農(nóng)村內(nèi)部收入差距及其影響因素探究

婧婧

[摘要]隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國(guó)民收入的增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)之間、區(qū)域之間、農(nóng)村內(nèi)部之間的收入差距卻變得越來(lái)越大，將危害到國(guó)家經(jīng)濟(jì)社會(huì)的和諧發(fā)展。首先，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析并計(jì)算其基尼系數(shù)與泰爾指數(shù)，以探究其不平等程度。其次，運(yùn)用農(nóng)戶(hù)收入決定方程對(duì)江蘇省農(nóng)戶(hù)的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合，探究收入的主要決定因素。最后，再運(yùn)用夏普里值的方法分解回歸方程，找出各影響因素對(duì)農(nóng)村居民貧富差距的貢獻(xiàn)程度。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭總的工資性勞動(dòng)時(shí)間是影響農(nóng)村家庭收入增長(zhǎng)及差異的最重要的因素，而平均受教育年限與健康水平順位在次?；谏鲜鲅芯浚ㄗh增加農(nóng)民工資性收入機(jī)會(huì)，加大對(duì)農(nóng)村教育與農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系建設(shè)的投入、提高勞動(dòng)力綜合素質(zhì)，以持續(xù)增加農(nóng)村居民的收入并縮小農(nóng)村內(nèi)部的貧富差距。

[關(guān)鍵詞]收入差距;收入決定方程;夏普里分解

[中圖分類(lèi)號(hào)]F323 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

1 研究背景

隨著中國(guó)改革開(kāi)放的深化，新農(nóng)村建設(shè)的火熱開(kāi)展，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，農(nóng)村居民收入顯著提高。同時(shí)，各省之間、東中西部三個(gè)區(qū)域之間的收入差距越拉越大;農(nóng)村居民的收入水平與城鎮(zhèn)居民的收入水平，與全國(guó)平均收入水平差距也在擴(kuò)大，嚴(yán)重影響了社會(huì)的和諧與穩(wěn)定。

華中師范大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院2012年發(fā)布的《中國(guó)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)狀況報(bào)告》報(bào)告認(rèn)為務(wù)工與務(wù)農(nóng)差距是導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)貧富差距擴(kuò)大的重要原因，并且可能導(dǎo)致許多農(nóng)民放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。報(bào)告還顯示中國(guó)農(nóng)村居民的基尼系數(shù)為0.3949，而國(guó)際警戒線為0.40中國(guó)社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所與社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社聯(lián)合主辦的《農(nóng)村綠皮書(shū)：中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)形勢(shì)分析與預(yù)測(cè)（2016～2017）》于2017年4月發(fā)布。綠皮書(shū)預(yù)測(cè)，中國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入差距在減小，但是農(nóng)民之間的收入差距明顯在擴(kuò)大?？梢?jiàn)，中國(guó)農(nóng)村居民收入差距過(guò)大、擴(kuò)大的問(wèn)題應(yīng)該引起我們的重視。

中國(guó)一直以來(lái)都是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)村人口十分龐大。促進(jìn)農(nóng)村居民收入不斷增長(zhǎng)，縮小農(nóng)村居民收入差距不但是中國(guó)長(zhǎng)久考量的民生大計(jì)，也是中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)安穩(wěn)發(fā)展的重要保障。因此，本文的研究具有現(xiàn)實(shí)意義和理論意義。

但是，以往研究關(guān)注的重點(diǎn)往往都是城鄉(xiāng)之間的收入差距的拉大，而忽視了農(nóng)村內(nèi)部收入差距的擴(kuò)大。由于中國(guó)各省份的地域差距對(duì)收入差距的影響很大，加上農(nóng)村居民收入不平等的區(qū)域分布與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)（經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，收人不平等的狀況也就越嚴(yán)重）。因此，在現(xiàn)有的研究體系中缺少對(duì)一個(gè)小范圍的農(nóng)村內(nèi)部收入差距情況的分析。

所以，本文選取江蘇省這么一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的小區(qū)域的樣本點(diǎn)，以農(nóng)村居民收入差距及其影響因素問(wèn)題為研究對(duì)象，進(jìn)行了較為系統(tǒng)的初步研究，希望能了解江蘇農(nóng)村的發(fā)展情況，對(duì)江蘇省以及中國(guó)其他各地農(nóng)村的發(fā)展能有些許借鑒意義，并為縮小農(nóng)村居民收入差距以及農(nóng)民增收等做一點(diǎn)貢獻(xiàn)。

