中国退耕还林工程对农户收入和消费不平等的影响测度

刘 浩，刘 璨，刘俊昌

(1. 北京林业大学经济管理学院，北京 100083；2. 国家林业和草原局经济发展研究中心，北京 100714)

全球收入与消费不平等性问题趋显，如何缩小居民收入与消费差距成为各国和地区政府施政的优先领域之一；探究收入与消费不平等成因、后果和缓解之策已成为经济学界研究的热点与焦点[1]。改革开放以来，中国经济增长创造了奇迹，但收入不平等呈扩大态势，尚需要采取相应政策措施实现共同富裕[2]。1990—2018年，基尼系数虽有所波动，但依然从0.24激增到0.47[3]。

财政收支是实现居民收入再分配的重要政策手段之一，缓解收入与消费不平等是公共财政的重要目标[4]。有研究发现公共教育和社会保障的财政支出可以降低收入不平等[5-6]，但也有研究者认为公共财政支出与收入不平等程度之间不存在明显关系[7]。公共财政支出对收入不平等的影响取决于政策偏好，目标偏差或缺乏指向性导致公共财政支出对缩小收入不平等的作用有限[8]。

20世纪90年代，中国政府陆续实施了一批以公共财政投入为主导的生态系统服务支付项目(PES)，以期修复退化的自然生态系统。1999年，中国政府启动退耕还林工程，以对农户补贴换取其承包经营的坡耕地或退化土地转为林地，在国际自然生态系统恢复中，产生了深刻而广泛的影响[9]。截至2018年底，退耕还林工程累计完成投资3 120.50亿元(1999年不变价)，农户补助资金占投资完成额的69.97%，共涉及1.24亿农民[10]。与国际上的PES项目类似，实施退耕还林工程有助于恢复生态系统和改善农户等参与主体的生计状况。在恢复生态系统的同时，退耕还林工程能否缩小农户的收入和消费不平等值得关注。

针对退耕还林工程对农户收入不平等的影响有较多研究，Li等[11]认为退耕还林工程缩小了农户的收入不平等；一些研究认为不平等的参与机制导致退耕还林工程拉大了农户的收入不平等[12-13]。若仅从收入不平等视角研究退耕还林工程对农户生计不平等的影响可能有失偏颇[14]，原因在于人们可以通过借贷或储蓄来平滑收入波动[15]。消费是对福利更直接和准确的测量方式[16]，消费不平等能更准确地表现家庭之间真实的福利差异，是对收入不平等的有效补充[17-19]。由于未进一步分解退耕还林工程对农户收入不平等的影响，已有研究未分析农户收入不平等受到影响的源头，且鲜有研究探讨退耕还林工程对农户消费不平等的影响。因此，本研究利用跟踪调研获得的平衡面板数据，在充分考虑心理账户对消费行为影响的基础上，基于持久收入假说框架分解了退耕还林工程对农户收入和消费不平等的影响。

1 理论与方法

1.1 理论框架

退耕还林工程对农户消费的影响以收入作为重要媒介[20]。相较于绝对和相对收入假说，持久收入假说更重视不确定性和心理预期对消费行为的影响[21]。退耕还林主要针对坡度为25°以上和严重沙化的耕地，这些耕地的种植业生产受自然因素影响较大，产出的不确定性较高。政府长期发放的退耕补助取代部分原有种植业收入，逐渐使农户形成稳定的心理预期[20]。有研究发现退耕还林工程对农户持久收入和现期收入的影响差异显著[22]，基于绝对和相对收入假说无法很好地解释退耕还林工程对农户收入和消费的影响。

通过发放补助和将坡耕地或严重退化耕地转化为林地或草地，退耕还林工程影响农户劳动力、资本和土地等生产要素的配置，进而影响农户收入及其结构[23-24]。退耕还林工程对农户收入和消费不平等的影响机制见图1。

图1 退耕还林工程对农户收入和消费不平等的影响机制Fig.1 Impact mechanisms of the SLCP on rural households’ income and consumption inequalities

