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 : In this paper we analyze household income mobility dynamics of rural China between 1986 and 2002. Five important findings are obtained: (1) Compared to urban China, mobility was higher during 1991-2002 in the rural area. (2) Among all households, income mobility takes on an ascending trend. This means that permanent inequality is significantly smaller than annual inequality. (3) Mobility of richer provinces was higher between 1986 and 1991 and it becomes inconspicuous between 1995 and 2002. (4) Growth of average absolute income increases before 1995 and then decreases. The amount of households with decreasing income is increasing in recent years. (5) Using multivariate analysis, we find that income of households converges when other factors are controlled but income growth depends on the change in the levels of education and skill and on household size.
Key Words: Income Mobility; Consumption Inequality; Permanent Income Inequality; Absolute Income Mobility
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：[email protected]，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：[email protected]，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：，电话：86-10-62773183
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（Income Mobility ）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（Consumption Inequality ）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Milton Friedman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，Woolard and Klasen(2005)用变动矩阵计算了南非的收入变动，最新的文献中，Khor and Pencavel(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 Woolard and Klasen(2005) 利用的简化办法1，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：eq _inc it =
tot _inc it
。其中eq_inc代表等价人均
adult it +minor it /2
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，p ij 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”。
末年收入排序
p 12 p 1n ⎤⎡p 11
⎢p ⎥p p 21222n ⎥ 基年收入排序⎢
⎢ ⎥⎢⎥p p p ⎢n 2nn ⎥⎣n 1⎦
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：
⎫1⎧55
平均变动（Average Quintile Move ）：⎨∑∑(|j -k |)p jk ⎬，计算中给不同等级的变
5⎩j =1k =1
⎭
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。 1
和Woolard and Klasen(2005)不同的是，我们采用的是劳动力和非劳动力的区别，而原文采用的是成人和孩子的区别，但在表达效用收入这一方面，效果是相似的。
