非農(nóng)活動是否擴大了農(nóng)戶內(nèi)部收入差距?
——基于赫克曼二階段修正法的驗證

陳書偉 史琳菁 閃 斐

［內(nèi)容提要］ 利用2018年河南省農(nóng)村勞動力流動調(diào)查數(shù)據(jù),通過構(gòu)建農(nóng)戶非農(nóng)活動參與模型和收入方程,基于赫克曼二階段修正法,考察了家庭成員非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入的影響。研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶家庭成員中的勞動力數(shù)量、是否接受過相關(guān)培訓(xùn)、勞動力受教育年限、農(nóng)戶耕地面積、農(nóng)戶戶主年齡等因素通過影響農(nóng)戶參與非農(nóng)活動進而對農(nóng)戶家庭總收入產(chǎn)生顯著影響。進一步模擬參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶假設(shè)不參與非農(nóng)活動的農(nóng)業(yè)活動總收入,進而計算模擬這種情況下的基尼系數(shù),發(fā)現(xiàn)消除農(nóng)戶非農(nóng)活動的影響后,農(nóng)戶家庭收入差距趨于緩解。研究認(rèn)為,盡管農(nóng)戶非農(nóng)活動日益普遍,然而非農(nóng)活動對農(nóng)戶內(nèi)部收入不平等狀況的影響將顯著擴大;基于當(dāng)前農(nóng)村現(xiàn)實,提高農(nóng)戶收入水平仍然是促進農(nóng)村發(fā)展的根本途徑。

一、引言與文獻述評

農(nóng)村收入問題一直是學(xué)術(shù)界討論的焦點,也是歷屆各級政府十分關(guān)心的問題。作為農(nóng)村最基本的單位,以農(nóng)戶為載體的家庭收入更具有現(xiàn)實意義。隨著制約農(nóng)村勞動力流動和就業(yè)的各種制度、政策的調(diào)整,農(nóng)村勞動力非農(nóng)活動日益普遍。圍繞農(nóng)村勞動力非農(nóng)活動的收入效應(yīng),引起相關(guān)學(xué)者廣泛而深入的關(guān)注。早在上世紀(jì)80年代,Stark等人基于勞動力非農(nóng)活動引致的家庭收入溢出效應(yīng),對勞動力遷移理論從微觀視角上進行了拓展,逐漸筑起了新勞動力遷移經(jīng)濟學(xué)的分析框架(Stark and Bloom,1985; Taylor and Edward,1992;Lucas&Stark,1985;Stark,1984等)。該理論為分析勞動力流動對農(nóng)戶家庭收入變動的影響提供了全新的視角:在信貸和保險市場不完善的情況下,家庭成員在不同地方和不同性質(zhì)的勞動力市場上的再分配,是規(guī)避農(nóng)業(yè)風(fēng)險的一種有效方法(Stark&Levhari, 1982),如果把家庭成員劃分為從事農(nóng)業(yè)活動成員和非農(nóng)流動就業(yè)成員,則農(nóng)業(yè)活動成員和非農(nóng)流動就業(yè)成員之間的匯款相當(dāng)于扮演“貸款市場”的作用。對非農(nóng)流動就業(yè)成員來說,在流動初期或失業(yè)期間,來自從事農(nóng)業(yè)活動家庭成員的資助可以使他們在這一期間在流動地生活下去;而在農(nóng)業(yè)收成不好或家庭需要資金時,非農(nóng)流動就業(yè)成員的匯款可以部分補償家庭農(nóng)業(yè)活動的損失,維持家庭成員的生活?；谶@樣一種現(xiàn)實,風(fēng)險的規(guī)避是通過家庭內(nèi)部各種資源的重新組合或分配來解決(Stark,1980)。針對家庭成員非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入的影響,部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn):非農(nóng)流動就業(yè)能從總體上改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和提高農(nóng)戶家庭收入水平(Brown and Leeves,2007;Taylor and Lopez-Feldman,2010;Wouterse,2010;史新杰、高敘文、方師樂,2019;莫亞琳、黃奕涵、羅培坤,2020;彭代彥、李亞誠、彭旭輝,2021)。但也有研究者認(rèn)為農(nóng)村勞動力非農(nóng)流動就業(yè)因其參與門檻較多,則有可能加劇農(nóng)戶家庭之間收入差距(Elbers and Lanjouw,2001; Escobal,2001; Leones and Feldman,1998; Khan and Riskin,2001;李蘭冰、姚彥青、張志強,2020;劉歡,2020)。

