基于Shapley值法的農(nóng)民收入差距影響因素實(shí)證研究
——以遼寧省為例

于 洋，張 莉，劉廣東

（大連海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 大連 116023）

一、問(wèn)題的提出

作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，雖然中國(guó)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率已超過(guò)30%，但一個(gè)不可忽視的事實(shí)是城鄉(xiāng)間和區(qū)域間以及農(nóng)村內(nèi)部的收入差距仍在不斷擴(kuò)大。我國(guó)農(nóng)民人均收入與城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入的差距比為1∶3.22，全國(guó)農(nóng)村尚有年收入低于924元的絕對(duì)貧困人口和低收入人口約7500萬(wàn)。2017年1月8日國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的大陸居民收入的基尼系數(shù)為0.47，家庭凈財(cái)產(chǎn)基尼系數(shù)達(dá)到0.73，收入分配差距超出國(guó)際公認(rèn)的“警戒線(xiàn)”[1]。著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家林毅夫指出，目前中國(guó)貧富差距越來(lái)越大。隨著社會(huì)的進(jìn)步，人們對(duì)“公平”有了更高更迫切的要求，縮小貧富差距已成為社會(huì)各界的強(qiáng)烈共識(shí)。中共十九大報(bào)告把精準(zhǔn)扶貧作為逐步實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕時(shí)代目標(biāo)的重要內(nèi)容。毋庸置疑，離社會(huì)主義的最終目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)全體人民的共同富裕任重而道遠(yuǎn)。因此，對(duì)農(nóng)民收入差距影響因素進(jìn)行調(diào)查與實(shí)證分析具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)中有關(guān)收入差距問(wèn)題爭(zhēng)議最多的是造成收入差距的原因和影響要素分解方法。經(jīng)典研究如，郜亮亮運(yùn)用面板計(jì)量模型分析了我國(guó)東、中、西部地區(qū)農(nóng)民收入差距的變化趨勢(shì)和差距來(lái)源，指出工資性收入差距是主要原因[2]。虢超和丁建軍實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)增加農(nóng)戶(hù)家庭的收入的顯著因素是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本，且造成農(nóng)民戶(hù)家庭收入差異的重要原因是“關(guān)系”和教育的不平等[3]。馮穎和黨夏寧利用社會(huì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立了我國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響因素雙對(duì)數(shù)模型，指出為全面提高農(nóng)民收入，應(yīng)重視提高財(cái)政農(nóng)業(yè)支出效率[4]。湯丹從農(nóng)民家庭人均純收入水平和農(nóng)村居民收入差距兩個(gè)視角研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)農(nóng)民收入的影響程度存在顯著的區(qū)域差異[5]。?；鄣忍岢鲅芯坑绊戅r(nóng)民收入差距的關(guān)鍵因素是當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)精準(zhǔn)扶貧實(shí)踐的路徑創(chuàng)新方向[6]。林彩云提出需優(yōu)化土地補(bǔ)償和扶持政策，加大就業(yè)、創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)力度，合理利用農(nóng)戶(hù)社會(huì)資源和經(jīng)濟(jì)資源，促進(jìn)農(nóng)村貧困地區(qū)的經(jīng)貿(mào)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧，縮小城鄉(xiāng)收入差距[7]。

文獻(xiàn)綜述發(fā)現(xiàn)，近年來(lái)學(xué)術(shù)界普遍運(yùn)用Bourguignon和Shamrocks的理論來(lái)實(shí)現(xiàn)收入差距的組間分解研究。不同的學(xué)者基于收入差距的要素分解方法不盡相同，由Shamrocks提出的Shapley值的回歸分解法比較流行，該方法能很好地處理常數(shù)項(xiàng)和殘差項(xiàng)被忽略的問(wèn)題，在解釋收入差距貢獻(xiàn)率時(shí)具有明顯優(yōu)勢(shì)。綜述還發(fā)現(xiàn)，盡管現(xiàn)階段國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者從不同角度對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民的收入差距問(wèn)題進(jìn)行了廣泛系統(tǒng)的研究，但現(xiàn)有多數(shù)研究均是基于年鑒資料的宏觀(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，微觀(guān)解釋力度不夠，使得調(diào)控難度加大。而且基于某一省級(jí)區(qū)域內(nèi)量化分析農(nóng)戶(hù)收入差距的影響因素貢獻(xiàn)率以及這些影響因素在不同組間對(duì)收入差距的貢獻(xiàn)是否也存在差異性的研究實(shí)屬鮮見(jiàn)。

