勞動力配置對農(nóng)戶收入及收入不均等的影響
——基于要素市場發(fā)育的視角

彭珈祺 呂之望

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院，北京 100083)

隨著中國經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，農(nóng)民收入大幅度提升，但城鄉(xiāng)之間收入不均等仍較為嚴(yán)峻。具體表現(xiàn)為雖然農(nóng)民收入得到了逐年增長，但總體而言城鄉(xiāng)居民收入不均等并未得到改善，并且區(qū)域間農(nóng)民收入狀況差異較大。2020年，我國城鄉(xiāng)居民的收入比為1∶2.56，與1978年的水平相當(dāng)。可見經(jīng)過了40多年的努力我國城鄉(xiāng)居民收入不均等問題并未得到明顯改善，并且一直處于一個較高的水平。與此同時，區(qū)域間農(nóng)戶收入不均等問題也十分顯著，2020年擁有全國最高農(nóng)村居民人均可支配收入的上海達(dá)到了34 911元，而甘肅作為農(nóng)村居民人均可支配收入最低的地區(qū)僅有10 344元，區(qū)域間農(nóng)戶收入差距之比已經(jīng)達(dá)到了1∶3.4。目前，農(nóng)民收入增長是縮小城鄉(xiāng)收入不均等的有效路徑，而要素的有效配置是實現(xiàn)農(nóng)戶收入增長和縮小農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的重要途徑[1]。

要素配置扭曲會降低農(nóng)戶家庭收入，而勞動力配置是農(nóng)戶家庭要素配置的重要一環(huán)。已有研究發(fā)現(xiàn)，要素市場發(fā)育狀況也是造成勞動力配置扭曲的重要因素[2-3]。然而已有文獻(xiàn)多從宏觀視角對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的勞動力配置進(jìn)行分析并發(fā)現(xiàn)勞動力重新配置的過程顯著提高了產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率[4]，但較少文獻(xiàn)基于家庭層面從整個農(nóng)業(yè)視角探討農(nóng)戶家庭內(nèi)部勞動力配置問題。農(nóng)戶家庭勞動力配置即為家庭有效勞動力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門之間的分配，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入和工資性收入作為家庭總收入的重要來源，若農(nóng)戶家庭內(nèi)部勞動力配置發(fā)生扭曲，將對家庭收入產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。

因此在減輕城鄉(xiāng)收入不均等以及縮小區(qū)域間農(nóng)戶收入差距的現(xiàn)實需求下，從要素市場發(fā)育程度視角探討農(nóng)戶家庭勞動力配置對農(nóng)戶增收以及緩解收入不均等的作用具有重要意義。因為要素市場發(fā)育不完備會帶來家庭要素稟賦分配的扭曲，目前已知家庭務(wù)工收入和務(wù)農(nóng)收入占家庭總收入的比重超過了75%，而這兩類收入都離不開勞動力要素。由此可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)外部要素市場發(fā)育不完備帶來家庭要素尤其是勞動力要素的配置扭曲時，將對家庭收入增長乃至收入分配產(chǎn)生嚴(yán)重負(fù)向影響。基于此，本研究擬采用“中國土地經(jīng)濟(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫”驗證要素市場發(fā)育不完備造成的勞動力配置扭曲與農(nóng)戶收入增長以及收入分配之間的關(guān)系。以期通過有效運轉(zhuǎn)的要素市場，優(yōu)化家庭勞動力配置狀況，最終提高農(nóng)戶收入并減輕收入不均等。

