殷金朋, 倪志良, 鄒 洋

(南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,天津 300071)

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農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與中國城鄉(xiāng)收入差距
——基于PVAR模型的經(jīng)驗(yàn)分析

殷金朋, 倪志良, 鄒 洋

(南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,天津 300071)

本文基于2000-2012年中國省級(jí)數(shù)據(jù)的面板向量自回歸模型,實(shí)證分析農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距的動(dòng)態(tài)關(guān)系及影響機(jī)制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),農(nóng)民收入來源對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響程度與作用方向各異,其中轉(zhuǎn)移性收入構(gòu)成了城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)的最主要因素,表明農(nóng)村與城鎮(zhèn)間的福利差距已嚴(yán)重影響了農(nóng)民收入的增加;工資性收入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大作用最為顯著;家庭經(jīng)營收入和財(cái)產(chǎn)性收入的增加均起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。此外,城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大最不利于農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的增長。

農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu);城鄉(xiāng)收入差距;PVAR模型

一、引言與文獻(xiàn)綜述

自1978年以來,中國城鄉(xiāng)收入差距隨著經(jīng)濟(jì)的高速增長呈波動(dòng)性上升的趨勢(shì)。中國城鄉(xiāng)收入比由1978年的2.57∶1擴(kuò)大到2012年的3.10∶1,城鎮(zhèn)居民家庭年人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭年人均純收入的絕對(duì)收入差距突破了16000元。若將實(shí)物性收入、隱形補(bǔ)貼及地區(qū)生活費(fèi)用差異考慮在內(nèi),中國可能成為世界上城鄉(xiāng)收入差距最大的國家之一[1]。此外,農(nóng)村居民家庭年人均純收入的平均增長速度從1985-1996年的14.90%大幅下降至1997-2012年的5.75%。農(nóng)村人均純收入基尼系數(shù)從1985年至今一直處于上升態(tài)勢(shì),在2012年達(dá)到了0.358。城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大及農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的加劇,不僅影響經(jīng)濟(jì)增長的減貧福利[2][3],而且嚴(yán)重制約農(nóng)民增收、擴(kuò)大內(nèi)需和民生的改善,甚至可能引發(fā)社會(huì)動(dòng)蕩。黨的十八大報(bào)告明確提出,要著力促進(jìn)農(nóng)民增收,保持農(nóng)民收入持續(xù)較快增長,縮小收入分配差距。收入來源結(jié)構(gòu)的變化是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)制度變遷的結(jié)果,現(xiàn)已成為分析農(nóng)民收入增長和城鄉(xiāng)收入差距問題的有效方法之一[4]。

近年來,許多國內(nèi)外學(xué)者基于收入來源結(jié)構(gòu)視角對(duì)收入差距問題進(jìn)行了研究。Khan & Riskin(1998)通過分析中國1988-1995年間的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)收入差距對(duì)居民總體收入差距的影響最為顯著,而且在農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)中,除工資性收入外,其他三項(xiàng)收入均不利于居民總體收入差距的縮小[5]。黃祖輝等(2005)基于收入來源視角測(cè)算了1998-2002年浙江省11個(gè)地級(jí)市的GE指數(shù)及相應(yīng)的貢獻(xiàn)度,結(jié)果顯示家庭經(jīng)營收入作為農(nóng)民的重要收入來源起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用,但隨著工資性收入的逐步擠占,這一作用在逐年減弱;轉(zhuǎn)移支付政策未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變,農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入較低,在一定程度上拉大了城鄉(xiāng)收入差距;財(cái)產(chǎn)性收入的增加對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用逐年減弱[6]。楊燦明等(2007)將農(nóng)民家庭經(jīng)營收入進(jìn)一步細(xì)化,指出家庭經(jīng)營純收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入和家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入增長速度遠(yuǎn)低于農(nóng)民人均純收入,這抑制了農(nóng)民純收入的增長,而家庭經(jīng)營收入中的非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入及工資性收入則明顯提高了農(nóng)民純收入[7]。曾國安和胡晶晶(2008)、范從來和張中錦(2011)、Fang & Rizzo(2011)、溫濤等(2012)、白素霞和陳井安(2013)均通過經(jīng)驗(yàn)分析指出,工資性收入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大效應(yīng)最為顯著,家庭經(jīng)營收入增加明顯起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用,而國家陸續(xù)出臺(tái)的縮小城鄉(xiāng)收入差距的福利政策提高了農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的相對(duì)地位,進(jìn)而在一定程度上縮小了城鄉(xiāng)收入差距[8][4][9][10][11]。

