农民家庭经营性收入分配变动实证研究

毛通

摘 要：长期以来，农村居民内部收入差距始终呈现一种不断扩大的趋势，但基于收入来源分解所得的农民家庭经营性收入差距，却在维持了很长一段时间的相对稳定态势之后，才出现快速上升的现象，其背后的深层次原因是什么？该文从农村金融发展的角度加以解释，认为长期以来的农村金融抑制限制了农户家庭经营性收入差距的扩大，而不断深化的农村金融体制改革打破了传统的家庭经营模式，从而拉大了农户间的收入差距。随后，以浙江省为例进行实证检验，结果支持上述论断，并发现浙江省农村金融发展短期内开始扩大农民家庭经营性收入差距，但长期来看两者存在倒U型关系。农村金融持续发展将有助于改善农村收入分配关系。

关键词：农村金融发展；家庭经营性收入；收入差距；协整分析

中图分类号 F830.6 文献标识码 A 文章编号 1007-7731（2015）21-01-05

1 问题的提出

当前，国内有关城乡之间、地区之间、行业之间等不同群体间广泛存在的收入差距问题引起了各方关注，相关的理论研究也十分丰富。与此形成鲜明对比的是，上述群体内部的收入差距问题却并未引起足够的重视，尤其是农村居民内部收入差距问题。实际上，农村经济改革以来，伴随着我国农村经济增长和社会发展，农村居民收入来源趋于多元化，收入结构发生重大变化，群体内部收入差距也呈现不断扩大的趋势。统计资料显示，改革开放以来，农村的基尼系数从1978年的0.2124，一路攀升到2007年的0.3742，上升幅度达76.18%。而从收入差距来源分解来看，在工资性收入差距、家庭经营性收入差距、财产性收入差距和转移性收入差距4项中，农村居民家庭经营收入差距是主要来源。显然，似乎只要能合理解释造成农村居民家庭经营性收入差距的成因，便可在很大程度上破解当前农村居民群体内部收入差距扩大的现实。但事实并非如此，实际上，农村居民家庭经营性收入差距在过去的很长一段时间内却并没有发生太明显的变动，而是在维持了相当长时间的稳定态势之后才出现快速上升的现象。从浙江省1995年至2008年间测算的农村居民家庭经营性收入差距的基尼系数变化趋势来看（见表1），在1995年至2004年的10a间，其值一直在0.13～0.15之间徘徊，而在随后的2005至2008年短短的4a内，则迅速上升至0.17。唐平（2006）的一项研究同样得到这一特征[1]。那么造成这种现象背后的深层次原因又是什么呢？

一些学者从不同的角度对我国农村居民家庭经营性收入差距变动特征的原因进行了阐释。陈宗胜和周云波（1999）认为是以家庭为单位的经营差异的变化造成先稳定变动后快速上升的现象[2]，而唐平（2006）和黄祖辉等（2005）则认为是居民要素禀赋差异造成，这些研究有一定合理性。而本文则试图从农村金融发展的新视角，来重新阐释造成我国农村居民家庭经营性收入差距上述变动特征的深层次原因，并以浙江省为例进行实证检验。

2 农村居民家庭经营性收入差距变动之谜的金融发展理论解释

2.1 长期以来的农村金融抑制限制了农户间家庭经营性收入差距的扩大 与城镇居民所不同的是，家庭经营性收入是我国农村居民最主要的收入来源，这种以家庭为生产经营单位进行生产筹划和管理而获得的收入，长期以来，却受到农村金融发展的严重制约。举例来说，1995年至2002年间，我国农村居民工资性收入的平均增长速度为13.2%，而同期家庭经营性收入的速度仅为4.1%。温涛等（2005）、张杰（2003）和章奇等（2004）大批学者均持这一观点[3-6]。由于农户之间家庭经营始终处于普遍的低效率，一定程度上反而使得农民群体内部家庭经营性收入差距得以维持在一个相对稳定的水平上。这就解释了唐平（2004）的一项研究中为何基尼系数集中度始终小于1且在非常狭窄范围内波动的原因。

