中国农村居民的收入差距与原因分析.docx
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中国农村居民的收入差距与原因分析
福建省自学考试本科毕业论文
题目：
农村居民的收入差距与原因分析
姓名：
专业：
社会工作与管理
学号：
指导教师：
2011年09月06日
农村居民的收入差距与原因分析
内容提要：
根据2001年在福建省寿宁县和厦门市10个乡镇913户农村居民抽样调查的资料，本文分析了农村居民收入差距的现状和原因。
作者认为，随着农户收入的提高，农户之间的收入差距也日益扩大，经济越是发达，收入差距也越大。
地域因素和不同收入来源都对农户收入产生显著影响。
统计分析还表明，是否党员和是否担任村干部对农户收入并不具有显著影响，而受教育程度则对农户收入具有正面积极影响。
关键词：
农村居民收入差距社会转型
一、导言
自从改革开放以来，随着生产责任制的实施，农村居民的收入有了很大提高。
但是，与此同时，农村居民之间的收入差异也日益扩大。
有关统计表明（参看唐平、曹蓉，1996），自1980年至1985年，中国东、中、西部地区农村居民农村人均纯收入年递增速度分别为16.4%、14.6%和12.9%。
尽管东中西部地区农村居民收入水平都均有大幅度提高，但地区差距则不断扩大。
1980年，中、西部农村居民与东部农村居民收入的绝对差额分别为37元和46元，到1995年收入绝对差距则扩大到724和1066元。
中国农村居民收入差异的扩大引起了许多相关学者的注意。
张平在研究中国农村发展的不平等时，试图回答乡镇企业在农村收入不平等中的作用，认为中国农村收入差距既来自区域内也来自区域间，其中区域间收入差异对总的不平等贡献在加大，而区域间收入差距加大最主要的原因是区域间工资性收入的不平等，即各个区域间农村非农化就业机会上的不均等（张平，1998）。
赵满华、窦文章（1997）在归纳农村居民收入发生变化的几个特征时，也谈到不同区域之间农村居民的收入差距扩大和家庭经营性纯收入的比重明显上升。
农民收入差距的扩大也引起了社会学者的关注。
美国学者倪志伟根据1985年在福建农村的调查数据提出了著名的市场转型理论（Nee,1989）。
倪志伟的研究表明，在人力资本和家庭组成因素一致的情况下，现任干部家庭收入低于一般农户。
与企业主家庭相比，现任干部家庭、离任干部家庭的收入都存在相当差距。
因此，倪志伟认为市场转型经济降低了对政治权力的回报，与此同时，人力资本对收入的作用得到提升，这表现在市场改革后夫妻合计教育程度对家庭收入的影响是正向的，且具有统计显著性。
而国内学者陆学艺（1999）则根据农村居民收入的变化以及农民的分化情况，认为农民已经分化为八个阶层：
农业劳动者、农民工、雇工、农民知识分子、个体劳动者与个体工商户、私营企业主，乡镇企业管理者、农村管理者等。
为了进一步研究农村社会分层中地域差异的影响，我们于2001年10月在福建省厦门市和寿宁县进行了问卷调查。
本次调查抽取了福建省寿宁县的5个乡镇和厦门市同安区4个乡镇以及厦门岛内的禾山镇，每个乡镇又抽取4个行政村，按随机原则抽取20至25位访问对象。
此次调查共取得有效样本913个，其中男性样本513，女性样本398，缺省值为2。
本文拟根据此次调查的数据对福建农村居民收入的差异及原因进行分析。
之所以在福建省内选择厦门和寿宁的农村进行调查，是因为这两个地区较具有代表性。
厦门是五个经济特区之一，享受国家特殊的优惠政策，在制度上相对宽松，经济发展水平相当高，二、三产业发达，吸引外资数量也很多。
城市周边地区的农村也相应的受到了厦门岛内的辐射，因此，这些地区的经济发展程度在农村地区属于非常发达的。
而寿宁地处北部山区，是福建省较穷的一个县。
这里交通不便，可利用资源虽然很多，但开发不够，农民的主要产业就是种植业和养殖业，除此之外矿藏很少。
种植和养殖出的成果由于交通不便和远离闹市地区，销量很差。
同时，当地又缺少先进的科学技术指导，因此，生产效率不高。
二、两地农户收入情况及内部差异
本次调查问卷中与本文分析相关的项目分为两大部分，第一部分为农民去年经济收入状况，其中包括去年家庭总收入，种植业收入，养殖业收入，家庭经营收入，外出打工收入，房屋出租收入等等。
种植业收入包括种粮食以及蔬菜、水果、茶叶等经济作物；养殖业包括养猪、养鸡、养鸭、养鱼等收入；家庭经营收入包括办工厂、开商店等收入；外出打工包括劳务输出的收入。
