市場化改革、要素流動與我國農村內部收入差距變化

徐志剛，寧 可，朱哲毅，李 明

(1.南京農業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210095；2.中國科學院 農業政策研究中心，北京 100020； 3.上海市農業科學院農業科技信息研究所，上海 201403)

市場化改革、要素流動與我國農村內部收入差距變化

徐志剛1，寧 可1，朱哲毅3，李 明2

(1.南京農業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210095；2.中國科學院 農業政策研究中心，北京 100020； 3.上海市農業科學院農業科技信息研究所，上海 201403)

本文利用農業部固定觀察點大樣本農戶與行政村數據，對我國農村內部居民收入差距進行了測算和分解，并對其變化從市場化改革和要素流動角度進行了解釋。2004-2012年，我國農村內部居民收入差距仍然呈上升趨勢。其中，非農收入本身差距在經歷了拉大過程后已開始呈現縮小趨勢，但其在人均總收入中的比重仍在上升，因此其對人均總收入差距的貢獻率雖然緩慢下降，但仍遠超農業收入的貢獻；農業經營收入對人均總收入差距的貢獻率顯著低于工資性收入，但農業經營收入自身的差距則呈上升趨勢。計量經濟分析表明，農村土地流轉的上升在減少農戶種植業收入的同時，也加大了農戶在土地要素配置上的差異，拉大了農戶種植業收入的差距；勞動力市場化改革明顯促進農戶工資性收入提升，但對農戶勞動力外出就業的影響呈現先上升后下降的倒“U”型關系；資本市場的改革對農戶財產性收入增長和非農經營收入增長影響顯著，但擴大了財產性收入差距。

收入差距;農村居民人均收入;基尼系數分解;要素市場化改革

Abstract：In this paper, by using the mass sample of farmers and village-level data from observation points deployed by the Ministry of Agriculture, and through calculating and decomposing the income gap of rural residents, we explain the change of income gap in tems of market reform of production elements. The paper shows that the income gap of rural residents still shows an upward trend from 2004 to 2012,the income gap of non-agriculturalhas shown a narrowing trend after the process of widening, but its proportion in the per capita income is continuously rising, and its contribution rate to per capita income gap is declining slowly, but much higher than the contribution rate of agriculture income.The contribution rate of agricultural income to per capita income gap is in a rising tendency and significantly lower than wage income. Econometric analysis shows that the rising in the transformation of the land objective significantly improves farmers farming income, while expands the differences of distribution over the land, leading to the growth of farmers’ farming income gap.The reform of the labor market significantly increases the farmers’ income, and however, it generates an inverted U-shaped tendency for the distribution of the migrant peasant workers.The reform of capital market will significantly increase the property income andnon-farm management income of farmers, whereas expand the gap of property income.

Keywords:income gap；per capitaincome of rural residents；decomposition of the Gini coefficient；market reformof production elements

一、引言

不同歷史時期，我國面臨的收入差距情況大不相同。改革開放以前，中國計劃經濟體制下的平均主義分配方式使得城鎮內部和農村內部的收入分配一直保持較小的差距[1]，但城鄉間收入分配差距較大[2-3]；改革開放以后，伴隨著城鄉居民收入水平的不斷上升，我國城鄉之間、城鎮居民內部、農村居民內部、不同地區間的收入分配差距在很長時間內都呈現持續拉大的趨勢，表現出了全新的特征和規律。當前，如何看待與處理經濟快速發展帶來的收入差距問題已經成為我國政府和學術界的當務之急，因此，對收入分配差距的變化趨勢和特征進行梳理將具有較強的現實意義。

長期以來，城鄉收入差距頗受關注，但就農村而言，除了與城鎮之間存在較大差距外，農村內部的收入差距也在不斷擴大，甚至已達到較高水平[4]。國家統計數據顯示，1995年到2012年，農村居民家庭人均收入從1578元提升到7917元。同期，我國農村內部收入差距也迅速擴大，基尼系數從1996年的0.32上升到2005年的0.38[5]。從收入來源看，在1992年至1995年間，農村內部家庭經營收入對總收入差距的貢獻是82.9%，可見農業經營收入的差距是造成農村內部收入差距的主要原因。雖然在這一時期非農就業收入的貢獻率僅有17.1%[6]，但工資性收入的集中率呈現上升趨勢，表明工資收入對總收入差距的貢獻也在不斷上升[4]。

