農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素的實證分析

錢 力，王學軍

（1.蘭州商學院 經(jīng)濟學院，甘肅 蘭州730020；2.蘭州商學院 工商管理學院，甘肅 蘭州730020）

一、引言

收入差距問題一直是經(jīng)濟學關(guān)注的重要研究領(lǐng)域，居民收入?yún)^(qū)域差距是差距問題的重要組成部分，而農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異問題更是經(jīng)濟社會研究的熱點。深入分析農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素，對于控制區(qū)域間農(nóng)村居民收入差異以及提高農(nóng)村居民收入有著重要的意義，有利于拓展農(nóng)村消費市場，以擴大內(nèi)需拉動農(nóng)村經(jīng)濟增長。

農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素的實證分析目前主要有三種研究方法，第一種方法是分析農(nóng)村居民收入影響因素，如姚瓊［1］和鄒思遠［2］等，用農(nóng)村居民收入作為因變量，認為理論上說影響農(nóng)村居民收入的因素都會影響農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距的變化，因此，從收入影響因素角度考察收入?yún)^(qū)域差距因素；第二種方法是分析農(nóng)村居民收入差距影響因素，如劉榮材［3］、唐平［4］和熊璋琳［5］等，用農(nóng)村居民收入差距作為因變量，將區(qū)域收入差距因素和收入差距因素等同起來，認為影響農(nóng)村居民收入差距的因素包括了影響農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距的因素，兩者息息相關(guān)；第三種方法是分析農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距影響因素，如白菊紅［6］和陶應(yīng)虎［7］等，用農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)等作為因變量，分析各影響因素和農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距的關(guān)系。農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距是衡量不同區(qū)域間農(nóng)村居民收入水平的差異，綜合了農(nóng)村居民收入因素和區(qū)域因素，因此，農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素不能簡單地等同于農(nóng)村居民收入影響因素或者農(nóng)村居民收入差距影響因素，在分析過程中必須考慮不同區(qū)域間的差異因素。本文采用第三種分析方法，即考察不同影響因素對農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異的影響。

二、指標選取和數(shù)據(jù)處理

在自變量選擇上，有些學者從農(nóng)村居民收入來源角度分析農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距影響因素，如胡文國［8］、王計強［9］和芮田生［10］等將農(nóng)村居民收入在四個來源基礎(chǔ)上進一步細分，再分析哪種來源影響了農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距。更多學者結(jié)合農(nóng)村居民收入來源與農(nóng)村居民收入影響因素以及區(qū)域差異因素選擇自變量，如萬廣華選擇了土地、勞動、資本和教育等11個變量分析，認為地理因素是收入不平等的最主要因素，資本投入是最重要因素［11］；胡兵引入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)機械總動力和有效灌溉面積等9個自變量，分析認為影響區(qū)域農(nóng)村居民收入差距最重要的因素是各地區(qū)二、三產(chǎn)業(yè)以及由此引起的城市化發(fā)展［12］。由于農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素既包括不同收入來源因素，又包含各區(qū)域自然地理空間差異影響因素等，因此在自變量選擇上采用大多數(shù)學者使用的多變量分析方法。

結(jié)合理論分析和相關(guān)文獻研究，本文選取反映農(nóng)村居民收入省際間差距和區(qū)域間差距的基尼系數(shù)為因變量，選取自然地理條件等五組共16個因素考察農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素，包括自然地理因素、經(jīng)濟發(fā)展因素、農(nóng)業(yè)發(fā)展政策和投入因素、農(nóng)村非農(nóng)經(jīng)濟發(fā)展因素以及農(nóng)村勞動力素質(zhì)等因素。

表1 中國農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素初步選取

時間序列數(shù)據(jù)考察1978－2011年，共34個年份，采用的數(shù)據(jù)均來源于正規(guī)的出版年鑒，包括歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》《中國農(nóng)產(chǎn)品價格調(diào)查年鑒》《中國財政年鑒》《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》以及分省的統(tǒng)計年鑒等。由于不同指標的量綱不同，為了消除或減弱樣本數(shù)據(jù)噪聲干擾而呈現(xiàn)的不規(guī)則波動，對樣本數(shù)據(jù)采用進行了標準化處理。為了把標準化數(shù)據(jù)壓縮到［0，1］區(qū)間，采用極值標準化即歸一化處理，其公式為：X＝（X＇－X＇min）／（X＇max－X＇min），式中 X為數(shù)據(jù)標準化值，X＇為原始數(shù)據(jù)值，X＇min為原始數(shù)據(jù)最小值，X＇max為原始數(shù)據(jù)最大值［13］。最后，將歸一化后的數(shù)據(jù)作為影響因素分析的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)樣本。

