連片特困區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶收入差距的微觀基礎(chǔ)*——以2011—2014年新疆南疆三地州為例

劉 林 李光浩 雷 明

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連片特困區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶收入差距的微觀基礎(chǔ)*——以2011—2014年新疆南疆三地州為例

劉 林1李光浩1雷 明2

（1．石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 新疆石河子 832003）（2．北京大學(xué)光華管理學(xué)院 北京 100871）

連片特困區(qū)是我國未來十年扶貧開發(fā)的主戰(zhàn)場，同時也是我國全面建成小康社會的最后一道藩籬。本文以新疆南疆三地州為例，利用2011-2014年國家統(tǒng)計局新疆調(diào)查總隊(duì)農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用面板分位數(shù)回歸模型和自助法，研究了人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對收入差距的影響。結(jié)果顯示：人力資本、物質(zhì)資本和社會資本都可以顯著提高少數(shù)民族農(nóng)戶的收入水平，并且近幾年少數(shù)民族收入差距狀況有所改善，但是人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對少數(shù)民族農(nóng)戶收入差距的影響不盡相同，其中，人力資本對中高收入者更有利，是拉大少數(shù)民族農(nóng)戶收入差距的主要因素；物質(zhì)資本對收入差距的影響較弱，不能明顯改變少數(shù)民族農(nóng)戶的收入差距狀況；社會資本更有助于低收入者增加收入，對縮小少數(shù)民族農(nóng)戶收入差距貢獻(xiàn)較大。

少數(shù)民族 收入差距 人力資本 物質(zhì)資本 社會資本

一、引 言

縮小收入差距是我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展過程中關(guān)注的熱點(diǎn)問題之一。改革開放30多年來，我國農(nóng)村居民的生活水平明顯提高，但是其收入差距呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。尤其是少數(shù)民族聚居省份，多分布于我國邊境地區(qū)，其收入差距問題事關(guān)邊境安全和社會穩(wěn)定，更應(yīng)引起高度重視。新疆南疆三地州地處我國西北邊境，是我國最主要的少數(shù)民族聚居地區(qū)之一，同時也是我國14個連片特困地區(qū)之一，對特殊類型貧困地區(qū)具有一定的代表性。研究新疆南疆三地州少數(shù)民族農(nóng)戶收入差距問題，不僅關(guān)系到新疆的社會穩(wěn)定和長治久安，而且事關(guān)我國全面建成小康社會目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。因此，研究少數(shù)民族地區(qū)的收入差距問題具有極強(qiáng)的戰(zhàn)略意義和學(xué)術(shù)價值。

國內(nèi)外文獻(xiàn)對農(nóng)戶收入差距微觀層面的研究，主要從以下幾個方面展開：

（1）農(nóng)戶人力資本存量和物質(zhì)資本存量的差異性。Morduch和Sicular（2002）利用來自中國農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)人力資本減少了農(nóng)戶收入差距。高夢濤和姚洋（2006）利用中國8個省份農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的調(diào)查數(shù)據(jù)，從物質(zhì)資本和人力資本兩個微觀層面的角度考察了農(nóng)戶收入差距的影響因素，研究發(fā)現(xiàn)人力資本是擴(kuò)大農(nóng)戶收入差距的主要影響因素，而物質(zhì)資本的影響并不顯著。高連水（2011）利用1987-2005年全國29個省份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，同樣研究了物質(zhì)資本和人力資本以及其他影響因素對地區(qū)居民收入差距的影響，研究表明物質(zhì)資本和人力資本都不同程度地擴(kuò)大了居民收入差距。

