農民創業對農村收入不平等與貧困的影響研究

韋吉飛

(西南大學教育學部教育經濟與管理系，重慶 400715)

農民創業對農村收入不平等與貧困的影響研究

韋吉飛

(西南大學教育學部教育經濟與管理系，重慶 400715)

基于農村微觀家庭數據，用基尼系數分解法和收入模擬法研究了農民創業對農村收入不平等及貧困的影響。結果表明:農民創業活動對緩解農村的貧困化程度具有正向的推動作用，即有利于農村貧困家庭收入的提高;但另一方面，農民創業會加劇農村收入不平等。

農民創業;收入不平等;貧困;影響

一、研究背景

自1978年，發韌于安徽鳳陽小崗村的家庭聯產承包責任制的普遍推廣，極大釋放了農村受壓抑的生產力，促進農村經濟的快速發展。改革開放前幾年農村經濟迅猛發展的勢頭，縮小了與城市的差距，但隨著制度創新帶來的效率的逐漸減弱和城市偏向思維的泛濫，從1986年開始農村經濟增長速度出現回落，此后很長時期內，農民收入增長速度遠低于城市，城鄉的差距隨著改革的深入而不斷拉大，矛盾趨于激化，直至今日形成的“農村、農業、農民”“三農”問題，已成為中國經濟發展的體制性瓶頸。在這種背景下，大量學者研究農村地區收入差距與貧困問題、城鄉矛盾問題等。如萬廣華等［1］以回歸為基礎的分析框架，將總收入分解為地帶內不平等和地帶間的不平等，分析中國東、中及西部三大地帶1985-2002年地區間收入差距不斷擴大的根本原因，研究認為地帶間的不平等擴大速度要大于地帶內的不平等擴大速度，前者的貢獻率一直保持在60%以上，資本對不平等的貢獻率逐年上升，人力資本及農村工業化等的貢獻率在下降;在另外一項研究中，萬廣華等［2］引用廣東、湖北和云南3省的數據，研究中國農村收入不平等問題，結果表明地理位置和資本在農民收入不平等中有重要作用，而農業結構比勞動力和其他因素更能解釋農村收入不平等這一現象。朱農［3］基于湖北省的調查數據，研究農村非農業活動對農民收入分布的作用，結果表明，2002年農村非農收入中的平均份額已占到了40%，其計量研究結果顯示，農村非農活動降低了農村的不平等，顯著提高了農村家庭的收入水平。楊國濤［4］對寧復西海固的720個農戶分析，結果表明地理區位與農戶特征決定了貧困規模和程度的差異性。楊國濤等［5］以寧夏農村住戶為對象研究收入結構變動對貧困的影響，得到結論是家庭經營收入對貧困的減緩貢獻份額最大，工資性收入在1999年以后的貢獻份額大幅度上升，而財產性收入和轉移性收入對貧困的影響最小。王洪亮等［6］運用基尼系數和泰爾指數測算1983-2003年中國省際間農民收入的不平等，認為從收入來源上看，中國省際間的農民收入不平等主要表現為工資性收入的不平等，收入不平等的擴大主要源于收入結構效應，此外，農民收入的不平等在區域上主要表現為東中西三大區域間的不平等，且帶有越來越強的時間依賴性。

可以看出，對農村收入不平等的研究可謂視角眾多，所得出的結論也不盡一致。但令人費解的是，在農民個體之間收入的差異擴大與貧困成為農村社會經濟的一個突出現象的情況下，確鮮有學者基于農民個體(農戶)數據研究農村微觀個體之間收入的不平等與貧困問題。筆者將從創業的視角，利用農戶家庭調查數據，探討農民創業對農村收入不平等與貧困的影響。

二、研究方法與數據來源

筆者借鑒朱農［3］與魯鳳［7］的研究思路，用目前國內外應用較為廣泛的兩種方法來分析農民創業對收入分布和貧困的影響:一是基尼系數的分解法。即將農民創業收入視為一種“額外收入”，外在地加到家庭總收入之上，這種方法是將收入分解為不同的來源，然后將基尼系數按不同收入來源進行分解，研究各種來源對收入分布不平等的貢獻;二是家庭收入模擬法。即將農民創業收入視農民家庭收入分布的一種“潛在收入”。具體來說，就是要對每個家庭戶估計在不進行創業活動情況下的收入，再比較這個收入和調查所觀察的收入的分布，從而分析創業活動對收入分布的作用。