不少研究認為，要素投入與農民收入間存在較大關聯。農戶的經濟決策取決于農戶所能掌握的經濟資源條件(即要素稟賦)，一般而言，對農戶生產經營影響較大的生產要素主要包括土地、勞動力和資本三種[7]。土地要素方面：一方面，土地兼具就業和養老兩項最基本的社會保障功能，可以提高老年勞動力和無法從事非農工作農村勞動力的收入，有利于縮小農村收入差距[8-9]。另一方面，土地要素的自由流轉促進了規模效應的形成[10]，培養了土地經營大戶，在提高資源配置效率和土地市場價值的同時[7,11]，擴大了農村內部收入差距[12]。勞動力要素方面，針對勞動力流動對收入差距的影響，相關研究形成“促進觀”、“降低觀”、“先擴大后縮小”等觀點：“促進觀”認為，農村勞動力流動的城市化進程是促進城鄉收入差距的主要原因[13-15]，單純的勞動力流動未能熨平收入差距，“庫茲涅茨”效應目前在我國并不顯著[16-17]；“降低觀”則認為，城市化帶來的農村勞動力轉移具有降低城鄉收入差距的效應[18-19]；第三類觀點認為，短期內農村勞動力轉移和城市化發展會擴大收入差距，長期內會縮小收入差距[20-21]。資本要素方面，資金要素變化對于收入差距影響的觀點也不統一：支持“倒U型假說”觀點的學者認為隨著金融的不斷發展，收入分配差距呈現出先擴大后縮小的趨勢。在金融市場不完善的情況下，信貸發展會顯著降低收入分配差距，在縮小貧富差距的同時，有效消除了貧困[22-24]。但倒U型假說在國內并沒有得到進一步驗證，國內的研究認為，金融發展反倒會顯著拉大城鄉收入差距[25-26]。

綜上所述，已有研究鮮有著眼于農村內部收入差距的，對其形成機制的探討尚屬空白。因此，對2004年以來農村內部收入差距的變化規律及緣由進行系統研究將具有重要的研究價值和現實意義。一方面，隨著我國市場化改革的深入，農村加快了產品市場和要素市場的改革，這對農村內部的收入差距產生了重要影響并持續發揮作用。另一方面，深入研究農村內部收入差距的變化特征、來源、形成原因和內在規律，有助于正確判斷農村內部收入差距現狀，從而研究和制定縮小農村內部收入差距的對策和辦法，這對促進農村社會穩定和經濟發展將具有重要的政策意義。下文的結構安排如下：第二部分，分析框架與研究方法；第三部分，農村居民收入差距的來源分解；第四部分，要素改革與農村內部差距；第五部分，結論與討論。

二、分析框架、測算方法與模型構建

(一)分析框架

市場化改革的深入加強了土地、勞動力、資本在要素市場上的流動，具體表現為如下幾個方面：(1)農村土地二輪承包后，農村土地使用權被鼓勵轉讓，促進了農村土地經營的集聚和規模化；(2)隨著城鄉戶籍制度改革和對人口流動管制的放松，農戶家庭勞動力得以進一步在農業和非農業之間進行有效配置；(3)農村金融改革和市場發展在一定程度上緩解了資金約束對農戶農業和非農業生產投入的限制。后續，農村還將進一步深化土地在農村內部流轉、勞動非農化、人口在城鄉遷移和農村金融等改革。

與此同時，要素流動性的加強進一步影響了農村內部收入差距，且影響程度因要素的不同而異。土地要素方面，土地流轉市場的逐步建立促進了農地在農戶之間的重新配置和流轉集中，農戶種植業收入差距開始拉大；勞動力要素方面，農村勞動力實現了從農業部門向工業部門、從農村部門向城市部門的流動，對農戶非農收入和收入結構，以及農戶收入差距都產生了重要的影響；資金要素方面，市場的改革使農戶的金融深化程度和信貸可得性都得到了改善，直接影響農戶財產性收入差距和非農經營收入差距。具體作用機制見圖1。

基于此，本文判斷我國農村市場化改革的深化將導致要素配置發生變化，進而引起同期農村內部收入差距的變化。具體的，本文提出如下研究假說：

假說1：農地均分制度下的農村土地要素市場化改革和市場流轉程度提升促進農戶農業收入差距拉大。

假說2：工業化和城鄉勞動力市場化改革促進了農村勞動力流動和非農就業增加。在勞動力流動的初始階段，農戶工資性收入呈現拉大趨勢；隨著農村勞動力流動和非農就業從局部地區轉向農村整體，農戶工資性收入差距逐漸縮小。

