农户收入及其差异的影响因素分析——对湖北农户调查的统计分析，本文主要内容关键词为：农户论文,湖北论文,统计分析论文,差异论文,因素论文，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。
农户收入是农户经济学研究的重要问题，对农户收入及其差异进行深入考察有助于深入认识当前农村的收入分配问题。本文采用湖北省统计局1998年32个县共3200个农户抽样调查数据，分析影响农户收入及其差异的相关因素，并据此提出建议。文章首先对样本农户的收入状况及收入差异进行一般考察；然后对与农户收入及其差异有关因素进行统计分析；再进一步对影响农户收入有关因素进行回归分析；最后进行总结并提出相关建议。
一、农户收入差异概述
一般认为，基尼系数是反映收入差异程度的有效方法，当基尼系数在0.2以下表示绝对平均，在0.2—0.3之间表示比较平均；0.3—0.4 之间较为合理（注：摘自《市场经济学大辞典》，经济科学出版社1999年版）。本文根据农户纯收入（注：本数据中的纯收入＝总收入－家庭经营费用支出－生产性固定资产折旧－税收－上交集体的承包任务－调查补贴）计算的基尼系数为0.2730，显示调查农户间的收入水平比较平均。进一步地我们还测算了分县的农户收入的基尼系数（限于篇幅，本文没有列出），数据也显示农户之间的收入差异很小，有11个县的基尼系数小于0.2；另有20个县在0.2—0.3之间；只有1个县为0.3065，仍然在较为合理的范围内。收入差异最小的县基尼系数仅为0.1305。
研究中还常用到高低收入倍数法来衡量农户间的收入差异，本文用五等份法将3200个农户按纯收入平均分为五组，最高收入组（第五组）的平均收人为16169元，最低收入组（第一组）的平均收入为3925元， 最高收入组为最低收入组的4.12倍。若用二十等分法则最低收入组平均纯收入只有2530元，最高收入组则高达22169元，倍数达8.76。 统计资料显示，约45%的农户纯收入在5000元到10000元之间；低于5000 元的农户占20%，高于10000 元的农户占35 %， 只有5 %的农户收入高于20000元。从曲线的斜率分析，在户均收入水平10000元以上时斜率明显变大，表明相邻等级间的收入差别拉大，最高收入组与次高收入组的差距最大，达到了6175元。
二、影响农户收入差异的因素分析
（一）环境因素 分析环境因素对农户收入水平及其差异的影响，主要考察了地势（平原、丘陵和山区）、基础设施（公路、电话、卫生站、学校）以及老（区）、少（数民族地区）、边（疆地区）等因素的影响。不同分组及基尼系数的相关数据见表1。
表1 环境因素对农户收入及收入差异的影响
户均 其他 户均
地势 纯收入(元) 基尼系数 户数 环境因素 纯收入(元) 基尼系数户数
平原9988
0.2570
1060 设施较好9340 0.2629 2486
丘陵
10104
0.2327
1100 设施较差7751 0.2956
714
山区6780
0.2796
1040老少边7913 0.2837 1090
非老少边9540 0.2617 2110
1.地势。不同地势条件下农户纯收入存在明显差异，其中山区和丘陵差距达3324元，但平原和丘陵相差不大。从不同地势内部农户收入差距来看，山区内农户收入差异较大，丘陵内农户收入差异较小。
2.基础设施。所在村有公路的农户纯收人为9008元，无公路的农户纯收入只有6649元。将有无公路和有无电话、学校及卫生站等合并后作为基础设施因素。以基础设施好坏分组，基础设施好一些（指公路、电话、学校和卫生站都有）的村，农户年纯收入要高一些。从基尼系数来看，基础设施差一些（指公路、电话、学校或卫生站四者至少缺一）的村农户之间的收入差异比较大，基尼系数为0.2956；而基础设施相对较好一些的村农户之间的收入差异要小一些，基尼系数为0.2629。
3.老区、少数民族地区和边区。将老区、少数民族地区和边区的样本合并，将属于老区、少数民族地区或边区之一者称为老少边。数据显示老少边区农户纯收入低于非老少边地区。而且老少边区内部农户收入差异也大一些。
从总体上看，除山区与丘陵之间农户收入差异较大以外，不同环境下农户收入差异程度并不十分显著。值得指出的是，环境条件较差的农户在收入水平较低的同时，其分组内部农户收入差异程度则较大。