（2）社會資本對農(nóng)戶收入差距的影響。Y Inaba（2008）研究了日本國內(nèi)的社會資本和收入差距之間的關(guān)系，研究表明社會資本和收入差距之間呈現(xiàn)高度負(fù)相關(guān)關(guān)系，也就是說社會資本可以起到縮小收入差距的作用。趙劍治和陸銘（2010）利用2003年全國22個省的927戶家庭調(diào)查樣本，具體測算了“關(guān)系”對農(nóng)村收入差距的實(shí)際貢獻(xiàn)度，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“關(guān)系”這種社會網(wǎng)絡(luò)資本擴(kuò)大了收入差距，并且實(shí)際貢獻(xiàn)率達(dá)到12.1%-13.4%。Zhang et al.（2012）認(rèn)為具有社會資本優(yōu)勢的農(nóng)戶，經(jīng)濟(jì)收入顯著高于普通農(nóng)戶，也就是說社會資本實(shí)際上是拉大了農(nóng)戶之間的收入差距。

（3）其他因素對農(nóng)戶收入差距的影響。李大勝和李琴（2007）利用1985-2003年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，探討了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步和農(nóng)戶收入差距間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步加劇了農(nóng)戶間的收入差距。周密和張廣勝（2010）利用CHNS數(shù)據(jù)庫，考察了村級遷移率和農(nóng)戶間收入差距的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)村級遷移率拉大了收入差距，并未起到縮小收入差距的作用。

前人對收入差距的研究為本文打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。本文從以下幾個方面進(jìn)行了探索：一是，已有研究多從微觀基礎(chǔ)的社會資本、物質(zhì)資本或人力資本的一個或兩個方面探討對農(nóng)戶收入差距的影響，而將三種資本相結(jié)合共同考察的文獻(xiàn)并不多見；二是，已有文獻(xiàn)就三種資本對收入差距的影響觀點(diǎn)并不統(tǒng)一，本文進(jìn)一步豐富了現(xiàn)有研究結(jié)論；三是，少數(shù)民族收入差距問題直接關(guān)系到少數(shù)民族群體的利益，對民族團(tuán)結(jié)和國家統(tǒng)一產(chǎn)生重要影響，本文將研究對象瞄準(zhǔn)為少數(shù)民族農(nóng)戶，是為了通過研究一個區(qū)域的民族收入差距問題達(dá)到以管窺豹的目的，為決策者在制定民族地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)政策時提供有益參考。

二、數(shù)據(jù)描述與統(tǒng)計分析

（一）數(shù)據(jù)描述

本文數(shù)據(jù)源自國家統(tǒng)計局新疆調(diào)查總隊(duì)的農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)（Rural Household Survey），時間跨度為2011-2014年，樣本分布于新疆南疆三地州，且全部為少數(shù)民族農(nóng)戶。由于樣本抽取和樣本動態(tài)調(diào)整的關(guān)系，實(shí)際上形成了兩組連續(xù)兩年的面板追蹤數(shù)據(jù)。其中，2011-2012年為一組，通過剔除殘缺值、離群值等異常值情況，最終獲得有效樣本1174戶，兩年合計2259戶；2013-2014年為另一組，經(jīng)過相同處理后，得到有效樣本1370戶，兩年合計2668戶。有效樣本總量共計4927戶，符合大樣本要求。

（二）數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析

統(tǒng)計并測算2011-2014年調(diào)查戶的收入情況后，得到以下三個結(jié)論：一是，少數(shù)民族農(nóng)戶不管是收入均值還是不同分位點(diǎn)的收入水平都有了顯著的提高，說明該區(qū)域少數(shù)民族農(nóng)戶的收入整體上揚(yáng)。以收入中位數(shù)為例，2011年收入中位數(shù)水平為2832元，到2014年已經(jīng)竄升到了4760元。二是，不同分位點(diǎn)收入比值反映出收入分配趨于合理，高收入者對低收入者的收入優(yōu)勢在縮小，也就意味著低收入者的收入增速要快于高收入者。比如，最高收入者與最低收入者間的收入比（p90/p10）已由2011年的5.74倍下降為2014年的4.97倍。三是，貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度都有所降低，區(qū)域內(nèi)貧困狀況得到改善。其中，貧困廣度由34.1%降為7.7%，降幅明顯，這對新疆連片特困區(qū)少數(shù)民族農(nóng)戶早日擺脫收入貧困是利好消息。四是，所有收入差距指數(shù)的測算結(jié)果均顯示收入差距在縮小，Gini系數(shù)由0.378下降為0.338、泰勒指數(shù)由0.25下降為0.193等。具體統(tǒng)計測算結(jié)果見表1。

