我國(guó)農(nóng)村居民收入差距中的機(jī)會(huì)不平等

楊 昭,孫 欣

(貴州財(cái)經(jīng)大學(xué) 大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院,貴州 貴陽 550025)

一、收入差距與分配平等

近年來,我國(guó)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)較快,城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)縮小,與此同時(shí),農(nóng)村內(nèi)部收入差距卻呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)[1]。收入差距過高不利于農(nóng)村社會(huì)的穩(wěn)定,阻礙了共同富裕戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。但是共同富裕并不是平均富裕,收入差距是勞動(dòng)者參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的必然結(jié)果,適當(dāng)?shù)氖杖氩罹嘁馕吨袌?chǎng)充分尊重勞動(dòng)者的主觀能動(dòng)性,進(jìn)而激勵(lì)后進(jìn)者努力突破收入階層。除自身努力外,個(gè)人面臨的客觀環(huán)境也影響其參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的結(jié)果,由此引發(fā)的收入差距反映了機(jī)會(huì)不平等。我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)村社區(qū)人口流動(dòng)性小,農(nóng)民受教育程度普遍偏低,且小農(nóng)經(jīng)濟(jì)下農(nóng)業(yè)增收空間較為有限,這些都導(dǎo)致農(nóng)民同質(zhì)性較高,其收入長(zhǎng)期維持在較低水平。隨著改革開放的不斷深入,農(nóng)村社會(huì)分化逐漸凸顯,農(nóng)民創(chuàng)收手段趨于多樣,農(nóng)民個(gè)體努力及外部環(huán)境等因素發(fā)揮著越來越重要的作用,農(nóng)民收入在普遍增長(zhǎng)的基礎(chǔ)上出現(xiàn)明顯分化。但個(gè)體因素與外部因素是如何作用導(dǎo)致機(jī)會(huì)不平等仍有待實(shí)證檢驗(yàn)。厘清這一問題,對(duì)于更加理性認(rèn)識(shí)農(nóng)村收入差距,從而有針對(duì)性的提供相應(yīng)對(duì)策具有重要實(shí)踐意義。