（二）人口因素 根据农户家庭生命周期理论，在农户家庭扩展阶段，随着家庭子女数量的不断增多，家庭的人口负担越来越重，农户经济增长与发展受家庭消费人口负担影响，家庭经济状况总体处于较低的水平。随着家庭消费人口负担减轻，当最后一个子女由纯消费人口转为劳动消费人口止，家庭经济状况明显好转，而到了家庭缩减阶段，家庭经济状况则再次出现恶化。这意味着农户纯收入水平与家庭规模呈一定正相关关系，因为在家庭扩展初期和家庭收缩之后，家庭人口都较少，而在完成扩展又未另立新户之前，家庭人口规模最大。
1.人口数量。在考虑人口数量对农户纯收入的影响时，由于不同年龄的人口对家庭收入的贡献不同，需要考察家庭人口的年龄和性别特征。本文计算家庭人口数不用家庭规模指标，而采用恰亚诺夫的方法（注：家庭男主人按1个标准成年人计算，家庭主妇按0.8标准成年人计算，家庭子女成年人（未进行性别划分折算系数分四个级别，不足2岁按0.1个成年人计算，2～7岁按0.3个成年人计算，8～13岁按0.5 个成年人计算， 14～18岁按0.7个成年人计算，18岁以上按标准成年人男女平均数的0.9计算。当子女达到0.7个标准成年人时，开始计算劳动人口数。恰亚诺夫未提及老年人的折算，为使本研究更合理，本文尝试着给一个系数，其合理性留待进一步的研究：老年人不进行性别划分，55～60岁按0.9个标准成年人计算，61～65岁按0.7个标准成年人计算，66～70岁按0.5个标准成年人计算，70岁以上按0.3个标准成年人计算），用折算后的家庭消费人口来表示，并将结果与采用家庭规模计算的结果进行比较，数据见表2。（1）家庭消费人数与户均纯收入呈正比关系，与家庭生命周期理论是一致的。通过偏相关系数的考察发现，家庭消费人数对纯收入的偏相关系数为0.1031，而家庭规模对纯收入的偏相关系数为0.0030，家庭消费人数比家庭规模对纯收入的相关性更强一些。（2 ）各组内部收入差异的大小随着家庭消费人数的增加而呈U型（若不考虑大于6 的2个特殊样本户），基尼系数从0.4477降到0.2522再上升到0.2705。
2.劳动力的素质。调查数据主要从户劳动力最高文化程度来考察劳动力的素质。户劳动力最高文化程度、户均收人以及基尼系数的有关数据如表3：
（1）劳动力最高文化程度。平均而言， 家庭劳动力的最高文化程度越高，户均收入越高。同时其组内收入差距也随着劳动力最高文化程度的提高而显著地变小。（2）劳动力的平均受教育年限。 教育对收入的影响可能是双向的，这主要是因教育是一种长期投资，花在子女教育上的支出在短期内可能不会获得收入，但教育支出会挤占可用于当前生产的投资。同时在教育投资阶段，受教育者必须付出大量时间和精力，还要支付较高的学习费用，其机会成本和直接成本都较大。然而一旦形成人力资本，将给投资者带来较高的回报。从调查数据来看，除家庭劳动力平均上学12年以上的9个样本户以外， 家庭纯收入与家庭劳动力平均上学年数呈正比关系，同时各组内收入差异随劳动力平均上学年数增加而下降。
表2 人口数量与户均收入水平及收入差异
家庭消 户均 基尼家庭户均
费人数纯收入(元) 系数户数规模 纯收入(元)基尼系数户数
≤16023 0.4477 18 1 5367 0.4970 11
1～2
7105 0.2919177 2 7212 0.2994 161
2～3
8311 0.2759
1379 3 7594 0.2705 643
3～4
9486 0.2522
1219 4 9116 0.27091359
4～5 10585 0.2573362 5 9699 0.2489 694
5～6 11535 0.2705 43 610508 0.2540 266
〉6
17795 0.2513 2 711149 0.2367 66
（三）资产因素 资产作为以往收入的沉淀，是农户从事经济活动的结果，也是重要的收入决定因素。本文将农户按纯收入五等份法分组，依次考察不同收入组内农户资产数量的变化情况，见下表4。
1.年末生产性固定资产原值。年末生产性固定资产包括役畜、农机具和生产性用房等。年末生产性固定资产原值与家庭纯收入的高低变动方向大致相同，其相关系数为0.2178。最高收入组的年末固定资产原值显著高于其他各组，这可能反映了前期投资对当期收入的作用。从原始数据还可以看出，当家庭纯收入达到15000元以上时， 农户购置和拥有固定资产的倾向明显增强。
