摘要：農(nóng)村消費者價格指數(shù)和收入差距對農(nóng)民生活水平有著重要影響，為了探究二者的實際影響效果，采用自回歸模型對其進行實證分析。結(jié)果顯示，農(nóng)村CPI和城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)民生活水平存在長期均衡關(guān)系。城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)民生活水平互為格蘭杰因果關(guān)系，且長期起負向作用。農(nóng)村CPI與農(nóng)民生活水平不存在格蘭杰意義上的因果關(guān)系，但短期內(nèi)起正向作用，且通過城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)民生活水平產(chǎn)生間接作用。據(jù)此，提出了建立健全縮小城鄉(xiāng)收入差距的長效機制、構(gòu)建RCPI預(yù)警系統(tǒng)、推進農(nóng)村供給側(cè)改革等三個方面的政策建議。

關(guān)鍵詞：RCPI；城鄉(xiāng)收入差距；實證分析；農(nóng)民生活水平

中圖分類號：F328 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2016）12-3234-05

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2016.12.059

Abstract： The rural consumer price index and income gap have important influence on the peasants’ living standard. In order to explore the practical effect， using auto regressive model to carry out the empirical analysis. The results showed that there was a long-term equilibrium relationship between the rural CPI， the urban-rural income gap and farmers’ living standards. The urban-rural income gap and farmers’ living standards had Granger causality and long term negative effect. The rural CPI and farmer’s living standard had no Granger causality in the sense of Granger， but had a positive effect in the short term， and the rural CPI had an indirect effect on farmers’ living standard through the urban-rural income gap. Accordingly， the policy proposals were put forward from three aspects of establishing a sound long-term mechanism to narrow the income gap between urban and rural areas， building RCPI early warning system， and promoting rural supply-side reform.

key words： RCPI；urban-rural income gap；empirical research；living standard of farmers

黨的十八屆五中全會突出強調(diào)了精準扶貧、精準脫貧，實施脫貧攻堅工程是解決中國發(fā)展不協(xié)調(diào)、不平衡問題與補齊短板的第一步。精準扶貧與補齊短板就是要逐步按序提升低收入農(nóng)民的生活水平，而農(nóng)民生活水平很大程度上取決于農(nóng)民收入與消費的差額。近年來，由于持續(xù)的惠農(nóng)政策，實現(xiàn)了糧食“三量齊增”，農(nóng)民整體收入在不斷提高[1]；但是，農(nóng)民收入增加的速度遠低于城市居民收入增加的速度，這由不斷拉大的城鄉(xiāng)收入差距可以得到印證。故補齊短板、解決發(fā)展不平衡問題的關(guān)鍵是控制城鄉(xiāng)收入差距、提升農(nóng)民生活水平。另外，2014年以前農(nóng)村CPI連續(xù)14年年均上漲2.7%[2]，2015年1～11月份農(nóng)村CPI比上年同期上漲1.3%，這表明農(nóng)民用于購買生活消費品的比重在持續(xù)上升，用于購買其他用品的消費能力在不斷下降，嚴重影響了農(nóng)民生活水平的提高。因此，為了厘清農(nóng)村CPI和城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)民生活水平的內(nèi)在影響機制以及邏輯關(guān)系，必須進行嚴格的實證分析。明確其內(nèi)在影響機理，不但可以為政府提高農(nóng)民生活水平提供實際政策依據(jù)，而且還可以為國家補齊短板、推進供給側(cè)改革、實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)平衡發(fā)展等提供具有一定參考價值的建議和意見。

1 變量與模型選取

1.1 變量選取

通常情況下，居民的生活水平與消費價格、收入分配等關(guān)系密切，同時，衡量農(nóng)民的食品支出與家庭總支出比重的農(nóng)民恩格爾系數(shù)，其實質(zhì)體現(xiàn)了農(nóng)民收入水平[3-5]。因此，本研究以1991-2014年農(nóng)民消費價格指數(shù)、城鄉(xiāng)居民收入差距和農(nóng)民恩格爾系數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)為變量，構(gòu)建了向量自回歸模型分析農(nóng)村CPI與城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)民生活水平的影響，各變量指標的基本解釋見表1。

