【正文】 y in Korea39。根據(jù)以上對中國農(nóng)村地區(qū)收入分布集聚狀況演化進程的分析結(jié)論可知，當前若將農(nóng)村地區(qū)收入分配政策目標定為保證中國所有地區(qū)的農(nóng)民收入處于“同一俱樂部”（即避免“兩極分化”） 與是否應該降低地區(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——防止地區(qū)間收入分布出現(xiàn)“兩極分化”——應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)營收入的變動可能是主要驅(qū)動因素。其中，家庭經(jīng)營收入的變動對地區(qū)收入分布的影響具有不確定性。據(jù)此得到本文第一個重要結(jié)論：在19892007年間，中國農(nóng)村地區(qū)收入分布未出現(xiàn)統(tǒng)計上顯著的“雙峰”趨同現(xiàn)象。綜合上述對工資性收入的增長效應和分配效應的考察結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，工資性收入變動對中國農(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，而非工資性收入地區(qū)分配的變動。接下來單獨考察增長效應，假設其他三項收入的變動維持真實狀況，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于1998年均值的增長速度——發(fā)生變化。首先考察分配效應。本文將工資性收入的變動對地區(qū)間農(nóng)民人均純收入分布的效應分解為兩個部分，即分配效應和增長效應。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’可能對經(jīng)濟學家或政策制定者少有幫助”的問題。假設2：各個地區(qū)的家庭經(jīng)營收入保持1998年的水平，其他收入為當年的真實收入，估計結(jié)果表明，在此假設下構(gòu)建的19992007年的虛擬收入分布始終未出現(xiàn)“雙峰”化趨勢（為節(jié)約篇幅，省去估計圖）。為了分別考察工資性收入變動與家庭經(jīng)營收入變動對1999年以后中國農(nóng)村地區(qū)收入分布保持“單一俱樂部”所起作用。其中，家庭經(jīng)營收入分布的變動在前后兩個階段所起作用完全相反，在19941996年的“雙峰”化階段單獨推動中國農(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年四種分項收入單獨變動時的虛擬收入分布從圖6顯示的估計結(jié)果來看，工資性收入和家庭經(jīng)營性收入的變動都能獨立“逆轉(zhuǎn)”收入分布的“雙峰”化趨勢，而其他兩項所占比重較小的收入的單獨變動時整個收入分布仍然變動不大。 圖5 19941996年若干分項收入聯(lián)合變動時的虛擬收入分布通過對以上八種假設條件下的虛擬收入分布的分析，我們可以斷定，19941996年中國農(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)營收入變動單獨推動的。而所占比重較小的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的單獨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，是因為收入分布的形狀首先出現(xiàn)雙峰化傾向的年份是1994年。這進一步表明了探尋推動收入分布趨同演化的背后因素的必要性。的可能。表2 19892007年中國農(nóng)村地區(qū)間收入分布的多眾數(shù)檢驗結(jié)果年份原假設臨界帶寬p值198919901996表2報告了歷次檢驗的臨界帶寬和對應的P值。 Zelli, R(2004)也作了類似修正。對1990年還作了第二次檢驗，原假設為，對應的備擇假設為。但在接下來的1997和1998年，左右兩個峰很快重合并最終消失（見圖3），并且在此后的10年左右時間里，中國農(nóng)村地區(qū)收入分布再未出現(xiàn)“雙峰”或“雙峰”化趨勢。并且，從分布的形狀來看，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顯示的高度來看，左峰的高度遠高于右峰，而右峰的位置幾乎無法用肉眼來識別，說明盡管估計結(jié)果報告了兩個收入分布集聚點，但大多數(shù)地區(qū)的農(nóng)民收入仍集中在左眾數(shù)（）附近。以上兩點觀察與已有文獻的結(jié)論一致。估計19892007年中國農(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)村居民消費價格指數(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)自銷的那部分消費支出的調(diào)整后的農(nóng)村居民消費價格指數(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)分別來自2008年《重慶統(tǒng)計年鑒》和《四川統(tǒng)計年鑒》，指標為按戶籍統(tǒng)計的農(nóng)業(yè)人口。張藕香等（2008，p6，表1）用中國的數(shù)據(jù)證實了這種偏差的存在。 Sommer, C. J. （1988，p947）。2. Silverman多眾數(shù)檢驗盡管相對于固定帶寬來講，基于可變帶寬的核密度估計方法得到的分布更為科學可信，但我們?nèi)詿o法保證估計得到的多眾數(shù)值，或者我們在圖中所看到的“雙峰”或“多峰”分布是否在統(tǒng)計意義上為“真”，因此需要對多眾數(shù)的估計結(jié)果進行統(tǒng)計檢驗。從對實際估計結(jié)果的影響來說，核函數(shù)的選擇較為次要，而帶寬的選擇則更難且對結(jié)果影響更大（格林，2007，p493），因此統(tǒng)計學家們提出了各種方法來選擇“最優(yōu)”的帶寬 常見的六種帶寬選擇程序參見SalgadoUgarte, .