農(nóng)村CPI與收入差距對(duì)農(nóng)民生活水平影響的實(shí)證分析

摘要：農(nóng)村消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和收入差距對(duì)農(nóng)民生活水平有著重要影響，為了探究二者的實(shí)際影響效果，采用自回歸模型對(duì)其進(jìn)行實(shí)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(zhǎng)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(zhǎng)期起負(fù)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(duì)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(zhǎng)效機(jī)制、構(gòu)建RCPI預(yù)警系統(tǒng)、推進(jìn)農(nóng)村供給側(cè)改革等三個(gè)方面的政策建議。

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

中圖分類號(hào)：F328 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：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(huì)突出強(qiáng)調(diào)了精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧，實(shí)施脫貧攻堅(jiān)工程是解決中國(guó)發(fā)展不協(xié)調(diào)、不平衡問題與補(bǔ)齊短板的第一步。精準(zhǔn)扶貧與補(bǔ)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(fèi)的差額。近年來，由于持續(xù)的惠農(nóng)政策，實(shí)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(yuǎn)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(bǔ)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(gòu)買生活消費(fèi)品的比重在持續(xù)上升，用于購(gòu)買其他用品的消費(fèi)能力在不斷下降，嚴(yán)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(duì)農(nóng)民生活水平的內(nèi)在影響機(jī)制以及邏輯關(guān)系，必須進(jìn)行嚴(yán)格的實(shí)證分析。明確其內(nèi)在影響機(jī)理，不但可以為政府提高農(nóng)民生活水平提供實(shí)際政策依據(jù)，而且還可以為國(guó)家補(bǔ)齊短板、推進(jìn)供給側(cè)改革、實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)平衡發(fā)展等提供具有一定參考價(jià)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(fèi)價(jià)格、收入分配等關(guān)系密切，同時(shí)，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(shí)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(fèi)價(jià)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(shí)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(duì)農(nóng)民生活水平的影響，各變量指標(biāo)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(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)，并分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊[6]，從而描述各個(gè)經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響。本研究欲重點(diǎn)探尋時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)變量農(nóng)村CPI與城鄉(xiāng)居民收入差距對(duì)農(nóng)民生活水平的實(shí)際影響，故選取VAR模型。

2 實(shí)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(duì)變量進(jìn)行求取自然對(duì)數(shù)處理，再依次進(jìn)行ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果檢驗(yàn)，最后運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解兩種方法對(duì)RCPI、IGUR、REC三者動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行深入剖析。

2.1 ADF檢驗(yàn)

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

由單位根檢驗(yàn)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(shí)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(shí)的臨界值，此時(shí)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(yàn)

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(yàn)法考察該變量之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)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(gè)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(gè)協(xié)整關(guān)系。同理，LnREC與LnIGUR兩個(gè)時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系（表4），綜合表明序列存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步判別三者的因果關(guān)系，故對(duì)三組時(shí)間序列進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(gè)統(tǒng)計(jì)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(gè)，優(yōu)勢(shì)明顯，故確定模型的最佳滯后期為1。但，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行浴?/p>

2）模型有效性檢驗(yàn)

采用AR多項(xiàng)式特征判斷模型有效性，見圖1。圖1中的藍(lán)色點(diǎn)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(jìn)行方差分解。

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

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(gè)誤差項(xiàng)受到某種沖擊、發(fā)生變化時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)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(shí)間推移，呈遞減趨勢(shì)，約第6期達(dá)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(diǎn)，第7期達(dá)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(fù)，而后期波動(dòng)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(dòng)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(dá)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(fù)的沖擊；IGUR受RCPI的沖擊反映強(qiáng)烈，在第3期達(dá)到最大，而后緩慢下降到第7期為負(fù)。

2.6 方差分解

方差分解是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的波動(dòng)（K步預(yù)測(cè)均方誤差）按其成因分解為與各個(gè)方程信息相關(guān)聯(lián)的多個(gè)部分，以解釋各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性[7]。為進(jìn)一步了解各個(gè)沖擊影響的貢獻(xiàn)度，進(jìn)行方差分解。

由圖3中g(shù)raph1～3可知，REC對(duì)自身貢獻(xiàn)度最大，短期達(dá)到了100%，長(zhǎng)期的貢獻(xiàn)度也高達(dá)70%；RCPI對(duì)REC的貢獻(xiàn)非常小而平穩(wěn)，約為8%；IGUR對(duì)REC的貢獻(xiàn)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(duì)自身的貢獻(xiàn)也比較高，第1期為70%；REC對(duì)RCPI的短期貢獻(xiàn)較大，為30%；IGUR對(duì)RCPI短期貢獻(xiàn)較小，為0，而后快速上升到第4期達(dá)到最大并保持平穩(wěn)，為20%。由graph7～9可知，REC在第0-3期對(duì)IGUR的貢獻(xiàn)?。籖CPI對(duì)IGUR的貢獻(xiàn)整體上呈遞減趨勢(shì)，第1期最大，為30%；IGUR也對(duì)自身的貢獻(xiàn)較大，為70%。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

