錢 力，王學(xué)軍

（1.蘭州商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州730020；2.蘭州商學(xué)院 工商管理學(xué)院，甘肅 蘭州730020）

一、引言

收入差距問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jì)社會(huì)研究的熱點(diǎn)。深入分析農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素，對(duì)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(fèi)市場(chǎng)，以擴(kuò)大內(nèi)需拉動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素的實(shí)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(yuǎn)［2］等，用農(nóng)村居民收入作為因變量，認(rèn)為理論上說影響農(nóng)村居民收入的因素都會(huì)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(rèn)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(jiǎn)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(duì)農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異的影響。

二、指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)處理

在自變量選擇上，有些學(xué)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(jì)強(qiáng)［9］和芮田生［10］等將農(nóng)村居民收入在四個(gè)來源基礎(chǔ)上進(jìn)一步細(xì)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(xué)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(dòng)、資本和教育等11個(gè)變量分析，認(rèn)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(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積等9個(gè)自變量，分析認(rèn)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(xué)者使用的多變量分析方法。

結(jié)合理論分析和相關(guān)文獻(xiàn)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?xiàng)l件等五組共16個(gè)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(jì)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(jì)發(fā)展因素以及農(nóng)村勞動(dòng)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(shí)間序列數(shù)據(jù)考察1978－2011年，共34個(gè)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(jì)年鑒》《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》《中國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格調(diào)查年鑒》《中國財(cái)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(jì)年鑒等。由于不同指標(biāo)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(dòng)，對(duì)樣本數(shù)據(jù)采用進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。為了把標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)壓縮到［0，1］區(qū)間，采用極值標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)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(jì)系統(tǒng)中的各要素之間是相互交錯(cuò)依存，很難完全獨(dú)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(zhǔn)確性，需要對(duì)自變量進(jìn)行篩選，采用相關(guān)性分析精簡(jiǎn)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(qiáng)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(gè)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(gè)自變量，正好能夠在影響因素指標(biāo)的5個(gè)準(zhǔn)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(shí)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?cái)?shù)值，為了便于分析，將相關(guān)性分析篩選出來的6個(gè)自變量x2、x4、x6、x8、x11、x14進(jìn)行重新編號(hào)為 Xi（i＝1，2…，6），β0和βi為待估參數(shù)，μt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（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(yàn)。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(duì)變量樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，常用的方法是進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。采用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)省際間y、x1、x2、x3、x4、x5和x6進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果表明原變量除了x2以外都是非平穩(wěn)時(shí)間序列；進(jìn)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(dá)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(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)前提，可以用協(xié)整分析。

其次，協(xié)整檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)僅僅是針對(duì)變量的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，但變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系需要進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由于涉及多個(gè)時(shí)間序列變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)中的Johansen法，分析變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

用Johansen法建立的VAR模型對(duì)滯后期比較敏感，適當(dāng)增加滯后期長(zhǎng)度可以在一定程度上消除誤差項(xiàng)中的自相關(guān)，但滯后期長(zhǎng)度過大會(huì)影響自由度減小，不同滯后期對(duì)結(jié)果產(chǎn)生很大影響，需要用AIC和SC準(zhǔn)則對(duì)滯后期進(jìn)行選擇。從VAR模型滯后期選擇情況看，滯后期為3的時(shí)候AIC值最小。由于協(xié)整檢驗(yàn)?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(yàn)?zāi)Ｐ蜏笃跒?［14］。選擇有截距項(xiàng)而不帶趨勢(shì)項(xiàng)的Johansen法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表3 各變量ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表4 VAR模型的最佳滯后期選擇

表5 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果看，跡統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯示存在6個(gè)協(xié)整方程，最大特征檢驗(yàn)顯示存在5個(gè)協(xié)整方程，即變量之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量表達(dá)式，寫出方程的協(xié)整關(guān)系式為：