（2003，p136）。后者的優(yōu)勢在于所依賴的前提條件更為寬松，并且收入分布的估計結(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)核密度估計法和收入分布的Silverman多眾數(shù)檢驗的基本思想及其執(zhí)行程序，并說明所使用數(shù)據(jù)的主要來源及相關的處理過程。（2）在經(jīng)驗方面，本文嘗試將地區(qū)收入分布動態(tài)學的思想引入到中國農(nóng)村地區(qū)收入分配的研究中，系統(tǒng)考察了19892007年中國農(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因素。事實上，在合適的條件下（貧窮集團和富裕集團內(nèi)部差距縮小而兩個集團間平均差距拉大，加總后總體差距縮小），我們可以看到兩種現(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）通過強調(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、成因等方面存在的“本質(zhì)的不同”，進一步強調(diào)了專門研究中國農(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，因而其檢驗結(jié)果無法完全否定前面兩位作者得出的研究結(jié)論，但至少說明，有必要作進一步檢驗方能確定中國地區(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了中國19781998年用勞均GDP表示的省區(qū)經(jīng)濟增長分布，根據(jù)得到的估計結(jié)果，作者認為中國省際增長分布在20世紀90年代后期開始呈現(xiàn)“雙峰”趨同。進一步將工資性收入變動的影響分解為分配效應和增長效應，發(fā)現(xiàn)增長效應——各地平均工資水平的增長——是中國農(nóng)村地區(qū)收入分布在近十年來未趨向“兩極分化”的關鍵。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、李偉毅、李娜：《當前我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟形勢分析——國際金融危機的影響判斷》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題》2009年第2期。、劉洪：《農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長弱相關性分析》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2004年第9期。、許能銳：《海南農(nóng)村居民收入與農(nóng)村人力資本實證分析》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2005年第9期。、郭慧芳、孫群力：《我國農(nóng)民收入來源構(gòu)成的實證分析——兼論增加農(nóng)民收入的對策》，《財貿(mào)經(jīng)濟》2007年第2期。、鐘甫寧：《農(nóng)地細碎化、勞動力利用與農(nóng)民收入——基于江蘇省經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的實證研究》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2006 年第4 期。:《解決農(nóng)村貧困新戰(zhàn)略》，《中國改革論壇》2003年4月。：《中國農(nóng)民收入增長趨勢的變化》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟》2008年第9期。金融危機下農(nóng)村勞動力外出務工的機會減少，這將直接影響農(nóng)民工資性收入的增長。盡管2004年以來我國連續(xù)5年獲得糧食生產(chǎn)的大豐收，但是，中國的糧食供應并不是高枕無憂，國內(nèi)糧食生產(chǎn)的形勢對糧食安全存在的隱患應引起重視（鄢聞余等，2008）。美國實行13年義務教育，英國普及了11年免費義務教育；%，%，%，%，而我國至今教育經(jīng)費不足GDP的4%。農(nóng)業(yè)機械有大型、中型和中小型及小型之分，美國以及我國黑龍江對機械的使用大都是大型機械，但在我國南方地區(qū)，可行的是小型機械。另外，80后的新生代農(nóng)村勞動力由于常年在外務工，大多數(shù)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)已經(jīng)很陌生，而金融危機降低了農(nóng)民進城務工獲取較高勞務收入的期望，有相當部分農(nóng)村勞動力處于進退兩難之中。加強中小城鎮(zhèn)建設，首先應將大城市的景觀布局、先進文化等現(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農(nóng)民增收。在第三對典型變量中，對“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，）和財政支農(nóng)額度（X4，）；對“純收入組”起主要作用的是家庭經(jīng)營收入（Y2，）。這說明提高城市化水平、農(nóng)業(yè)技術人員比重和機耕面積比重有利于農(nóng)民工資性收入的增長，但城市化水平是最主要的影響因素，其次為農(nóng)業(yè)技術人員比重，機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”對第一對典型變量的解釋力很強，但對第二對和第三對典型變量的解釋力相對較弱。表3 典型相關系數(shù)及顯著性檢驗典型變量數(shù)典型相關系數(shù)Wilk’sChiSQDFSig.1.939.010.0002.884.084.0003.785.384.004（三）典型相關模型由于原始變量的計量單位不同，故這里采用標準化的典型變量系數(shù)構(gòu)建典型相關模型，見表4。