著名政治哲學(xué)家羅爾斯指出,由自然偶然性和社會(huì)任意性帶來的分配結(jié)果差異不符合正義原則[2]。德沃金提出的資源平等則要求資源分配要“敏于抱負(fù),鈍于稟賦”[3]。阿瑪?shù)賮啞ど粗夭煌怂鶕碛械膶⒁话阗Y源轉(zhuǎn)化為可行能力的機(jī)會(huì)是否公平[4]。這些理念雖有所差異,但都指出機(jī)會(huì)平等對(duì)社會(huì)公平正義的重要意義。其背后的道德直覺在于人們的命運(yùn)應(yīng)僅取決于他們的自主選擇,而不是外部環(huán)境[5]。按照這一邏輯,由于外部環(huán)境差異帶來的機(jī)會(huì)不平等所導(dǎo)致的收入差距才是不合理的收入差距,需加以矯正。Roemer[6]首先將機(jī)會(huì)平等的哲學(xué)理念應(yīng)用于收入不平等的經(jīng)濟(jì)分析,他提出的“環(huán)境-努力”框架成為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究機(jī)會(huì)不平等的主流范式。簡(jiǎn)言之,我們可以把諸多影響個(gè)人收入的因素分為兩大類,一是環(huán)境因素,二是努力因素。個(gè)人只能被動(dòng)適應(yīng)環(huán)境,卻能主動(dòng)改變努力。個(gè)體間環(huán)境因素差異導(dǎo)致的收入不平等反映了機(jī)會(huì)不平等,而個(gè)體間努力因素差異導(dǎo)致的收入不平等反映了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)對(duì)個(gè)人能力的尊重。“環(huán)境-努力”框架分析的核心是剝離個(gè)人收入中歸屬于環(huán)境因素的部分和歸屬于努力因素的部分,進(jìn)而測(cè)算收入分配中的機(jī)會(huì)不平等。按照研究切入點(diǎn)的不同,可將測(cè)算方法劃分為事前法和事后法,事前法以環(huán)境因素作為切入點(diǎn),將處于相同環(huán)境的個(gè)體劃分為一組,組間的收入不平等就是機(jī)會(huì)不平等;事后法以努力作為切入點(diǎn),將處于相同努力程度的個(gè)體劃分為一組,組內(nèi)的收入不平等就是機(jī)會(huì)不平等[7]。實(shí)際上,事前還是事后的劃分不是對(duì)立的,Jusot et al.[8]和史新杰等[9]將環(huán)境因素和努力因素共同納入機(jī)會(huì)不平等的測(cè)算。按照實(shí)證策略的不同,可將測(cè)算方法分為參數(shù)法和非參數(shù)法。參數(shù)法基于回歸分析構(gòu)造反事實(shí)收入分布,進(jìn)而測(cè)算機(jī)會(huì)不平等。非參法通過對(duì)樣本分組來測(cè)度機(jī)會(huì)不平等。在大樣本條件下,參數(shù)法和非參數(shù)法測(cè)算的結(jié)果都較為穩(wěn)健[10],但由于非參法對(duì)樣本數(shù)據(jù)的要求過高,參數(shù)法的應(yīng)用更為廣泛[11]。在指標(biāo)的選取上,Pignataro[12]和呂光明等[13]指出,多數(shù)研究使用基尼系數(shù)、阿特金森指數(shù)、泰爾指數(shù)、對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)等測(cè)度收入不平等的主流指標(biāo)直接測(cè)算歸屬于環(huán)境因素的收入不平等指數(shù),以此衡量收入分配中的機(jī)會(huì)不平等。有關(guān)機(jī)會(huì)不平等測(cè)度的外文文獻(xiàn)較為豐富,Pignataro[12]以及Roemer和Trannoy[14]等對(duì)相關(guān)研究成果進(jìn)行了總結(jié)。我國(guó)也有一些研究聚焦收入分配的機(jī)會(huì)不平等問題,其中多采用事前或事前與事后相結(jié)合的參數(shù)法進(jìn)行測(cè)算,研究結(jié)果普遍指出我國(guó)收入分配中存在較為明顯的機(jī)會(huì)不平等,并且不同年代出生個(gè)體機(jī)會(huì)不平等程度不同[15]、農(nóng)村居民機(jī)會(huì)不平等水平高于城鎮(zhèn)居民[16]、年輕人及高學(xué)歷群體內(nèi)部的機(jī)會(huì)不平等程度更低[17]。但是上述研究仍有不少拓展空間,其中一個(gè)突出問題是,在使用參數(shù)法時(shí)多數(shù)研究以單一不平等指數(shù)作為測(cè)度指標(biāo),將反事實(shí)收入的不平等與實(shí)際收入不平等相除即為收入差距中的機(jī)會(huì)不平等份額,但是前者并非后者的簡(jiǎn)單子項(xiàng),測(cè)算結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義存疑。

研究我國(guó)收入分配問題的文獻(xiàn)中也有不少測(cè)度了我國(guó)農(nóng)村收入差距。稍早的研究就指出改革開放以來,我國(guó)農(nóng)村收入差距不斷加劇[18],農(nóng)村減貧壓力較大[19]。部分研究表明近年來我國(guó)農(nóng)村收入差距不斷擴(kuò)大趨勢(shì)仍在持續(xù)[20],基尼系數(shù)大幅提高[21],且市場(chǎng)化收入貢獻(xiàn)率下降是農(nóng)村內(nèi)部差距上升的主要原因[22]。也有研究得出不同的結(jié)論,如羅楚亮[23]研究表明,以2010年為分界點(diǎn),我國(guó)農(nóng)村內(nèi)部收入差距呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。瞿忠瓊[24]研究表明,1986—2014年我國(guó)城市群地區(qū)和非城市群地區(qū)的農(nóng)村居民收入不平等均呈現(xiàn)縮小—拉大—縮小的周期性變化趨勢(shì)。但研究我國(guó)農(nóng)村居民收入差距不僅要準(zhǔn)確刻畫收入差距趨勢(shì)及現(xiàn)狀,還要關(guān)注收入差距中的機(jī)會(huì)不平等問題,才能在公平正義視角下對(duì)我國(guó)農(nóng)村收入差距進(jìn)行評(píng)價(jià),進(jìn)而提出針對(duì)性的對(duì)策建議。

