【正文】 y in Korea39。根據(jù)以上對(duì)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布集聚狀況演化進(jìn)程的分析結(jié)論可知，當(dāng)前若將農(nóng)村地區(qū)收入分配政策目標(biāo)定為保證中國(guó)所有地區(qū)的農(nóng)民收入處于“同一俱樂(lè)部”（即避免“兩極分化”） 與是否應(yīng)該降低地區(qū)間農(nóng)民收入差距，特別是降低到何種程度不同，這一政策目標(biāo)——防止地區(qū)間收入分布出現(xiàn)“兩極分化”——應(yīng)該能夠得到幾乎所有人的支持。結(jié)果顯示，若工資性收入保持1998年的水平不變，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布可能在2000年以后再次趨向“雙峰”趨同，而家庭經(jīng)營(yíng)收入的變動(dòng)可能是主要驅(qū)動(dòng)因素。其中，家庭經(jīng)營(yíng)收入的變動(dòng)對(duì)地區(qū)收入分布的影響具有不確定性。據(jù)此得到本文第一個(gè)重要結(jié)論：在19892007年間，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布未出現(xiàn)統(tǒng)計(jì)上顯著的“雙峰”趨同現(xiàn)象。綜合上述對(duì)工資性收入的增長(zhǎng)效應(yīng)和分配效應(yīng)的考察結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，工資性收入變動(dòng)對(duì)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布“雙峰”化的阻礙作用主要源于各地工資性收入平均水平的增長(zhǎng)，而非工資性收入地區(qū)分配的變動(dòng)。接下來(lái)單獨(dú)考察增長(zhǎng)效應(yīng)，假設(shè)其他三項(xiàng)收入的變動(dòng)維持真實(shí)狀況，而各地的工資性收入以同等增速——該年的各地工資性收入均值相對(duì)于1998年均值的增長(zhǎng)速度——發(fā)生變化。首先考察分配效應(yīng)。本文將工資性收入的變動(dòng)對(duì)地區(qū)間農(nóng)民人均純收入分布的效應(yīng)分解為兩個(gè)部分，即分配效應(yīng)和增長(zhǎng)效應(yīng)。但是，這種思路所得到的結(jié)論存在wan（2002，p1）所指出的“一些非參數(shù)和半?yún)?shù)方法所得出的‘研究結(jié)論’可能對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué)家或政策制定者少有幫助”的問(wèn)題。假設(shè)2：各個(gè)地區(qū)的家庭經(jīng)營(yíng)收入保持1998年的水平，其他收入為當(dāng)年的真實(shí)收入，估計(jì)結(jié)果表明，在此假設(shè)下構(gòu)建的19992007年的虛擬收入分布始終未出現(xiàn)“雙峰”化趨勢(shì)（為節(jié)約篇幅，省去估計(jì)圖）。為了分別考察工資性收入變動(dòng)與家庭經(jīng)營(yíng)收入變動(dòng)對(duì)1999年以后中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布保持“單一俱樂(lè)部”所起作用。其中，家庭經(jīng)營(yíng)收入分布的變動(dòng)在前后兩個(gè)階段所起作用完全相反，在19941996年的“雙峰”化階段單獨(dú)推動(dòng)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布趨向“雙峰”，而在19971998年則阻礙了收入分布最終形成“雙峰”趨同。 圖6 19971998年四種分項(xiàng)收入單獨(dú)變動(dòng)時(shí)的虛擬收入分布從圖6顯示的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，工資性收入和家庭經(jīng)營(yíng)性收入的變動(dòng)都能獨(dú)立“逆轉(zhuǎn)”收入分布的“雙峰”化趨勢(shì)，而其他兩項(xiàng)所占比重較小的收入的單獨(dú)變動(dòng)時(shí)整個(gè)收入分布仍然變動(dòng)不大。 圖5 19941996年若干分項(xiàng)收入聯(lián)合變動(dòng)時(shí)的虛擬收入分布通過(guò)對(duì)以上八種假設(shè)條件下的虛擬收入分布的分析，我們可以斷定，19941996年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)間收入分布由“單峰”分布逐漸向“雙峰”分布轉(zhuǎn)變是由家庭經(jīng)營(yíng)收入變動(dòng)單獨(dú)推動(dòng)的。而所占比重較小的財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的單獨(dú)變化幾乎使得整體收入分布保持不變。 （一） 19941996年地區(qū)收入分布“雙峰”化的因素分析首先構(gòu)建19941996年如下假設(shè)條件下的虛擬收入分布：以1993年為基期 之所以選擇1993年為基年，是因?yàn)槭杖敕植嫉男螤钍紫瘸霈F(xiàn)雙峰化傾向的年份是1994年。這進(jìn)一步表明了探尋推動(dòng)收入分布趨同演化的背后因素的必要性。的可能。表2 19892007年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)間收入分布的多眾數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果年份原假設(shè)臨界帶寬p值198919901996表2報(bào)告了歷次檢驗(yàn)的臨界帶寬和對(duì)應(yīng)的P值。 Zelli, R(2004)也作了類似修正。對(duì)1990年還作了第二次檢驗(yàn)，原假設(shè)為，對(duì)應(yīng)的備擇假設(shè)為。但在接下來(lái)的1997和1998年，左右兩個(gè)峰很快重合并最終消失（見(jiàn)圖3），并且在此后的10年左右時(shí)間里，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布再未出現(xiàn)“雙峰”或“雙峰”化趨勢(shì)。并且，從分布的形狀來(lái)看，與1989和1990年不同，左右兩峰與均值幾乎等距且高度相近，后者表明兩峰的集聚程度接近。從圖1顯示的高度來(lái)看，左峰的高度遠(yuǎn)高于右峰，而右峰的位置幾乎無(wú)法用肉眼來(lái)識(shí)別，說(shuō)明盡管估計(jì)結(jié)果報(bào)告了兩個(gè)收入分布集聚點(diǎn)，但大多數(shù)地區(qū)的農(nóng)民收入仍集中在左眾數(shù)（）附近。以上兩點(diǎn)觀察與已有文獻(xiàn)的結(jié)論一致。估計(jì)19892007年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布的密度函數(shù)。 Holz, C. A. (2006)提供的調(diào)整后的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，原因是該數(shù)據(jù)的覆蓋面僅為19872002年，為更好了解最新年份的相關(guān)情況并保持前后一致，我們只能放棄使用考慮了農(nóng)戶自產(chǎn)自銷的那部分消費(fèi)支出的調(diào)整后的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。用于合并重慶和四川收入數(shù)據(jù)的重慶和四川農(nóng)村人口數(shù)據(jù)分別來(lái)自2008年《重慶統(tǒng)計(jì)年鑒》和《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》，指標(biāo)為按戶籍統(tǒng)計(jì)的農(nóng)業(yè)人口。張藕香等（2008，p6，表1）用中國(guó)的數(shù)據(jù)證實(shí)了這種偏差的存在。 Sommer, C. J. （1988，p947）。2. Silverman多眾數(shù)檢驗(yàn)盡管相對(duì)于固定帶寬來(lái)講，基于可變帶寬的核密度估計(jì)方法得到的分布更為科學(xué)可信，但我們?nèi)詿o(wú)法保證估計(jì)得到的多眾數(shù)值，或者我們?cè)趫D中所看到的“雙峰”或“多峰”分布是否在統(tǒng)計(jì)意義上為“真”，因此需要對(duì)多眾數(shù)的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。從對(duì)實(shí)際估計(jì)結(jié)果的影響來(lái)說(shuō)，核函數(shù)的選擇較為次要，而帶寬的選擇則更難且對(duì)結(jié)果影響更大（格林，2007，p493），因此統(tǒng)計(jì)學(xué)家們提出了各種方法來(lái)選擇“最優(yōu)”的帶寬 常見(jiàn)的六種帶寬選擇程序參見(jiàn)SalgadoUgarte, .（2003，p136）。后者的優(yōu)勢(shì)在于所依賴的前提條件更為寬松，并且收入分布的估計(jì)結(jié)果可以圖形化。本文余下部分的安排如下：第二部分介紹可變帶寬非參數(shù)核密度估計(jì)法和收入分布的Silverman多眾數(shù)檢驗(yàn)的基本思想及其執(zhí)行程序，并說(shuō)明所使用數(shù)據(jù)的主要來(lái)源及相關(guān)的處理過(guò)程。（2）在經(jīng)驗(yàn)方面，本文嘗試將地區(qū)收入分布動(dòng)態(tài)學(xué)的思想引入到中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分配的研究中，系統(tǒng)考察了19892007年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布的集聚及其演化歷程，并分析其背后的推動(dòng)因素。事實(shí)上，在合適的條件下（貧窮集團(tuán)和富裕集團(tuán)內(nèi)部差距縮小而兩個(gè)集團(tuán)間平均差距拉大，加總后總體差距縮?。覀兛梢钥吹絻煞N現(xiàn)象——用不平等指數(shù)表示的地區(qū)收入差距逐漸下降和整體分布趨向“雙峰”——并存的情況。 