經(jīng)濟系統(tǒng)中的各要素之間是相互交錯依存，很難完全獨立，自變量樣本過多容易產(chǎn)生多重共線性，影響分析的穩(wěn)定性和準確性，需要對自變量進行篩選，采用相關(guān)性分析精簡自變量間高度相關(guān)的自變量以及與因變量相關(guān)度很低的自變量。相關(guān)系數(shù)大于0.8以上，說明變量間有很強的相關(guān)性，選取因變量y與自變量x的相關(guān)系數(shù)大于0.75的共8個自變量，結(jié)合自變量與因變量相關(guān)性排序再依據(jù)自變量相關(guān)性兩兩比較后排除了x12和x15，通過變量相關(guān)性分析，最終保留了x2、x4、x6、x8、x11和x14共6個自變量，正好能夠在影響因素指標的5個準則層都得到反映。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

三、模型構(gòu)建與實證分析

（一）模型構(gòu)建

采用選取的自變量和因變量，建立農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距影響因素線性回歸模型，設(shè)定如下：

式中，Yt為t（t＝1978，…，2011）年農(nóng)村居民收入省際間差距基尼系數(shù)或者為農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域間差距基尼系數(shù)，Xit為篩選后的t年i（i＝1，2…，6）影響因素數(shù)值，為了便于分析，將相關(guān)性分析篩選出來的6個自變量x2、x4、x6、x8、x11、x14進行重新編號為 Xi（i＝1，2…，6），β0和βi為待估參數(shù)，μt為隨機誤差項。

（二）省際間農(nóng)村居民收入差異影響因素分析

首先，單位根檢驗。為了避免偽回歸現(xiàn)象的產(chǎn)生，在影響因素分析之前，需要對變量樣本數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗，常用的方法是進行單位根檢驗。采用ADF單位根檢驗法對省際間y、x1、x2、x3、x4、x5和x6進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果表明原變量除了x2以外都是非平穩(wěn)時間序列；進行一階差分后發(fā)現(xiàn)除了Δx3在1%臨界值下尚不平穩(wěn)以外，其他變量的一階差分均平穩(wěn)，但在5%臨界值下所有變量一階差分均呈現(xiàn)出平穩(wěn)性，達到一階單整序列即遵循I（1）單位根過程，具有相同的單整階數(shù)。因此，所選變量可能存在長期穩(wěn)定關(guān)系，滿足了協(xié)整檢驗前提，可以用協(xié)整分析。

其次，協(xié)整檢驗。單位根檢驗僅僅是針對變量的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗，但變量之間是否存在長期均衡關(guān)系需要進一步進行協(xié)整檢驗。由于涉及多個時間序列變量協(xié)整關(guān)系檢驗，運用協(xié)整檢驗中的Johansen法，分析變量之間是否存在長期均衡關(guān)系。

用Johansen法建立的VAR模型對滯后期比較敏感，適當增加滯后期長度可以在一定程度上消除誤差項中的自相關(guān)，但滯后期長度過大會影響自由度減小，不同滯后期對結(jié)果產(chǎn)生很大影響，需要用AIC和SC準則對滯后期進行選擇。從VAR模型滯后期選擇情況看，滯后期為3的時候AIC值最小。由于協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蜏笃跒闊o約束VAR模型一階差分變量滯后期，無約束VAR模型滯后期為3，因此確定協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蜏笃跒?［14］。選擇有截距項而不帶趨勢項的Johansen法進行協(xié)整檢驗。

表3 各變量ADF單位根檢驗結(jié)果

表4 VAR模型的最佳滯后期選擇

表5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

從協(xié)整檢驗結(jié)果看，跡統(tǒng)計檢驗顯示存在6個協(xié)整方程，最大特征檢驗顯示存在5個協(xié)整方程，即變量之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。運用標準化協(xié)整向量表達式，寫出方程的協(xié)整關(guān)系式為：