這些研究表明,與農(nóng)業(yè)活動對收入的影響相比,非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入的影響更為復(fù)雜。這不僅表現(xiàn)為勞動力非農(nóng)流動就業(yè)對整體農(nóng)戶收入水平提高的影響(樊士德、朱克朋,2019;陳瑛,2019);而且表現(xiàn)為對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的影響有待驗證,即有的認(rèn)為有利于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,有的則認(rèn)為對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動產(chǎn)生負(fù)面影響,具體表現(xiàn)為農(nóng)村勞動力非農(nóng)流動就業(yè)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等程度存在爭論,有的認(rèn)為非農(nóng)流動因其參與門檻較高,會加劇農(nóng)村戶間收入的不平等(Reardon and Taylor,1996;李實、趙人偉,1999;楊天宇,2009;馬軼群、孔婷婷,2019等);而有的則認(rèn)為非農(nóng)流動就業(yè)增加了收入較低農(nóng)戶家庭階層向上流動的可能性,有利于緩解農(nóng)村內(nèi)部收入的不平等狀況(Chinn,1979;張立冬等,2015;于福波等,2019;陳宏偉、穆月英,2020)。

以上研究對于揭示農(nóng)村非農(nóng)流動就業(yè)勞動力對農(nóng)村居民家庭收入變動和不平等狀況的影響奠定了研究基礎(chǔ)和提供了研究思路;但如何估計農(nóng)村勞動力參與非農(nóng)活動和未參與非農(nóng)活動,并對二者收入差異狀況進行比較,進而分析對農(nóng)戶家庭收入間不平等狀況的影響,并沒有提供一個相對完善的思路。而且通常在分析時是以沒有參加非農(nóng)流動的農(nóng)戶收入來估計“純農(nóng)戶”的收入狀況,而這些家庭獲取收入的水平與參加非農(nóng)流動的農(nóng)戶獲取收入的水平可能會存在某種程度的差異,這樣的估計結(jié)果則可能存在著一定程度的變異?；诖?本文基于赫克曼二階段修正法,遵循新勞動力遷移經(jīng)濟學(xué)理論分析框架,利用“內(nèi)生收入法”,采用河南省農(nóng)村勞動力流動調(diào)查數(shù)據(jù),進一步驗證勞動力非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入的影響。

二、數(shù)據(jù)來源、變量說明、研究思路

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于“河南省農(nóng)村勞動力流動調(diào)查數(shù)據(jù)”。該調(diào)查選擇農(nóng)業(yè)大省河南作為調(diào)查區(qū)域,近年來,河南一直是農(nóng)村勞動力外出務(wù)工大省。該調(diào)查于2018年2月和2018年7～8月分兩次在河南滎陽市、寶豐縣、正陽縣等三縣市進行的調(diào)研,調(diào)研樣本點選擇是按照河南省縣域經(jīng)濟排名按高、中、低三個層次抽取,每個縣隨機抽取5個行政村,每個行政村隨機調(diào)研60個農(nóng)戶,共計調(diào)研900戶,調(diào)研對象以農(nóng)戶為單位,調(diào)研方式為入戶調(diào)研,根據(jù)數(shù)據(jù)分析需要,最后得到有效樣本867個?；诒徽{(diào)查農(nóng)戶家庭特征的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 被調(diào)查農(nóng)戶家庭特征的描述性統(tǒng)計