5/) (惯性率（Quantile Immobility Ratio）：1
∑(
5, . . j . =, 1
)
p jj ，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M s (P ) =
n -tr (P )
，n 代表分组n
数，tr （P ）是求变动矩阵P 的迹即变动矩阵对角线元素之和，M s 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Fields and Ok(1996)的公理化测度方法，总体绝对收入变动d n (x , y ) =(
n
∑|x
i =1
n
i
-y i |)。x i , y i 代表个体i 在前后两期的收入，同时采用
n i =1
m n (x , y ) =
|x i -y i |
n
∑表达平均收入变动；用p (x , y ) =
n
|x i -y i |
n i =1i
∑
x
代表收入变动百
分比。d n 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：
⎡⎤n n
T (x , y ) =2⎢∑(x i -y i ) ⎥，由收入增长带来的变动表达为：K (x , y ) =∑i =1y i -∑i =1x i ,
⎣i :y i
如果是衰退的经济（Shrinking Economy ）, 则由收入增长带来的变动表达为
K (x , y ) =∑i =1x i -∑i =1y i 。容易证明，不论对于增长或衰退的经济，收入变动指标d n 均
可分解为：d n =T (x , y ) +K (x , y ) ，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。
n n
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2。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，
3
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
23
使用等价人均收入计算结果显示了与人均收入相同的趋势，计算结果数值也很接近，无论对总体还是各省。 在使用等价人均收入验证时，结论变化较大，农村收入变动程度在减小，在1986年收入最低的一组中在1991年只有13%维持在收入最低的状态，收入最高的一组也只有17%在1991年仍维持在收入最高组，到了第二个时段，这两个比例分别为51%，47%，第三个时段进一步增大到57%，61%。和城市对比，在1991-1995年，城镇的收入变动程度大于农村，而到后一时期，城镇的收入变动程度则小于农村。由于人均收入的经济意义更加直观，我们采用了人均收入计算变动的结论。
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
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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，第二时段收入变动显著下降的原因在于，相比于改革初期的混乱无序和较多机会，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，而我国农村收入变动显著上升的原因可能更复杂，在1986-1991年这一时段，影响较大的是粮食价格的放开和局部城市劳动力市场准入带来的工作机会，这导致了较大的绝对收入变动和较小的相对收入变动；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量非常活跃，具有修理、驾驶和经济作物养植以及善于经商的农民收入提高，也带来了较大的收入变动。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，而城市对于农民工或农村产品的需求具有选择性，这将导致只有部分农民收入提高较大，从而整体收入变动较大。
我们进一步分析各省收入变动程度和趋势，计算各省的变动矩阵各项统计值。按照最初各省人均收入从高到低排序，从表4我们可以看到，对比各省，虽然收入相对高的省份在第一阶段变动较大，但在后两个时期则不明显，甚至较小。对于各个省份自身，1991-1995、1998-2002这两个阶段的收入变动程度远大于第一个时期，对比后两个时期还可以发现，较富裕的省份变动程度逐渐稳中略降，农民平均收入较低的省份变动程度则稳中略升。这些现4
这似乎意味着从趋势上讲，以后的收入变动程度很可能要下降，这需要2002年以后的数据支持。
象，反映了落后地区的收入变动的滞后效应，这侧面反映了我国经济发展在地区的传递过程。
表4 用人均收入计算的各省变动矩阵指标
5
由于1992年在我国是特殊的一年，这一年我国政府首次明确提出市场经济，并且之后农民工大批出现，这可能对各省农村收入变动及变动趋势影响很不同，我们将样本时间段分为1986-1991和1995-2002年两个时段（不列结果），从变动上看，所有省份的变动程度都在增大，落后省份的变动程度增加更多，这也很好地反映了我国经济改革的过程，印证了我们前文的结论。