假說3：農村內部資本要素市場改革使農戶財產性收入差距上升，且金融深化程度上升降低農戶財產性收入差距，信貸可得性擴大非農經營收入差距。

圖1 要素市場化改革對農村內部收入差距的影響機理

(二)測算方法與模型構建

1.收入差距來源測算方法

本文在測算不同來源收入對總收入差距貢獻時，采用傳統要素分解方法對我國農村基尼系數按照不同收入來源進行分解[27]。假設農戶人均總收入Y由k個不同來源的分項收入y1，y2，…….，yk組成，即：

(1)

這樣，農戶人均總收入的基尼系數G可以表示為：

(2)

其中，Sk代表第k項收入yk占人均總收入的比重，即Sk=Yk/Y；Gk是第k項收入yk自身的基尼系數，表示該項收入在農村內部的收入差距；Rk表示收入yk與人均總收入Y的相關系數。三項之積SkGkRk表示第k項收入yk對人均總收入不平等的貢獻，即農村內部農戶人均總收入基尼系數的大小不僅受到來自不同來源的分項收入各自基尼系數的影響，還同時受到各分項收入占人均總收入比重和該項收入與人均總收入相關系數的影響，也就是說，農村內部居民人均總體收入的差距不僅取決于組成它的分項收入各自自身在農村內部的差距，還取決總體收入的收入來源結構和各分項收入與總體收入變動方向的一致情況和程度。因此，如果某分項收入的基尼系數非常高，但它在總收人中所占份額很小，那么其對人均總收入差距的影響就不一定大。如果某分項收入的基尼系數很小，但它在人均總收入中占比很大，那么其對人均總收入差距的影響力也不一定小。

2.模型構建

為檢驗研究假說，本文建立農戶收入影響因素模型和村級層面農戶要素配置差異模型兩套計量經濟模型。

(1)農戶收入影響因素模型

為檢驗不同要素市場化改革對農戶不同類別收入的影響，本文建立以下計量經濟模型：

yi=f(Ij,Xi,X,ε)

(3)

其中yi為代表農戶的四類人均收入，i為1到4的整數；Ij代表三類要素，j為1到3的整數。農戶收入影響因素模型可以表述為：農戶人均收入(種植業、工資性、非農經營、財產性收入)=f[要素市場化指標(土地、勞動力、資金、資金)，特殊控制變量，整體控制變量，擾動因素]。

其中，關鍵解釋變量I1——土地要素市場化指標采用村內土地流轉的戶數比例和村內戶均土地流轉面積*為了排除該農戶自身對村平均土地流轉比例的影響，使用的是排除本農戶自身的村平均土地流轉比例：村平均土地流轉比例=(∑農戶土地流轉面積/農戶年末土地經營面積-本農戶土地流轉面積/本農戶土地經營總面積)/(村總戶數-1)。進行衡量；I2——勞動力要素市場化指標采用村內農戶平均外出就業*該處外出就業比例本研究中界定為農村勞動力在縣外就業的人數占家庭總體勞動力人數的比例，為了排除該農戶自身對村平均土外出就業比例和非農就業比例的影響，使用的是排除本農戶自身的村平均外出就業比例和非農就業勞動力比例。比例進行衡量；I3——資金要素市場化指標采用金融相關率*本研究采用金融相關率來衡量農村金融市場發展程度。借鑒張杰對金融相關率的定義和現有數據特點[28]，本研究定義的平均金融相關率具體如下：村平均金融相關率=[∑(農戶現金收入+貸款收入+有價證券收入)/農戶總收入]/村總戶數。進行衡量；I3與I4相同。

特殊控制變量X1包括村平均金融相關率、農戶家庭年初耕地面積、農業生產性固定資產，X2包括村平均金融相關率、非農業生產性固定資產，X3包括村平均外出就業比例、非農業生產性固定資產，X4包括家庭期末金融資產余額、非農業生產性固定資產。

