何 磊

(安徽師范大學 經(jīng)濟管理學院，安徽 蕪湖 241000)

一、引言和文獻回顧

隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，人民生活水平相比剛改革開放時有了很大提高，無論是城市居民還是農村居民，其收入均有較大幅度的增長。但是，我國幅員遼闊，資源稟賦差異巨大，經(jīng)濟基礎也不盡相同，更由于國家宏觀經(jīng)濟政策的傾斜使得不同地區(qū)居民收入有著較大的差異。這種差異不僅表現(xiàn)在東中西部的區(qū)域劃分上面，也表現(xiàn)在城市居民和農村居民的收入差別上，現(xiàn)階段不同地區(qū)農民收入也出現(xiàn)了一定的差異，這種差異的存在會導致社會的不穩(wěn)定，阻礙經(jīng)濟的持續(xù)健康發(fā)展。

農民人均純收入，是指農村住戶當年從各個來源得到的總收入相應地扣除所發(fā)生的費用后所得收入的總和。眾所周知，在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制下，農民從事傳統(tǒng)農業(yè)生產(chǎn)的積極性提高，帶動我國農業(yè)經(jīng)歷了巨大的發(fā)展，農民純收入也相應地有很大提高。近年來，農業(yè)占國民經(jīng)濟的比重逐年下降，隨著第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)機會的增加，直接從事農業(yè)生產(chǎn)所得收入的比重占農民純收入有一定程度的下降，農民工資性收入逐年增加。然而，由于不同地區(qū)農民從事農業(yè)以外其他產(chǎn)業(yè)勞動的便捷性不同，必定會帶來農民收入增長的差異。本文主要研究省域農村居民人均純收入的趨同性和差異性，即不同省級行政單位農民純收入增長是否存在差距的縮小。

從現(xiàn)有文獻來看，經(jīng)濟方面對于趨同性的研究主要集中在不同國家或一國內部不同地區(qū)的經(jīng)濟增長趨同；也有文獻研究產(chǎn)業(yè)結構的趨同和物質資本、人力資本的趨同問題；少數(shù)文獻也會研究我國熟練勞動者與非熟練勞動者之間的工資趨同；也有人研究農村地區(qū)收入分布的趨同。如蔡昉、都陽[3]考察了近年來普通勞動者工資的增長水平和變化趨勢,以及熟練勞動者與非熟練勞動者之間工資的趨同，認為勞動力市場上已經(jīng)出現(xiàn)了系統(tǒng)的工資趨同現(xiàn)象；林堅、楊奇明[5]采用核密度估計及多眾數(shù)檢驗法分析我國農村地區(qū)收入分布的趨同未發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計上顯著的“雙峰”趨同，得出工資性收入變動是我國農村地區(qū)收入分布近十年來未趨向“兩俱樂部”的主要原因。田成詩、柴思露[6]利用省際面板數(shù)據(jù)來研究人口分布對我國地區(qū)間收入趨同的影響，結果顯示我國地區(qū)間人均收入表現(xiàn)出很好的趨同性，但是人均收入趨同速度比總收入快16%左右，進一步研究表明，地區(qū)間的人均收入趨同性和人口分布的變化有顯著關系。張純記[7]利用絕對β趨同、σ趨同與收入動態(tài)分布三種方法分析我國省際區(qū)域收入趨同，發(fā)現(xiàn)改革開放前區(qū)域收入存在絕對β趨同,改革開放后則不存在，σ趨同變動具有階段性特征，核密度估計也顯示趨同具有階段性，并存在顯著的俱樂部趨同。習江平[8]對我國農村居民收入的趨同做了一個實證研究，非線性時變因子模型實證研究表明,即使將我國的城鄉(xiāng)差異因素分離出來,我國也不存在一個全國范圍內的農村居民收入趨同。韓雪(2012)運用非參數(shù)Kernel密度估計方法分析遼寧省縣域農民收入的趨同，認為遼寧省44個縣農村居民年人均純收入出現(xiàn)增長趨同，且縣域農民收入同全省平均水平間差異有擴大之勢。

現(xiàn)有文獻很少有專門來研究我國省際區(qū)域農民純收入的趨同現(xiàn)象，本文從這一視角出發(fā)，利用IPS面板單位根檢驗的方法分析農民純收入的趨同現(xiàn)象，以及不同地區(qū)內的俱樂部趨同現(xiàn)象。

