農(nóng)村居民家庭純收入構(gòu)成及影響因素差異分析

謝童偉,吳方衛(wèi)

(上海財經(jīng)大學(xué)財經(jīng)研究所,上海200433)

一、引 言

改革開放30多年來,我國農(nóng)業(yè)、農(nóng)村發(fā)展迅速,農(nóng)民家庭收入得到了極大的增長。從1978年至2008年,我國農(nóng)村居民家庭人均純收入增長可分為6個階段:1978-1984年為高速增長階段;1985-1990年為緩慢增長且波動明顯階段;1991-1996年為回升階段;1997-2000增幅持續(xù)下降階段;2001-2004年為恢復(fù)性增長階段;2005-2008年為穩(wěn)定增長階段。王秀杰(2001)、陳艷和王雅鵬(2004)、陸建琴(2004)、黃永興(2004)、劉麗和陳艷(2005)、許曉龍和劉汶榮(2005)、李清秀(2006)、曾令秋(2007)、王歧紅和陳善步(2008)、汪青龍(2009)先后對農(nóng)村居民家庭收入的構(gòu)成或者影響因素進行了分析。從目前的實際情況來看,農(nóng)民增收的不確定性因素增加,實現(xiàn)農(nóng)民收入快速增長的難度較大;而且,隨著經(jīng)濟的發(fā)展和社會環(huán)境的變化,近年來我國農(nóng)村出現(xiàn)了許多新情況、農(nóng)村居民家庭收入的構(gòu)成和影響因素也發(fā)生了許多新的變化。農(nóng)民增收是“三農(nóng)”問題最根本、最突出的問題,為了詳細(xì)分析農(nóng)民收入構(gòu)成和影響農(nóng)民收入增加的因素究竟發(fā)生了哪些新的變化,如何有效增加農(nóng)民收入;本文以1991-2009年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)為例,對不同收入的各種影響因素進行計量分析。

二、農(nóng)村居民家庭人均純收入現(xiàn)狀

1.農(nóng)村居民家庭人均純收入不斷增長,但增長率波動較大。從圖1可以看出從1991年開始,農(nóng)村居民家庭人均純收入呈現(xiàn)出回升的態(tài)勢;在剔除通貨膨脹因素后,1996年實際增長率達(dá)到最大,為43.5%;這是因為在1991年后農(nóng)村改革進一步深入,給農(nóng)村經(jīng)濟注入了新的活力。此后進入了增幅持續(xù)下降的階段,2000年增長幅度最低,為-1.4%;究其原因,這一時期,大宗農(nóng)產(chǎn)品價格低迷,同時又受到國內(nèi)特大洪澇災(zāi)害的影響,農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)不大;另一方面,亞洲金融危機使得許多沿海企業(yè)生存困難,對農(nóng)民工的需求銳減,有的企業(yè)甚至拖欠農(nóng)民工工資,所以農(nóng)民工的工資性收入對農(nóng)民收入貢獻(xiàn)減小。從2001年開始又進入增長階段,但是增長幅度明顯減緩,增長率在2006年達(dá)到17.5%之后又呈現(xiàn)下降的趨勢;這是因為全國減免農(nóng)業(yè)稅步伐加快一定程度上減輕農(nóng)民的負(fù)擔(dān),但是我國大部分地區(qū)農(nóng)村受農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的制約,農(nóng)民收入增加難度比較大。

圖1 1991-2008年農(nóng)村居民家庭人均純收入增長

2.農(nóng)村居民家庭人均純收入來源形式多樣化趨勢明顯。長期以來,農(nóng)業(yè)收入一直是我國農(nóng)民收入的主要來源部分,但改革開放30年來,農(nóng)民的收入構(gòu)成發(fā)生了很大變化,農(nóng)民的工資性收入及其他形式的收入(主要包括轉(zhuǎn)移收入和財產(chǎn)收入)在農(nóng)民純收入中的比重日益上升,農(nóng)民的收入來源日漸寬泛。1990年到2008年,農(nóng)民的工資性收入雖然有小幅度的波動,但是基本呈現(xiàn)穩(wěn)定增長的態(tài)勢,比例由20.2%上升到38.9%左右,而家庭經(jīng)營純收入比重逐漸由75.6%減少到51.1%,其他收入則由4.2%緩慢增加到9.9%左右;2008年工資性收入和其他收入的比重之和達(dá)到49.9%,基本上與經(jīng)營收入持平(如圖2所示)。