由于农户是否有资格参与以及参与后改变生产要素的配置反应与实际能力存在异质性，退耕还林工程对农户收入及其结构的影响不一致[13]；此外，不同地区的退耕还林实施方式、强度和进度等方面亦存在差异，进而影响到农户的收入不平等。收入不平等是消费不平等的主要成因[25]，退耕还林工程对农户收入的影响传导到对消费的影响。不同收入层次农户家庭的边际消费倾向不同，农户参与退耕还林工程所获得收入增量对不同收入水平的农户家庭消费的影响存在异质性，因此，退耕还林工程对农户的消费不平等产生影响。当收入受到外部冲击时，收入不平等与消费不平等呈现相似变化趋势，但消费平滑机制使消费不平等和收入不平等变化趋势分离[17]。在持久收入假说框架中，消费平滑机制阻碍暂时收入变化引起的收入不平等变化传导至消费不平等，但该机制可以促使持久收入变化引起的收入不平等变化转移到消费不平等[18-19]。综上可见，由于消费平滑机制对暂时和持久收入传导效果的差异，造成收入不平等变化无法全部传导给消费不平等，进而导致退耕还林工程对农户消费不平等的影响小于其对收入不平等的影响。

1.2 模型设置

1.2.1 退耕还林工程对农户收入和消费影响的模型设置

现阶段中国农户多数从事兼业生产，农业和非农生产的收益方式差异明显，根据心理账户理论[26]，农户会基于明显不同来源的收入形成独立预期，分别决定相对独立的消费行为[27]。借鉴Liu等[23]、Yin等[24]的研究思路，本研究把农户的生产活动分为以土地为基础的活动和非农活动，以土地为基础的活动包括种植业、林业、畜牧业和渔业；非农活动包括短期工、长期工、自主经营和其他非农职业。相应地，农户的收入划分为以土地为基础和非农收入，退耕还林补助包含在以土地为基础的收入中。

持久收入算法应视数据类型和特点而定[21]，鉴于本研究所用数据跨期较长，故选用多年即期收入移动均值作为持久收入，远期权重小于近期权重。样本农户以土地为基础的持久收入可表示为：

R3it=ζR1it+ζ(1-ζ)R1it-1+ζ(1-ζ)2R1it-2……

(1)

式中：R3和R1分别为以土地为基础的持久收入和即期收入，i表示第i个样本农户，t表示第t年度，ζ为加权系数(0<ζ≤1)，根据消费模型的拟优度反推确定最优加权系数[15]。同理，根据样本农户非农即期收入R2，可以测算得到非农持久收入R4。

1)退耕还林工程对样本农户分项持久和暂时收入的影响模型设置。先估计退耕还林工程对样本农户生产要素投入的影响，在此基础上，估计退耕还林工程对样本农户分项持久和暂时收入的影响。由于长江和黄河流域退耕还林工程补助标准、实施强度和方式不同，需要针对两个流域设置退耕还林政策变量。控制变量分为4类：①市场因素变量，包括农产品、林产品、劳动力、资本等价格[24]；②其他政策变量，包括税费和补贴等政策；③家庭特征变量，包括家庭人口和户主的年龄、受教育程度和是否为干部[23]；④村庄特征变量，包括村庄到县城的距离和村庄道路状况[28]。因此，样本农户生产要素投入的计量经济学模型为：

(2)

(3)

式中：c1和c2为截距；u1和u2为随机扰动项；α、β、χ、δ、ε、φ、φ、γ和η为待估参数；其他变量定义见表1。

表1 主要变量的定义

土地、劳动力和生产费用是影响以土地为基础的持久和暂时收入的主要因素，非农劳动力和生产费用是影响非农持久和暂时收入的基本要素。由于非农生产费用数据收集难度大且准确性较低，本次研究放弃了对非农生产费用数据的统计，并将非农纯收入作为统计指标。因此，样本农户分项持久收入和暂时收入的计量经济学模型为：

(4)

(5)

式中：R3、R4、R5和R6分别为样本农户以土地为基础的持久和暂时收入以及非农持久和暂时收入，c3和c4为截距；u3和u4为随机扰动项；ι、κ、λ、μ、ν、ο和π为待估参数；其他变量定义见表1。

式(2)—(5)构成递归方程组，可采用OLS逐一估计[29]，得到退耕还林工程对农户以土地为基础持久和暂时收入以及非农持久和暂时收入的影响，记为ΔR3、ΔR4、ΔR5和ΔR6。

2)分项持久和暂时收入对样本农户消费的影响模型设置。持久和暂时收入是影响农户消费行为的主要因素[21]，农户家庭和村庄特征也可能影响其消费行为[30-31]。因此，样本农户消费支出的计量经济学模型为：