（三）绝对收入变动情况
使用Fields and Ok(1996)设计的绝对收入变动指标观察收入变动，计算绝对收入变动总量，并计算分解的因经济增长带来的变动和收入转移带来的变动，由于收入增长意味着人均收入提高，收入转移意味着人均收入下降，因此这个分解有较强的经济意义，我们也计算了收入变动百分比和平均变动。计算结果如表5-1所示。通过表5-1可以看到，随着经济规模扩大带来的收入基数扩大，绝对变动总量和平均变动在不断增加，但变动百分比在减少。通过收入变动的详细分解可以看到，因收入转移带来的收入变动不断增大，因增长带来的变动先增大后减少，这意味着，平均而言，近年收入下降的人增多了，农民收入增长变慢了。
表注：tot_change代表绝对变动总量，growth 代表有经济增长带来的变动，transfer 代表因收入转移带来的变动，percent 代表变动百分比，ave_change代表平均收入变动。除了百分比，其余单位为元。
5
使用等价人均收入时，在1986-1991年，富裕省份的收入变动较大，而在后一时期即1995-2002年间，相对贫穷的省份收入变动更大，这个和使用人均收入时结论大致一致。
由于各省样本数量不同，比较绝对变动总量是没有意义的，我们计算比较各省收入变动百分比、平均收入变动和因经济增长带来的人均收入变动，计算结果如表5-2所示。
表5-2 各省收入变动百分比、平均收入变动和因经济增长带来的人均收入变动
由表5-2可以看到，各省间收入变动百分比大小和平均变动的对比并没有和省份贫富呈明显的规律，对于各省自身各阶段对比，除了云南，其他各省变动百分比都呈现先增加后减小的趋势。除了广东和云南平均变动不断增大，其他各省收入平均变动也呈现先增加后减小的趋势。除了云南因收入增长带来的人均收入变动不断增大外，其余各省呈现先增后减的趋势，这印证了总体上我国农民收入增长放慢的结论。从这可以看出，1992年的扩大市场经济的改革对于我国农民收入变动产生的影响最大。
由于总体收入转移带来的变动不断增大，我们计算农户家庭人均纯收入下降的比例，分别从各省的视角和各收入层次视角观察，如表5-3和表5-4所示。由两表可见，各省和各收入层次农民家庭人均纯收入下降比例在最后一个时期增大到相当大数值，在大多数省份，都有超过三分之一的农户家庭人均收入下降了，这反映了农民近些年增收的困难和非持续性。
表5-3 各省绝对收入下降的比例
表5-4 各收入层次人均收入的下降比例（五等分）
四、收入变动的进一步计量分析
什么因素导致农户收入绝对变动水平不同？我国农民收入水平受到很多因素影响，这些因素粗略描述可分为户籍制度问题及带来的农村劳动力流动制约问题，农村教育问题，税费改革问题，粮食流通机制问题，农村金融问题，农村医疗问题，土地流转制度问题和农村政体问题等。其中，政体、户籍制度、税费改革、粮食流通机制和土地政策更倾向于对农民整体产生相同影响，劳动力、金融、教育和医疗可能是重要的影响不同农户收入变动差异的因素。将这几类因素分类整理成可用来计量分析的变量，这些因素主要包括劳动力因素、人力资本和实物资本因素、重大疾病等特殊事件，也包括人口总量因素以及一些家庭特征因素（如是否村干部家庭、五保户等），由于我们分析1986-1991年和1995-2002年两个时期人均收入增长率，因此要加入上述变量的变化作新的解释变量。当然，农民收入变动还受金融借贷的可获得性影响，但是，贷款或借款更可能是内生的，即收入高的家庭可能获得更多借款，同样的道理，实物资本的增量也倾向于和收入增长相关，我们也不予考虑，我们寻找尽可能外生的变量来解释收入增长，变量分类及解释如表6所示。
重大事件的选择考虑了农村的实际情况，对于一个农民家庭，如果在一年内发生结婚或重大疾病，那么很可能会花费掉多年的积累，并由于缺少发展资金而对未来的收入增加带来不利影响，这个变量只在1986-1991年的调查样本中有统计，而户主年龄只在后一时期有统计，其他变量两期相同，在分析地区影响时，采用甘肃省为参考变量。
我们采用的计量模型如下，f 代表简单线性关系，ui 代表随机误差项。 R i = f(Fi ,P i ,H i ,A i ,M i , △I,N i )+ui
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回归结果如表7所示。
表7 人均收入变动比率的影响因素多变量回归
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我们用等价人均收入作为被解释变量作了重新回归，发现结论除了劳动力的影响方向变化外，其余变量影响与人均收入为分析对象时非常惊人的一致。
注：*代表拒绝为0概率低于10%，**表示低于5%，***表示低于1%
通过表7可以看到两期各自的特点及之间的一些差异：
（1）收入增长率都与基年收入水平成反比，这意味着如果其他因素不变，那么贫富差距将是缩小的，但收入变动比率同时受其他因素的显著影响；
（2）在第一个时期，收入增长率与初始家庭人口数量呈显著的反比关系，后一期则是不明显的负向影响；
（3）户主年龄越大，收入增长率越低；
（4）在第一时期，拥有大型运输设备的家庭倾向于获得更高的收入增长率，而大型工业设备的作用并不大，这一时期农业仍占主导，而在第二时期，虽然两种实物资本都是正向影响，但并不显著；