3.農(nóng)村居民家庭人均收入增長來源的貢獻(xiàn)。①工資性收入(I1)?？傮w上看,工資性收入對農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)度波動幅度不是很大,從1991-2008年,工資性收入對家庭純收入的年平均貢獻(xiàn)度為4.36%。從1991年到1995年,除了1993年貢獻(xiàn)度為-0.50%外,其余均呈增長趨勢。1997年開始,工資性收入的貢獻(xiàn)度逐漸下降,這也印證了金融危機對農(nóng)民工資性收入產(chǎn)生了較大的影響;2001年到2008年工資性收入的貢獻(xiàn)度有所上升,但是仍有波動(如表1所示)。②家庭經(jīng)營收入(I2)。從1991年到1995年家庭經(jīng)營收入對農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)度增長快速,1995年最大為25.49%;然后迅速下降,甚至1999年和2000年下降到負(fù)貢獻(xiàn),分別為-0.41%和-2.11%,這也與前面所述相符合;從2001年開始家庭經(jīng)營收入的貢獻(xiàn)度緩慢回升,但是其貢獻(xiàn)度均超過工資性收入的貢獻(xiàn)度。③其他收入(I3)。從1991年到1995年其他收入對農(nóng)民收入增長的貢獻(xiàn)度緩慢增長,1995年為2.36%;然后緩慢下降,從2001年開始其他收入的貢獻(xiàn)度緩慢回升,2008年達(dá)到2.8%。從上述分析,可以看出農(nóng)民收入構(gòu)成中,工資性收入和其他收入的貢獻(xiàn)度趨于增加,而農(nóng)民的家庭經(jīng)營收入的比重及其貢獻(xiàn)度趨于減少。

圖2 1990-2008年農(nóng)村居民家庭人均純收入構(gòu)成

表1 1991-2008年農(nóng)民工資性收入、家庭經(jīng)營純收入和其他收入的貢獻(xiàn)率和貢獻(xiàn)額度

三、農(nóng)村居民家庭人均收入的影響因素分析

(一)變量選取及模型說明

在分析農(nóng)村居民家庭人均純收入的影響因素時,以農(nóng)村居民家庭人均純收入(I)、工資性收入(I1)、家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入(I21)、家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入(I22)、家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入(I23)、其他收入(I3)為因變量;并經(jīng)過了對各種因素進行篩選,主要分析以下幾個方面:L1t為農(nóng)村勞動力中從事農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)的人數(shù),L2t為農(nóng)村勞動力中從事其他行業(yè)的人數(shù),K1t為農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值,K2t為家庭生產(chǎn)經(jīng)營費用,St為家庭人均耕地面積,生產(chǎn)資料價格指數(shù)Pt、通貨膨脹率PPIt,平均每戶獲得國家支農(nóng)支出 Yt,Ht為教育水平,代表人力資本,用農(nóng)村勞動力中初中以上文化程度人數(shù)表示,這是因為初中及初中以上教育水平與各種收入為高度正相關(guān)(見表2)。

表2 勞動力、收入與教育水平相關(guān)系數(shù)

為了解決數(shù)據(jù)的可比性問題,本文已對農(nóng)村居民家庭人均純收入(I)、工資性收入(I1)、家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入(I21)、家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入(I22)、家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入(I23)、其他收入(I3)剔除了通貨膨脹因素;以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)Pt處理家庭經(jīng)營費用、家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值、平均每戶獲得國家支農(nóng)支出 Yt。為了估計各個因素的影響,應(yīng)用雙對數(shù)模型;并利用1991-2009歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》中的數(shù)據(jù),篩選解釋變量,分別對農(nóng)村居民家庭人均純收入(I)、工資性收入(I1)、家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入(I21)、家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入(I22)、家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入(I23)、其他收入(I3)進行了計量分析。

(二)農(nóng)村居民家庭人均純收入

經(jīng)過篩選自變量,考慮變量 K1t、K2t、L1t、L2t、Ht-2,回歸模型如下:

該模型反映了農(nóng)民收入的遞增效應(yīng)。其中,農(nóng)村勞動力的文化程度對農(nóng)村居民家庭純?nèi)司杖胗绊懽畲?人力資本對農(nóng)村居民家庭純收入的彈性達(dá)到4.01%,即增加1%的人力資本對農(nóng)村居民家庭收入的增加達(dá)到4.01%;但是表現(xiàn)出滯后效應(yīng)。農(nóng)民的家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值的收入彈性為-0.68%,主要是因為固定資產(chǎn)更新緩慢,又有折舊和維護等支出,從而阻礙了農(nóng)民增收。家庭經(jīng)營費用每增加1%,農(nóng)民收入增加1.23%,家庭經(jīng)營費用的支出是農(nóng)村居民家庭人均收入的重要來源。而農(nóng)村居民家庭從業(yè)人數(shù)越多,農(nóng)村居民家庭人均純收入越高,其收入彈性為2.40%。得推論如下:

推論1:農(nóng)業(yè)勞動力的教育水平,取代了資金和勞動力的投入,成為影響農(nóng)民收入的最重要因素,而且表現(xiàn)出滯后的效應(yīng)。

這也可以從教育水平對收入的VAR脈沖效應(yīng)圖(見圖3)看出,經(jīng)過VAR平穩(wěn)性檢驗后,當(dāng)期和滯后一期的人力資本分別經(jīng)過了九期和三期后才開始顯現(xiàn)出正的沖擊效應(yīng)。進一步地,人力資本對收入的脈沖影響表現(xiàn)出了先是遞減接著遞增然后又遞減的趨勢,具有規(guī)律性,這說明人力資本前期投入會占用家庭收入,并且對于收入的貢獻(xiàn)不是馬上顯現(xiàn)的;達(dá)到最高值后又呈現(xiàn)遞減趨勢,說明人力資本是需要不斷更新,也充分說明了對農(nóng)民進行培訓(xùn)的必要性,這樣才能促進農(nóng)民增收。

圖3 Ht、Ht-1、對農(nóng)村居民家庭人均純收入的脈沖效應(yīng)

(三)工資性收入(I1)

隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)的增加和農(nóng)村勞動力市場的逐步發(fā)育,農(nóng)戶家庭經(jīng)營的雇工價格也在逐步上漲。一般地,農(nóng)民工的教育水平越高其工資性收入越高;生產(chǎn)要素價格的上漲對農(nóng)民工資性收入會有負(fù)效應(yīng),因為要素價格上漲可能使雇工數(shù)量減少;而前一期的通貨膨脹將使農(nóng)民工產(chǎn)生正效應(yīng),因為生產(chǎn)經(jīng)營者為了能夠雇傭到工人,會適度提高工資,而且農(nóng)民工也可能因為物價對工資提出要求;例如,由于物價上漲,2005-2007年“珠三角”、東南沿海農(nóng)民工月工資普遍上漲;因此,前一期的通貨膨脹率也是重要的變量。所以,考慮如下因素:農(nóng)村勞動力中從事其他行業(yè)的人數(shù)(L2t)、人力資本(Ht)、通貨膨脹率(PPIt),并以生產(chǎn)資料價格指數(shù)(Pt)代表要素價格波動?；貧w模型如下:

該模型反映了農(nóng)民工資性收入的遞增效應(yīng)。同樣地,農(nóng)村勞動力的文化程度對農(nóng)民工資性收入影響最大,人力資本對農(nóng)村居民家庭純收入的彈性達(dá)到2.55%,即增加1%的人力資本對農(nóng)村居民家庭收入的增加達(dá)到2.55%;同樣表現(xiàn)出滯后效應(yīng)。農(nóng)民家庭中從事其他行業(yè)的人數(shù)越多,農(nóng)村居民家庭人均純收入越高,其收入彈性為1.57%。而生產(chǎn)要素價格上漲對農(nóng)民工資性收入產(chǎn)生負(fù)的影響比較大,其收入彈性為-1.95%,即生產(chǎn)要數(shù)價格上漲1%農(nóng)民的工資性收入就減少1.95%;而雇主和農(nóng)民對通貨膨脹率的預(yù)期對于農(nóng)民當(dāng)期收入的影響也很大,其收入彈性為1.59%,即預(yù)期通貨膨脹率上漲1%農(nóng)民的工資性收入就增加1.59%;兩者的收入彈性和為-0.36%;說明盡管農(nóng)民工資性收入也隨著通貨膨脹預(yù)期增長,但是其增長幅度小于物價上漲的幅度,物價上漲仍然是制約農(nóng)民收入增長的重要因素?；谏鲜龇治?得推論如下。