2.1 數(shù)據(jù)和研究方法

數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)研究所在2014年的中國(guó)家庭收入項(xiàng)目（Chinese Household Income Project，CHIP數(shù)據(jù)）中所搜集的農(nóng)村人戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)。其優(yōu)點(diǎn)主要在于提供了一個(gè)比國(guó)家統(tǒng)計(jì)局（NBS）數(shù)據(jù)更全面、更精確的家庭收入評(píng)估。本文選用其中江蘇省農(nóng)村居民的數(shù)據(jù)來(lái)考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村貧富差距的影響。該調(diào)查對(duì)農(nóng)村住戶(hù)的定義是指戶(hù)主有農(nóng)業(yè)戶(hù)口（包含改成居民戶(hù)口時(shí)的戶(hù)口性質(zhì)是農(nóng)業(yè)戶(hù)口）而且戶(hù)口所在地是現(xiàn)住的鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）內(nèi)。

2.2 研究方法

2.2.1 收入差距的衡量。經(jīng)過(guò)比較，本文選用的不平等指標(biāo)為Gini系數(shù)和Theil指數(shù)。眾所周知，基尼系數(shù)是用以綜合考察居民內(nèi)部收入分配差異狀況的一個(gè)國(guó)際通用的重要指標(biāo)。而泰爾指數(shù)是基尼系數(shù)的良好互補(bǔ)，前者對(duì)上層收入水平的變化敏感，而后者可以靈敏地反應(yīng)中等收入水平的變化。

本文還將江蘇地區(qū)農(nóng)村居民按不同的家庭生產(chǎn)類(lèi)型分類(lèi)進(jìn)行對(duì)家庭收入水平與貧富差距的衡量;按五等分收入層進(jìn)行分類(lèi)并計(jì)算其收入不良指數(shù)。從家庭生產(chǎn)類(lèi)型以及不同收入水平家庭上分析收入差距。

2.2.2 收入影響因素探析。在收入差距的形成過(guò)程中，某個(gè)因素與收入差距的相關(guān)系數(shù)越大，則其對(duì)收入差距的影響越大;再者，某個(gè)因素自身的分布越不平均，其對(duì)于收入差距的貢獻(xiàn)也越大。

因而，本文選擇的分析方法就是基于收入決定函數(shù)的夏普里值過(guò)程的回歸分解。本文首先采用半對(duì)數(shù)線性模型擬合收入決定函數(shù)，然后使用最小二乘估計(jì)法（OLS）估計(jì)系數(shù)，最后使用夏普里值分解法對(duì)回歸的收入決定方程進(jìn)行的夏普里值的收入差距貢獻(xiàn)分解。

3 江蘇農(nóng)戶(hù)收入差距衡量分析

3.1 江蘇農(nóng)村居民收入差距的衡量

本文選取了中國(guó)家庭收入分配調(diào)查（CHIP）2014年調(diào)查中的江蘇省農(nóng)村居民2011、2012、 2013三年的家庭可支配收入。樣本容量為共807戶(hù)江蘇農(nóng)村居民家庭。并對(duì)其進(jìn)行了基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)的計(jì)算。

從表1中可以直觀地看出，農(nóng)村居民收入每年都在穩(wěn)步增長(zhǎng)。從農(nóng)村居民收入水平的絕對(duì)值來(lái)看，江蘇省農(nóng)村居民人均純收入從2011年的58892元增長(zhǎng)到2013年的72347元，三年內(nèi)增長(zhǎng)了13455元。

根據(jù)國(guó)際通用標(biāo)準(zhǔn)，基尼系數(shù)0.4是居民收入分配差距的“警戒線”，而在0.5之上時(shí)則表示收入差距懸殊?；嵯禂?shù)若處在0.3到0.4之間則是基本合理的。而江蘇省農(nóng)村居民收人的基尼系數(shù)已經(jīng)超過(guò)警戒線0.4，2011年時(shí)農(nóng)村居民的基尼系數(shù)甚至已經(jīng)達(dá)到了0.43，這說(shuō)明江蘇農(nóng)村居民收入差距已經(jīng)處于不合理的范圍之中。但令人寬慰的是，江蘇省農(nóng)村居民基尼系數(shù)在這三年內(nèi)正處于一個(gè)穩(wěn)步地下降中。然而即使趨勢(shì)是下降的，2013年的基尼系數(shù)任然在警戒線0.4之上，江蘇省農(nóng)村居民的收入差距應(yīng)該受到更多的關(guān)注。