式中括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，LR對(duì)數(shù)似然值為495.642。協(xié)整方程式反映了時(shí)序變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，有效灌溉率x1和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)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(jī)械總動(dòng)力x4、農(nóng)村非農(nóng)勞動(dòng)力比重x5和農(nóng)村初中以上文化勞動(dòng)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(duì)省際間樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)得出各變量具有相同的單整階數(shù)，時(shí)序變量數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。協(xié)整檢驗(yàn)得出變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，通過標(biāo)準(zhǔn)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(fù)方向按照影響力依次排序?yàn)椋恨r(nóng)村初中以上文化勞動(dòng)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(jià)格總指數(shù)、單位耕地面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力和農(nóng)村非農(nóng)勞動(dòng)力比重，即農(nóng)村勞動(dòng)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(gè)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(yán)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(gè)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(gè)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(jì)作物以及一些林牧業(yè)收益率，所以一般認(rèn)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(bào)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(dòng)1%帶來基尼系數(shù)反向變動(dòng)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(bào)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(jià)格總指數(shù)（x3）。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)反映的是生產(chǎn)者出售農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)情況的相對(duì)數(shù)，反映了農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格和結(jié)構(gòu)變動(dòng)情況。農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)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(dòng)，價(jià)格指數(shù)變化1%帶來基尼系數(shù)變化3.113%，即價(jià)格指數(shù)相對(duì)數(shù)增加會(huì)引起收入差距擴(kuò)大。農(nóng)產(chǎn)品出售價(jià)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(jī)械總動(dòng)力（x4）。農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力反映了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化程度，農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)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(jī)械總動(dòng)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(jī)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(dòng)力比重（x5）。非農(nóng)勞動(dòng)力比重是衡量農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個(gè)重要指標(biāo)，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(dòng)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(dòng)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(dòng)力比重（x6）。勞動(dòng)力素質(zhì)包括身體素質(zhì)和科學(xué)文化素質(zhì)兩個(gè)方面，農(nóng)村勞動(dòng)力的文化程度對(duì)農(nóng)村居民收入有著重要的影響。初中以上文化勞動(dòng)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(duì)省際間基尼系數(shù)影響是6個(gè)要素中影響力最大的一個(gè)，說明農(nóng)村勞動(dòng)力的文化程度不僅對(duì)農(nóng)村居民收入有著重要的影響，而且對(duì)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(yàn)。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(duì)農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)際間差距的基尼系數(shù)進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

對(duì)農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)際間差距基尼系數(shù)y原序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，依據(jù)AIC最小化準(zhǔn)則，采用檢驗(yàn)形式（c，0，5）即含有截距項(xiàng)、不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)為5，檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果看，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(duì)其進(jìn)行一階差分序列ADF檢驗(yàn)，依然采用AIC最小化準(zhǔn)則，檢驗(yàn)形式為（0，0，0），即不含有截距項(xiàng)、不含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)且滯后階數(shù)為0，檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果看，ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)前提，可以用協(xié)整分析。

其次，協(xié)整檢驗(yàn)。用Johansen法對(duì)各變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)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(yàn)?zāi)Ｐ蜏笃跒?，且選擇有截距項(xiàng)而不帶趨勢(shì)項(xiàng)的Johansen法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表8 VAR模型的最佳滯后期選擇

表9 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果看，跡統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯示存在7個(gè)協(xié)整方程，最大特征檢驗(yàn)顯示存在6個(gè)協(xié)整方程，即變量之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量表達(dá)式，寫出方程的協(xié)整關(guān)系式為：