推論2:要素價格和通貨膨脹率,影響著農(nóng)民工的就業(yè)狀況,從而影響著農(nóng)民工資性收入,進而影響到農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移。

這一推論實質(zhì)上反映出了長期以來我國農(nóng)民工勞動力要素價格扭曲的結(jié)果,其深層原因,既有要素市場發(fā)育不完善的因素,也有制度不健全造成農(nóng)民工權(quán)益缺失的原因。主要表現(xiàn)在以下方面:農(nóng)民工工資待遇低,勞動強度大,工資水平長期得不到調(diào)整;農(nóng)民工工資常常被任意克扣和惡意拖欠,特別是在生產(chǎn)要素價格上漲時期;農(nóng)民工工作環(huán)境差,缺乏勞動安全保障,不能享受城市社會福利。

(四)家庭經(jīng)營收入

在對家庭經(jīng)營收入進行計量分析時,將家庭經(jīng)營收入分為家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入(I21)、家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入(I22)、家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入(I23)分別進行分析。

1.家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入(I21)

經(jīng)過篩選自變量,考慮變量 K1t、K2t、L1t、Ht,回歸模型如下:

該模型說明農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入的遞增效應(yīng)。同樣,農(nóng)村勞動力的文化程度對農(nóng)民家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入影響最大,人力資本對農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入的彈性達(dá)到3.32%,即增加1%的人力資本對農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入的增加達(dá)到3.32%;表現(xiàn)出滯后一期效應(yīng)。農(nóng)民的家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值的收入彈性為-0.85%,如前分析的一樣,主要是因為固定資產(chǎn)更新緩慢,又有折舊和維護等支出,從而阻礙了農(nóng)民增收;而家庭經(jīng)營費用每增加1%,農(nóng)民收入增加1.21%,家庭經(jīng)營費用的支出是農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)林牧漁業(yè)收入的重要來源。而農(nóng)村居民家庭從事農(nóng)林牧漁業(yè)人數(shù)越多,農(nóng)村居民家庭農(nóng)林牧漁業(yè)收入越高,其收入彈性為0.99%。

2.家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入(I22)

經(jīng)過篩選自變量,考慮變量 K1t、K2t、L1t、Ht、St,回歸模型如下:

模型顯示出農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入的遞增效應(yīng)。同樣,農(nóng)村勞動力的文化程度對農(nóng)民家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入影響最大,人力資本對農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入的彈性達(dá)到5.82%,即增加1%的人力資本對農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入的增加達(dá)到5.82%;效應(yīng)滯后一期。農(nóng)民的家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值的收入彈性為-1.28%,同樣主要是因為固定資產(chǎn)更新緩慢,又有折舊和維護等支出,從而阻礙了農(nóng)民增收;而家庭經(jīng)營費用每增加1%,農(nóng)民收入增加1.26%,家庭經(jīng)營費用的支出同樣是農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入的重要來源。而農(nóng)村居民家庭從事農(nóng)業(yè)人數(shù)越多,農(nóng)村居民家庭農(nóng)業(yè)收入越高,其收入彈性為1.58%。每戶人均耕地面積的收入彈性為1.53%,農(nóng)民耕地增加1%,農(nóng)村居民家庭經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入增加達(dá)到1.53%;這說明耕地仍然是農(nóng)民經(jīng)營農(nóng)業(yè)收入的增長的重要保障。

3.家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入(I23)

經(jīng)過篩選自變量,考慮變量 K1t、K2t、L2t、Ht,回歸模型如下:

模型反映了農(nóng)村居民家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入的遞增效應(yīng)。農(nóng)村勞動力的文化程度對農(nóng)民家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入影響最大,人力資本對農(nóng)村居民家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入的彈性達(dá)到5.89%,即增加1%的人力資本對農(nóng)村居民家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入的增加達(dá)到5.89%;效應(yīng)滯后一期。農(nóng)民的家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值的收入彈性為-0.84%,同樣主要是因為固定資產(chǎn)更新緩慢,又有折舊和維護等支出;而家庭經(jīng)營費用每增加1%,農(nóng)民收入增加1.07%,家庭經(jīng)營費用的支出同樣是農(nóng)村居民家庭經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)收入的重要來源。而當(dāng)期農(nóng)村居民家庭從事其他產(chǎn)業(yè)人數(shù)越多,需要從家庭收入支出越多,因而對農(nóng)村居民家庭人均收入的貢獻(xiàn)為負(fù),其彈性為-2.35%;農(nóng)村居民經(jīng)營其他產(chǎn)業(yè)對于家庭收入的貢獻(xiàn)有滯后效應(yīng),這與實際情況也吻合,一般地,農(nóng)民從事其他產(chǎn)業(yè)的前期投入會占用家庭收入一定的比例。