綜上所述,以上文獻(xiàn)多遵循分組計(jì)算的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)分解及GE指數(shù)的研究范式,而較少考量農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系,且多數(shù)文獻(xiàn)未能充分闡明二者間的互動(dòng)關(guān)系。農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距間確實(shí)存在著某種關(guān)系,但這種關(guān)系并不意味著必然的單向關(guān)聯(lián)。在一定意義上說,農(nóng)民收入未能有效增長與其說是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因,倒不如說是其表現(xiàn)形式。從農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)視角分析城鄉(xiāng)收入差距,不僅有助于理解城鄉(xiāng)收入差距的根源,還便于識(shí)別哪類分項(xiàng)收入既利于農(nóng)民收入增長,也利于抑制城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大,進(jìn)而提供行之有效的政策參考[4]。因此,本文在上述研究的基礎(chǔ)上,從農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)著手,利用中國2000-2012年間的省級(jí)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù),借助面板向量自回歸方法(Panel Data Vector Auto-regression, PVAR),進(jìn)一步研究二者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系及影響機(jī)制,最后得出相應(yīng)的政策建議。

二、研究設(shè)計(jì)、指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)說明

(一)模型構(gòu)建及說明

要辨識(shí)農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系,首先應(yīng)認(rèn)識(shí)到兩者之間并非是單向關(guān)聯(lián),可能存在雙向作用機(jī)制,并處于一個(gè)動(dòng)態(tài)的演變過程中。為避免可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題,本文采用面板向量自回歸方法分析農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系和影響機(jī)制。

Holtz-Eakin et al(1988)在非約束性向量自回歸模型(VAR)的基礎(chǔ)上創(chuàng)新性地提出了面板向量自回歸方法(PVAR)[12]。作為一種兼有時(shí)序和面板優(yōu)點(diǎn)的計(jì)量模型,PVAR不僅解決了系統(tǒng)內(nèi)生性問題,還有效地刻畫了變量之間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系,在經(jīng)濟(jì)問題分析中得到了廣泛應(yīng)用。鑒于此,本文借助PVAR方法建立如下的研究模型:

(1)

其中,i表示不同地區(qū),j表示滯后階數(shù),t表示不同年份,Yit表示系統(tǒng)變量矩陣,ψj表示待估參數(shù)矩陣,αi表示省級(jí)層面的個(gè)體固定效應(yīng),βt表示時(shí)間效應(yīng),μit為服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型的參數(shù)依據(jù)廣義矩估計(jì)方法(Generalized Method of Moments, GMM)計(jì)算。關(guān)于固定效應(yīng)的處理,本文采用“前向均值差分法”(即Helmert轉(zhuǎn)換)予以消除(Arellano & Bover,1995)。

(二)指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(2013)》的統(tǒng)計(jì)口徑,農(nóng)村居民家庭純收入是指“農(nóng)村住戶當(dāng)年從各個(gè)來源得到的總收入相應(yīng)地扣除所發(fā)生費(fèi)用后的收入總和”,根據(jù)來源性質(zhì)分為“工資性收入”(RWI)、“家庭經(jīng)營收入”(ROI)、“財(cái)產(chǎn)性收入”(RPI)和“轉(zhuǎn)移性收入”(RTI)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示,1983-2012年的農(nóng)民家庭經(jīng)營收入占農(nóng)村居民家庭純收入的比重均在40%以上,其他的按占比從大到小排序依次為工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入。雖然城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民收入的隱性福利可能帶來城鄉(xiāng)收入差距低估的問題*本文的隱形福利(福利差距)概念借助國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)調(diào)總隊(duì)課題組(1994)與李實(shí)和楚亮(2007)等有關(guān)研究,主要包含公有住房補(bǔ)貼、醫(yī)療補(bǔ)貼、教育補(bǔ)貼、社會(huì)保障、實(shí)物收入及物價(jià)水平等。[13][1][14],但受限于數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選擇傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)收入比來衡量城鄉(xiāng)收入差距(GAP),即以1996年為基期平減后的城鎮(zhèn)居民家庭年人均可支配收入與農(nóng)村居民家庭年人均純收入之比作為衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)。