1 文獻(xiàn)綜述

居民的收入差距分解為3個組成部分：城鄉(xiāng)之間、城鎮(zhèn)內(nèi)部以及農(nóng)村內(nèi)部的差距，當(dāng)前對收入差距貢獻(xiàn)最大的是城鄉(xiāng)收入差距。在改革開放前至改革開放初期，我國收入不均等程度很低，農(nóng)村內(nèi)部的基尼系數(shù)雖然略高于城鎮(zhèn)內(nèi)部，但也基本保持在0.21～0.24，城鎮(zhèn)內(nèi)部的基尼系數(shù)均低于0.20，已經(jīng)好于絕大多數(shù)的發(fā)展中國家[5]。而隨著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)程的推進(jìn)，計劃經(jīng)濟(jì)逐步向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，我國也漸漸從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)走向工業(yè)經(jīng)濟(jì)。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，不論是城鄉(xiāng)之間、城鎮(zhèn)內(nèi)部還是農(nóng)村內(nèi)部收入不均等水平均處于逐步上升的趨勢[6]。在2008年我國基尼系數(shù)達(dá)到了峰值0.491，雖然從2008年后有降低的趨勢，但根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)顯示，2016年我國居民收入的基尼系數(shù)為0.465(5)數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局：http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201701/t20170120_1456268.html。，依舊超過了聯(lián)合國0.4的警戒線，并且也有學(xué)者認(rèn)為2008年后的基尼系數(shù)由于高收入人群樣本的缺失可能會出現(xiàn)被低估的現(xiàn)象[7-8]。可以發(fā)現(xiàn)收入不均等已經(jīng)成為我國一個較為嚴(yán)重的影響經(jīng)濟(jì)增長和社會公平的問題，其中亟待解決的則是農(nóng)民收入增長。因此應(yīng)努力提高農(nóng)戶收入，并注重緩解區(qū)域間農(nóng)戶收入不均等的程度。

關(guān)于收入及收入不均等的影響研究，大量學(xué)者從微觀和宏觀的角度進(jìn)行了測算和分析。可以將影響因素分為兩類：第一類為可觀測的個體因素，即農(nóng)戶所擁有的要素稟賦；第二類為外部市場環(huán)境，即要素市場發(fā)育。可以發(fā)現(xiàn)在市場完備的背景下人力資本、物質(zhì)資本以及社會資本是增加家庭收入的重要因素。但是當(dāng)家庭所擁有的要素稟賦存量產(chǎn)生差異時，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距將被擴大[9-12]。但現(xiàn)實世界中并不存在完備的要素市場，因此很多學(xué)者從外部環(huán)境的角度出發(fā)，通過市場發(fā)育研究農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等現(xiàn)象。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)在市場發(fā)育不完備的情況下，要素的非等價交換現(xiàn)象不可避免。價格過分偏離價值時，相較于低收入群體，高收入人群更易從中獲利，此時要素市場環(huán)境可能會惡化由個體特征差異所帶來的收入不均等[13]。大量研究集中于土地流轉(zhuǎn)市場，并發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)市場更活躍的地區(qū)將有利于土地要素的再配置，農(nóng)戶可以通過提高土地產(chǎn)出效率實現(xiàn)收入增長并減輕內(nèi)部收入不均等[14-16]。也有學(xué)者試圖分解出要素市場發(fā)育對農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的貢獻(xiàn)，將農(nóng)戶的收入簡化為不同要素收入的加總，并發(fā)現(xiàn)要素市場的不完備會惡化收入不均等[17-19]。但并沒有進(jìn)一步分析要素市場是如何通過稟賦分配，對農(nóng)戶收入乃至收入不均等產(chǎn)生影響。

