摘要：本文从农村居民不同来源收入的不确定预期进行分析，通过定量分析，研究发现工资性收入不确定性低于经营性收入不确定性。在市场经济体制改革后，农民工资性收入和转移性、财产性收入比重增大，收入多元化降低了农民收入的不确定性。今天小编为大家推荐《农村收入统计分析论文 (精选3篇)》，欢迎阅读，希望大家能够喜欢。
不同收入来源对农村内部收入差距影响的实证分析
【摘要】本文在回顾以往相关文献的基础上，借鉴前人的研究方法，构建了一个不同于基尼系数的新的指标用于衡量农村居民的收入差距，并把这一指标引入模型，用以分析不同收入来源对安徽省农村居民收入差距的影响，并从实证分析当中得出一些缩小安徽省农村内部收入差距的启示。实证结果显示，农民的工资性收入、生产经营性收入以及转移性和财产性收入会对收入差距产生影响，前两者的影响是正向的，且工资性收入对收入差距的影响更为可观。
【关键词】农村内部收入差距 农民收入来源 工资性收入
引言
进入21世纪，随着安徽省总体经济的发展，农村居民的收入水平也有了很大提高，生活质量有了明显改善。从最近几年的相关数据可以直观地看出，安徽省农村居民的人均纯收入及其各来源部分在名义上都呈现不断增长的趋势，而且恩格尔系数在不断下降。
但是，根据近来中国社科院发布的一项报告称，2011年中国城镇居民的收入差距和城乡间的收入差距均在缩小，但农村居民的收入差距和地区间的收入差距却在不断扩大。[1]农村内部收入差距的不断扩大危害甚大，这不仅会影响到社会的和谐稳定，而且不利于未来经济的持续发展。上面所提到的报告是从整个国家层面来说的，那么安徽省是否也出现了农村内部收入差距不断扩大的情况呢?
一、文献综述
通过梳理已有文献发现，对于农村内部收入差距进行的研究相比于针对城乡间收入差距的研究来说相对较少，而且大多是从国家的角度来分析，针对安徽省农村收入差距的研究则是少之又少。所以，笔者认为对这一问题仍然具有深入研究的必要。
一些学者通过搜集全国或个别地区的相关数据对影响农村居民收入不平等的因素进行了探讨。
肖宜滨(1998)从收入来源角度，运用1996年江苏农村住户调查资料，通过对基尼系数的分解，探讨江苏农民收入差异形成的具体原因。[2]陈传波、丁士军(2001)和万广华、周章跃等(2005)都利用农户调查资料，构建了运用农户数据的回归分解框架来研究中国农村收入不平等。认为影响农户收入及差异的因素包括地理环境、人口、资产等。结论表明，环境因素对收入差异影响较小，人口和资产因素存在重要影响。所不同的是，后者认为农业结构比劳动力和其他投入更能解释导致整个农村出现收入不平等这一现象。张东辉、司志宾(2007)通过实证研究发现，农村居民受教育程度和农村机械化水平也是影响农村居民收入差距的重要因素。[3]赵亮、张世伟(2011)借鉴万广华提出的基于回归方程的不平等分解方法分析了吉林省农村收入不平等的根源。
还有一些学者针对安徽省农村收入差距进行了研究。
辛永容(2004)对安徽省农村居民收入差距特征、产生的原因、变动趋势等进行系统的分析，并与全国的情况相比较，揭示了其变动特点，分析了其给安徽经济发展和政治稳定所带来的效应。李学灵、张尚豪(2006)运用1993～2004年安徽省农村住户抽样调查资料，利用基尼系数分解法对安徽农村居民收入差距的来源构成进行了测算和分解，并深入分析了产生这种差距的原因。冯瑛、郭素华、陈建东(2010)利用泰尔指数对2003～2008年安徽省农村居民的收入差距进行了测算，并通过对农村居民收入的分解分析了各类收入的变化及其内在原因。[4]
本文通过借鉴张东辉、司志宾的研究方法，构建了一个不同于基尼系数的新的指标用于衡量安徽省农村居民的收入差距，并作为被解释变量引入模型，用以分析不同收入来源对安徽省农村居民收入差距的影响问题，并从实证分析当中得出一些缩小安徽省农村内部收入差距的启示。
二、模型构建与数据处理
(一)模型选择与变量选取
本文借鉴张东辉、司志宾的研究方法，构建一个新的指标来衡量安徽省农村居民的收入差距，并作为被解释变量引入模型。
D=∑(λi|Xit-Xt|)
其中，D是农村居民收入差距程度;Xt是t年的农村居民家庭人均收入;Xit是t年i收入组的农村居民家庭平均收入;λi是i收入组的居民户数在全部居民户所占的比重。为了避免负号对于计算结果的抵消作用，对于Xit与Xt之间的差值进行了绝对值化处理。∑代表加总求和。
对农民收入来源进行分类，可以分为四个方面：工资性收入、生产经营性收入、转移性收入和财产性收入。为了检验不同收入来源对安徽省农村居民收入差距的影响，本文将选取以上几个因素来进行实证分析，并把最后两项收入并为一项。[5]其中，X1表示工资性收入;X2表示生产经营性收入;X3表示转移性和财产性收入。因为以上三个时间序列在ADF检验中都显示其是非平稳序列，所以对其进行差分处理以使其平稳，分别用X11、X22、X33来表示工资性收入、生产经营性收入以及转移性和财产性收入这三个变量的差分序列。本文构建如下模型：
D=α0+α1X11+α2X22+α3X33
其中，α0、α1、α2、α3为待估参数。
(二)数据处理与描述
本文使用历年《安徽统计年鉴》数据，用农村居民按纯收入分组的户数占调查户比重的数据来衡量λi的值。将农村居民按纯收入分为10个组，其人均纯收入范围分别为：400元以下、400～500元、500～600元、600～800元、800～1000元、1000～1500元、1500～2000元、2000～2500元、2500～3000元、3000元以上。假定收入在各组内平均分布，所以我们取各组两端点值的算术平均数为该组居民的代表收入，第一组和最后一组做特别处理，分别取值200和4 000。这样Xit的10个数值依次为：200、450、550、700、900、1250、1750、2250、2750、4000。根据《安徽统计年鉴》的相关数据和上述计算公式，我们得到农村居民收入差距指标的数值以及2002～2010年安徽省各种收入来源的相关数据，并以1990年为基期对其进行了消胀处理(见表1)。[6]
由上表可以直观的看出，农村居民的人均纯收入无论是总量还是各组成部分在实际量上也是在不断增长的，收入差距在2002～2006年经历了一个逐年扩大的趋势，2006～2008之间逐年缩小，而2008年之后则又出现了一个不断扩大的趋势。
三、实证检验与分析
(一)实证检验