泰爾指數(shù)的情況與上文基尼系數(shù)的情況相似，江蘇農(nóng)村居民家庭之間的收入差距正穩(wěn)步下降。另外，在2012年的時(shí)候，我們可以看到泰爾指數(shù)有一個(gè)顯著的下降。

3.2 江蘇農(nóng)村家庭收入差距的分解分析

3.2.1 按家庭類(lèi)型分解。隨著改革開(kāi)放以來(lái)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，城鎮(zhèn)化的進(jìn)程加快，農(nóng)村居民的收入來(lái)源也變得豐富起來(lái)，不再單單是靠種地的收入。因此，要想更進(jìn)一步地了解中國(guó)農(nóng)村居民的貧富差距情況，我們可以從農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)類(lèi)型出發(fā)，來(lái)分解農(nóng)村居民的收入。從家庭生產(chǎn)類(lèi)型的角度來(lái)探究收入差距的成因，進(jìn)而提出有效的對(duì)策和措施。

我們將江蘇省農(nóng)村居民家庭分為三類(lèi)。第一類(lèi)是家庭成員均單純進(jìn)行農(nóng)林牧漁業(yè)的純農(nóng)戶(hù)家庭;第二類(lèi)是家庭成員中既有從事農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的又有賺取工資性收入的兼業(yè)農(nóng)戶(hù);第三類(lèi)是家庭成員中沒(méi)有人從事農(nóng)林牧漁生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的非農(nóng)戶(hù)。分別比較不同類(lèi)型農(nóng)戶(hù)之中的貧富差距情況。

我們的樣本來(lái)自2013年CHIP調(diào)查中807戶(hù)江蘇農(nóng)村居民家庭，并按其家庭生產(chǎn)類(lèi)型對(duì)樣本進(jìn)行分類(lèi)，計(jì)算各類(lèi)家庭的評(píng)價(jià)可支配收入、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)。計(jì)算結(jié)果如表2所示。

從表2中可以看出，在這807戶(hù)農(nóng)村居民中，有332戶(hù)（41%），即將近一半的家庭，不再參與農(nóng)林牧漁生產(chǎn)，而這類(lèi)家庭的平均可支配收入為91993元，是最高的。另外還有59%的家庭仍然從事著農(nóng)林牧漁業(yè)的生產(chǎn)。在這近六成的家庭中，又可以分為純農(nóng)戶(hù)與兼業(yè)農(nóng)戶(hù)。兼業(yè)農(nóng)戶(hù)家庭平均可支配收入為72243元，略低于非農(nóng)戶(hù)家庭，卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于純農(nóng)戶(hù)家庭。純農(nóng)戶(hù)家庭的平均可支配收入只有37577元，比兼業(yè)家庭的平均可支配收入少了近一半。

而在這三類(lèi)家庭中，純農(nóng)戶(hù)與非農(nóng)戶(hù)的基尼系數(shù)與泰爾指數(shù)都比較高，說(shuō)明純農(nóng)戶(hù)家庭之間、非農(nóng)戶(hù)家庭之間，收入差距都比較大。而兼業(yè)農(nóng)戶(hù)家庭之間的收入差距相對(duì)較小一點(diǎn)。

3.2.2 按五等分收入分解。收入五分法就是將所要分析的人口總體按收入的高低五等份分組。其中高收入層為收入最高的占總?cè)丝诘?0%的人口，低收入層則為收入最低的占總?cè)丝诘?0%的人口，其余則依此類(lèi)推。由五等分收入法計(jì)算最高收入層的收入相對(duì)于最低收入層收入的倍數(shù)稱(chēng)為收入不良指數(shù)。

五等分分組江蘇農(nóng)村居民收入分布如表3所示。

從表3中可以看出，2011年，低收入組農(nóng)村家庭平均每戶(hù)可支配收入為12226元，高收入組農(nóng)村家庭平均每戶(hù)可支配收入為141363元，收入不良指數(shù)為11.56。2012年，低收入組農(nóng)村家庭平均每戶(hù)可支配收入為14183元，高收入組農(nóng)村家庭平均每戶(hù)可支配收入為146508元，收入不良指數(shù)為10.33。2013年，低收入組農(nóng)村家庭平均每戶(hù)可支配收入為16914元，高收入組農(nóng)村家庭平均每戶(hù)可支配收入為166436元，收入不良指數(shù)為9.84。由此可見(jiàn)，雖然這三年來(lái)，收入不良指數(shù)有所下降，但是高低收入層的收入差距仍然很顯著，大概在10倍左右。