可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于要素稟賦和要素市場對農(nóng)戶收入及收入不均等的影響均有十分豐富的文獻(xiàn)基礎(chǔ)，但關(guān)于要素市場不完備背景下農(nóng)戶要素稟賦分配的文章還有待補足。在市場不完備的背景下，部分農(nóng)戶可能無法按照家庭收入最大化原則對家庭所擁有的要素稟賦進(jìn)行分配。目前，關(guān)于家庭要素稟賦對農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的研究大多建立在要素市場發(fā)育完備的假定下。考慮到要素市場發(fā)育不完備這一客觀現(xiàn)實，將農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟(jì)行為看做家庭要素稟賦在市場中的配置[20]。生產(chǎn)經(jīng)營性收入和工資性收入作為家庭收入結(jié)構(gòu)中占比最高的兩類收入渠道，很大程度依賴于土地和勞動力要素的配置，同時勞動力又是這兩類收入中不可剝離的重要組成部分。隨著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，很多學(xué)者指出亞洲經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨著勞動力的轉(zhuǎn)移也形成了資源重新配置的特征[21]。勞動力要素在不同地區(qū)及產(chǎn)業(yè)間的流動，提高了資源的配置效率，對經(jīng)濟(jì)增長做出了顯著貢獻(xiàn)[22]。由此可得，家庭對勞動力稟賦在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門中的配置決策，也是家庭資源稟賦再配置的過程，將對家庭收入產(chǎn)生十分重要的影響。目前文獻(xiàn)大多集中于勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶收入及收入不均等的影響，但卻忽略了家庭稟賦優(yōu)勢和市場發(fā)展這類因素。因此，本研究將重點驗證在要素市場發(fā)育不完備的背景下，農(nóng)戶家庭對勞動力配置的行為是否會對家庭收入產(chǎn)生影響，而配置行為的差異又是否會惡化農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的現(xiàn)象。

2 理論框架

本部分將根據(jù)Hsieh等[23]提出的方法構(gòu)建家庭收入決定方程。農(nóng)戶家庭收入中約有80%是由家庭經(jīng)營性收入和工資性收入組成，為了簡化收入決定方程，更明晰的體現(xiàn)勞動力配置對收入以及收入不均等的影響，理論框架分析將農(nóng)戶收入來源看作家庭經(jīng)營性收入與工資性收入的加總。假定家庭i的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性生產(chǎn)滿足柯布-道格拉斯函數(shù)：

(1)

式中：Yi，Ai，Li和Ki分別代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)出、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、家庭勞動力投入以及土地投入。Yi是用農(nóng)戶當(dāng)年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)量來衡量；Li是家庭勞動力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入的人數(shù)(為了簡化理論推導(dǎo)過程，本部分簡略掉家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中雇傭勞動力的部分)；Ki是家庭用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地面積，以上指標(biāo)均采用對數(shù)形式。α和β分別代表勞動力和土地的彈性，假定α+β=1，即生產(chǎn)函數(shù)保持規(guī)模報酬不變的特點。為了簡化柯布道格拉斯函數(shù)，公式中并未放入資本變量，而是將其用土地表示。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中，農(nóng)戶的信貸需求是為了擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面積，即通過借貸行為獲得轉(zhuǎn)入土地的資金，以達(dá)到最優(yōu)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模。因此本部分利用土地變量來替代資本是合理的。

在模型中存在勞動力和土地兩種要素，本研究利用(1+φli)Pli和(1+φki)Pki分別來表示農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動力和土地流轉(zhuǎn)的實際價格。其中Pli和Pki表示在完備要素市場下的農(nóng)戶勞動力和土地要素的價格，φli和φki則表示勞動力和土地的扭曲指數(shù)。

根據(jù)Hsieh等[23]的模型以及收入最大化原則建立農(nóng)戶收入決定方程。根據(jù)假定，勞動力在務(wù)農(nóng)和務(wù)工中的收入彈性保持不變，具體如下所示：

(1+φki)PkiKi

(2)

式中：p為農(nóng)產(chǎn)品價格；L0為家庭勞動力中外出務(wù)工人數(shù)(L=L0+Li，L為家庭總勞動人數(shù))；w為農(nóng)戶在勞動力市場中獲得的工資。由式(2)推斷出，若市場發(fā)育不完備，(1+φli)PliLi和(1+φki)PkiKi取值大于0，農(nóng)戶收入將受到要素配置扭曲的負(fù)面影響并低于完備市場下的收入。通過式(2)可以發(fā)現(xiàn)，要素市場如果發(fā)育完備，φli和φki取值為0。完備要素市場下，農(nóng)戶家庭收入將實現(xiàn)最大化，并高于不完備要素市場下即現(xiàn)實世界里的收入水平。