(6)

式中：c5为截距；ϖ、θ和ϑ为待估参数；u5为随机扰动项，其他变量定义见表1。将ΔR3、ΔR4、ΔR5和ΔR6代入式(6)得到不同收入冲击下退耕还林工程对样本农户消费的影响，记为ΔC3、ΔC4、ΔC5和ΔC6。

1.2.2 退耕还林工程对农户收入和消费不平等的影响测度与分解方法

与收入不平等的衡量指标类似，大多数研究采用基尼系数度量消费不平等[17-19]。本研究选用基尼系数作为收入和消费不平等指标。在考虑退耕还林工程影响的情况下，样本农户的总收入R为：

(7)

根据已有研究基于水平结构下分解基尼系数的思路[32]，分别对式(7)两边取基尼系数并进行归一化处理，进一步分解得到：

(8)

1.3 研究数据

本研究数据来源于国家林业和草原局(原国家林业局)经济发展研究中心的长期大样本农户数据库。2004年，根据全国退耕还林任务分布和经济发展状况，选取了四川、江西、河北、陕西、山东和广西等6省区的15个县市作为样本县，并分层随机抽取了72个乡镇、216个行政村和3 375个样本农户。在选定样本后，于2004—2017年进行了8次跟踪调研。测算持久收入须使用平衡面板数据，在剔除非平衡的样本农户后，最终保留了952个样本农户1995—2016年的数据。利用各省区农村居民消费价格指数和农业生产资料价格指数将有关数据折合成1994年不变价[4]。

2 结果与分析

在估计计量经济学模型之前，需要进行相关统计检验，以期排除可能造成估计偏误的因素。方差分析检验结果显示原始数据库和本研究采用的平衡面板数据库的关键变量无显著差异，表明剔除信息不全的样本农户是随机发生的。格兰杰因果关系检验结果显示式(2)—(6)不存在逆向因果关系，关键变量与因变量之间不存在明显内生关系，符合利用OLS估计方程组的前提条件[29]。

2.1 模型估计

将式(1)中加权系数从0.1逐渐增加到0.9，当加权系数为0.47时，式(6)的决定系数R2达到最大值0.345。利用持久和暂时总收入估计式(6)的R2为0.307，表明农户的消费行为受到心理账户的影响。样本农户以土地为基础和非农持久收入和暂时收入对消费的影响为正，其中，持久收入的边际消费倾向较大，暂时收入的边际消费倾向甚微，符合持久收入假说的预期。分来源看，以土地为基础的持久收入的边际消费倾向较大，非农持久收入的边际消费倾向较小。分层次看，相较于中等和高收入样本农户，低收入样本农户的边际消费倾向更高，符合边际消费倾向递减规律(表2)。

表2 消费模型的估计结果

根据式(2)—(5)的估计结果，测算了退耕还林工程对样本农户分项持久收入和暂时收入的影响(表3)，退耕还林工程对样本农户以土地为基础的持久收入的影响为正(ΔR3)，但对以土地为基础的暂时收入的影响为负(ΔR4)。一方面，大多数样本农户获得的退耕还林补助高于其放弃的种植业收益，因而具有增收效应[23]，使样本农户形成了比较稳定的收入预期，进而反映以土地为基础持久收入的增加；另一方面，农户参加退耕还林工程的大多为坡度较陡的耕地，产量低且不稳定，该项收入被相对稳定的退耕补助所替代，收入波动明显下降[22]，导致以土地为基础的暂时收入减少。同时，退耕还林工程对样本农户非农持久收入和暂时收入的影响为正(ΔR5和ΔR6)，且影响呈逐年上升态势。退耕还林工程诱致农户的生产要素配置，从种植业上释放的生产要素可能转移至非农行业，2017年调研结果显示34.63%的样本农户认为退耕还林工程直接促使其外出务工，非农活动在农户产业结构中的地位逐渐上升，非农持久收入和暂时收入均得到显著增加。分流域来看，退耕还林工程对长江流域样本农户持久收入的影响较小，对黄河流域样本农户的影响较大，原因在于黄河流域的平泉、易县、延长和张北等县结合退耕还林工程大力发展特色经济林果产业，产生了良好的经济效益。