綜上可知,現(xiàn)有文獻(xiàn)針對(duì)“環(huán)境-努力”框架下的機(jī)會(huì)不平等問題展開了深入研究,也有部分文獻(xiàn)測(cè)算了我國(guó)農(nóng)村收入差距,但尚缺乏將“環(huán)境-努力”框架下的機(jī)會(huì)不平等分析范式應(yīng)用在我國(guó)農(nóng)村收入差距的專門研究,本文則希望在這方面進(jìn)行拓展。另外,針對(duì)現(xiàn)有研究的不足,本文的邊際貢獻(xiàn)還體現(xiàn)在如下幾個(gè)方面:一是在分析思路上,本文將環(huán)境因素和努力因素共同納入?yún)?shù)法分析框架,并且區(qū)分不同情境(是否考慮環(huán)境因素對(duì)努力因素的影響,是否考慮不可觀測(cè)努力變量)進(jìn)行測(cè)算,研究結(jié)果更加豐富。二是在測(cè)算方法上,創(chuàng)造性的引入不公平對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(AMLD)直接測(cè)度收入分配的機(jī)會(huì)不平等程度,并將其與對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(MLD)相聯(lián)系,準(zhǔn)確分離出總收入差距中機(jī)會(huì)不平等所占份額,解決了單一指標(biāo)測(cè)算時(shí)結(jié)果不可比的問題。三是在學(xué)術(shù)觀點(diǎn)上,本文強(qiáng)調(diào)要著力縮小農(nóng)民參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)面臨的機(jī)會(huì)不平等,鼓勵(lì)農(nóng)民通過不斷努力實(shí)現(xiàn)收入倍增,成為我國(guó)共建富裕的重要力量。

二、研究方法和數(shù)據(jù)

(一)方法說明

本文研究的直接目標(biāo)是測(cè)算農(nóng)村居民收入差距及其機(jī)會(huì)不平等程度。在明確農(nóng)民總收入的基礎(chǔ)上,將總收入分解為公平收入(即完全由農(nóng)民自身努力因素決定的收入部分)和不公平收入(即完全由農(nóng)民面臨的環(huán)境因素決定的收入部分)是文章實(shí)證處理的關(guān)鍵。對(duì)于總收入,可由CFPS2020數(shù)據(jù)直接得到,而對(duì)于收入的分解,需要借助計(jì)量模型并進(jìn)行回歸分析加以實(shí)現(xiàn)。

簡(jiǎn)單來說,需要構(gòu)建環(huán)境因素和努力因素共同影響收入水平的函數(shù),得到努力變量回歸系數(shù)擬合值,根據(jù)一定的分配規(guī)則即可得到總收入中歸屬于公平收入的部分。需要特別說明的是,在回歸中可能還要考慮努力因素和環(huán)境因素之間的復(fù)雜關(guān)系。一種觀點(diǎn)認(rèn)為,不管環(huán)境因素對(duì)努力因素是否有影響,都應(yīng)該全盤予以考慮[25]。而以Roemer為代表的多數(shù)學(xué)者則秉持另一種觀點(diǎn):在考量努力因素對(duì)收入的影響時(shí),應(yīng)該剔除環(huán)境因素對(duì)努力因素的影響部分,因?yàn)檫@部分努力也是由于環(huán)境所致,說到底是環(huán)境因素而不是努力因素,個(gè)人不應(yīng)該為因這部分努力造成的收入不平等負(fù)責(zé)任。根據(jù)后一種觀點(diǎn),考察環(huán)境對(duì)努力的影響,在努力因素中要剔除環(huán)境因素的影響,此時(shí)就需要構(gòu)建努力決定方程,回歸所得到的殘差擬合值即為剔除了環(huán)境因素的“純”努力值,然后再將此“純”努力值替換努力原值代入收入決定方程,最終可得到該種情形下的公平收入。

分解出農(nóng)民收入中的公平收入部分后,采用測(cè)算收入不平等以及機(jī)會(huì)不平等的指標(biāo),即可得到農(nóng)村居民收入機(jī)會(huì)不平等的測(cè)算結(jié)果及其在收入差距中所占份額。

