2018中国农村收入流动分析

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　　　　内容提要：本文利用农业部1986—2001年间六省农村固定观察点数据，对农村家庭收入流动进行了经验分析，发现：第一，分析期内农户呈现出收入流动程度随时间先增大后逐渐稳定的趋势，这使得持久收入不均等程度显著小于年度不均等，1995年以后虽然有较大的年度收入不均等，但持久收入不均等较小；第二，分析期内农村收入流动始终大于同期城市收入流动；第三，在1986—1990年间，农民平均收入较高省份的收入流动程度较大，而在1995—2001年间，各省收入流动差异并不明显；第四，农民收入水平有条件收敛的趋势，同时，教育水平提高、外出打工，都对农民收入增长有显著的推进作用。 　　关键词：收入流动，持久收入差距，收入收敛
　　一、引言
　　由于缺乏多年固定观察样本数据，以前对我国收入差距的研究绝大多数停留于对截面数据的研究，这有其不合理性。首先，年度不均等程度是一个静态指标，不能反映因生命周期等原因带来的持久收入差异；其次，由于测度不同年的年度不均等经常采用不同的样本集，年度不均等的各项测度指标在各年之间往往是独立的，对它们的年度间比较得到的趋势可能并不真实。近年来，由于面板数据可获得性提高，对收入差距的测度和分析有了新的进展，这些扩展研究主要从收人流动(income mobility)人手。收人流动是一个个体或群体收入水平相对另一个体或群体收入排序的变动，它集中反映了年度收入不均等测度指标的缺陷，因为在存在较大的收入流动时，持久收入差距较低，从而收入不均等的影响并不像想象的那么严重。举一个例子说明年度收入不均等和持久收入不均等及收人流动的关系。如果一个经济体有两个人A和B，第一年A收入1，B收入0，第二年A收入0，B收入1，那么从单独每年看该经济体都是极度不均等的社会，但由于存在很大的收人流动，整体看来这个社会是非常均等的，因为持久收入是相等的。而且如果金融体系完善，通过借贷和存款，这两个人的消费水平在两期也可以达到相同，从而福利水平也相同。
　　虽然弗里德曼在1962年就提出了收人流动的想法，但由于分析数据要求多年固定观察点的个体或家庭的收入信息，数据收集体系在不健全的早期还难以满足要求。到了上世纪90年代以后，对收入流动的分析开始多了起来，并且绝大多数是对发达国家收入流动的分析。有些研究将注意力集中于代际收入流动上，即观察父辈收入水平与下一代收入水平的关联性；更多的研究将注意力放在同一时期各国收入流动程度的对比或一个国家不同时期收入流动程度的对比上，如Olga(2000)计算了西班牙1985—1992年的收人流动，Ingrid and Stephan(2005)用流动矩阵计算了南非的收人流动。最新的文献中，Khor and Peneavel(2006)综合运用各种方法比较了1991—1995年间中国和美国城市人口收入流动情况，发现中国收入流动更大。在主要针对中国的测度中，尹恒等(2006)用基于流动矩阵的测度指标对中国城镇居民收入流动进行测度，发现流动程度逐渐减小。
　　对我国农村收入不均等情况的研究也较多，王小鲁和樊纲(2005)用宏观指标验证发现，我国农村收入差距正趋近库兹涅茨曲线顶点，李实和岳希明(2004)也得出过类似结论，即农村收入差距趋于平稳。现有研究还没有从收人流动的视角研究农村持久收入差距趋势，使用固定观察点调查数据并引入收入流动理念后可能会得到更准确的结论。本文利用农业部1986—2001年农村固定观察点数据，对农村家庭收入流动作了分析。我们发现了和已有城镇人口收入流动趋势不同的结论，即收入流动在农村逐渐增大到顶点后正处于相对稳定状态，这导致持久收入差距小于年度收入差距，同时，由于年度收入差距增大，持久收入差距近年在拉大。与城市收入流动程度对比后发现，农村收入流动的程度始终大于对应时期的城市。进一步分析各省的收人流动情况可以发现，早期富裕的省份收人流动程度较大，而后期省份的流动程度差异不明显。这些较好地反映了我国的收人流动整体情况和地区发展过程。对于农民收入增长率的影响因素的计量研究发现，提高农民教育水平和增加打工机会对于低收人家庭收入提高有很显著的促进作用，这有明显的政策意义。
　　二、数据与分析方法
　　(一)数据来源