（5）重大疾病使得家庭收入增长率显著下降，而结婚虽然有负影响，但不显著； （6）教育水平提升显著提升收入增长率，但初始教育水平对收入增长率的影响两期不同，第一阶段显著正相关，第二阶段则是不显著负相关；
（6）人口增长显著降低收入增长率；
（7）劳动力比例增长显著提高收入增长率，在第二时期，基年劳动力比例对收入增长率有显著正影响；
（8）技术劳动力比例的提高将显著提高收入增长率；
（9）区域的收入增长率显示：前一时期辽宁、广东、云南收入增长率显著的高，湖北则显著的低，后一时期辽宁和广东仍然更高。
结果中有两点看似与直观不太吻合之处，第一是村干部的收入增长率并不高，甚至在第一阶段显著为负，在第二阶段也只是不显著的正向影响；第二是在第二阶段户主初始教育水平对收入增长率的影响是负的。这两个反常现象可能是由于收入效应的提前释放。
计量分析的结果显示了较明确的政策含义。首先，提高劳动力技术培训水平和教育水平将显著提升农民收入增长率，而这对于缺乏培训机构的农村，依靠自身是难以达到的，公共部门应该进一步加大职业培训力度；农民缺乏对抗重大疾病的能力，农村医疗保险应该适当加大力度，可能对于贫困地区更应如此；对于农村人口，应该继续保持严格控制的原则；另外，应该加强农民的融资能力，使得其能够购买所需的实物资本，也能应付婚丧嫁娶和重大疾病带来的支付危机。
六、简要总结
本文利用农业部对六省1986-2002年固定农户观察点的调查数据，研究农村收入变动。研究发现了一些有价值的结果，这些结果包括：1. 从整体上看，我国农村收入相对变动在不断变大，并且，年度收入不均等和持久收入不均等都在1995年后不断扩大，贫富阶层将更加分明的出现；2. 具体到各省，虽然收入相对高的省份在第一阶段变动较大，但在后两个时期则不明显，甚至较小。1991-1995、1998-2002这两个阶段的收入变动程度远大于第一个
时期，而且较富裕的省份变动程度逐渐稳中略降，农民平均收入较低的省份变动程度则稳中略升。已有的一些对比发达国家和发展中国家的文献无一例外的发现，贫穷国家或地区收入变动更大，在我国内部，收入变动在初期富裕省份更大的异常现象很好地说明了我国改革开放后的经济发展状况，发展机会是由富裕地区传递到相对贫穷地区的；3. 对收入绝对变动的分析发现，由收入转移带来的收入变动在增加，这意味着比以前相对多的人收入下降，同时，农民收入增加值随时间增大后在下降，1991-1995年这一时段，是农民收入增加和收入差距下降的黄金时期；4. 对收入变动的进一步计量分析发现，提高农民技术水平和受教育水平、控制人口数量仍然是政府在农村面临的重大任务，医疗保险、农村金融业应该进一步发展。
参考文献
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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 : In this paper we analyze household income mobility dynamics of rural China between 1986 and 2002. Five important findings are obtained: (1) Compared to urban China, mobility was higher during 1991-2002 in the rural area. (2) Among all households, income mobility takes on an ascending trend. This means that permanent inequality is significantly smaller than annual inequality. (3) Mobility of richer provinces was higher between 1986 and 1991 and it becomes inconspicuous between 1995 and 2002. (4) Growth of average absolute income increases before 1995 and then decreases. The amount of households with decreasing income is increasing in recent years. (5) Using multivariate analysis, we find that income of households converges when other factors are controlled but income growth depends on the change in the levels of education and skill and on household size.
Key Words: Income Mobility; Consumption Inequality; Permanent Income Inequality; Absolute Income Mobility
