Page 47 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2021年第5期

第 ５ 期 王 晶 等: 共同富裕目标下缩小农村内部收入差距的实现路径———基于生计多样化视角的分析 ４ １

低收入群体的增收效果更强.本文通过无条件分位数模型( unconditional q uantilere g ression , UQR )

分析生计多样化对不同收入水平农户收入的影响, 回归结果如表 ３ 所示.
表 ３ 生计多样化对家庭收入的分位数回归( UQR ) 结果 N＝７５３７

( １ ) ( ２ ) ( ３ )
１０ 分位数 ５０ 分位数 ９０ 分位数
生计活动数量 ０．６８１ ∗∗∗ ０．３８７ ∗∗∗ ０．２６７ ∗∗∗
( ０．０４７ ) ( ０．０２２ ) ( ０．０３１ )
Sim p son 指数 １．９６５ ∗∗∗ ０．８２６ ∗∗∗ ０．６１６ ∗∗∗
( ０．１４０ ) ( ０．０９３ ) ( ０．０９８ )
控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制
地区虚拟变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制
F 统计量 １６．５５ ∗∗∗ １６．４８ ∗∗∗ ５０．４６ ∗∗∗ ５８．６７ ∗∗∗ １４．９７ ∗∗∗ １６．１２ ∗∗∗
R ２ ０．１０４ ０．１０４ ０．１７７ ０．１９７ ０．１３３ ０．１４１

限于篇幅, 本文仅报告家庭收入分布在 １０ 分位点、 ５０ 分位点和 ９０ 分位点的无条件估计系数.
从表 ３ 可以看出, 以 Sim p son 指数和生计活动数量衡量的家庭生计多样化在每个分位点的影响均显
著为正, 说明生计多样化对农户收入具有增收效应, 生计多样化程度高的农户收入水平更高.在不同

分位点上生计多样化对收入分布的边际效应存在差异性, 说明生计多样化具有调节收入分配的作用.
具体地, 随着分位数的提高, 生计多样化对家庭收入的边际效应呈递减倾向.以生计活动数量为例,
生计活动数量在农户收入分布１０ 、 ５０ 和９０ 分位点上的估计系数分别为０．６８１ 、 ０．３８７ 和０．２６７ , 意味着
收入来源每增加一种, 低收入群体的收入水平平均会提高 ６８．１％ , 而高收入群体的收入平均会增加
２６．７％ , 这表明生计多样化对低收入家庭的收入促进作用明显大于高收入家庭.此外, 对于从事两种

及以上生计活动的农户( 占样本比例约为 ３６％ ), 其收入分布的低端差距( lninc －lninc ) 将缩小
p ５０ p １０
０．１０６ (( ０．３８７－０．６８１ ) ×０．３６ ), 而收入分布的高端差距( lninc －lninc ) 将缩小 ０．０４３ .由此可
p ９０ p ５０
见, 收入来源多样化对减少中低收入群体收入不平等的作用更大, 这是以往研究中未发现的结论.至
此, 本文的研究假说 １ 和假说 ２ 均得到验证.
２． 收入结构对家庭总收入不平等的贡献
上一节研究结果表明, 生计多样化具有益贫性, 有助于缩小农户的收入差距.本部分进一步从收
入结构的视角对家庭生计多样化进行深入剖析, 考察不同收入来源的不平等状况及其对家庭总收入

不平等的贡献和边际效应.
为了比较这些特征在生计单一化与生计多样化家庭之间的差异, 根据生计多样化指数将农户分
为生计单一型农户( Sim p son 指数为 ０ ) 与生计多样型农户( Sim p son 指数大于 ０ ).借鉴 Lerman 等
提出的基尼系数分解方法, 得到表 ４ 的计算结果 [ ３４ ] .其中, S 是农户不同来源收入占家庭总收入的
比重, G 表示农户不同来源收入的基尼系数, R 是不同来源收入与总收入分布的基尼相关系数, 反映
了不同来源收入的分布情况; Share 是不同来源收入对总收入不平等的贡献程度, Chan g e 是不同来

源收入变化对总收入不平等的边际效应.
从各项收入占家庭总收入比重 S 来看, 家庭务工收入占比最高, 其次是自营工商业收入和粮食
种植收入.与生计单一型农户相比, 生计多样型农户的自营工商业收入和粮食作物、 经济作物种植收
入占比更高, 务工收入占比较低.其中, 生计多样型农户自营工商业收入占家庭总收入比例高出生计
单一型农户约 １０ 个百分点.
从各项收入来源的不平等指标 G 来看, 相较于其他收入来源, 务工收入的基尼系数最低.虽然
林业收入和畜禽养殖收入不平等状况最严重, 但由于其占家庭总收入比例低, 因此对总收入不平等的
贡献度 Share 也偏低.同时, 与生计多样型农户相比, 生计单一型农户各项收入来源的不平等程度
明显更严重.
从各项收入来源的分布 R 来看, 粮食和经济作物种植主要集中于低收入组家庭.与生计单一型