表1 2011-2014年少數(shù)民族收入與收入差距

續(xù)表1

2011年2012年2013年2014年 Mehran指數(shù)0.502 0.482 0.478 0.458 Piesch指數(shù)0.315 0.303 0.297 0.278 Kakwani指數(shù)0.125 0.115 0.113 0.101 Theil指數(shù)（GE（1））0.250 0.222 0.222 0.193 平均對數(shù)離差（GE（0））0.253 0.226 0.223 0.201 Entropy指數(shù)（GE（-1））0.388 0.621 0.370 0.314 Half（Coeff.Var. squared）（GE（a）, a = 2）0.342 0.275 0.289 0.237 Atkinson指數(shù)（eps = 1）0.224 0.202 0.200 0.182

三、理論框架與估計方法

（一）理論框架

人力資本是個體自我發(fā)展能力提升所依賴的重要因素之一，人力資本差異化必然導(dǎo)致個體收入差異化。在信息不對稱和資源配置尚未達(dá)到帕累托最優(yōu)狀態(tài)的前提下，人力資本主要通過教育和培訓(xùn)提升個體的勞動力質(zhì)量水平，最終影響收入差距。物質(zhì)資本可由所有者將其投入到經(jīng)濟(jì)活動中，從而產(chǎn)生收入。物質(zhì)資本的多寡會影響個體收入水平，進(jìn)而對收入差距產(chǎn)生影響。擁有社會資本優(yōu)勢，可以在社會資源有限的條件下提高個體獲得更多發(fā)展機(jī)會的可能性，從而對收入和收入差距產(chǎn)生影響。

本文構(gòu)建了一個簡約形式的農(nóng)戶分位收入函數(shù)來研究物質(zhì)資本、人力資本和社會資本對不同收入組農(nóng)戶收入影響的差異化，目的在于分析三個資本對農(nóng)戶收入差距的作用。具體以農(nóng)戶家庭人均純收入的對數(shù)作為被解釋變量，以物質(zhì)資本、人力資本和社會資本作為核心解釋變量，加上其他控制變量，以此考察影響農(nóng)戶收入差距的主要因素。Koenke（2004）、Bache et al.（2011）對面板分位數(shù)回歸的研究是本文接下來所使用的分位數(shù)回歸技術(shù)的來源。①

（二）變量描述

2．核心解釋變量：

基于以上理論研究分析，為了檢驗(yàn)物質(zhì)資本、人力資本和社會資本對農(nóng)戶收入差距的影響，本文構(gòu)建如下計量經(jīng)濟(jì)模型：

所有變量的描述統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表2

Panel A（2011-2012年）Panel B（2013-2014年） 變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值 Leader0.06 0.246 010000 Gover0.005 0.073 010000 Teacher0.009 0.094 010000 Plant0.016 0.107 010.0420.20101 Infirm0.005 0.070 010.0030.05801 Home4.630 1.559 1134.2771.540114 Man0.519 0.168010.5100.18101

注：在2013-2014年樣本戶調(diào)查數(shù)據(jù)中Leader、Gover、Teacher三個變量均為零，即樣本中不含鄉(xiāng)村干部、行政事業(yè)單位人員和教師，因此，在下文Panel B的實(shí)證部分予以剔除。