二、數(shù)據(jù)來源與描述

數(shù)據(jù)來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，包含1980年到2008年，29個省域和1個全國性的農村居民人均純收入的面板數(shù)據(jù)。

數(shù)據(jù)以1978年為基期，將名義農村居民人均純收入剔除價格指數(shù)影響換算成實際農村居民人居純收入。從處理過后的數(shù)據(jù)來看，在改革開放之后我國農村居民人均純收入經(jīng)歷了一個較大幅度的增長；初期各地區(qū)人均純收入集中在200元左右，并沒有明顯的差距。在經(jīng)歷近30年的經(jīng)濟發(fā)展之后，不同省域的農村居民人均純收入有了較大的差別，其中：東部地區(qū)的漲幅最大，到2008年實際農村居民人均純收入都達到1 000元以上，其中以上海最高，達到1 816元，河北最低為1 026元，均值為1 360元；中西部地區(qū)也有較為明顯的差距，中部地區(qū)最高為河南1 026元，最低為湖南650元，平均為860元；西部地區(qū)以四川最高685元，青海最低497元，平均為592元。從上面數(shù)據(jù)來看，我國省域農村居民人均純收入存在著較為明顯的地區(qū)間差異。

從29個省級行政單位的歷年平均數(shù)來看，多數(shù)年份的數(shù)值要高于統(tǒng)計資料里整理得出的全國性數(shù)據(jù)，在基期大約高25%，到2005年之后會達到的70%以上；但在1993—1997年間，省際平均數(shù)會低于全國性數(shù)據(jù)約一成。分地區(qū)來看，東部地區(qū)歷年農村居民人均純收入的平均數(shù)會顯著高于全國性平均數(shù)據(jù)，20世紀90年代之后，均會高于全國平均數(shù)40%以上，并且呈擴大趨勢；中部地區(qū)各省歷年農民人均純收入的平均數(shù)都低于同年全國性數(shù)據(jù)10%左右；西部地區(qū)與全國平均數(shù)的差距較大，并且這種差距呈擴大趨勢，到2008年，西部地區(qū)農民人均純收入的平均數(shù)會低于全國平均水平40%。從以上數(shù)據(jù)來預測，我國省際農村居民人均純收入可能存在著俱樂部趨同，并且由于IPS單位根檢驗所注重的t-bar統(tǒng)計量是一個平均數(shù)，則全國性的趨同也存在一定的可能性。

數(shù)據(jù)初步分析可以看出，河南省在中部地區(qū)是個特例，其農村居民人均純收入顯著高于中部地區(qū)的平均值，達到東部地區(qū)同期水平。經(jīng)核實，數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)處理沒有錯誤。

三、分析模型

本文選取IPS面板單位根檢驗這一方法來分析我國農村居民人均純收入的趨同現(xiàn)象，IPS面板單位根檢驗是由Im K. S.，M. H. Pesaran和Y. Shin針對LL檢驗的缺陷提出的異質面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。其考察模型形式如下：

yit=(1-φi)μi+φiyi,t-1+εit

式中，i=1,…,N；t=1,…,T，且初始值yi0給定。對于上式關注這樣一個問題：若式中對于任何i，φi=1單位根的零假設檢驗，則上式可以表達為：

Δyit=αi+βiyi,t-1+εit

式中，αi=(1-φi),β=-(1-φi),Δyit=yit-yi,t-1。

lNT(β,φ)=

式中，Δyi=(Δyi1,Δyi2,…,ΔyiT)′,τT=(1,1,…,1)′,yi,-1=(yi0,yi1,…,yi,T-1)′。

四、實證檢驗及結果

利用EViews6.0軟件對所選取的數(shù)據(jù)進行IPS單位根檢驗，根據(jù)赤池信息準則(AIC)確定滯后期，具體所得結果如下：

(一)全國范圍內的趨同

表1是全國范圍內農村居民人均純收入趨同的IPS單位根檢驗結果。從表1中能夠看到，以全國性數(shù)據(jù)為基準主體進行檢驗得到的t-bar統(tǒng)計量的絕對值為1.265，小于各臨界值的絕對值，表明在給定的置信水平上，全國各省際農民人均純收入不存在以全國性數(shù)據(jù)為中心的趨同現(xiàn)象。進一步研究發(fā)現(xiàn)，當分別以各省為基準主體進行單位根檢驗時， 檢驗結果見表1。在10%的置信水平上我國各省際農村居民人均純收入存在著以大多數(shù)省份為中心的增長趨同現(xiàn)象，僅有云南、山東、天津、河南、廣東和新疆除外；在5%的置信水平上，趨同現(xiàn)象與在10%的置信水平上嚴格一致；但在1%的置信水平上，也只是減少了廣西和河北兩個地區(qū)。從以上結果來看，我國農村居民人均純收入在全國范圍內存在著較為強烈的增長趨同現(xiàn)象。