整體控制變量X包括兩類：農戶家庭特征和村莊特征。其中農戶家庭特征具體包括家庭整半勞動力數量、家庭初中文化水平以上勞動力比例、住房價值，村莊特征具體包括村內本地*此處本地在本研究中界定為本縣內非農就業：村平均本地非農就業勞動力比例=∑(農戶本地非農就業人數/農戶就業勞動力總人數)/村內總戶數。平均非農就業比例、村內鄉鎮企業的數量、是否郊區村、是否山區村、是否是礦區村，同時采用了省虛擬變量進行控制。該回歸將采用線性回歸模型。

此外，為減弱計量經濟分析中潛在的內生性問題，本研究采用了三種方法：一是用各行政村內的所有樣本農戶數據構造了村級平均指標來測度村要素市場化程度(如用村土地流轉農戶比例和村戶均土地流轉面積兩個指標來測度村土地要素市場化程度)，繼而考察要素市場化程度對農戶決策的影響；二是對于各樣本農戶，在計算其對應的村平均指標的時候扣除了其自身，從而避免了該樣本農戶對村平均指標的影響；三是采用多期面板數據進行分析，而面板數據模型的固定效應估計能夠在一定程度上消除隨時不變因素導致的內生性問題，可以進一步減弱模型的內生性問題。

(2)村級農戶要素配置差異的影響因素模型

本文構建了村莊級別層面上的農戶要素配置差異的影響模型。具體如下：

(4)

其中，關鍵解釋變量為I1——土地要素市場化指標采用村內土地流轉戶數比例和村內戶均土地流轉面積*村平均土地流轉比例=∑(農戶流轉土地面積/農戶年末土地經營總面積)/村總戶數。進行衡量。I2——勞動力要素市場化指標采用村內農戶平均外出就業*村平均外出就業勞動力比例=∑(農戶外出就業人數/農戶就業勞動力總人數)/村內總戶數。比例以及其平方項進行衡量。I3——資金要素市場化指標采用村內平均金融相關率以及其平方項進行衡量。I4——資金要素市場化指標采用村內平均金融相關率和村內平均金融資產余額進行衡量。

特殊控制變量X1為村平均金融相關率，X2為村平均金融相關率及其平方項，X3為村內農戶平均外出就業比例及其平方項，最后一個方程并未設定特殊控制變量。

控制變量X主要為村莊自然、經濟、社會特征，具體包括村級本地非農就業比例、村內鄉鎮企業的數量、是否郊區村、是否山區村、是否是礦區村，同時采用了省級虛擬變量進行控制。該回歸同樣將采用線性回歸模型。

三、我國農村內部居民收入差距及其來源分解

本文所涉及的收入是指農村居民的人均收入，其中人均總收入包括農業收入和非農收入，農業收入包括種植收入、林業收入、畜牧業收入和漁業收入，非農收入包括工資性收入、非農經營收入、財產性收入和轉移性收入，工資性收入包括縣內、縣外和其他收入，非農經營收入包括第二產業和第三產業收入。

本文所用數據為農業部農村固定觀察點長期跟蹤調查數據。該數據庫每年在全國范圍內調查300多個行政村，2萬多農戶。2003年更新后的調查表開始包含詳細的個人特征與就業數據。本研究計量經濟分析需要個人外出就業狀況數據，因此選取2004-2012年數據進行分析。經過數據清理，2004-2012年9年數據共有129540個農戶樣本和2115個村樣本。下文將通過前文介紹的方法，計算不同來源收入對農民人均總收入差距的貢獻率，來表示不同收入來源對農民人均總收入差距的影響(表1、2、3)。

(一)農民人均總收入差距及其變化趨勢

總體來看，2004-2012年農村居民人均總收入的差距不斷擴大，其中農業收入的不平等程度不斷上升，而非農業收入則呈現先上升后下降的趨勢。表1數據顯示，農業收入基尼系數從2004年的0.52上升到2012年的0.71；非農業收入的基尼系數從2004年的0.59上升到2007年的0.67，隨后下降至2012年的0.64。

從收入來源看(表2)，2004-2012年農村居民人均總收入中非農收入比重不斷上升，且一直高于農業收入占比，兩者的差距不斷擴大。2004年非農業收入占人均總收入的比重為60.86%，比農業收入比重高21.72個百分點；2012年，非農業收入所占比重則上升到67.01%，農業非農業收入差距擴大至34個百分點。這意味著農村正經歷著非農化過程，農戶兼業化程度日益深化。