在式(2)中，完備市場假定下農(nóng)戶收入最大化的條件即要素的邊際產(chǎn)出相等。在本研究的理論構(gòu)建中表現(xiàn)為，當(dāng)1單位勞動力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域和非農(nóng)領(lǐng)域中的邊際產(chǎn)出相等時達(dá)到均衡，此時家庭收入實現(xiàn)最大化。具體如下所示：

(3)

當(dāng)勞動力要素在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)領(lǐng)域中實現(xiàn)均衡時家庭收入實現(xiàn)最大化，此時家庭勞動力配置狀況達(dá)到最優(yōu)。因此，由式(3)可以直接求得勞動力在農(nóng)業(yè)部門的最優(yōu)配置：

(4)

要素市場發(fā)育完備的特征可體現(xiàn)為生產(chǎn)要素的自由流動，以及要素市場價格和均衡價格的一致。當(dāng)φli和φki取值不為0時，可以推斷出此時要素市場發(fā)育并不完備，農(nóng)戶無法按照家庭收入最大化原則配置生產(chǎn)要素。

假說1：要素市場不完備會影響農(nóng)戶家庭勞動力配置，而這種由要素市場所帶來的約束將體現(xiàn)為勞動力要素配置的不均衡，進(jìn)而對農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生負(fù)向影響。

假說2：由于不同收入家庭在不完備的要素市場中受到的約束程度不一致，勞動力配置不均衡可能對低收入家庭影響更大，進(jìn)而會拉大農(nóng)戶間收入不均等。

3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

在實證分析中，本研究主要采用的數(shù)據(jù)來源于2020年南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中國土地經(jīng)濟(jì)調(diào)查(China land economic survey，CLES)。調(diào)查采取抽樣的方法，對江蘇省范圍內(nèi)的農(nóng)村要素市場、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動、農(nóng)村金融現(xiàn)狀進(jìn)行了詳細(xì)的調(diào)查。該數(shù)據(jù)庫基于農(nóng)村固定觀察點的建立進(jìn)行調(diào)查，為展現(xiàn)江蘇省地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀提供了全面且詳細(xì)的數(shù)據(jù)支撐。依托于本研究的研究目標(biāo)，在保留了家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征、非農(nóng)就業(yè)以及收入狀況等關(guān)鍵變量，最終獲得分布在江蘇省各地區(qū)的832戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)。

3.2 變量選取

3.2.1被解釋變量

本研究選取農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和非農(nóng)部門就業(yè)中所獲得的純收入作為被解釋變量。本研究的核心是為了探究在要素市場發(fā)育不完備的背景下，農(nóng)戶勞動力配置對收入及收入不均等的影響，農(nóng)戶家庭勞動力通常被分布在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門，因此用農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營性收入和工資性收入的總和作為被解釋變量可以更好的體現(xiàn)出農(nóng)戶家庭勞動力配置狀況在收入中的作用。

3.2.2關(guān)鍵解釋變量

本研究根據(jù)Brandt[24]提出的要素配置扭曲公式，測算出農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)部門的勞動力配置扭曲指數(shù)。家庭勞動力被配置在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門中，若家庭在農(nóng)業(yè)部門中的勞動力發(fā)生配置不均衡，則意味著在非農(nóng)部門中家庭勞動力也未達(dá)到最優(yōu)配置，該變量能反映出要素市場發(fā)育不完備對農(nóng)戶家庭勞動力配置的約束。當(dāng)扭曲指數(shù)不為0時，代表家庭受限于要素市場，即要素市場發(fā)育并不完備。

3.2.3控制變量

本研究的控制變量如下，分別包括家庭規(guī)模以及人力資本變量在內(nèi)的家庭勞動力平均年齡、家庭勞動力平均受教育程度、家庭勞動力健康狀況。同時還包含了家庭擁有的農(nóng)業(yè)機械總價值以及家庭擁有的耕地面積這兩個變量。