四、實(shí)證分析結(jié)果

本部分運(yùn)用2011-2014年新疆南疆三地州的面板數(shù)據(jù)，將研究重點(diǎn)放在影響收入差距的因素上，強(qiáng)調(diào)對參數(shù)的估計和趨勢的分析，并非簡單測算收入差距的實(shí)際水平。本文主要是通過非參數(shù)技術(shù)估計少數(shù)民族農(nóng)戶收入函數(shù)，分別考察物質(zhì)資本、人力資本和社會資本對農(nóng)戶收入差距的影響程度。

（一）基準(zhǔn)回歸分析

由于本文使用的數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)，許多學(xué)者探索了此類面板數(shù)據(jù)的估計方法。眾多文獻(xiàn)證實(shí)OLS估計方法得到的參數(shù)結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)誤是有偏的。Jennric和 Sampson（1976）指出極大似然估計法（MLE）對非平衡面板數(shù)據(jù)估計的回歸系數(shù)結(jié)果同樣是有偏的，而且對標(biāo)準(zhǔn)誤差的估計結(jié)果更大。在前人研究的基礎(chǔ)上，Minami和Shimizu（1998）提出的受約束的極大似然估計方法（REML）恰好彌補(bǔ)了這個缺點(diǎn)。為保證實(shí)證模型參數(shù)估計值的有效性和可靠性，本文同時采用普通最小二乘法（OLS）、極大似然估計（MLE）和受約束的極大似然估計（REML）對模型的參數(shù)估計結(jié)果進(jìn)行對比分析。

從回歸估計結(jié)果（表3）可以看出，OLS與其他方法的估計結(jié)果存在差異，但差異并不十分明顯。極大似然估計（MLE）和受約束的極大似然估計（REML）的回歸結(jié)果也有一定的差異，但是這種區(qū)別同樣并不是很大。這都說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。

回歸結(jié)果表明，大部分核心解釋變量均呈現(xiàn)高度顯著性。物質(zhì)資本、人力資本和社會資本對提高農(nóng)戶收入均具有正面影響。以受約束的極大似然估計（REML）的回歸結(jié)果為例，少數(shù)民族農(nóng)戶家庭中勞動力受初中以上教育的比例越高，或者參加專業(yè)性合作經(jīng)濟(jì)組織，對農(nóng)戶家庭收入具有較強(qiáng)的正效應(yīng)，這也凸顯了人力資本和社會資本對提高少數(shù)民族農(nóng)戶收入的作用，而物質(zhì)資本同樣可以增加農(nóng)戶收入，但是相比較而言效果較弱。

表3 基準(zhǔn)回歸分析

注：1．*** 表示在1%水平上顯著、** 表示5%水平上顯著、* 表示在10%水平上顯著，下同；2．括號內(nèi)為Z值；3.MLE_B表示系數(shù)推斷中應(yīng)用了bootstrap技術(shù)，迭代次數(shù)為1000次。

（二）面板分位數(shù)回歸

FE面板分位數(shù)模型（the penalized fixed-effects estimation method）是一種面板固定效應(yīng)處理方法，該方法可通過Lasso算法加入懲罰項(xiàng)和使用自助法增加模型回歸的可靠性（Koenker,2004）?；貧w結(jié)果顯示（表4），核心變量在統(tǒng)計上呈現(xiàn)較好的顯著性，總體上反映出人力資本變量對中高收入群體作用更大，加劇了農(nóng)戶間的收入差距；物質(zhì)資本變量作用相對較弱，并不是拉大農(nóng)戶收入差距的主要因素；社會資本變量更有助于低收入者增加收入，對縮小農(nóng)戶間收入差距貢獻(xiàn)顯著。具體來看，教育、技術(shù)培訓(xùn)、參加專業(yè)化的經(jīng)濟(jì)組織和獲得一份穩(wěn)定的工作（教師、鄉(xiāng)村干部、行政事業(yè)單位人員）對不同分位數(shù)收入水平的農(nóng)戶均具有較強(qiáng)的增收作用。但是，受教育水平越高、參與技術(shù)培訓(xùn)越多對中高收入者更為有利，亦成為拉大收入差距的主要因素，而參與專業(yè)化的經(jīng)濟(jì)合作組織和能夠獲得一份穩(wěn)定的工作則對低收入者更有幫助，對低收入者的增收作用明顯強(qiáng)于中高收入者，成為縮小少數(shù)民族收入差距的主要因素。