第二部分属于自变项，包括个人特质、人力资本和政治资本等。
个人特质包括性别、年龄、婚否等；人力资本主要是受教育水平；政治资本包括是否党员、是否担任村干部。
从统计结果来看，农村居民的收入差距甚大。
两地农村居民家庭年均收入为15226.25元，而标准差则为40200.22元，离散系数高达264%（参看表1）。
在所调查的家庭中，收入最高的5%的家庭的年平均收入高达100476元，而收入最低的5%家庭的年平均收入只有1086元，前者是后者的92.5倍；收入最高的10%的家庭的年平均收入是66533元，而收入最低的10%的家庭的年平均收入只有1459元，前者是后者的45倍。
从整体看，收入较高者之间的差异也越大。
收入最高的10%的家庭年收入的离散系数高达168%，而收入最低的10%家庭收入的离散系数只有45%。
两地农户之间收入的差距也相当大。
从表1可以看出，寿宁415个被调查家庭的平均年收入为8690.61元，标准差为8645.97元;厦门364个被调查家庭的年平均收入22677.59元,标准差为57217.59元。
方差分析表明，两地农户收入的差距具有统计显著性（p<.0.001）。
当然，收入的差异不仅只存在两地农户之间，两地农户内部的差异也相当大。
从两地农户收入的离散系数可以发现，寿宁农户年收入的离散系数为0.99,而厦门农户年收入的离散系数更高达2.55,由此可见经济发达的厦门农户之间的收入差距远远大于寿宁农户之间的收入差距。
从不同乡镇情况看，寿宁县的大安、犀溪、竹管垅三个乡的农户平均年收入都在10000元以下，寿宁县所调查的5个乡镇中只有鳌阳和武曲2个镇农户的年均收入在10000元以上。
厦门5个乡镇家庭的年平均收入都在万元以上，其中同安区的莲花、大嶝、内厝都在10000元以上，15000元以下，而湖里区的的禾山镇接近30000元，同安区的马巷镇高达40000多元。
方差分析表明，不同乡镇农户收入的差异也具有统计显著性（p<.0.001）。
表1寿宁与厦门两地农村居民平均家庭收入与家庭人均收入（单位：
元）
平均家庭年收入
家庭人均年收入
平均数
标准差
离散系数
平均数
标准差
离散系数
N
寿宁
8690.614
8645.976
0.99
1955.085
1955.665
1.00
415
厦门
22677.59
57217.59
2.52
4781.915
7711.997
1.61
364
两地平均
15226.25
40200.22
2.64
3275.966
5637.091
1.72
779
三、影响农户收入差异的原因
是哪些因素造成农村居民收入之间如此巨大的差异呢？
根据调查资料，我们从两个方面进行了分析：
一是收入来源，二是个人因素，包括是否村干部、是否党员以及文化程度等。
先来看收入来源对农户收入的影响。
在问卷中我们问到被访者是否有种植业收入、养殖业收入、家庭经营收入、外出打工收入和房屋出租收入以及这些收入的具体数字。
为了便于分析，我们把种植收入与养殖收入合为一项称为“农业收入”。
统计表明，在780位被访者中，有农业收入的家庭486户，占62.3%；有家庭经营收入的家庭188户，占24%；有外出打工收入的家庭251户，占32%；有房租收入的家庭54户，占6.9%。
从表2可以看出，有农业收入的农户的年人均收入为2447.2元,没有农业收入的农户的年人均收入为4646.97元,后者远远高于前者；没有家庭经营收入的农户的年人均收入为2974.83元,有此项收入的农户的年人均收入则高达4225.79元；没有房租收入农户的人均年收入为3033.34元，有房租收入农户的人均年收入则达6453.41元。
方差分析表明，是否具有上述三项收入对农户人均收入造成的差异具有统计显著性。
在表2所列的几项收入来源中，有打工收入与没有打工收入的农户的人均年收入相差不大，而且也不具有统计显著性。
这表明，以农业为主要收入的家庭的收入都较低，而家庭经营和房屋出租都能大大提高家庭的收入。
表2收入来源与农户年人均收入（单位：
元）
是否有
农业收入
是否有家庭
经营收入
是否有
打工收入
是否有
房租收入
4646.97****（2447.20）
2974.83***（4225.79）
3263.77（3302.84）
3033.34****（6543.41）
说明:
括号外的数据为无该项收入的家庭的年平均收入，括
号内的数据为有该项收入的家庭的平均年收入。