(二)變量說明

農(nóng)戶家庭成員參與非農(nóng)活動的類型及其程度取決于農(nóng)戶家庭收入最大化的“利益導(dǎo)向”和家庭成員非農(nóng)就業(yè)實現(xiàn)的“能力導(dǎo)向”等兩方面影響因素。前者取決于非農(nóng)活動和農(nóng)業(yè)活動的收入比較、非農(nóng)活動和農(nóng)業(yè)活動風(fēng)險比較等;后者取決于農(nóng)戶家庭特征、家庭資源稟賦、市場感知狀況等?；诖?根據(jù)研究方法擬選取的農(nóng)戶家庭成員非農(nóng)活動的參與方程和收入方程,選取以下因素作為解釋變量:

農(nóng)戶家庭成員中勞動力數(shù)量。這一變量定義為農(nóng)戶家庭中實際參與農(nóng)業(yè)活動或非農(nóng)活動的家庭成員數(shù),根據(jù)國家相關(guān)法律的規(guī)定,年齡界限應(yīng)為調(diào)查時為16周歲及以上、60周歲及以下的參與相關(guān)經(jīng)濟活動人數(shù),但根據(jù)在調(diào)查中的實際情況,即農(nóng)村中相當(dāng)多年滿60周歲的老人依然在外務(wù)工。因此本文把農(nóng)戶家庭成員中勞動力數(shù)量的年齡界限限定為調(diào)查時16周歲及以上、65周歲及以下的參與經(jīng)濟活動的人口。

人力資本特征。根據(jù)實際狀況,選取兩個變量作為人力資本特征的衡量替代:是否接受培訓(xùn)和受教育程度。在是否接受培訓(xùn)中,為分析簡便起見,分為是和否;受教育程度中,根據(jù)接受教育年限分為四種程度:0～6年、7～9年、10～12年和13年及以上。

農(nóng)業(yè)資源稟賦。為分析簡便起見,結(jié)合調(diào)查地區(qū)農(nóng)業(yè)實際情況,把耕地(或農(nóng)用地)面積作為衡量替代。一般而言,耕地面積短缺或稀少是農(nóng)戶家庭成員從事非農(nóng)活動的重要影響因素,同時作為農(nóng)業(yè)活動重要生產(chǎn)要素,耕地面積又在一定程度上反映農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)抗風(fēng)險能力?？梢酝评?若從事非農(nóng)活動的“門檻”相對較高,如需要相關(guān)技術(shù)、流動資金、相應(yīng)較高的受教育程度、承受非農(nóng)活動失業(yè)壓力的能力等,則擁有較多耕地面積的家庭顯然更有利。即就農(nóng)戶家庭成員參與非農(nóng)活動來說,耕地面積短缺或稀少的農(nóng)戶,其家庭成員參與非農(nóng)活動的“利益導(dǎo)向”更強烈;耕地面積相對豐富的農(nóng)戶,其家庭成員參與非農(nóng)活動的“能力導(dǎo)向”則更強。為了更好地觀察耕地面積與農(nóng)戶收入之間的非線性關(guān)系,在這里同時引入耕地面積和耕地面積的平方,作為解釋變量。

農(nóng)戶家庭中非勞動力人數(shù)。這個變量一般是指農(nóng)戶家庭中尚處于在學(xué)狀況的人數(shù)、需要贍養(yǎng)的老人和需要撫養(yǎng)的幼兒。這部分人員往往影響農(nóng)戶其他家庭成員是否參與非農(nóng)活動以及參與非農(nóng)活動類型和程度的選擇。一般來講,若家庭中存在需要贍養(yǎng)的老人和撫養(yǎng)的幼兒,則其他家庭成員往往選擇更多的時間從事農(nóng)業(yè)活動或就近就業(yè)的非農(nóng)活動。

農(nóng)戶戶主的年齡。戶主的年齡一方面可以反映出農(nóng)戶家庭結(jié)構(gòu)狀況;另一方面可以作為農(nóng)戶家庭人力資本和社會資本積累的代理變量,包括農(nóng)業(yè)活動的經(jīng)驗、人際社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、生活經(jīng)驗等,這也會在一定程度上影響農(nóng)戶家庭收入狀況。