3.3 描述性統(tǒng)計

變量定義及描述性統(tǒng)計如下表所示：

根據(jù)表1可以發(fā)現(xiàn)，樣本中的家庭平均規(guī)模約為5人，也存在規(guī)模較大的家庭，其總?cè)丝跀?shù)為9。家庭平均年齡約為44歲，我們可以知道隨著年齡的增長勞動力在非農(nóng)領(lǐng)域以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生產(chǎn)效率可能會下降。家庭平均受教育年限約為7年，即樣本的平均受教育程度僅為小學(xué)畢業(yè)，可以發(fā)現(xiàn)樣本總體的受教育程度偏低，樣本中存在一部分人并未完成九年義務(wù)教育。健康作為人力資本衡量中的一項重要指標(biāo)，我們將健康自評分為1—5后可以發(fā)現(xiàn)，樣本中家庭的平均健康狀況較為良好。家庭擁有的農(nóng)業(yè)機械總價值雖然經(jīng)過了對數(shù)化處理，但可以發(fā)現(xiàn)平均值與最大值間的差額較大，即農(nóng)戶間擁有的用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機械總價值相差甚遠(yuǎn)。根據(jù)家庭擁有的耕地面積這一變量，可以發(fā)現(xiàn)每個家庭承包的耕地面積約為0.43 hm2，這一數(shù)值與我國目前所觀察的數(shù)值基本一致。

表1 描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics

從表1中可以發(fā)現(xiàn)本研究的關(guān)鍵解釋變量為勞動力扭曲指數(shù)，其最小值為負(fù)值。根據(jù)勞動力扭曲指數(shù)測算公式可以推斷出，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中若理論上的最優(yōu)勞動力數(shù)值大于實際投入到農(nóng)業(yè)中的勞動力數(shù)量，則勞動力扭曲指數(shù)將大于0。反之，若勞動力扭曲指數(shù)小于0，則代表家庭投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的人數(shù)大于理想狀態(tài)下的家庭最優(yōu)勞動力數(shù)量，即家庭勞動力未實現(xiàn)充分轉(zhuǎn)移。將勞動力扭曲指數(shù)區(qū)分正負(fù)值后，統(tǒng)計數(shù)據(jù)如表2所示。在樣本中有67.3%的家庭存在勞動力轉(zhuǎn)移不充分的問題，而農(nóng)業(yè)中家庭投入的勞動力數(shù)量低于最優(yōu)勞動力人數(shù)的家庭占據(jù)了樣本的一小半。通過勞動力扭曲測算公式可知，當(dāng)扭曲指數(shù)為0時，家庭勞動力達(dá)到最優(yōu)配置。即勞動力扭曲指數(shù)離0值的絕對距離越近，則家庭勞動力配置扭曲程度越低。當(dāng)家庭勞動力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門之間均實現(xiàn)了配置均衡時，可以初步判斷此時要素市場發(fā)育處于較為良好的狀態(tài)。

本研究的被解釋變量為農(nóng)戶家庭收入。根據(jù)前文所示，本研究將農(nóng)戶的收入定義為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性收入以及工資性收入。分別將家庭總收入不同分位點下的均值及中位數(shù)列于表3，可見樣本中家庭最大收入為700 000元，樣本整體均值為128 933元，可以發(fā)現(xiàn)江蘇省整體收入狀況較為優(yōu)異。90%分位點下的農(nóng)戶家庭收入約是10%分位點下農(nóng)戶家庭收入的9.2倍。由此可得，樣本中農(nóng)村不同家庭間的收入相差較大。

表2 勞動力扭曲指數(shù)Table 2 Labor distortion index

表3 農(nóng)村居民家庭收入分布的分位特征Table 3 Subdivision characteristics of rural residents’ household income distribution

4 實證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

本部分具體安排如下：首先分析勞動力扭曲指數(shù)對農(nóng)戶收入的影響，再利用分位數(shù)回歸探究勞動力扭曲指數(shù)對不同分位點下的農(nóng)戶家庭收入是否存在影響差異，即勞動力扭曲究竟是惡化了還是減輕了農(nóng)戶收入不均等的狀況。在分位數(shù)回歸中分別選取0.1、0.5以及0.9分位點代表低收入、中等收入以及高收入家庭的農(nóng)戶。