式中括號內(nèi)為標準差，LR對數(shù)似然值為495.642。協(xié)整方程式反映了時序變量之間的長期均衡關(guān)系，有效灌溉率x1和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)x3與省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)y呈現(xiàn)同向關(guān)系，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)x2、單位耕地面積農(nóng)業(yè)機械總動力x4、農(nóng)村非農(nóng)勞動力比重x5和農(nóng)村初中以上文化勞動力比重x6與省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)y呈現(xiàn)反向關(guān)系。

再次，結(jié)果分析。通過對省際間樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗得出各變量具有相同的單整階數(shù)，時序變量數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗得出變量之間存在長期均衡關(guān)系，通過標準化的協(xié)整方程可以看出各自變量與因變量之間的關(guān)系以及影響程度，排除正負方向按照影響力依次排序為：農(nóng)村初中以上文化勞動力比重、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)、有效灌溉率、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)、單位耕地面積農(nóng)業(yè)機械總動力和農(nóng)村非農(nóng)勞動力比重，即農(nóng)村勞動者素質(zhì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是省際間農(nóng)村居民收入差異的主要影響因素。

有效灌溉率（x1）。有效灌溉率是有效灌溉面積占農(nóng)作物總播種面積比重，衡量的是一個地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的水資源灌溉情況。有效灌溉率同省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)呈現(xiàn)同方向關(guān)系，即說明農(nóng)業(yè)灌溉程度是拉開省際間農(nóng)村居民收入差距的重要因素。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有著很大的地域自然環(huán)境特殊性，特別是受到水資源影響較大，故灌溉率變化1%引起省際間基尼系數(shù)變化6.240%。不同省際之間水資源分布不同，一些水資源豐富的省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件較好，農(nóng)村居民收入水平較高，而一些干旱少雨的省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)嚴重缺水，產(chǎn)量低下，農(nóng)村居民收入水平較低。因此，水資源是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的一個很重要因素，也是拉開省際間農(nóng)村居民收入水平的重要因素。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)（x2）。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中各個產(chǎn)業(yè)在農(nóng)業(yè)中所占比重情況，由于糧食作物投資收益率要低于經(jīng)濟作物以及一些林牧業(yè)收益率，所以一般認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)中種植業(yè)比重不宜偏高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的方向就是提高收益率高的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)比重。這里用種植業(yè)所占農(nóng)業(yè)比重來衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)，其值越低在一定程度上說明了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資回報率越高。從協(xié)整方程看，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)與省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)呈現(xiàn)反向關(guān)系，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動1%帶來基尼系數(shù)反向變動7.465%，種植業(yè)在農(nóng)業(yè)中的比重越高帶來省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)越小，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的非種植業(yè)比重越高農(nóng)村居民收入差距越大，這也說明了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資回報率高的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)比重增加拉大了省際間農(nóng)村居民收入差距。

農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)（x3）。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)反映的是生產(chǎn)者出售農(nóng)產(chǎn)品價格波動情況的相對數(shù)，反映了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格和結(jié)構(gòu)變動情況。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)與省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)呈同方向變動，價格指數(shù)變化1%帶來基尼系數(shù)變化3.113%，即價格指數(shù)相對數(shù)增加會引起收入差距擴大。農(nóng)產(chǎn)品出售價格越高，所帶來的省際間農(nóng)村居民收入差距就越大。

單位耕地面積農(nóng)業(yè)機械總動力（x4）。農(nóng)業(yè)機械總動力反映了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化程度，農(nóng)業(yè)機械總動力與省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)呈反方向變化，即農(nóng)業(yè)機械總動力變化1%帶來基尼系數(shù)反方向變化2.068%。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械化程度越高代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率越高，農(nóng)村居民收入水平增加越快，省際間農(nóng)村居民收入差距就越小。