從對人均總收入差距的貢獻看(表3)，2004-2012年農村居民收入差距中非農收入對人均總收入差距的貢獻遠超農業收入，但差距正在緩慢縮小。2004年非農業收入貢獻率達到了73.76%，而農業收入貢獻率僅為26.24%，而在2012年這一差距縮小了4.42個百分點，但非農貢獻率仍然是農業的2.5倍。

表1 2004-2012年農村不同來源收入基尼系數

數據來源：根據農村固定觀察點數據計算

(二)農業收入差距及其變化趨勢

在農業收入內部，種植業、林業、畜牧業、漁業收入的不平等程度均有所上升，其中畜牧業上升較快(表1)。9年間，種植業、林業、畜牧業和漁業基尼系數分別上升了0.14、0.02、0.15和0.01，可見畜牧業收入分配不均衡程度變化最大。

從收入來源看，種植業收入仍是農業收入的主要來源，但所占比重有所下降，而林業、畜牧業、漁業收入所占比重則相對上升(表2)。2004年農作物種植業收入占人均總收入的29.29%，2012年則下降為18.86%。畜牧收入比重呈現上升的趨勢，2012年農戶人均畜牧收入占人均總收入的9.79%，約為2004年的1.5倍。林業收入比重由2004年的1.34%上升到2012年的1.43%；漁業收入也上升了0.81%，雖然漁業所占比重較小，但增幅明顯。

從對人均總收入差距的貢獻看，種植業收入和畜牧業收入仍然是農村內部收入差距最主要的貢獻者，二者總的貢獻率在2012年達到22.33%(表3)。雖然不同農業收入的基尼系數均有所上升，但是伴隨著種植業收入比重的下降，其對人均總收入差距的貢獻率也有所下降，而林業、畜牧業、漁業收入比重均有所上升，所以三者對人均總收入差距的貢獻也有所上升。2004至2012年間，種植業收入的貢獻率由17.38%下降到10.43%，畜牧業、林業和漁業收入貢獻率反而由3.97%、1.08%、3.88%上升到11.9%、1.11%、4.99%。

表2 2004-2012年農村內部不同來源收入份額 單位：%

數據來源：根據農村固定觀察點數據計算

(三)非農收入差距及其變化趨勢

在非農收入內部，工資性收入的不平等程度呈先上升后下降的趨勢，家庭非農經營收入的不平等程度有所上升，財產性收入不平等程度持續下降，轉移性收入不平等程度則呈現先上升后下降的趨勢。表1數據顯示，工資性收入的基尼系數從2004年的0.70上升到2006年的0.83，隨后降至2012年的0.81。其中，縣內上升0.02，縣外從2004年的0.80上升到2008年的0.87，隨后下降至2012年0.86。家庭非農經營收入基尼系數則從0.90上升到0.91，其中第三產業收入基尼系數上漲較快。

表3 2004-2012年農村不同來源收入差距對人均總收入差距的貢獻率 單位：%

數據來源：根據農村固定觀察點數據計算

從收入來源看，工資性收入比重上升明顯，家庭非農經營收入比重有所下降，財產性收入雖然比重較低，但增幅明顯，而轉移性收入保持穩定。表2數據顯示，工資性收入所占比重從2004年的25.40%攀升到2012年的29.42%；其中縣內下降3.09%，縣外上升6.61%。家庭非農經營收入比重有所下降，但下降幅度較小，從2004到2012年，家庭非農經營收入比重僅下降0.49%，其中二、三產業均有所下降。財產性收入雖然占比較低，但是增速快，9年間接近翻一番。轉移性收入所占比重變化較小，9年間僅上升0.35%。

從對人均總收入差距的貢獻看，工資性收入差距對城鄉居民總體收入差距的貢獻率總體呈上升趨勢，2012年達到了33.41%，遠超過其他收入，表明農村居民之間的工資性收入差距對農村居民人均總體收入差距拉大作用最為突出(表3)。其主要原因在于工資性收入占農村居民收入的比重較高，所以即使工資性收入基尼系數相對降低，但對人均總收入差距的貢獻率依然較大。家庭非農經營收入對人均總收入差距的貢獻僅次于工資性收入，但2004年以來整體呈下降趨勢，這主要是由農村居民的非農經營性收入比重不斷下降所造成。所以，縱然農村居民非農經營性收入基尼系數有所上升，但其對人均總收入差距的貢獻率卻在不斷下降。財產性收入由于在農村居民收入中所占的比重較小，因此對農村居民總體收入差距的貢獻較小。

