農民家庭經營性收入分配變動實證研究

毛通

摘 要：長期以來，農村居民內部收入差距始終呈現一種不斷擴大的趨勢，但基于收入來源分解所得的農民家庭經營性收入差距，卻在維持了很長一段時間的相對穩定態勢之后，才出現快速上升的現象，其背后的深層次原因是什么？該文從農村金融發展的角度加以解釋，認為長期以來的農村金融抑制限制了農戶家庭經營性收入差距的擴大，而不斷深化的農村金融體制改革打破了傳統的家庭經營模式，從而拉大了農戶間的收入差距。隨后，以浙江省為例進行實證檢驗，結果支持上述論斷，并發現浙江省農村金融發展短期內開始擴大農民家庭經營性收入差距，但長期來看兩者存在倒U型關系。農村金融持續發展將有助于改善農村收入分配關系。

關鍵詞：農村金融發展；家庭經營性收入；收入差距；協整分析

中圖分類號 F830.6 文獻標識碼 A 文章編號 1007-7731（2015）21-01-05

1 問題的提出

當前，國內有關城鄉之間、地區之間、行業之間等不同群體間廣泛存在的收入差距問題引起了各方關注，相關的理論研究也十分豐富。與此形成鮮明對比的是，上述群體內部的收入差距問題卻并未引起足夠的重視，尤其是農村居民內部收入差距問題。實際上，農村經濟改革以來，伴隨著我國農村經濟增長和社會發展，農村居民收入來源趨于多元化，收入結構發生重大變化，群體內部收入差距也呈現不斷擴大的趨勢。統計資料顯示，改革開放以來，農村的基尼系數從1978年的0.2124，一路攀升到2007年的0.3742，上升幅度達76.18%。而從收入差距來源分解來看，在工資性收入差距、家庭經營性收入差距、財產性收入差距和轉移性收入差距4項中，農村居民家庭經營收入差距是主要來源。顯然，似乎只要能合理解釋造成農村居民家庭經營性收入差距的成因，便可在很大程度上破解當前農村居民群體內部收入差距擴大的現實。但事實并非如此，實際上，農村居民家庭經營性收入差距在過去的很長一段時間內卻并沒有發生太明顯的變動，而是在維持了相當長時間的穩定態勢之后才出現快速上升的現象。從浙江省1995年至2008年間測算的農村居民家庭經營性收入差距的基尼系數變化趨勢來看（見表1），在1995年至2004年的10a間，其值一直在0.13～0.15之間徘徊，而在隨后的2005至2008年短短的4a內，則迅速上升至0.17。唐平（2006）的一項研究同樣得到這一特征[1]。那么造成這種現象背后的深層次原因又是什么呢？

一些學者從不同的角度對我國農村居民家庭經營性收入差距變動特征的原因進行了闡釋。陳宗勝和周云波（1999）認為是以家庭為單位的經營差異的變化造成先穩定變動后快速上升的現象[2]，而唐平（2006）和黃祖輝等（2005）則認為是居民要素稟賦差異造成，這些研究有一定合理性。而本文則試圖從農村金融發展的新視角，來重新闡釋造成我國農村居民家庭經營性收入差距上述變動特征的深層次原因，并以浙江省為例進行實證檢驗。

2 農村居民家庭經營性收入差距變動之謎的金融發展理論解釋

2.1 長期以來的農村金融抑制限制了農戶間家庭經營性收入差距的擴大 與城鎮居民所不同的是，家庭經營性收入是我國農村居民最主要的收入來源，這種以家庭為生產經營單位進行生產籌劃和管理而獲得的收入，長期以來，卻受到農村金融發展的嚴重制約。舉例來說，1995年至2002年間，我國農村居民工資性收入的平均增長速度為13.2%，而同期家庭經營性收入的速度僅為4.1%。溫濤等（2005）、張杰（2003）和章奇等（2004）大批學者均持這一觀點[3-6]。由于農戶之間家庭經營始終處于普遍的低效率，一定程度上反而使得農民群體內部家庭經營性收入差距得以維持在一個相對穩定的水平上。這就解釋了唐平（2004）的一項研究中為何基尼系數集中度始終小于1且在非常狹窄范圍內波動的原因。

