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20中国农村收入变动分析

中国农村收入变动分析

孙文凯路江涌白重恩

（北京清华大学经济管理学院100084）

摘要：

本文利用农业部1986-2002年六省农村固定观察点调查所得数据，对农村家庭收入变动进行了经验分析。

主要有五个发现：

第一，杨本期内农村收入相对变动始终大于城市；第二，样本总体呈现出相对变动程度随时间增大的趋势，这使得持久收入不均等程度显著小于年度不均等；第三，对于各省的细致分析发现，在1986-1991年，农民平均收入相对较高的省份的变动较大，而在1995-2002年间，各省变动差异并不明显；第四，人均绝对收入增长先增大后再减小，人均收入下降的家庭近年增多；第五，在控制了其他因素后，农民收入水平有收敛的趋势，同时，教育和技能培训、金融保险的发展、控制人口的政策，都对农民收入增长有显著的推进作用。

关键词：

收入变动消费不均等持久收入差距绝对收入变动

Abstract:

InthispaperweanalyzehouseholdincomemobilitydynamicsofruralChinabetween1986and2002.Fiveimportantfindingsareobtained:

（1）ComparedtourbanChina,mobilitywashigherduring1991-2002intheruralarea.

（2）Amongallhouseholds,incomemobilitytakesonanascendingtrend.Thismeansthatpermanentinequalityissignificantlysmallerthanannualinequality.（3）Mobilityofricherprovinceswashigherbetween1986and1991anditbecomesinconspicuousbetween1995and2002.（4）Growthofaverageabsoluteincomeincreasesbefore1995andthendecreases.Theamountofhouseholdswithdecreasingincomeisincreasinginrecentyears.（5）Usingmultivariateanalysis,wefindthatincomeofhouseholdsconvergeswhenotherfactorsarecontrolledbutincomegrowthdependsonthechangeinthelevelsofeducationandskillandonhouseholdsize.

KeyWords:

IncomeMobility;ConsumptionInequality;PermanentIncomeInequality;AbsoluteIncomeMobility

孙文凯：

清华大学经济管理学院数量经济博士研究生，主要研究兴趣：

收入变动，拍卖，房地产金融。

电子邮件：

sunwk@，电话：

86-10-62790694

路江涌：

清华大学经济管理学院企业战略与政策系讲师，主要研究兴趣：

企业战略、产业经济、中国经济，电子邮件：

lujy3@，电话：

86-10-62792726

白重恩：

清华大学经济管理学院经济系系主任，博士生导师，Freeman经济学讲席教授，主要研究和教学领域：

组织经济学、发展与转型经济学、公共经济学。

电子邮件：

baichn@，电话：

86-10-62773183

中国农村收入变动分析

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，虽然这也有一定的意义，但有其不合理性。

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不同；另外，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度间往往是独立的，对它的年度间比较得到的趋势可能并不真实。

近年来，由于面把数据可获得性提高，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两个大的方面入手，一是对收入变动（IncomeMobility）的研究，收入变动包含两个彼此相关的方面，即收入绝对变动和相对变动，绝对变动是收入水平绝对量的增加或减少，相对变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；另一个对收入差距的扩展研究是对消费不均等（ConsumptionInequality）的研究，因为消费才是反映福利的指标，而每年消费量是一个人们可控制的指标，反映了人们对多年收入的预期，如果金融市场比较发达，可以自由借贷和储蓄，那么消费不均等将反映持久收入的不均等。

举一个例子说明年度收入不均等和持久收入不均等、收入变动及消费不均等的关系，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，那么从单独每年看都是极度不均等的社会，但由于存在很大的收入变动，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，即不存在消费不均等，从而福利水平也相同。

本文重点分析我国农村的收入变动情况，通过收入相对变动分析持久收入不均等状况，并用消费不均等的计算来辅助证明。

本文也对农民绝对收入变动的影响因素做了计量分析。

虽然MiltonFriedman在1962年就提出了收入变动的想法，但由于分析数据要求是多年固定观察点的个体或家庭的收入和消费信息，在数据收集体系不健全的早期还难以达到，到了上世纪90年代以后，对收入变动的分析开始多了起来，并且绝大多数是对发达国家的收入变动的分析，而且以分析收入相对变动为主。

这样的文章有的将注意力集中于收入的代际收入变动上，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变动程度的对比或一个国家不同时期收入变动程度的对比上，如Canto（2000）计算了西班牙1985-92年的收入变动，WoolardandKlasen（2005）用变动矩阵计算了南非的收入变动，最新的文献中，KhorandPencavel（2006）综合运用各种方法比较了1991-1995年间中美城市人口收入变动情况，发现中国变动更大，并且在中国，穷人获得更多增加的收入。

