農村居民收入與消費結構的關系研究——來自浙江省農村的調查

盧 寧

（浙江省委黨校 a.經濟學教研部；b.浙江省科學發展觀與浙江發展研究中心，浙江 杭州 311121）

一、引言

黨的十六大以來，我國全面制定一系列多予少取放活和工業反哺農業、城市支持農村的重大政策，全面構建農業生產經營、農業支持保護、農村社會保障、城鄉協調發展的制度框架，初步探索出一條中國特色農業現代化道路。2004-2013年10年期間，共計有10個中央一號文件連續鎖定“三農”問題①，有力推動了三農政策體系日臻完善，為農村居民收入增長提供了良好的政策環境。2012年前三季度，我國農村居民人均工資性收入同比名義增長16.9%，家庭經營收入增長13.3%，財產性收入增長16.3%，轉移性收入增長22.4%，多渠道增收格局進一步鞏固，農民增收實現“九連快”。2013年中央農村工作會議確定加快發展現代農業、進一步增強農村發展活力的主題。其根本目的是加快提高農村居民收入和生活水平。提高農村居民收入水平，促進農村居民、農民工市民化，增強其致富能力和持續消費能力是推進收入分配從“資本偏向型” 向“勞動偏向型”轉變的重要內容。因此，研究近年來我國農村居民收入和消費結構的關系及其變化特征對進一步改進強化農業、惠及農村、富裕農民政策、刺激農村市場需求是十分必要的。

浙江省衢州市地處浙江省西部，是閩浙贛皖四省邊際中心城市。圖1 顯示了2003-2011年衢州市江山市、常山縣、開化縣和龍游縣四個地區農村居民人均純收入與生活消費總支出之間呈同步增長態勢，但是兩條趨勢線之間“開口”的大小各不相同，說明水平值和增長速度都存在差異。江山市和開化縣農村居民人均純收入與生活消費總支出增長速度比較接近，常山縣和龍游縣這兩個經濟指標的增長速度存在差距，呈現出農村居民人均純收入增長相對快、生活消費總支出增長相對慢的基本特征。

圖1 衢州市四個縣的農村居民人均純收入與生活消費總支出增長趨勢

國內學者對農村居民收入和消費的關系進行了較多理論及實證研究。陳自芳（2011）研究發現我國農村居民收入與消費傾向的關系呈現U型曲線的規律，低收入者被動地產生高消費傾向，中等收入者的消費傾向較低，高收入者有利于提高消費的傾向[1]。馬永偉（2012）建立農村居民人均消費性支出和農村居民人均純收入的回歸模型，發現1978-2010年期間浙江省農村居民人均純收入的邊際消費傾向為0.946[2]。李翔和朱玉春（2013）對陜西省農村居民消費結構變動情況進行了灰色關聯分析發現，農村居民消費結構有所改善，從以生存型消費資料為主導的消費結構開始向以享受、發展型消費資料為主導的消費結構轉變[3]。這些研究對農村居民收入和消費之間的關系做出了深入分析。根據筆者研讀的文獻范圍和信息限度看，有必要進一步采用省域內部的縣域數據進行實證分析，作為前面研究的補充。本文嘗試采用浙江省衢州市四個縣（即江山市、常山縣、開化縣和龍游縣）的農村居民消費支出數據進一步闡釋農村居民純收入與農村居民消費結構的關聯關系，期望得出的結論能有一定的啟示作用。

二、灰色關聯分析模型

（一）灰色關聯分析的原理

1982年鄧聚龍教授創立灰色系統理論（Grey Theory）。灰色系統理論認為系統可分為白色、黑色及灰色三種，白色系統是指信息完全已知的系統；黑色系統指信息完全未知的系統；部分信息已知、部分信息未知的系統稱為灰色系統。