1.2 模型選取

由于VAR模型常用于相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)的預(yù)測，并分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊[6]，從而描述各個經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量的影響。本研究欲重點探尋時間序列經(jīng)濟變量農(nóng)村CPI與城鄉(xiāng)居民收入差距對農(nóng)民生活水平的實際影響，故選取VAR模型。

2 實證分析

在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，為了消除可能存在的異方差性，首先對變量進行求取自然對數(shù)處理，再依次進行ADF檢驗、協(xié)整檢驗及格蘭杰因果檢驗，最后運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解兩種方法對RCPI、IGUR、REC三者動態(tài)關(guān)系進行深入剖析。

2.1 ADF檢驗

由于LnREC、LnRCPI與LnIGUR均為時間序列，而經(jīng)濟變量時間序列大都具有不平穩(wěn)的特征，必須首先對其平穩(wěn)性進行檢驗，以防“偽回歸”現(xiàn)象發(fā)生。而單位根檢驗是時間序列平穩(wěn)性檢測的最有效方法，其檢驗結(jié)果見表2。

由單位根檢驗結(jié)果可知，在一階差分前，序列LnREC、LnRCPI與LnIGUR的ADF值均大于5%顯著性水平時的臨界值，表明其均存在著單位根，是非平穩(wěn)的。在一階差分處理后，序列△LnREC、△LnRCPI與△LnIGUR的ADF值均小于5%顯著性水平時的臨界值，此時各序列平穩(wěn)。由此可知，序列LnREC、LnRCPI與LnIGUR為同階單整序列。

2.2 協(xié)整檢驗

鑒于序列LnREC、LnRCPI與LnIGUR屬于同階單整序列，表明該序列之間可能存在協(xié)整關(guān)系。本研究參照前人研究方法，采用Johansen檢驗法考察該變量之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果見表3和表4。

由表3可知，在5%的顯著性水平下，不存在協(xié)整關(guān)系的P值等于0.028 7，故拒絕原假設(shè)；至多存在一個協(xié)整關(guān)系的P值等于0.052 1，故接受原假設(shè)；故LnREC與LnRCPI之間存在一個協(xié)整關(guān)系。同理，LnREC與LnIGUR兩個時間序列之間存在協(xié)整關(guān)系（表4），綜合表明序列存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

為了進一步判別三者的因果關(guān)系，故對三組時間序列進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果見表5。

由表5可知，LnRCPI不是LnREC的格蘭杰原因的P值較大，故接受了原假設(shè)，所以LnRCPI不是LnREC的格蘭杰原因；同理，LnREC不是LnRCPI的格蘭杰原因；綜合來看，LnREC與LnRCPI不存在格蘭杰意義上的因果關(guān)系。LnIGUR不是LnREC的格蘭杰原因的P值小于0.05，故拒絕原假設(shè)，所以LnIGUR是LnREC的格蘭杰原因；同理，LnREC也是LnIGUR的格蘭杰原因。

2.4 VAR模型有效性分析

1）模型滯后階數(shù)選取。確定最佳滯后期是VAR模型有效性判斷的必要步驟，依據(jù)常用的LnL、LR、FPE、AIC、SC、HQ等6個統(tǒng)計量，確定最佳滯后期[7]。結(jié)果見表6。

由表6可知，滯后1期的“*”有5個，優(yōu)勢明顯，故確定模型的最佳滯后期為1。但，還需要進一步檢驗?zāi)Ｐ偷挠行浴?/p>

2）模型有效性檢驗

采用AR多項式特征判斷模型有效性，見圖1。圖1中的藍色點為特征根，很明顯均在單位圓內(nèi)，表明序列無自相關(guān)且平穩(wěn)，即模型有效，因此，可以進行方差分解。

寫出VAR（1）估計結(jié)果的矩陣形式如下；其中，t為時間期數(shù)，e為誤差項。

2.5 脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析當(dāng)一個誤差項受到某種沖擊、發(fā)生變化時對系統(tǒng)的動態(tài)影響[7]（圖2）。從graph1來看，REC一開始受到自身的沖擊較大，但隨著時間推移，呈遞減趨勢，約第6期達到最小值，第10期之后逐漸趨于平穩(wěn)。Graph2在RCPI的沖擊下，REC的響應(yīng)程度明顯滯后，在第2期上升至最高點，第7期達到最小，約為0.03，而后緩慢上升至第9期逐漸趨于平穩(wěn)，接近于0。Graph3在施加IGUR沖擊后發(fā)現(xiàn)，REC的響應(yīng)一直為負，而后期波動不大、趨于平穩(wěn)。