表4 FE面板分位數(shù)模型回歸結(jié)果

注：1．加入懲罰項(xiàng)，lamda=0.5；2．采用bootstrap技術(shù)，迭代次數(shù)1000次，“（）”內(nèi)數(shù)字為自助法標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。

與FE模型相比，CRE面板分位數(shù)模型（the correlated-random-effects method）綜合了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的優(yōu)點(diǎn)，在即保證回歸結(jié)果穩(wěn)健的前提下，還可對內(nèi)生性和遺漏變量問題進(jìn)行修正，對異質(zhì)性和自相關(guān)問題也具有較強(qiáng)的耐抗性（Abrevaya和Dahl，2008）?；貧w中對模型有可能存在的內(nèi)生性問題，參考王德文等（2008）、李濤和陳斌開（2014）等學(xué)者的研究，將教育、技術(shù)培訓(xùn)和資產(chǎn)三個變量設(shè)定為內(nèi)生變量?；貧w結(jié)果顯示（表5），變量的顯著性水平和系數(shù)估計值發(fā)生了變化，但是基本結(jié)論與FE模型一致，即人力資本是拉大農(nóng)戶收入差距的原因，物質(zhì)資本作用微弱，社會資本則可以改善農(nóng)戶間的收入差距。兩個模型的研究結(jié)論基本一致，也再次驗(yàn)證了回歸結(jié)果的有效性和穩(wěn)健性。同時，這也與高夢滔和姚洋（2006）、Y Inaba（2008）的相關(guān)研究結(jié)論相符。

表5 CRE面板分位數(shù)模型回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證實(shí)證研究結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性，我們參考程名望等（2014）的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的方法：通過改變被解釋變量，考察評價方法和指標(biāo)是否仍然對評價結(jié)果保持一個比較一致和穩(wěn)定的解釋?；诖耍瑢⒈唤忉屪兞刻鎿Q為農(nóng)戶家庭總收入的對數(shù)，并進(jìn)一步利用全分位數(shù)回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）基于農(nóng)戶家庭總收入的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

將被解釋變量由農(nóng)戶家庭人均純收入的對數(shù)替換為農(nóng)戶家庭總收入的對數(shù)后，與表3的面板回歸結(jié)果比較，解釋變量的回歸結(jié)果和顯著性基本保持不變。由此可知，前文的面板回歸結(jié)果是穩(wěn)健的（見表6）。

表6 基于農(nóng)戶家庭總收入的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：1．*** 表示在1%水平上顯著、** 表示5%水平上顯著、* 表示在10%水平上顯著；2．括號內(nèi)為Z值；3．MLE_B表示系數(shù)推斷中應(yīng)用了bootstrap技術(shù)，迭代次數(shù)為1000次。

（二）全分位數(shù)回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了更直觀地體現(xiàn)各解釋變量對農(nóng)戶人均純收入的影響趨勢，本文還進(jìn)行了全分位點(diǎn)穩(wěn)健性檢驗(yàn)①，目的在于呈現(xiàn)各解釋變量對農(nóng)戶家庭人均純收入的邊際貢獻(xiàn)率和變化趨勢。圖1中橫軸表示家庭人均純收入的全部分位點(diǎn)，縱軸表示解釋變量的邊際貢獻(xiàn)率。兩條虛線之間的部分是回歸結(jié)果的置信區(qū)間（置信度為5%），實(shí)線表示回歸系數(shù)，陰影部分表示置信帶。核心解釋變量在全部分位點(diǎn)上呈現(xiàn)出較大的起伏和波動，也就意味著人力資本、物質(zhì)資本和社會資本確實(shí)對不同收入水平人群具有差異化的影響，且與前文結(jié)論基本一致，進(jìn)一步說明了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