ANOV分析的显著
性水平：
*p<.10**p<.05***p<.01****p<.001
那么，个人因素对家庭收入的影响又是如何呢？
从个人政治面貌看，在寿宁的413个被访者中，按家庭年人均收入的高低排列依次是：
党员2523.18元、共青团员2234.66元、曾入过团者2217.84元、群众1807.32元，但方差分析表明这种差异不具有统计显著性。
在厦门的362个被访者中，家庭人均年收入最高的是共青团员，为7489.39元，其次是党员，5707.42
表3政治面貌与家庭人均年收入表4是否担任村干部与家庭人均收入
政治面貌
家庭人均年收入
人数
是否当过村干部
家庭人均年收入
人数
寿宁
共产党员
2523.18
49
寿
目前就是
3367.31
26
共青团员
2234.66
19
宁
曾经当过
2294.85
38
曾入过团
2217.84
50
从没当过
1821.61
304
群众
1807.32
295
小计
1973.52
372
小计
1959.29
413
厦
目前就是
4958.51
24
厦门
共产党员
5707.42
63
门
曾经当过
5801.35
39
共青团员
7489.39
11
从没当过
4291.13
266
曾入过团
5311.22
42
小计
2773.33
334
群众
4339.82
246
两地合计
3385.68
706
小计
4786.23
362
两地合计
3278.05
775
元，入过团者列第三，最后是群众，但这些差异也不具有统计显著性。
从是否担任村干部这方面看，在寿宁的被访者中目前担任村干部者的收入最高，其次是曾经担任过干部者，而在厦门组中，曾经担任过村干部者的家庭人均收入最高，其次才是目前在任的村干部。
但这些差异在统计上不具有显著性，表明是否担任村干部并不是造成家庭收入差异的原因。
为了进一步分析农村居民收入差异的原因，在表5中我们建立了两个不同的回归模型。
在模型I中，我们分别以虚拟变量“是否有农业收入”、“是否有经营收入”、“是否有打工收入”以及“是否有房租收入”作为自变量（1=有，0=无），用以预测家庭人均年收入。
在包括寿宁和厦门两地的总样本中，有农业收入对家庭人均年收入有负面影响，且有统计显著性；经营收入和房租收入对家庭收入有正面影响，也有统计显著性。
在总体样本的方程中，我们还加入了是否寿宁作为控制变量，统计结果显示区域对家庭收入的影响是相当巨大的。
而在寿宁县的样本中，值得注意的是，是否有房租收入对家庭收入的影响不具有统计显著性，而是否有打工收入对则家庭收入则具有正面影响，且有一定的显著性，表明在寿宁外出打工确实是家庭的一个重要收入来源。
在厦门样本中，是否有农业收入与是否有经营收入没有统计显著性，而只有房租收入对家庭收入的影响有统计显著性。
在模型II中，我们增加了“是否党员”、“是否村干部”和受教育年限三个预测变量，另外加入受访者的性别和年龄作为控制变量。
由于农村居民的收入通常是以家庭为单位计算的，因此我们在访问中没有问受访者个人的年收入是多少，只问受访者家庭的年收入是多少，而家庭人均年收入是通过将家庭的年收入除以家庭人口计算的。
当我们用受访者的一些个人特质（是否党员、是否村干部以及文化程度）作为自变量预测家庭人均年收入时，就必须控制性别和年龄这两个变量。
在控制了性别和年龄这两个变量以后，个人的不同特质对家庭收入的影响才可以进行比较。
根据表5的分析结果，有几点值得我们注意：
第一，农业收入对家庭人均年收入的影响具有很强的区域性。
根据模型I，在总样本中，“是否有农业收入”对家庭人均收入的影响具有显著性，在寿宁地区样本中这一预测变量对家庭收入的影响也具有显著性，但在厦门样本中不具有统计显著性。
在模型II中的总样本中，在加入上述预测变量和控制变量后，在模型I中对收入具有统计显著性水平的“是否有农业收入”不再具有统计显著性，这说明在总样本中，是否有农业收入对家庭收入的影响可能是其他因素导致的。
根据模型II，在厦门地区的样本中，农业收入对家庭人均收入的影响也不具有统计显著性。
但在寿宁地区，在加入以上预测变量和控制变量后，农业收入对家庭人均收入的影响还是具有统计显著性。
表5回归分析
自变量
模型I
模型II
总样本
寿宁
厦门
总样本
寿宁
厦门
是否有农业收入a
-1048.65**
（-0.090）
-951.098****
（-0.211）
-1101.31
（-0.071）