農(nóng)戶家庭距離主要公路的遠近。作為農(nóng)戶家庭成員參與非農(nóng)活動重要影響因素的交通要素,距離主要公路的遠近往往意味著交通的便利程度、信息獲取的難易程度,往往也意味著市場感知程度的高低,這在很大程度上影響著農(nóng)戶家庭參與非農(nóng)活動的程度。

調(diào)查區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度?！昂幽鲜∞r(nóng)村勞動力流動調(diào)查數(shù)據(jù)”的三個縣市的調(diào)查區(qū)域,根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展程度從低到高選取正陽縣、寶豐縣和滎陽市。在這里,選取經(jīng)濟發(fā)展程度最好的滎陽市作為參照組。

(三)研究思路

為了分析非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入差距的影響,有必要具體分析非農(nóng)活動對農(nóng)業(yè)活動或農(nóng)村家庭經(jīng)營收入的影響。這是因為農(nóng)戶非農(nóng)活動和農(nóng)業(yè)活動并不是相互獨立的,而是存在某種程度的替代關(guān)系,非農(nóng)活動的收入對農(nóng)村家庭經(jīng)營性收入存在某種程度的收入替代(Kimhi,1994)。一般來說,有非農(nóng)活動的農(nóng)戶其農(nóng)業(yè)人均純收入有可能小于純農(nóng)業(yè)活動農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)人均純收入。

因此,本文在模型設(shè)定時遵循著這樣一種思路:在分析時考慮農(nóng)業(yè)活動和非農(nóng)活動可能存在的某種程度的替代關(guān)系,模擬有非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭,假設(shè)在不外出非農(nóng)活動時,其家庭收入的可能狀況。進而比較同一農(nóng)戶家庭在進行非農(nóng)活動情況下和純農(nóng)業(yè)活動情況下的收入分布,若具有非農(nóng)活動情況下的基尼系數(shù)大于純農(nóng)業(yè)活動情況下的基尼系數(shù),則說明非農(nóng)活動擴大了農(nóng)戶家庭間收入差距,即非農(nóng)活動加劇了農(nóng)戶家庭收入不平等。基于這種思路,首先要估計農(nóng)戶非農(nóng)活動參與狀況的參與模型;其次估計農(nóng)戶家庭在參與方程基礎(chǔ)上的收入方程;最后,基于估計的收入方程模擬每一農(nóng)戶在純農(nóng)業(yè)活動狀態(tài)下的收入,然后比較模擬的純農(nóng)業(yè)活動狀況下的收入與農(nóng)戶有非農(nóng)活動狀況下的收入的分布狀況,進而考察非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入不平等的影響。

三、模型構(gòu)建

(一)農(nóng)戶是否參與非農(nóng)活動模型的構(gòu)建

基于前面的分析思路,對于農(nóng)戶是否參與非農(nóng)活動可構(gòu)建二值logit模型如下:

(1)

(2)

(3)

(二)農(nóng)戶是否參與非農(nóng)活動的收入估計模型

對于農(nóng)戶在純從事農(nóng)業(yè)活動和參與非農(nóng)活動情況下的收入的估計,在這里借鑒朱農(nóng)(2007)[1]的模型,分別構(gòu)建農(nóng)戶參與非農(nóng)活動和未參與非農(nóng)活動情況下的收入方程如下:

關(guān)于參與非農(nóng)活動農(nóng)戶的家庭收入方程為:

(4)

關(guān)于沒有參與非農(nóng)活動的純農(nóng)業(yè)農(nóng)戶的家庭收入方程為:

log(Yi)=β0+βiXi+ε0,i

(5)

