畢業(yè)論文---農(nóng)村居民的收入差距與原因分析

1、<p>　　題目：農(nóng)村居民的收入差距與原因分析</p><p>　　姓 名： </p><p>　　專 業(yè)：社會工作與管理 </p><p>　　學(xué) 號： </p><p>　　指導(dǎo)教師： </p><p>

2、;　　2011年09月06日</p><p>　　農(nóng)村居民的收入差距與原因分析</p><p>　　內(nèi)容提要：根據(jù)2001年在福建省壽寧縣和廈門市10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)913戶農(nóng)村居民抽樣調(diào)查的資料，本文分析了農(nóng)村居民收入差距的現(xiàn)狀和原因。作者認(rèn)為，隨著農(nóng)戶收入的提高，農(nóng)戶之間的收入差距也日益擴大，經(jīng)濟越是發(fā)達，收入差距也越大。地域因素和不同收入來源都對農(nóng)戶收入產(chǎn)生顯著影響。統(tǒng)計分析還表明，是否黨員和

3、是否擔(dān)任村干部對農(nóng)戶收入并不具有顯著影響，而受教育程度則對農(nóng)戶收入具有正面積極影響。</p><p>　　關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民 收入差距 社會轉(zhuǎn)型</p><p><b>　　一、導(dǎo)言</b></p><p>　　自從改革開放以來，隨著生產(chǎn)責(zé)任制的實施，農(nóng)村居民的收入有了很大提高。但是，與此同時，農(nóng)村居民之間的收入差異也日益擴大。有關(guān)統(tǒng)計

4、表明（參看唐平、曹蓉，1996），自1980年至1985年，中國東、中、西部地區(qū)農(nóng)村居民農(nóng)村人均純收入年遞增速度分別為16.4%、14.6%和12.9%。盡管東中西部地區(qū)農(nóng)村居民收入水平都均有大幅度提高，但地區(qū)差距則不斷擴大。1980年，中、西部農(nóng)村居民與東部農(nóng)村居民收入的絕對差額分別為37元和46元，到1995年收入絕對差距則擴大到724和1066元。中國農(nóng)村居民收入差異的擴大引起了許多相關(guān)學(xué)者的注意。張平在研究中國農(nóng)村發(fā)展的不平等時

5、，試圖回答鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在農(nóng)村收入不平等中的作用，認(rèn)為中國農(nóng)村收入差距既來自區(qū)域內(nèi)也來自區(qū)域間，其中區(qū)域間收入差異對總的不平等貢獻在加大，而區(qū)域間收入差距加大最主要的原因是區(qū)域間工資性收入的不平等，即各個區(qū)域間農(nóng)村非農(nóng)化就業(yè)機會上的不均等（張平，1998）。趙滿華、竇文章（1997）在歸納農(nóng)村居民收入發(fā)生變化的幾個特征時，也談到不同區(qū)域之間農(nóng)村居民的收入差距擴大和家庭經(jīng)營性純收入的比重明顯上升。</p><p>　　農(nóng)

6、民收入差距的擴大也引起了社會學(xué)者的關(guān)注。美國學(xué)者倪志偉根據(jù)1985年在福建農(nóng)村的調(diào)查數(shù)據(jù)提出了著名的市場轉(zhuǎn)型理論（Nee, 1989）。倪志偉的研究表明，在人力資本和家庭組成因素一致的情況下，現(xiàn)任干部家庭收入低于一般農(nóng)戶。與企業(yè)主家庭相比，現(xiàn)任干部家庭、離任干部家庭的收入都存在相當(dāng)差距。因此，倪志偉認(rèn)為市場轉(zhuǎn)型經(jīng)濟降低了對政治權(quán)力的回報，與此同時，人力資本對收入的作用得到提升，這表現(xiàn)在市場改革后夫妻合計教育程度對家庭收入的影響是正向的，