從表4可以看出，回歸結(jié)果與預(yù)期基本一致。本研究的關(guān)鍵解釋變量勞動力扭曲指數(shù)對農(nóng)戶家庭收入顯著為負(fù)(在1%水平上顯著)，勞動力扭曲指數(shù)每上升一個單位，農(nóng)戶家庭收入對數(shù)將下降0.356個單位。通過前文的推導(dǎo)可以發(fā)現(xiàn)，在要素市場完備的背景下，農(nóng)戶收入僅受要素稟賦與要素價格的影響。但現(xiàn)實中要素市場往往還未達(dá)到完備狀態(tài)，要素價格通常會高于市場完備狀態(tài)下的均衡價格，即農(nóng)戶會面臨更高的影子價格。在這種背景下，農(nóng)戶在配置家庭勞動力時會受到影子價格的影響，勞動力實際配置狀況會偏離收入最大化原則下的勞動力配置狀況，此時農(nóng)戶收入受損。實證結(jié)果再次驗證此推論，即勞動力扭曲指數(shù)對農(nóng)戶家庭收入存在顯著負(fù)向影響，假說1得到驗證。

本研究的控制變量包含了家庭層面。在家庭層面中，家庭規(guī)模與家庭平均受教育程度對農(nóng)戶收入的影響顯著為正。在實證結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)家庭人口每增加一位，農(nóng)戶家庭收入也將增加17.9%個單位。同時，平均受教育年限每增加一年，家庭收入也將提高11.2%個單位。這也與以往研究結(jié)論相一致，受教育程度在促進(jìn)農(nóng)戶收入增長方面起正向作用。健康作為衡量人力資本的重要因素，也將顯著增加家庭收入。同時，我們也可以發(fā)現(xiàn)隨著家庭勞動力平均年齡的上升，家庭收入也將受到負(fù)向影響。正如前述所示，隨著年齡的增長，勞動力在農(nóng)業(yè)以及非農(nóng)領(lǐng)域中的生產(chǎn)效率都將下降，進(jìn)而會影響到家庭收入。農(nóng)戶家庭擁有的農(nóng)業(yè)機械總價值越高，農(nóng)戶也將獲得更高的收入。農(nóng)戶擁有的農(nóng)業(yè)機械總價值代表著他們對物質(zhì)資本的投入，這部分農(nóng)戶往往在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更具優(yōu)勢，因此也會加大對農(nóng)業(yè)的投入，進(jìn)而家庭總收入中生產(chǎn)經(jīng)營收入的份額也會隨之上升。由此可見，代表家庭特征的變量驗證了人力資本和物質(zhì)資本的增加將在家庭增收方面起到顯著正向影響。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 4 Basic regression results