　　本文数据来自中央政策研究室和农业部联合进行的农产各年定点调查，这一调查从1986年开始，包含了各类农户(各种经营类型、各种收入水平、干部户和五保户等)的各类信息(人口结构、收入、资产、经营状况、借贷等)，具有广泛的代表性。我们的样本中包括辽宁、山东、湖北、广东、云南、甘肃六个省1986—2002年的数据，其中，1992年、1994年两年没有调查因而数据缺少，我们主要使用连续的各年数据，这些年度包括1986—1991年和1995—2001年。由于2002年的数据可能存在较大误差，我们没有采用。同时，消除异常数据后，各年都存在收入数据的样本量共计2216。
　　由于收集的数据是以家庭为单位，需要转换成人均或等价人均收入来反映家庭收入水平，我们主要使用人均收入作为计算对象。同时，需要考虑家庭人均收入受家庭人口结构的影响，我们采用Ingrid and Stephan(2005)利用的简化办法，计算家庭等价人均收入作为人均收入研究结论的补充。等价人均收入考虑了不同类型个体带来的收入，它的计算公式为：eq_incit=，其中eq_inc代表等价人均收入，tot_inc代表家庭年度纯收入，包括出售粮食等种植业作物收入、养殖业收入、外出务工收入以及馈赠收入并扣除经营支出、运输费用、建筑费用和雇佣支出等各项成本支出，adult代表家庭劳动力数量，这里劳动力定义为男性18至50周岁之间，女性18至45周岁之间，minor代表家庭非劳动力人口数量，i代表家庭，t代表年份。
　　(二)对收人流动的测度
　　收人流动本质上反映了机会均等的程度，对于总体和各省收人流动的测度，我们仍主要采用被广泛接受的流动矩阵及基于流动矩阵的统计量。流动矩阵基于这样的想法：如果把同样的一群个体按照收入水平排序后平均分组，基年位于第i组的个体在末年有多大比例进入其他组或维持不变，即收入位置的相对上升、下降或不变。流动矩阵的计算值和划分组数有关，一般采用五等分或十等分观察。如图1，pij代表基年收入在第i组的人群有多大比例在末年进入第j组，以五等分为例，如果矩阵中的每个元素都是0.2，那么称为“完全流动”，即每一组人在下一时刻的收入位置是随机的，这反映了一个完全机会平等的状态。
　　由于矩阵并不是一个有代表性的数值，需要基于流动矩阵的统计量来反映整体流动程度，本文中主要以五等分计算，我们使用的统计量有：
　　平均流动(average quintile move)：，对不同等级间的流动给以不同加总权重，它反映总体流动程度，这个统计值越大，收人流动程度越大。
　　惯性率(quantile immobility ratio)：(1/5)，反映维持原状个体的平均比例，这个值越大代表流动越小。另一个有代表性的统计量Shorrocks流动指数定义为Ms(P)=，n代表分组数，tr(P)代表流动矩阵户的迹即流动矩阵对角线元素之和，Ms越大，则整体流动程度越大。可以看到惯性率与Shorrocks指数之和为1，计算中任取其一即可。通过流动矩阵可以计算很多类似信息，例如：维持在原组与变动到相邻一组的比率(也叫亚惯性率)，我们也做了计算。
三、我国农村家庭收入流动的趋势
　　
(一)年度和持久收入不均等情况
　　收人不均等是比较直接的衡量不均等程度的指标，我们首先利用基尼系数测度各年收入不均等。对各省的收入不均等计算的同时，我们也计算五年平均收入不均等程度以反映持久收入差距，结果如表1所示。受篇幅限制，我们主要列出人均收入的相关结果。
　　计算表1时已经剔除了各年收入最高和最低的各1%样本。如前文所述，这里使用的收入代表家庭年度纯收入，并且，各年收入都使用各省农村消费价格指数调整为1986年物价水平的实际值。人均收入指纯收入除以家庭总人口。由于采用了微观数据计算，我们的计算结果比一些学者采用宏观分组数据计算的结果要高，如陈宗胜和周云波(2002)计算的我国农民收入基尼系数在1988年和1999年分别为0.3028和0.3512，低于我们的计算。
　　由表1和图2的年度收入不均等可以看到，虽然有一定波动，但整体上总体收入不均等程度在上升，在1995年以后更加平稳。如前所述，年度收入不均等由于没有考虑收入流动，其逐年上升并不能反映持久收入差距扩大。我们以五年平均收入作为持久收入代表，图3描述了五年平均的收入不均等结果。可以发现，采用五年平均收入计算的不均等程度比单独每年的不均等程度都要小，虽然1992年以前农村年度收入不均等程度较小，但五年平均的收入不均等程度相对于1995年以后要大得多，而总体持久收入不均等程度在1995年后较稳定且有稍微增大的趋势，反映了1995年之后收入等级可能逐渐变得明显。这些现象说明了两个可能的问题：第一，各个时期都存在一定程度的收人流动，使得农户多年平均收入差距并不像年度差距那么大；第二，1986—1991年时段五年平均收入不均等程度更大，反映了其收人流动可能相对以后更小。后文的数据分析证明了这两个推测的正确。