由于現(xiàn)實中會出現(xiàn)樣本選擇偏差,即沒有參加非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭收入來估計“純農(nóng)戶”的平均收入水平會導(dǎo)致收入估計的偏差。如參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶,其家庭成員人力資本特征可能會大于沒有參與非農(nóng)活動的家庭,以沒有參加非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入估計參加非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入有可能存在被低估的事實。為了解決這樣一個問題,赫克曼提出了一種修正樣本選擇偏差的方法(Heckman,1979),即赫克曼二階段法。即引入逆米爾斯比率λ代入收入方程以修正樣本選擇偏差,得:

修正后的參與非農(nóng)活動農(nóng)戶的家庭收入方程為:

(6)

修正后的沒有參與非農(nóng)活動的純農(nóng)業(yè)農(nóng)戶的家庭收入方程為:

log(Yi)=β0+βiXi+β2λ0,i+ε0,i

(7)

(8)

而對于本就沒有參加非農(nóng)活動的農(nóng)戶,其家庭收入可寫作:

(9)

(10)

式(8)中,σ0為式(7)中隨機擾動項μ0,i的標(biāo)準(zhǔn)誤估計量;r為介于0和1之間的隨機數(shù);Φ-1為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積分布函數(shù)的逆函數(shù)。

據(jù)以上分析,可將農(nóng)戶在只進行純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況下的收入水平記為:

(11)

四、實證結(jié)果

根據(jù)以上分析,基于調(diào)查數(shù)據(jù),通過估計參與狀況的二值logit模型,分析變量影響農(nóng)戶參與非農(nóng)活動或從事純農(nóng)業(yè)活動的情況;再模擬農(nóng)戶從事純農(nóng)業(yè)活動狀況下的收入狀況,結(jié)合基尼系數(shù)分析,分別考慮模擬農(nóng)戶完全從事農(nóng)業(yè)活動下的基尼系數(shù)和實際情況的基尼系數(shù),即可得出非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入不平等的影響狀況。

首先對參與方程的影響因素進行回歸,回歸結(jié)果見表2

表2 影響農(nóng)戶家庭成員參與非農(nóng)活動的回歸結(jié)果

表2回歸結(jié)果顯示,農(nóng)戶家庭規(guī)模對參與非農(nóng)活動的影響回歸系數(shù)為正,但并不顯著,這一方面與我國農(nóng)戶家庭結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出家庭代際規(guī)模縮小、家庭小型化有關(guān)。在被調(diào)查農(nóng)戶中,三代同堂現(xiàn)象比例已降到20%以下,很多子女在結(jié)婚以后即與父母分家,四代同堂已很少見;另一方面,農(nóng)戶參與非農(nóng)活動普遍并呈擴大趨勢,在被調(diào)查農(nóng)戶中,參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶比例高達93%。這兩方面的因素決定了農(nóng)戶家庭規(guī)模對是否參與非農(nóng)活動的影響并沒有顯著差異。

回歸結(jié)果顯示,農(nóng)戶家庭成員中勞動力數(shù)量對參與非農(nóng)活動具有顯著的正向作用。在農(nóng)戶中耕地面積相對固定的情況下,農(nóng)戶家庭成員中勞動力數(shù)量越多,表明農(nóng)業(yè)活動中相對剩余勞動力則越多,流動到非農(nóng)活動的動機則越強烈;此外,根據(jù)新勞動力遷移經(jīng)濟學(xué)相關(guān)理論,農(nóng)戶家庭成員中勞動力數(shù)量越多,則參與農(nóng)業(yè)活動和非農(nóng)活動的機會成本就越低,風(fēng)險則越小。

農(nóng)戶勞動力受教育年限對非農(nóng)活動也具有顯著的正向影響。隨著受教育年限的提高,農(nóng)戶家庭成員參與非農(nóng)活動的動機和能力越強。從動機來看,受教育程度越高,參與非農(nóng)活動的收益則越大,風(fēng)險成本越小;能力方面,受教育年限多的家庭成員,在非農(nóng)就業(yè)的機會越多,且越有可能在高質(zhì)量行業(yè)或職業(yè)中就業(yè)。