本文使用eviews6.0软件，采用最小二乘法，利用收集的数据对上述模型进行实证检验。从各项检验指标来看，变量X11和X22都通过了检验，X33的t统计量和p值虽不显著，但符合经济意义，所以选择保留此变量。D.W统计值虽然只有1.034，但通过LM检验之后发现该模型并不存在一阶自相关。因此，该回归模型为：
D=313.49+3.34X11+1.88X22-2.73X33
T=(8.416) (4.291) (3.775) (-1.618)
R2=0.89 F=7.828 D.W=1.034
其中，X11、X22、X33分别表示以上三种收入来源的增量变化。
从以上实证分析可以看出，模型的拟合度良好，整体显著。因此，工资性收入、生产经营性收入以及转移性和财产性收入的增量变化对收入差距是会产生影响的，这也从另一角度反映了工资性收入、生产经营性收入以及转移性和财产性收入本身是会对收入差距产生影响的。X11和X22的回归系数都是正值，说明这两者对收入差距的影响是正向的，且X11的回归系数大于X22的回归系数，则说明前者对收入差距的影响相对更大。[7]从经济意义上来说，也即是农村工资性收入者对收入不平等有更为重要的影响。X33的回归系数为负值，说明其对收入差距的影响是负向的，这也符合现实经济意义。因为，政府转移支付的增加会引起收入差距的缩小。
(二)对缩小安徽省农村内部收入差距的启示
安徽省农村居民的工资性收入主要包括在本地企业或非企业组织中得到的收入和外出从业得到的收入，其中外出从业得到的收入占主要部分。事实上，安徽省近年来也一直都是农村劳动力向外输出的大省。所以要缩小农村内部收入差距，进一步增加农民工资性收入，首先必须更加合理、有序、积极地推进农村富余劳动力向城市流动。其次，要大力发展乡镇企业，加快农村城镇化建设，增加农村居民在本地就业的机会。另外，教育等人力资本也是影响农民工资性收入的重要因素，所以要加强农村教育建设，使农村向外转移和向本地提供的劳动力质量更高，从而收入也将更高。
农村居民的生产经营性收入可以分为第一产业收入、第二产业收入和第三产业收入，其中第一产业收入占农民生产经营性收入的大部分。所以要缩小农村内部收入差距，增加农民的第一产业收入便十分重要。因此，应当大力增加农村耕地的利用率;加大对农村基础建设投入，缩小地域间的差异;增加农业机械的投入力度;转变农业生产方式，发展现代农业，促进农村产业结构优化升级。同时，积极发展农村社会服务和卫生事业，增加农民的就业机会。
在农村居民的转移性和财产性收入中，转移性收入占主要地位。既然政府的转移支付可以缩小农村地区之间农民的收入差距，那么政府就应当有选择的向贫困地区的低收入群体加大转移支付力度，特别是粮食直接补贴和农村最低生活保障制度的实施。[8]
四、结束语
本文在计量分析的基础上，指出了安徽省农村内部收入差距与各收入来源之间的关系，反映了农民的工资性收入、生产经营性收入以及转移性和财产性收入是会对收入差距产生影响的，前两者的影响都是正向的，且工资性收入对收入差距的影响更为可观。因此，要更加注重对农民工资性收入的增加。但是，本文只是验证了安徽省农村内部收入差距在总体上与各收入来源之间存在某种关系以及他们之间的关联程度，而并没有详细讨论这三项收入的各构成要素对收入差距的影响。比如工资性收入当中外出务工收入对收入差距的影响、生产经营性收入中第一产业对收入差距的影响等。因此，针对这一问题，还需要进一步的研究。
参考文献
[1]肖宜滨.不同收入来源对农民收入差异的影响——基尼系数的一种应用[J].江苏统计，1998，2.
[2]陈传波，丁士军，舒振斌.农户收入及其差异的影响因素分析——对湖北农户调查的统计分析[J].农业技术经济，2001，(4).
[3]万广华，周章跃，陆迁. 中国农村收入不平等：运用农户数据的回归分解[J].中国农村经济，2005，5.
[4]张东辉，司志宾.教育、技术进步与农村收入差距——基于中国农村统计数据的分析[J].经济评论，2007，(5).
[5]赵亮，张世伟.农村内部收入不平等变动的成因——基于回归分解的研究途径[J].人口学刊，2011，189(5).
[6]辛永容.安徽省农村居民收入差距与效应分析[J].市场周刊·财经论坛，2004，6.
[7]李学灵，张尚豪.安徽农村居民收入差距的测度与分解[J].农村经济与科技，2006，12.
[8]冯瑛，郭素华，陈建东.农村居民的收入差距研究——以2003～2008年安徽省农村居民收入差距为例[J].农村经济，2010，(10).
作者简介：杨雪荣(1988-)，女，安徽阜阳人，安徽大学2011级西方经济学专业硕士研究生，研究方向：西方经济学。
作者：杨雪荣
农村居民收入的不确定性及其对消费行为的影响
摘要：本文从农村居民不同来源收入的不确定预期进行分析，通过定量分析，研究发现工资性收入不确定性低于经营性收入不确定性。在市场经济体制改革后，农民工资性收入和转移性、财产性收入比重增大，收入多元化降低了农民收入的不确定性。通过对不同来源收入不确定性的消费函数分析，发现市场经济改革后收入的不确定性对农村居民消费需求产生了负影响，并且工资性收入的不确定性的影响程度要大于经营性收入。
关键词：农村居民消费;经营性收入;工资性收入;收入的不确定性
1992年我国正式确立了社会主义市场经济体制，国民经济高速增长的同时，农村居民收入渠道来源逐步多元化，这在很大程度上提高了农民的总体收入水平。现阶段，对农村居民来说，其收入主要由以下几个部分组成：工资性收入、家庭经营性收入和其他收入(包括财产性收入和转移性收入)。其中，农业经营性收入受到自然风险的影响带有很强的不确定性，市场经济改革后，还进一步受到市场风险的影响，给农民经营收入带来很强烈的不确定性。打工收入，主要是临时收入的性质，不确定性也较强。收入不确定性除了导致居民的谨慎消费行为外，还会引起居民信心不足，进而抑制其消费需求。
对居民收入的构成进行分析，被认为对研究居民收入问题具有重要的意义，但鲜有学者进一步将居民收入的内部构成与居民消费结合起进行分析，特别是将农村居民收入构成和收入不确定性联系起来，并对其与消费的关系进行分析。将这两者有机结合具有重要的意义：一方面，对农村居民收入构成进行分解来分析其不确定性并探讨其对消费的影响，能够在分析农民居民收入的不确定性上，以及对消费产生影响的研究上更具有针对性，挖掘分析的深度，从而能够提出更有针对性的政策建议。另一方面，因为财产性收入和转移性收入所占比例不高，所以常常在分析农村居民收入时被忽视，而这两类收入涉及到不确定性、风险以及政府对农村的经济政策和制度等高度相关。因此，从不同的收入来源对农村居民的收入不确定性及对消费产生影响的分析能够进一步拓宽和细化对农民收入不确定性因素研究的广度。