圖1 全分位數(shù)回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、進(jìn)一步討論

前文研究了新疆南疆三地州少數(shù)民族農(nóng)戶收入的微觀影響因素，主要是針對人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對少數(shù)民族收入影響的差異化展開的。那么，結(jié)合本文的結(jié)論，不同少數(shù)民族地區(qū)之間是否存在差異？少數(shù)民族與非少數(shù)民族地區(qū)又有何不同？這是該部分想進(jìn)一步探討的問題。

（一）少數(shù)民族地區(qū)之間

我國少數(shù)民族地區(qū)主要包括新疆、內(nèi)蒙古、青海、寧夏、西藏、云南、廣西等地，這些地區(qū)具有很強(qiáng)的共性。比如，民族構(gòu)成呈現(xiàn)多元化，宗教文化與少數(shù)民族文化交融，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平相對落后等，民族性、宗教性、邊境性、貧困性、神秘性、封閉性是極易賦予給它們的標(biāo)簽。因此，對于這些地區(qū)和生活在這些地區(qū)的人而言，人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對收入和收入差距的影響應(yīng)該近似，而且相比于物質(zhì)資本，人力資本和社會資本更為重要，教育、技能培訓(xùn)和就業(yè)等都是應(yīng)該著重考慮的問題，這其中又尤以解決少數(shù)民族人口思想意識封閉、增強(qiáng)中華文化認(rèn)同感和發(fā)掘少數(shù)民族人口社會歸屬感最為關(guān)鍵。

（二）少數(shù)民族與非少數(shù)民族地區(qū)之間

少數(shù)民族與非少數(shù)民族地區(qū)在人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對收入影響上可能存在差異。這種差異的原因，筆者認(rèn)為主要源于發(fā)展水平的不同。由于少數(shù)民族地區(qū)多分布于邊境、山區(qū)和荒漠，這些地方自然環(huán)境惡劣，資源匱乏，交通不便，導(dǎo)致少數(shù)民族地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)生水平上往往落后于非少數(shù)民族地區(qū)。發(fā)展水平不同，也使得少數(shù)民族地區(qū)在人力資本、物質(zhì)資本和社會資本的積累上要落后于非少數(shù)民族地區(qū)。總體上，人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對非少數(shù)民族地區(qū)的作用更大一些，在其作用下會進(jìn)一步拉大少數(shù)民族地區(qū)和非少數(shù)民族地區(qū)的收入差距和發(fā)展差距。但是，這也反過來說明，少數(shù)民族地區(qū)應(yīng)加快人力資本、物質(zhì)資本和社會資本的積累，只有這樣才能更好的提高少數(shù)民族地區(qū)人口的收入水平，縮小少數(shù)民族地區(qū)和非少數(shù)民族地區(qū)之間的收入差距和發(fā)展差距。

七、結(jié) 論

本文通過構(gòu)建簡約形式的農(nóng)戶分位收入函數(shù)，基于2011-2014年國家統(tǒng)計局新疆調(diào)查總隊(duì)農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用面板分位數(shù)回歸模型和自助法分析了人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對收入差距的影響，研究發(fā)現(xiàn)：

（1）少數(shù)民族農(nóng)戶收入在不同收入分位點(diǎn)上均出現(xiàn)了持續(xù)性上漲，收入總體上升趨勢明顯。收入分配趨于合理，高收入者對低收入者的收入優(yōu)勢在縮小，低收入者收入增速快于高收入者。貧困狀況得到改善，貧困廣度、貧困深度和貧困強(qiáng)度均下降，少數(shù)民族收入差距在縮??；