-636.63
（-0.054）
-767.36****
（-0.169）
-612.23
（-0.039）
是否有经营收入b
1165.482**
（0.088）
1039.545****
（0.236）
1430.452
（0.075）
926.51**
（0.069）
929.75****
（0.210）
1396.9
（0.072）
是否有打工收入c
-460.71
（-0.038）
415.0483*
（0.090）
-1178.42
（-0.075）
-564.55
（-0.046）
379.73*
（0.082）
-1301.4
（-0.082）
是否有房租收入d
2359.133***
（0.106）
477.4176
（0.042）
3011.563**
（0.123）
1841.64**
（0.082）
488.86
（0.043）
1874.69
（0.076）
是否
寿宁e
-2507.81****
（-0.222）
-2385.96****
（-0.209）
是否
党员f
503.21
（0.030）
499.48*
（0.082）
406.16
（0.019）
是否村
干部g
-335.02
（-0.021）
175.53
（0.032）
-932.30
（-0.043）
受教育
年限
423.4813****
（0.274）
124.26****
（0.222）
646.53****
（0.321）
性别h
（男=1）
-1520.87****
（-0.131）
-485.14**
（-0.120）
-2401.61***
（-0.153）
年龄
65.61****
（0.152）
16.68*
（0.110）
97.41***
（0.166）
N
778
414
363
762
406
355
Constant
4971.325****
2272.371****
5166.293****
567.189
1025.132*
-1273.937
AdjustedR2
.092
.373
.027
.141
.161
.097
说明：
a,参考类型是“没有农业收入”；b,参考类型是“没有经营收入”；c,参考类型是“没有打工收入”；d,参考类型是“没有房租收入”；e,参考类型是“厦门”；f,参考类型是“非党员”；g,参考类型是“不是现任村干部”；h,参考类型是“女”。
表中的数据为非标准中回归系数，括号内为标准回归系数。
显著性水平：
*p<.10**p<.05***p<.01****p<.001
第二，是否党员与是否村干部对农民家庭年人均收入的影响不显著。
在模型II中，与非党员相比，党员家庭的收入显然略高一些，但在大部分情况下都不具有统计显著性，只有在寿宁的样本中，这一预测变量才有微弱的显著性（p<0.1）。
第三，文化程度对家庭人均收入的影响具有正面积极影响。
不管是总样本，还是厦门地区或寿宁地区的样本，受教育年限对家庭人均收入都有着显著的积极影响。
如果我们进一步比较寿宁与厦门的两个样本的话，厦门样本中受教育年限对家庭人均收入的非标准回归系为646.53,远远高于寿宁的124.26。
这表明，经济发达地区教育对收入的影响更显著。
四、结论
根据以上分析，在此我们可以得出如下几个结论：
第一，农民家庭之间收入差距日益扩大。
经济学中通常用基尼系数来衡量收入的不平等。
有关统计表明，从1980年到1995年，全国农村居民收入的基尼系数从0.24增加到0.34（参看张平,1998）,湖北省从1981年到1996年农村居民收入的基尼系数从原来的0.1739增加到0.2574（时明国，1998）。
从统计上看，离散系数的意义与基尼系数是一样的，因此本文用离散系数来表示收入差距。
本项调查的结果表明，农户收入的标准差高达264%，而最高收入的10%的家庭的年收入竟是最低收入的10%的家庭的年收入的45倍。
从寿宁与厦门两地的比较来看，厦门经济发达，农村居民的收入也较高，但厦门农村居民之间的收入差异也较大。
因此，随着的经济的进一步发展，贫富差距有可能进一步加大。
这是我们不能忽视的一个问题。
第二，地区条件差异是影响农村居民收入的一个重要因素。
寿宁与厦门两地农户收入的差异十分显著。
从总体看，农户家庭收入的离散系数高达264%，但把两地分开计算，寿宁农户之间收入的离散系数只有100%，厦门地区也降至161%。
