為了解中國(guó)家庭收入不平等狀況及其影響因素,文章利用分位數(shù)回歸模型(QRM)對(duì)家庭收入分配進(jìn)行整體性研究。研究分組收入分位數(shù)發(fā)現(xiàn):漢族家庭收入高于少數(shù)民族家庭;受教育水平越高的家庭收入越高;教育水平越高的組,組內(nèi)家庭收入分布離散程度也越大;中共黨員、民主黨派家庭收入明顯較高;有伴侶的家庭高于沒有伴侶的家庭;農(nóng)村住戶家庭收入低于外來務(wù)工住戶,外來務(wù)工住戶家庭收入低于城鎮(zhèn)住戶�；貧w分析發(fā)現(xiàn),年齡增長(zhǎng)、教育水平提高、家庭與城市聯(lián)系密切程度上升均會(huì)使收入分布位置右移,且擴(kuò)大了收入分布尺度。研究低收入家庭特征(少數(shù)民族、受教育水平低、寡居、居住在農(nóng)村等)可以為實(shí)施精準(zhǔn)扶貧政策提供指導(dǎo)。
【部分圖文】：

圖2是對(duì)數(shù)系數(shù)及其95%置信區(qū)間的圖像。與原始收入系數(shù)圖像中age、edu、d1、d2等的上升或下降趨勢(shì)相比，其對(duì)數(shù)系數(shù)的變化趨勢(shì)更加難以描述，這意味著對(duì)數(shù)收入存在更復(fù)雜的形狀變化，不僅包括位置變化和尺度變化，而且很可能還有偏態(tài)變化。由于對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換的近似正態(tài)性，常數(shù)系數(shù)的圖像（第一行第一列）近似于正態(tài)分布的分位數(shù)函數(shù)。4.3 非中心位置的絕對(duì)效應(yīng)

圖1是初始單位收入的QRM估計(jì)系數(shù)及其95%置信區(qū)間，并提供了OLS估計(jì)系數(shù)及其95%置信區(qū)間作為參照系。從圖1可以看出，協(xié)變量效應(yīng)在不同分位數(shù)上是如何變化的，圖像突出了QRM系數(shù)的變化趨勢(shì)。對(duì)于初始單位系數(shù)（見圖1），作為參照系的OLS估計(jì)系數(shù)及其置信區(qū)間的上下限均是水平線，表明系數(shù)及其置信區(qū)間并不隨著p變化（圖中用兩類虛線表示）。對(duì)于協(xié)變量age、edu、type、d1、d2，系數(shù)和置信區(qū)間都大于0，說明年齡、教育水平、住戶類型、民族和家庭類型對(duì)初始單位收入的各個(gè)分位數(shù)的影響效應(yīng)都是正向且顯著的。QRM系數(shù)中d3和d4的估計(jì)系數(shù)與作為參照系的OLS系數(shù)非常接近，因此，協(xié)變量d3和d4的特定變化對(duì)收入分位數(shù)的影響效應(yīng)對(duì)所有分位數(shù)而言（幾乎）是相同的。也就是說，當(dāng)其他所有協(xié)變量保持不變時(shí)，d3（或d4）的變化只引起收入分布位置的變化，不會(huì)引起形狀變化；又由于該直線在水平零直線之上，所以引起正向的變化。需要注意的是，對(duì)于d3（或d4），當(dāng)p>0.6（或p>0.8）時(shí)，置信區(qū)間包括了0點(diǎn)，因此在這點(diǎn)之后d3（或d4）的效應(yīng)是不顯著的。其他協(xié)變量的圖像是一條非水平直線，說明位置、尺度均發(fā)生了變化。由于中位數(shù)處的分位數(shù)系數(shù)決定了位置的變化，而變量age、edu、type、d1、d2的中位數(shù)系數(shù)都是正的，因此他們均引起向右的位置變化；age2的中位數(shù)系數(shù)是負(fù)的，表示向左的位置變化。從系數(shù)的變化趨勢(shì)可以看出尺度變化，age、edu、type、d1、d2的系數(shù)直線向上傾斜，說明尺度越來越寬；age2的系數(shù)變化呈下降趨勢(shì)，表明尺度越來越窄。綜合分析表明，年齡的增長(zhǎng)、教育水平的提高、家庭與城市聯(lián)系的密切程度上升等均使得收入分布的位置向右移動(dòng)，并且擴(kuò)大了收入分布的尺度。
【相似文獻(xiàn)】

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