通過(guò)表3的數(shù)據(jù)可以計(jì)算出不同收入組家庭每年的收入增長(zhǎng)量和增長(zhǎng)率，如表4所示。

從表4中可以看出，2011年低收入組農(nóng)戶(hù)平均每戶(hù)可支配收入12226元，持續(xù)增長(zhǎng)到2013年的16914元，增長(zhǎng)額為4688元，年均增長(zhǎng)率約為18%，是五組收入組中，增長(zhǎng)的最快的，但是增長(zhǎng)量卻是最少的。2011年中低收入組農(nóng)戶(hù)平均每戶(hù)可支配收入28917元，持續(xù)增長(zhǎng)到2013年的37698元，增長(zhǎng)額為8781元，年均增長(zhǎng)率為14%。2011年中等收入組農(nóng)戶(hù)平均每戶(hù)可支配收入45963元，持續(xù)增長(zhǎng)到2013年的602118元，增長(zhǎng)額明顯高于前兩組，為14248元，但年均增長(zhǎng)率與中低收人層持平，約為14%。2011年中高收入組農(nóng)戶(hù)平均每戶(hù)可支配收入69597元，持續(xù)增長(zhǎng)到2013年的85810元，增長(zhǎng)額為16213元，年均增長(zhǎng)率為11%。2011年高收入組農(nóng)戶(hù)平均每戶(hù)可支配收入141363元，持續(xù)增長(zhǎng)到2013年的166436元，增長(zhǎng)額為16213元，年均增長(zhǎng)率為五組中最低的8.5%。

可見(jiàn)，收入差距的略微縮小在于低收入農(nóng)村家庭的追趕效應(yīng)。

4 江蘇農(nóng)村家庭收入差距影響因素探析

4.1 指標(biāo)的選擇與說(shuō)明

本文選取的數(shù)據(jù)來(lái)自2013年CHIP調(diào)查中807戶(hù)江蘇農(nóng)戶(hù)家庭的樣本數(shù)據(jù)。本文涉及的變量的名稱(chēng)及定義如表5所示。

值得進(jìn)一步說(shuō)明的有：①家庭總可支配收入是指住戶(hù)家庭所有成員在2013年獲得的可自由支配于消費(fèi)和投資的家庭總收入。包括：工資性收入、經(jīng)營(yíng)凈收入（農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性收入包括自產(chǎn)自消收入）、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。②勞動(dòng)人口指的是年齡在15到64歲的家庭成員。③家庭工資性總時(shí)間包括在農(nóng)林牧漁業(yè)的獲得工資性收入的勞動(dòng)時(shí)間。

由上文可知，農(nóng)村家庭2013年的平均可支配收入為72347元，大部分的家庭中并沒(méi)有家庭成員是村干部。純農(nóng)戶(hù)、兼業(yè)戶(hù)、非農(nóng)戶(hù)三者的比例比較平均，但兼業(yè)戶(hù)與非農(nóng)戶(hù)的比例更大一些。家庭勞動(dòng)力的平均比例為0.7，即家庭中70%的人口為勞動(dòng)力，符合實(shí)際。家庭平均受教育年限在7年左右，即小學(xué)畢業(yè)，受教育程度并不高。雖然這受到一定的老一輩農(nóng)村居民低教育程度的拉低的影響，但也依舊能說(shuō)明農(nóng)村居民的受教育程度并不高。家庭平均健康程度比較好。在家庭生產(chǎn)結(jié)構(gòu)方面，分配給工資性勞動(dòng)的時(shí)間最多且明顯多于其他選項(xiàng)。家庭外出務(wù)工總時(shí)間次之，家庭農(nóng)林牧漁勞動(dòng)時(shí)間與非農(nóng)林牧漁勞動(dòng)時(shí)間相當(dāng)。

本文從江蘇省農(nóng)村居民的家庭角度，從農(nóng)村家庭的家庭特性，如是否有政治權(quán)力、家庭勞動(dòng)力情況、受教育情況、健康情況等：加上家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特性，如家庭類(lèi)型、勞動(dòng)時(shí)間分配等方面，對(duì)農(nóng)村家庭的收入情況進(jìn)行探究。