7、且具有統(tǒng)計顯著性。而國內(nèi)學(xué)者陸學(xué)藝（1999）則根據(jù)農(nóng)村居民收入的變化以及農(nóng)民的分化情況，認(rèn)為農(nóng)民已經(jīng)分化為八個階層：農(nóng)業(yè)勞動者、農(nóng)民工、雇工、農(nóng)民知識分子、個體勞動者與個體工商戶、私營企業(yè)主，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)管理者、農(nóng)村管理者等。</p><p>　　為了進一步研究農(nóng)村社會分層中地域差異的影響，我們于2001年10月在福建省廈門市和壽寧縣進行了問卷調(diào)查。本次調(diào)查抽取了福建省壽寧縣的5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)和廈門市同安區(qū)4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)以及廈門

8、島內(nèi)的禾山鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)又抽取4個行政村，按隨機原則抽取20至25位訪問對象。此次調(diào)查共取得有效樣本913個，其中男性樣本513，女性樣本398，缺省值為2。本文擬根據(jù)此次調(diào)查的數(shù)據(jù)對福建農(nóng)村居民收入的差異及原因進行分析。</p><p>　　之所以在福建省內(nèi)選擇廈門和壽寧的農(nóng)村進行調(diào)查，是因為這兩個地區(qū)較具有代表性。廈門是五個經(jīng)濟特區(qū)之一，享受國家特殊的優(yōu)惠政策，在制度上相對寬松，經(jīng)濟發(fā)展水平相當(dāng)高，二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)

9、達，吸引外資數(shù)量也很多。城市周邊地區(qū)的農(nóng)村也相應(yīng)的受到了廈門島內(nèi)的輻射，因此，這些地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度在農(nóng)村地區(qū)屬于非常發(fā)達的。而壽寧地處北部山區(qū)，是福建省較窮的一個縣。這里交通不便，可利用資源雖然很多，但開發(fā)不夠，農(nóng)民的主要產(chǎn)業(yè)就是種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)，除此之外礦藏很少。種植和養(yǎng)殖出的成果由于交通不便和遠離鬧市地區(qū)，銷量很差。同時，當(dāng)?shù)赜秩鄙傧冗M的科學(xué)技術(shù)指導(dǎo)，因此，生產(chǎn)效率不高。</p><p>　　二、兩地農(nóng)戶收入

10、情況及內(nèi)部差異</p><p>　　本次調(diào)查問卷中與本文分析相關(guān)的項目分為兩大部分，第一部分為農(nóng)民去年經(jīng)濟收入狀況，其中包括去年家庭總收入，種植業(yè)收入，養(yǎng)殖業(yè)收入，家庭經(jīng)營收入，外出打工收入，房屋出租收入等等。種植業(yè)收入包括種糧食以及蔬菜、水果、茶葉等經(jīng)濟作物；養(yǎng)殖業(yè)包括養(yǎng)豬、養(yǎng)雞、養(yǎng)鴨、養(yǎng)魚等收入；家庭經(jīng)營收入包括辦工廠、開商店等收入；外出打工包括勞務(wù)輸出的收入。第二部分屬于自變項，包括個人特質(zhì)、人力資本和政治

11、資本等。個人特質(zhì)包括性別、年齡、婚否等；人力資本主要是受教育水平；政治資本包括是否黨員、是否擔(dān)任村干部。</p><p>　　從統(tǒng)計結(jié)果來看，農(nóng)村居民的收入差距甚大。兩地農(nóng)村居民家庭年均收入為15226.25元，而標(biāo)準(zhǔn)差則為40200.22元，離散系數(shù)高達264%（參看表1）。在所調(diào)查的家庭中，收入最高的5%的家庭的年平均收入高達100476元，而收入最低的5%家庭的年平均收入只有1086元，前者是后者的92.5

12、倍；收入最高的10%的家庭的年平均收入是66533元，而收入最低的10%的家庭的年平均收入只有1459元，前者是后者的45倍。從整體看，收入較高者之間的差異也越大。收入最高的10%的家庭年收入的離散系數(shù)高達168%，而收入最低的10%家庭收入的離散系數(shù)只有45%。</p><p>　　兩地農(nóng)戶之間收入的差距也相當(dāng)大。從表1可以看出，壽寧415個被調(diào)查家庭的平均年收入為8690.61元，標(biāo)準(zhǔn)差為8645.97元;