(一)基尼系數的分解法

基尼系數是收入不平等程度的眾多種測度指標中最主要的一個，它能夠進行分組分解和來源分解，因此，廣泛應用于現實分析。首先，我們引用基尼系數的分解法，分析農民不同收入來源對不平等的貢獻，以考察農民創業活動帶來的影響。設y1、y2……yk為K種不同收入來源的的家庭收入，如農業收入、農民創業收入、其他非農收入等，y0為家庭總收入，即收入y0=∑yk，則基尼系數可被定義為總收入和收入累計分布的協方差的函數。

式中:G0為總收入的基尼系數;為平均收入;F(y0)為y0的累計分布;COV為協方差。按照協方差的性質，總收入的基尼系數G0可被分解為:

Ck代表k項收入的集中率，Uk和U分別為k項收入的人均收入和樣本人均收入，Wk=Uk/U為k收入來源在樣本總收入中的比重。則Ck表示由下式求得:

在獲得Y收入的k收入集中率Ck之后，總樣本基尼系數可以按下分解:

k為收入來源數，Wk為k 收入來源在樣本收入中的比重。

根據上式，基尼系數是所有分項收入集中指數的加權平均，權數為各項收入在總收入中的比重。以(WkCk/G)*100%衡量第k項收入對基尼系數的百分比貢獻。

當Ck＞Gk，且樣本人均收入不變，k收入來源在收入中的比重(Wk)的增加將導致基尼系數的擴大，即導致更大的收入不均等。反之亦然，所以通過計算和比較Ck和G，可以判斷k收入來源對基尼系數的貢獻趨勢。

(二)家庭收入的模擬

基尼系數分解法的基本假設是各種收入來源相互獨立，即各類收入之間不存在替代關系。在農村，由于人力資源及物質資本的限制，這種假設不一定符合現實。為了避免這一缺陷，而將各種生產活動之間的相互作用納入分析，必須估計每個家庭在不進行創業情況下的收入。也就是說，要估計出所有家庭沒有創業活動的情況下的收入分布，然后將這個收入分布與所觀察到的創業家庭的收入分布相比較，從而分析創業活動對收入不平等的作用。

調查中，對于那些已進行創業活動并有創業收入的家庭，我們無法觀察到他們在沒有創業情況下的收入，因此，只能通過觀察未進行創業活動的家庭的收入分布來估計“創業家庭”在沒有創業情況下的收入分布。但是，由于兩類家庭的特征等可能不相同，且所調查樣本中非創業家庭并不一定隨機均勻分布于所以樣本中，這就會導致估計出現偏差。為修正這種偏差，我們用赫克曼［8］兩步法來修正。

首先用 Probit模型來估計農民創業活動的方程:

其中P*為隱變量;P為二元變量，對創業家庭而言，P=1，否則為0;Zi為參與創業的解釋變量。利用式(1)可以計算出所有觀察值的逆米爾比率。然后利用回歸法分別對兩類子樣本進行回歸，從而估計出兩類家庭的收入方程，將逆米爾比率代入收入方程，得到修正之后的收入方程。如下:

對所有參與創業活動(Pi=1)的家庭:

對所有不參加創業活動(Pi=0)的家庭:

式中:yi家庭總收入;Xi為解釋變量;λ1，i和 λ0，i分別為參與創業活動和不進行創業活動的逆米爾比率。利用收入方程，可以計算出創業家庭在未創業情況下的收入模擬值。通過比較兩種情況下的收入變化與分布，可以得到創業對農村收入分布的影響。

關于農民創業對于貧困的影響，我們用FGT系數來衡量。FGT系數是由佛士德等人［9］在森［10］所建立的度量貧困化指標基礎上發展而來的一個具有很強操作性的指標體系。其定義如下:

設 y=(y1，y2，…，yn)為一組按升序排列的家庭(個人)收入。其中:

y＇＞ 0 為人為定義的貧因線;q=q(y，y＇) 為收入小于或等于y＇的家庭數，即貧困戶數(或個人數)。則FGT系數形式為:

其中P0為貧困面，即貧困家庭占總家庭數的比重;P1為貧困深度，就是貧困家庭的收入與人為定義貧困線的差距;P2為貧困的不規則程度，也就是貧困家庭間的收入分布不平等狀況。

(三)數據來源與變量說明

筆者所用數據為“陜西軟科學研究項目”進行調查所得數據，所調查農戶主要分布于西北五省區(陜西、寧夏、新疆、甘肅和青海)，收回問卷份數為453份，經過摘選，有效的問卷437份，為了使研究更具科學與代表性，我們在調查過程中，注意到了調查樣本地區間分布的協調，因此沒有出現某地區樣本全是創業家庭或創業家庭比重過大的情況，也就是說各地區創業家庭與非農創業家庭在樣本中的比重基本一致。由于各地經濟發展層次不同，農民創業形式與規模也不盡相同。從實際調查統計數據看，農民創業以種養業、加工運輸、個體戶和營銷戶等為主，經營規模普遍較小，平均年總收入不到3萬元，這可能與西北地區經濟相對落后有關。總體上樣本能夠反映出農民創業活動與農戶家庭收入的基本面。樣本基本情況如表1所示。

在調查中，我們把農戶年總收入分為農業收入、創業收入、非農收入與其他收入四類。農業收入即農業經營收入，是指農民以家庭為基本組織從事農林牧副漁業生產得到的全部收入;創業收入是指農民從事創業活動，包括個體戶、私營企業和個體企業及種養專業戶等創業經營所獲得的收入;非農收入包括非農生產經營收入和工資性收入，前者是指農村家庭從事工業、交通運輸業、建筑業及商業服務業等非創業性質獲得的收入，后者是農戶成員在各種社會機構和經營單位中獲得的工資、獎金、補貼分紅等收入;其他收入是農村家庭獲得的除以上三項之外的所有收入。由于本調查樣本為選擇性調查，因此在所有樣本中，創業家庭所占的比重偏大，達40.7%，非創業家庭比重為59.3%;此外，需要指出的是，創業家庭大多數是兼營農戶，即家庭勞動力中既有從事農業生產的成員，也有從事創業活動的成員。

農民創業活動的主要決定因素有創業回報率、創業風險、家庭人力資本、資金積累能力及市場環境等。筆者引入以下幾個變量:(1)家庭成員的平均受教育年限。以平均受教育年限為代表，農村家庭人力資本的積累可以提高農民的創業認知水平與能力，文章將家庭中15歲以上成員的平均受教育年限按傳統方法分為小學(0～6年)、初中(6～9年)、高中(9～12年)及大專及以上(12年以上)四個層次，分別用1、2、3、4四個數字代替。(2)家庭耕地面積。土地是農村最基本的生產資料，也是農民進行創業原始資本積累的最基礎資本，家庭擁有土地面積的大小往往是影響農民選擇從事某種生產經營活動的最直接源動力。(3)戶主年齡。這一變量可能代表著不同年代出生的農民創業意識的強弱與態度的差異，我們引入這一變量以考量年齡在農村創業活動中的影響作用。(4)家庭人口負擔率。這一變量是家庭人口數與勞動力數的比例。(5)家庭離最近火車站或汽車站的距離。筆者用這一變量代替農村家庭所處的市場環境。在現代物流經濟逐步發展成熟過程中，車站(尤其是火車站)已成為各種信息、物質及交通聚散最重要的場所之一，對農村而言，車站已成為農民進行各種社會活動最重要的通道。

表1 樣本的描述性分析

三、實證研究結果

(一)基尼系數分解法的實證結果

首先用外生收入法對農村家庭按收入來源進行基尼系數分解。表2展示了基尼系數的分解結果。可以看出，農業收入仍是農民收入的主要來源，占到51.85%，非農收入占到30.70%，創業收入占總收入13.32%;調查發現:總體上農民的農業參與率很高，達到96.10%，而參與創業活動只有11.5%，超過85%的農村家庭沒有創業收入。