四、要素市場化改革與我國農村內部收入差距

本研究分別采用混合截面、隨機效應和固定效應模型檢驗各類家庭收入和要素配置間的關系，并通過個體效應檢驗和hausman檢驗選擇其中一種模型作為結果呈現。其中，在家庭收入模型中，所有模型在兩個檢驗中都顯著，因此均采用固定效應模型(表5)；在要素配置差異模型中，所有模型均通過個體效應檢驗，但第1列和第4列模型未通過hausman檢驗，因此，這兩列模型采用隨機效應模型，其他采用固定效應模型(表6)。

(一)土地要素市場化改革與農村內部收入差距

從2004年到2012年，我國戶均轉包面積從0.85畝上升至1.20畝，轉包比例從9.37%上升到12.75%；農村家庭經營耕地面積也從2畝/人，上升到2.41畝/人(表4)。可見，9年間我國土地要素流轉速度明顯加快，種植業規模化的經營情況也不斷加強，戶均種植規模不斷上升，在此期間，伴隨著土地要素的流轉和加速，種植業和畜牧業等農業收入差距也呈現明顯拉大趨勢。因此有理由相信，農村土地流轉市場的發育及土地的流轉和集中擴大了農戶土地要素稟賦的差異是導致農戶種植業等農業經營收入差距拉大的重要原因之一。

表4 2004-2012年土地要素和資本要素流動情況

注：表中報告的是變量均值。

數據來源：根據農村固定觀察點數據計算

通過模型實證研究也驗證了以上猜測。實證研究表明土地要素市場化改革顯著減少了農戶種植業收入，但同時也加大農戶在土地要素配置上的差異，從而客觀上加劇農戶種植業收入差距(表5)。模型(1)在控制了農戶特征和村莊特征后，關鍵解釋變量土地要素市場化指標——村內有土地流轉戶數的比例在5%顯著水平上顯著，說明村內有土地流轉戶數的比例每提高一個百分點，農戶種植業收入將會減少2.83元；村內戶均土地流轉面積在1%顯著水平上顯著，說明村內戶均土地流轉面積每提高1畝，農戶家庭種植業收入減少49.20元。

同樣，土地要素市場化改革會顯著影響農戶在土地資源配置上的差異。在控制了村莊特征后，關鍵解釋變量村內土地流轉戶數比例和村內戶均土地流轉面積均在1%顯著水平上顯著(表6)，說明土地要素市場化對于村年末土地經營面積標準差有著明顯的正向作用。土地要素市場化會顯著擴大農戶在土地要素配置方面的差異，因此說土地要素市場化改革會擴大農戶種植業收入的差距，這也在一定程度上驗證了上文的描述性分析。

(二)勞動力要素市場化改革與農村內部收入差距

在通過對不平等指數的動態分解，和研究不平等指數變化的原因時，有學者把基尼系數的變化分解為“集中效應”和“結構性效應”*“集中效應”是指構成總產出或總收入的分項部分的內部集中率，或說內部不平等程度的變化引起的總基尼系數的變化。“結構性效應”是指，在各分項部分的內部集中率不變的情況下，僅僅因為各分項部分的結構變化，帶來的對總的基尼系數的變化的影響。[29]，通過研究發現，我國農村內部工資性收入差距的“集中效應”處于先上升后下降趨勢，而“結構性效應”處于上升態勢，農村內部收入差距主要是由于“結構性效應”所致(表1、2、3)。因此，我國農村內部工資性收入差距“集中效應”的先上升后下降以及“結構性效應”的上升與我國勞動力要素的市場化改革密不可分。

客觀來看，集中效應對工資性收入差距的影響較小，并且勞動力流轉的市場化有降低工資性收入差距的作用，尤其是外出就業對工資性差距的降低作用更為明顯。由表2可知，工資性收入差距呈現先上升后下降的趨勢。計量模型顯示，勞動力要素配置差異會隨著勞動力市場化進程的推進先上升后下降。村平均外出就業比例及其平方項均在1%顯著水平上顯著，且一次項系數為正，二次項系數為負，因此勞動力市場化與村外出就業人數的標準差呈現開口向下的二次關系(表6)。也就是說伴隨著勞動力要素市場化的推進，農戶配置在外出就業方面勞動力的差異會先有所上升，到達一定程度后再下降。合理的解釋是，改革之初，只有部分農戶外出就業，因此農戶工資性收入差距不斷擴大，但是隨著外出就業人數的提高，在外出就業比例也達到一定水平后，農戶外出務工人數的差異就會慢慢縮小，因此工資性收入差距也會降低。

