng)民收入的結(jié)構(gòu)存在顯著性差異。蘇南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，為當(dāng)?shù)剞r(nóng)民提供了眾多的就業(yè)崗位，這有效地提高了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的工資性收入水平，蘇南地區(qū)的工資性收入占了當(dāng)?shù)剞r(nóng)民收入的66.3%，即蘇南地區(qū)的農(nóng)民收入的最主要來源是工資性的收入，并且這一比重高于其他兩個地區(qū)。和蘇南地區(qū)相同，蘇中地區(qū)農(nóng)民工資收入占有絕對主導(dǎo)地位，在總收入中所占的比重為58.6%。與其他兩個地區(qū)不同，農(nóng)民家庭經(jīng)營收入仍然是蘇北地區(qū)農(nóng)民收入的主要來源，在總收入中的比重為47.3%，比2008年降低1個百分點(diǎn)；工資性收入所占的比重與其基本相等，為47.5%左右。三大區(qū)域的財產(chǎn)和轉(zhuǎn)移性收入所占比例均較小，轉(zhuǎn)移性收入相對較高差異較小，但蘇南地區(qū)財產(chǎn)收入所占的比重為4.7%遠(yuǎn)高于其他兩個地區(qū)。

從絕對量上來看，三個地區(qū)的家庭經(jīng)營收入的差異不大，2009年蘇南、蘇中和蘇北地區(qū)的家庭經(jīng)營收入分別為2693元、2919元和3184元；但在其他三個方面存在較大差異，以工資性收入為例，2009年蘇南、蘇中和蘇北地區(qū)的工資性收入比為2.39∶1.5∶1，其他兩個方面的比值更高。

四、區(qū)域間農(nóng)民收入影響因素的貢獻(xiàn)率顯著不同

（一）方法說明

為了考察不同區(qū)域間各種影響農(nóng)民收入因素的貢獻(xiàn)率是否相同，本文擬采用虛擬變量回歸法，以農(nóng)民人均純收入Y為因變量，并引入兩個虛擬變量D1和D2，與四個自變量X1、X2、X3和X4，建立虛擬變量線性回歸模型：

（1）

（二）指標(biāo)的選擇與數(shù)據(jù)說明

本文模型中引入私營企業(yè)及個體從業(yè)人員比重指標(biāo)（X1），代表非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度作為影響工資性收入的主要原因，該指標(biāo)通過私營企業(yè)及個體從業(yè)人員與總從業(yè)人員相比計算得到。

經(jīng)濟(jì)理論已經(jīng)證明收入水平取決于勞動生產(chǎn)率，即要素投入量的增加并不意味著凈產(chǎn)出的增加，還受制于生產(chǎn)效率。因而從勞動生產(chǎn)率的角度選擇第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均生產(chǎn)總值（X2），代表第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出效率作為影響家庭經(jīng)營收入的主要原因，該指標(biāo)通過第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與其從業(yè)人員數(shù)相比計算得到。

財產(chǎn)性收入是指農(nóng)民對于自己可支配的資金的再利用，包含儲蓄、炒股和購買債券等，從而獲得的額外收入，當(dāng)前農(nóng)民進(jìn)行資金再利用經(jīng)濟(jì)活動主要是儲蓄，從事買賣證券等投資經(jīng)濟(jì)活動較少，因此只考慮儲蓄這一因素，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，用居民人均儲蓄（X3）代替農(nóng)民人均儲蓄。endprint

轉(zhuǎn)移性收入主要是政府在農(nóng)業(yè)、教育和社會醫(yī)療等領(lǐng)域?qū)r(nóng)民提供的財政性補(bǔ)貼，而政府用于三農(nóng)的財政支出的數(shù)據(jù)較難獲得，本文用人均地方財政一般預(yù)算支出指標(biāo)（X4）代替。

本節(jié)利用2009年江蘇省51個縣（市）和13個市（不含下轄縣市）上述四個指標(biāo)的截面數(shù)據(jù)作為分析基礎(chǔ)，某些指標(biāo)是通過相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到，為保持口徑的一致性，所有原始數(shù)據(jù)均來源于2010年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。