一、农村居民不同来源收入的不确定性
根据理性预期假说，人们在预期时一方面要考虑可以预见的即将发生的情况，另一方面也要参考已经发生的情况。行为主体往往是根据过去的历史经验对未来预期进行判断和推断。因此，如果农民收入增长率的波动幅度大，说明收入增长的不稳定程度大，那么农民对未来收入的预期就越不稳定，不确定性就越强。
(一)不同来源收入的波动幅度
家庭经营收入，指农村住户以家庭为生产经营单位进行生产筹划和管理而获得的收入。
财产性收入，指金融资产或有形非生产性资产的所有者向其他机构单位提供资金或将有形非生产性资产供其支配，作为回报而从中获得的收入。
转移性收入，指农村住户和住户成员无须付出任何对应物而获得的货物、服务、资金或资产所有权等，不包括无偿提供的用于固定资本形成的资金。一般情况下，是指农村住户在二次分配中的所有收入。
由《中国统计年鉴》(1978—2009年)历年中的数据，并以1978年为基准年，剔除物价因素后的数值计算得出我国农村居民三种不同来源年收入。经过计算，1984—1991年，中国农村居民工资性收入平均增长率为465%，经营性收入平均增长率为298%;1992—2008年，中国农村居民工资性收入平均增长率为1078%，经营收入平均增长率为461%。可见，经济体制改革后，农民的工资性收入和家庭经营性收入都有不同程度的增长，而工资性收入的增长幅度最大且稳定性很强。特别是在1994年后(由于改革效果的滞后性)，农民工资性收入增长率明显高于经营收入，不仅增长速度高出很多，而且除了2003年，其他年份都比家庭经营收入增长更快更稳定。直到2008年，经营收入的增长率才首次高于工资性收入，这也是因为市场经济体制的改革带来的结果。
转移性收入和财产性收入，其增长率的波动幅度非常大。这部分收入从1991年后才开始迅速增长，但是其波动非常大，到了1997年和2000年又出现负增长的情况。可以看出，在这三种收入来源中，转移性收入和财产性收入是所占比重最小和不确定性最大的收入。但是2004年后，转移性和财产性收入的增长率开始上升较快，特别是2007年和2008年，其增长率分别为29%和24%，甚至大于工资性收入增长率，这也是由于国家财政开始向农业、农村和农民倾斜的原因。2004年党的十六届四中全会召开，胡锦涛同志明确提出我国总体上已进入“以工促农、以城带乡”发展阶段，在这一发展阶段，改革的重点要关注农业和农村发展的深层次矛盾和问题。农村居民转移性收入比重的提升是得益于政府对“三农”的重视。2004年以后政府进行了一系列惠农支农补贴，以及进一步健全农村社会保障体制。随着我国财政收入的不断增加，对“三农”的扶持力度不断提高，转移性收入的保障作用将进一步凸显，这对“缓冲”农村居民的谨慎性消费心理、提高对未来消费的预期起到至关重要的作用。
(二)农村居民不同来源收入的不确定性
人均收入的增长率不足以表达农民收入的波动，或是农民收入的不确定性感受，只有增长率的波动程度能够用来度量收入的不确定性。下面根据农民人均纯收入实际增长率的波动状况对农民收入的不确定性进行研究[1]。
用农民收入增长率波动指数来度量收入的不确定性。其计算公式：
VGY=(GY-GY)/GY)(1)
在式(1)中，GY为农民收入增长率;VGY是农民收入增长率波动指数;GY为农民收入增长率的均值。本文假设农民是理性的经济人，理性经济人一般会根据前几期的收入来预测下一期的收入，GY则正可以反映收入的平均增长水平，是理性经济人预期下期收入的重要依据。收入增长率波动指数反映了收入增长率偏离均值的程度，VGY绝对值越大，说明收入增长率偏离均值越大，稳定性越差，收入的不确定性程度也越大。并且VGY的值可正可负，当实际收入大于农民预期收入时为正值，当实际收入小于农民预期收入时为负值。
由于转移性和财产性收入占比重较低，所以对不同来源收入的不确定性分析以经营性收入和工资性收入为主要分析对象。
1.家庭经营收入不确定性的分析
本文使用农民家庭经营收入实际增长率的波动指数来度量家庭经营收入的不确定性。农民家庭经营收入增长率波动指数的计算公式是：
VGYf=(GYf-GYf)/GYf)(2)
在式(2)中，GYf代表农民家庭经营收入增长率;GYf为农民家庭经营收入增长率的均值;VGYf是农民家庭经营性收入增长率波动指数。
计算得出，在1992年前，VGYf绝对数的平均值为267，表明收入增长率偏离均值的程度为267%，这个数值非常大。1992后，VGYf绝对数的平均值为069，小于1992年的267。因此分析表明，1992年后，农村居民经营性收入的不确定性降低。
2.农民工资性收入不确定性分析
本文使用农民工资性收入实际增长率的波动指数来度量工资性收入的不确定性。
VGYw=(GYw-GYw)/GYw)
经过计算得出，其农民工资性收入实际增长率的波动指数绝对数的平均值在市场经济前后分别为100和034。分析表明，市场经济改革后，农村居民工资性收入的不确定性降低。对比家庭经营收入的增长率波动指数，由表1可以看出，工资性收入虽然不确定性也很大，但其稳定性还是比农民家庭经营收入所得要大。可见，经营性收入的不确定是农民收入的不确定性的主要原因。
(三)农民收入来源的变化与收入不确定性
市场经济体制改革后，农民收入的多元化增加，传统经营性收入比重降低，其他收入比重慢慢增大，这在一定程度上减少了农民收入增长的不稳定性，进而降低农民收入的不确定性。资产组合理论说明，风险厌恶型的经济人为了达到风险较小而预期收益较高的目的，应该以不同的风险资产形式持有其财富。一般说来，购买多种风险资产比购买一种风险资产所面临的风险较小、收益较稳定。同理，农民的各项收入都具有一定的风险与不确定性，如果排除政策因素的影响，只有一种收入来源的农民其收入的不稳定程度要大于收入多元化的不稳定程度。
由图1可以看出，家庭经营收入占总收入的比重持续下降，工资性收入占农民总收入的比重持续上升。工资性收入占农民总收入的比重由1985年1816%上升到2008年的389%;家庭经营性收入占总收入的比重由1985年的744%下降到2008年的512%，下降233个百分点。国家统计局对农民进行的统计监测调查表明，截至2008年12月31日，全国农民工总量为22 542万人，由图1也可以看出，工资收入占总收入的比重呈上升趋势，家庭经营收入的比重呈下降趋势。由此可见，虽然经营性收入仍是中国农村居民的主要收入来源，但很明显，中国农村居民的收入正在呈多元化发展，工资性收入的比重越来越大。