表3 劳动力素质对收入水平及收入差异的影响
劳动力最高 户均 基尼劳动力平均 户均基尼
文化程度 纯收入(元)
系数
户数 学年数①纯收入(元)系数户数
文盲半文盲 5665 0.32525 0～35811
0.3138 19
小学
7096 0.2809
19 3～67013
0.2777480
初中
8967 0.2772 411 6～99099
0.2656
2146
高中
9700 0.2635 18889～12
10409
0.2539546
中专 11768 0.2675 872 12～7433
0.3548 9
大专 12443 0.2027
10
注：原始数据是按：文盲半文盲＝1，小学＝2，初中＝3，高中＝4，中专＝5，大专＝6，6—11岁不在校＝7，学龄前儿童＝8， 高小以下在校学生＝9。由于劳动力不包括后三者，而且小学6年，初中中专和高中各3年，为了便于回归分析，本文按上学年数进行了折算， 重新赋值：文盲半文盲＝1.5，小学＝6，初中＝9，高中＝4，中专＝12，大专＝15
2.非生产性固定资产。农户既是一个生产单位，又是一个消费单位，在农户调查中虽然可以获取农户全部资产的数据，但是要严格区分生产性与非生产性固定资产往往是比较困难的。本文只将农户的年末住房价值作为非生产性固定资产进行考察。农户的住房投资实际上有一种长期储蓄的功能。从数据看，年末住房价值与家庭纯收入成正相关，年末住房价值与农户纯收入的相关系数为0.2735，高于年末生产性固定资产与家庭纯收入的相关系数。而且住房财产价值的户间差距也要远小于生产性固定资产。
（四）支出因素 农户家庭支出，尤其是当年的生产经营性支出对当年的家庭收入有重要影响。本文仍用收入五等份法分组考察不同组农户支出与户均纯收入的联系，数据列示如下表5：
1.家庭经营费用支出。家庭经营费用支出包括农户从事农工商等各业的支出，费用支出与纯收入成正比关系。其中在农业生产支出中包括化肥、饼肥、农药、地膜、生产用柴油和生产用汽油等。但是农户普遍购买并使用的只有化肥和农药，故本文列出了化肥和农药的支出费用。化肥和农药支出与家庭纯收入成正比关系。但农药与化肥支出的组间差距不算太大，这可能与土地的平均分配有关。
2.缴纳税金、上交集体承包任务、集体提留和摊派。该项支出与农户收入及其差异的联系不强。这可能说明农村税费政策不合理，目前农村各种税费的征收基本上是按照人头或承包土地数量而不是按收入高低分摊，穷人和富人都缴纳大致相同的税费额。这种税费的再分配效应甚至在一定程度上扩大了农户的收入差距。表5显示， 最高收入组的户均收入是最低收入组的4.12倍，而两者的税金提留和摊派等支出的倍数只有1.87倍。
表4 农户资产数量与农户收入水平及收入差异（元）
纯收入等级
1 2 3
4
5
户均纯收入 3925
6226
812010492
16169
生产性固资原值 1782
1694
2328 27674449
年末住房价值
8211 11466 1307714363
17720
表5 农户支出与农户收入水平及收入差异
纯收入分组(元) 1
2
3
4
5
户均纯收入3925 6226
812010492
16169
家庭经营费用支出 1885 1836
1964 22093221
其中:化肥支出 396 472523 585 624
农药支出
57
87103 108 118
税金提留和摊派等支出
412 598732 790 769
三、各影响因素的线性回归分析
（一）回归分析 根据以上分析，为进一步考察农户家庭纯收入的决定，下面采用回归分析的方法，深入考察各因素对湖北农户纯收入的影响和决定程度。以前文中有关因素为自变量，以家庭纯收人为因变量。 对有关自变量定义如下：（1 ）家庭纯收入； （2 ）家庭消费人数expeo；（3）家庭劳动力平均受教育年限educa；（4）年末生产性固定资产原值fixas；（5）非生产性固定资产原值（主要是年末住房价值）vhous；（6）家庭经营费用tjyzc；（7 ）交纳税金、 提留摊派等支出jnsjl；（8）地势虚拟变量ds；ds2＝1：丘陵；ds2＝0：其他。ds3 ＝1：山区；ds3＝0：其他。
回归方程结果如表6：
F（9，3191）＝128.42R[2]＝0.2435