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：[email protected]，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：[email protected]，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：，电话：86-10-62773183
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（Income Mobility ）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（Consumption Inequality ）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Milton Friedman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，Woolard and Klasen(2005)用变动矩阵计算了南非的收入变动，最新的文献中，Khor and Pencavel(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 Woolard and Klasen(2005) 利用的简化办法1，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：eq _inc it =
tot _inc it
。其中eq_inc代表等价人均
adult it +minor it /2
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，p ij 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”。
末年收入排序
p 12 p 1n ⎤⎡p 11
⎢p ⎥p p 21222n ⎥ 基年收入排序⎢
⎢ ⎥⎢⎥p p p ⎢n 2nn ⎥⎣n 1⎦
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：
⎫1⎧55
平均变动（Average Quintile Move ）：⎨∑∑(|j -k |)p jk ⎬，计算中给不同等级的变
5⎩j =1k =1
⎭
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。 1
和Woolard and Klasen(2005)不同的是，我们采用的是劳动力和非劳动力的区别，而原文采用的是成人和孩子的区别，但在表达效用收入这一方面，效果是相似的。
5/) (惯性率（Quantile Immobility Ratio）：1
∑(
5, . . j . =, 1
)
p jj ，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M s (P ) =
n -tr (P )
，n 代表分组n
数，tr （P ）是求变动矩阵P 的迹即变动矩阵对角线元素之和，M s 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Fields and Ok(1996)的公理化测度方法，总体绝对收入变动d n (x , y ) =(
n
∑|x
i =1
n
i
-y i |)。x i , y i 代表个体i 在前后两期的收入，同时采用
n i =1
m n (x , y ) =
|x i -y i |
n
∑表达平均收入变动；用p (x , y ) =
n
|x i -y i |
n i =1i
∑
x
代表收入变动百
分比。d n 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：
⎡⎤n n
T (x , y ) =2⎢∑(x i -y i ) ⎥，由收入增长带来的变动表达为：K (x , y ) =∑i =1y i -∑i =1x i ,
⎣i :y i
如果是衰退的经济（Shrinking Economy ）, 则由收入增长带来的变动表达为
K (x , y ) =∑i =1x i -∑i =1y i 。容易证明，不论对于增长或衰退的经济，收入变动指标d n 均
可分解为：d n =T (x , y ) +K (x , y ) ，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。
n n
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2。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，
3
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
23