将退耕还林工程对样本农户分项持久收入和暂时收入的影响代入式(6)，得到退耕还林工程基于不同类型收入冲击对样本农户消费的影响(表3)。由于分项持久收入的边际消费倾向为正，退耕还林工程对样本农户以土地为基础的持久收入、非农持久收入的影响均导致其消费明显增加(ΔC3和ΔC5)，其中，以退耕还林工程诱致样本农户以土地为基础的持久收入变化而带来的消费增长为主。由于暂时收入的边际消费倾向偏低，退耕还林工程改变样本农户分项暂时收入对消费的影响比较有限(ΔC4和ΔC6)。

表3 退耕还林工程对持久收入、暂时收入和消费的影响

2.2 收入与消费不平等的测度和分解

样本农户的消费基尼系数(Gc)小于收入基尼系数(GR)，1999—2016年，样本农户的收入和消费基尼系数变化趋势基本一致，总体呈上升趋势，表明样本农户的收入和消费差距均有所扩大。与多数研究结论相似[16-18]，样本农户的消费基尼系数变化幅度小于收入基尼系数。退耕还林工程使收入不平等增大(表4)，对收入基尼系数的贡献率从1999年的0.10%逐渐上升到2003年的1.45%，2003年后贡献率逐渐下降，2016年的贡献率为0.98%。从贡献来源看，退耕还林工程诱致的以土地为基础的持久收入、非农持久和暂时收入变化拉大了收入不平等(WR3、WR5和WR6)，退耕还林工程诱致以土地为基础的暂时收入变化缩小了收入不平等(WR4)。退耕还林工程对长江和黄河流域样本农户收入不平等的影响存在明显差异。退耕还林工程缩小了长江流域样本农户的收入不平等，2007年后的贡献率维持在-0.9%左右。退耕还林工程拉大了黄河流域样本农户的收入不平等。造成上述差异可能有两方面原因：其一，长江流域样本农户所放弃的种植业收入降低了以土地为基础的收入波动，波动较大的暂时收入引发不平等被抑制是不平等下降的主因。黄河流域的样本农户结合退耕还林工程大力发展经济林果产业，实地调研发现，经济林果产业效益尚可，但受市场因素影响太大，如陕西延长县发展的苹果产业，经济效益比退耕前种粮明显提高，但苹果价格波动使收入波动较退耕前更大，样本农户的持久和暂时收入共同增加，成为拉大收入不平等的重要因素。其二，长江流域经济发展水平整体高于黄河流域，黄河流域的退耕还林工程促进样本农户非农收入增长拥有更大空间。

表4 退耕还林工程对收入和消费不平等的贡献

退耕还林工程拉大了样本农户的消费不平等，但贡献率低于对收入基尼系数的贡献率，表明消费平滑机制发挥了作用。退耕还林工程拉大样本农户的消费不平等主要源自以土地为基础持久收入的变化(WC3)，2003年后的贡献率维持在0.75%～1.01%；退耕还林工程对非农持久收入的影响亦拉大了样本农户消费不平等(WC5)，但贡献率仅维持在0.11%～0.15%；由于暂时收入边际消费倾向较低，退耕还林工程改变样本农户分项暂时收入对消费不平等贡献较小(WC4和WC6)。在长江和黄河流域，退耕还林工程对样本农户消费不平等的影响有所差异。在长江流域，退耕还林工程改变样本农户以土地为基础的暂时收入所形成的不平等缩减效应中(WR4)，仅有小部分被传导至消费不平等(WC4)，最终导致退耕还林工程对该区域样本农户消费不平等的影响甚微。

3 结 论

1)通过改变样本农户以土地为基础和非农的持久收入和暂时收入，实施退耕还林工程拉大了样本农户的收入和消费不平等程度，对收入不平等的影响高于对消费不平等的影响，两者均呈先升后降的态势。

2)退耕还林工程对以土地为基础的和非农的持久收入影响拉大了样本农户的收入不平等，对以土地为基础的暂时收入影响有助于实现样本农户的收入平等，退耕还林工程对样本农户收入不平等的影响仅部分传导为对其消费不平等的影响，对以土地为基础的持久收入影响是拉大样本农户消费不平等的主要因素。

3)退耕还林工程缩小了长江流域样本农户的收入不平等，对消费不平等的影响甚微；但退耕还林工程却拉大了黄河流域样本农户的收入和消费不平等。