農村居民收入分布的動態演進及趨勢

摘要：采用核密度估計法和馬爾可夫鏈方法，對我國農村居民人均純收入分布的動態演進及趨勢進行了分析。結果表明：90年代以來，農村居民人均純收入分布都呈現明顯的“雙峰”狀，一直處于兩極分化狀態。從其分項收入來看.家庭經營性收入和工資性收入差距不斷擴大，而財產性收入和轉移性收入由“雙峰”演變為“單峰”狀，兩極分化現象逐漸消失，收入差距縮小。從馬爾可夫鏈的穩態分布來看，各地區的農村居民人均純收入將仍然保持較大差異，短期內難以實現均衡發展。

關鍵詞：農村居民收入；收入分布；核密度估計；馬爾可夫鏈

中圖分類號：F323.8 文獻標識碼：A 文章編號：1009 9107(2012)02-0042-05

引言

不管是出于對中國經濟能否實現可持續增長的擔憂.還是基于公平角度的考慮，地區入差距或地區經濟趨同問題始終是當代中國經濟學研究的焦點之一。而在地區差距問題的研究中，農村居民收入差距又是學者們重點關注的問題。自改革開放以來.農村居民收入持續增長，從1978年到2009年，我國農村居民人均純收入由133.6元上升到5153.2元，增長近39倍。但在農村居民收入持續增長的同時，收入分配差距也持續擴大，區域之間的不平衡現象愈加嚴重。以農村居民人均純收入最高的上海市和最低的甘肅省為例，1978年，上海市與甘肅省農民人均純收入的差距之比為2.78：1，但2009年達到4.19：1。圖1顯示的是1980-2009年我國農村居民人均純收入的基尼系數，從中可以看出，基尼系數值除了在個別年份有所減小以外，大多數年份都是不斷提高，從1980年的0.141擴大到2003年的0.228，之后收入差距有所減小。

地區間農村居民收入差距的擴大不僅影響政治和社會穩定，阻礙減貧進程，而且還會對中國經濟的長期發展產生不利影響。因此，探究中國地區間農村居民收入差距的現狀、發展趨勢及其產生原因，具有十分重要意義。目前關于中國農村居民收入差距的研究成果主要集中在對收入差距的測量以及收入差距的影響因素研究兩個方面。比較有代表性的文獻有：白菊紅運用洛倫茲曲線和吉尼系數對我國改革開放以來，農民人均純收入分配的發展和現狀進行了分析。結果表明，我國區域間農民人均純收入分配不平等的趨勢在增大，但收入分配仍相對平均，20多年來吉尼系數沒有超過0.3。Ⅲ李穎、王尤貴認為我國省際間農村居民收入差距不斷擴大，省際間農村居民收入差距變動主要是由家庭經營純收入與工資性收入比重及其變化的差異決定的。祝偉、汪曉文計算了衡量農村居民收入差距的基尼系數，認為自改革開放以來，農村居民收入差距不斷擴大，直到2003年以后，這種差距才開始縮小，并認為農村居民的工資性收入是導致目前各地區間農村居民收入差距擴大最重要的原因。張立冬基于CHNS數據對中國農村居民的長期收入不平等進行了分析，研究發現中國農村居民長期收入不平等程度一直呈現出上升的態勢。劉秉鐮、趙晶晶研究結果顯示農民收入具有很強的空間異質性，城市化和固定資產投資對農村居民收入的促進作用具有逐漸增強的趨勢。

傳統研究思路大都是采用基尼系數、GE(Gen eralized Entropy)指數和變異系數等來衡量地區之間農村居民收入差異的程度，并采用指數分解法或者基于回歸方程的分解技術來分析不同影響因素對居民收入差距的影響。但是，不平等指標反映的僅僅是農村居民收人整體的離散情況，并無法刻畫整體收入分布狀況，也無法揭示收斂的動態性和長期趨勢，無法體現多重穩態帶來的分層收斂和多峰收斂。因此，本文采用Quah提出的一種全新的增長趨同研究方法——分布動態法(MEDD)來考察農村居民收入分布的演化歷程及發展趨勢，以期為促進農村地區居民收入的均衡發展提供參考和借鑒。

一、研究方法

分布動態法是Quah于20世紀90年代提出，該方法可以很直觀地描述所考察區域變量分布的形狀和分布隨時間的動態演變，這對于研究趨同問題的傳統分析方法而言具有非常明顯的優勢，是一種更能描述事實現象的非參數的估計方法。動態分布法包括核密度估計法和馬爾可夫鏈方法，前者將原有序列作為連續狀態處理，而后者將原有序列作為離散狀態處理。