張藕香等（2008）通過(guò)強(qiáng)調(diào)農(nóng)村地區(qū)收入差距與城鎮(zhèn)內(nèi)部和城鄉(xiāng)差距在趨勢(shì)、成因等方面存在的“本質(zhì)的不同”，進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了專門研究中國(guó)農(nóng)村地區(qū)間收入差距的重要意義。盡管由于Herzfeld（2006）采用的是人均（而非勞均或?qū)?shù)勞均）GDP，因而其檢驗(yàn)結(jié)果無(wú)法完全否定前面兩位作者得出的研究結(jié)論，但至少說(shuō)明，有必要作進(jìn)一步檢驗(yàn)方能確定中國(guó)地區(qū)收入分布（特別是2000年以后）是否存在顯著“雙峰”趨同。例如，徐現(xiàn)祥（2004）采用固定帶寬的核密度方法估計(jì)了中國(guó)19781998年用勞均GDP表示的省區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分布，根據(jù)得到的估計(jì)結(jié)果，作者認(rèn)為中國(guó)省際增長(zhǎng)分布在20世紀(jì)90年代后期開(kāi)始呈現(xiàn)“雙峰”趨同。進(jìn)一步將工資性收入變動(dòng)的影響分解為分配效應(yīng)和增長(zhǎng)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)增長(zhǎng)效應(yīng)——各地平均工資水平的增長(zhǎng)——是中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入分布在近十年來(lái)未趨向“兩極分化”的關(guān)鍵。結(jié)果顯示，1981990及1996三年的收入分布出現(xiàn)了多眾數(shù)即分布多點(diǎn)集聚現(xiàn)象，其中1996年的收入分布最接近Quah（1996）意義上的“雙峰”趨同。、孫立剛、張海陽(yáng)、李偉毅、李娜：《當(dāng)前我國(guó)農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)形勢(shì)分析——國(guó)際金融危機(jī)的影響判斷》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2009年第2期。、劉洪：《農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)弱相關(guān)性分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2004年第9期。、許能銳：《海南農(nóng)村居民收入與農(nóng)村人力資本實(shí)證分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2005年第9期。、郭慧芳、孫群力：《我國(guó)農(nóng)民收入來(lái)源構(gòu)成的實(shí)證分析——兼論增加農(nóng)民收入的對(duì)策》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》2007年第2期。、鐘甫寧：《農(nóng)地細(xì)碎化、勞動(dòng)力利用與農(nóng)民收入——基于江蘇省經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的實(shí)證研究》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2006 年第4 期。:《解決農(nóng)村貧困新戰(zhàn)略》，《中國(guó)改革論壇》2003年4月。：《中國(guó)農(nóng)民收入增長(zhǎng)趨勢(shì)的變化》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2008年第9期。金融危機(jī)下農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工的機(jī)會(huì)減少，這將直接影響農(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)。盡管2004年以來(lái)我國(guó)連續(xù)5年獲得糧食生產(chǎn)的大豐收，但是，中國(guó)的糧食供應(yīng)并不是高枕無(wú)憂，國(guó)內(nèi)糧食生產(chǎn)的形勢(shì)對(duì)糧食安全存在的隱患應(yīng)引起重視（鄢聞?dòng)嗟龋?008）。美國(guó)實(shí)行13年義務(wù)教育，英國(guó)普及了11年免費(fèi)義務(wù)教育；%，%，%，%，而我國(guó)至今教育經(jīng)費(fèi)不足GDP的4%。農(nóng)業(yè)機(jī)械有大型、中型和中小型及小型之分，美國(guó)以及我國(guó)黑龍江對(duì)機(jī)械的使用大都是大型機(jī)械，但在我國(guó)南方地區(qū)，可行的是小型機(jī)械。另外，80后的新生代農(nóng)村勞動(dòng)力由于常年在外務(wù)工，大多數(shù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已經(jīng)很陌生，而金融危機(jī)降低了農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工獲取較高勞務(wù)收入的期望，有相當(dāng)部分農(nóng)村勞動(dòng)力處于進(jìn)退兩難之中。