由圖2中Graph4～6可知，RCPI受到自身的沖擊較大，迅速下降，到第6期滑落至最小值，約為1。加入REC的沖擊，與自身波動曲線大致相吻合，說明受RCPI到REC的影響小。而加入IGUR的沖擊后，曲線明顯發(fā)生較大的變化，在第4期達到最大值，而后快速跌至最小值。由Graph7～9可知，IGUR受REC的沖擊響應(yīng)較大，在第2期后，一直為負的沖擊；IGUR受RCPI的沖擊反映強烈，在第3期達到最大，而后緩慢下降到第7期為負。

2.6 方差分解

方差分解是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動（K步預(yù)測均方誤差）按其成因分解為與各個方程信息相關(guān)聯(lián)的多個部分，以解釋各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性[7]。為進一步了解各個沖擊影響的貢獻度，進行方差分解。

由圖3中g(shù)raph1～3可知，REC對自身貢獻度最大，短期達到了100%，長期的貢獻度也高達70%；RCPI對REC的貢獻非常小而平穩(wěn)，約為8%；IGUR對REC的貢獻第1期為0，而后快速上升至20%，趨于平穩(wěn)。由graph4～6可知，RCPI對自身的貢獻也比較高，第1期為70%；REC對RCPI的短期貢獻較大，為30%；IGUR對RCPI短期貢獻較小，為0，而后快速上升到第4期達到最大并保持平穩(wěn)，為20%。由graph7～9可知，REC在第0-3期對IGUR的貢獻小；RCPI對IGUR的貢獻整體上呈遞減趨勢，第1期最大，為30%；IGUR也對自身的貢獻較大，為70%。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

1）RCPI對農(nóng)民生活水平短期內(nèi)起正向作用，而RCPI、城鄉(xiāng)居民收入差距與農(nóng)民生活水平存在長期均衡關(guān)系；城鄉(xiāng)居民收入差距長期對農(nóng)民生活水平起負向作用。

2）RCPI與REC不存在格蘭杰意義上的因果關(guān)系，IGUR與REC互為格蘭杰因果關(guān)系，RCPI與IGUR互為格蘭杰因果關(guān)系。也就是說，城鄉(xiāng)收入差距縮小能顯著提高農(nóng)民生活水平；RCPI不是引致農(nóng)民生活水平變動的直接動因，而是通過城鄉(xiāng)居民收入差距間接產(chǎn)生作用。

3）REC長期受自身較大的正向沖擊影響，且對自身的貢獻非常大，說明REC受自身影響大于其他變量帶來的影響；雖然城鄉(xiāng)收入差距的擴大與RCPI的上漲都會影響到農(nóng)民生活水平，但RCPI不是REC的格蘭杰原因，且貢獻度相當(dāng)小，說明農(nóng)民生活水平受RCPI的影響甚微；來自IGUR的貢獻水平短期效果不明顯，長期效應(yīng)越來越大。原因是農(nóng)民生活水平主要受到收入水平、物價水平[8]、教育支出、商品住宅價格[9]、農(nóng)村公共產(chǎn)品[10]與服務(wù)滯后以及消費理念與偏好等眾多因素的合力影響。

3.2 政策建議

1）建立健全縮小城鄉(xiāng)收入差距的長效機制。城鄉(xiāng)收入差距長期對農(nóng)民生活水平起負向作用，這意味著要有效提升農(nóng)民生活水平，必須盡快構(gòu)建縮小城鄉(xiāng)收入差距的長效政策機制。一是構(gòu)建農(nóng)民收入增長的長效機制。一方面積極培育現(xiàn)代職業(yè)農(nóng)民，主要通過機械化、規(guī)?；⑸罴庸さ忍嵘r(nóng)民收入；創(chuàng)辦季節(jié)性強的農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)，為兼業(yè)農(nóng)民創(chuàng)造兼業(yè)崗位，促進“季節(jié)性失業(yè)”農(nóng)民就地就業(yè)。另一方面，鼓勵有條件農(nóng)民工“舉家遷移式”扎根中小城鎮(zhèn)。二是加快推進收入分配體制改革，適度提升按農(nóng)村生產(chǎn)要素分配比例。由資源要素稟賦理論可知，農(nóng)村的優(yōu)勢生產(chǎn)要素稟賦主要集中在土地、水域等，重點要提高按土地要素分配的比重。具體來講，就是完善土地的交易市場，通過入股、租賃、轉(zhuǎn)租等多種方式增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入。三是構(gòu)建保障性機制，促進分配更加公平。重點保障分配的公平性，同時，通過福利制度保障農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入穩(wěn)步增加。