1.核密度估計方法。假設隨機變量X₁，X₁，…，X_N同分布，其經驗分布函數為：

2.馬爾可夫鏈方法。該方法是一種隨機時間序列，其過程設某個變量時間序列具有“無后效性”，是利用某一變量的現在狀態和動向去預測該變量未來的狀態及其動向的一種方法。假設有隨機過程x(t)，從t時刻狀態i轉到t+1時刻狀態j的概率是p_ij，在￡時刻，狀態處于S。的概率是a_i(t)，那么有：

即t+1時刻系統各要素所處狀態的概率只與t時刻所處狀態的概率和轉移概率有關，而與以前的狀態無關，這種狀態隨機轉移過程稱為馬爾可夫鏈。如果狀態轉移概率矩陣P具有時間穩定性，則經”期后的收入分布a(t+n)可表示為“(t+n)=pⁿa(t)。當n→時，如果“(t+n)收斂，即區域經濟具有收斂性時，可得到收入的平穩分布π=(π₁，π₂…，π_n)。這是經濟體收入分布長期的均衡狀態。由平穩分布狀態，可以預測經濟體未來發展趨勢，如果π集中于一點，則認為經濟收入出現趨同現象，差距最終可以消除；而如果π集中于兩點或者分散分布，則說明差距將繼續存在，出現“極化”現象，經濟體之間的差距將無法消除。

二、農村居民收入分布的演化歷程及發展趨勢

一、數據說明

本文所使用的各省區農村居民人均純收入等數據都來自《中國統計年鑒》。由于國家統計局于1993年對農村居民收入來源的統計口徑作了重大調整，將農村居民收入來源分為家庭經營性收入、工資性收入、財產性收入和轉移性收入等四項。而這之前收入來源分類較多，由于缺乏完全的對應關系以及分省區收入來源數據可獲得性等方面的原因，本文將僅對1993年以來主要年份的農村居民收入分布演化進行分析。

(二)農村居民收入分布動態演進分析

1.農村居民人均純收入分布的Kernel密度估計。考察期內分布概率密度函數的形態能夠反映各地區農村居民收入是否出現兩極分化現象。如果分布的概率密度函數呈現“單峰”形狀，則說明各地區農村居民收入分布向惟一的均衡點收斂，不存在多重均衡；如果分布的概率密度函數呈現“雙峰”或者“多峰”彤狀，則表明農村居民收入分布分別向著高水平和低水平兩個均衡點或者更多均衡點收斂，由此認為農村居民收入的地區差異出現了兩極分化或者多極分化現象。為進一步揭示農村居民收入分布的動態演進趨勢，我們選擇Epanechnikov核函數和Silverman最佳帶寬，利用核密度估計給出農村居民人均純收入在主要年份的密度分布，結果見圖2。

圖2橫軸表示農村居民人均純收入，縱軸表示密度。從圖2中可以看出，1993年到2009年，密度分布圖“波峰”不斷向有移動，從1993年的1000元左右移動刮2009年的5000元左右，這表明我國農村居民人均純收入不斷增長。但是從密度分布圖的形態來看，波峰高度不斷降低，右拖尾不斷延長并且向有移動，表明這一時期我同各地區農村居民人均純收入不斷趨于分散，差距不斷擴大。而且，樣本期內主要年份農村居民人均純收入分布都呈現明顯的“雙峰”狀，表明90年代以來，我國農村居民人均純收入向高水平和低水平兩個均衡點收斂，一直處于兩極分化狀態。

2.農村居民分項收入分布的Kernel密度估計。圖3-圖6分別顯示的是按收入來源劃分的工資性收入、家庭經營性收入、財產性收入和轉移性收入的核密度分布。從圖3來看，農村居民人均工資性收入在1993年時，核密度分布圖介于0-1000元之間，而到2009年，則整體分散于0-6000元，密度分布圖變動趨勢與人均純收入密度分布變動趨勢一致，即始終呈現“雙峰”狀，且“波峰”不斷右移，高度不斷降低，但同時右拖尾不斷延長，表明農村居民人均工資性收入差距不斷擴大，并且呈現高、低“俱樂部”趨同現象。

圖4顯示的家庭經營純收入分布的動態變化，可以看出，1993-1995年，農村居民家庭經營純收入為“單峰”狀態，而從2001-2009年則為“雙峰”狀，并且兩個峰之間的距離不斷擴大，表明農村居民家庭經營純收入在不斷提高的同時，也開始出現差距擴大趨勢。從圖5和圖6可以看出，財產性收入核密度分布和轉移性收入核密度分布變動趨勢基本一致，即波峰高度降低，右拖尾延長，形態由20世紀90年代的“雙峰”狀演變為2000年以后的“單峰”狀，與家庭經營純收入分布的動態變化剛好相反，表明這兩種收入的地區分布雖然更加分散，但是兩極分化現象消失，不再是“俱樂部”趨同，而是朝著惟一的均衡點收斂。因此，從收入來源這一角度來看，工資性收入和家庭經營性收入是造成我國農村居民人均純收入差距擴大的主要原因，財產性收入和轉移性收入則有利于地區差距的縮小。