4.2 收入決定模型和實(shí)證結(jié)果分析

考慮到對(duì)數(shù)形式的收入分布更趨近于正態(tài)分布，且半對(duì)數(shù)形式的收入決定模型的夏普里值分解可以回避常數(shù)項(xiàng)對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)的爭(zhēng)議，本文選擇了半對(duì)數(shù)模型的回歸方程。另外，半對(duì)數(shù)模型的收入決定方程也普遍應(yīng)用于以往的文獻(xiàn)中。

收入決定函數(shù)的回歸方程為Y=F（X&μ）。根據(jù)假設(shè)，將家庭成員特征與家庭生產(chǎn)特征的變量引入收入決定函數(shù)，如下：

在（1）式中，下標(biāo)n表示家庭，InY表示家庭總收入的對(duì)數(shù)。

收入決定方程的估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6是對(duì)807戶(hù)家計(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)的樣本回歸結(jié)果，從模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，模型調(diào)整后的R-squared為0.47，這對(duì)于截面數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)是一個(gè)可以接受的結(jié)果。

關(guān)于各個(gè)變量的具體擬合結(jié)果如表7所示。

從上述變量的回歸報(bào)告和表7中可以看出，家庭類(lèi)型的系數(shù)為0.24，在1%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。在這些變量中，家庭的類(lèi)型對(duì)收入的影響不但顯著，也是最為明顯的。家庭類(lèi)型對(duì)收入有正效應(yīng)，即非農(nóng)戶(hù)農(nóng)村家庭的收入高于兼業(yè)家庭，兼業(yè)家庭的收入高于純農(nóng)業(yè)家庭。這與我們上文對(duì)農(nóng)村家庭按家庭類(lèi)型分類(lèi)進(jìn)行分解所得到的結(jié)果是一致的。

家庭的政治權(quán)力，即家庭中是否有村干部的系數(shù)是0.2，是僅次于家庭類(lèi)型變量的第二大影響因素，并在5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。家庭中有人當(dāng)村干部會(huì)給家庭收入帶來(lái)正的效應(yīng)。

家庭勞動(dòng)力比率和家庭平均健康程度都給家庭收入有系數(shù)為0.18的影響，且在1%的水平上顯著。家庭中的勞動(dòng)力人數(shù)越多，家庭成員的健康水平越好，都會(huì)帶來(lái)收入的增加。

另外，家庭平均教育年限的系數(shù)為0.06，是另外一大對(duì)家庭收入影響較大的變量。家庭成員的受教育程度對(duì)收入有著正面的影響。

上文對(duì)收入決定方程的回歸解釋了農(nóng)村居民家庭收入的影響因素，但是，這些因素對(duì)收入差距的影響程度將要通過(guò)進(jìn)一步地對(duì)收入不平等的分解來(lái)獲取。

4.3 收入差異的夏普里值分解

為進(jìn)一步分析收入決定方程中的各影響因素對(duì)農(nóng)村家庭收入差異的貢獻(xiàn)程度，本文將根據(jù)夏普里值的思想方法來(lái)對(duì)各個(gè)影響因素對(duì)總體收入差距的貢獻(xiàn)程度進(jìn)行分解。也就是說(shuō)，本文將在前文收入決定方程回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上進(jìn)項(xiàng)夏普里值的分解，結(jié)果見(jiàn)表8。

從表8中的分解結(jié)果可以看出，對(duì)樣本總體來(lái)講，家庭平均工資性工作總時(shí)間對(duì)收入差異貢獻(xiàn)最大，為28.78%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他變量的貢獻(xiàn)率;而家庭成員的平均受教育年限次之，貢獻(xiàn)率為18.73%;第三是家庭類(lèi)型，貢獻(xiàn)率為巧.29%;第四為家庭平均健康程度，貢獻(xiàn)率為11.33%?；九c前文收入的決定因素相吻合，只是重要順序有所先后。而其他的收入差異貢獻(xiàn)因子按貢獻(xiàn)度排序依次為：家庭勞動(dòng)力比率、家庭外出務(wù)工總時(shí)間、家庭非農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)總時(shí)間、家庭農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總時(shí)間、家庭中是否有村干部。