（2）物質(zhì)資本、人力資本和社會資本對農(nóng)戶收入均呈現(xiàn)顯著正相關(guān)性。社會資本對提高農(nóng)戶收入水平的影響力最大，其次為人力資本，物質(zhì)資本最弱。具體來看，少數(shù)民族農(nóng)戶家庭中勞動力受初中以上教育的比例越高，或者參加專業(yè)性合作經(jīng)濟(jì)組織，對農(nóng)戶家庭收入具有較強(qiáng)的正效應(yīng)，這也凸顯了人力資本和社會資本對提高農(nóng)戶收入的作用，而物質(zhì)資本變量同樣可以增加農(nóng)戶收入，但是相比較而言效果較弱；

（3）人力資本變量對中高收入人群作用更大，是拉大收入差距的主要原因；物質(zhì)資本對收入差距貢獻(xiàn)較弱，并不能明顯改變收入差距狀況。社會資本宜貧作用明顯，可以有效減小少數(shù)民族農(nóng)戶收入差距。也進(jìn)一步說明，教育、技術(shù)培訓(xùn)和就業(yè)對低收入少數(shù)民族更為重要?？梢酝ㄟ^提高低收入少數(shù)民族家庭中勞動力受教育的比例、提供給低收入者更多參與技術(shù)培訓(xùn)的機(jī)會和讓低收入者找到一份穩(wěn)定工作的方式，達(dá)到縮小低收入者與中高收入者間收入差距的目的；

（4）人力資本、物質(zhì)資本和社會資本對不同少數(shù)民族地區(qū)的影響可能存在較強(qiáng)的一致性。但是，其資本劣勢卻拉大了與非少數(shù)民族地區(qū)的收入差距和發(fā)展差距。這就要求少數(shù)民族地區(qū)應(yīng)加快對人力資本、物質(zhì)資本和社會資本的積累，加速提高少數(shù)民族收入水平和地區(qū)發(fā)展水平，從而縮小少數(shù)民族和非少數(shù)民族地區(qū)間的收入差距和發(fā)展差距。

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①本文使用的軟件是Stata13和R軟件，在系數(shù)推斷中還采用了bootstrap技術(shù)，又稱自助法，該方法是通過對樣本有放回地重復(fù)抽樣來獲得置信區(qū)間，從而得到更加漸進(jìn)有效的系數(shù)估計量。Cameron和Trivedi（2010）建議，針對5%的顯著性水平，如果使用自助法計算標(biāo)準(zhǔn)誤差，迭代次數(shù)不少于400次；如果進(jìn)行區(qū)間估計或假設(shè)檢驗(yàn)，迭代次數(shù)不低于999次。本文基于研究需要選擇的迭代次數(shù)為1000次。對于本文所使用的分位數(shù)回歸技術(shù)需要做以下三點(diǎn)說明：一是本文之所以要使用兩種統(tǒng)計軟件，原因在于Stata計量軟件雖然能滿足本文幾乎所有的研究需要，但是目前該軟件對于面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸仍然不能很好的實(shí)現(xiàn)，所以進(jìn)一步借助R軟件完成面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸部分；二是分位數(shù)回歸對于異常值和異方差等情況具有較強(qiáng)的耐抗性；三是廣義分位數(shù)回歸實(shí)現(xiàn)了可變參數(shù)的處理，對于本文分析不同要素對收入差距的影響是恰當(dāng)?shù)倪x擇。

①分位數(shù)回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)使用的是stata軟件。

* 本文為國家社科基金項(xiàng)目《新疆連片特困地區(qū)少數(shù)民族貧困農(nóng)戶自我發(fā)展能力提升研究》（項(xiàng)目編號：13XMZ076）和教育部人文社科基金項(xiàng)目《邊境民族特殊類型貧困地區(qū)扶貧開發(fā)機(jī)制研究—以新疆邊境貧困地區(qū)為例》（12XJJC790002）的階段性成果。作者感謝石河子大學(xué)青年教師與對口支援高校名師“結(jié)對子”項(xiàng)目以及石河子大學(xué)兵團(tuán)屯墾經(jīng)濟(jì)研究中心提供的支持，同時感謝匿名審稿專家對本文提出的寶貴意見。