由于1993、2000年統(tǒng)計(jì)口徑的變化*1993年以前,農(nóng)村部門未單獨(dú)統(tǒng)計(jì)農(nóng)村居民人均財(cái)產(chǎn)性純收入,而是將財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入合計(jì)為轉(zhuǎn)移性收入。2000年以后,農(nóng)村部門取消“勞動(dòng)者報(bào)酬”項(xiàng)目,增加“工資性收入”項(xiàng)目;城鎮(zhèn)部門中取消“國有單位職工收入”、“集體單位職工收入”及“其他經(jīng)濟(jì)類型單位職工收入”,統(tǒng)計(jì)口徑變?yōu)椤肮べY性收入”和“經(jīng)營性收入”。,本文選擇2000-2012年中國31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的面板數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間,基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》及中國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等。本文對(duì)系統(tǒng)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換處理,表1報(bào)告了計(jì)量模型中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

表1 面板數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證研究結(jié)果及分析

PVAR的實(shí)證分析步驟主要包括樣本平穩(wěn)性檢驗(yàn)、廣義矩估計(jì)、脈沖響應(yīng)方程和方差分解,本文采用Stata 12.0軟件進(jìn)行估計(jì)*采用世界銀行I.Love & L.Zicchino(2006)的PVAR程序及連玉君(2010)的PVAR2程序?qū)崿F(xiàn)。。

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)與模型參數(shù)估計(jì)

面板數(shù)據(jù)中存在單位根可能引起模型的有偏估計(jì)。因此,在具體估計(jì)PVAR模型時(shí),首先應(yīng)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判斷系統(tǒng)變量的時(shí)序特征。本文主要采用IPS(Im-Pesaren-Shin)方法驗(yàn)證面板殘差是否平穩(wěn),同時(shí)為提高檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性,我們將LLC檢驗(yàn)和Breitung檢驗(yàn)結(jié)果一并列入表2中。

表2 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注:單位根檢驗(yàn)滯后期均設(shè)定為1期;括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為該統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率;“*** ”、“** ”和“* ”分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

面板單位根檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,在1%的顯著性水平下,系統(tǒng)各變量原序列的平穩(wěn)性并不一致,但一階差分值在任何一種檢驗(yàn)方法下均表現(xiàn)出平穩(wěn)性特征,即系統(tǒng)變量服從GAP、RWI、ROI、RPI、RTI:I(1)。根據(jù)AIC與BIC規(guī)則,我們?cè)O(shè)置最優(yōu)滯后階數(shù)為3階。

在估計(jì)模型參數(shù)之前,本文采用Helmert轉(zhuǎn)換消除固定效應(yīng)后得到h_GAP、h_RWI、h_ROI、h_RPI和h_RTI,并利用GMM方法得到模型參數(shù)矩陣的有效估計(jì)(結(jié)果見表3所示)。

表3 PVAR模型的GMM估計(jì)結(jié)果

注:L.1、L2.、L3.分別表示滯后一期、二期和三期;括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為異方差調(diào)整的t檢驗(yàn)值;“*** ”、“** ”和“* ”分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

從表3的估計(jì)結(jié)果可以看出,當(dāng)GAP為依賴變量時(shí),RTI的負(fù)向作用顯著,表明轉(zhuǎn)移性收入具有顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。在RWI回歸方程中,L2.h_GAP和L3.h_GAP對(duì)RWI的影響方向不同。L2.h_GAP為正值,表明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大在短期內(nèi)可能為農(nóng)民棄農(nóng)進(jìn)城務(wù)工提供了激勵(lì)機(jī)制。而L3.h_GAP為負(fù)值,說明農(nóng)民棄農(nóng)務(wù)工并不是最優(yōu)的選擇,長期內(nèi)生活成本的提高及技能的缺失使其收入逐漸減少。L3.h_ROI和L3.h_RPI由于相對(duì)地位的提升,在一定程度上削弱了RWI的增長。從第3列可以看出,GAP的擴(kuò)大削弱了ROI增長的能力,其他各項(xiàng)收入與其存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。從第4、5列可以看出,GAP對(duì)RPI和RTI的影響并不顯著,RWI對(duì)二者均為負(fù)向影響。