(二)方法推演

首先基于明瑟收入方程,設(shè)定“環(huán)境-努力”框架下的半對(duì)數(shù)形式收入決定函數(shù):

lnyi=αCi+βEi+μi

(1)

下標(biāo)i是個(gè)體,lnyi是個(gè)人收入的對(duì)數(shù)。Ci代表影響個(gè)體收入的環(huán)境因素,Ei代表影響個(gè)體收入的努力因素,μi是殘差項(xiàng)。式(1)將影響個(gè)人收入的因素劃分為環(huán)境因素和努力因素,但此時(shí)存在的一個(gè)爭(zhēng)議點(diǎn)是努力因素與環(huán)境因素之間的關(guān)系。若認(rèn)為環(huán)境并不會(huì)影響努力,努力變量Ei取原值即可。若認(rèn)為環(huán)境影響了個(gè)體努力程度,在努力因素中就需要剔除環(huán)境因素的影響。為此,可為每個(gè)努力因素構(gòu)造努力決定方程:

(2)

式(2)中Ci同樣代表環(huán)境因素,Ei代表努力因素。m=1,2……M,代表第M個(gè)努力因素。ξi是殘差項(xiàng),代表環(huán)境因素?zé)o法解釋的努力因素部分。殘差的擬合值即為剔除環(huán)境因素的“純”努力。當(dāng)努力變量是連續(xù)變量時(shí),采用線性模型進(jìn)行OLS回歸即可得到相應(yīng)的殘差項(xiàng)擬合值。當(dāng)努力變量是二值變量時(shí),采用probit模型進(jìn)行回歸,但此時(shí)無法直接得到殘差項(xiàng),參照現(xiàn)有文獻(xiàn)做法,通過計(jì)算廣義殘差來代替[26]。

接著,以“純”努力變量和環(huán)境變量為解釋變量,構(gòu)造收入決定方程:

(3)

另外,以努力原值為解釋變量的收入決定方程即為式(1)。如此,則分別可得到努力因素原值和“純”努力因素下的收入決定方程系數(shù)估計(jì)結(jié)果:

(4)

(5)

接下來,本文使用不公平對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(AMLD)直接測(cè)算收入分配中機(jī)會(huì)不平等程度。在諸多衡量不平等的指標(biāo)中,對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(即泰爾零階指數(shù))(MLD)在機(jī)會(huì)平等的各類文獻(xiàn)中使用最為廣泛[9,27]。MLD值越大,說明收入差距越大。但是僅用MLD指數(shù)無法準(zhǔn)確測(cè)算收入分配的機(jī)會(huì)不平等程度。現(xiàn)有文獻(xiàn)多是直接計(jì)算由環(huán)境因素導(dǎo)致的擬合收入的MLD指數(shù),但經(jīng)此處理,實(shí)際上得到的是一個(gè)全新收入變量的MLD指數(shù),無法和實(shí)際總收入的MLD指數(shù)進(jìn)行對(duì)比,即無法得知收入分配中歸屬于機(jī)會(huì)不平等的份額。

Devooght[28]基于廣義熵理論首次提出了測(cè)度收入分配中機(jī)會(huì)不平等的熵指數(shù)。Magdalou和Nock[29]根據(jù)機(jī)會(huì)平等的要求拓展了庇古-道爾頓轉(zhuǎn)移原理,并結(jié)合連續(xù)性、匿名性、單調(diào)性等不平等函數(shù)測(cè)度要求,提出了一種可涵蓋廣義熵指數(shù)的更為一般的機(jī)會(huì)不平等測(cè)量指標(biāo)。Hufe et al.[27]則證明Magdalou和Nock[29]提出的這一指標(biāo)可簡(jiǎn)化為對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(MLD)。結(jié)合這些研究成果,本文使用不公平對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(AMLD)作為衡量收入分配機(jī)會(huì)不平等的指標(biāo)。計(jì)算不公平對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)的關(guān)鍵在于剝離出由努力決定的收入(即公平收入)和由環(huán)境因素決定的收入(即不公平收入)。不公平對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)的計(jì)算方法如下:

(6)

最后,進(jìn)行簡(jiǎn)單數(shù)學(xué)處理可得:

(7)

由式(7)可知,AMLD指數(shù)即為總收入的MLD指數(shù)減去公平收入的MLD指數(shù)。換言之,總收入差距MLD指數(shù)可完全分解為兩部分:一是反映收入分配機(jī)會(huì)不平等程度的AMLD指數(shù),二是公平收入的MLD指數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文使用的是中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2020年的全國(guó)調(diào)研數(shù)據(jù)(CFPS2020),數(shù)據(jù)時(shí)效性強(qiáng),較為貼合當(dāng)下國(guó)內(nèi)現(xiàn)實(shí)。結(jié)合本文研究需要,參照已有文獻(xiàn)做法,選取的樣本為2020年的農(nóng)村居民,受訪者年齡限定為16～60歲,且刪除了未參與勞動(dòng)力市場(chǎng)的樣本、收入為0的樣本、對(duì)下文所用控制變量相關(guān)問題回答不詳或未采樣的樣本。需要特別說明的是本文對(duì)農(nóng)村居民的認(rèn)定。現(xiàn)有使用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)研究我國(guó)農(nóng)民收入差距的文獻(xiàn)將農(nóng)村居民僅限定于受訪地點(diǎn)在農(nóng)村的居民,這樣的做法有明顯偏誤。一是近年來我國(guó)大量的農(nóng)村成熟勞動(dòng)力人口進(jìn)城務(wù)工,因而若僅僅考慮受訪時(shí)點(diǎn)在農(nóng)村的居民就忽略了此部分人口,測(cè)算結(jié)果會(huì)產(chǎn)生偏差。二是就收入差距本身而言,農(nóng)村高收入人口往往傾向于進(jìn)城定居,但由于其農(nóng)村戶籍身份以及與原農(nóng)村社區(qū)的高密度往來,這部分人口仍具有強(qiáng)烈的農(nóng)民身份認(rèn)同。隨著初代遷移農(nóng)民逐漸適應(yīng)城鎮(zhèn)生活,其子代及孫代才徹底脫離農(nóng)民身份而融入城市。所以,在測(cè)算農(nóng)村居民收入差距時(shí),也應(yīng)納入這部分遷移農(nóng)民或者是調(diào)研時(shí)遺漏的農(nóng)民。因此,本文定義的農(nóng)村居民是戶籍在農(nóng)村的人口,稱為寬口徑的農(nóng)民,在主要的實(shí)證分析中都采用此口徑。經(jīng)過基本處理后,共得到5785個(gè)樣本。另外,在穩(wěn)健性分析中僅考慮戶籍在農(nóng)村且居住于農(nóng)村的樣本,稱為窄口徑的農(nóng)民。

三、結(jié)果與分析

(一)農(nóng)村居民收入、環(huán)境因素和努力因素的描述性分析

本文的被解釋變量為農(nóng)民收入。在“環(huán)境-努力”框架下,影響收入的因素既有努力因素,也有環(huán)境因素。參照龔鋒等[15]、史新杰[9]和汪晨等[16]的做法,本文選取個(gè)人受教育程度和工作性質(zhì)為努力變量,選取個(gè)人特征、家庭背景以及區(qū)域環(huán)境有關(guān)變量為環(huán)境變量。表1匯報(bào)了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

收入變量。按照我國(guó)城鄉(xiāng)居民調(diào)查的統(tǒng)計(jì)口徑,完整的居民收入包括工資性收入、經(jīng)營(yíng)凈收入、財(cái)產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入。轉(zhuǎn)移凈收入并非勞動(dòng)者參與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的直接結(jié)果,故不予考慮。財(cái)產(chǎn)凈收入是居民出讓財(cái)產(chǎn)使用權(quán)所得收入,對(duì)農(nóng)民而言此部分收入多為土地流轉(zhuǎn)收入,其在農(nóng)戶總收入中占比太小,且土地流轉(zhuǎn)收入也是以家庭而非個(gè)人為統(tǒng)計(jì)單位,因此也不予考慮。簡(jiǎn)言之,本文所指的農(nóng)民收入包括受訪者的工資性收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入和非農(nóng)個(gè)體經(jīng)營(yíng)凈收入。從表1結(jié)果看,農(nóng)民平均收入超過4萬元,最低僅有2元,最高收入達(dá)到200萬,收入標(biāo)準(zhǔn)差為5.32萬元,初步顯示農(nóng)民收入差異較為懸殊。在回歸時(shí)對(duì)收入做取對(duì)數(shù)處理。