2.2 農村金融體制的深化改革短期內拉大了農戶間家庭經營性收入差距 步入新世紀不久的中國隨后進行了一系列重大的農村金融體制深化改革，與此同時，廣大農村則正經歷著又一項重大的機遇和挑戰，那就是新一輪深化農村土地制度改革。土地承包經營權的自由流轉在很大程度上顛覆了傳統的以農戶家庭為單位的經營方式，土地規模化經營得以實現，農民收入結構發生巨大變化。大量流出土地的農民家庭將不再依賴于經營土地所得，而主要通過外出打工或者受雇于流入方，其收入來源中，家庭經營性收入比重降低，工資性收入比重增大；而少數接收土地流入的農民家庭，則通過規模化的土地經營，家庭經營性收入得到快速增長。這使得農民群體內部家庭經營性收入差距逐步拉大。而農村土地流轉和農戶規模化經營的背后是對農村金融資源的嚴重依賴性。在這種背景下，農村金融發展相對較快的一些地區，這一特征將更為明顯。以浙江省為例，浙江省是全國嘗試農村土地流轉較早且發展速度較快的地區。據浙江省農業廳提供的統計數據，截至2009年底，全省土地流轉面積占總承包面積的32%，流轉農戶占家庭承包經營總戶數的34.5%。同時，浙江省又是農村金融發展相對較快和民間金融異常活躍的地方，這為當地農村土地流轉創造了得天獨厚的條件，在實現農民收入快速增長的同時，農戶間家庭收入結構發生改變，家庭經營性收入差距便隨之拉大，因此，以基尼系數測算的浙江家庭經營性收入差距從2002年的0.137開始一路攀升到2008年的0.173（見表1）。

3 數據說明與研究方法

3.1 數據說明

3.1.1 農村居民收入差距及來源分解 本研究采用基尼系數來反映農村居民的收入差距，基于收入來源分解的基尼系數計算公式如下：

[G=f=1FGf=f=1FwfCf] （1）

其中，

[Cf=1-i=1npi（2Qfi-wfi）] （2）

上式中[G]為基尼系數，[Gf]為第[f]項收入來源的基尼系數（[f=1，2，…，F]），[F]為收入來源數，[wf]為第[f]項收入來源在總收入中的比重；[Cf]為第[f]項收入來源的集中率，[Qfi=k=1iwfk]代表第[f]項累計收入比重（[i=1，2，…，n]），[n]為樣本人口分組數，[wfi]是第[i]組第[f]項收入在總的[f]收入來源中的比重，[pi]代表第[i]組的人口比重。

根據浙江統計年鑒提供的農村居民人均純收入5等級分組統計資料，以及現行農村住戶抽樣調查指標體系下，農戶收入來源分為工資性收入、家庭經營性收入、財產性收入和轉移性收入4大類，運用上述基尼系數分解式，計算得到1999年至2008年間浙江省農村居民收入差距的基尼系數及4大類收入來源的分項基尼系數（見表1）。

3.1.2 農村金融發展程度 對于金融發展程度的衡量，已有大量的文獻對此進行了研究，這里參照戈德斯密斯提出的金融相關比率（Financial Interrelations Ratio，FIR）指標，同時考慮到我國農村金融統計口徑上的特殊性，將FIR定義為農村金融資產與農村實物資產價值之比。農村金融資產包括農戶儲蓄和金融機構農村貸款，其中農戶儲蓄為農村合作銀行、農村商業銀行和農村信用合作社吸收的儲蓄存款，農村貸款包括金融機構的農業貸款和鄉鎮企業貸款；農村實物資產則由農業總產值和鄉鎮企業增加值兩部分構成。

3.1.3 影響農村居民收入差距的重要控制變量 為了能客觀評價農村金融發展對農村居民收入差距的影響程度，本文還引入了一些對農村居民收入差距產生實質影響的控制變量，這些變量包括：（1）用每100個勞動力中鄉村企業勞動力占比指標來反映農村勞動力結構變動對收入差距產生的影響；（2）用農村居民戶均生產性固定資產原值指標來反映農戶初始固定資產投入差異對收入差距產生的影響；（3）用政府財政支出占全省GDP比重指標來反映政府財政轉移支付制度支農力度對農村居民收入差距產生的影響。上述FIR及相關控制變量指標值見表2。