在主要针对中国的测度中，尹恒等（2006）用基于变动矩阵的测度指标对中国城镇居民收入变动进行测度，发现变动逐渐减小。

对我国农村的收入不均等情况研究也较多，王小鲁、樊纲（2005）用宏观指标验证发现，我国农村收入差距已经达到库兹涅茨曲线定点，李实等（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入变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变动理念后可能会得到更准确的结论，并且收入变动本身也说明了一定问题，对其影响因素的分解分析是必要的。

本文利用农业部1986-2002年农村固定观察点数据，对农村家庭收入变动作了分析，包括对收入绝对变动和相对变动的分析。

我们发现了和已有城镇人口收入变动趋势不同的结论，即：

收入相对变动越来越大并渐趋平稳，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，这意味着持久收入差距本身在拉大。

与城市收入变动程度对比后发现，农村收入变动的程度始终大于城市。

进一步分析各省的收入变动情况可以发现，早期富裕的省份收入变动程度相对较大，随后省份的变动程度差异不明显。

这些较好地反映了我国经济改革从开始到逐步进入成熟阶段的收入变动整体情况和地区发展过程。

从绝对收入变动上看，农民绝对收入增长近年在下降，对于农民收入增长率的影响因素计量研究发现，重大疾病、较大的户主年龄和人口增加导致收入增长率较低，而技术和教育水平的增加将显著提高收入增长率，这有明显的政策意义。

二、数据与分析方法

本文数据来自中央政策研究室和农业部联合进行的农户各年定点调查，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、1994两年没有调查因而数据缺少。

这些数据覆盖的内容很广泛，包括农户多年的基本信息和财务信息。

为便于与已有的尹恒等（2006）针对城镇人口收入变动计算结果作比较，我们主要计算了1991-1995年和1998-2002年的收入变动矩阵，这两个阶段分别包含3863和3925个家庭样本，这样的样本已经剔除了没有成年劳动力的异常家庭，同时，对1986-1991这一时期也进行了收入变动的计算，便于对农村整体收入变动趋势分析，这个时段包含4500个样本家庭。

由于收集的数据是以家庭为单位，需要转换成人均收入或消费来反映家庭收入和消费水平，我们主要使用人均收入和消费作为计算对象，同时，采用WoolardandKlasen（2005）利用的简化办法，计算家庭等价人均收入作为补充，等价人均收入考虑了不同类型个体带来的收入效用，它的计算公式为：

。

其中eq_inc代表等价人均收入，tot_inc代表家庭总的年度纯收入,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。

对于总体和各省收入相对变动的测度，我们仍主要采用变动矩阵及基于变动矩阵的统计量。

变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平均分组，基年位于第i组的收入者在末年有多大比例进入其他组或维持不变，变动矩阵的计算值和划分组数有关，一般采用5等分或10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“完全变动”。

图1变动矩阵

由于矩阵并不是一个有代表性的数值，需要基于变动矩阵的统计量来反映整体变动程度，我们使用的统计量有：

平均变动（AverageQuintileMove）：

，计算中给不同等级的变动比率以不同加总权重，它反映总体变动程度，这个统计值越大，收入变动程度越大。

惯性率（QuantileImmobilityRatio）：

，反映维持原状的个体平均比例，这个值越大代表变动越小。

Shorrocks变动指数定义为

，n代表分组数，tr（P）是求变动矩阵P的迹即变动矩阵对角线元素之和，Ms越大，则整体变动程度越大。

可以看到惯性率与Shorrocks指数之和为1，计算中任取其一即可。

通过变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），衡量收入变动矩阵与完全变动矩阵距离的开方指数，等等。

对于总体绝对变动的度量，我们采用FieldsandOk（1996）的公理化测度方法，总体绝对收入变动

。

xi,yi代表个体i在前后两期的收入，同时采用

表达平均收入变动；用

代表收入变动百分比。

dn可以进一步分解为两部分，一部分是收入转移带来的变动，即收入由群体内一些人转移到另一些人，另一部分是收入增长带来的变动，由收入转移带来的变动表达为：

，由收入增长带来的变动表达为：

如果是衰退的经济（ShrinkingEconomy）,则由收入增长带来的变动表达为

。

容易证明，不论对于增长或衰退的经济，收入变动指标dn均可分解为：

，这个分解方法是完全的。

三、中国农村家庭收入变动的趋势

（一）收入、财富和消费不均等情况

我们首先利用基尼系数测度各年不均等情况。

收入不均等是比较直接的衡量不均等程度的指标，消费不均等近年来也受到重视，按照莫迪利亚尼提出的生命周期理论，人们按照终生预期总收入支配每年消费，Pendakur（1998）也设计了一个简单的动态优化模型反映在金融体系健全条件下的理性消费特点，这些理论都指出个体年度的消费往往是比较稳定的，消费不均等是持久收入不均等的代表，我们用基尼系数计算总体收入和消费不均等，对各省的收入不均等也进行了计算，同时，计算六年平均收入不均等程度，结果如表1所示。