努力變量。一是受訪者受教育程度。受教育程度以個(gè)體受教育年限來表示,賦值方式為:沒上過學(xué)為0年,小學(xué)為6年,初中為9年,高中(職高、中專)為12年,大專(高職)為15年,大學(xué)本科為16年,碩士研究生為19年,博士研究生為22年。二是受訪者工作性質(zhì),按照主要工作種類型設(shè)定四個(gè)虛擬變量,主要精力用于相關(guān)工作設(shè)為1,否則設(shè)為0。具體工作性質(zhì)包括:務(wù)農(nóng)、非農(nóng)自雇、臨時(shí)受雇(受雇但未簽訂勞動(dòng)合同)、穩(wěn)定受雇(受雇且簽訂勞動(dòng)合同)。從表1結(jié)果看,受訪農(nóng)民平均受教育程度剛超過初中水平。受訪者務(wù)農(nóng)、非農(nóng)自雇、臨時(shí)受雇、穩(wěn)定受雇的平均占比分別為27%、11%、30%和32%。

環(huán)境變量。一是個(gè)人特征變量,包括受訪者年齡、性別虛擬變量(男性設(shè)為1)以及身體健康程度(類別變量,賦值從1到5,值越高說明身體越不健康)。二是家庭背景變量,分別為父母的受教育程度,受教育程度的賦值方式同上。三是區(qū)域環(huán)境變量,具體指?jìng)€(gè)人戶籍所在地,分別設(shè)置東部、中部和西部虛擬變量(受訪者戶口在所在地區(qū)設(shè)為1)。從表1結(jié)果看,受訪農(nóng)民平均年齡接近37歲,58%的受訪者為男性。受訪者父母的受教育程度明顯低于受訪者本人,且平均來看父親的受教育程度略高于母親的受教育程度。另外,受訪者戶籍在東、中、西部地區(qū)農(nóng)村占比分別為42%、29%和30%。

(二)農(nóng)村居民收入決定方程和努力決定方程的回歸分析

1.個(gè)體努力因素和環(huán)境因素對(duì)收入的影響

基于上文思路,首先根據(jù)明瑟收入方程進(jìn)行OLS回歸,結(jié)果見表2。表2(1)列僅考慮個(gè)體努力變量對(duì)收入的影響,可知受訪農(nóng)民受教育程度越高,收入水平也越高,農(nóng)民受教育年限每提高1年收入約提高3.9%。另外,與穩(wěn)定受雇工作相比,務(wù)農(nóng)、非農(nóng)自雇和臨時(shí)受雇的受訪農(nóng)民收入明顯偏低。表2(2)列和(3)列是僅考慮個(gè)人特征和家庭背景變量以及考慮個(gè)人所有環(huán)境變量的回歸結(jié)果,可知:年齡和農(nóng)民收入呈現(xiàn)倒U形關(guān)系,且從回歸系數(shù)值來看,線性正相關(guān)關(guān)系居于主導(dǎo)地位;男性的收入水平顯著高于女性;受訪農(nóng)民越健康,其收入越高,但這一關(guān)系并不顯著;父母的受教育程度越高,受訪者本人收入越高;與東部地區(qū)比,中部和西部地區(qū)受訪農(nóng)民的收入水平明顯偏低。表2(4)列是綜合個(gè)人努力變量和環(huán)境變量的回歸結(jié)果,從努力變量來看,各變量的顯著性水平并無顯著變化。從個(gè)人特征變量看,當(dāng)控制努力變量后,年齡和性別與個(gè)體收入的關(guān)系依然強(qiáng)正相關(guān),且健康程度對(duì)收入的影響也變得顯著。從家庭背景變量和區(qū)域環(huán)境變量看,當(dāng)控制努力變量后,父母受教育程度、中西部虛擬變量的系數(shù)值和顯著性水平都有所弱化。這說明環(huán)境變量有可能通過影響努力變量進(jìn)而對(duì)個(gè)體收入產(chǎn)生影響。為穩(wěn)健起見,本文將以東、中、西部標(biāo)識(shí)的區(qū)域環(huán)境變量替換為分省虛擬變量,表2(5)列列示了回歸結(jié)果,可知個(gè)體努力變量及其他環(huán)境變量系數(shù)值及其顯著性水平并未發(fā)生顯著變化,說明區(qū)分三大區(qū)域設(shè)置區(qū)域環(huán)境變量具有較強(qiáng)解釋力。