从以上分析中可以得知，农民的收入来源开始多样化，工资性收入和转移性收入，财产性收入的比重在上升。根据资产组合理论分析，收入来源的多样化比单一的收入来源所带来的收入不确定性要小，所以从收入来源的变化分析，农村收入的稳定性在提高，收入的不确定性在降低。
二、农村居民不同来源收入不确定性产生的原因
(一)经营性收入不确定性产生的原因
1.自然环境的不确定性
自然环境风险是指由于自然环境因素所导致的不确定性，包括气候条件、土壤肥力和病虫害等因素。如前所述，家庭经营收入一直是农民收入的主要来源，而农业生产过程是一个生物学过程，对自然条件具有很强的依赖性，来自自然界的干旱、洪涝、病虫害等各种因素和灾害都会影响农业生产活动[2]。
我国农业受自然灾害的影响较为严重，主要自然灾害包括旱灾、洪水灾、风雹灾、冷冻灾和台风等。从1985—2008年，我国农业年均受灾面积为47 95763千公顷，成灾面积25 58142千公顷。1994年、1997年、2000年、2001年和2003年成灾面积均超过30 000千公顷，其中2000年成灾面积最大，高达34 374千公顷，占播种面积的22%。以上数据由《中国统计年鉴》(2009年)相应的数据计算得到。
所以，受自然灾害影响，农业自然灾害频发是农民家庭经营收入不稳定的一个原因，丰年农民的收成好，经营收入高，灾年农民的收成少，收入下降。因此，农民的家庭经营收入受自然环境的不确定影响而不稳定。
农业的自然环境风险可以用农作物成灾面积比重来衡量，农作物成灾面积越大，自然环境风险越大。
2.市场的不确定性
农产品市场和其他商品市场相比，风险性较大。农产品市场风险主要是指农产品在生产和销售过程中，由于市场的不确定因素，例如市场行情的变化、消费需求的转变和农业经济政策变化等所引起的实际收益与预期收益发生偏离，或者给农产品生产者带来经济损失的可能性[3]。其主要表现在两个方面：
(1)农产品的价格波动带来家庭经营收入不确定性
市场不确定性最主要的一个方面是农民家庭经营成果——农产品能否转变为货币，也就是农产品是否能卖出去的问题。农产品供过于求、品种、品质结构不适应消费者需求或是滞后于消费者需求都是形成农产品销售风险的主要原因。我国历史上就曾出现四次全国性的“卖粮难”，分别发生在1979年、1984年、1990年和1996年，都是因为粮食大丰收，而前一年国家进口了较多数量的粮食，造成粮食供大于求，农民卖粮难。市场不确定性的第二个方面是农产品卖出去了，投入和产出的货币数量关系又如何，也就是是否能赚钱的问题。这一方面可以从市场价格的波动体现出来。1992年，我国传统的计划经济体制转型为社会主义市场经济体制，农民的生产从由政府命令转向由市场确定，农民开始拥有经营自主权。部分农产品价格放开，由过去政府统购统销转为以市场为中介实现产销平衡，农户依据农产品市场的供求关系及价格信号自行做出决策，农民的经营收入也因农产品价格的波动而具有不确定性。而农产品价格受到农产品供求状态、农产品市场发育程度、农产品本身的特点、国家农业政策和国际市场农产品价格变动等多种因素的影响，造成农产品价格的波动，造成农民经营收入不确定性。据统计，2004—2006年，每亩粮食的实际收益分别为382元、329元和320元，呈逐年下降的趋势，种粮效益偏低影响到农民的种粮积极性，同时也使农民对未来的家庭经营收入充满了不确定感受。
首先，农产品本身的特点带来农民经营收入不确定性。农产品的一个重要特点是生产周期长，有季节性。从耕地、播种到收获的整个过程，需要较长时间。因此，在短期内，农户来不及对供需变化做出反应，无法赶上瞬息万变的市场。农产品生产决策决定后，不管市场价格如何变化，在短期内生产是无法改变的。在市场经济条件下，农产品另一个重要特点就是其需求价格弹性和需求收入弹性较低，使得农产品市场多处于买方市场的状态之中;此外，农产品供给弹性大于需求弹性，加上农户的适应性预期的作用，农产品价格呈发散型蛛网波动。农产品市场本身接近于完全竞争的市场结构，价格发挥着对农产品生产的调节作用，也就是本期的生产活动是根据上一期的价格来决定，本期生产状况又会影响下一期的价格。这样，周而复始，其结果是歉收时价格飞涨，丰收时又会价格暴跌，造成农民收入忽高忽低。经济学理论将这种现象称为蛛网效应。在农产品市场中，蛛网效应使得农产品价格上下波动。
其次，我国农业产品信息化建设落后，信息流通不畅，与一些发达国家相比，我国农产品市场的蛛网效应相对突出。其主要原因是我国农产品市场信息不对称，农民信息较为闭塞;而且中国农民整体素质偏低，不具备对市场信息的理性分析和判断能力，往往喜欢“跟风”。目前，我国城乡之间的“信息不平等”和“数字鸿沟”非常明显，这几年农村的信息网络基础尽管有较大发展，但仍很薄弱，大多数农户甚至农业龙头企业，在计算机和网络的配备水平还跟不上实际需求。此外，我国涉农信息网站普遍存在信息雷同、准确性不高和时效差的问题，尤其缺少对农户的市场指导性信息，农民接收到的信息大部分滞后。同时，我国农户信息意识不强，整体素质偏低，利用信息的能力不高，无法利用信息进行预测和寻找市场需求，更不要说能够根据市场需求的变化及时调整生产结构了。目前，多数农民仍是根据过去的信息和当前的信息确定自己生产的产品品种，其生产活动具有很大的盲目性，容易“跟风”，导致同一区域的农民总是容易生产同样的农副产品，从而导致供给过多，农产品的价格急剧下滑，而农作物稀缺价格上涨时，又没有办法及时进行市场供应，即便是少数农民没有随潮流进行生产或者正好赶上了好的价格，大多数也是碰运气撞上了。因此，加剧农产品市场的风险，给农民经营收入带来较强的不确定性。
此外，和所有其他市场的产品一样，农产品同样面临市场竞争。我国已经加入世界贸易组织，我国农产品还面临很大的国际竞争风险。我国的农产品整体质量比较低，优质产品较少，农残超标;并且我国大多数农产品的价格比国际市场的价格高，国外还利用技术壁垒、绿色壁垒削减我国农产品出口额。在这种情况下，国内国际两个市场的联动，使我国农业生产经营者不仅需要判断国内市场的变化，还要面临国际市场的冲击和挑战，加大了农产品市场风险发生的可能性。总之，在经济全球化和市场自由化的大背景下，农民生产经营活动面对更多的不确定因素，风险源增加，面临的市场风险进一步加大，从而加大农民收入的不确定性。
市场风险是市场经济体制条件下的衍生物，由于我国经济体制改革的目标就是建立社会主义的市场经济体制，这就决定了农产品市场风险将伴随着市场经济体制条件下买方市场的存在而长期存在。