表2 基尼系數的分解結果

從基尼系數的分解結果看，四種收入來源中，其 他收入的基尼系數最高，為0.921，其次是創業收入，為0.859，非農收入的基尼系數為0.734，位于第三，而農業收入的基尼系數最小。由此可知，農業收入在四種收入中最為均衡。如果將創業收入從農民總收入中剔除掉，則其基尼系數為0.433，比純農業收入0.486的基尼系數要低10.9%。說明雖然非農收入有較強的不均衡性，但將其匯總到農業收入之后，基尼系數下降了，由此可推斷:農村非農收入對農民收入分布的不平等性具降低作用，這與朱農先生研究的結論相似①朱農先生(2002)一項對湖北農村的研究表明，農村非農收入的基尼系數為0.662，農業收入的基尼系數為0.474，將農業收入加上非農收入后，基尼系數下降了10.6%，說明非農活動降低了收入的不平等。。而將創業收入部分引入后，總收入的基尼系數上升了7.4%，達0.469。說明創業收入加劇了農村收入的不平等性。應該指出的是，由創業活動所帶來的農民部分非農收入減輕了創業收入對總收入不平等的沖擊，因為農民創業可以帶動農村就業，從而提高農民的非農收入，在一定程度上降低了總收入的基尼系數。

農業收入、非農收入與創業收入與總收入的相關程度都較高，都在0.60以上。從各收入來源對不平等的貢獻率來看，農業收入的貢獻率為34.3%，非農收入為26.8%，而創業收入高達36.2%，基他收入僅為2.7%。與上述結論基本相符。

再看各收入百分點變化對不平等和社會福利的邊際影響作用。從中可看出，農業收入每上升1%，基尼系數下降0.06%，而非農收入和創業收入每上升1%，基尼等比系數分別上升0.04%和0.19%。農業收入、非農收入和創業收入每增加1%，給社會福利所帶來的增加值分別為0.53%、0.35%和0.58%，創業收入帶來的福利增加值最大，原因在于創業活動不僅帶來農村社會總收入的提高，而且由此帶動的農村就業率的提高對農民生活狀態的改善具有促進作用。

(二)收入模擬法的實證結果

基尼系數分解法在分析收入不平等方面得到了廣泛應用，但如上所述，其隱含的各種收入來源是相互獨立的假設并不一定符合現實。為避免這一缺陷，我們再利用收入模擬法進行分析。首先分析農民創業活動的決定因素，如表3所示為農民創業活動參與的無偏估計。

從表3中可以看出，農村家庭人力資本(用家庭平均受教育年限代替)對農民創業起到正向推動作用，即農民受教育程度越高，對其創業推動作用越強。農民家庭人口負擔率對農民創業活動具有抑制作用，換句話說，家庭勞動力越多，對創業的推動就越強;反之，家庭非在業人口越多，對農民創業作用抑制作用越強。家庭人口負擔率越大，表明農民家庭生活壓力越大，創業活動所需的資金積累越緊張，因此對創業活動有負向作用。

表3 家庭進行創業與否的估計結果(進行創業活動為1，否則為0)

耕地面積對農民創業活動具有正向推動作用，表明家庭耕地面積越多，對農民創業的推動作用越強，原因在于農民收入普遍低的情況下，農村耕地面積的多少代表著農民掌握物質資本基礎的厚薄，家庭耕地面積越大，農民創業資金積累越強，越易于進行創業活動。

戶主年紀與創業活動是反向關系，表明年紀越輕，農民越有創業激情，而年紀越大創業參與可能性越小。為引入市場環境變量，筆者用農民家庭離車站的距離來代表。在農村，離車站越近，意味著市場環境越好，相反，則市場環境越差。估計結果表明，市場環境對農民有創業具有顯著作用，市場環境越好，越容易激發農村的創業活動。