2.2 农村金融体制的深化改革短期内拉大了农户间家庭经营性收入差距 步入新世纪不久的中国随后进行了一系列重大的农村金融体制深化改革，与此同时，广大农村则正经历着又一项重大的机遇和挑战，那就是新一轮深化农村土地制度改革。土地承包经营权的自由流转在很大程度上颠覆了传统的以农户家庭为单位的经营方式，土地规模化经营得以实现，农民收入结构发生巨大变化。大量流出土地的农民家庭将不再依赖于经营土地所得，而主要通过外出打工或者受雇于流入方，其收入来源中，家庭经营性收入比重降低，工资性收入比重增大；而少数接收土地流入的农民家庭，则通过规模化的土地经营，家庭经营性收入得到快速增长。这使得农民群体内部家庭经营性收入差距逐步拉大。而农村土地流转和农户规模化经营的背后是对农村金融资源的严重依赖性。在这种背景下，农村金融发展相对较快的一些地区，这一特征将更为明显。以浙江省为例，浙江省是全国尝试农村土地流转较早且发展速度较快的地区。据浙江省农业厅提供的统计数据，截至2009年底，全省土地流转面积占总承包面积的32%，流转农户占家庭承包经营总户数的34.5%。同时，浙江省又是农村金融发展相对较快和民间金融异常活跃的地方，这为当地农村土地流转创造了得天独厚的条件，在实现农民收入快速增长的同时，农户间家庭收入结构发生改变，家庭经营性收入差距便随之拉大，因此，以基尼系数测算的浙江家庭经营性收入差距从2002年的0.137开始一路攀升到2008年的0.173（见表1）。

3 数据说明与研究方法

3.1 数据说明

3.1.1 农村居民收入差距及来源分解 本研究采用基尼系数来反映农村居民的收入差距，基于收入来源分解的基尼系数计算公式如下：

[G=f=1FGf=f=1FwfCf] （1）

其中，

[Cf=1-i=1npi（2Qfi-wfi）] （2）

上式中[G]为基尼系数，[Gf]为第[f]项收入来源的基尼系数（[f=1，2，…，F]），[F]为收入来源数，[wf]为第[f]项收入来源在总收入中的比重；[Cf]为第[f]项收入来源的集中率，[Qfi=k=1iwfk]代表第[f]项累计收入比重（[i=1，2，…，n]），[n]为样本人口分组数，[wfi]是第[i]组第[f]项收入在总的[f]收入来源中的比重，[pi]代表第[i]组的人口比重。

根据浙江统计年鉴提供的农村居民人均纯收入5等级分组统计资料，以及现行农村住户抽样调查指标体系下，农户收入来源分为工资性收入、家庭经营性收入、财产性收入和转移性收入4大类，运用上述基尼系数分解式，计算得到1999年至2008年间浙江省农村居民收入差距的基尼系数及4大类收入来源的分项基尼系数（见表1）。

3.1.2 农村金融发展程度 对于金融发展程度的衡量，已有大量的文献对此进行了研究，这里参照戈德斯密斯提出的金融相关比率（Financial Interrelations Ratio，FIR）指标，同时考虑到我国农村金融统计口径上的特殊性，将FIR定义为农村金融资产与农村实物资产价值之比。农村金融资产包括农户储蓄和金融机构农村贷款，其中农户储蓄为农村合作银行、农村商业银行和农村信用合作社吸收的储蓄存款，农村贷款包括金融机构的农业贷款和乡镇企业贷款；农村实物资产则由农业总产值和乡镇企业增加值两部分构成。

3.1.3 影响农村居民收入差距的重要控制变量 为了能客观评价农村金融发展对农村居民收入差距的影响程度，本文还引入了一些对农村居民收入差距产生实质影响的控制变量，这些变量包括：（1）用每100个劳动力中乡村企业劳动力占比指标来反映农村劳动力结构变动对收入差距产生的影响；（2）用农村居民户均生产性固定资产原值指标来反映农户初始固定资产投入差异对收入差距产生的影响；（3）用政府财政支出占全省GDP比重指标来反映政府财政转移支付制度支农力度对农村居民收入差距产生的影响。上述FIR及相关控制变量指标值见表2。