农产品价格风险由农副产品收购价格指数的波动来衡量(2000年后农副产品收购价格指数的统计改为农产品生产价格指数)。由图2可以发现，农产品价格波动非常大，特别是从1990—2000年这10年，农产品生产价格指数由1991年的97上升到1994年的1399，达到30年的最高值，之后又迅速下降，到1999年，达到30年的最低值878。短短5年，发生了指数30年来最高到最低的波动。虽然同期社会商品零售价格指数也发生了同样的波动，但是比农产品生产价格指数的波动平滑许多，也同样说明了由于农产品市场的特殊性，给其带来了更大的市场风险。
(2)农产品生产成本的变动带来家庭经营收入不确定性
与其他行业的生产者一样，农户会在其生产经营中面临产品价格波动和要素价格波动的风险。农户作为生产者，同时还面临着来自产品要素价格波动的风险，带来农产品生产成本的变动，从而带来家庭经营收入的不确定性。过去农民种一亩地其生产成本就几十元，现在，由于农药、地膜、化肥和电力等生产资料价格的大幅上涨，其生产成本少则百元，多则几百元。
农产品生产成本增加来自两个方面：一方面来源于农药、化肥等生产资料价格的持续上涨。而生产资料对农民来说具有刚性的特征，即农民对于物价上涨是无能为力的，只有采取缩小生活消费的办法消化物价变动所带来的影响，这样便会使农民对于不确定性的感受大大增强。据吉林省农科院院长岳德荣在2008年所作的一项调查显示：粮食直补和农资直补，农民1公顷能得到1 200元，而1公顷得用1吨化肥，复合化肥价格从2007年的2 000元/吨涨到3 000元/吨，二氨从1吨3 000元涨到4 400元，只化肥一项就可将两项直补全部消化。农资价格的不断上涨，冲抵了政策带给农民的实惠，造成许多农民增收困难。由于粮食成本逐年增加，而粮食价格10年每斤才涨了8分钱。目前，农业生产资料价格仍然没有下降的迹象，这说明未来农民生产的成本仍有上涨的趋势。此外，工农业产品价格剪刀差进一步扩大，提高了农业的生产成本，因而使农民搞种植、养殖业获得的纯收入下降。农业生产成本不断增加，也导致农民对未来收入的预期不稳。
农产品生产成本的风险由农村生产资料价格指数的波动来衡量。从图2可以明显发现，这三条曲线，相对而言，农产品生产价格指数曲线最陡，商品零售价格指数的曲线最平滑。在宏观经济的周期性波动中，农产品生产价格指数的波动明显大于生产资料价格指数的波动，大于商品零售价格指数的波动，这说明农产品的市场风险要大于其他行业的市场风险。由于家庭经营的农产品出售收入是农民收入的主要来源，这意味着农民所面临的收入不确定性要高于其他经济主体的从业人员。
(二)农民工资性收入不确定性产生的原因
非农就业是农户收入的重要来源。农业生产具有季节性，农民在农忙时务农，农闲时外出打工，打工收入具有暂时收入的特征。此外，在非农产业就业的农民打工所得的收入是不稳定的，产生了农民工资性收入的不确定性。
市场经济体制确立后，在收入分配体制和就业体制改革后，原有的大锅饭式的收入分配格局不复存在，收入差距扩大的趋势很明显。再加上乡镇企业改革，集体企业改革，国有企业改革，大批职工下岗，失业率急剧上升。虽然这种改革影响的对象首当其冲的是城镇居民，但无疑仍然有部分农村居民受到这种改革的冲击，同时也极大地影响了农村居民的心理预期。
另外，尽管农村居民在20世纪80年代实行家庭联产承包责任制后，收入有较大程度的提高，但是进入90年代之后，传统农业生产效率已近极限，科技资源的落后使农业产业不能得到升级，乡镇企业发展面临困境，农村剩余劳动力转移减缓，造成农村居民的收入难以得到快速的提高，出现了大量农民工进城的现象;随着我国经济体制改革和现代企业制度的建立，城市下岗职工和失业人口不断增加，农民工进城务工受到流入地的限制，农民外出打工的机会减少，这也增加了农民外出打工收入的不确定性。此外，城乡二元户籍制度的存在，农民工用工体制不健全，农民工进城务工一般带有盲目性，在进城和实际就业之间会有一段较长的寻找和等待过程。
农民工的文化科技素质普遍较低，市场化程度的提高，人才竞争的激烈，使进城的劳务工的就业压力很大。国家统计局在2009年统计分析报告中指出，在返乡农民工中，文化程度为不识字或识字很少、小学、初中、高中、中专、大专及以上的返乡农民工分别占24%、148%、658%、111%、4%和2%，其中初中及以下的农民工占到829%。这说明文化程度越低的农民工越容易回流，提高农民的文化水平有利于加强就业的稳定性。
农民就业的工资水平较低。而且工资被拖欠现象严重。2008年被拖欠工资的返乡农民工占返乡农民工总数的58%。其中，保留工作只是回家过年的农民工中有44%被雇主拖欠了工资，而需要重新找工作的返乡农民工中有8%被拖欠了工资。受金融危机影响，因企业关停而返乡的农民工中有13%被拖欠了工资;因企业裁员而返乡的农民工中有57%被拖欠了工资。这些都造成农村居民面临巨大的收入不确定性[4]。
此外，农民工是非农产业中劳动权益保护状况最差的一个就业群体，并且其就业企业往往是规模小、技术水平低、管理落后的中小企业;农民进城务工往往遭遇一些歧视性规定和不合理限制，农民工的合法权益不能得到应有的尊重和切实的维护，农民工工资偏低、被克扣和拖欠，劳动条件差，享受公共服务少，缺乏基本社会保障等问题相当突出。面对这种现状，已进城的农民工缺少对就业的稳定感;而且在企业经营状况变化的过程中，农民工最容易被抛入失业者的队伍，从而给农户带来收入损失。农民工的工资没有保障，经常会出现拖欠工资的现象，这又加大了农民工资性收入的不确定性。
三、农村居民不同来源收入不确定性对消费影响的实证分析
各种不确定性因素会导致收入的不确定性，农民往往为了预防未来的收入风险而减少开支。收入的不确定性使得我国农村居民不得不牺牲当前消费，推迟购买耐用消费品而进行预防性储蓄，甚至导致农民子女辍学，使农民的生活水平严重降低。在农民收入水平较低的情况下，这种负面影响会更加严重。詹姆斯曾经用比喻的说法来说明各种风险对收入极端低下的农户所可能造成的损害：“农户处在水深及颈的状态，稍有细波微澜就可能会给农户带来灭顶之灾”[5]。
不确定性是指人们无法预料和难以测度的变化。奈特将概率型随机事件的不确定性定义为风险，把非概率型随机事件定义为不确定性。换言之，奈特认为能够理性预测的变化不属于不确定性，不能够理性判断的变化才是不确定性[6]。根据这一理念，不是所有的收入变动都属于收入不确定性的范畴，只有那些预测之外的非概率的随机波动才属于农民收入不确定性的范畴。假定农民实际收入为TY，预期收入为EY，UN为预期外收入，也就是不确定性收入的部分。通过上面的假设，我们可以推断出：