灰色關聯分析對某一發展變化系統的動態過程發展態勢進行量化分析，是灰色系統理論中一種重要的分析方法，廣泛應用于多個學科。利用灰色關聯分析可以使系統內灰色部分從結構、模型及關系上逐漸由黑變白，使不明確的因素逐漸明確，進而得到系統內各因素之間的關聯度。灰色系統理論的基本思想是根據序列曲線幾何形狀的相似程度判斷其關聯程度是否緊密，曲線越接近，相關序列之間的關聯程度越大；反之則越小[4]。

和數理統計分析方法相比，灰色關聯分析有其特殊的優越性。計量經濟分析和一些統計分析等方法對數據要求一方面是大樣本，一般要求樣本容量大于等于30，另一方面樣本服從正態分布等典型分布。灰色關聯分析對樣本容量及樣本分布并無特殊要求，基于農村居民收入方面統計數據的有限性及結構突變的影響，考慮到現有統計數據灰色度較大，灰色關聯分析在一定程度上可以彌補統計分析方法和計量分析方法的局限性。

（二）灰色關聯分析步驟

1.對變量序列進行無量綱化處理

由于系統行為序列存在各因素量綱不同或數值相差很大的情況，在關聯分析前根據實際情況選擇某個算子對數據進行無量綱化處理，以保證原始數據的統一性，便于變量進行對比。本文采用初值化算子對指標進行無量綱化處理②。

設Xi為系統因素，其在時間k上的觀測數據為xi（k）。

為因素Xi的行為時間序列。D1為序列算子，滿足

滿足（2）式、（3）式的D1為初始化算子。

XiD1為Xi在初始化算子D1下的像，簡稱初值像。

2.確定序列

確定系統特征序列（又稱參考序列）為X0（k）和相關因素序列（又稱比較序列）為Xi（k）。計算系統特征序列與相關因素序列的絕對差：

其中，本文設定I代表農村居民人均純收入，為參考序列。

3.計算灰色關聯系數

計算參考序列與比較序列絕對差（4）式的最大值與最小值。計算Xi和X0在k點的灰色關聯系數：

其中，ρ為分辨系數，0≤ρ≤1，一般設定ρ＝0.5。

4.計算灰色關聯度

計算Xi和X0的灰色關聯度γ(xo,xi)：

灰色關聯度滿足規范性、整體性、偶對稱性和接近性，即灰色關聯四個公理。關聯度越接近于1，說明序列之間的關聯程度越大。

三、灰色關聯實證分析

（一）指標選取及處理

本文選取的變量包括：農村居民純收入用實際農村居民人均純收入（I）（2003=100）表示，單位為元。農村居民消費支出表示如下：①食品消費支出（C1）；②衣著消費支出（C2）；③居住消費支出（C3）；④家庭設備、用品及服務支出（C4）；⑤醫療保健支出（C5）；⑥交通通訊消費支出（C6）；⑦文教娛樂用品及服務支出（C7）；⑧其他商品和服務消費支出（C8）表示，單位為元。

（二）實證分析

（1）根據（1）式設定I0（I）、C0（1）、C0（2）、C0（3）、C0（4）、C0（5）、C0（6）、C0（7）、C0（8）。以農村居民純收入I 為系統特征序列。相關因素表示如下：①食品消費支出C0（1）；②衣著消費支出C0（2）；③居住消費支出C0（3）；④家庭設備、用品及服務支出C0（4）；⑤醫療保健支出C0（5）；⑥交通通訊消費支出C0（6）；⑦文教娛樂用品及服務支出C0（7）；⑧其他商品和服務消費支出C0（8）為相關因素序列。依據（2）式對各變量序列進行無量綱化處理，以保證變量的可比性。根據（4）式計算系統特征序列與相關因素序列的絕對差，得到△C0（1）、△C0（2）、△C0（3）、△C0（4）、△C0（5）、△C0（6）、△C0（7）、△C0（8）。

（2）由（5）式、（6）式分別計算灰色關聯系數和灰色關聯度（見表1）。與李翔和朱玉春（2013）對陜西省農村居民消費結構的灰色關聯分析研究發現③相比較，江山市、常山縣、開化縣、龍游縣農村居民純收入和生活消費支出的平均灰色關聯度都低于陜西省2005-2011年0.841的水平。進一步地，2011年陜西省農村居民人均純收入為4605元，農村居民人均消費支出為3993 元。低于2011年開化縣農村居民人均純收入8583 元水平，相差3978 元。因此，農村居民人均純收入偏低的地區，農村居民純收入和消費支出的平均灰色關聯度相對較高。