遼寧作為農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)民收入差距的擴(kuò)大已成為制約遼寧農(nóng)村發(fā)展的關(guān)鍵因素。2017年遼寧省農(nóng)民人均純收入1.29萬(wàn)元略低于全國(guó)均值1.34萬(wàn)元，農(nóng)民收入差距的日益擴(kuò)大不僅會(huì)加劇農(nóng)村地區(qū)貧困問(wèn)題，還將對(duì)遼寧省經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展以及社會(huì)和諧穩(wěn)定產(chǎn)生不容小覷的嚴(yán)重影響。因此，本文基于前人的研究成果，通過(guò)對(duì)遼寧省內(nèi)三個(gè)不同樣本地區(qū)農(nóng)戶(hù)收入及其差異的影響因素展開(kāi)調(diào)查與實(shí)證分析，從樣本總體、收入組間以及區(qū)域組間三個(gè)角度實(shí)證出遼寧省農(nóng)戶(hù)收入差距的主要影響因素，擬為制定農(nóng)民增收政策、縮小貧困差距提供有力依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源

統(tǒng)計(jì)分析所采用的數(shù)據(jù)全部來(lái)源于筆者所在學(xué)院農(nóng)林教研室和大連理工大學(xué)農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理研究中心共同組建調(diào)研小組于2017年3月—2017年9月對(duì)遼寧省南部、中部和西部三個(gè)不同區(qū)域的8縣（市）、16個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、20個(gè)村的480戶(hù)農(nóng)民家庭的入戶(hù)調(diào)查問(wèn)卷。在抽樣方法上，調(diào)研小組采取分層抽樣的方法：首先，于2017年4月—5月進(jìn)行了兩次預(yù)調(diào)查，在預(yù)調(diào)查基礎(chǔ)上修訂調(diào)查問(wèn)卷后，于2017年8月—9月展開(kāi)了正式調(diào)查。然后，運(yùn)用分層抽樣分別選取了丹東鳳城市的寬甸滿(mǎn)族自治縣、朝陽(yáng)市彰武縣、撫順市阜新縣、沈陽(yáng)市的法庫(kù)縣以及康平縣、鞍山海城市、大連瓦房店市以及營(yíng)口市大石橋八個(gè)樣本縣（市）進(jìn)行實(shí)地調(diào)研。其中，丹東市鳳城的寬甸滿(mǎn)族自治縣、朝陽(yáng)市彰武縣（鎮(zhèn)）以及撫順市阜新縣基本上都是典型的農(nóng)業(yè)縣（市），縣域經(jīng)濟(jì)相對(duì)較差；沈陽(yáng)市的法庫(kù)縣和康平縣雖均屬農(nóng)業(yè)縣，縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成鮮明對(duì)比；而鞍山海城市、大連瓦房店以及營(yíng)口大石橋均是農(nóng)村工業(yè)化水平較高的縣（市），縣域經(jīng)濟(jì)相對(duì)較好。樣本縣（市）涵蓋了遼南、遼中、遼西三個(gè)經(jīng)濟(jì)狀況不同的地區(qū)，每個(gè)地區(qū)分別選取了相對(duì)的富?？h（市）和貧困縣（市）。最后，在八個(gè)樣本縣（市） 分遠(yuǎn)郊、近郊和城郊三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，分別選擇了2—4個(gè)樣本村，在每個(gè)村分為純農(nóng)、兼業(yè)和非農(nóng)三種類(lèi)型，分別隨機(jī)選擇了20—30戶(hù)農(nóng)民家庭，進(jìn)行了入戶(hù)問(wèn)卷調(diào)查。這樣保證每個(gè)縣（市） 選取60戶(hù)農(nóng)民參與問(wèn)卷，樣本總數(shù)合計(jì)480份，剔除無(wú)效樣本，最終可用樣本為442份，樣本有效率達(dá)到92.08%。