2）構(gòu)建農(nóng)民消費價格指數(shù)預(yù)警系統(tǒng)。雖然農(nóng)民消費價格指數(shù)只是影響農(nóng)民生活水平的間接原因，但是農(nóng)村物價穩(wěn)定是政府主要宏觀政策目標之一，而農(nóng)民消費價格指數(shù)是構(gòu)成衡量農(nóng)村物價穩(wěn)定的重要指標，因此構(gòu)建農(nóng)民消費價格指數(shù)預(yù)警機制勢在必行。借鑒學(xué)者呂光明建立的CPI預(yù)警信號系統(tǒng)，結(jié)合中國農(nóng)村消費實際，把農(nóng)村消費價格指數(shù)上漲比例3%～6%定為預(yù)警界線[12]。3%以下為藍色區(qū)域，農(nóng)村物價略有上漲但幅度較小，屬于過冷區(qū)域。此時，農(nóng)村經(jīng)濟穩(wěn)定增長緩慢，是國民經(jīng)濟發(fā)展的短腿，且“短腿效應(yīng)”日益凸顯，且農(nóng)民消費指數(shù)對農(nóng)民生活水平有正的影響，故政府應(yīng)及時出臺促進農(nóng)村物價適度增長的調(diào)控措施?？季拷陙磙r(nóng)民消費者物價指數(shù)，印證了目前中國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展處于新常態(tài)這一階段。6%以上為紅色區(qū)域，處于過熱區(qū)域，表明農(nóng)村物價飛漲，嚴重影響農(nóng)民生活水平，此時政府應(yīng)該引起高度重視，采取強制措施實時干預(yù)物價。總之，構(gòu)建農(nóng)民消費價格指數(shù)預(yù)警機制，能實時觀測農(nóng)村物價變動情況，以便及時調(diào)控政策，控制物價穩(wěn)定。

3）推進農(nóng)村供給側(cè)改革，保障農(nóng)民生活水平長期提升。因農(nóng)民生活水平長期受其自身的正向沖擊和影響，且自身的沖擊影響大于其他影響。因此，提升農(nóng)民生活水平的關(guān)鍵在于推進農(nóng)村供給側(cè)改革[13]，激活農(nóng)民群體自身的創(chuàng)新能力，形成長效的收入增長“源”與“鏈”。一是基于農(nóng)村勞動力層面：短期補充人口紅利重點要通過勞動力要素跨區(qū)域配置實現(xiàn)；全面推進農(nóng)村城市化，高補貼優(yōu)福利吸引部分大學(xué)生回流；安排城市失業(yè)農(nóng)民工回鄉(xiāng)就業(yè)，適度促進農(nóng)民工返鄉(xiāng)浪潮；促進農(nóng)村精準扶貧與普及農(nóng)民職業(yè)教育，提升人力資本。二是基于土地層面：加速推進確權(quán)和鼓勵多種形式農(nóng)地流轉(zhuǎn)，提高土地利用效率。三是基于資本層面：一方面鼓勵資本下鄉(xiāng)[14]，推進農(nóng)村眾籌集資，投資建設(shè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)與參股農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)；另一方面，降低農(nóng)村存、貸款利息，適度促進農(nóng)民消費價格指數(shù)上漲，激活農(nóng)村消費潛力。四是基于創(chuàng)新層面：創(chuàng)新供銷形式，推廣“戶戶訂單農(nóng)業(yè)模式”，鼓勵建立農(nóng)戶與小城鎮(zhèn)（郊區(qū)與大城市）住戶“一對一”或“一對多”對接，直接供應(yīng)小城鎮(zhèn)住戶的大部分農(nóng)產(chǎn)品消費。

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