農(nóng)村非農(nóng)勞動力比重（x5）。非農(nóng)勞動力比重是衡量農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個重要指標，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入在農(nóng)村居民收入中的比重越來越高，逐漸成為農(nóng)村居民收入的主要來源。農(nóng)村非農(nóng)勞動力比重變化1%引起省際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)反方向變化0.370%，即農(nóng)村非農(nóng)勞動力比重越大農(nóng)村居民收入省際間差距就越小，源于非農(nóng)收入增加了農(nóng)村居民收入，縮小了省際間農(nóng)村居民收入差距。

農(nóng)村初中以上文化勞動力比重（x6）。勞動力素質(zhì)包括身體素質(zhì)和科學文化素質(zhì)兩個方面，農(nóng)村勞動力的文化程度對農(nóng)村居民收入有著重要的影響。初中以上文化勞動力比重變化1%帶來省際間農(nóng)村居民收入反方向變化10.795%，即農(nóng)村居民文化程度越高省際間農(nóng)村居民收入差距就越小。文化程度對省際間基尼系數(shù)影響是6個要素中影響力最大的一個，說明農(nóng)村勞動力的文化程度不僅對農(nóng)村居民收入有著重要的影響，而且對縮小省際間農(nóng)村居民收入差距也有著重要的意義。

（三）區(qū)際間農(nóng)村居民收入差異影響因素分析

首先，單位根檢驗。由于區(qū)際間農(nóng)村居民收入差異影響因素即自變量與省際間一致，故在此只需要對農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)際間差距的基尼系數(shù)進行ADF平穩(wěn)性檢驗。

對農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)際間差距基尼系數(shù)y原序列進行ADF檢驗，依據(jù)AIC最小化準則，采用檢驗形式（c，0，5）即含有截距項、不含時間趨勢項和滯后階數(shù)為5，檢驗結(jié)果如下：

表6 區(qū)際間差距基尼系數(shù)y原序列ADF檢驗結(jié)果

從檢驗結(jié)果看，ADF檢驗統(tǒng)計量的值為－2.92 499，雖然比10%臨界值略小，但比1%和5%臨界值都大，不能說明其具有很好的穩(wěn)定性，即y原序列是不平穩(wěn)的，需要對其進行一階差分序列ADF檢驗，依然采用AIC最小化準則，檢驗形式為（0，0，0），即不含有截距項、不含時間趨勢項且滯后階數(shù)為0，檢驗結(jié)果如下：

表7 區(qū)際間差距基尼系數(shù)y一階差分序列ADF檢驗結(jié)果

從檢驗結(jié)果看，ADF檢驗統(tǒng)計量的值為－3.85 577，小于1%臨界值，說明Δy具有很好的平穩(wěn)性，滿足I（1）單位根過程，與其他自變量均滿足一階單整，具有相同的單整階數(shù)，可能有長期的穩(wěn)定關(guān)系，滿足了協(xié)整檢驗前提，可以用協(xié)整分析。

其次，協(xié)整檢驗。用Johansen法對各變量之間是否存在長期均衡關(guān)系進行檢驗，依據(jù)AIC和SC準則，結(jié)合協(xié)整模型與無約束VAR模型相互關(guān)系，最終確定協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蜏笃跒?，且選擇有截距項而不帶趨勢項的Johansen法進行協(xié)整檢驗。

表8 VAR模型的最佳滯后期選擇

表9 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

從協(xié)整檢驗結(jié)果看，跡統(tǒng)計檢驗顯示存在7個協(xié)整方程，最大特征檢驗顯示存在6個協(xié)整方程，即變量之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。運用標準化協(xié)整向量表達式，寫出方程的協(xié)整關(guān)系式為：

式中括號內(nèi)為標準差，LR對數(shù)似然值為564.382。協(xié)整方程式反映了時序變量之間的長期均衡關(guān)系，有效灌溉率x1、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)x2、單位耕地面積農(nóng)業(yè)機械總動力x4和農(nóng)村非農(nóng)勞動力比重x5與區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)y呈現(xiàn)反向關(guān)系，而農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)x3和農(nóng)村初中以上文化勞動力比重x6與區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)y呈現(xiàn)同向關(guān)系。