表1 農村居民消費支出變量序列與農村居民純收入的灰色關聯度

江山市、常山縣、開化縣、龍游縣農村居民純收入和消費結構的平均灰色關聯度為0.7703、0.7305、0.8212 和0.7154。其中，開化縣平均灰色關聯度最高，龍游縣平均灰色關聯度最低。如圖1所示，2011年開化縣農村居民人均純收入為8583元，龍游縣為10149元，開化縣低于龍游縣1566元。2011年開化縣農村居民人均消費支出總額為5409元，龍游縣為5217元，開化縣高于龍游縣192元。進而證明農村居民人均純收入較高的地區，農村居民純收入和消費結構的平均灰色關聯度相對較低。

2011年衢州市農村居民人均純收入為9635元，比上年同期增加1365 元，增長16.5%，增長幅度位居浙江省第二位。近年來，衢州市農村居民人均純收入的較快增長，主要是工資性收入和家庭經營收入增長的拉動，這兩項收入的比重占全市農村居民人均純收入的91.8%。2011年江山市、常山縣、開化縣、龍游縣農村居民人均純收入分別為10887元、9309元、8583 元和10149 元。從農村居民收入結構來看（表2），江山市、開化縣和龍游縣農村居民工資性收入占人均純收入比重約為60%，這些地區農村居民家庭經營純收入占人均純收入比重平均為33%～34%左右，財產性純收入占人均純收入比重在1%～5%之間，轉移性純收入占人均純收入比重在3%～13%之間。衢州市大部分地區農村居民工資性收入和家庭經營純收入之和占人均純收入比重約為92%～95%，工資性收入約為家庭經營純收入的一倍。

跨省區同期比較看，2011年陜西省農村居民人均純收入為4105 元，工資性收入占人均純收入比重為42.25%，家庭經營純收入占人均純收入比重為45.85%④。工資性收入和家庭經營純收入之和占人均純收入比重為88.1%，家庭經營純收入占相當大比重，工資性收入占比較低。孫慧鈞（2007）研究發現農民收入差距拉大根源在于工資性收入[5]。這里采用近年數據又證實了這一判斷。因此，農村居民工資性收入少使人均純收入不高，導致人均純收入和消費支出的灰色關聯度較高。

（3）依據關聯度大小進行排序，得到關聯序。根據關聯序來判斷比較序列與參考序列的關系。關聯度越大，比較序列對參考序列的影響越大（表3）。從灰色關聯序的排序結果看，2003年以來，衢州市四縣農村居民食品消費、交通通訊、醫療保健、衣著消費、家庭設備支出方面與農村居民人均純收入的關聯序靠前，文教娛樂用品及服務支出與農村居民人均純收入的關聯序靠后。如前面分析發現，工資性收入的差異是農村各地區之間收入差異的主要根源。鄒薇等（2006）研究證明農村居民工資性收入水平主要與農民的受教育程度相關[6]。因此，農村居民在文教娛樂用品及服務支出的多少顯示了農村家庭對教育的花費大小，一定程度上決定了農村居民工資性收入水平高低和人均純收入。