　　从各省的统计结果(图4和图5)可以看到，单纯从年度收入不均等看，各省有基本相似的趋势，即从早期的较大震荡上升到近年较为平稳的上升。从多年平均收入代表的持久不均等看，在1986—1991年这一时段，辽宁、广东、云南和甘肃四省的持久收入不均等程度显著高于1995年以后，而山东、湖北由于早年较低的年度收入不均等及其近年快速的上升，持久收入不均等在1995年以后更大。在1995年以后，各省持久收入不均等变得较为平稳，并稍有上升趋势。从图4和图5容易看到，各省的年度收入不均等和持久收入不均等由1991年前的高度发散走向后来的收敛，这可能反映了地区经济的融合，使得收入模式逐渐接近。
　　(二)基于流动矩阵等指标计算的收人流动分析
　　尹恒等(2006)的文章计算了我国城镇人口收入流动矩阵，本文在分析时直接引用其计算结果，并与农村家庭收入流动对比，如表2—1所示。我们把1986—2001年分为三个时段，分别为1986—1990年、1991—1995年和1997—2001年。可以比较直观地看到，在后两个阶段，城镇的收人流动程度整体在减小，在1991年收入处于最低一组的家庭，在1995年有44%仍处于收入最低端，1991年收入最高一组的家庭在1995年有50%维持在原组，而到了1998—2002年这一时段，两个比例各为60%和67%，有明显的增大。对于农村，三个时段显示出收人流动程度先增大后稳定的趋势，在1986—1990年这个时段，农村收入流动较小，表现为在1986年最低和最高收入组的家庭在1990年仍有52%和55%维持在原组，这一时期的收人流动主要因为粮食价格的放开和地区内部农民工的缓慢流动，具有系统性，因此农民收入相对变动不大。到了第二个时段，这两个比例分别为25%、22%，第三个时段稍增大变为25%、23%，这些数字代表着非常大的流动程度。在这两个时期，由于跨区域劳动力市场的放开和更多商机在农村的出现，农村的家庭收入流动很大。直观对比可以看到，在对应的时期，农村的收入流动程度都要明显大于城市。
　　我们也计算三年平均的收入流动矩阵，由于1992年和1994年数据的中断，我们只能计算1986—1990年、1995—1999年、1997—2001年三个时段，结果如表2-2所示。可以看到，三年平均的收入流动相对更小，但趋势与使用年度数据的结论相同，即流动程度先增大后逐渐稳定；三年平均的流动程度仍然是农村大于对应时期的城镇。这说明关于流动趋势与城镇对比的结论是稳健的。
　　使用上文提到的基于流动矩阵的统计量，我们分别计算各个时段的平均流动比率、惯性率和亚惯性率，这些比率是比流动矩阵更直观的统计值，结果如表3-1和3-2所示。整体上，农村后两个时段的流动程度比第一阶段更高，而在后两个阶段，三个指标都显示了非常接近的结果，可以认为收入流动程度趋于平稳。在相同阶段，农村的收人流动程度远高于城市，事实上，这与农业和农村的收入风险性是相关的，王志刚等(2005)、谭湘渝(2006)对农村收入风险做过讨论，自然灾害、市场价格波动以及在外务工机会的变化都可能影响农民家庭收入，对比之下，城市的收入影响因素则要稳定得多。根据尹恒等(2006)对城镇收入流动的分析，1998—2002年收人流动显著下降的原因在于，相比于改革初期，较成熟城市经济的不同行业、不同企业性质和不同就业状态的人群收入水平明显拉开且趋于稳定。而我国农村收入流动显著上升的原因可能更复杂，在1986—1990年，影响较大的是粮食价格的放开和局部城市劳动力市场准人带来的工作机会，这导致了较大的整体绝对收入变动和较小的收人流动；在后两个时期，影响最大的是区域间劳动力市场的全面放开和具有技能或商业能力的农民获得更多收入提高机会，农民工在这一时期的跨区域流动非常活跃，具有修理、驾驶和经济作物种植以及善于经商的农民收入提高，也带来了较大的收入流动。由于在后两个时期，农村收入增长的动力很大程度上来自城市发展对农民工及农村产品的需求，而这些需求具有选择性和不确定性，这将导致部分农民收人波动较大，从而整体收入流动较大。