三、模型的構(gòu)建與實(shí)證分析

（一）模型的構(gòu)建

基于研究數(shù)據(jù)的特征，在模型的選擇上采用半對(duì)數(shù)形式，其原因是收入變量取對(duì)數(shù)后更趨于正態(tài)分布，非線(xiàn)性模型可以有效規(guī)避常數(shù)項(xiàng)對(duì)收入差異的貢獻(xiàn)率爭(zhēng)議問(wèn)題，同時(shí)雙對(duì)數(shù)模型也沒(méi)有明顯擬合優(yōu)度的優(yōu)勢(shì)。所構(gòu)建的農(nóng)戶(hù)收入決定方程如下：

Ln(I)=f(Ai,Bj,Ck,Dk,β)+εi=1,2,...10,j=1,2,k=1,2,3.（1）

（二）變量的測(cè)量與統(tǒng)計(jì)分析

本文所引入的影響農(nóng)戶(hù)家庭年均純收入的主要解釋變量中，戶(hù)主受教育程度、農(nóng)業(yè)專(zhuān)業(yè)化程度、農(nóng)業(yè)種植面積均為無(wú)法用調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行準(zhǔn)確測(cè)量的潛在變量，因此，對(duì)這三個(gè)變量進(jìn)行了量表測(cè)量。對(duì)方程（1）中變量的描述以及相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表1。

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為準(zhǔn)確分析模型中各變量在不同地域和不同收入水平條件下對(duì)的農(nóng)戶(hù)人均純收入差異貢獻(xiàn)的影響程度，將樣本變量分地域和分收入進(jìn)行組間數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，組間變量統(tǒng)計(jì)特征見(jiàn)表2。

（三）模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

選用LIMDEP計(jì)量軟件對(duì)樣本整體與組間樣本農(nóng)戶(hù)的人均收入分別進(jìn)行了回歸分析，模型結(jié)果見(jiàn)表3。在模型估計(jì)過(guò)程中，發(fā)現(xiàn)戶(hù)主受教育程度與勞動(dòng)力受教育年限存在嚴(yán)重共線(xiàn)性，因此，考慮剔除戶(hù)主受教育程度變量，保留其他變量進(jìn)行模型統(tǒng)計(jì)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，adjusted-R2分別為0.6732、0.7230、0.5901、0.6327、0.5998、0.4702，統(tǒng)計(jì)結(jié)果與預(yù)期方向也基本一致，表明模型的整體與組間擬合效果均較好。

1.農(nóng)民收入差距影響因素分析

根據(jù)收入決定方程統(tǒng)計(jì)結(jié)果，無(wú)論是對(duì)樣本整體還是分地區(qū)和分收入的兩個(gè)組間的回歸，均顯示為：家庭勞動(dòng)力人均受教育年限、外出務(wù)工時(shí)間、農(nóng)業(yè)種植面積、糧食作物比例、家庭年生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入總額對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭的人均純收入具有顯著影響。在這五個(gè)影響因素中，糧食作物種植比例對(duì)遼寧省農(nóng)民人均純收入產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，其余變量均對(duì)人均純收入產(chǎn)生正向影響。其中，家庭勞動(dòng)力人均受教育年限和外出務(wù)工時(shí)間對(duì)農(nóng)民收入的正向影響程度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)業(yè)種植面積和家庭年生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入總額。這一結(jié)果說(shuō)明在農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)中工資性收入比重大小對(duì)人均純收入產(chǎn)生的正效應(yīng)更顯著。另外，家庭勞動(dòng)力數(shù)量、是否受過(guò)專(zhuān)業(yè)技術(shù)培訓(xùn)以及加入合作社、農(nóng)業(yè)專(zhuān)業(yè)化程度對(duì)遼寧省農(nóng)民人均純收入的作用方向與預(yù)期相一致，但影響并不顯著。