使用等价人均收入计算结果显示了与人均收入相同的趋势，计算结果数值也很接近，无论对总体还是各省。 在使用等价人均收入验证时，结论变化较大，农村收入变动程度在减小，在1986年收入最低的一组中在1991年只有13%维持在收入最低的状态，收入最高的一组也只有17%在1991年仍维持在收入最高组，到了第二个时段，这两个比例分别为51%，47%，第三个时段进一步增大到57%，61%。和城市对比，在1991-1995年，城镇的收入变动程度大于农村，而到后一时期，城镇的收入变动程度则小于农村。由于人均收入的经济意义更加直观，我们采用了人均收入计算变动的结论。
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
4
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，第二时段收入变动显著下降的原因在于，相比于改革初期的混乱无序和较多机会，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，而我国农村收入变动显著上升的原因可能更复杂，在1986-1991年这一时段，影响较大的是粮食价格的放开和局部城市劳动力市场准入带来的工作机会，这导致了较大的绝对收入变动和较小的相对收入变动；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量非常活跃，具有修理、驾驶和经济作物养植以及善于经商的农民收入提高，也带来了较大的收入变动。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，而城市对于农民工或农村产品的需求具有选择性，这将导致只有部分农民收入提高较大，从而整体收入变动较大。
我们进一步分析各省收入变动程度和趋势，计算各省的变动矩阵各项统计值。按照最初各省人均收入从高到低排序，从表4我们可以看到，对比各省，虽然收入相对高的省份在第一阶段变动较大，但在后两个时期则不明显，甚至较小。对于各个省份自身，1991-1995、1998-2002这两个阶段的收入变动程度远大于第一个时期，对比后两个时期还可以发现，较富裕的省份变动程度逐渐稳中略降，农民平均收入较低的省份变动程度则稳中略升。这些现4
这似乎意味着从趋势上讲，以后的收入变动程度很可能要下降，这需要2002年以后的数据支持。
象，反映了落后地区的收入变动的滞后效应，这侧面反映了我国经济发展在地区的传递过程。
表4 用人均收入计算的各省变动矩阵指标
5
由于1992年在我国是特殊的一年，这一年我国政府首次明确提出市场经济，并且之后农民工大批出现，这可能对各省农村收入变动及变动趋势影响很不同，我们将样本时间段分为1986-1991和1995-2002年两个时段（不列结果），从变动上看，所有省份的变动程度都在增大，落后省份的变动程度增加更多，这也很好地反映了我国经济改革的过程，印证了我们前文的结论。
（三）绝对收入变动情况
使用Fields and Ok(1996)设计的绝对收入变动指标观察收入变动，计算绝对收入变动总量，并计算分解的因经济增长带来的变动和收入转移带来的变动，由于收入增长意味着人均收入提高，收入转移意味着人均收入下降，因此这个分解有较强的经济意义，我们也计算了收入变动百分比和平均变动。计算结果如表5-1所示。通过表5-1可以看到，随着经济规模扩大带来的收入基数扩大，绝对变动总量和平均变动在不断增加，但变动百分比在减少。通过收入变动的详细分解可以看到，因收入转移带来的收入变动不断增大，因增长带来的变动先增大后减少，这意味着，平均而言，近年收入下降的人增多了，农民收入增长变慢了。
表注：tot_change代表绝对变动总量，growth 代表有经济增长带来的变动，transfer 代表因收入转移带来的变动，percent 代表变动百分比，ave_change代表平均收入变动。除了百分比，其余单位为元。
5
使用等价人均收入时，在1986-1991年，富裕省份的收入变动较大，而在后一时期即1995-2002年间，相对贫穷的省份收入变动更大，这个和使用人均收入时结论大致一致。
由于各省样本数量不同，比较绝对变动总量是没有意义的，我们计算比较各省收入变动百分比、平均收入变动和因经济增长带来的人均收入变动，计算结果如表5-2所示。
表5-2 各省收入变动百分比、平均收入变动和因经济增长带来的人均收入变动
由表5-2可以看到，各省间收入变动百分比大小和平均变动的对比并没有和省份贫富呈明显的规律，对于各省自身各阶段对比，除了云南，其他各省变动百分比都呈现先增加后减小的趋势。除了广东和云南平均变动不断增大，其他各省收入平均变动也呈现先增加后减小的趋势。除了云南因收入增长带来的人均收入变动不断增大外，其余各省呈现先增后减的趋势，这印证了总体上我国农民收入增长放慢的结论。从这可以看出，1992年的扩大市场经济的改革对于我国农民收入变动产生的影响最大。
由于总体收入转移带来的变动不断增大，我们计算农户家庭人均纯收入下降的比例，分别从各省的视角和各收入层次视角观察，如表5-3和表5-4所示。由两表可见，各省和各收入层次农民家庭人均纯收入下降比例在最后一个时期增大到相当大数值，在大多数省份，都有超过三分之一的农户家庭人均收入下降了，这反映了农民近些年增收的困难和非持续性。
表5-3 各省绝对收入下降的比例
表5-4 各收入层次人均收入的下降比例（五等分）
四、收入变动的进一步计量分析