農(nóng)戶耕地面積對非農(nóng)活動在10%顯著水平下具有負(fù)影響。即農(nóng)戶耕地面積越多,則傾向于減少參加非農(nóng)活動。而農(nóng)戶耕地面積的平方回歸結(jié)果顯示,耕地面積對參與非農(nóng)活動的負(fù)作用影響效應(yīng)是遞減的。即隨著耕地面積的增加,農(nóng)戶參與非農(nóng)活動呈“U”型變化。

農(nóng)戶家庭中非勞動力成員狀況對非農(nóng)活動的影響也是顯著的。其中,學(xué)前幼兒數(shù)、65歲以上老人數(shù)在5%的顯著水平下具有負(fù)作用影響;在學(xué)人數(shù)在5%的顯著水平下具有正的影響。這可能因為學(xué)前幼兒數(shù)和65歲以上老人數(shù),需要更多的家庭照顧,從而限制了農(nóng)戶非農(nóng)活動的發(fā)生;而在學(xué)人數(shù)的影響則可能因為在家庭照顧方面的羈絆較少,但對收入的需求動機則增加,農(nóng)戶參與非農(nóng)活動的動機更強。

農(nóng)戶戶主年齡對參與非農(nóng)活動在10%顯著水平下具有負(fù)的影響。即農(nóng)戶戶主年齡越大,則參與非農(nóng)活動的概率越低。這與我們調(diào)查結(jié)果相符,在具體調(diào)查中,我們明顯感覺到,五十五歲以上戶主的農(nóng)戶家庭,參與非農(nóng)活動的概率要遠遠少于四十歲左右戶主的農(nóng)戶家庭。這往往因為五十五歲以上戶主,其子女往往剛有幼兒,需要花費更多的時間照看孫子輩;并且其父母年齡也較大,也需要日常照看;另一方面,其參與非農(nóng)活動的動機和能力相對也較小。

農(nóng)戶家庭距離主要公路的遠近對參與非農(nóng)活動的影響也呈顯著負(fù)相關(guān)。即距離主要公路越近,參與非農(nóng)活動的概率越高,反之則越低。這是因為,距離主要公路的遠近往往意味著信息的獲取程度、交通的便利程度和市場的感知程度等。

在對農(nóng)戶參與非農(nóng)活動的狀況進行l(wèi)ogit估計后,則可以對農(nóng)戶選擇參與非農(nóng)活動或純農(nóng)業(yè)活動的收入狀況進行無偏估計。回歸結(jié)果見表3。

從表3回歸結(jié)果可以看出,農(nóng)戶家庭規(guī)模對兩類農(nóng)戶家庭總收入的影響均不顯著;農(nóng)戶家庭成員中勞動力數(shù)量和相關(guān)成員接受相關(guān)培訓(xùn)狀況則對兩類農(nóng)戶家庭總收入影響均顯著為正;受教育年限對兩類農(nóng)戶家庭總收入的影響需要區(qū)別分析:以0～6年為參照,7～9年對兩類農(nóng)戶家庭的影響不顯著,而10～12年和13年及以上則顯著為正;由農(nóng)戶耕地面積及其平方對農(nóng)戶家庭收入影響的回歸結(jié)果來看,耕地面積對農(nóng)戶家庭總收入影響顯著正相關(guān),而農(nóng)戶耕地面積的平方對農(nóng)戶家庭總收入影響顯著負(fù)相關(guān),可知耕地面積與參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶和未參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭收入的關(guān)系都呈現(xiàn)倒“U”形曲線,耕地面積對農(nóng)戶家庭收入的影響呈先上升后下降態(tài)勢;農(nóng)戶戶主年齡對參與非農(nóng)活動的家庭顯著正相關(guān),而對未參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭則顯著負(fù)相關(guān);與滎陽市相比,寶豐縣和正陽縣的固定影響均為顯著負(fù)相關(guān),即與滎陽市相比,寶豐縣和正陽縣的平均收入水平都比較低,這也與這三個縣市的經(jīng)濟發(fā)展水平相符合;根據(jù)前述相關(guān)討論可知,逆米爾斯比率反映了農(nóng)戶參與非農(nóng)活動狀況的殘差和農(nóng)戶家庭總收入狀況的殘差之間的相關(guān)性,從回歸結(jié)果來看,逆米爾斯比率對參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭收入的影響顯著正相關(guān),而對未參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶口家庭的影響則顯著負(fù)相關(guān),說明:一是對于參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶而言,表示這些農(nóng)戶在所有農(nóng)戶中處于相對收入較高層次的群體;二是對于未參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶而言,這些農(nóng)戶在所有農(nóng)戶中處于相對收入較低層次的群體。