3.農村居民相對人均純收入的轉移概率矩陣。核密度分布曲線描述了各地區農村居民收入分布的整體形狀，但無法反映分布曲線內部各地區相對位置的變化及發生概率，也無法反映整體收入分布演進的長期趨勢。處于不同收入水平的地區在經過一個時間段后向下或向上演進的可能性有多大?低收入省份在將來是否依然貧窮?是否能夠逐漸縮小與富裕省份之間的差距?要回答這些問題，需要運用馬爾可夫鏈方法，通過估計轉移概率矩陣，對各省農村居民收入分布的動態變化特征及長期趨勢進行考察。將各地區農村居民人均純收入除以同期所有地區的平均值，得到相對人均純收入，根據整體數據水平決定不同狀態收入區間的邊界，將相對人均純收入大致均分為四組，分別為高收入組(X>1.10)、中高收入組(0.90-1.10)、中低收入組(0.75-O.90)、低收入組(X<0.75)。采用馬爾可夫鏈法計算轉移概率矩陣并進一步計算穩態分布，結果見表1。

表l第l列為f期的相對人均純收入，第1行表示t+1期樣本所處的狀態，最后一行為穩態分布。從轉移概率矩陣來看，我國各地區農村居民人均純收入的變動具有穩定性。對角線上的元素值較大，表明地區人均純收入在下一期仍保持上一期狀態的概率較大，從表1中可以看出，對角線上的元素最小為0.500，最大為0.857，平均值為0.667，表明各地區人均純收入在下一期仍然為上一期狀態的概率平均為66.7％，變動具有一定的“粘性”，人均純收入高的地區在長時間變動后仍然很高，而人均純收入低的地區在長時間變動后仍然很低。處于相對人均純收入最低區間(X<0.75)和最高區間(X>1.10)的兩極區域向相反方向轉化的概率較小，分別為14.3％和22.2％，處于其他區間的區域則都向其兩端轉化，其中，處于中低收入水平(0.75-0.90)的區域更傾向于降低其水平(概率為33.3％)，而處于中高收入水平(0.90一1.10)的區域更傾向于提高其水平(概率為28.6％)，由此形成了中間弱化、兩極強化的態勢。

從穩態分布來看，各地區人均純收入的長期均衡狀態仍分散于4種類型的狀態空間中。在長期均衡狀態中，人均純收入在4個區間的比重分別為38.8％、16.7％、19.5 9／6和25.1％。其中人均純收入在高收入區間的地區所占比重為25.1％，而低收入區間的地區比重為38.8％，中低收入區間和中高收入區間的比重和為36.2％，說明如果我國各地區農村居民人均純收入仍然按照以往的變動趨勢，那么各地區的人均純收入將繼續保持較大差異，短時期內難以實現均衡發展。

三、結論

采用核密度估計法和馬爾可夫鏈方法，對我國農村居民純收入分布的動態演進進行了分析，結果表明，20世紀90年代以來，農村居民人均純收入分布都呈現明顯的“雙峰”狀，一直處于兩極分化狀態。而從其分項收入來看，家庭經營性收入和工資性收入差距不斷擴大，是造成農村居民收入地區差異的主要原因；財產性收入和轉移性收入由“雙峰”演變為“單峰”狀，兩極分化現象逐漸消失，收入差距縮小。從馬爾可夫鏈的穩態分布來看，各地區的農村居民人均純收入將仍然保持較大差異，短期內難以實現均衡發展。

從本文研究結論來看，家庭經營性收入和工資性收入差距構成了我國農村居民人均純收入差距的主要原因。因此，為從根本上扭轉中國農村居民長期收入分配不平等的狀況，政府必須以工資性收入和家庭經營性收入為切入口，一方面將促進落后地區農村勞動力向非農領域轉移作為將來的工作重心，逐步清除農村人口轉移的體制障礙，從而使落后地區大量過剩勞動力得到充分利用，提高落后地區農村居民整體收入水平，縮減地區收入差距。另一方面，加快落后地區農村小城鎮建設，促進家庭經營為主的鄉鎮企業集中，提高生產效率，促進農村二、三產業的發展。同時，還應繼續加大對落后地區的轉移支付力度，增加落后地區農村居民轉移性收入。