我國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入結(jié)構(gòu)比較分析

馮 瑞

(重慶工商大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，重慶 400067)

收入分配問(wèn)題是經(jīng)濟(jì)學(xué)家一直研究的重要問(wèn)題，在很長(zhǎng)一段時(shí)期內(nèi)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家們認(rèn)為公平和效率之間存在著一定的替代關(guān)系，追求公平的分配方式將以效率的損失為代價(jià)[1]，庫(kù)茲涅茨的倒“U”型理論似乎支持了這種關(guān)系，當(dāng)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，隨著收入水平的提高，收入分配的不平等程度有擴(kuò)大的傾向，當(dāng)收入水平進(jìn)一步提高，收入分配狀況將得以改善[2]。但是，20世紀(jì)90年代以來(lái)的大量經(jīng)驗(yàn)性研究表明，收入的不平等提高了機(jī)會(huì)的不平等，遏制了人力資本的形成，并消弱了制度的發(fā)展。自實(shí)行改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)居民收入和財(cái)富分配的格局也發(fā)生了重大變化，貧富差距不斷拉大，社會(huì)收入分配不平等問(wèn)題日益突出，收入分配不平等已經(jīng)成為嚴(yán)重影響社會(huì)和政治穩(wěn)定的重要問(wèn)題[3]。近年來(lái)，我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速，但由于政府在法律、稅收、社會(huì)保障等方面制度改革的滯后，農(nóng)村收入不平等的現(xiàn)象逐漸凸顯，農(nóng)村居民收入不平等程度的上升嚴(yán)重影響了我國(guó)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展。

1 指標(biāo)選擇

通過(guò)前人對(duì)農(nóng)村居民收入構(gòu)成的研究分析，知道當(dāng)前階段造成農(nóng)村總體收入不平等上升的主要原因是工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入差距。但是，從各個(gè)收入構(gòu)成的擬基尼系數(shù)彈性分析上看，工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)收入差距擴(kuò)大和縮小的作用逐漸減弱；財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)有所提高。盡管當(dāng)前其對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)較小，但是，提高轉(zhuǎn)移性收入，加大轉(zhuǎn)移性支付的力度應(yīng)是降低農(nóng)村居民收入差距的重要手段[4，5]。此處參考前人的研究方法，以因子分析的方法重新對(duì)工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)純收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入等4項(xiàng)收入來(lái)源進(jìn)行系統(tǒng)性的實(shí)證分析。

工資性收入：農(nóng)村居民通過(guò)出賣(mài)勞動(dòng)力而獲得的勞動(dòng)報(bào)酬，包括計(jì)時(shí)工資、計(jì)件工資、獎(jiǎng)金、津貼和補(bǔ)貼、加班加點(diǎn)工資。

家庭經(jīng)營(yíng)純收入：指農(nóng)村住戶(hù)以家庭為基本生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)單位從事生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)而消費(fèi)的商品和服務(wù)、自產(chǎn)自用產(chǎn)品。其中所消費(fèi)的未計(jì)算為住戶(hù)收入的自產(chǎn)自用產(chǎn)品，不計(jì)算為費(fèi)用支出；庫(kù)存的化肥、農(nóng)藥也不計(jì)算為本期費(fèi)用支出。

財(cái)產(chǎn)性收入：通過(guò)資本、技術(shù)和管理等要素與社會(huì)生產(chǎn)和生活活動(dòng)所產(chǎn)生的收入。即家庭擁有的動(dòng)產(chǎn)(如銀行存款、有價(jià)證券)和不動(dòng)產(chǎn)(如房屋、車(chē)輛、收藏品等)所獲得的收入。包括出讓財(cái)產(chǎn)使用權(quán)所獲得的利息、租金、專(zhuān)利收入；財(cái)產(chǎn)營(yíng)運(yùn)所獲得的紅利收入、財(cái)產(chǎn)增值收益等。

轉(zhuǎn)移性收入：轉(zhuǎn)移性收入就是指國(guó)家、單位、社會(huì)團(tuán)體對(duì)居民家庭的各種轉(zhuǎn)移支付和居民家庭間的收入轉(zhuǎn)移。包括政府對(duì)個(gè)人收入轉(zhuǎn)移的離退休金、失業(yè)救濟(jì)金、賠償?shù)龋粏挝粚?duì)個(gè)人收入轉(zhuǎn)移的辭退金、保險(xiǎn)索賠、住房公積金、家庭間的贈(zèng)送和贍養(yǎng)等。

2 我國(guó)農(nóng)村居民收入分配結(jié)構(gòu)因子分析

2.1 提取綜合因子

評(píng)估指標(biāo)均為定量化指標(biāo)，采用的數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2013)》中各地區(qū)相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)。

(1) 應(yīng)用SPSS軟件的Factor Analysis模塊對(duì)近期城鄉(xiāng)的消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，在因子分析之前一定要考察變量之間是否存在一定的線(xiàn)性關(guān)系，這里借用KMO檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