4.2 分位數(shù)回歸

利用分位數(shù)回歸，目的是探究不同要素對各個分位點下農(nóng)戶家庭收入的邊際貢獻(xiàn)。如果某一類要素有利于家庭收入的增長，并且在低收入家庭組和中收入家庭組的邊際貢獻(xiàn)大于在高收入家庭組的邊際貢獻(xiàn)，那么這一類要素則具有減輕收入不均等的作用，反之則會加重農(nóng)戶間收入不均等[25]。分位回歸結(jié)果如下表所示，就本研究的關(guān)鍵變量勞動力扭曲指數(shù)來看，其在0.1、0.5以及0.9分位點下對農(nóng)戶家庭收入均顯著為負(fù)(在1%水平上顯著)。對0.1分位點下的農(nóng)戶而言，勞動力扭曲指數(shù)每上升一個單位，被解釋變量將下降0.403個單位。這與前述理論框架中所推導(dǎo)的結(jié)果相一致，即由于要素市場的不完備，農(nóng)戶將無法按照收入最大化的原則配置家庭勞動力，并會導(dǎo)致農(nóng)戶家庭收入受損。而隨著分位點的上升，雖然在0.5以及0.9分位點下勞動力扭曲指數(shù)對農(nóng)戶家庭收入的影響依舊顯著為負(fù)，但系數(shù)卻發(fā)生了變化。程名望等[26]在利用分位數(shù)回歸研究農(nóng)戶收入差距的根源時提到，不同因素對不同分位點下的收入組影響也存在差異，作者利用低分位組該因素的系數(shù)減去高分位組該因素的系數(shù)得到一個“系數(shù)差”，若“系數(shù)差”顯著且為正，則代表該因素拉大了收入不均等，反之則縮小了收入不均等。根據(jù)前述的理論推導(dǎo)可以發(fā)現(xiàn)由于“門檻效應(yīng)”的存在，相較于高收入家庭，低收入家庭在不完備市場的環(huán)境中可能面臨相對較高的影子價格，即低收入家庭受到市場不完備的沖擊更高。在分位數(shù)回歸中也可以發(fā)現(xiàn)，勞動力扭曲指數(shù)在0.1、0.5以及0.9分位點之間的系數(shù)差為正且在1%水平上顯著，即隨著分位點的上升勞動力扭曲指數(shù)對家庭收入的邊際貢獻(xiàn)在不斷減小。這個結(jié)果顯示，在其他條件不變的背景下，勞動力扭曲指數(shù)對0.1分位點下的農(nóng)戶家庭收入影響最大，在0.9分位點上影響最小。這代表勞動力配置扭曲主要作用于低收入家庭和中等收入家庭，對高等收入家庭影響最小。可以發(fā)現(xiàn)勞動力配置扭曲拉大了農(nóng)戶間收入不均等，假說2得到了驗證。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

在前述的計量分析中，被解釋變量是基于農(nóng)戶家庭總收入。而在已有研究中，一些學(xué)者經(jīng)常采用家庭人均收入作為被解釋變量，并認(rèn)為人均收入能夠更好的代表家庭收入狀況[27]。基于此情況，本部分采用“農(nóng)戶家庭人均收入對數(shù)”替換上文模型中的“農(nóng)戶家庭總收入對數(shù)”，并利用同樣的模型結(jié)構(gòu)，以驗證模型以及結(jié)果的穩(wěn)健性。

穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果如表6所示，采用農(nóng)戶人均收入作為被解釋變量后，關(guān)鍵解釋變量的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。進(jìn)一步驗證了結(jié)果的可靠性，由此可見上文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.4 進(jìn)一步分析

從上述的實證分析中可以得出，勞動力配置扭曲不僅會對農(nóng)戶收入產(chǎn)生負(fù)向影響，同時還會惡化農(nóng)戶間收入不均等。而不同農(nóng)戶家庭勞動力配置扭曲程度也存在差異，正如上文所示勞動力扭曲指數(shù)離0值的絕對距離越近則代表農(nóng)戶家庭勞動力配置狀況越好。反之，勞動力扭曲指數(shù)離0值的絕對距離越遠(yuǎn)則代表農(nóng)戶家庭勞動力配置扭曲狀況越嚴(yán)重。因此本部分取勞動力扭曲指數(shù)的絕對值，探究勞動力扭曲程度的變化對農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)是否會產(chǎn)生影響。根據(jù)計算所得，勞動力扭曲指數(shù)絕對值的均值為0.34。本部分選取均值為臨界點，將勞動力扭曲指數(shù)絕對值小于0.34的家庭定義為低勞動力配置扭曲家庭，大于0.34的定義為高勞動力配置扭曲家庭。

理論而言，隨著勞動力配置扭曲程度的增加，農(nóng)戶家庭總收入受到的邊際影響也會隨之增加。回歸結(jié)果如表7所示。從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，對勞動力配置扭曲程度較低的家庭而言，其對收入的影響并不顯著，而對勞動力配置扭曲程度較高的家庭而言，關(guān)鍵解釋變量對收入的影響在1%的水平下顯著為負(fù)。此時勞動力配置扭曲指數(shù)每上升一個單位，家庭總收入將下降0.454個單位。這也與上文的結(jié)論相一致，在要素市場完備的背景下，農(nóng)戶收入僅會受到自身要素稟賦的影響。而現(xiàn)實中由于要素市場發(fā)育尚未達(dá)到完備狀態(tài)，農(nóng)戶無法根據(jù)收入最大化的原則配置家庭勞動力，當(dāng)偏離程度越高時，收入受到的負(fù)向影響也會越大。