（三）實(shí)證結(jié)果

利用上述數(shù)據(jù)，對虛擬變量回歸模型進(jìn)行向前最小二乘估計，X4、D1X4、D2X2的系數(shù)不顯著被剔除，最終得到回歸方程為：

（2）

模型的調(diào)整可決系數(shù)為0.967，表明擬合效果較好；F統(tǒng)計量為250.9，其對應(yīng)的0.00，通過方程的顯著性檢驗(yàn)，模型設(shè)定正確；各系數(shù)所對應(yīng)的P值均小于0.05，表明各解釋變量的系數(shù)顯著不為零；D.W.統(tǒng)計量的值為2.1，在0.05的顯著性水平下，小于臨界值2.4，落入非自相關(guān)區(qū)域，表明隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在一階序列自相關(guān)；進(jìn)一步對模型進(jìn)行White異方差檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為0.93，其對應(yīng)的P值為0.58，在0.05的顯著性水平下，接受原假設(shè)，認(rèn)為模型中的隨機(jī)誤差不存在異方差。

模型中X1的系數(shù)為57.06，即蘇南地區(qū)私營企業(yè)及個體從業(yè)人員比重的系數(shù)；D1*X1和D2*X1的系數(shù)分別為-61.48和-63.3，均為負(fù)且近似相同。這表明蘇北和蘇中地區(qū)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率基本相同，但明顯低于蘇南地區(qū)。

X2的系數(shù)為416.78，即蘇南地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均生產(chǎn)總值的系數(shù)；D1*X2的系數(shù)為-395.94，D2*X2的系數(shù)不顯著被剔除，表明蘇中地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出效率的貢獻(xiàn)率低于蘇南地區(qū)，蘇北地區(qū)與蘇南地區(qū)相同。

X3的系數(shù)為0.042，即蘇南地區(qū)居民人均儲蓄的系數(shù)；而D1*X3和D2*X3的系數(shù)分別為0.07和0.17，蘇南地區(qū)居民人均儲蓄的貢獻(xiàn)率低于蘇中，蘇中低于蘇北。

X4和D1*X4的系數(shù)不顯著被剔除，而D2*X4的系數(shù)為-0.75。這與經(jīng)濟(jì)理論相違背，可以推測造成這一現(xiàn)象的主要原因是數(shù)據(jù)的選取可能存在問題，或者政府用于三農(nóng)的財政支出對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率相對較弱。

五、結(jié)論

第一，2009年江蘇省三大區(qū)域間農(nóng)民收入差距依然存在，并且蘇中、蘇南和蘇北三各地區(qū)農(nóng)民人均純收入呈遞減趨勢。

第二，1996—2009年期間，江蘇省三大區(qū)域間農(nóng)民收入絕對差距呈從保持平穩(wěn)到加速擴(kuò)大再到緩慢擴(kuò)大的變動趨勢，而相對差距總體保持平穩(wěn)，呈從縮小到擴(kuò)大再到保持平穩(wěn)的變動趨勢。從一定意義上講，其變化受到國家及省宏觀經(jīng)濟(jì)政策的很大影響。

第三，三大區(qū)域的農(nóng)民收入的結(jié)構(gòu)存在顯著性差異，蘇南和蘇中地區(qū)差異較小，工資性收入所占的比重最高，其次是家庭經(jīng)營收入；蘇北地區(qū)與其他兩個地區(qū)顯著不同，家庭經(jīng)營收入與工資性收入所占的比重大致相同。

第四，蘇北和蘇中地區(qū)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率基本相同，但貢獻(xiàn)率明顯低于蘇南地區(qū)；蘇北地區(qū)與蘇南地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出效率對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率相同，高于蘇中地區(qū)；蘇南地區(qū)居民人均儲蓄對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率低于蘇中，蘇中低于蘇北。

注釋：

①江蘇省政府依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將江蘇分為蘇南、蘇中和蘇北三大區(qū)域，蘇南為江南五市（南京、蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江），蘇中為江北沿江三市（揚(yáng)州、泰州、南通），蘇北為江北其余五市（徐州、連云港、鹽城、淮安、宿遷）。

②由于受到數(shù)據(jù)獲得的局限性，本部分僅就1996年以來的三大區(qū)域間的農(nóng)民收入差距的特征進(jìn)行分析，并且1996—2000年三大區(qū)域人居純收入數(shù)據(jù)為各地人均純收入數(shù)據(jù)的簡單平均。該部分的所有數(shù)據(jù)均來源于2010年《江蘇統(tǒng)計年鑒》，并經(jīng)過加工整理得到。