2.農(nóng)民收入影響因素組間差異分析

由表3可以看出，農(nóng)戶(hù)家庭人口數(shù)量和勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)遼南地區(qū)農(nóng)村人均純收入的影響均表現(xiàn)出1%的顯著性水平，表明家庭規(guī)模和勞動(dòng)力數(shù)量是影響遼南地區(qū)農(nóng)民收入的重要變量，但這兩個(gè)變量對(duì)遼中和遼西地區(qū)的農(nóng)民均純收入?yún)s沒(méi)有顯著影響。并且，從表2中家庭規(guī)模均值統(tǒng)計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，遼南地區(qū)（4.33） 的家庭人口數(shù)也略高于遼西（4.19） 和遼中地區(qū)（4.04）。

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表3還顯示，雖然對(duì)于遼南、遼中和遼西三個(gè)地區(qū)的農(nóng)民來(lái)說(shuō)，家庭勞動(dòng)力的受教育年限、務(wù)工時(shí)間、農(nóng)業(yè)種植面積、糧食作物比例以及生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的投入額對(duì)人均純收入均表現(xiàn)出顯著影響，但作用的程度存在差異。并且，從表2可知，對(duì)于家庭勞動(dòng)力受教育年限、外出務(wù)工時(shí)間這兩個(gè)變量，遼南地區(qū)的均值（9.42，7.90） 明顯高于遼寧其他地區(qū)，遼西地區(qū)的均值（8.85，6.33） 最低。而對(duì)于農(nóng)業(yè)種植面積和糧食作物比例，遼西地區(qū)的均值（2.43，4.21）相對(duì)較高。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額均值遼南地區(qū)（22875.01） 最高，遼中地區(qū)（7097.7） 最低，并且差距較懸殊。同時(shí)，從表3可知，家庭勞動(dòng)力受教育年限、農(nóng)業(yè)種植面積對(duì)遼西地區(qū)農(nóng)民人均純收入的影響在僅在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，回歸參數(shù)分別是0.0351和0.0133，說(shuō)明這兩個(gè)變量在遼西地區(qū)的正效應(yīng)相對(duì)較弱。另外，遼南地區(qū)純務(wù)農(nóng)型農(nóng)戶(hù)家庭的收入增長(zhǎng)表現(xiàn)出較強(qiáng)的負(fù)效應(yīng)（-0.6993），而遼寧其他地區(qū)的農(nóng)民生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征沒(méi)有對(duì)其收入增長(zhǎng)表現(xiàn)出顯著影響。

3.農(nóng)戶(hù)收入影響因素的收入組間差異分析

由表3可知，在影響遼寧省農(nóng)民人均純收入的主要因素中，除生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額變量對(duì)高收入和低收入組均產(chǎn)生1%統(tǒng)計(jì)上的顯著性水平外，其余變量的顯著性在不同收入組都存在不同程度的差異性。高收入組生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入（27590.08）遠(yuǎn)高于低收入組 （5508.90）。

從表3還看出，家庭勞動(dòng)力的務(wù)工時(shí)間、農(nóng)業(yè)種植面積和糧食作物比例對(duì)遼寧省低收入農(nóng)民家庭的人均純收入的影響表現(xiàn)出1%的顯著性，而這三個(gè)變量對(duì)高收入農(nóng)民的影響顯著性分別為10%、5%和10%，其中糧食作物比例對(duì)高收入和低收入組農(nóng)民收入均產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。表2顯示，遼寧省高收入農(nóng)民家庭的勞動(dòng)力務(wù)工時(shí)間（11.56）和農(nóng)業(yè)種植面積（5.23）明顯高于低收入農(nóng)民（5.04，1.06），勞動(dòng)力受教育年限對(duì)高收入組的農(nóng)民人均純收入的正效應(yīng)也顯著高于低收入組。在所選取的遼寧省低收入農(nóng)戶(hù)樣本中，勞動(dòng)力平均年齡對(duì)家庭人均純收入產(chǎn)生顯著負(fù)效應(yīng)，而在遼寧省高收入農(nóng)民家庭中這一變量的影響正好相反，但正效應(yīng)不具有顯著性?？梢越忉尀榈褪杖朕r(nóng)民家庭的勞動(dòng)力平均年齡（47.66） 比高收入農(nóng)民家庭（42.09） 高出5.57（見(jiàn)表2）。同時(shí)，是否參與合作經(jīng)營(yíng)和是否屬于兼業(yè)型對(duì)低收入組農(nóng)民家庭人均純收入的增長(zhǎng)產(chǎn)生正效應(yīng)，而對(duì)高收入組的影響沒(méi)有顯著性。