1）RCPI對(duì)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(zhǎng)期均衡關(guān)系；城鄉(xiāng)居民收入差距長(zhǎng)期對(duì)農(nóng)民生活水平起負(fù)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(dòng)的直接動(dòng)因，而是通過城鄉(xiāng)居民收入差距間接產(chǎn)生作用。

3）REC長(zhǎng)期受自身較大的正向沖擊影響，且對(duì)自身的貢獻(xiàn)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(kuò)大與RCPI的上漲都會(huì)影響到農(nóng)民生活水平，但RCPI不是REC的格蘭杰原因，且貢獻(xiàn)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(xiàn)水平短期效果不明顯，長(zhǎng)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(jià)水平[8]、教育支出、商品住宅價(jià)格[9]、農(nóng)村公共產(chǎn)品[10]與服務(wù)滯后以及消費(fèi)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(zhǎng)效機(jī)制。城鄉(xiāng)收入差距長(zhǎng)期對(duì)農(nóng)民生活水平起負(fù)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(zhǎng)效政策機(jī)制。一是構(gòu)建農(nóng)民收入增長(zhǎng)的長(zhǎng)效機(jī)制。一方面積極培育現(xiàn)代職業(yè)農(nóng)民，主要通過機(jī)械化、規(guī)?；?、深加工等提升農(nóng)民收入；創(chuàng)辦季節(jié)性強(qiáng)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(jìn)“季節(jié)性失業(yè)”農(nóng)民就地就業(yè)。另一方面，鼓勵(lì)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(jìn)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(shì)生產(chǎn)要素稟賦主要集中在土地、水域等，重點(diǎn)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(chǎng)，通過入股、租賃、轉(zhuǎn)租等多種方式增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入。三是構(gòu)建保障性機(jī)制，促進(jìn)分配更加公平。重點(diǎn)保障分配的公平性，同時(shí)，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(fèi)價(jià)格指數(shù)預(yù)警系統(tǒng)。雖然農(nóng)民消費(fèi)價(jià)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(jià)穩(wěn)定是政府主要宏觀政策目標(biāo)之一，而農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是構(gòu)成衡量農(nóng)村物價(jià)穩(wěn)定的重要指標(biāo)，因此構(gòu)建農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)預(yù)警機(jī)制勢(shì)在必行。借鑒學(xué)者呂光明建立的CPI預(yù)警信號(hào)系統(tǒng)，結(jié)合中國(guó)農(nóng)村消費(fèi)實(shí)際，把農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲比例3%～6%定為預(yù)警界線[12]。3%以下為藍(lán)色區(qū)域，農(nóng)村物價(jià)略有上漲但幅度較小，屬于過冷區(qū)域。此時(shí)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)緩慢，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短腿，且“短腿效應(yīng)”日益凸顯，且農(nóng)民消費(fèi)指數(shù)對(duì)農(nóng)民生活水平有正的影響，故政府應(yīng)及時(shí)出臺(tái)促進(jìn)農(nóng)村物價(jià)適度增長(zhǎng)的調(diào)控措施?？季拷陙磙r(nóng)民消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)，印證了目前中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)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(jià)飛漲，嚴(yán)重影響農(nóng)民生活水平，此時(shí)政府應(yīng)該引起高度重視，采取強(qiáng)制措施實(shí)時(shí)干預(yù)物價(jià)?？傊?，構(gòu)建農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)預(yù)警機(jī)制，能實(shí)時(shí)觀測(cè)農(nóng)村物價(jià)變動(dòng)情況，以便及時(shí)調(diào)控政策，控制物價(jià)穩(wěn)定。

3）推進(jìn)農(nóng)村供給側(cè)改革，保障農(nóng)民生活水平長(zhǎng)期提升。因農(nóng)民生活水平長(zhǎng)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(jìn)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(zhǎng)效的收入增長(zhǎng)“源”與“鏈”。一是基于農(nóng)村勞動(dòng)力層面：短期補(bǔ)充人口紅利重點(diǎn)要通過勞動(dòng)力要素跨區(qū)域配置實(shí)現(xiàn)；全面推進(jìn)農(nóng)村城市化，高補(bǔ)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(jìn)農(nóng)民工返鄉(xiāng)浪潮；促進(jìn)農(nóng)村精準(zhǔn)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(jìn)確權(quán)和鼓勵(lì)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(lì)資本下鄉(xiāng)[14]，推進(jìn)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(jìn)農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲，激活農(nóng)村消費(fèi)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(lì)建立農(nóng)戶與小城鎮(zhèn)（郊區(qū)與大城市）住戶“一對(duì)一”或“一對(duì)多”對(duì)接，直接供應(yīng)小城鎮(zhèn)住戶的大部分農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)。

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