③根據(jù)收入的來源渠道不同， 將農(nóng)民人均純收入分為細(xì)分為工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳長華，田紅連.江蘇農(nóng)民收入差距實(shí)證分析[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2002（8）：37—40

[2]陶應(yīng)虎.農(nóng)民收入?yún)^(qū)域差異成因探析——以江蘇省為例[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010（6）：51—54

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[4]李穎，王尤貴. 基于收入來源的我國省際間農(nóng)民收入差距變動分析[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006（6）：56—57

[5]孫慧鈞. 我國農(nóng)村區(qū)域間收入差距構(gòu)成的實(shí)證分析[J]. 統(tǒng)計研究，2007（11）：42—47

[6]葉彩霞，施國慶，陳紹軍. 地區(qū)差異對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)問題，2010（10）：104—107

（鄭宏，東北財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院。孫愛玲，煙臺職業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系）endprint

轉(zhuǎn)移性收入主要是政府在農(nóng)業(yè)、教育和社會醫(yī)療等領(lǐng)域?qū)r(nóng)民提供的財政性補(bǔ)貼，而政府用于三農(nóng)的財政支出的數(shù)據(jù)較難獲得，本文用人均地方財政一般預(yù)算支出指標(biāo)（X4）代替。

本節(jié)利用2009年江蘇省51個縣（市）和13個市（不含下轄縣市）上述四個指標(biāo)的截面數(shù)據(jù)作為分析基礎(chǔ)，某些指標(biāo)是通過相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到，為保持口徑的一致性，所有原始數(shù)據(jù)均來源于2010年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。

（三）實(shí)證結(jié)果

利用上述數(shù)據(jù)，對虛擬變量回歸模型進(jìn)行向前最小二乘估計，X4、D1X4、D2X2的系數(shù)不顯著被剔除，最終得到回歸方程為：

（2）

模型的調(diào)整可決系數(shù)為0.967，表明擬合效果較好；F統(tǒng)計量為250.9，其對應(yīng)的0.00，通過方程的顯著性檢驗(yàn)，模型設(shè)定正確；各系數(shù)所對應(yīng)的P值均小于0.05，表明各解釋變量的系數(shù)顯著不為零；D.W.統(tǒng)計量的值為2.1，在0.05的顯著性水平下，小于臨界值2.4，落入非自相關(guān)區(qū)域，表明隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在一階序列自相關(guān)；進(jìn)一步對模型進(jìn)行White異方差檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為0.93，其對應(yīng)的P值為0.58，在0.05的顯著性水平下，接受原假設(shè)，認(rèn)為模型中的隨機(jī)誤差不存在異方差。

模型中X1的系數(shù)為57.06，即蘇南地區(qū)私營企業(yè)及個體從業(yè)人員比重的系數(shù)；D1*X1和D2*X1的系數(shù)分別為-61.48和-63.3，均為負(fù)且近似相同。這表明蘇北和蘇中地區(qū)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率基本相同，但明顯低于蘇南地區(qū)。

X2的系數(shù)為416.78，即蘇南地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均生產(chǎn)總值的系數(shù)；D1*X2的系數(shù)為-395.94，D2*X2的系數(shù)不顯著被剔除，表明蘇中地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出效率的貢獻(xiàn)率低于蘇南地區(qū)，蘇北地區(qū)與蘇南地區(qū)相同。

X3的系數(shù)為0.042，即蘇南地區(qū)居民人均儲蓄的系數(shù)；而D1*X3和D2*X3的系數(shù)分別為0.07和0.17，蘇南地區(qū)居民人均儲蓄的貢獻(xiàn)率低于蘇中，蘇中低于蘇北。

X4和D1*X4的系數(shù)不顯著被剔除，而D2*X4的系數(shù)為-0.75。這與經(jīng)濟(jì)理論相違背，可以推測造成這一現(xiàn)象的主要原因是數(shù)據(jù)的選取可能存在問題，或者政府用于三農(nóng)的財政支出對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率相對較弱。