13、廈門364個被調(diào)查家庭的年平均收入22677.59元, 標(biāo)準(zhǔn)差為57217.59元。方差分析表明，兩地農(nóng)戶收入的差距具有統(tǒng)計顯著性（p<.0.001）。當(dāng)然，收入的差異不僅只存在兩地農(nóng)戶之間，兩地農(nóng)戶內(nèi)部的差異也相當(dāng)大。從兩地農(nóng)戶收入的離散系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，壽寧農(nóng)戶年收入的離散系數(shù)為0.99, 而廈門農(nóng)戶年收入的離散系數(shù)更高達2.55, 由此可見經(jīng)濟發(fā)達的廈門農(nóng)戶之間的收入差距遠遠大于壽寧農(nóng)戶之間的收入差距。從不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)情況看，壽寧縣的

14、大安、犀溪、竹管垅三個鄉(xiāng)的農(nóng)戶平均年收入都在10000元以下，壽寧縣所調(diào)查的5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中只有鰲陽和武曲2個鎮(zhèn)農(nóng)戶的年均收入在10000元以上。廈門5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)家庭的年平均收入都在萬元以上，其中同安區(qū)的蓮花、大嶝、內(nèi)厝都在10000元以上，15000元以下，而湖里區(qū)的的禾山鎮(zhèn)接近30000元，同安區(qū)的馬巷鎮(zhèn)高達40000多元。方差分析表明，不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)戶收入的差異也具有統(tǒng)計顯著性（p<.0.001）。</p><p>

15、;　　表1 壽寧與廈門兩地農(nóng)村居民平均家庭收入與家庭人均收入（單位：元）</p><p>　　三、影響農(nóng)戶收入差異的原因</p><p>　　是哪些因素造成農(nóng)村居民收入之間如此巨大的差異呢？根據(jù)調(diào)查資料，我們從兩個方面進行了分析：一是收入來源，二是個人因素，包括是否村干部、是否黨員以及文化程度等。</p><p>　　先來看收入來源對農(nóng)戶收入的影響。在問卷中我

16、們問到被訪者是否有種植業(yè)收入、養(yǎng)殖業(yè)收入、家庭經(jīng)營收入、外出打工收入和房屋出租收入以及這些收入的具體數(shù)字。為了便于分析，我們把種植收入與養(yǎng)殖收入合為一項稱為“農(nóng)業(yè)收入”。統(tǒng)計表明，在780位被訪者中，有農(nóng)業(yè)收入的家庭486戶，占62.3%；有家庭經(jīng)營收入的家庭188戶，占24%；有外出打工收入的家庭251戶，占32%；有房租收入的家庭54戶，占6.9%。從表2可以看出，有農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶的年人均收入為2447.2元, 沒有農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶的

17、年人均收入為4646.97元, 后者遠遠高于前者；沒有家庭經(jīng)營收入的農(nóng)戶的年人均收入為2974.83元, 有此項收入的農(nóng)戶的年人均收入則高達4225.79元；沒有房租收入農(nóng)戶的人均年收入為3033.34元，有房租收入農(nóng)戶的人均年收入則達6453.41元。方差分析表明，是否具有上述三項收入對農(nóng)戶人均收入造成的差異具有統(tǒng)計顯著性。在表2所列的幾項收入來源中，有打工收入與沒有打工收入的農(nóng)戶的人均年收入相差不大，而且也不具有統(tǒng)計顯著性。這表明，

18、以農(nóng)業(yè)為主要收入的家庭的收入都較低，而家庭經(jīng)營和房屋出租都能大大提高家庭的收入</p><p>　　表2 收入來源與農(nóng)戶年人均收入(單位：元)</p><p>　　說明:括號外的數(shù)據(jù)為無該項收入的家庭的年平均收入，括</p><p>　　號內(nèi)的數(shù)據(jù)為有該項收入的家庭的平均年收入。ANOV分析的顯著</p><p>　　性水平：*p<

19、.10 **p<.05 ***p<.01 ****p<.001</p><p>　　那么，個人因素對家庭收入的影響又是如何呢？從個人政治面貌看，在壽寧的413個被訪者中，按家庭年人均收入的高低排列依次是：黨員2523.18元、共青團員2234.66元、曾入過團者2217.84元、群眾1807.32元，但方差分析表明這種差異不具有統(tǒng)計顯著性。在廈門的362個被訪者中，家庭人均年收入最高的是