(二)脈沖響應(yīng)函數(shù)

面板模型的估計(jì)結(jié)果給出了系統(tǒng)各變量間的直接關(guān)系,但動(dòng)態(tài)變化關(guān)系還需通過脈沖響應(yīng)函數(shù)來考察。PVAR的脈沖響應(yīng)是某一變量的正交化新息列(Innovation)對(duì)系統(tǒng)中其他變量及自身的沖擊所作的動(dòng)態(tài)反映,本文采用蒙特卡羅(Monte-Carlo)500次模擬定義脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差,對(duì)應(yīng)生成5%-95%的置信區(qū)間。此外,由于PVAR程序采用的是Cholesky分解方法,系統(tǒng)變量的順序會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生較大影響。為此,本文將系統(tǒng)變量順序設(shè)置為GAP、RWI、ROI、RPI和RTI,整理后的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如圖1所示。

圖1 模型中各變量的正交化脈沖響應(yīng)函數(shù)

從脈沖響應(yīng)函數(shù)可以清晰地看出系統(tǒng)各變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系及作用路徑:

1.對(duì)來自于GAP的一個(gè)正交化新息,RWI和RPI同時(shí)呈現(xiàn)不斷減弱的正向反應(yīng),而且均在第2期達(dá)到了峰值(0.0144,0.0211),這印證了回歸方程中得到的結(jié)論——城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大激勵(lì)農(nóng)村居民外出務(wù)工,以增加工資性收入。此外,城鎮(zhèn)良好的投融資渠道提高了農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入。ROI的脈沖值在第5期由正轉(zhuǎn)負(fù)且反向作用逐漸增大,即城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大不利于農(nóng)民家庭經(jīng)營收入增長,這可能是由農(nóng)民棄農(nóng)外出務(wù)工引起的。因此,加快農(nóng)林牧漁業(yè)發(fā)展,完善價(jià)格體系,吸引外出務(wù)工人員回流,已成為增加農(nóng)民家庭經(jīng)營收入長期而有效的途徑。RTI雖一直為負(fù)但逐漸收斂于零,表明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大引致政府轉(zhuǎn)移性支出的逐步增加。但負(fù)值也說明轉(zhuǎn)移性支出很可能造成農(nóng)民的福利依賴,政府進(jìn)而減少這部分支出,在農(nóng)民與政府的長期博弈中陷入惡性循環(huán)。

2.伴隨RWI的一個(gè)正交化新息,GAP脈沖值在第4期由負(fù)轉(zhuǎn)正且在第8期穩(wěn)定在0.0056附近,表明隨著農(nóng)民工資性收入的增加,城鄉(xiāng)收入差距在不斷擴(kuò)大,但在長期內(nèi)不會(huì)一直擴(kuò)大,而是穩(wěn)定在5.6%的水平上。這可能是由于農(nóng)民工資性收入起初相對(duì)提高,同時(shí)其他各項(xiàng)收入來源在絕對(duì)量上減少,從而造成了農(nóng)民收入整體下降。ROI總體表現(xiàn)為正向影響,這證實(shí)了估計(jì)方程中的推測(cè),即在中長期農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的地位將超越工資性收入,因而家庭經(jīng)營收入才是保證農(nóng)民長期增收的關(guān)鍵。

3.對(duì)于ROI的一個(gè)正交化新息,GAP的正向反應(yīng)逐漸收斂于零,表明家庭經(jīng)營收入的增加起到了不斷縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用,這與多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)論是一致的。ROI對(duì)RWI造成的沖擊在第7期由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向并逐漸收斂,這與ROI接受一單位RWI沖擊所得結(jié)果一致,進(jìn)一步說明較長時(shí)間內(nèi)提高農(nóng)民家庭經(jīng)營收入才是農(nóng)民增收的主要途徑。RPI和RTI的脈沖值分別由正值和負(fù)值收斂于零,這從側(cè)面顯示ROI通過影響其他三項(xiàng)收入來源而間接起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。