表2 “純收入組”和“影響因素組”的相關系數(shù)Y1Y2Y3X1.0964X2.3108.1952X3.5769.6541.6723X4.2344.5148X5.1322.4185X6.1196.5029.1125X7.4962.5218.6635X8.3030.3051（二）典型相關系數(shù)及顯著性檢驗一般可用典型相關系數(shù)的大小衡量兩組變量的典型相關程度。（二）數(shù)據(jù)說明本文所用數(shù)據(jù)來源于《中國第二次農(nóng)業(yè)普查綜合資料提要》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒2007》和《中國統(tǒng)計年鑒2007》。按照收入來源劃分，農(nóng)民人均純收入分為工資性性收入、家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。設為： （5）第二組變量的相關系數(shù)為，且滿足。且當是正定的時候，和也是正定的。（二）研究方法本文采用典型相關分析(Canonical Correlation Analysis) 方法研究農(nóng)民收入的影響因素。農(nóng)業(yè)技術進步的內(nèi)容有廣義和狹義之分，狹義的農(nóng)業(yè)技術進步只包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術進步（或者叫自然科學技術進步），而廣義的農(nóng)業(yè)技術進步還包括農(nóng)業(yè)經(jīng)營管理技術和服務技術進步（或者叫社會科學技術進步）（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，實現(xiàn)土地的規(guī)模經(jīng)營，提高土地產(chǎn)出率和勞動生產(chǎn)率，從而提高農(nóng)民收入；另一方面能拉動農(nóng)產(chǎn)品的有效需求，改變農(nóng)產(chǎn)品價格疲軟狀態(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多學者對農(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農(nóng)民收入的影響成績較大，但綜合考慮各方面因素對農(nóng)民收入的影響研究，尚不多見，至于采用具體方法對各因素的影響程度進行區(qū)分，就更顯缺乏了。關于財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入的影響，有研究認為財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入增加有促進作用（王德文等，2003；王德祥等，2009），但是，另有研究卻發(fā)現(xiàn)財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入增長的影響為負（楊燦明等，2007），而杜玉紅等(2006)實證研究發(fā)現(xiàn),財政用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的支出和社會救濟支出有利于農(nóng)民增收,而用于農(nóng)村基本建設的支出則對農(nóng)民增收有抑制作用。本文試圖對農(nóng)民收入的影響因素進行分析，在此基礎上提出農(nóng)民增收途徑。關鍵詞：金融危機；影響因素；典型相關分析；農(nóng)民增收一、問題提出與文獻回顧近年來，農(nóng)民收入問題已成為我國“三農(nóng)”問題的核心（鐘甫寧等，2008）。 第七屆長三角研究生“三農(nóng)”論壇論 文 集主辦單位：上海交通大學安泰經(jīng)濟與管理學院主辦單位：浙江大學農(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)大學經(jīng)濟管理學院承辦單位：南京農(nóng)業(yè)大學研究生院承辦單位：南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院中國在此基礎上，提出農(nóng)民增收途徑：加強中小城鎮(zhèn)建設，提高城市化水平；培育農(nóng)業(yè)技術人員，推進農(nóng)業(yè)機械化；提高農(nóng)業(yè)勞動力的文化素質(zhì)；加大財政對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)基礎設施建設的支持力度。但如果能在明確農(nóng)民收入主要影響因素的基礎上提出增收措施，則更有針對性和可行性。關于土地規(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)剩余勞動力的情況下，土地細碎化與農(nóng)民的總收入之間呈正相關關系（李功奎等，2006；許慶等，2008），而農(nóng)地集中對農(nóng)民增收具有顯著的負面影響，降低了農(nóng)民收入（彭代彥等，2009）。此外，黃祖輝等（2003）發(fā)現(xiàn)伴隨著技術進步，農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入呈下降態(tài)勢；劉進寶等（2004）則從理論和實證兩個方面分析了農(nóng)業(yè)技術進步與農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入增長的弱相關性。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，從而影響到農(nóng)業(yè)收入。衡量城市化水平的主要指標是城市化率,即城市人口占總?cè)丝诘谋壤?。從以往的文獻分析結(jié)果可知，財政支農(nóng)支出對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，