20、共青團員，為7489.39元，其次是黨員，5707.42</p><p>　　表3 政治面貌與家庭人均年收入 表4 是否擔(dān)任村干部與家庭人均收入</p><p>　　元，入過團者列第三，最后是群眾，但這些差異也不具有統(tǒng)計顯著性。從是否擔(dān)任村干部這方面看，在壽寧的被訪者中目前擔(dān)任村干部者的收入最高，其次是曾經(jīng)擔(dān)任過干部者，而在廈門組中，曾經(jīng)擔(dān)任過村干部者的家庭人均收入最

21、高，其次才是目前在任的村干部。但這些差異在統(tǒng)計上不具有顯著性，表明是否擔(dān)任村干部并不是造成家庭收入差異的原因。</p><p>　　為了進一步分析農(nóng)村居民收入差異的原因，在表5中我們建立了兩個不同的回歸模型。 在模型I中，我們分別以虛擬變量“是否有農(nóng)業(yè)收入”、“是否有經(jīng)營收入”、“是否有打工收入”以及“是否有房租收入”作為自變量（1=有，0=無），用以預(yù)測家庭人均年收入。在包括壽寧和廈門兩地的總樣本中，有農(nóng)業(yè)收入

22、對家庭人均年收入有負(fù)面影響，且有統(tǒng)計顯著性；經(jīng)營收入和房租收入對家庭收入有正面影響，也有統(tǒng)計顯著性。在總體樣本的方程中，我們還加入了是否壽寧作為控制變量，統(tǒng)計結(jié)果顯示區(qū)域?qū)彝ナ杖氲挠绊懯窍喈?dāng)巨大的。而在壽寧縣的樣本中，值得注意的是，是否有房租收入對家庭收入的影響不具有統(tǒng)計顯著性，而是否有打工收入對則家庭收入則具有正面影響，且有一定的顯著性，表明在壽寧外出打工確實是家庭的一個重要收入來源。在廈門樣本中，是否有農(nóng)業(yè)收入與是否有經(jīng)營收入沒有

23、統(tǒng)計顯著性，而只有房租收入對家庭收入的影響有統(tǒng)計顯著性。</p><p>　　在模型II中，我們增加了“是否黨員”、“是否村干部”和受教育年限三個預(yù)測變量，另外加入受訪者的性別和年齡作為控制變量。由于農(nóng)村居民的收入通常是以家庭為單位計算的，因此我們在訪問中沒有問受訪者個人的年收入是多少，只問受訪者家庭的年收入是多少，而家庭人均年收入是通過將家庭的年收入除以家庭人口計算的。當(dāng)我們用受訪者的一些個人特質(zhì)（是否黨員、是

24、否村干部以及文化程度）作為自變量預(yù)測家庭人均年收入時，就必須控制性別和年齡這兩個變量。在控制了性別和年齡這兩個變量以后，個人的不同特質(zhì)對家庭收入的影響才可以進行比較。</p><p>　　根據(jù)表5的分析結(jié)果，有幾點值得我們注意：</p><p>　　第一，農(nóng)業(yè)收入對家庭人均年收入的影響具有很強的區(qū)域性。根據(jù)模型I，在總樣本中，“是否有農(nóng)業(yè)收入”對家庭人均收入的影響具有顯著性，在壽寧地區(qū)樣本

25、中這一預(yù)測變量對家庭收入的影響也具有顯著性，但在廈門樣本中不具有統(tǒng)計顯著性。在模型II中的總樣本中，在加入上述預(yù)測變量和控制變量后，在模型I中對收入具有統(tǒng)計顯著性水平的“是否有農(nóng)業(yè)收入”不再具有統(tǒng)計顯著性，這說明在總樣本中，是否有農(nóng)業(yè)收入對家庭收入的影響可能是其他因素導(dǎo)致的。根據(jù)模型II，在廈門地區(qū)的樣本中，農(nóng)業(yè)收入對家庭人均收入的影響也不具有統(tǒng)計顯著性。但在壽寧地區(qū)，在加入以上預(yù)測變量和控制變量后，農(nóng)業(yè)收入對家庭人均收入的影響還是具有