另外，若將IPS單位根檢驗所得t-bar統(tǒng)計量按其絕對值從大到小排列，可以發(fā)現(xiàn)以全國性數(shù)據(jù)為基準主體檢驗所得t-bar統(tǒng)計量絕對值最小。從農村居民人均純收入的數(shù)據(jù)比較發(fā)現(xiàn)，全國僅有青海、貴州和甘肅三省歷年農民純收入低于全國性數(shù)據(jù)。但是，在1%的置信水平上各省卻出現(xiàn)了以青海、貴州和甘肅為中心的增長趨同，根據(jù)t-bar統(tǒng)計量的計算過程，可以斷定，全國必然會存在著俱樂部趨同的現(xiàn)象。

按照東部、中部和西部三個地區(qū)劃分來研究我國農村居民人均純收入的俱樂部趨同現(xiàn)象。

表1 全國地區(qū)趨同現(xiàn)象的IPS面板單位根檢驗結果

續(xù)表

注：滯后期為1，選擇有截距但無趨勢項進行檢驗。

(二)東部地區(qū)的趨同

這里分別以各省市為基準主體進行單位根檢驗，看是否存在著東部地區(qū)農民純收入的增長趨同現(xiàn)象，檢驗結果見表2。從檢驗結果來看，在5%的置信水平之上，東部地區(qū)農民人均純收入存在著以遼寧、江蘇、河北和廣東為中心的增長趨同現(xiàn)象。在對收入數(shù)據(jù)進行分類分析之后發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)可以區(qū)分為兩個子俱樂部，一是北京、浙江、天津和上海；另一個是山東、遼寧、江蘇、河北、廣東和福建。

檢驗結果見表3，從表3中可以看到，就算是北京、浙江、天津和上海四個經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)也不存在著分別以上海和北京為中心的增長趨同，在另一個子俱樂部中，能夠找到以江蘇和河北為中心的趨同。

表2 東部地區(qū)趨同現(xiàn)象的IPS面板單位根檢驗結果

注：滯后期為1，選擇有截距但無趨勢項進行檢驗。

表3 東部地區(qū)子俱樂部趨同現(xiàn)象的IPS面板單位根檢驗結果

注:滯后期為2，選擇有截距和有趨勢項進行檢驗；東一*包括北京、浙江、天津和上海四個地區(qū)的子俱樂部；東二**包括山東、遼寧、江蘇、河北、廣東和福建六個地區(qū)的子俱樂部。

(三)中部地區(qū)的趨同

對于中部地區(qū)，IPS單位根檢驗結果見表4，結果表明在1%的置信水平上，中部地區(qū)的趨同現(xiàn)象異常明顯，除河南外，任何一個省份均可以作為趨同的中心。由此，將河南省排除在中部的檢驗之外，從農村居民人均純收入的數(shù)據(jù)來看，河南省在1992年之前一直低于中部其他省份的平均值，而在1993—1998年間轉變?yōu)楦哂谥胁康貐^(qū)平均值還保持在50元左右；但是，在1999年之后這種差距卻上升到100元以上，并且有逐步擴大的趨勢，到2008年差距變?yōu)?87元。

鑒于這種差距，以河南為基準主體做東部地區(qū)的趨同，在剔除上海之后，IPS單位根檢驗所得t-bar統(tǒng)計量的值為-1.873，說明在5%的置信水平上，東部地區(qū)能以河南為中心趨同。河南作為我國農業(yè)大省和人口大省，同時也是農業(yè)人口輸出大省，出現(xiàn)較高的農村居民人均純收入值得進一步分析。