5 研究結(jié)論與對(duì)策分析

本文使用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等指標(biāo)及回歸分析、夏普里值分解等方法來(lái)分析江蘇省農(nóng)村居民收入差距的基本情況、測(cè)算衡量農(nóng)民收入差距的大小以及探究影響收入差距的主要因素。

本文發(fā)現(xiàn)，江蘇省農(nóng)村居民的基尼系數(shù)已經(jīng)超過(guò)了0.4的“警戒線”，但收入差距卻有逐年縮小的趨勢(shì)?？梢?jiàn)江蘇農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能來(lái)到了庫(kù)茨涅茨曲線的右側(cè)，經(jīng)歷了發(fā)展帶來(lái)的貧富差距的拉大，也漸漸走到用科學(xué)發(fā)展解決發(fā)展問(wèn)題的階段。

從農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)類(lèi)型上來(lái)看，家庭農(nóng)林牧漁生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入已經(jīng)不再是農(nóng)民收入的第一主要來(lái)源。工資性收入、非農(nóng)收入在收入構(gòu)成中所占的比重與作用十分明顯。純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭收入比較低，兼業(yè)家庭與非農(nóng)生產(chǎn)家庭的收入有顯著地提高。因此，在純農(nóng)業(yè)的利潤(rùn)空間比較低的情況下，需要因地制宜地轉(zhuǎn)型升級(jí)專(zhuān)業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)，進(jìn)一步拓展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，增加農(nóng)林牧漁業(yè)的工資性就業(yè)機(jī)會(huì)。同時(shí)，也要鼓勵(lì)、扶持和引導(dǎo)農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)等發(fā)展和升級(jí)，加快農(nóng)村富余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，進(jìn)一步增加農(nóng)村居民收入。

基于五等分分組可以看出，高低層收入的家庭收入差距很大，高收入家庭是低收入家庭收入的10倍之多。但是，低收人家庭的收入增長(zhǎng)率明顯較高于高收入家庭，兩者之間的收入差距呈現(xiàn)出緩慢縮小的趨勢(shì)。這都需要持續(xù)地完善收入的再分配，有效地實(shí)施精準(zhǔn)扶貧政策，繼續(xù)拉動(dòng)低收入農(nóng)村家庭增收，合理化高收入農(nóng)村家庭收入。

同時(shí)，本文研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶(hù)家庭工資性工作時(shí)間、平均受教育年限、家庭成員的健康程度三者既是影響農(nóng)戶(hù)收入最為顯著因素，又是造成農(nóng)戶(hù)收入差異的顯著因素。

其中，農(nóng)村居民的工資性工作時(shí)間對(duì)居民收入影響最大。而工資性收入與受教育程度密切相關(guān)，擁有較高教育水平的務(wù)工人員往往能獲得更高的薪水報(bào)酬。因此，提高農(nóng)村居民的受教育程度，增加他們的工資性工作的就業(yè)機(jī)會(huì)，可以在提高農(nóng)村居民收入的同時(shí)有效地縮小其收入差距。因此，抓好農(nóng)村基礎(chǔ)教育是改善農(nóng)村教育水平的關(guān)鍵和基石。各級(jí)政府及財(cái)政部門(mén)要通力合作，承擔(dān)責(zé)任，普及義務(wù)教育，減輕貧困農(nóng)村居民的教育壓力。同時(shí)，政府也要鼓勵(lì)社會(huì)財(cái)力辦學(xué)，出臺(tái)相應(yīng)的優(yōu)惠政策，開(kāi)放多渠道的農(nóng)村教育投資，搭建有利的教育投資平臺(tái)，吸引不同社會(huì)財(cái)力支持農(nóng)村教育。

另外，農(nóng)村家庭成員的健康水平也是一個(gè)不容忽視的影響收入與收入差距的顯著因素。健康是人力資本的重要構(gòu)成要素，身體健康的勞動(dòng)力能帶來(lái)更多的勞動(dòng)收入。另外由于健康不平等、醫(yī)療服務(wù)可及性不平等、衛(wèi)生籌資不平等不同程度地存在，農(nóng)村家庭因病致貧的情況也是屢見(jiàn)不鮮。各級(jí)政府應(yīng)加大力度扶持農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系建設(shè)，完善農(nóng)村醫(yī)療保障，真正做到看病方便，治病不貴。

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[收稿日期]2020-04-16

[作者簡(jiǎn)介]袁婧（1996-），女，江蘇昆山人，本科學(xué)歷。