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首頁 > 經濟論文 > > 吉林省農村居民收入不平等的關聯因素分析
吉林省農村居民收入不平等的關聯因素分析
>2024-02-11 09:00:00

本篇論文目錄導航:

【題目】吉林省鄉村居民收入不平等的成因研究
【引言 第一章】收入分配文獻綜述
【第二章】農村居民收入的影響因素分析
【第三章】吉林省農村居民收入不平等的關聯因素分析
【第四章】農村收入分配政策即期效應的微觀模擬
【結論/參考文獻】農村居民收入中公共政策的作用研究結論與參考文獻


第 3 章 吉林省農村居民收入不平等的影響因素分析

借鑒 Shorrocks(1999)和萬廣華(2004)的思想,本章結合吉林省農戶微觀數據,分析收入不平等的影響因素。

3.1 收入不平等計量模型

根據 Shorrocks(1999)和萬廣華(2004)的思想,收入方程可以描述為,

在給出殘差項和截距項不平等貢獻后,需要考慮的是每個影響收入函數的因素對不平等的貢獻程度。根據夏普里值方法(Shapley,1953)2,Shorrock(s1999)提出的將目標變量的不平等分解為決定因素貢獻的分解方法等價于 Shapley 值。

Shapley 分解的基本思想為某一個因素對不平等的貢獻程度可以等價于當剔除該因素后總的不平等程度所發生的變化。Shapley 值分解涉及范圍相當大量的計算。假設 (,)1 KY = fXX是一個普遍的收入生成函數。通常針對不同的個人,X 的取值也不同。當我們用kX 的樣本均值來取代kX ,我們可以消除kX 差異。

當替換后我們很容易重新計算Y 的值,由此得到的收入--記為kY --在個體之間呈現差異性,因為對于不同的個體來說 X (而不是kX )是不同的。然而,我們不能再把差異歸咎于kX .換句話說,用kY 所標記的不平等 -- 記為()kI Y--取決于 X 除去kX 后的差異性。根據 Shorrocks(1999)的自然分解法則。kX 對整個不平等的貢獻,kC ,可以從

Shorrocks(1999)把這些貢獻稱為“第一輪效應”--當我們僅把一個解釋變量用它的樣本均值取代后所得到的值。同樣我們可以把兩個解釋變量kX 和jX 用它們的樣本均值取代,這樣我們可以得到kC 的第二輪效應。第二輪的貢獻可以寫為

這個過程一直持續到 X 中所有的變量均被它們的樣本均值所取代為止。在每一輪效應中,我們有可能得到多個kC ,我們先把它們平均。最后,再把所有輪中得到的效應再平均。這樣就得到了每個因素對不平等程度的貢獻。

鑒于數據的可得性,研究了不平等要素的分解方法后,本文進一步關注對于不平等變化的分解,更具體的說就是當時間從一個時間點變化到另一個時間點時,每個要素對收入不平等的改變的貢獻程度,解釋這些變化時究竟哪一個要素是相對更重要一些的。本文利用 Fields 和 Yoo(2000)提出的方法來對收入不平等的變化進行分解。

假設我們選定了基尼系數 G (?)來進行分解(本文采用的是基尼系數),FY 中不同指標分解的結果是不一樣的。用 G (?)來表示第 j 個要素對收入不平等的變化貢獻,可以得到下式:

3.2 吉林省農村居民收入不平等實證分析

利用上述回歸分解的方法分別對2005年和2007年吉林省農村收入不平等進行分解,由于分解過程涉及到大量的運算,在這里我們采用C語言程序來實現,分解結果如表3.1所示。表3.1結果表明,2007年吉林省農村內部收入不平等水平相對2005年有所增加。從2005年農村收入不平等水平的分解結果來看,勞動力數量、年齡、地區虛擬變量、受教育年限和工資性收入者這六個因素對收入不平等有很大的貢獻。

而在2007年勞動力數量、耕地、工資性收入者、年齡和地區虛擬變量對收入不平等有很強的解釋作用。值得注意的是勞動力數量分別在2005年和2007年對收入不平等的貢獻都是最大的,說明勞動力投入對收入不平等有很強的解釋能力,貧困家庭通常具有較多的家庭成員,有一個較高的贍養率,因此收入水平較低。

但是由這個因素造成的收入不平等是暫時性的,從長期來看,它的影響將逐漸消失,因為中國農村家庭成員數量和贍養率出現了趨同的趨勢。代表地理位置差異的地區虛擬變量在收入不平等中占有相當大的比重。從短期或中期來看,地理因素不能輕易改變。但是由于農村總體收入不平等水平增加,以至于使得地理因素對收入不平等的相對影響有所下降。在2005年地理因素解釋了近11%的收入不平等,而在2007年解釋能力占總體收入不平等的2.68%,下降了8個百分點。從代表人力資本對收入不平等影響的受教育年限和年齡變量的分解結果來看,人力資本對收入不平等有比較大的影響作用。作為代表工業化程度的工資性收入者變量對收入不平等的解釋能力有所增加,2007年工資性收入者對收入不平等的作用占17.6%,比2005年增加了13個百分點,這說明工業化程度對收入不平等的貢獻在增加,農村勞動力的流動對收入不平等的作用在逐漸增強。從總體上來說,當使用基尼系數作為度量收入不平等指標時,本文采用的模型可以解釋69%-78%收入不平等程度,要素的總體解釋能力很強,所以說對相關政策的制定有一定的借鑒意義。

通過上面的分析可以看出工資收入者對收入不平等有比較重要的影響,所以下面分別對外出勞動力戶和非外出勞動力戶單獨進行分析。2005年和2007年外出勞動力戶和非外出勞動力戶收入方程估計如表3.2所示,同時將收入不平等分解的結果在表3.3中列出。

無論對于外出勞動力戶還是非外出勞動力戶來說,在收入回歸方程中幾乎所有解釋變量都在統計上顯著。對于外出勞動力戶來說,在解釋2007年收入不平等時,地區虛擬變量、勞動力數量、工資性收入者、耕地、受教育年限和年齡這些解釋變量具有重要作用。而對于非外出勞動力戶來說,唯一的差異在于工資性收入者要素對收入不平等不重要,這是因為非外出勞動力戶本身的詮釋就是沒有外出打工者,其他變量同樣在不同程度上對收入不平等具有一定的解釋作用,只是和外出勞動力戶的解釋程度存在一定的差異而已。

從表3.1可以看出,從2005年到2007年吉林省農村收入不平等水平增加了,導致這一變化的分解結果如表3.4所示。表3.4表明耕地對農村總體收入不平等的變化有最重要的貢獻,其次是工資性收入也起到了相當大的積極作用。這說明隨著非農業收入的增加,工業化程度對收入不平等水平的變化的影響也有所增加。地區差異和教育對收入不平等水平的增加中起到了一個比較大的負面的作用。處于不同的地理位

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