基于以上分析，下面分別對農民有創業活動和沒有創業活動兩種情況下進行無偏估計(表4)。估計結果表明，農民人力資本對兩類家庭的收入都具有正向拉動作用，平均受教育年限越高，對收入的拉動作用越強。但不同的是，大專以上(12年以上)的教育程度對非創業家庭的收入具有明顯抑制作用，反映出了農民受教育在農村的回報率低的現狀。家庭人口負擔率對兩類家庭的收入都具有反向作用，而耕地面積對兩類家庭的收入都有正向作用，其系數分別為0.018和0.016。

利用表4中的回歸方程3可以估計模擬出農民家庭在沒有創業狀況下的收入情況，如表5所示。從中看出，在家庭總收入上，進行創業活動家庭的年總收入比在沒有進行創業活動情況下的收入提升了4 322元。基尼系數從0.433上升到0.449，上升幅度為3.7%。在人均收入方面，模擬值比觀察值低1 339.6元，基尼系數從0.434上升到0.451，上升了3.9%。說明創業對農村微觀家庭之間收入分布的不平等性具有加劇作用。

表4 收入方程的估計結果

(被解釋變量:家庭總收入的對數值)

表5 農民創業對不平等的影響

我們再考察農民創業對農村貧困的影響。目前統計口徑普遍將農戶收入分為五組:低收入戶、中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶和高收入戶。據此，我們假設每組人口所占比重為20%，于是將低收入戶定義為貧困戶。結合所調查樣本情況，筆者按位于人均收入等級低端的20%來計算貧困人口，將貧困線定義為1 500元以下，即據此統計，總樣本中有約20%的樣本家庭人均收入在此貧困線以下。

從表6的計算結果可看出，創業給農村家庭的總收入和人均收入帶來12%～14%的增幅。FGT指數值都為負值，表明農民創業在一定程度上降低了農村地區的貧困，P0值從32.1%下降到24.3%，說明創業收入使農村貧困戶比重下降了近8個百分點;P1值從13.5%下降到7.1%，這說明農村創業活動從總體上提高了貧困戶的收入水平;P2值下降2.4個百分點，表明農村創業活動也縮小了貧困戶之間的收入差距。

表6 農民創業對貧困的影響

四、結論

1978年以來，隨著農村改革的推進，農村產業的多元化及農民收入的不斷提高。農民創業活動也得到了較快的發展。筆者基于農村微觀家庭數據，研究農民創業對農村收入不平等及貧困的影響。可以看出:農民創業活動一方面推動農村經濟的發展，促進農村經濟由外延拉動向內源發展轉變，從而提高農村經濟發展的內涵;另一方面，由農民創業創造就業崗位，解決了農村部分剩余勞動力的就業問題，提高就業者的收入。因此，可以說，農民創業活動從總體上提高了農村的收入水平，降低農村貧困化程度。另外，研究還表明，農民創業加劇了農村收入不平等狀況，原因在于農民創業伴隨著高風險的同時，也往往帶來較高收入，這種高收入及其異常值會拉劇創業家庭與低收入農戶之間的差距。說明農村地區有創業能力和干勁的人，其收入會有較大提高。應該指出的是，農民創業雖然在一定程度上加大了農村家庭間的貧富差距，但這種差距僅僅是個體意義上的差距，而不是導致普遍貧困化。相反，隨著更多的農民實現創業，由此拉動農村經濟的發展及帶動農村的就業，會提高農民整體收入水平，從根本上推動農民生活的逐步改善。

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Peasants Entrepreneurship，Income Inequalities and Poverty in Rural China

WEI Jifei
(College of Education，Southwest University，Chongqing 400715，P.R.China)

Based on rural micro-data of household，using the method of Gini decomposition and simulation income，the author studies income inequality and poverty in rural areas.The results show that farmers'entrepreneurial activity relieved of degree of poverty in rural will help the poor to increase family income.On the other hand，the farmers'entrepreneurship will increase the income inequality.

peasants'entrepreneurship;inequalities;poverty;effect

F304.8

A

1008-5831(2013)02-0016-07

2012-05-27

教育部人文社會科學研究西部和邊疆地區項目(11XJC630013)

韋吉飛(1982-)，男，廣西都安人，西南大學教育學部講師，管理學博士，主要從事人力資源開發與管理、成人教育與培訓、人力資源配置與優化研究。

(責任編輯 傅旭東)