R[2]＝0.2416，回归方程是显著的。
（二）对回归结果的解释
1.环境对农户收入的影响。在其他因素不变的条件下，只考虑地势的直接影响，山区农户的平均收入水平要比平原低2136元。前文分析地势因素时已经指出山区平均纯收入比平原低3208元。两者的差异表明地势对收入的影响在回归分析中还可能通过其他因素间接表达了，这其中可能包括基础设施较差，土地不便耕作以及劳动力受教育程度较低等因素。
2.人口对农户收入的影响。在其他因素不变的前提下，每增加一个家庭消费人口，则家庭纯收入会增加936元，这与表2的结果是一致的，随着家庭消费人数的增加，户均纯收入上升。在其他因素相同的条件下，农户家庭劳动力平均每增加一年受教育时间，户均纯收入增加336 元。
表6 回归方程结果
3.资产因素对收入差异的影响。农户每增加1 元生产性固定资产投资，当年可获得0.096元纯收入，投资收益率为9.6%。一般来说，非生产性固定资产与纯收入可能成反比关系，因为在农户对固定资产投资额一定的前提下，非生产性固定资产投资会对生产性固定资产投资形成挤出效应。但分析结果表明，年末住房价值对农户收入的影响为正，一个可能的解释是农户生产性固定资产很少，而且投资于生产性固定资产的意识并不强，非生产性投资并未真正对生产性投资形成挤出效应。另一个可能解释是农户小生产的特点决定了其生存型的经济结构，住房价值在一定程度上反映了农户的收入水平，即收入水平增加，农户倾向于改善其居住条件，因而系数为正。
4.家庭经营费用对收入差异的影响。农户每增加1 元的家庭经营费用投入，平均可获0.204元的纯收入。投入产出率为20.4%。 这样投入多的农户，收入也就必然要高一些。
5.进一步的分析。取在0.01显著性水平下仍然显著的五个指标进行双对数回归，以考察各变量的弹性。在其他因素不变的条件下，家庭消费人口每增加1%，那样平均家庭纯收入将增加0.37%； 家庭劳动力平均上学年数每增加1%，则平均家庭纯收入增加0.36%。 把这两个系数相加，得到家庭人口因素对家庭纯收入的影响程度，即家庭人口的数量和质量综合起来每变动1%，则家庭纯收入变动0.73%。类似地， 生产性固定资产、住房价值及家庭经营支出对家庭纯收入的弹性系数分别为0.0717、0.0523、0.0612。三者之和为0.1852，远小于人口因素的弹性系数0.7301，从弹性系数看，资产因素要明显小于人口因素对家庭纯收入的影响。
四、结论与思考
从农户收入的影响因素看，地势对农户收入的影响主要是山区农户与平原及丘陵地区农户收入存在较大差异。其它环境条件如基础设施和老少边等对农户收入差异的影响并不显著，但是值得注意的是，从总体上看，以上环境条件较差的农户一方面收入水平较低，另一方面存在较大的收入不均等现象。如果补充一些环境因素进来并利用更深入的分析方法考察的话，是否可以证实“收入低的农户间存在较高的收入不均等现象”抑或“收入较高的农户间存在较低的收入不均等现象”？还需要进一步的研究。
人口因素对农户收入的影响表现在人口数量和劳动力素质两个方面。利用“家庭消费人数”的考察比单纯利用家庭规模的考察更能反映家庭收入的变化。随着“家庭消费人数”的增加，户均收入增加，同时不同消费人口分组内部农户收入差异呈现出U型分布。 而对户内劳动力最高文化程度及劳动力的平均受教育年限的考察说明劳动力的素质因素与农户收入呈显著正相关。
从农户资产与当年支出因素看，生产性固定资产原值和家庭经营费用支出两个因素在高收入农户中有明显增加的趋势。年末住房价值与农户当年收入也存在明显的正相关关系，可能反映了中国农户对私有住房投资的特殊偏好。值得注意的是，当前不合理的农村税费政策可能正在扩大农户收入的差异，需要进一步的研究来证实这个结论。
进一步的回归分析也证实了以上分析的主要结论，同时从数量上深入考察了各自变量对农户收入的影响与决定。家庭消费人数的增加对农户收入的增加作用十分显著，劳动力受教育年限的增加也对农户收入起着重要的作用。关于农户对生产性固定资产投资与住房等项目投资的分析则进一步证实了中国农村当前农户对生产性投资的积极性不高，随着收入的增加对私有住房的投资则存在偏好。弹性分析结论则显示，农户资产因素对家庭收入的影响明显小于农户人口因素对家庭收入的影响，这说明农村人口、尤其是劳动力的数量与素质仍然是当前决定农户收入的最重要因素。