表1使用基尼系数计算的各项不均等指标

基尼系数

总体

辽宁

山东

湖北

广东

云南

甘肃

年度

人均收入

人均消费

人均收入

人均收入

人均收入

人均收入

人均收入

人均收入

1986

0.4243

0.4233

0.4692

0.2201

0.2697

0.4857

0.3798

0.346

1987

0.3884

0.4435

0.4851

0.2071

0.2806

0.4816

0.3975

0.3144

1988

0.4146

0.4548

0.5051

0.2326

0.2952

0.463

0.3872

0.2998

1989

0.3978

0.4502

0.4977

0.2511

0.3014

0.4536

0.3843

0.3143

1990

0.3904

0.4266

0.4288

0.2391

0.2893

0.4536

0.4061

0.3368

1991

0.4421

0.4795

0.4118

0.2351

0.3119

0.5299

0.4996

0.3572

1995

0.386

0.4703

0.331

0.2692

0.3489

0.4456

0.4689

0.3787

1996

0.4205

0.4639

0.3733

0.2649

0.335

0.4596

0.5325

0.3247

1997

0.4593

0.4742

0.3772

0.2693

0.3517

0.4962

0.5022

0.3294

1998

0.4364

0.4964

0.3523

0.2683

0.3074

0.565

0.6091

0.3325

1999

0.4261

0.526

0.3644

0.2755

0.3523

0.5765

0.657

0.3233

2000

0.4598

0.557

0.3924

0.2724

0.3486

0.5706

0.7116

0.3257

2001

0.4728

0.5633

0.4119

0.2622

0.3375

0.5859

0.7643

0.3323

2002

0.4857

0.5815

0.4222

0.2562

0.3532

0.5749

0.7287

0.3809

1986-1991平均

0.376

0.3947

0.3291

0.1537

0.2016

0.3237

0.3783

0.2704

1995-2000平均

0.2377

0.4538

0.2197

0.2021

0.2316

0.2585

0.2511

0.2572

1996-2001平均

0.2488

0.4729

0.2389

0.2091

0.2363

0.2683

0.2622

0.2746

1997-2002平均

0.2589

0.4942

0.2305

0.1951

0.232

0.2929

0.283

0.2792

这里的收入代表家庭年度纯收入，人均收入指纯收入除以家庭总人口。

对消费的计算指标采用同样过程，其中消费包含衣食住行等生活消费支出和其他非借贷性支出等非耐久消费。

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（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，明显低于我们的计算。

由表1的年度不均等可以看到，虽然有一定波动，但整体上总体收入和消费不均等情况都在上升，尤其在1995年之后上升更加平稳。

与国外对消费不均等计算结论相反的是，消费不均等的计算结果与收入不均等非常接近，甚至在绝大多数计算年份，我国农村家庭消费不均等的水平都超过了收入不均等，而已有的计算发达国家消费不均等的文献中，Krishna（1998）计算了加拿大消费不均等，Barrett等（2000）计算了澳大利亚的消费和收入不均等，Krueger等（2006）研究对比了美国收入不均等增加的情况下消费不均等的情况，这些计算都无一例外的发现消费不均等程度比收入不均等小得多，由于消费不均等较小的前提是信贷市场的自由供给和未来收入的完全预期，我国农村数据得到相反结论的最可能理由是，由于农村金融信贷的供给不足，导致穷人更难以获得贷款，从而持久收入差距扩大，富裕的家庭由于未来能继续获得更多而敢于当年消费更多，并且由于有更多金融资源而能够在当期消费更多。

朱喜，李子奈（2006）利用2003年10省50县随机抽取的3000个农户做研究，对农村金融机构的信贷配给行为进行实证分析，认为农村存在严重信贷不足，而且现有信贷状况有富裕家庭获得更多借贷的倾向，我们对数据的初步统计分析发现了这一特点，即富裕家庭获得的银行借贷和私人借贷都显著高于收入相对低的家庭（此处不列结果）。