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四、遼寧省農(nóng)民收入差距的Shapley值分解

基于遼寧省農(nóng)民收入決定方程的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，運(yùn)用Shapley值法對(duì)農(nóng)戶(hù)收入產(chǎn)生差距的各顯著影響因素進(jìn)行分解，再分別對(duì)樣本總體、地區(qū)組和收入組三個(gè)不同角度測(cè)算出整體和組間各顯著因素對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭人均收入差距的貢獻(xiàn)率。選用LIMDEP計(jì)量軟件進(jìn)行Shapley值的分解和運(yùn)算，各顯著變量的Shapley值測(cè)算結(jié)果如表4所示。

由Shapley值分解結(jié)果可知，從遼寧省抽取的農(nóng)戶(hù)家庭樣本整體情況來(lái)看，對(duì)農(nóng)民人均純收入影響最大的因素是家庭勞動(dòng)力的年均出外務(wù)工時(shí)間，貢獻(xiàn)率達(dá)到24.31%。家庭勞動(dòng)力平均受教育年限和遼中地區(qū)虛擬變量是第二和第三大影響因素，其貢獻(xiàn)率為19.94%和15.58%。其次分別是為家庭年均經(jīng)營(yíng)性投入額、家庭勞動(dòng)力平均年齡、糧食作物比例、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、是否兼業(yè)型、農(nóng)業(yè)種植面積和家庭規(guī)模，其對(duì)人均純收入的影響貢獻(xiàn)程度依次為14.44%、8.66%、8.02%、6.64%、4.95%、3.97%和1.99%。

從遼寧省不同地區(qū)抽取的樣本統(tǒng)計(jì)情況來(lái)看，遼南地區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭的勞動(dòng)力年均出外務(wù)工時(shí)間對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生差距的貢獻(xiàn)最大，其貢獻(xiàn)率為28.84%；第二是家庭勞動(dòng)力平均受教育年限，其貢獻(xiàn)率為20.98%；第三是家庭年均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額，其貢獻(xiàn)率為16.14%；其他顯著影響因素分別是：勞動(dòng)力數(shù)量、家庭規(guī)模、糧食作物比例和農(nóng)業(yè)種植面積，其貢獻(xiàn)率依次為15.83%、8.02%、6.04%和4.04%。遼中地區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭的勞動(dòng)力年均出外務(wù)工時(shí)間對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生差距的貢獻(xiàn)最大，其貢獻(xiàn)率為35.05%；第二是家庭勞動(dòng)力平均受教育年限，其貢獻(xiàn)率為20.12%；第三是家庭勞動(dòng)力平均年齡，其貢獻(xiàn)率為17.09%；其他顯著影響因素分別是：家庭年均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額、糧食作物比例、農(nóng)業(yè)種植面積和農(nóng)業(yè)專(zhuān)業(yè)化程度，其貢獻(xiàn)率依次為16.06%、4.9%、4.24和3.75%。遼西地區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭的勞動(dòng)力年均出外務(wù)工時(shí)間對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生差距的貢獻(xiàn)最大，其貢獻(xiàn)率高達(dá)40.03%；第二是家庭勞動(dòng)力平均受教育年限，其貢獻(xiàn)率為24.06%；第三是家庭年均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額，其貢獻(xiàn)率為21.69%；其他顯著影響因素分別是：糧食作物比例和農(nóng)業(yè)種植面積，其貢獻(xiàn)率依次為7.34和5.03%?？梢钥闯?，對(duì)遼南和遼西地區(qū)農(nóng)民收入差距貢獻(xiàn)最大的三個(gè)影響因素具有一致性，依次是務(wù)工時(shí)間、受教育年限和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入，而遼中地區(qū)略有不同，貢獻(xiàn)最大的依次是務(wù)工時(shí)間、受教育年限和勞動(dòng)力年齡。