所以造成工資性收入差距上升的主要原因是“結構性效應”，主要是由于非農就業增加而造成的工資性收入占人均總收入比重的增加。據本研究測算，工資性收入占人均總收入的比重持續上升，由此帶動工資性收入差距對人均總收入差距的貢獻率上升8.88%(表3)。同時計量模型顯示，勞動力市場化會顯著增加農戶工資性收入，從而驗證上文所說的“結構性效應”。在控制了農戶特征和村莊特征后，關鍵解釋變量勞動力要素市場化指標——村平均外出就業比例在1%顯著水平上顯著，說明村平均外出就業比例每提高一個百分點，農戶家庭工資性收入將會提高57.40元(表5)。

表5 要素市場化程度對農戶家庭收入影響模型回歸結果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的顯著水平，括號里是參數檢驗T值統計量。

表6 要素市場化程度對村莊農戶家庭要素配置差異影響的模型回歸結果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的顯著水平，括號里是參數檢驗T值統計量。

(三)資本要素市場化改革與農村內部收入差距

資本要素市場改革對財產性收入和非農經營收入差距有著深刻的影響，主要體現在兩個方面，一是金融深化帶來的家庭外投資增長所造成的財產性收入差距，另一方面就是由于信貸市場的改革造成農戶信貸可能性的變化，對農戶家庭經營投資造成影響，從而影響家庭非農經營收入的差距。

研究發現我國農村金融深化程度變化與我國農村金融市場化改革存在著相當大的一致性。金融深化程度會顯著促進農村存款的增加，從而促進包括股票、債券等家庭外投資的增長，同時金融深化會影響農村內部財產性收入差距。自2004年以來，我國農村家庭存款經歷了持續上升的階段，而我國金融深化程度與財產性收入差距則呈現反向變化的趨勢(表2、4)。實證研究顯示，資金要素市場化改革會顯著增加農戶財產性收入，在控制了農戶特征和村莊特征后，關鍵解釋變量資金要素市場化指標——村平均金融相關率在1%顯著水平上顯著，且系數為正，可見資金要素市場化改革對農戶財產性收入存在顯著的正向影響(表5)。同樣，金融市場化改革會顯著影響農戶在金融支出上的差異。在控制了村莊特征后，關鍵解釋變量資金要素市場化指標——村平均金融資產余額在1%顯著水平上對村金融支出標準差有顯著的促進作用(表6)。表明隨著改革不斷深入，包括農村金融在內的農村經濟整體得到較快發展，農村經濟的貨幣化程度不斷提高，村金融資產余額不斷上升，這帶動農村存款數額的上升，拉動農村家庭外投資的提高，而由于不同家庭貨幣初始稟賦占有的不同，造成初期財產性收入差距較大。

農村資本要素的市場化改革，還通過對農村信貸的作用來影響家庭非農經營收入的差距。伴隨我國農村金融向由合作化向商業化的轉變，民間貸款和信用貸款呈現相反走勢，而銀行貸款基本保持穩定。而我國農村農戶借貸資金的主要用途就是生產，因此農戶投資總額與生產性貸款金額比例保持著一致性(表2、4)。實證研究顯示，資金要素市場化增加農戶非農經營收入，但對非農收入經營差距的影響不顯著。首先，從資金要素市場化對家庭非農經營收入影響的角度來看，在控制了農戶特征和村莊特征后，關鍵解釋變量資金要素市場化指標——村平均金融相關率在1%顯著水平上對非農經營收入有顯著的促進作用(表5)。其次，從對資金要素的配置方面，本文用村平均金融相關率來表示某村的資金要素市場化程度，研究發現，村平均金融相關率及其平方項對村非農就業人數的標準差均不顯著(表6)。由此可見，雖然農戶非農經營收入差距收斂，但是農戶非農經營仍處于上升期，且9年間，隨著資金要素市場化的改革，農村信貸已經不是一種稀缺資源，大部分農戶可以通過正規渠道獲得貸款，擴大非農經營生產，從而增加非農經營收入。