总之，由于信贷市场的不完善，消费不均等不能做为持久收入不均等的代表。

另外，由于1992年和1994年数据缺乏，我们以六年平均收入作为持久收入代表，对持久收入不均等的计算发现，采用六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，而且计算出来的总体持久收入不均等程度在95年后有增大趋势，这反映了两个可能问题，第一，各个时期都存在一定程度的收入相对变动，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时段六年平均收入不均等程度更大，反映了其收入相对变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性。

从各省的统计显示数据可以看到，单纯从年度收入不均等看，各省有不同的趋势，云南省的收入差距不断增大，而辽宁、甘肃则是先下降后上升的趋势，山东、湖北和广东则表现为收入差距先增大到近年的相对平稳。

从多年平均收入代表的持久不均等上看，山东、湖北先增大到逐渐稳定，其他省份持久收入差距则有先减小后增大的趋势。

各省的收入不均等与总体的差异可能蕴含着省际收入差距拉大，下文表4所示收入最高和最低的省份收入比由第一时期的3.42增大到第二和第三时期的3.56、4.41。

各省年度收入不均等和持久收入不均等间的不同同样反映了收入变动程度在不同省份是不同的。

（二）基于变动矩阵等指标计算的收入变动分析

尹恒等（2006）的文章计算了我国城镇人口收入变动矩阵，本文在分析时直接引用其计算结果，并与农村家庭收入变动对比，如表2所示。

我们把1986-2002分为三个时段，分别为1986-1991，1991-1995，1998-2002年，可以比较直观地看到，在后两个阶段，城镇的收入变动程度整体在减小，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年收入最高的一组家庭在1995年有50%维持在原组，而到了1998-2002这一时段，两个比例各为60%和67%，有明显的增大。

对于农村，三个时段显示出收入变动程度不断增大的趋势，在1986-1991年这个时段，农村收入变动较小，表现为在1986年最低和最高收入组在1991年仍有54%和60%维持在原组，这一时期的收入变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28%，20%，第三个时段进一步减小到22%，19%，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，农村的家庭收入变动越来越大。

直观对比可以看到，在对应的时期，农村的收入变动程度都要大于城市。

表2农村与城镇收入变动矩阵

1991-1995年城镇收入变动矩阵

1991-1995年农村收入变动矩阵

1995位置

1995位置

1991位置

1

2

3

4

5

1991位置

1

2

3

4

5

1

0.44

0.22

0.18

0.12

0.05

1

0.28

0.20

0.20

0.19

0.20

2

0.28

0.26

0.2

0.16

0.1

2

0.24

0.22

0.20

0.20

0.20

3

0.19

0.24

0.23

0.21

0.17

3

0.27

0.18

0.20

0.20

0.21

4

0.08

0.21

0.25

0.25

0.22

4

0.28

0.20

0.19

0.20

0.20

5

0.02

0.07

0.14

0.27

0.5

5

0.25

0.20

0.21

0.20

0.20

1998-2002年城镇收入变动矩阵

1998-2002年农村收入变动矩阵

2002位置

2002位置

1998位置

1

2

3

4

5

1998位置

1

2

3

4

5

1

0.6

0.25

0.08

0.04

0.02

1

0.22

0.21

0.19

0.18

0.19

2

0.26

0.39

0.22

0.1

0.04

2

0.17

0.19

0.22

0.21

0.21

3

0.07

0.27

0.33

0.24

0.1

3

0.20

0.20

0.18

0.23

0.19

4

0.03

0.07

0.27

0.39

0.24

4

0.22

0.19

0.20

0.17

0.22

5

0.02

0.02

0.07

0.21

0.67

5

0.19

0.21

0.20

0.21

0.19

1986-1991年农村收入变动矩阵

1991位置

1986位置

1

2

3

4

5

1

0.54

0.25

0.12

0.07

0.02

2

0.24

0.32

0.24

0.14

0.06

3

0.12

0.23

0.29

0.25

0.11

4

0.07

0.15

0.27

0.30

0.21

5

0.03

0.05

0.08

0.24

0.60

注：

城镇收入变动矩阵直接引用尹恒（2006），第36页，是使用窄口径统计数据的结果

使用上文提到的基于变动矩阵的统计量，我们分别计算各个时段的平均变动比率、惯性率和亚惯性率，这些比率是比变动矩阵更直观的统计值。

如表3所示，整体上，农村后两个时段的变动程度比第一阶段更高，而对于第二阶段和第三阶段的比较，三个指标显示了不太一致的结果，而且数值本身差别也不大，可以认为变动程度基本不变，即收入变动程度在农村正趋于稳定。

在相同阶段，农村的收入变动程度远远高于城市。

根据尹恒等（2006）对城镇收入变动的分析，