厦门地区农户年均收入高达22677.59元，而寿宁只有8690.614元，前者是后者的2.6倍，而且回归分析也表明这种差异具有统计上的高度显著性。
值得注意的是，农户收入的差异不仅表现在寿宁和厦门这两个条件和发展水平都存在差异的地区之间，同一地区不同乡镇农户之间的收入差异也相当大，而且方差分析表明，不同乡镇的这种差异也具有统计上的显著性。
回归分析充分表明不同的收入源对家庭总体收入有着显著影响，从事农业生产的家庭收入偏低，有经营收入或房租收入的家庭则收入较高。
这正是寿宁和厦门两地农户存大巨大差异以及不同乡镇农户收入差异的主要原因。
寿宁地处福建东北部，交通不便，以农业为主，而且有大量人口外出打工；厦门为最早开放的经济特区之一，经济发达，有许多外资企业和私营企业，同时有大量外来人口涌入，许多农民也不再种田而从事商业经营或出租房屋为生。
第三，政治资本对家庭收入的影响并不显著。
边燕杰与约翰·罗根在研究天津1978年到1993年改革进程及其收入变化时提出与倪志伟的市场转型论相左的权力维续论（BianandLogan,1996）。
他们认为，政治权力的维续在再分配和市场两种体制中都有体现。
在再分配体制中，再分配的机制一直在起作用，劳动报酬的分配都受政治权力的制约。
在市场体制和条件下，政治权力之所以有得到维续，是因为市场是在政治权力结构的影响下成长的，拥有政治权力者可以优先到市场体制中获取优惠。
但本项研究的结果表明，政治权力对农户收入的影响并不显著。
从政治面貌看，尽管在寿宁地区党员家庭的人均收入略高、在厦门地区团员家庭的人均收入略高，但这些差异并不具有统计显著性。
从是否担任村干部这方面看，寿宁的现任村干部的家庭人均收入略高于其他家庭，而在厦门则是曾经担任过村干部者比现任村干部和其他村民的家庭年收入略高。
同样这种差异也不具有统计显著性。
进一步的回归分析表明，是否党员、是否现任村干部对家庭人均收入并不具有显著影响。
这说明在市场转型中的农村，权力在分配中的作用已经在一定程度上淡化。
第四，人力资本对家庭收入的影响日益重要。
根据倪志伟的市场转型理论（Nee,1989,1991）,在市场化的过程中随着政治权力淡出市场，人力资本的作用将提升，教育的投资回报将会增加，人力资本因此会在阶层化的过程中比政治资本发挥更大的作用。
国内一些相关的研究表明（如李培林，1995）教育对收入的回报显著而且稳定。
我们回归分析也证明了这一点：
受教育年限不仅与家庭的人均收入存在显著影响，而且在市场化程度较高的厦门，受教育程度对家庭收入的影响也远远大于市场化程度和经济发展程度相对较低的寿宁。
参考文献：
Bian,YianjieandJohnLogan.1996.“MarketTransitionandthePersistenceofPower:
TheChangingStratificationSysteminUrbanChina.”AmericanSociologicalReview61:
739-758.
Nee,Victor.1989.“ATheoryofMarketTransition:
FromRedistributiontoMarketsinStateSocialism.”AmericanSociologicalReview54:
663-681.
Nee,Victor.1991.“SocialInequalitiesinReformingStateSocialism:
BetweenRedistributionandMarketsinChina.”AmericanSociologicalReview56:
267-282.
李培林，1995，“再析新时期利益格局变动中的若干热点问题”，《社会学研究》第5期，第24-34页。
陆学艺，1999，“农村社会结构变化与原因分析”，香港：
第二届华人社会阶层研究研讨会，10月21-22日。
时明国，1998，“湖北农民收入差异研究”（上），《市场与人口分析》第4卷第1期，第51-56页。
唐平、曹蓉，1996，“我国东、中、西部农村居民生活差异的比较分析”，《消费经济》第5期，第12-15页。
张平，1998，“中国农村居民区域间收入不平等与非农就业”，《经济研究》第8期，第59-66页。
赵满华、窦文章，1997，“我国农村居民收入变化的几个特征”，《生产力研究》第6期，第14-34页。
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