表7 回歸結(jié)果Table 7 Regression result

5 結(jié)論與評述

本研究聚焦于要素市場發(fā)育與農(nóng)戶家庭收入及收入不均等之間的關(guān)系，通過構(gòu)建農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門中的勞動力扭曲指數(shù)反映要素市場對農(nóng)戶家庭勞動力要素的約束狀況。理論而言，在完備的要素市場下，農(nóng)戶可以根據(jù)家庭收入最大化原則配置勞動力。但現(xiàn)實中，要素市場往往難以達(dá)到完備狀態(tài)，此時家庭勞動力配置可能會偏離完備市場下的勞動力配置狀況。與此同時，高收入家庭勞動力配置受到的影響低于低收入家庭，而這種勞動力配置扭曲的差異不僅會對農(nóng)戶收入增長產(chǎn)生負(fù)向影響也會擴大農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等。

從農(nóng)戶收入增長和收入分配的視角觀察，本研究得到了以下結(jié)論：首先，現(xiàn)實中由于要素市場發(fā)育的不完備，農(nóng)戶家庭大部分都存在一定程度的勞動力配置扭曲，并且這一現(xiàn)象的發(fā)生確實會對農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。其次，進(jìn)一步將農(nóng)戶家庭勞動力配置扭曲程度進(jìn)行細(xì)分后可以發(fā)現(xiàn)，勞動力配置扭曲程度較低的家庭其收入受到的影響并不顯著，但對于另一部分勞動力配置扭曲程度較高的家庭而言，他們家庭總收入受到的影響顯著為負(fù)。由此可得，隨著家庭勞動力配置扭曲程度的增加，家庭收入受到的影響也會更大。第三，根據(jù)分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，將農(nóng)戶分為低收入、中等收入和高等收入家庭后可以發(fā)現(xiàn)勞動力配置扭曲對低收入家庭和中等收入家庭的影響更為顯著，但對高等收入家庭而言，家庭勞動力配置扭曲對收入的影響最低。此時低收入家庭和中等收入家庭受到要素市場約束的沖擊更大，農(nóng)戶間收入分配不均，收入不均等被擴大。

本研究的研究結(jié)果對提高農(nóng)戶收入及縮小農(nóng)戶收入差距具有重要借鑒意義。正如上文所示，要素市場發(fā)育完備的背景下，農(nóng)戶收入狀況僅受到如要素稟賦等自身特征因素的影響，此時農(nóng)戶間收入不均等問題并不會影響社會公平。本研究考慮到要素市場發(fā)育不完備這一客觀事實，發(fā)現(xiàn)要素市場發(fā)育的不完備將從生產(chǎn)端對農(nóng)戶產(chǎn)生約束，此時農(nóng)戶無法在要素市場中根據(jù)自身優(yōu)勢配置家庭勞動力，收入必然會受到影響。此外，又因為農(nóng)戶在市場中受到的約束程度存在差異，隨之而來的則是收入分配的不同，即收入不均等可能會被擴大。因為與低收入的人群相比，高收入的人群受到的市場約束通常更低。由此可得，由要素市場發(fā)育不完備帶來的可能是“馬太效應(yīng)”，即窮人越窮，富人越富。因此本研究發(fā)現(xiàn)不完備的要素市場，不僅會降低農(nóng)戶收入水平，也很難產(chǎn)生降低收入不均等的作用。基于此，我國政府應(yīng)該加強對農(nóng)村地區(qū)的要素市場建設(shè)。在努力提高農(nóng)戶收入實現(xiàn)共同富裕這一目標(biāo)的同時，也應(yīng)該特別關(guān)注低收入群體在市場中的狀況，避免因要素市場不完備而逐漸擴大農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等。