表1 巴特利特球度檢驗(yàn)和KMO檢驗(yàn)

表1中，巴特利特球度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為84.095，相應(yīng)的概率p接近0，如果顯著水平a為0.05，由于概率p小于顯著水平a，應(yīng)拒絕零假設(shè)，認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。同時(shí)KMO值為0.675，根據(jù)Kaiser給出了KMO度量標(biāo)準(zhǔn)可知原有變量適合進(jìn)行因子檢驗(yàn)。

(2) 提取因子的情況非常理想，因子解釋原有變量的情況表2中，第1列是因子編號(hào)，以后3列組成一組，每組中數(shù)據(jù)項(xiàng)的含義依次是特征根、方差貢獻(xiàn)度和累計(jì)方差貢獻(xiàn)度。

表2 因子解釋原有變量總方差的情況 %

第1組數(shù)據(jù)項(xiàng)(第2至第4列)描述了初始解的情況?？梢钥吹剑?個(gè)因子的特征根值為2.385，解釋原有4個(gè)變量總方差的49.015%(2.385÷4×100)，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為49.015%；第2個(gè)因子的特征根為1.139，解釋原有4個(gè)變量總方差39.100%(1.139÷4×100)，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為88.115%((2.385+1.139)÷8×100)；其余數(shù)據(jù)含義類(lèi)似。在初始解中由于提取了4個(gè)因子，因此原有變量的總方差均被解釋掉。

第2組數(shù)據(jù)(第5至第7列)描述了因子解的情況?？梢钥吹?，由于指定提取兩個(gè)因子，兩個(gè)因子共解釋了原有變量總方差的88.115%?？傮w上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想。

第3組數(shù)據(jù)(第8至第10列)描述了最終因子解的情況?？梢?jiàn)因子旋轉(zhuǎn)后，累計(jì)方差比沒(méi)有改變，也就是沒(méi)有影響原有變量的共同度，但卻重新分配了各個(gè)因子解釋原有變量的方差，改變了各個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)度，使得因子更易于解釋。

(3) 采用方差最大化對(duì)因子載荷矩陣實(shí)施正交旋轉(zhuǎn)，以使因子具有命名解釋性。指定按第1因子載荷降序的順序輸出旋轉(zhuǎn)后的因子載荷以及旋轉(zhuǎn)后的因子載荷圖(表3)。從表3中可以看出，工資性收入與家庭經(jīng)營(yíng)收入在第1因子上有較高的載荷，第1因子主要解釋了這兩個(gè)變量，這兩項(xiàng)指標(biāo)主要反映居民傳統(tǒng)的以出賣(mài)勞動(dòng)力與生產(chǎn)農(nóng)作物而取得的收入情況，因此命名為傳統(tǒng)收入因子，根據(jù)傳統(tǒng)的收入分類(lèi)，可將其解釋為傳統(tǒng)收入；轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入在第2因子上有較高的載荷，第2個(gè)因子主要解釋了這兩個(gè)變量，這兩項(xiàng)指標(biāo)主要反映農(nóng)村居民在自有資產(chǎn)轉(zhuǎn)移上獲取的收入與政府對(duì)農(nóng)村居民的財(cái)政補(bǔ)貼情況，因此命名為財(cái)產(chǎn)性收入因子，可解釋為資產(chǎn)性收入與政府補(bǔ)貼。

(4) 采用回歸法估計(jì)因子得分系數(shù)，并輸出因子得分系數(shù)，根據(jù)表4可以寫(xiě)出因子得分函數(shù)。

表3 因子載荷矩陣

表4 因子得分系數(shù)矩陣

F1= 0.570*工資性收入-0.464*家庭經(jīng)營(yíng)純收入+0.002*財(cái)產(chǎn)性收入-0.189*轉(zhuǎn)移性收入

F2= -0.204*工資性收入-0.044*家庭經(jīng)營(yíng)純收入+0.507*財(cái)產(chǎn)性收入+0.649*轉(zhuǎn)移性收入

2.2 計(jì)算綜合因子得分

根據(jù)之前spss軟件計(jì)算的原有變量相關(guān)系數(shù)矩陣，聯(lián)立F1、F2計(jì)算各個(gè)地區(qū)的綜合因子得分，以各因子的方差貢獻(xiàn)率(表5)占3個(gè)因子總方差貢獻(xiàn)率的比重進(jìn)行加權(quán)匯總，得出各個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民收入的綜合得分F。