3.2 研究方法 為了避免模型出現偽回歸現象，在本研究中首先對各變量序列的平穩性進行ADF單位根檢驗，對于非平穩的變量進行轉換使之成為平穩時間序列。如果序列是單整的，那么對相關變量進行協整檢驗，協整檢驗的目的是決定一組非平穩序列的線性組合是否具有協整關系，同時也可以通過協整檢驗來判斷線性回歸方程設定是否合理。協整檢驗可以區分為基于回歸系數的協整檢驗（如Johansen協整檢驗）和基于回歸殘差的協整檢驗（如CRDW檢驗、DF檢驗和ADF檢驗）兩類。本研究采用Engle和Granger（1987）提出的兩步協整回歸檢驗法（簡稱EG檢驗），用于確定農村金融發展與農村居民收入差距之間的長期均衡關系。模型的計量分析與檢驗均在EViews 6.0軟件中實現。

4 模型設定與計量結果及檢驗

4.1 模型設定 本文實證部分主要包括對下面兩種理論假說的檢驗：一是受到長期金融抑制的廣大農村，在農村金融得到初步發展之后，是否會在短期內擴大農村居民的收入差距，尤其是家庭經營性收入差距；二是從長期來看，農村金融的發展是否最終有利于改善收入分配不平等程度，即農村金融發展與農民收入分配長期的倒U型關系假說是否成立。本文參照Clarke、Xu&Zou（2003）的思路[7]，對上述兩種理論假說設定的計量模型分別如下：

[Git=αi0+αi1FIRit+αi2Xit+εit] （3）

[Git=αi0+αi11FIRit+αi12FIR2+αi2Xit+εit] （4）

其中，[Gi]分別代表農村居民收入差距的基尼系數及基于第[i]種（[i=1，2，3，4]）收入來源的分項基尼系數；[FIR]為農村金融發展程度指標；[X]為控制變量集，具體包括農村勞動力結構JYJG、農戶初始固定資產投入GDZC以及政府財政支農力度CZZN；此外，為了檢驗農村金融發展與農村居民收入分配之間倒U型假設，在式4中還引入了[FIR]的平方項；[ε]為誤差項。

4.2 計量結果及檢驗

4.2.1 平穩性檢驗 由于使用的資料是時間序列數據，當所考察的變量數據不平穩時，OLS方法會造成“偽回歸”問題，因此首先對上述變量進行單位根檢驗，檢驗方法為ADF檢驗。具體檢驗結果見表3。

表3的檢驗結果顯示，原始變量序列均存在單位根，為非平穩序列；對其進行一階差分轉換后，上述變量的ADF統計量均小于相應顯著性水平的臨界值，因此變量序列均為一階單整，即I（1）過程。

4.2.2 協整回歸 如果變量序列不平穩，根據Engle和Granger（1987）提出的協整理論，它們的線性組合仍然可能是平穩序列，因此，采用EG檢驗方法：對上述一階單整序列建立回歸方程，并對殘差序列進行平穩性檢驗，檢驗方法為ADF檢驗。如果殘差是平穩的，則表明回歸方程所顯示的各變量之間的長期均衡關系是可靠的，變量之間存在協整關系，同時也說明了回歸方程的設定是合理的。

（1）OLS回歸。OLS回歸的步驟如下：首先，將浙江省農村居民收入差距基尼系數G及各分項基尼系數Gi和農村金融發展程度FIR進行OLS回歸建模，用以檢驗浙江農村金融發展在短期內是否會擴大農村居民的收入差距；其次，在上述回歸方程基礎上，引入FIR的二次項用以檢驗農村金融發展與農村居民收入差距之間長期是否存在倒U型關系；在定量分析的過程中，通過逐步引入相應的控制變量，進行回歸建模，從而進一步確認農村金融發展對收入分配的影響方向與影響大小。上述回歸結果見表4、表5。

（2）殘差檢驗。接下來對表4、表5中回歸方程的殘差進行ADF檢驗，回歸方程殘差序列的ADF檢驗結果見表6。從中可以發現，各回歸方程殘差序列的ADF統計量至少小于5%顯著性水平下臨界值，由此可得上述回歸方程的殘差序列均為平穩序列，這驗證了上述方程各變量之間存在協整關系，且方程設定是合理的。