什么因素导致农户收入绝对变动水平不同？我国农民收入水平受到很多因素影响，这些因素粗略描述可分为户籍制度问题及带来的农村劳动力流动制约问题，农村教育问题，税费改革问题，粮食流通机制问题，农村金融问题，农村医疗问题，土地流转制度问题和农村政体问题等。其中，政体、户籍制度、税费改革、粮食流通机制和土地政策更倾向于对农民整体产生相同影响，劳动力、金融、教育和医疗可能是重要的影响不同农户收入变动差异的因素。将这几类因素分类整理成可用来计量分析的变量，这些因素主要包括劳动力因素、人力资本和实物资本因素、重大疾病等特殊事件，也包括人口总量因素以及一些家庭特征因素（如是否村干部家庭、五保户等），由于我们分析1986-1991年和1995-2002年两个时期人均收入增长率，因此要加入上述变量的变化作新的解释变量。当然，农民收入变动还受金融借贷的可获得性影响，但是，贷款或借款更可能是内生的，即收入高的家庭可能获得更多借款，同样的道理，实物资本的增量也倾向于和收入增长相关，我们也不予考虑，我们寻找尽可能外生的变量来解释收入增长，变量分类及解释如表6所示。
重大事件的选择考虑了农村的实际情况，对于一个农民家庭，如果在一年内发生结婚或重大疾病，那么很可能会花费掉多年的积累，并由于缺少发展资金而对未来的收入增加带来不利影响，这个变量只在1986-1991年的调查样本中有统计，而户主年龄只在后一时期有统计，其他变量两期相同，在分析地区影响时，采用甘肃省为参考变量。
我们采用的计量模型如下，f 代表简单线性关系，ui 代表随机误差项。 R i = f(Fi ,P i ,H i ,A i ,M i , △I,N i )+ui
6
回归结果如表7所示。
表7 人均收入变动比率的影响因素多变量回归
6
我们用等价人均收入作为被解释变量作了重新回归，发现结论除了劳动力的影响方向变化外，其余变量影响与人均收入为分析对象时非常惊人的一致。
注：*代表拒绝为0概率低于10%，**表示低于5%，***表示低于1%
通过表7可以看到两期各自的特点及之间的一些差异：
（1）收入增长率都与基年收入水平成反比，这意味着如果其他因素不变，那么贫富差距将是缩小的，但收入变动比率同时受其他因素的显著影响；
（2）在第一个时期，收入增长率与初始家庭人口数量呈显著的反比关系，后一期则是不明显的负向影响；
（3）户主年龄越大，收入增长率越低；
（4）在第一时期，拥有大型运输设备的家庭倾向于获得更高的收入增长率，而大型工业设备的作用并不大，这一时期农业仍占主导，而在第二时期，虽然两种实物资本都是正向影响，但并不显著；
（5）重大疾病使得家庭收入增长率显著下降，而结婚虽然有负影响，但不显著； （6）教育水平提升显著提升收入增长率，但初始教育水平对收入增长率的影响两期不同，第一阶段显著正相关，第二阶段则是不显著负相关；
（6）人口增长显著降低收入增长率；
（7）劳动力比例增长显著提高收入增长率，在第二时期，基年劳动力比例对收入增长率有显著正影响；
（8）技术劳动力比例的提高将显著提高收入增长率；
（9）区域的收入增长率显示：前一时期辽宁、广东、云南收入增长率显著的高，湖北则显著的低，后一时期辽宁和广东仍然更高。
结果中有两点看似与直观不太吻合之处，第一是村干部的收入增长率并不高，甚至在第一阶段显著为负，在第二阶段也只是不显著的正向影响；第二是在第二阶段户主初始教育水平对收入增长率的影响是负的。这两个反常现象可能是由于收入效应的提前释放。
计量分析的结果显示了较明确的政策含义。首先，提高劳动力技术培训水平和教育水平将显著提升农民收入增长率，而这对于缺乏培训机构的农村，依靠自身是难以达到的，公共部门应该进一步加大职业培训力度；农民缺乏对抗重大疾病的能力，农村医疗保险应该适当加大力度，可能对于贫困地区更应如此；对于农村人口，应该继续保持严格控制的原则；另外，应该加强农民的融资能力，使得其能够购买所需的实物资本，也能应付婚丧嫁娶和重大疾病带来的支付危机。
六、简要总结
本文利用农业部对六省1986-2002年固定农户观察点的调查数据，研究农村收入变动。研究发现了一些有价值的结果，这些结果包括：1. 从整体上看，我国农村收入相对变动在不断变大，并且，年度收入不均等和持久收入不均等都在1995年后不断扩大，贫富阶层将更加分明的出现；2. 具体到各省，虽然收入相对高的省份在第一阶段变动较大，但在后两个时期则不明显，甚至较小。1991-1995、1998-2002这两个阶段的收入变动程度远大于第一个
时期，而且较富裕的省份变动程度逐渐稳中略降，农民平均收入较低的省份变动程度则稳中略升。已有的一些对比发达国家和发展中国家的文献无一例外的发现，贫穷国家或地区收入变动更大，在我国内部，收入变动在初期富裕省份更大的异常现象很好地说明了我国改革开放后的经济发展状况，发展机会是由富裕地区传递到相对贫穷地区的；3. 对收入绝对变动的分析发现，由收入转移带来的收入变动在增加，这意味着比以前相对多的人收入下降，同时，农民收入增加值随时间增大后在下降，1991-1995年这一时段，是农民收入增加和收入差距下降的黄金时期；4. 对收入变动的进一步计量分析发现，提高农民技术水平和受教育水平、控制人口数量仍然是政府在农村面临的重大任务，医疗保险、农村金融业应该进一步发展。
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