再次，結(jié)果分析。區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距各影響因素與區(qū)際間農(nóng)村居民收入基尼系數(shù)通過ADF檢驗呈現(xiàn)出同階平穩(wěn)性，協(xié)整檢驗又顯示出變量間有長期的均衡關(guān)系。不考慮正負影響的情況下，區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響因素按照系數(shù)絕對值依次排序為：農(nóng)村初中以上文化勞動力比重、有效灌溉率、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)、單位耕地面積農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)和農(nóng)村非農(nóng)勞動力比重，即勞動者素質(zhì)和農(nóng)業(yè)灌溉情況是區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距的主要影響因素。

四、結(jié)論及說明

基于相關(guān)理論和文獻研究，建立農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素指標體系，通過相關(guān)性分析篩選出其中6個因素對農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響情況進行分析，通過ADF檢驗變量的平穩(wěn)性以及運用Johansen協(xié)整分析法檢驗各變量間的長期均衡關(guān)系，最后得出標準化的協(xié)整方程，對比分析可以看出，相對于省際間和區(qū)際間農(nóng)村居民收入差異影響因素，不同影響因素在影響方向上、影響程度上以及影響因素排序上略有不同。

第一，從影響的方向上看。在區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響因素標準化協(xié)整方程中，x1、x2、x4和x5與y呈現(xiàn)反方向變化，即這些因素的提升會帶來區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距縮小。與省際間農(nóng)村居民收入差距影響因素不同的是x1即有效灌溉率，有效灌溉率對省際間農(nóng)村居民收入差距是同方向影響即有效灌溉率越高導致省際間農(nóng)村居民收入差距越大，主要源于省際間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水資源的分布差異性較大。而有效灌溉率與區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距是反方向關(guān)系，即灌溉率越高帶來區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距越小，主要原因可能是區(qū)際間比省際間水資源相對均勻化?？赡軈^(qū)域內(nèi)某個省份水資源相對稀缺，但是區(qū)域內(nèi)若干個省份相互鏈接成一個整體后，水資源布局情況可能得到一定均衡化。故提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)灌溉率有利于縮小區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距。此外，在區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響因素標準化協(xié)整方程中，x3和x6與y呈現(xiàn)同方向變化，即x3和x6的提升會帶來收入差距的擴大。這里不同的是x6即農(nóng)村初中以上文化勞動力比重對省際間與區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響方向相異，對省際間農(nóng)村居民收入差距呈現(xiàn)縮小作用，而對區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距表現(xiàn)出擴大作用，即農(nóng)村居民文化素質(zhì)的提高會在一定程度上擴大區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距，原因可能是區(qū)域化擴大了文化差異性對農(nóng)村居民收入的影響，比如高收入地區(qū)農(nóng)村居民文化素質(zhì)要遠遠高于低收入地區(qū)，勞動者文化素質(zhì)的區(qū)域差異成為區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距擴大的一個重要因素。

第二，從影響的程度上看。通過對比省際間與區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響因素的兩個標準化協(xié)整方程系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，第二個方程比第一個方程各因素系數(shù)明顯減小了，第一個方程變量系數(shù)除了x5系數(shù)以外其余均大于1，說明各因素對省際間農(nóng)村居民收入差距影響程度較大。而第二個方程各變量系數(shù)普遍較小，除了x1和x6略大于1以外，其余變量系數(shù)均小于1，說明各因素對區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響程度要小于對省際間農(nóng)村居民收入差距的影響程度。主要原因一方面可能是區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距基尼系數(shù)值要小于省際間，區(qū)際間差距要小于省際間差距；另一方面原因可能是區(qū)域化減小了各因素的影響程度，縮小了個體差異性。

第三，從影響因素排序上看。不考慮系數(shù)的正負性，依據(jù)兩個協(xié)整方程變量的系數(shù)絕對值排序情況，省際間排序為：x6＞x2＞x1＞x3＞x4＞x5，即農(nóng)村勞動者素質(zhì)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是省際間農(nóng)村居民收入差距的主要影響因素；區(qū)際間排序為：x6＞x1＞x3＞x4＞x2＞x5，即勞動者素質(zhì)和農(nóng)業(yè)灌溉情況是區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距的主要影響因素。省際間和區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響因素排序大致相似，主要因素都為勞動者素質(zhì)、農(nóng)業(yè)灌溉水平和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，突出了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重要性。

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