五、結(jié)論

第一，2009年江蘇省三大區(qū)域間農(nóng)民收入差距依然存在，并且蘇中、蘇南和蘇北三各地區(qū)農(nóng)民人均純收入呈遞減趨勢。

第二，1996—2009年期間，江蘇省三大區(qū)域間農(nóng)民收入絕對差距呈從保持平穩(wěn)到加速擴(kuò)大再到緩慢擴(kuò)大的變動趨勢，而相對差距總體保持平穩(wěn)，呈從縮小到擴(kuò)大再到保持平穩(wěn)的變動趨勢。從一定意義上講，其變化受到國家及省宏觀經(jīng)濟(jì)政策的很大影響。

第三，三大區(qū)域的農(nóng)民收入的結(jié)構(gòu)存在顯著性差異，蘇南和蘇中地區(qū)差異較小，工資性收入所占的比重最高，其次是家庭經(jīng)營收入；蘇北地區(qū)與其他兩個地區(qū)顯著不同，家庭經(jīng)營收入與工資性收入所占的比重大致相同。

第四，蘇北和蘇中地區(qū)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率基本相同，但貢獻(xiàn)率明顯低于蘇南地區(qū)；蘇北地區(qū)與蘇南地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出效率對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率相同，高于蘇中地區(qū)；蘇南地區(qū)居民人均儲蓄對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率低于蘇中，蘇中低于蘇北。

注釋：

①江蘇省政府依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將江蘇分為蘇南、蘇中和蘇北三大區(qū)域，蘇南為江南五市（南京、蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江），蘇中為江北沿江三市（揚(yáng)州、泰州、南通），蘇北為江北其余五市（徐州、連云港、鹽城、淮安、宿遷）。

②由于受到數(shù)據(jù)獲得的局限性，本部分僅就1996年以來的三大區(qū)域間的農(nóng)民收入差距的特征進(jìn)行分析，并且1996—2000年三大區(qū)域人居純收入數(shù)據(jù)為各地人均純收入數(shù)據(jù)的簡單平均。該部分的所有數(shù)據(jù)均來源于2010年《江蘇統(tǒng)計年鑒》，并經(jīng)過加工整理得到。

③根據(jù)收入的來源渠道不同， 將農(nóng)民人均純收入分為細(xì)分為工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳長華，田紅連.江蘇農(nóng)民收入差距實(shí)證分析[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2002（8）：37—40

[2]陶應(yīng)虎.農(nóng)民收入?yún)^(qū)域差異成因探析——以江蘇省為例[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010（6）：51—54

[3]姜近勇，羅小朋.改革以來農(nóng)民收入變化動因與結(jié)構(gòu)分析[J].管理世界，1988（5）：10—20

[4]李穎，王尤貴. 基于收入來源的我國省際間農(nóng)民收入差距變動分析[J]. 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006（6）：56—57

[5]孫慧鈞. 我國農(nóng)村區(qū)域間收入差距構(gòu)成的實(shí)證分析[J]. 統(tǒng)計研究，2007（11）：42—47

[6]葉彩霞，施國慶，陳紹軍. 地區(qū)差異對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)問題，2010（10）：104—107

（鄭宏，東北財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院。孫愛玲，煙臺職業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系）endprint

轉(zhuǎn)移性收入主要是政府在農(nóng)業(yè)、教育和社會醫(yī)療等領(lǐng)域?qū)r(nóng)民提供的財政性補(bǔ)貼，而政府用于三農(nóng)的財政支出的數(shù)據(jù)較難獲得，本文用人均地方財政一般預(yù)算支出指標(biāo)（X4）代替。

本節(jié)利用2009年江蘇省51個縣（市）和13個市（不含下轄縣市）上述四個指標(biāo)的截面數(shù)據(jù)作為分析基礎(chǔ)，某些指標(biāo)是通過相關(guān)數(shù)據(jù)計算得到，為保持口徑的一致性，所有原始數(shù)據(jù)均來源于2010年《江蘇統(tǒng)計年鑒》。

（三）實(shí)證結(jié)果

利用上述數(shù)據(jù)，對虛擬變量回歸模型進(jìn)行向前最小二乘估計，X4、D1X4、D2X2的系數(shù)不顯著被剔除，最終得到回歸方程為：

（2）

模型的調(diào)整可決系數(shù)為0.967，表明擬合效果較好；F統(tǒng)計量為250.9，其對應(yīng)的0.00，通過方程的顯著性檢驗(yàn)，模型設(shè)定正確；各系數(shù)所對應(yīng)的P值均小于0.05，表明各解釋變量的系數(shù)顯著不為零；D.W.統(tǒng)計量的值為2.1，在0.05的顯著性水平下，小于臨界值2.4，落入非自相關(guān)區(qū)域，表明隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在一階序列自相關(guān)；進(jìn)一步對模型進(jìn)行White異方差檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為0.93，其對應(yīng)的P值為0.58，在0.05的顯著性水平下，接受原假設(shè)，認(rèn)為模型中的隨機(jī)誤差不存在異方差。