3.2 研究方法 为了避免模型出现伪回归现象，在本研究中首先对各变量序列的平稳性进行ADF单位根检验，对于非平稳的变量进行转换使之成为平稳时间序列。如果序列是单整的，那么对相关变量进行协整检验，协整检验的目的是决定一组非平稳序列的线性组合是否具有协整关系，同时也可以通过协整检验来判断线性回归方程设定是否合理。协整检验可以区分为基于回归系数的协整检验（如Johansen协整检验）和基于回归残差的协整检验（如CRDW检验、DF检验和ADF检验）两类。本研究采用Engle和Granger（1987）提出的两步协整回归检验法（简称EG检验），用于确定农村金融发展与农村居民收入差距之间的长期均衡关系。模型的计量分析与检验均在EViews 6.0软件中实现。

4 模型设定与计量结果及检验

4.1 模型设定 本文实证部分主要包括对下面两种理论假说的检验：一是受到长期金融抑制的广大农村，在农村金融得到初步发展之后，是否会在短期内扩大农村居民的收入差距，尤其是家庭经营性收入差距；二是从长期来看，农村金融的发展是否最终有利于改善收入分配不平等程度，即农村金融发展与农民收入分配长期的倒U型关系假说是否成立。本文参照Clarke、Xu&Zou（2003）的思路[7]，对上述两种理论假说设定的计量模型分别如下：

[Git=αi0+αi1FIRit+αi2Xit+εit] （3）

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

其中，[Gi]分别代表农村居民收入差距的基尼系数及基于第[i]种（[i=1，2，3，4]）收入来源的分项基尼系数；[FIR]为农村金融发展程度指标；[X]为控制变量集，具体包括农村劳动力结构JYJG、农户初始固定资产投入GDZC以及政府财政支农力度CZZN；此外，为了检验农村金融发展与农村居民收入分配之间倒U型假设，在式4中还引入了[FIR]的平方项；[ε]为误差项。

4.2 计量结果及检验

4.2.1 平稳性检验 由于使用的资料是时间序列数据，当所考察的变量数据不平稳时，OLS方法会造成“伪回归”问题，因此首先对上述变量进行单位根检验，检验方法为ADF检验。具体检验结果见表3。

表3的检验结果显示，原始变量序列均存在单位根，为非平稳序列；对其进行一阶差分转换后，上述变量的ADF统计量均小于相应显著性水平的临界值，因此变量序列均为一阶单整，即I（1）过程。

4.2.2 协整回归 如果变量序列不平稳，根据Engle和Granger（1987）提出的协整理论，它们的线性组合仍然可能是平稳序列，因此，采用EG检验方法：对上述一阶单整序列建立回归方程，并对残差序列进行平稳性检验，检验方法为ADF检验。如果残差是平稳的，则表明回归方程所显示的各变量之间的长期均衡关系是可靠的，变量之间存在协整关系，同时也说明了回归方程的设定是合理的。

（1）OLS回归。OLS回归的步骤如下：首先，将浙江省农村居民收入差距基尼系数G及各分项基尼系数Gi和农村金融发展程度FIR进行OLS回归建模，用以检验浙江农村金融发展在短期内是否会扩大农村居民的收入差距；其次，在上述回归方程基础上，引入FIR的二次项用以检验农村金融发展与农村居民收入差距之间长期是否存在倒U型关系；在定量分析的过程中，通过逐步引入相应的控制变量，进行回归建模，从而进一步确认农村金融发展对收入分配的影响方向与影响大小。上述回归结果见表4、表5。

（2）残差检验。接下来对表4、表5中回归方程的残差进行ADF检验，回归方程残差序列的ADF检验结果见表6。从中可以发现，各回归方程残差序列的ADF统计量至少小于5%显著性水平下临界值，由此可得上述回归方程的残差序列均为平稳序列，这验证了上述方程各变量之间存在协整关系，且方程设定是合理的。