26、統(tǒng)計顯著性。</p><p><b>　　表5 回歸分析</b></p><p>　　說明：a, 參考類型是“沒有農(nóng)業(yè)收入”；b, 參考類型是“沒有經(jīng)營收入”；c, 參考類型是“沒有打工收入”；d, 參考類型是“沒有房租收入”；e, 參考類型是“廈門”；f, 參考類型是“非黨員”；g, 參考類型是“不是現(xiàn)任村干部”；h, 參考類型是“女”。</p>&

27、lt;p>　　表中的數(shù)據(jù)為非標(biāo)準(zhǔn)中回歸系數(shù)，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)。</p><p>　　顯著性水平：*p<.10 **p<.05 ***p<.01 ****p<.001</p><p>　　第二，是否黨員與是否村干部對農(nóng)民家庭年人均收入的影響不顯著。在模型II中，與非黨員相比，黨員家庭的收入顯然略高一些，但在大部分情況下都不具有統(tǒng)計顯著性，只有在壽寧的

28、樣本中，這一預(yù)測變量才有微弱的顯著性（p<0.1）。</p><p>　　第三，文化程度對家庭人均收入的影響具有正面積極影響。不管是總樣本，還是廈門地區(qū)或壽寧地區(qū)的樣本，受教育年限對家庭人均收入都有著顯著的積極影響。如果我們進一步比較壽寧與廈門的兩個樣本的話，廈門樣本中受教育年限對家庭人均收入的非標(biāo)準(zhǔn)回歸系為646.53, 遠遠高于壽寧的124.26。這表明，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)教育對收入的影響更顯著。</p

29、><p><b>　　四、結(jié)論</b></p><p>　　根據(jù)以上分析，在此我們可以得出如下幾個結(jié)論：</p><p>　　第一，農(nóng)民家庭之間收入差距日益擴大。經(jīng)濟學(xué)中通常用基尼系數(shù)來衡量收入的不平等。有關(guān)統(tǒng)計表明，從1980年到1995年，全國農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)從0.24增加到0.34 (參看張平,1998), 湖北省從1981年到1996

30、年農(nóng)村居民收入的基尼系數(shù)從原來的0.1739增加到0.2574（時明國，1998）。從統(tǒng)計上看，離散系數(shù)的意義與基尼系數(shù)是一樣的，因此本文用離散系數(shù)來表示收入差距。本項調(diào)查的結(jié)果表明，農(nóng)戶收入的標(biāo)準(zhǔn)差高達264%，而最高收入的10%的家庭的年收入竟是最低收入的10%的家庭的年收入的45倍。從壽寧與廈門兩地的比較來看，廈門經(jīng)濟發(fā)達，農(nóng)村居民的收入也較高，但廈門農(nóng)村居民之間的收入差異也較大。因此，隨著的經(jīng)濟的進一步發(fā)展，貧富差距有可能進一步

31、加大。這是我們不能忽視的一個問題。</p><p>　　第二，地區(qū)條件差異是影響農(nóng)村居民收入的一個重要因素。壽寧與廈門兩地農(nóng)戶收入的差異十分顯著。從總體看，農(nóng)戶家庭收入的離散系數(shù)高達264%，但把兩地分開計算，壽寧農(nóng)戶之間收入的離散系數(shù)只有100%，廈門地區(qū)也降至161%。廈門地區(qū)農(nóng)戶年均收入高達22677.59元，而壽寧只有8690.614元，前者是后者的2.6倍，而且回歸分析也表明這種差異具有統(tǒng)計上的高度顯著

32、性。值得注意的是，農(nóng)戶收入的差異不僅表現(xiàn)在壽寧和廈門這兩個條件和發(fā)展水平都存在差異的地區(qū)之間，同一地區(qū)不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)戶之間的收入差異也相當(dāng)大，而且方差分析表明，不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)的這種差異也具有統(tǒng)計上的顯著性?；貧w分析充分表明不同的收入源對家庭總體收入有著顯著影響，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭收入偏低，有經(jīng)營收入或房租收入的家庭則收入較高。這正是壽寧和廈門兩地農(nóng)戶存大巨大差異以及不同鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)戶收入差異的主要原因。壽寧地處福建東北部，交通不便，以農(nóng)業(yè)為主，而且有大