表2 收入決定方程OLS回歸結(jié)果

2.個(gè)體環(huán)境因素對(duì)努力因素的影響

接下來,根據(jù)式(2)得到努力決定方程的系數(shù)估計(jì)結(jié)果。當(dāng)因變量是受訪農(nóng)民受教育年限時(shí)采用OLS回歸,當(dāng)因變量是受訪農(nóng)民工作性質(zhì)時(shí),針對(duì)不同工作類型設(shè)置虛擬變量并采用probit回歸。回歸結(jié)果見表3。表3(1)列匯報(bào)了環(huán)境因素對(duì)受教育程度的影響,可知個(gè)人特征、家庭背景以及區(qū)域環(huán)境變量都會(huì)顯著影響受訪農(nóng)民受教育程度,其中:年齡和受教育程度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系;男性受教育程度更高;父母受教育程度對(duì)本人受教育程度產(chǎn)生明顯積極影響;中部地區(qū)和西部地區(qū)受訪農(nóng)民的受教育程度顯著低于東部地區(qū)農(nóng)民的受教育程度。表3(2)至(5)列匯報(bào)了環(huán)境變量對(duì)受訪者工作性質(zhì)的影響:年齡越大的農(nóng)民,務(wù)農(nóng)的概率越高;年齡與個(gè)人非農(nóng)自雇呈倒U形關(guān)系;男性在非農(nóng)自雇、臨時(shí)受雇和穩(wěn)定受雇等非農(nóng)工作中具有明顯優(yōu)勢(shì);父母的受教育程度越高,受訪農(nóng)民務(wù)農(nóng)和臨時(shí)受雇的概率越低,而穩(wěn)定受雇的概率越高;與東部地區(qū)相比,中西部地區(qū)農(nóng)民務(wù)農(nóng)概率更高,穩(wěn)定受雇概率更低。這些結(jié)果表明,當(dāng)個(gè)人面臨優(yōu)勢(shì)環(huán)境時(shí),其努力的積極性也更高,例如接受更高程度的教育,更傾向于選擇非農(nóng)工作從而更大幅度提高收入水平。

表3 環(huán)境因素對(duì)努力因素的影響回歸結(jié)果

(三)農(nóng)村居民機(jī)會(huì)不平等的基本測(cè)算結(jié)果

表4首先匯報(bào)了全樣本下的MLD指數(shù)以及AMLD指數(shù)。受訪農(nóng)民總收入的MLD指數(shù)為0.488,當(dāng)不考慮環(huán)境因素對(duì)努力因素的影響時(shí),AMLD指數(shù)為0.249,那么收入差距由機(jī)會(huì)不平等解釋的份額達(dá)到51.0%。進(jìn)一步考慮環(huán)境因素對(duì)努力因素的影響時(shí),AMLD指數(shù)提高至0.285,收入分配差距由機(jī)會(huì)不平等解釋的份額也提高至58.4%。測(cè)算結(jié)果與前述討論一致,即當(dāng)考慮環(huán)境因素對(duì)努力因素的影響時(shí),努力因素得到“凈化”而環(huán)境因素作用得到強(qiáng)化,最終體現(xiàn)為更高的收入分配不公平程度。綜合來看,受訪農(nóng)民收入差距在相當(dāng)程度上是機(jī)會(huì)不平等導(dǎo)致的。