在對農(nóng)戶家庭收入影響狀況進行估計后,可以用表3中,對未參與非農(nóng)活動的回歸結(jié)果來模擬參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶在未參與非農(nóng)活動狀況下的收入情況。模擬結(jié)果見表4

表4 參與非農(nóng)活動和未參與非農(nóng)活動農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)總收入平均值

由表3可知,參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶,在不參與非農(nóng)活動情況下,其家庭農(nóng)業(yè)活動總收入模擬值為15309元,高于其在參與非農(nóng)活動情況下的農(nóng)業(yè)活動收入(13261元,見表1),也高于未參與非農(nóng)活動農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)活動總收入(14207元,見表1)。這也驗證了前述的一個結(jié)論,即參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶,其所具有的家庭特征能夠促使其在農(nóng)業(yè)活動中獲取更高收入。

在對參與非農(nóng)活動農(nóng)戶不參與非農(nóng)活動家庭收入進行模擬之后,可以計算模擬收入后的基尼系數(shù)[2],再與實際觀測值得的基尼系數(shù)進行比較,結(jié)果見表5。

表5 非農(nóng)活動對農(nóng)戶家庭收入差距的影響:基于基尼系數(shù)的比較

從表5可知,模擬值對應(yīng)的基尼系數(shù)小于實際觀測值的基尼系數(shù),這說明,消除農(nóng)戶非農(nóng)活動的影響后,農(nóng)戶家庭收入差距趨于緩解,也即農(nóng)戶參與非農(nóng)活動加劇了農(nóng)戶家庭收入的不平等程度。

五、結(jié)論與啟示

構(gòu)建農(nóng)戶家庭成員非農(nóng)活動的參與方程和收入方程,并模擬參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶在不參與非農(nóng)活動情況下的家庭收入狀況,研究結(jié)果表明,農(nóng)戶家庭非農(nóng)活動擴大了農(nóng)戶家庭收入不平等程度。其原因可能在于從事非農(nóng)活動的農(nóng)戶,其家庭特征更有利于獲取相對更高收入,從而使得非農(nóng)活動情況下的基尼系數(shù)大于不參與非農(nóng)活動下的基尼系數(shù)。伴隨我國農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)和非農(nóng)流動規(guī)模的進一步加大,流動頻率的加快,由此帶來的非農(nóng)活動收入所占的比重會進一步擴大,其對農(nóng)戶家庭收入不平等狀況的影響將日益擴大。

對于我國農(nóng)村的現(xiàn)實狀況,城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距仍然是收入不平等最主要的兩大表現(xiàn),提高農(nóng)戶收入水平依然是農(nóng)村發(fā)展的最根本途徑。因此,政策上需要在對這種造成農(nóng)戶收入不平等狀況擴大進行合理評估的基礎(chǔ)上,從制度上、政策上和具體措施上為農(nóng)村勞動力非農(nóng)流動創(chuàng)造便利、減少風(fēng)險和降低成本,進一步促進勞動力流動規(guī)模的擴大和提高流動頻率;對于比重比較小的未參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶,通過提高財政轉(zhuǎn)移支付水平,完善農(nóng)村各項社會保障制度,有針對性地加大幫扶力度,進而提高農(nóng)村總體收入水平。