33、量人口外出打工；廈門為最早開放的經(jīng)濟特區(qū)之一，經(jīng)濟發(fā)達，有許多外資企業(yè)和私營企業(yè)，同時有大量外來人口涌入，許多農(nóng)民也不再種田而從事商業(yè)經(jīng)營或出租房屋為生。</p><p>　　第三，政治資本對家庭收入的影響并不顯著。邊燕杰與約翰·羅根在研究天津1978年到1993年改革進程及其收入變化時提出與倪志偉的市場轉(zhuǎn)型論相左的權(quán)力維續(xù)論（Bian and Logan, 1996）。他們認(rèn)為，政治權(quán)力的維續(xù)在再分配

34、和市場兩種體制中都有體現(xiàn)。在再分配體制中，再分配的機制一直在起作用，勞動報酬的分配都受政治權(quán)力的制約。在市場體制和條件下，政治權(quán)力之所以有得到維續(xù)，是因為市場是在政治權(quán)力結(jié)構(gòu)的影響下成長的，擁有政治權(quán)力者可以優(yōu)先到市場體制中獲取優(yōu)惠。但本項研究的結(jié)果表明，政治權(quán)力對農(nóng)戶收入的影響并不顯著。從政治面貌看，盡管在壽寧地區(qū)黨員家庭的人均收入略高、在廈門地區(qū)團員家庭的人均收入略高，但這些差異并不具有統(tǒng)計顯著性。從是否擔(dān)任村干部這方面看，壽寧的現(xiàn)

35、任村干部的家庭人均收入略高于其他家庭，而在廈門則是曾經(jīng)擔(dān)任過村干部者比現(xiàn)任村干部和其他村民的家庭年收入略高。同樣這種差異也不具有統(tǒng)計顯著性。進一步的回歸分析表明，是否黨員、是否現(xiàn)任村干部對家庭人均收入并不具有顯著影響。這說明在市場轉(zhuǎn)型中的農(nóng)村，權(quán)力在分配中的作用已經(jīng)在一定程度上淡化。</p><p>　　第四，人力資本對家庭收入的影響日益重要。 根據(jù)倪志偉的市場轉(zhuǎn)型理論（Nee, 1989,1991）, 在市場化

36、的過程中隨著政治權(quán)力淡出市場，人力資本的作用將提升，教育的投資回報將會增加，人力資本因此會在階層化的過程中比政治資本發(fā)揮更大的作用。國內(nèi)一些相關(guān)的研究表明（如李培林，1995）教育對收入的回報顯著而且穩(wěn)定。我們回歸分析也證明了這一點：受教育年限不僅與家庭的人均收入存在顯著影響，而且在市場化程度較高的廈門，受教育程度對家庭收入的影響也遠遠大于市場化程度和經(jīng)濟發(fā)展程度相對較低的壽寧。</p><p><b>

37、;　　參考文獻：</b></p><p>　　Bian, Yianjie and John Logan. 1996. “Market Transition and the Persistence of Power: The Changing Stratification System in Urban China.” American Sociological Review 61: 739-758.&

38、lt;/p><p>　　Nee, Victor. 1989. “A Theory of Market Transition: From Redistribution to Markets in State Socialism.” American Sociological Review 54:663-681.</p><p>　　Nee, Victor. 1991. “Social Inequ

39、alities in Reforming State Socialism: Between Redistribution and Markets in China.” American Sociological Review 56:267-282.</p><p>　　李培林，1995，“再析新時期利益格局變動中的若干熱點問題”，《社會學(xué)研究》第5期，第24-34頁。</p><p>　　

40、陸學(xué)藝，1999，“農(nóng)村社會結(jié)構(gòu)變化與原因分析”，香港：第二屆華人社會階層研究研討會，10月21-22日。</p><p>　　時明國，1998，“湖北農(nóng)民收入差異研究”（上），《市場與人口分析》第4卷第1期，第51-56頁。</p><p>　　唐平、曹蓉，1996，“我國東、中、西部農(nóng)村居民生活差異的比較分析”，《消費經(jīng)濟》第5期，第12-15頁。</p><p&g