加強(qiáng)中小城鎮(zhèn)建設(shè)，首先應(yīng)將大城市的景觀布局、先進(jìn)文化等現(xiàn)代化理念引入中小城鎮(zhèn)，并向農(nóng)村廣泛轉(zhuǎn)移，有效推動(dòng)農(nóng)村面貌、文明程度等方面的改善。分析農(nóng)民收入影響因素的最終目的在于采取有效措施促進(jìn)農(nóng)民增收。在第三對(duì)典型變量中，對(duì)“影響因素組”起主要作用的是人均耕地面積（X1，）、農(nóng)業(yè)人員人均耕地面積（X2，）、農(nóng)業(yè)人員平均受教育年限（X5，）和財(cái)政支農(nóng)額度（X4，）；對(duì)“純收入組”起主要作用的是家庭經(jīng)營(yíng)收入（Y2，）。這說(shuō)明提高城市化水平、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員比重和機(jī)耕面積比重有利于農(nóng)民工資性收入的增長(zhǎng)，但城市化水平是最主要的影響因素，其次為農(nóng)業(yè)技術(shù)人員比重，機(jī)耕面積比重的影響較弱。方差比率反映出“純收入組”和“影響因素組”對(duì)第一對(duì)典型變量的解釋力很強(qiáng)，但對(duì)第二對(duì)和第三對(duì)典型變量的解釋力相對(duì)較弱。表3 典型相關(guān)系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)典型變量數(shù)典型相關(guān)系數(shù)Wilk’sChiSQDFSig.1.939.010.0002.884.084.0003.785.384.004（三）典型相關(guān)模型由于原始變量的計(jì)量單位不同，故這里采用標(biāo)準(zhǔn)化的典型變量系數(shù)構(gòu)建典型相關(guān)模型，見(jiàn)表4。表2 “純收入組”和“影響因素組”的相關(guān)系數(shù)Y1Y2Y3X1.0964X2.3108.1952X3.5769.6541.6723X4.2344.5148X5.1322.4185X6.1196.5029.1125X7.4962.5218.6635X8.3030.3051（二）典型相關(guān)系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)一般可用典型相關(guān)系數(shù)的大小衡量?jī)山M變量的典型相關(guān)程度。（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)第二次農(nóng)業(yè)普查綜合資料提要》、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒2007》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2007》。按照收入來(lái)源劃分，農(nóng)民人均純收入分為工資性性收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。設(shè)為： （5）第二組變量的相關(guān)系數(shù)為，且滿足。且當(dāng)是正定的時(shí)候，和也是正定的。（二）研究方法本文采用典型相關(guān)分析(Canonical Correlation Analysis) 方法研究農(nóng)民收入的影響因素。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的內(nèi)容有廣義和狹義之分，狹義的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步只包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步（或者叫自然科學(xué)技術(shù)進(jìn)步），而廣義的農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步還包括農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)管理技術(shù)和服務(wù)技術(shù)進(jìn)步（或者叫社會(huì)科學(xué)技術(shù)進(jìn)步）（朱希剛，1997）。（4）人力資本因素。城市化水平的提高，一方面能克服大量剩余農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力滯留在農(nóng)業(yè)和農(nóng)村，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率低下的局面，實(shí)現(xiàn)土地的規(guī)模經(jīng)營(yíng)，提高土地產(chǎn)出率和勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而提高農(nóng)民收入；另一方面能拉動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品的有效需求，改變農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格疲軟狀態(tài)而提高農(nóng)民收入（廖丹清等，2002）。