從遼寧省不同收入組抽取的樣本統(tǒng)計(jì)情況來(lái)看，遼寧低收入農(nóng)戶(hù)家庭的勞動(dòng)力年均出外務(wù)工時(shí)間對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生差距的貢獻(xiàn)最大，其貢獻(xiàn)率為21.45%；第二是家庭勞動(dòng)力平均受教育年限，其貢獻(xiàn)率為17.57%；第三是遼南地區(qū)虛擬變量，其貢獻(xiàn)率為16.50%；其他顯著影響因素分別是：家庭年均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額、糧食作物比例、農(nóng)業(yè)種植面積和農(nóng)業(yè)專(zhuān)業(yè)化程度，其貢獻(xiàn)率依次為16.06%、4.9%、4.24和3.75%。其他顯著影響因素分別是：家庭勞動(dòng)力平均年齡、家庭年均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額、糧食作物比例、遼西地區(qū)虛擬變量、是否兼業(yè)型和農(nóng)業(yè)種植面積，其貢獻(xiàn)率依次為14.23%、13.03%、6.17%、5.73%、5.69%和3.43%。遼寧高收入農(nóng)戶(hù)家庭的勞動(dòng)力年均出外務(wù)工時(shí)間對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生差距的貢獻(xiàn)最大，其貢獻(xiàn)率為29.44%；第二是家庭勞動(dòng)力平均受教育年限，其貢獻(xiàn)率為22.09%；第三是遼中地區(qū)虛擬變量，其貢獻(xiàn)率為16.73%；其他顯著影響因素分別是：家庭年均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性投入額、家庭勞動(dòng)力平均年齡、糧食作物比例和農(nóng)業(yè)種植面積，其貢獻(xiàn)率依次為14.23%、13.03%、6.17%、5.73%、5.69%和3.43%。其他依次為：家庭經(jīng)營(yíng)性投入、勞動(dòng)力平均年齡、糧食播種面積占總播種面積的比例以及戶(hù)均耕地面積，貢獻(xiàn)率分別為14.23%、11.52%、6.01%和4.15%。

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五、結(jié)論與政策建議

本研究基于Shapley值法的實(shí)證分析得出，從遼寧省整體、遼南地區(qū)、遼中地區(qū)、遼西地區(qū)、低收入組和高收入組六個(gè)角度對(duì)遼寧省農(nóng)戶(hù)收入差距影響因素的分解結(jié)果具有高度的一致性。從整體來(lái)看，影響遼寧省農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)最顯著的因素是農(nóng)戶(hù)家庭的勞動(dòng)力年均出外務(wù)工時(shí)間和家庭勞動(dòng)力平均受教育年限，從不同地區(qū)和收入組的情況來(lái)看，二者也是遼寧省農(nóng)戶(hù)家庭之間產(chǎn)生收入差距的顯著因素。無(wú)論是勞動(dòng)力年均出外務(wù)工時(shí)間，還是勞動(dòng)力平均受教育年限，對(duì)遼寧省高收入農(nóng)戶(hù)家庭的貢獻(xiàn)均高于低收入農(nóng)戶(hù)家庭。結(jié)論還表明，造成遼寧省農(nóng)民收入產(chǎn)生差距的影響因素很多，只有結(jié)合遼寧省縣域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展現(xiàn)狀與比較優(yōu)勢(shì)，既全面考慮與全國(guó)其他省份的差距，又要重視省內(nèi)局部區(qū)域的差異性，才能從根本上找出農(nóng)民收入產(chǎn)生差距的原因，提出確保遼寧省不同區(qū)域農(nóng)民收入穩(wěn)定均衡增長(zhǎng)的有效政策。