五、結論與政策建議

本文利用農業部固定觀察點數據，描述了我國農村內部居民收入差距的變化趨勢和特點，深入分析了農村要素市場化改革對于農戶各項人均收入及其差距的影響及程度。針對不同來源收入對農村居民人均總收入差距貢獻率的分解表明，由于非農收入在人均總收入中所占比例快速提升，農戶間非農收入本身的差距則呈現先上升后下降的趨勢，使得其對人均總收入差距的貢獻率有所下降，但對人均總收入差距的貢獻率仍遠超農業收入。具體而言，工資性收入的情況與非農收入的情況類似，農戶間工資性收入本身差距已成收斂態勢，但由于其在農戶人均總收入中占比不斷提高，其對農村居民內部人均總收入差距的貢獻率持續上升。農業經營收入和非農經營收入對人均總收入差距的貢獻率持續下降。財產性收入分配差距穩定在較高水平，在人均總收入中占比提升明顯，但對農民收入差距的貢獻率較小(6%左右)。

要素市場化變革對我國農村居民內部要素配置差異和收入差距影響的計量經濟研究表明，土地要素市場化改革有助于提高土地要素配置效率，使得少部分農戶因為規模效應而獲得高農業收入，但大部分農戶由于失去土地而降低了農業收入，導致總體農業收入下降，同時由于土地市場改革會加大農戶間在土地要素配置上的差異，對農戶種植業收入差距拉大有明顯的推動作用。勞動力市場化改革和人口流動為農村勞動力獲取非農就業機會創造了條件，對農戶工資性收入增長發揮了重要作用，但勞動力市場化改革對農戶間勞動力外出就業配置的影響呈現先上升后下降的倒“U”型關系。資金要素市場化改革促進農戶非農經營收入增加和財產性收入的提升，加劇了財產性收入的差距。

我國過大的社會收入分配差距已成為影響我國現階段經濟與社會發展最重要問題之一，采取合理措施控制城鄉、區域、農村內部收入差距過大不僅是社會穩定和和諧的需要，也是經濟持續穩定發展的需要。為此，本文認為應該繼續完善和推進農村要素的市場化改革，充分發揮市場化改革對于促進農村就業和經濟結構調整、提升農村資源配置效率與促進農村居民收入增長的積極作用，特別關注農村弱勢群體的利益和機會獲取。具體可以從如下幾方面著手：首先，在農村土地流轉市場建設和土地流轉方面，需要關注對轉出地農戶利益的保護。由于我國農村土地流轉市場不規范，流轉手續的不規范經常導致糾紛，影響農戶權益，尤其是當農戶面對外部資本介入時通常在談判上處于技術和力量的弱勢地位，需要給予關注。其次，在農村勞動力流動和遷移方面，迫切需要統籌改革、推進戶籍制度與相關教育、醫療、就業、住房、社會保障和財政制度等制度的改革。在中長期內建立人口永久遷移機制，促進農村外出就業人口實質性向城市遷移。再次，在資金要素市場建設和農戶信貸獲取方面，多方面促進農戶均等參與到資金市場中，獲取信貸支持。在財稅、金融和制度上加大對小額信貸(尤其是公益性非政府組織小額信貸)的扶持，放松農民專業合作經濟組織的資金互助功能，充分發揮非正規金融在農村金融市場的作用。

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(本文責編：王延芳)

Market-orientedReforms,FactorMobilityandRuralIncomeDisparity

XU Zhi-gang1，NING Ke1，ZHU Zhe-yi3，LI Ming2

(1.CollegeofEconomicsandManagement，NanjingAgricultureUniversity，Nanjing210095，China;2.CenterforChineseAgriculturalPolicy，ChineseAcademyofSciences，Beijing100101，China；3.InformationResearchInstituteofScienceandTechnology,ShanghaiAcademyofAgriculturalScience,Shanghai201403,China)

F323.8

A

1002-9753(2017)09-0038-12

2016-12-20

2017-03-08

本研究獲得國家社會科學基金(14ZDA038)；國家自然科學基金(71573133、71603053和71361140370)；江蘇省高校優勢學科建設工程資助項目(PAPD)；南京農業大學“中國糧食安全研究中心”和“江蘇省高校現代糧食流通與安全協同創新中心”的資助。

徐志剛(1973-)，男，江蘇蘇州人，南京農業大學經濟管理學院教授，博士，研究方向：農業經濟與農村發展。