EYt=(GY+1)·Yt-1
TYt=(GY+1)·Yt-1
UNt=EYt-TYt=(GY-GY)·Yt-1
=-VGY·GY·Yt-1
设立农民不确定性收入对消费增长率影响的消费函数：
Δlnc=α-β·VGY
其中，β表示收入的不确定性对消费增长率的影响系数。
由于该模型的假设比较简单，所得数学函数关系并不能具体体现收入不确定性对消费的影响程度，但可以简单地用于说明收入的不确定性对消费有没有影响，并可用于比较不同来源收入的不确定性在市场经济改革前后对消费的影响。
结合前文对不同来源收入的不确定性分析发现，市场经济体制确立后，农村居民收入的不确定性下降，经营性收入的不确定性要大于工资性收入。由模型结果我们可以看出，市场经济体制确立前，经营性收入和工资性收入的不确性均不对农村居民的消费行为产生影响，1992年确立了市场经济体制改革后，农村居民的不确定性收入对消费的影响显著，1992年后，经营性收入的不确定性每增长1%，消费增长率要下降008%;工资性收入的不确定性每增长1%，消费增长率要下降011%。可以综合得出这样的结论：改革后，收入的不确定性降低了，而消费对收入的不确定性更加敏感了，并且工资性收入不确定性对消费的影响更大一些。值得注意的是，对城乡居民收入差距影响较大的也是工资性收入，2007年，工资性收入差距对城乡居民收入差距的贡献率接近90%。可见，工资性收入的稳定增加对降低农村居民收入的不确定感受和扩大消费的作用是非常大的。
四、政策建议
农村居民收入的不确定性来自于各个方面，但政府可以通过一些制度稳定农民的收入预期。首先，政府应建立和完善农业保险体系。农业保险是转移农业风险、减少农民收入不确定性的一个有效机制。其次，要完善农产品市场体系。完善农产品流通体制，降低销售风险;推进农业产业化经营，降低经营风险;发展农产品期货市场，规避价格风险;发展农产品市场中介组织，降低交易风险。最后，还应逐步提高农村居民的工资性收入。
参考文献：
[1]王健宇，徐会奇收入的不确定性对农民消费的影响研究[J]当代经济科学，2010，(3)
[2]张波农业灾害学[M]太原：山西科学技术出版社，199963
[3]张曙临转型时期农产品市场营销研究[M]北京：中国财政经济出版社，200323
[4]樊平2008年中国农民发展报告[DB/OL]http：//wwwlaw-libcom，2009-01-13
[5]詹姆斯·C斯科特农民的道义经济学[M]程立显等译，南京：译林出版社，1987179
[6]Knight，FHRisk，Ucertainty and Profit[M]NewYork：Augustus，MKelley，1964
(责任编辑：孟耀)
作者：王静
湖北省农村居民参保城乡居民基本养老保险的收入效应研究
摘要：随着我国社会保障体系的日益完善，城乡居民基本养老保险对农村居民的收入及城乡收入差距会产生深入的影响。本文利用系统GMM模型及2014-2019年湖北省13个市、州的面板数据，从增收效应和收入再分配效应两个视角出发研究城乡居民基本养老保险的收入效应。研究发现城乡居民基本养老保险制度能够显著提升农村居民收入水平，缩小城乡之间收入差距，并且在经济发展水平不同的地区之间还存在一定的异质性。
关键词：城乡居民基本养老保险 系统GMM 收入效应
*基金项目：本文受2020年度湖北省保险学会重点课题“湖北保险业服务乡村振兴的调查研究”(HBIS202002)的资助。
一、引言
新中国成立以来，我国社会养老保障系统日趋完善，保障率和覆盖面不断提高，经历了从无到有、从城市到农村、从城镇职工到城乡居民的发展历程。党的十九大将乡村振兴作为一项战略目标提升到前所未有的高度，提出要全面建成覆盖城乡全体居民的多层次社会保障体系，其中完善农村地区的养老制度是一项重要工作。相较于城市而言，农村有更高的养老需求和养老風险，但是农村地区存在社会事业发展滞后，居民养老、医疗等制度不够健全的问题，这些问题对我国农村社会养老保障工作提出了更高的要求。
国务院于2009年发布《关于开展新型农村社会养老保险试点指导意见》，确定在全国10%的县(市、区)试点新型农村社会养老保险制度。2014年国务院颁布《国务院关于建立统一的城乡居民基本养老保险制度的意见》后，新型农村社会养老保险和城镇职工养老保险统一合并为城乡居民基本养老保险，城乡居民基本养老保险已成为我国历史上覆盖面最广的一种养老保险制度。
养老保险作为社会保障的一个重要组成部分，对收入的影响比较复杂。一方面，养老保险能够直接增加城乡居民的转移性收入，这种收入可以视作为一种“纯收益”，不仅能够提高居民收入水平，同时也承担着调节收入分配的重要职能。另一方面，由于城乡居民养老保险实行社会统筹与个人账户相结合的缴费模式，个人账户缴费部分会对个体的实际收入形成挤出效应，造成既定福利损失。因此，农村居民参加城乡居保对收入的影响究竟是正向效应还是负向效应的问题值得深思。基于此，本文采用2014年以来湖北省13个主要市州6年的面板数据，从实证层面讨论了湖北省城乡居民养老保险的收入效应。
二、养老保险收入效应研究现状
当前我国人口老龄化问题日趋严峻，我国处于社会保障深度发展和收入分配改革的关键时期，养老保险制度逐步成为解决农村地区养老问题的重要方式。我国的养老保险制度还处于不断探索和完善的过程中，养老保险对居民收入产生了多方面的影响。养老保险的收入效应可以从养老保险的增收效应和再分配效应两方面去考虑。
养老保险收入效应方面的研究目前学术界主要有两种相反的观点：
一种观点认为养老保险能够促进居民收入水平的提高，具有正向再分配效应。张川川等通过利用CHARLS数据库以及断点回归、双重差分的方法发现，“新农保”领取的这部分养老金能够显著提高农村老年人的收入水平以及福利水平，并且“新农保”政策对不同群体的影响存在异质性，对于健康水平更差的群体产生的影响更大。杨晶等采用倾向得分匹配法研究发现城乡居民基本养老保险制度直接提高了参保居民的收入水平，但克服内生性问题之后对居民收入的增长作用可能并没有预估的那么强。
另一种观点认为养老保险对居民收入水平的提升具有负面影响，且再分配效应也是负向的。随着经济不断发展、居民可支配收入不断增加的同时，居民收入差距却也在扩大，社会养老保险在城乡之间、区域之间、行业之间调节贫富差距的能力较为有限，调节收入分配的职能未能完全发挥，应当基于收入分配的视角对我国的基本养老保险制度进行进一步优化。彭浩然等通过分类测算的方法发现改革后新养老保险制度的社会统筹部分会削弱代内再分配效应，且极有可能引起较为严重的代际不公平。