表2 2011年衢州市四縣農村居民人均純收入構成 元，%

表3 農村居民消費支出變量序列與農村居民純收入的關聯序

農村居民工資性收入地區差距的影響因素還包括各地區農村居民的非農就業機會差距和農村勞動力的非農勞動報酬差距[7]。在考慮農村勞動力受教育水平不變的情況下，農村居民非農就業機會增加，農村勞動力可以獲得非農勞動報酬，提高工資性收入和人均純收入。同時農村居民非農就業會引致生活消費支出增加，例如居住消費、交通通訊消費、家庭設備支出等。2011年浙江省農村居民人均工資性收入為6878元，其中在非個業勞動中得到收入為362元，在本鄉地域內勞動得到收入為5572 元，外出從業得到收入為944 元。以開化縣為例，2011年開化縣農村居民人均工資性收入4821元，其中在非個業勞動中得到收入為376 元，在本鄉地域內勞動得到收入為2144 元，外出從業得到收入為2301 元，與江山市和龍游縣同類指標存在一定差距。考慮農村從業人員的經濟部門分布發現，2011年開化縣農村從業人員數為19.67萬人，其中在農林牧漁業部門從業人員數為9.37萬人，占總從業人員數的47.63%，而工業部門從業人員數僅為2.5萬人，占總從業人員數的12.71%；當年外出從業人員數為9.67萬人。因此，農村剩余勞動力非農就業機會和非農勞動報酬決定了工資性收入差距，影響農村居民收入和消費支出的關聯序列。

2003-2011年期間，衢州市四縣農村居民交通通訊、醫療保健支出與農村居民人均純收入的關聯度較高，說明這些地區農村交通通訊基礎設施和醫療保健公共服務供給水平是逐年提高的，為農村居民交通通訊和醫療保健消費提供了基本服務條件，有利于提高農村居民生活質量和身體健康水平。隨著新農村合作醫療制度和農村養老保險制度的覆蓋面越來越大，農村居民基本達到了“病有所醫”。居民醫療保健消費支出存在較強的慣性，人均收入增長對居民醫療保健消費支出具有正向影響[8]。2003-2011年常山縣、開化縣、龍游縣農村居民醫療保健支出與人均純收入的關聯序靠前，說明農村居民醫療保健支出與人均純收入具有很強的關聯度。同期常山縣、開化縣、龍游縣農村居民人均純收入水平都低于江山市。因此，在農村居民人均純收入水平較低的地區，醫療保健支出在農村居民人均純收入中依然占有重要的比例份額，表明了農村居民醫療保健消費慣性是客觀存在的，也說明醫療費用負擔仍然是農村民生工程和社會事業中的重要問題。

四、研究結論和政策建議

在新型城鎮化戰略機遇期的背景下，增加農村居民非農化就業機會、提高農村居民工資性收入是縮小農民收入差距、刺激農村消費品市場、提高農村居民生活水平的關鍵。優化農村居民收入結構需要進一步完善農村社會保障制度和社會醫療保險制度，解決農村居民生活的后顧之憂，才能優化農村居民消費結構。一方面促進農村居民消費升級和農村消費品市場繁榮，拉動內需，優化經濟增長的動力結構；另一方面，引導農村居民把更多的收入放在文教娛樂用品及服務支出上來，逐步提高農村勞動力素質，為農業現代化和農村工業化轉型升級積累本地人力資源比較優勢。本文提出以下幾點政策建議供相關部門參考。

（一）促進農村居民實現非農化就業，保證農村居民工資性收入快速增長

城鄉經濟發展一體化是解決“三農”問題的根本途徑，是增加農村居民非農就業機會的必要條件。落實“四化同步”的戰略部署下，強化新型城鎮化的產業支撐，引導農村剩余勞動力實現就地就近非農化就業。隨著產業轉型升級不斷深化和城市資源環境承載力制約凸顯，產業鏈延伸使創新要素和一般生產要素之間的分工深化越來越充分、空間分布越來越均衡。農村承接城市產業轉移既是農村工業化自身轉型升級的過程，也是吸納農村剩余勞動力實現非農化就業的最優路徑。

（二）推進農業生產經營體制創新，促進農村家庭經營收入穩定增長

實現農民增收目標，除了提高工資性收入外，還必須進一步提高農業勞動生產率。在農業經營組織方面，一方面繼續支持普通農戶以家庭經營為基礎、提高生產集約化水平，激發家庭經營的活力。另一方面積極培育新型農業生產經營主體，扶持聯戶經營、專業大戶和家庭農場，發展多種形式的新型農民合作組織，著力構建集約化、專業化、組織化、社會化相結合的新型農業經營體系。在農村基礎設施方面，要統籌城鄉、協調部門，促進工業化、信息化、城鎮化、農業現代化同步發展，著力強化現代農業發展的基礎支撐條件。