模型中X1的系數(shù)為57.06，即蘇南地區(qū)私營企業(yè)及個體從業(yè)人員比重的系數(shù)；D1*X1和D2*X1的系數(shù)分別為-61.48和-63.3，均為負(fù)且近似相同。這表明蘇北和蘇中地區(qū)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率基本相同，但明顯低于蘇南地區(qū)。

X2的系數(shù)為416.78，即蘇南地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員人均生產(chǎn)總值的系數(shù)；D1*X2的系數(shù)為-395.94，D2*X2的系數(shù)不顯著被剔除，表明蘇中地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出效率的貢獻(xiàn)率低于蘇南地區(qū)，蘇北地區(qū)與蘇南地區(qū)相同。

X3的系數(shù)為0.042，即蘇南地區(qū)居民人均儲蓄的系數(shù)；而D1*X3和D2*X3的系數(shù)分別為0.07和0.17，蘇南地區(qū)居民人均儲蓄的貢獻(xiàn)率低于蘇中，蘇中低于蘇北。

X4和D1*X4的系數(shù)不顯著被剔除，而D2*X4的系數(shù)為-0.75。這與經(jīng)濟(jì)理論相違背，可以推測造成這一現(xiàn)象的主要原因是數(shù)據(jù)的選取可能存在問題，或者政府用于三農(nóng)的財政支出對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率相對較弱。

五、結(jié)論

第一，2009年江蘇省三大區(qū)域間農(nóng)民收入差距依然存在，并且蘇中、蘇南和蘇北三各地區(qū)農(nóng)民人均純收入呈遞減趨勢。

第二，1996—2009年期間，江蘇省三大區(qū)域間農(nóng)民收入絕對差距呈從保持平穩(wěn)到加速擴(kuò)大再到緩慢擴(kuò)大的變動趨勢，而相對差距總體保持平穩(wěn)，呈從縮小到擴(kuò)大再到保持平穩(wěn)的變動趨勢。從一定意義上講，其變化受到國家及省宏觀經(jīng)濟(jì)政策的很大影響。

第三，三大區(qū)域的農(nóng)民收入的結(jié)構(gòu)存在顯著性差異，蘇南和蘇中地區(qū)差異較小，工資性收入所占的比重最高，其次是家庭經(jīng)營收入；蘇北地區(qū)與其他兩個地區(qū)顯著不同，家庭經(jīng)營收入與工資性收入所占的比重大致相同。

第四，蘇北和蘇中地區(qū)的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率基本相同，但貢獻(xiàn)率明顯低于蘇南地區(qū)；蘇北地區(qū)與蘇南地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)勞動產(chǎn)出效率對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率相同，高于蘇中地區(qū)；蘇南地區(qū)居民人均儲蓄對農(nóng)民人均純收入的貢獻(xiàn)率低于蘇中，蘇中低于蘇北。

注釋：

①江蘇省政府依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，將江蘇分為蘇南、蘇中和蘇北三大區(qū)域，蘇南為江南五市（南京、蘇州、無錫、常州、鎮(zhèn)江），蘇中為江北沿江三市（揚(yáng)州、泰州、南通），蘇北為江北其余五市（徐州、連云港、鹽城、淮安、宿遷）。

②由于受到數(shù)據(jù)獲得的局限性，本部分僅就1996年以來的三大區(qū)域間的農(nóng)民收入差距的特征進(jìn)行分析，并且1996—2000年三大區(qū)域人居純收入數(shù)據(jù)為各地人均純收入數(shù)據(jù)的簡單平均。該部分的所有數(shù)據(jù)均來源于2010年《江蘇統(tǒng)計年鑒》，并經(jīng)過加工整理得到。

③根據(jù)收入的來源渠道不同， 將農(nóng)民人均純收入分為細(xì)分為工資性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。

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（鄭宏，東北財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院。孫愛玲，煙臺職業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系）endprint