表4 中部地區(qū)趨同現(xiàn)象的IPS面板單位根檢驗結果

注：滯后期為2，選擇有截距但無趨勢項進行檢驗。

(四)西部地區(qū)的趨同

西部地區(qū)的IPS單位根檢驗結果見表5，從表5中可以看到，西部地區(qū)的趨同性也很強，在10%的置信水平上僅不以新疆和廣西為為中心趨同，在5%的置信水平上也能得到相同的答案。

(五)關于河南省數(shù)據(jù)的解釋

關于河南省的農村居民人均純收入，經(jīng)查閱國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)、河南省統(tǒng)計資料后未發(fā)現(xiàn)不統(tǒng)一的情況。那么原因可能是利用剔除CPI的數(shù)據(jù)可能沒有用GDP平減指數(shù)處理的數(shù)據(jù)準確。

首先對中部地區(qū)各省利用其本省的GDP平減指數(shù)對農村居民人均純收入進行處理，再利用處理后的數(shù)據(jù)進IPS單位根檢驗。檢驗得到相應的t-bar統(tǒng)計量為-2.438，在5%的置信水平上接受中部地區(qū)省份有以河南為中心的趨同現(xiàn)象的假設。但是，經(jīng)過GDP平減指數(shù)處理后得到的數(shù)據(jù)卻出現(xiàn)了另外一個問題，即從農村居民人均純收入來看，雖然歷經(jīng)30年的經(jīng)濟增長，農民純收入?yún)s是在1997年達到最高。往后年份卻一直在縮減，總體上看2008年相對于1980年并沒有出現(xiàn)較大的漲幅，只有黑龍江一省達到400元以上，這相對于剔除CPI所得到的數(shù)據(jù)更為難以讓人信服。因而本文傾向于接受河南省較高的農村居民人均純收入。

表5 西部地區(qū)趨同現(xiàn)象的IPS面板單位根檢驗結果

注：滯后期為1，選擇有截距但無趨勢項進行檢驗。

五、結論

通過對我國農村居民人均純收入進行趨同檢驗，在全國層面，存在著較強的趨同性；進一步將全國劃分為東中西三個地區(qū)，檢驗結果顯示，東部地區(qū)沒有出現(xiàn)以北京和上海兩市為中心的趨同，而中西部地區(qū)的趨同現(xiàn)象特別明顯。說明經(jīng)濟的發(fā)展帶動了農民收入的顯著增長，而地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不均衡卻并沒有帶來農民收入的趨異性增長，同時各區(qū)域內部農民收入趨同也非常明顯。未來在經(jīng)濟增長的同時，必定會伴隨著農民收入的持續(xù)增長，要繼續(xù)保持農民收入增長的趨同性就需要保證農民務農收入至少不減少，繼續(xù)破除非農就業(yè)壁壘，使不同地區(qū)農民獲得工資性收入的機會趨于均等，防止由于就業(yè)機會不同導致收入出現(xiàn)巨大差距。

參考文獻：

[1]Im K S ,M H Pesaran,Y Shin. Testing for unit roots in heterogeneous panels[J]. Journal of Econometrics. 2003,115:53-74.

[2]Levin A, Lin C F, Chu J. Unit Root Testsin Panel Data : Asymptotic and finite-Sample Properties[J]. Journal of Econometrics. 2002,108:1-24.

[3]蔡昉，都陽. 工資增長、工資趨同與劉易斯轉折點[J]. 經(jīng)濟學動態(tài)，2011(9):9-16.

[4]賈俊雪，郭慶旺. 中國區(qū)域經(jīng)濟趨同與差異分析[J]. 中國人民大學學報，2007(5):61-68.

[5]林堅，楊奇明. 中國農村地區(qū)收入分布的趨同及其演化[J]. 浙江大學學報：人文社會科學版，2010(5):1-13.

[6]田成詩,柴思露.人口分布的相對變化對我國地區(qū)間收入趨同的影響研究[J].統(tǒng)計研究，2010(6):27-32.

[7]張純記.中國省際區(qū)域收入趨同實證研究[J].財經(jīng)論叢，2011(2):9-13.

[8]習江平.中國農村居民收入趨同實證研究[J].農村經(jīng)濟，2009(5):79-82.

[9]茹長云，高印順.有關涉農財政稅收政策存在問題的探討[J]. 石家莊鐵道學院學報，2005(3):80-83.

[10]趙然芬.關于新農村建設的籌資途徑探討——基于農村信用社與地方政府的博弈分析[J]. 石家莊鐵道學院學報：社會科學版，2008，2(4):20-25.