表5 各因子方差貢獻(xiàn)率 %

F=(49.015*F1+39.100*F2)/88.115=

0.556*F1+0.444*F2

圖1 中國(guó)各地區(qū)農(nóng)村居民收入綜合得分

計(jì)算結(jié)果(圖1)可以綜合評(píng)價(jià)我國(guó)各個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民收入情況。綜合得分前3名的地區(qū)分別是上海、北京、廣東；綜合得分最低的3個(gè)地區(qū)依次是新疆、吉林、西藏，再結(jié)合各因子得分進(jìn)行分析，上海是中國(guó)的經(jīng)濟(jì)中心，是我國(guó)內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快的城市，經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)必然提高國(guó)民收入，因此上海地區(qū)的農(nóng)村居民收入最高；北京是經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快的城市，也是政府政策落實(shí)最到位的一個(gè)城市，因此北京地區(qū)的農(nóng)村居民所獲得的一些政府資助也比其他城市的農(nóng)村居民要多。廣東的綜合因子得分超過(guò)浙江排名前三，這是因?yàn)閺V東農(nóng)村居民在傳統(tǒng)收入上的比重要大，即因子1得分較大。而浙江在政府補(bǔ)貼上的比重較大，即因子2的得分較大。這是因?yàn)閺V東是中國(guó)發(fā)展最快的省市之一，其農(nóng)業(yè)的發(fā)展實(shí)力不容小視。截止2010年，廣東省GDP總量占全國(guó)GDP總數(shù)的11.47%，而且當(dāng)年廣東省的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值2 286.98億元，這反映出廣東有著龐大的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，農(nóng)民的收入可以通過(guò)自給自足保證，即農(nóng)村居民的收入主要通過(guò)傳統(tǒng)收入獲得，因此政府對(duì)其的補(bǔ)貼也就不多，對(duì)政府的依賴(lài)較小。而浙江就不一樣了，浙江在第2個(gè)因子上，即資產(chǎn)性收入與政府補(bǔ)貼所占比重較大，證明浙江的農(nóng)村居民收入有一部分來(lái)自政府的支持，其自給自足的能力還不如廣東。由此可見(jiàn)，廣東在農(nóng)村居民收入總量上比不過(guò)浙江；但是，其農(nóng)村居民收入在結(jié)構(gòu)上更合理，且農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展實(shí)力還是超過(guò)浙江的。根據(jù)綜合得分排名情況可以得知，新疆、吉林、西藏等這些偏遠(yuǎn)地區(qū)的農(nóng)村居民收入情況較差，特別是新疆和西藏這兩個(gè)地區(qū)，農(nóng)村居民的收入不管是在量(農(nóng)村居民人均收入總額)上面，還是在質(zhì)(農(nóng)村居民收入綜合得分)上面都很低。應(yīng)該引起高度重視，要扶持這些偏遠(yuǎn)的貧困地區(qū)，加快步伐發(fā)展經(jīng)濟(jì)，同時(shí)提高政府補(bǔ)助，保障農(nóng)村居民的日常生活。

3 結(jié) 論

通過(guò)因子分析法對(duì)我國(guó)31個(gè)省市的農(nóng)村居民總收入進(jìn)行定量定性分析，證實(shí)對(duì)一個(gè)省市總收入的綜合評(píng)價(jià)，應(yīng)主要考察其傳統(tǒng)收入和財(cái)產(chǎn)性收入。盡管傳統(tǒng)收入在農(nóng)村居民收入中占有舉足輕重的地位，但是農(nóng)村居民總收入受到工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入的影響逐漸減弱；財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)在樣本期內(nèi)整體上有所提高，盡管當(dāng)前其對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)較小，但是，提高轉(zhuǎn)移性收入，加大轉(zhuǎn)移性支付的力度應(yīng)是降低農(nóng)村居民收入差距的重要手段。

我國(guó)的農(nóng)村地區(qū)也存在較大的貧富差距(北京、上海以及沿海發(fā)達(dá)城市，農(nóng)村居民的人均收入總量較高，結(jié)構(gòu)較優(yōu)，而我國(guó)的西部地區(qū)以及邊遠(yuǎn)地區(qū)，農(nóng)村居民的人均收入不管是在量上，還是在質(zhì)上都遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及)。希望政府重視這個(gè)問(wèn)題，通過(guò)宏觀調(diào)控不斷的縮小貧富差距，最終達(dá)到共同富裕。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李楠.我國(guó)收入分配制度的演進(jìn)及其對(duì)收入差距變動(dòng)的影響[J].江漢論壇，2005(2)：30-33

[2] 呂耀，王兆陽(yáng).農(nóng)村居民收入水平及其分配差距的實(shí)證分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2001(6)：18-24

[3] 張貢生.東中西部地區(qū)農(nóng)村居民收入比較研究[J].福建農(nóng)林大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2007(3)：25-28

[4] 唐平.我國(guó)農(nóng)村居民收入水平及差異研析[J].管理世界，1995(2)：173-181

[5] 王洪亮，徐翔，孫國(guó)鋒.我國(guó)省際間農(nóng)民收入不平等與收入變動(dòng)分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2006(3)：37-42