(五)其他收入

以前,農(nóng)民的財產(chǎn)性收入來源單一,主要以儲蓄利息為主,加上部分住房租金;而土地才是農(nóng)民最重要的財產(chǎn)性收入來源。但在我國由于土地所有權(quán)虛置,農(nóng)民并沒有真正擁有土地產(chǎn)權(quán),加上法律賦予政府征地權(quán)和土地一級市場的壟斷權(quán),致使農(nóng)民不能享有土地級差收益。隨著農(nóng)用土地征用制度的完善,土地承包經(jīng)濟權(quán)流轉(zhuǎn)市場不斷健全,近年來農(nóng)民逐漸能夠在土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場獲得土地使用權(quán)入股分紅、租金等收入。一般地,農(nóng)民受教育水平越高,其財產(chǎn)性收入來源的渠道和方式越多。農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入主要來源于征用土地補償、國家救濟、親友的饋贈等方面。因此,將人力資本(Ht)、土地(St)、每戶平均獲得國家支農(nóng)支出(Yt),以及儲蓄利息(Rt)減去通貨膨脹率(PPIt)的結(jié)果RRt作為自變量,回歸模型如下:

模型反映了農(nóng)村居民家庭財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移收入的遞增效應(yīng)。人力資本對農(nóng)民其他收入的彈性為1.48%,即增加1%的人力資本對農(nóng)村居民家庭其他收入的增加達(dá)到1.48%,效應(yīng)滯后兩期。農(nóng)民的家庭人均耕地面積對農(nóng)民的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移收入影響最大,其收入彈性為2.01%,即增加1%的人力資本對農(nóng)村居民家庭的財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移收入的增加達(dá)到2.01%;這是因為土地不再僅僅是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入要素,它不但是農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入的重要來源,也是農(nóng)民獲得財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移收入的重要來源;農(nóng)民通過土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓或者以土地參股獲得財產(chǎn)性收入,通過土地獲得支農(nóng)補助和征用土地補償而獲得大部分的轉(zhuǎn)移收入;因此,完善土地征用制度,健全土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度,讓土地成為農(nóng)民獲得財產(chǎn)性收入的主要來源,也是新時期促進農(nóng)民增收的重要途徑。國家支農(nóng)財政支出的收入彈性為0.70%,增加1%的國家支農(nóng)財政支出能帶動農(nóng)村居民家庭其他收入增加0.70%。從該模型看,之前作為農(nóng)民獲得財產(chǎn)性收入主要途徑的儲蓄方式,作用已經(jīng)明顯減小;扣除掉通貨膨脹因素之后,其收入彈性僅為0.07%;這是因為近年來存款利率不斷走低,加上通貨膨脹因素的影響,因此,扣除掉通貨膨脹率之后,儲蓄方式對農(nóng)民的財產(chǎn)性收入貢獻(xiàn)越來越小。對比之下,更顯示出土地已經(jīng)成為了農(nóng)村居民家庭財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移收入的主要來源,完善土地征用制度和健全土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)制度的必要性。

推論3:土地取代利息收入,已經(jīng)成為農(nóng)村居民家庭財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移收入的最主要來源。綜上分析,隨著經(jīng)濟的發(fā)展和社會環(huán)境的變化,近年來我國農(nóng)村出現(xiàn)了許多新情況、新問題,農(nóng)村居民家庭收入的構(gòu)成和影響因素也發(fā)生了許多顯著變化。教育水平已成為影響農(nóng)民收入水平的最重要因素;勞動力轉(zhuǎn)移是農(nóng)民增收的重要途徑,但是受到農(nóng)民工勞動力要素市場不完善的制約程度比較明顯;土地不再是單純的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素,而是具有了財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移收入的功能。

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