除了以上两种对立的观点之外，部分学者认为养老保险与收入之间的关系具有不确定性。胡芳肖等指出不同收入的家庭和人群之间的再分配效应是负向的，而不同的行业和地区之间的再分配效应则是正向的。
综上可知，目前对养老保险收入效应的研究主要针对新农保，研究城乡居民基本养老保险的收入效应的文献较少，且现有文献研究收入效应基本上只针对增收效应或再分配效应其中一个指标，还没有文献全面研究城乡居保的增收效应和再分配效应。因此，本文从增收效应和收入再分配效应两个视角出发，利用湖北省面板数据研究城乡居民基本养老保险的微观收入效应，并根据经济发展水平研究不同地区城乡居保收入效应的异质性，所得结论更加稳健并且对养老保险具体措施的实施有一定的借鉴意义。
三、计量模型设定与数据
(一)计量模型设定
2009年我国开始进行“新农保”试点并在2014年将新农保和城居保两项制度合并，建立起统一的城乡居民基本养老保险制度，因此本文主要选取2014年及以后湖北省13个主要地级市的面板数据进行计量模型测算，
由于收入分配存在一定的滞后性，当年收入水平常受到上一年收入水平的影响，且变量之间可能存在双向因果关系，为解决这些内生性问题导致的静态面板估计结果偏误，本文采用系统GMM方法在被解释变量中引入收入水平和收入分配的一阶滞后项，以弥补方程中遗漏变量不足的问题，并采用差分GMM方法进行稳健性检验，构建如下GMM计量模型：
incit=α0+α1Mit+γXit+εit (1)
dis=β0+β1 Mit+δXit+μit(2)
其中，i表示地区，t表示第t年，α1、γ、β1、δ是待估系数，inc表示被解释变量居民收入，dis表示被解释变量收入分配，M是核心解释变量，主要包括城乡居民基本养老保险缴费率、覆盖率以及保障水平;X表示选取的控制变量，εit和μit是随机扰动项。
(二)数据来源及变量选取
本文选取了湖北省13个主要地级市、州6年的面板数据，数据主要来自《湖北统计年鉴》、《湖北农村统计年鉴》、湖北省各市州统计年鉴及政府信息公开数据，并对部分数据进行了对数化处理。
1.被解释变量
(1)农村居民收入水平(income)。采用农村居民人均可支配收入，并对其进行对数化处理。
(2)收入分配(distribution)。收入分配一般用基尼系数来衡量，但由于各市州数据缺乏，根据大多数学者研究的经验，本文采用城乡居民人均可支配收入之比作为收入分配的代理变量，即城镇居民人均可支配收入/农村居民人均可支配收入。
2.核心解释变量
城乡居民基本养老保险制度。城乡居民基本养老保险的发展主要体现在养老金替代率、缴费率、覆盖率以及保障水平等方面。其中，养老金替代率是常用的衡量指标，但是由于本文数据中各市州的统计口径不一致，缺乏相关数据，因此，本文选取城乡居民基本养老保险的缴费率、覆盖率以及保障水平来进行衡量。
(1)城乡居保缴费率(pay)。用城乡居保人均缴费数额与农村居民人均可支配收入之比计算，城乡居保人均缴费数额=该年本市城乡居保基金收入/该年本市城乡居保缴费人数。预期城乡居保缴费率对收入水平的影响系数符号为正，对收入分配的影响为负。
(2)城乡居保覆盖率(cover)。城乡居保覆盖率反映农村居民养老保险参与程度，本文采用参加城乡居保的人数与农村居民总人口之比这一变量进行代理。预期城乡居保覆盖率对收入水平的影响符号为正，对收入分配的影响为负。
(3)保障水平(guarantee)。保障水平能够反映城乡居保的实际保障情况，与农村居民收入紧密相关，保障水平=该年本市城乡居保基金支出/该年本市参加城乡居保人数。预期保障水平对收入水平的影响符号为正，对收入分配的影响为负。
3.控制变量
为保证计量结果的稳健性，参考已有研究，本文加入以下控制变量：农村居民人均消费支出(consume)、地区生产总值(GDP)、预期寿命(life)、收入不确定性(inflation)和人口年龄结构(age)。预期消费水平越高，农村居民收入水平越高，城乡收入分配差距越小。预期寿命参考范叙春(2012)使用口死亡率作为代理变量，收入不确定性参考李文星等(2008)选择通货膨胀率作为代理变量，反映人口年龄结构的变量采用老年抚养比。
四、实证结果与分析
(一)描述性统计分析
数据的描述性统计结果参见表1。从表1可以看出，当前湖北省农村居民人均可支配收入的平均值为14213.24，收入分配的平均值为2.138，即城镇居民人均可支配收入大约是农村居民人均可支配收入的2倍;收入分配最小值为1.749，最大值为3.143，说明农村居民与城镇居民收入分配不均在不同地区之间存在显著差异。核心解释变量中，缴费率的平均值为1.795，说明农村居民参保城乡居民基本养老保险时选择的缴费档次较低，缴费支出在可支配收入中占比很小;覆盖率的平均值为0.893，最小值为0.443，说明从2014年开始城乡居民基本养老保险的覆盖率在逐步提升，基本上实现老有所养的目标;从保障水平上来看，当前城乡居民基本养老保险的保障支出平均值为19.759，人均保障水平比较低。
(二)面板数据检验
1.平稳性检验
本文采用短面板宏观经济数据。为避免回归过程中存在伪回归问题，本文对面板数据进行了单位根檢验，以保证数据的平稳性。检验方法采用LLC检验，检验结果如表2所示。检验结果显示被解释变量和核心解释变量的P值都小于0.05，仅有控制变量中的地区生产总值变量不能满足平稳性检验的要求，但是在系统GMM模型的实证分析过程中，这部分不平稳的变量会被模型自动剔除，因此不会影响最终的回归结果，由此可以认为本文所选择的数据都是平稳的。
2.自相关检验
GMM模型要求随机扰动项不存在自相关。经检验结果显示，模型的二阶P值大于0.1，原假设为扰动项不存在自相关，因此可以认为该模型不存在自相关问题，GMM模型适用。
3.多重共线性检验
为避免样本数据出现多重共线性问题，本文对变量之间的相关性进行了VIF检验。检验结果显示所有变量的VIF值都小于10，因此可以认为面板数据不存在多重共线性问题。
(三)实证结果及分析
本文的主要回归模型为系统GMM，采用被解释变量收入水平和收入分配滞后一期进行回归，回归结果如表3的模型(1)和模型(3)所示。