人均耕地面積的多少，尤其是農(nóng)業(yè)人員人均耕地面積的大小影響農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)收入?；仡櫰駷橹沟难芯砍晒S多學(xué)者對(duì)農(nóng)民收入的影響因素做出了有益的探討，尤其是考察某一因素對(duì)農(nóng)民收入的影響成績(jī)較大，但綜合考慮各方面因素對(duì)農(nóng)民收入的影響研究，尚不多見(jiàn)，至于采用具體方法對(duì)各因素的影響程度進(jìn)行區(qū)分，就更顯缺乏了。關(guān)于財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入的影響，有研究認(rèn)為財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增加有促進(jìn)作用（王德文等，2003；王德祥等，2009），但是，另有研究卻發(fā)現(xiàn)財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響為負(fù)（楊燦明等，2007），而杜玉紅等(2006)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),財(cái)政用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的支出和社會(huì)救濟(jì)支出有利于農(nóng)民增收,而用于農(nóng)村基本建設(shè)的支出則對(duì)農(nóng)民增收有抑制作用。本文試圖對(duì)農(nóng)民收入的影響因素進(jìn)行分析，在此基礎(chǔ)上提出農(nóng)民增收途徑。關(guān)鍵詞：金融危機(jī)；影響因素；典型相關(guān)分析；農(nóng)民增收一、問(wèn)題提出與文獻(xiàn)回顧近年來(lái)，農(nóng)民收入問(wèn)題已成為我國(guó)“三農(nóng)”問(wèn)題的核心（鐘甫寧等，2008）。 第七屆長(zhǎng)三角研究生“三農(nóng)”論壇論 文 集主辦單位：上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院主辦單位：浙江大學(xué)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)村發(fā)展研究中心主辦單位：南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院承辦單位：南京農(nóng)業(yè)大學(xué)研究生院承辦單位：南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院中國(guó)在此基礎(chǔ)上，提出農(nóng)民增收途徑：加強(qiáng)中小城鎮(zhèn)建設(shè)，提高城市化水平；培育農(nóng)業(yè)技術(shù)人員，推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化；提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的文化素質(zhì)；加大財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的支持力度。但如果能在明確農(nóng)民收入主要影響因素的基礎(chǔ)上提出增收措施，則更有針對(duì)性和可行性。關(guān)于土地規(guī)模與農(nóng)民收入，有研究表明，在人多地少并存在大量農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的情況下，土地細(xì)碎化與農(nóng)民的總收入之間呈正相關(guān)關(guān)系（李功奎等，2006；許慶等，2008），而農(nóng)地集中對(duì)農(nóng)民增收具有顯著的負(fù)面影響，降低了農(nóng)民收入（彭代彥等，2009）。此外，黃祖輝等（2003）發(fā)現(xiàn)伴隨著技術(shù)進(jìn)步，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入呈下降態(tài)勢(shì)；劉進(jìn)寶等（2004）則從理論和實(shí)證兩個(gè)方面分析了農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長(zhǎng)的弱相關(guān)性。耕地是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本的資源，耕地資源的質(zhì)和量與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出密切相關(guān)，從而影響到農(nóng)業(yè)收入。衡量城市化水平的主要指標(biāo)是城市化率,即城市人口占總?cè)丝诘谋壤?。從以往的文獻(xiàn)分析結(jié)果可知，財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，