式中括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，LR對(duì)數(shù)似然值為564.382。協(xié)整方程式反映了時(shí)序變量之間的長(zhǎng)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(jī)械總動(dòng)力x4和農(nóng)村非農(nóng)勞動(dòng)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(jià)格總指數(shù)x3和農(nóng)村初中以上文化勞動(dòng)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(yàn)呈現(xiàn)出同階平穩(wěn)性，協(xié)整檢驗(yàn)又顯示出變量間有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。不考慮正負(fù)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(duì)值依次排序?yàn)椋恨r(nóng)村初中以上文化勞動(dòng)力比重、有效灌溉率、農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)、單位耕地面積農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)系數(shù)和農(nóng)村非農(nóng)勞動(dòng)力比重，即勞動(dòng)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(xiàn)研究，建立農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響因素指標(biāo)體系，通過相關(guān)性分析篩選出其中6個(gè)因素對(duì)農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異影響情況進(jìn)行分析，通過ADF檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性以及運(yùn)用Johansen協(xié)整分析法檢驗(yàn)各變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，最后得出標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程，對(duì)比分析可以看出，相對(duì)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(biāo)準(zhǔn)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(huì)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(duì)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(dǎo)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(duì)均勻化?？赡軈^(qū)域內(nèi)某個(gè)省份水資源相對(duì)稀缺，但是區(qū)域內(nèi)若干個(gè)省份相互鏈接成一個(gè)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(biāo)準(zhǔn)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(huì)帶來收入差距的擴(kuò)大。這里不同的是x6即農(nóng)村初中以上文化勞動(dòng)力比重對(duì)省際間與區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響方向相異，對(duì)省際間農(nóng)村居民收入差距呈現(xiàn)縮小作用，而對(duì)區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距表現(xiàn)出擴(kuò)大作用，即農(nóng)村居民文化素質(zhì)的提高會(huì)在一定程度上擴(kuò)大區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距，原因可能是區(qū)域化擴(kuò)大了文化差異性對(duì)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(yuǎn)遠(yuǎn)高于低收入地區(qū)，勞動(dòng)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(kuò)大的一個(gè)重要因素。

第二，從影響的程度上看。通過對(duì)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，第二個(gè)方程比第一個(gè)方程各因素系數(shù)明顯減小了，第一個(gè)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(duì)省際間農(nóng)村居民收入差距影響程度較大。而第二個(gè)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(duì)區(qū)際間農(nóng)村居民收入差距影響程度要小于對(duì)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(gè)體差異性。

第三，從影響因素排序上看。不考慮系數(shù)的正負(fù)性，依據(jù)兩個(gè)協(xié)整方程變量的系數(shù)絕對(duì)值排序情況，省際間排序?yàn)椋簒6＞x2＞x1＞x3＞x4＞x5，即農(nóng)村勞動(dòng)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?yàn)椋簒6＞x1＞x3＞x4＞x2＞x5，即勞動(dòng)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(dòng)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。

［1］姚瓊等.農(nóng)民收入水平的區(qū)域特征及影響因素分析［J］.上海經(jīng)濟(jì)研究，2002，（10）：48－53.

［2］鄒思遠(yuǎn)，宋玉娟.不同地區(qū)農(nóng)民收入影響因素分析［J］.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)，2011，（2）：132－133.

［3］劉榮材.農(nóng)民收入變化趨勢(shì)及影響因素分析［J］.廣西社會(huì)科學(xué)，2005，（11）：49－51.

［4］唐平.農(nóng)村居民收入差距的變動(dòng)及影響因素分析［J］.管理世界，2006，（5）：69－75.

［5］熊璋琳.農(nóng)民收入的影響因素分析［J］.安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2010，（20）：30－32.

［6］白菊紅.省際間農(nóng)民收入分配不均等及影響因素的S－Gini分析［J］.河南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2002，（4）：401－404.

［7］陶應(yīng)虎.農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差異的走勢(shì)和影響因素的實(shí)證分析——以江蘇省為例［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2010，（6）：71－74.

［8］胡文國，吳棟，吳曉明.我國農(nóng)民收入增長(zhǎng)影響因素的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004，（6）：5－15.

［9］王計(jì)強(qiáng)，王征兵.農(nóng)民收入變動(dòng)及影響因素的定量分析［J］.鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)，2009，（12）：68－73.

［10］芮田生，閻洪.我國農(nóng)民收入影響因素分析［J］.湖南社會(huì)科學(xué)，2012，（2）：149－153.

［11］萬廣華，周章躍，陸遷.中國農(nóng)村收入不平等：運(yùn)用農(nóng)戶數(shù)據(jù)的回歸分解［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2005，（5）：4－11.

［12］胡兵，喬晶.農(nóng)民收入?yún)^(qū)域差異影響因素的實(shí)證分析與判斷［J］.社會(huì)科學(xué)研究，2005，（5）：76－80.

［13］馬立平.統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化——無量綱化方法［J］.北京統(tǒng)計(jì)，2000，（3）：34－35.

［14］劉俊英.政府公共支出與中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于 VAR 方法的研究［J］.河南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2008，（5）：69－75.