（三）深化農村經濟制度改革，為農村居民財產性收入提供法律保障

在推進城鎮化的過程中，要依法保障農民的土地承包經營權、宅基地使用權、集體收益分配權，穩定農村土地承包關系，引導農村土地承包經營權有序流轉。土地是農民最重要的資產，要保護農民土地流轉權益，提高農民在土地增值收益中的分配比例，使農民合理分享城鎮化紅利。推廣農房抵押貸款和小額貸款保證保險等農村金融改革試點的經驗模式，充分發揮政策性金融和合作性金融的支農作用。不斷加大農業補貼力度，完善主產區利益補償、耕地保護補償、生態補償辦法，加快讓農業獲得合理利潤。

（四）提高農民社保、醫保補貼水平，為農村居民轉移性收入提供制度保障

積極促進農村社會事業發展，加速改善農村民生，加快農村綜合改革取得突破進展，建立城鄉要素平等交換機制，加快破除城鄉分割的體制障礙。推進農村醫療保險制度和社會保障制度與城市接軌，繼續提高新型農村合作醫療政府補助標準，健全新型農村社會養老保險政策體系，建立科學合理的保障水平調整機制，加強農村最低生活保障的規范管理，加快農村社會養老服務體系建設。啟動實施農村低收入農戶收入倍增計劃，推進特扶項目建設，加快低收入農戶家庭收入增長。

注釋：

① 2004年至2013年中央一號文件包括2004年《關于促進農民增加收入若干政策的意見》，2005年《關于進一步加強農村工作提高農業綜合生產能力若干政策的意見》，2006年《關于推進社會主義新農村建設的若干意見》，2007年《關于積極發展現代農業扎實推進社會主義新農村建設的若干意見》，2008年《關于切實加強農業基礎設施建設進一步促進農業發展農民增收的若干意見》，2009年《關于2009年促進農業穩定發展農民持續增收的若干意見》，2010年《關于加大統籌城鄉發展力度進一步夯實農業農村發展基礎的若干意見》，2011年《關于加快水利改革發展的決定》，2012年《關于加快推進農業科技創新持續增強農產品供給保障能力的若干意見》，2013年《關于加強發展現代農業進一步增強農村發展活力的若干意見》。

② 初值化算子、均值化算子和區間值化算子這三種算子都可以使系統行為序列無量綱化，在數量上歸一。

③ 李翔和朱玉春（2013）研究發現，2005年至2011年陜西農村居民純收入與消費結構的平均關聯度為0.841，陜西農村居民各項消費支出與純收入之間均具有緊密的關聯度。

④ 數據來源為《陜西統計年鑒》（2012）。

［1］陳自芳.農民收支結構對收入與消費的影響——兼論提高農民收入促進消費的對策［J］.中共浙江省委黨校學報，2011（2）：103-109.

［2］馬永偉.農業支出、農民收入與農民消費——基于浙江省個案的研究［J］.中共浙江省委黨校學報，2012（3）：119-123.

［3］李翔，朱玉春.農村居民收入與消費結構的灰色關聯分析［J］.統計研究，2013（1）：76-78.

［4］劉思峰，黨耀國，高志耕，等.灰色系統理論及其應用：第五版［M］.北京：科學出版社，2010：62-104.

［5］孫慧鈞.我國農村區域間收入差距構成的實證分析［J］.統計研究，2007（11）：42-47.

［6］鄒薇，張芬.農村地區收入差異與人力資本積累［J］.中國社會科學，2006（2）：67-79.

［7］余吉祥，沈坤榮.中國農村居民工資性收入的地區差距：影響因素及路徑［J］.世界經濟，2010（1）：84-99.

［8］王學義，張沖.中國人口年齡結構與居民醫療保健消費［J］.統計研究，2013（3）：59-63.