模型(1)的回归结果显示，城乡居民基本养老保险缴费率、覆盖率和保障水平对农村居民收入水平的影响系数都显著为正。缴费率越高表示农村居民选择的缴费档次越高，养老金领取金额更高，也即养老保险的保障水平更高，这部分养老金可以看做农村居民的一种纯收益;覆盖率越高，说明农村居民对城乡居保的认识程度更深，能够保障更多的农村居民老年时期领取到养老金;这三个核心解释变量的符号与我们的预期假设都是一致的。从其他控制变量的回归结果显示来看，消费水平与农村居民收入水平负相关，可能是由于农村居民的恩格尔系数相对较高导致的。通货膨胀率和老年抚养比对农村居民收入水平的影响回归结果不显著，说明这部分因素对农村居民的收入影响较小。
从模型(3)的回归结果来看，三个核心解释变量对收入分配的影响都显著为负，与本文最初的研究假设一致。城乡居民基本养老保险的缴费率越高，覆盖率越广，保障水平越高，意味着农村居民这部分养老金收入越高，进而缩小城乡差距，促进收入分配公平。消费水平对收入分配的影响显著为正，与前文一样，可能是由于农村居民恩格尔系数较高导致的。地区生产总值对收入分配的影响显著为负，说明随着我国经济的不断发展，人民生活水平不断提高，农村居民生活水平提高的速度更快，城乡之间差距在逐步缩小。人口死亡率与收入分配之间的相关关系不显著。
(四)稳健性检验
为检验系统GMM模型得到的影响收入水平和收入分配影响因素的结果是否具有稳健性，本文采用差分GMM模型对其回归结果进行稳健性检验。经检验，差分GMM模型的回归检验结果与系统GMM模型的回归结果的符号和显著性基本一致，如表3的模型(2)和模型(4)所示，说明本文的研究结果是稳健的。
五、异质性分析
由于数据较少，无法采用广义分位数回归，因此为检验经济发展水平不同是否会影响城乡居民基本养老保险的效用水平，本文采用中位数回归的方式将样本数据根据经济发展水平分为较低和较高两个子样本分别进行研究，其中经济发展水平较低是指GDP低于50%水平的地区，经济发展水平较高指GDP高于50%水平的地区，具体回归结果如表4所示。
地区经济发展水平不同，居民收入水平不同，对养老保险的认识也会产生差异。经济发展水平较低的地区，城乡居民基本养老保险的缴费率和覆盖率对收入水平的影响系数都显著为正，对收入分配的影响显著为负，说明缴费率和覆盖率更高，对养老保险的需求性更强，养老金收入在居民整体收入中的占比高，有利于缩小收入差距;但同时也是由于经济发展水平较低，养老保险的缴费金额会对居民的收入造成挤出效应，保障水平变量对收入水平的影响系数显著为负，对收入分配的影响系数为正。
经济发展水平更高的地區，三个核心解释变量对收入水平的回归结果都不显著，原因可能是经济发展水平较好的地区养老金收入在居民整体收入中占比低，因此对其依赖性也没有那么强;而这三个核心解释变量对收入分配的回归系数都显著为负，说明城乡居民基本养老保险在经济水平发展高的地区能更好的发挥调节收入差距的职能。
六、结论及政策建议
本文基于湖北省13个市州6年的样本面板数据，采用系统GMM的实证研究方法对城乡居民基本养老保险与收入水平和收入分配之间的相关关系进行了研究。研究发现，参加城乡居民基本养老保险确实能够显著提升城乡居民的收入水平，缩小城乡收入差距，但是经过异质性分析发现经济发展水平不同的地区农村居民的参保意愿和参保行为都存在明显的差异，地区发展水平低的地区居民参保意愿和缴费档次更高，养老保障需求更强，经济发展水平高的地区农村居民对城乡居民基本养老保险的依赖性低，但同时在经济水平发展高的地区城乡居民基本养老保险能更好的调节收入差距。基于以上研究结论，为了使城乡居民基本养老保险能够更好的提升农村居民收入水平，更好的发挥调节收入分配职能，本文提出以下几点政策建议：
一是加强养老保险意识宣传，提高城乡居民基本养老保险的养老金待遇水平。政府可以采取适当的激励措施，鼓励居民选择更高的缴费档次。城乡居民基本养老保险的养老金待遇水平也可以适当上调，以更好实现农村居民的养老保障。二是提高统筹层次，采取“人口全覆盖”措施，逐步实现全国统筹。一方面要进一步扩大农村居民的养老保险参与率，提升流动人口的参保率;另一方面应当加强城乡居民基本养老保险与医疗保险、国家各项政策之间的衔接，建立更加科学更有效的养老金动态调整机制。三是把经济发展作为提高农村居民收入水平和缩小城乡收入分配差距的根本途径，更加细化社会保障制度。本文通过异质性分析发现，经济发展水平更高，居民的风险意识越高，抗风险能力也就越强。要加强地区间协作，充分发挥各地区之间优势互补功能，减小省内不同地区之间的经济发展水平差异。同时，应当细化社会保障制度，进而缩小收入分配差距。
参考文献：
[1]邓大松，仙蜜花.新的城乡居民基本养老保险制度实施面临的问题及对策[J].经济纵横，2015(09)：8-12.
[2]何立新.中国城镇养老保险制度改革的收入分配效应[J].经济研究， 2007(03).
[3]胡芳肖，张美丽，郭春艳.城镇职工基本养老保险制度的收入再分配效应研究——以陕西省为例[J].西安财经学院学报，2014，27(03)，73-79.
[4]胡绍雨.应对人口老龄化的我国养老保障制度研究[J].新疆财经大学学报，2016(04)：19-26.
[5]彭浩然，申曙光.改革前后我国养老保险制度的收入再分配效应比较研究[J].统计研究，2007(02)：33-37.
[6]王树文，刘海英.社会养老保险收入分配效用分析及改革政策建议[J].学术研究，2016(05)：64-70+177.
[7]杨晶，邓大松，吴海涛.中国城乡居民养老保险制度的家庭收入效应——基于倾向得分匹配(PSM)的反事实估计[J].农业技术经济，2018(10)，48-56.
[8]张川川， John Giles，赵耀辉.新型农村社会养老保险政策效果评估——收入、贫困、消费、主观福利和劳动供给[J].经济学(季刊)，2015(01)： 203-230.
Research on the Income effect of rural residents’ participation in basic old-age insurance for urban and rural residents in Hubei Province
Yu Yang Ma Bingqing
Key words： Rural-urban Residents’Pension; systematic GMM model; income effect
(作者单位：中南财经政法大学金融学院保险系)
责任编辑：李政
作者：余洋 马冰清
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