本文的政策意義是顯著的。首先，從遼寧省整體來(lái)看，促進(jìn)遼寧省農(nóng)村富余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移和就業(yè)是提高農(nóng)民工資性收入的根本保障。當(dāng)務(wù)之急，政府要著力扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)中小企業(yè)，努力培育農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和特殊農(nóng)業(yè)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，保證農(nóng)民工資性收入穩(wěn)定增長(zhǎng)。通過(guò)金融支持、稅收減免等優(yōu)惠政策，吸引和鼓勵(lì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)中小企業(yè)等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)加快轉(zhuǎn)型和升級(jí)，對(duì)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的遼南地區(qū)，應(yīng)逐步引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)金融的健全，允許民間金融機(jī)構(gòu)介入，從根本上解決遼寧省中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)融資難，提高其風(fēng)險(xiǎn)防范能力。進(jìn)一步從省內(nèi)不同地區(qū)農(nóng)民人均收入情況看，雖然表現(xiàn)出明顯的非均衡狀態(tài)，各地區(qū)仍可以因地制宜地根據(jù)自身資源條件和稟賦發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。對(duì)于遼南地區(qū)，應(yīng)制定相應(yīng)的鼓勵(lì)政策，引導(dǎo)和扶持資本和技術(shù)密集型的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的整合和轉(zhuǎn)型，形成中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)集群，努力提高產(chǎn)業(yè)附加值。同時(shí)，引導(dǎo)遼南農(nóng)村地區(qū)的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向遼西地區(qū)擴(kuò)散。遼中農(nóng)村地區(qū)后發(fā)優(yōu)勢(shì)突出，但調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，沈陽(yáng)市的農(nóng)民認(rèn)為被消費(fèi)侵權(quán)現(xiàn)象頗為嚴(yán)重，達(dá)到50.64%。政府應(yīng)努力營(yíng)造利于中小鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)健康發(fā)展的軟環(huán)境，專(zhuān)門(mén)成立查訪(fǎng)辦公室，定期對(duì)職能部門(mén)的違規(guī)違法行為進(jìn)行暗訪(fǎng)和監(jiān)督，加大處罰力度、加速“外引內(nèi)升”，從而吸引國(guó)內(nèi)外優(yōu)秀企業(yè)投資辦廠(chǎng)，擴(kuò)大就業(yè)。通過(guò)將遼西地區(qū)富余農(nóng)村勞動(dòng)力資源與遼南和遼中地區(qū)資金、技術(shù)和人才等資源優(yōu)勢(shì)的有機(jī)整合，引導(dǎo)遼寧各地區(qū)的資源共享與聯(lián)動(dòng)機(jī)制，加速遼寧省區(qū)域非農(nóng)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)體系的形成。同時(shí)，農(nóng)業(yè)水平發(fā)展相對(duì)落后的遼西地區(qū)，還可以借鑒海城市接文鎮(zhèn)王家堡村的經(jīng)驗(yàn)，培育發(fā)展林果產(chǎn)業(yè)和棚菜生產(chǎn)等特色農(nóng)業(yè)企業(yè)，采取中、小村鎮(zhèn)合作經(jīng)營(yíng)模式解決當(dāng)?shù)刂苓呣r(nóng)民的就業(yè)。

其次，重視教育在提高農(nóng)戶(hù)收入方面所起到的作用。目前遼寧省農(nóng)民家庭勞動(dòng)力的平均受教育程度仍然比較低，尤其是遼西農(nóng)村勞動(dòng)力的學(xué)歷水平遠(yuǎn)低于其他地區(qū)，這也是遼西地區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭人均純收入明顯偏低的重要原因。因此，遼寧省各級(jí)政府應(yīng)提高對(duì)農(nóng)村人口教育的投資額度，制定合理激勵(lì)辦法，鞏固和普及義務(wù)教育，并逐漸擴(kuò)大農(nóng)村免費(fèi)中等職業(yè)技術(shù)教育的覆蓋范圍。同時(shí)，政府財(cái)政補(bǔ)貼教育的政策和力度應(yīng)適度向遼西地區(qū)傾斜，由政府設(shè)立專(zhuān)項(xiàng)的創(chuàng)業(yè)基金，選拔和培養(yǎng)具有創(chuàng)業(yè)意識(shí)的高學(xué)歷的農(nóng)村勞動(dòng)力加入到遼西地區(qū)創(chuàng)業(yè)大潮中來(lái)，提高遼寧整體農(nóng)民的就業(yè)素養(yǎng)和水平，縮小各地區(qū)間農(nóng)民的收入差距。