（3）回歸結果分析。殘差檢驗驗證了模型設定的合理性，接下來便可以對表6中的模型從經濟意義上進行分析。

表4中方程1至方程6是對農村金融發展與農村居民收入分配短期關系的檢驗。方程1的檢驗結果顯示，FIR相對于G的回歸系數值為0.091，且在1%水平上顯著，這表明期間農村金融的發展擴大了農村居民的收入差距；方程2與方程3是農村金融發展與家庭經營性收入分配關系的檢驗，方程2的檢驗結果顯示，FIR相對于G2的回歸系數為0.187，且在1%水平上顯著，這表明期間農村金融的發展擴大了農村居民家庭經營性收入差距，這個結論在控制了變量GDZC后依然成立，且方程決定系數變大；方程4至方程6是農村金融發展與工資性、財產性、轉移性收入分配短期關系的檢驗，方程4檢驗結果顯示農村金融發展短期內有助于縮小農村居民的工資性收入差距（回歸系數-0.069，為負，且在10%水平上顯著），而農村金融發展對財產性收入差距（方程5）與轉移性收入差距（方程6）的影響并不顯著。

表5中方程7至方程12是對農村金融發展與農村居民收入分配長期倒U型關系的檢驗。方程7的檢驗結果顯示，FIR的二次項相對于G的回歸系數值為-0.744，為負，且在5%水平上顯著，這表明從長期來看，農村金融發展與農村居民收入分配倒U型關系成立；方程8和方程9是對農村金融發展與家庭經營性收入分配倒U型關系的檢驗，方程8的檢驗結果顯示，FIR的二次項相對于G2的回歸系數為-0.799，且在5%水平上顯著，這表明兩者倒U型關系成立，這個結論在控制了變量JYJG后依然成立，且方程決定系數變大；方程10至方程12是農村金融發展與工資性、財產性、轉移性收入分配長期倒U型關系的檢驗，方程10檢驗結果顯示，在控制了變量JYJG后，農村金融發展與工資性收入分配倒U型關系成立（FIR二次項回歸系數值為-0.651，在10%水平上顯著），而FIR二次項相對于G3的回歸系數不顯著（方程11），而相對于G4的回歸系數雖然顯著，但其值為0.339（方程12），因此倒U型關系均不成立。

5 結論及政策含義

實證檢驗的結果清楚的顯示：（1）1999年至2008年間，浙江省農村金融發展對農村居民收入差距的影響是顯著的，且在短期內正起著擴大農村居民收入差距的作用；從收入差距來源分解來看，短期的變化趨勢主要是由農村居民的家庭經營性收入差距擴大引起的；（2）從長期來看，浙江省農村金融發展與農村居民家庭經營收入分配之間的倒U型關系成立，這表明，盡管農村金融發展短期內擴大了以家庭經營性收入為主的收入差距，但農村金融的長期發展最終會縮小家庭經營性收入差距，從而有助于改善整個群體內部的收入分配關系。

這一結論對于現階段正確認識農村金融發展與農村居民收入分配關系，其政策研究意義是顯而易見的：（1）不能由于農村金融發展在短期內擴大了農村居民內部收入差距，而簡單一得出農村金融發展與農村居民收入分配關系改善兩者不可兼得的悖論，只要堅持農村金融體制改革的目標不動搖，農村金融發展最終將縮小農村居民收入差距，從而改善農民收入分配關系；（2）應該繼續加大農村金融對農業和非農產業的支持力度，加快農業的規模化經營和產業化發展，加速實現非農產業的規模化與集約化，實現農民家庭經營性收入的快速增長，從而得以在最短的時間內使農村金融發展向有助于改善農村居民收入分配關系的方向轉變。

參考文獻

[1]唐平.農村居民收入差距的變動及影響因素分析[J].管理世界，2006，5.

[2]陳宗勝，周云波.再論改革與發展中的收入分配[M].北京：經濟科學出版社，2002.

[3]黃祖輝，王敏，宋瑜.農村居民收入差距問題研究——基于村莊微觀角度的一個分析框架[J].管理世界，2005，3.

[4]溫濤，冉光和，熊德平.中國金融發展與農民收入增長[J].經濟研究，2005，9.

[5]張杰.中國農村金融制度：結構、變遷與政策[M].北京：中國人民大學出版社，2003.

[6]章奇，劉明興，陶然，Vincent，等.中國金融發展與城鄉收入差距[J]，中國金融學，2004，1.

[7]Clarke，George，Xu，Lixin et al.Finance and income inequality：test of alternative theories，" Policy Research Working Paper Series 2984，The World Bank，2003.

（責編：張長青）