（3）回归结果分析。残差检验验证了模型设定的合理性，接下来便可以对表6中的模型从经济意义上进行分析。

表4中方程1至方程6是对农村金融发展与农村居民收入分配短期关系的检验。方程1的检验结果显示，FIR相对于G的回归系数值为0.091，且在1%水平上显著，这表明期间农村金融的发展扩大了农村居民的收入差距；方程2与方程3是农村金融发展与家庭经营性收入分配关系的检验，方程2的检验结果显示，FIR相对于G2的回归系数为0.187，且在1%水平上显著，这表明期间农村金融的发展扩大了农村居民家庭经营性收入差距，这个结论在控制了变量GDZC后依然成立，且方程决定系数变大；方程4至方程6是农村金融发展与工资性、财产性、转移性收入分配短期关系的检验，方程4检验结果显示农村金融发展短期内有助于缩小农村居民的工资性收入差距（回归系数-0.069，为负，且在10%水平上显著），而农村金融发展对财产性收入差距（方程5）与转移性收入差距（方程6）的影响并不显著。

表5中方程7至方程12是对农村金融发展与农村居民收入分配长期倒U型关系的检验。方程7的检验结果显示，FIR的二次项相对于G的回归系数值为-0.744，为负，且在5%水平上显著，这表明从长期来看，农村金融发展与农村居民收入分配倒U型关系成立；方程8和方程9是对农村金融发展与家庭经营性收入分配倒U型关系的检验，方程8的检验结果显示，FIR的二次项相对于G2的回归系数为-0.799，且在5%水平上显著，这表明两者倒U型关系成立，这个结论在控制了变量JYJG后依然成立，且方程决定系数变大；方程10至方程12是农村金融发展与工资性、财产性、转移性收入分配长期倒U型关系的检验，方程10检验结果显示，在控制了变量JYJG后，农村金融发展与工资性收入分配倒U型关系成立（FIR二次项回归系数值为-0.651，在10%水平上显著），而FIR二次项相对于G3的回归系数不显著（方程11），而相对于G4的回归系数虽然显著，但其值为0.339（方程12），因此倒U型关系均不成立。

5 结论及政策含义

实证检验的结果清楚的显示：（1）1999年至2008年间，浙江省农村金融发展对农村居民收入差距的影响是显著的，且在短期内正起着扩大农村居民收入差距的作用；从收入差距来源分解来看，短期的变化趋势主要是由农村居民的家庭经营性收入差距扩大引起的；（2）从长期来看，浙江省农村金融发展与农村居民家庭经营收入分配之间的倒U型关系成立，这表明，尽管农村金融发展短期内扩大了以家庭经营性收入为主的收入差距，但农村金融的长期发展最终会缩小家庭经营性收入差距，从而有助于改善整个群体内部的收入分配关系。

这一结论对于现阶段正确认识农村金融发展与农村居民收入分配关系，其政策研究意义是显而易见的：（1）不能由于农村金融发展在短期内扩大了农村居民内部收入差距，而简单一得出农村金融发展与农村居民收入分配关系改善两者不可兼得的悖论，只要坚持农村金融体制改革的目标不动摇，农村金融发展最终将缩小农村居民收入差距，从而改善农民收入分配关系；（2）应该继续加大农村金融对农业和非农产业的支持力度，加快农业的规模化经营和产业化发展，加速实现非农产业的规模化与集约化，实现农民家庭经营性收入的快速增长，从而得以在最短的时间内使农村金融发展向有助于改善农村居民收入分配关系的方向转变。

参考文献

[1]唐平.农村居民收入差距的变动及影响因素分析[J].管理世界，2006，5.

[2]陈宗胜，周云波.再论改革与发展中的收入分配[M].北京：经济科学出版社，2002.

[3]黄祖辉，王敏，宋瑜.农村居民收入差距问题研究——基于村庄微观角度的一个分析框架[J].管理世界，2005，3.

[4]温涛，冉光和，熊德平.中国金融发展与农民收入增长[J].经济研究，2005，9.

[5]张杰.中国农村金融制度：结构、变迁与政策[M].北京：中国人民大学出版社，2003.

[6]章奇，刘明兴，陶然，Vincent，等.中国金融发展与城乡收入差距[J]，中国金融学，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.

（责编：张长青）