4.伴隨RPI的一個(gè)正交化新息,GAP的負(fù)向反應(yīng)減至-0.0081。可見,隨著農(nóng)村金融市場(chǎng)的不斷完善,農(nóng)民的投融資渠道不斷豐富,農(nóng)民財(cái)富的增值與收益空間迅速得到釋放,從而短期內(nèi)將增強(qiáng)財(cái)產(chǎn)性收入縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。RWI與ROI的負(fù)向反應(yīng)不斷減弱的同時(shí),RTI表現(xiàn)了一貫的正向反應(yīng),這表明財(cái)產(chǎn)性收入在長期促進(jìn)了工資性收入和家庭經(jīng)營收入的提高,隨著財(cái)產(chǎn)性收入的增加,農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入也在增加。也就是說,財(cái)產(chǎn)性收入通過提高其他三項(xiàng)收入而間接地起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。

5.面對(duì)RTI的一個(gè)正交化新息,GAP由負(fù)值逐漸收斂于零,表明農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的增加抑制了城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大,但這種作用隨著期數(shù)的增加逐漸減弱。RWI的正向反應(yīng)表明農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的提高將帶來工資性收入的增加,這可能是由于與城鎮(zhèn)福利差距的縮小強(qiáng)化了農(nóng)民留在城鎮(zhèn)的意愿。因此,打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)長期帶來的農(nóng)村教育和社會(huì)保障體制的落后現(xiàn)象,對(duì)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。ROI與RPI呈負(fù)向反應(yīng),說明政府轉(zhuǎn)移性支出可能減弱了農(nóng)民的工作積極性,產(chǎn)生所謂的“福利依賴”現(xiàn)象。

(三)方差分解

在脈沖響應(yīng)函數(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行方差分解,我們進(jìn)一步分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)變量對(duì)系統(tǒng)各變量變化所作的相對(duì)貢獻(xiàn),表4報(bào)告了第5、20期的估計(jì)結(jié)果。

表4 PVAR模型的方差分解結(jié)果

注:根據(jù)Stata 12.0軟件估計(jì)結(jié)果整理而得。

從方差分解結(jié)果可以看出,無論是第5期還是第20期,系統(tǒng)各變量的變動(dòng)主要源于自身,農(nóng)民各項(xiàng)收入來源對(duì)城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)的貢獻(xiàn)均在5%以上,按相對(duì)貢獻(xiàn)度從大到小排序依次為RTI、RWI、RPI和ROI。這從側(cè)面印證了李實(shí)和羅楚亮(2007)的研究結(jié)論,城鎮(zhèn)與農(nóng)村的隱形福利差距已成為目前影響城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)的最主要因素。工資性收入解釋能力的提升可能與其在農(nóng)民收入中的相對(duì)地位大幅度提高有關(guān)。在第20期,RPI對(duì)RWI變動(dòng)的影響達(dá)到了8.80%,RWI對(duì)ROI、RPI和RTI變動(dòng)的解釋程度分別為30.16%、18.63%和12.93%,這在一定程度上說明工資性收入通過影響其他三項(xiàng)收入而間接地作用于城鄉(xiāng)收入差距。ROI的變化主要由RWI和RTI拉動(dòng)。GAP對(duì)農(nóng)民各項(xiàng)收入變動(dòng)的相對(duì)作用隨著時(shí)間的推移逐漸增強(qiáng)。從以上分析可以看出,城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)民各項(xiàng)收入間存在雙向的影響關(guān)系。

四、結(jié)論與政策啟示

本文利用2000-2012年中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的PVAR模型,實(shí)證分析農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系及作用機(jī)制,主要得出如下的兩個(gè)結(jié)論:

1.農(nóng)民收入來源結(jié)構(gòu)與城鄉(xiāng)收入差距之間具有雙向影響關(guān)系。首先,農(nóng)民工資性收入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大效應(yīng)在長期將穩(wěn)定在5.6%的水平上,農(nóng)民家庭經(jīng)營收入與財(cái)產(chǎn)性收入對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大具有顯著的抑制作用,而且二者均通過其他三項(xiàng)收入來源間接縮小城鄉(xiāng)收入差距。農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入雖然具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用,但可能產(chǎn)生福利依賴現(xiàn)象,在一定程度上削弱了這種抑制效應(yīng)。其次,城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大激勵(lì)農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工,以增加工資性收入。同時(shí),城鎮(zhèn)較為完善的投融資渠道引致進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入增加,但務(wù)工農(nóng)民的流失將導(dǎo)致農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的減少。

2.對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響程度的大小排序?yàn)檗r(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和家庭經(jīng)營性收入,這也是本文與大多數(shù)研究的不同之處。農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入已構(gòu)成了影響城鄉(xiāng)收入差距變動(dòng)的最主要因素,其縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用隨著期數(shù)的增加逐漸減弱,這表明農(nóng)村與城鎮(zhèn)之間的福利差距將嚴(yán)重影響農(nóng)民收入的增加。此外,農(nóng)民家庭經(jīng)營收入的相對(duì)地位在中長期將超越工資性收入。也就是說,家庭經(jīng)營收入的提高才是保證農(nóng)民長期增收的關(guān)鍵。農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入的增加將提高工資性收入的相對(duì)地位,改善城鎮(zhèn)與農(nóng)村間的隱形福利差距問題,促使農(nóng)民留在城鎮(zhèn),這對(duì)中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

根據(jù)以上結(jié)論,本文得出如下的政策啟示:首先,應(yīng)大力發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)尤其是現(xiàn)代農(nóng)業(yè),完善農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格形成機(jī)制,拓寬農(nóng)民增收渠道,增加農(nóng)民的家庭經(jīng)營收入,充分發(fā)揮家庭經(jīng)營收入縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。其次,深化農(nóng)村的收入再分配改革,加大對(duì)農(nóng)村教育、醫(yī)療衛(wèi)生、養(yǎng)老及失業(yè)等方面的財(cái)政轉(zhuǎn)移性支出,推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化的社會(huì)保障政策的實(shí)施。最后,加快制度創(chuàng)新和組織創(chuàng)新,推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程,讓農(nóng)民更多地享受制度紅利,縮小城鄉(xiāng)收入差距。實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收關(guān)鍵在于激勵(lì)機(jī)制的創(chuàng)新[7],新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)必然帶來戶籍制度、農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度、農(nóng)村科技創(chuàng)新制度、農(nóng)村財(cái)政與金融制度的調(diào)整與優(yōu)化[15],這將縮小農(nóng)村與城鎮(zhèn)間的福利差距,改善農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的投融資渠道,促進(jìn)農(nóng)民收入水平的提高,進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

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(責(zé)任編輯:化 木)

A Study on Farmers’ Income Structure and Urban-rural Income Gap in China——An Empirical Analysis Based on PVAR Model

YIN Jin-peng, NI Zhi-liang, ZOU Yang

(School of Economics, Nankai University, Tianjin 300071, China)

The farmers’ income structure can be divided into four categories, including wage income, operating income, transfer income and property income by the National Bureau of Statistics of China. Base on the PVAR model and provinces’ panel data in China from 2000 to 2012, this paper analyzes the dynamic relationships between farmers’ income structure and the urban-rural income gap. The results find that the different sources of farmers income influence the urban-rural income gap to different degrees and in different directions. The transfer income is the major cause for the changes in the urban-rural income gap, which indicates that the welfare gap between urban and rural residents has seriously restricted the increase of farmers’ income. Farmers’wage income proves the most detrimental to narrowing urban-rural income gap. Both the operating income and the property income have played an important role in narrowing the income gap. Moreover, the expanding of urban-rural income gap is the least helpful for the increase of farmers’ transfer income.

farmers’ income structure; urban-rural income gap; PVAR model

2014-12-16

教育部人文社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金資助項(xiàng)目(11JJD790038)

殷金朋(1987-),男,山東泰安人,南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生;倪志良(1966-),男,內(nèi)蒙古赤峰人,南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授;鄒洋(1968-),男,安徽肥東人,南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授。

F812

A

1004-4892(2015)06-0003-08