表4 農(nóng)村居民機(jī)會(huì)不平等的基本測(cè)算結(jié)果

接下來,參照李瑩和呂光明[30]以及Dai和Li[31]的做法,本文進(jìn)一步按照個(gè)體年齡、性別以及戶籍所在地將樣本劃分為若干組分別測(cè)算不平等指數(shù)。個(gè)體年齡以30歲、40歲和50歲作為臨界點(diǎn)將樣本劃分為4組,同一組的受訪農(nóng)民屬于“同一代人”,面臨相似的成長(zhǎng)時(shí)代背景。區(qū)分性別分別測(cè)算,戶籍所在地區(qū)分東、中、西部分別測(cè)算,測(cè)算結(jié)果見表4其余諸行,以努力原值測(cè)算結(jié)果為例進(jìn)行說明。

首先,分年齡看,隨著年齡提高,受訪農(nóng)民的收入差距呈現(xiàn)拉大趨勢(shì),例如17～29歲樣本間的樣本MLD指數(shù)為0.381,而50～59歲樣本間的MLD指數(shù)高達(dá)0.606,AMLD指數(shù)也呈相同趨勢(shì)。但是,若從機(jī)會(huì)不平等所占份額來看,年齡由低到高排列的四組樣本收入差距可由機(jī)會(huì)不平等解釋的份額分別為58.3%、51.1%和50.5%和51.3%,即機(jī)會(huì)不平等對(duì)年輕人收入差距的影響更顯著,年輕一代雖然物質(zhì)條件和發(fā)展機(jī)遇明顯好于父輩,但是其面臨的機(jī)會(huì)不公現(xiàn)象更嚴(yán)重。

其次,分性別看,男性受訪農(nóng)民的MLD和AMLD指數(shù)均低于女性受訪者。男、女受訪者收入差距可由機(jī)會(huì)不平等解釋的份額分別是48.2%和51.7%。也就是說,女性受訪者的收入差距更大程度受到其所面臨的環(huán)境差異即機(jī)會(huì)不平等的影響。

最后,分區(qū)域看,東部和中部地區(qū)受訪農(nóng)民的MLD和AMLD指數(shù)較為接近,且明顯低于西部地區(qū)的相應(yīng)指數(shù)值。東、中、西部農(nóng)民收入差距可由機(jī)會(huì)不平等解釋的份額分別為50.5%、55.7%和60.2%。也就是說,與東部地區(qū)相比,中部地區(qū)和西部地區(qū)收入差距中有更大比例可歸因于機(jī)會(huì)不平等。這也從一個(gè)側(cè)面解釋了我國(guó)中西部農(nóng)民向東部地區(qū)的流動(dòng),即東部地區(qū)收入差距更小,且機(jī)會(huì)更加平等,農(nóng)民更容易通過自己的努力改變命運(yùn)。

四、農(nóng)村居民機(jī)會(huì)不平等的基本測(cè)算結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)考慮不可觀測(cè)努力變量

采用參數(shù)法測(cè)度機(jī)會(huì)不平等的一個(gè)明顯弊端是受限于數(shù)據(jù)可得性,無法窮盡所有的個(gè)體努力變量,而AMLD指數(shù)將明瑟收入方程回歸結(jié)果中的殘差項(xiàng)全部歸為環(huán)境因素,這就可能放大環(huán)境對(duì)收入差距的影響進(jìn)而高估收入差距中的機(jī)會(huì)不平等。因?yàn)闅埐铐?xiàng)中顯然包含了若干無法通過數(shù)據(jù)觀測(cè)到的個(gè)體努力變量,如工作強(qiáng)度、工作效率以及意志力等。由于未囊括更多的努力變量,表4所展示的測(cè)算結(jié)果有可能高估了環(huán)境因素的影響。為將不可觀測(cè)的努力變量納入考察,本文參照Checchi和Peragine[32]以及雷欣等[11]提出的方法,借鑒非參數(shù)法思路分離出個(gè)人無法觀測(cè)的努力變量(1)具體做法如下:首先,采用兩步聚類法,使用現(xiàn)有環(huán)境變量對(duì)個(gè)體分類。按照分類質(zhì)量并結(jié)合赤池信息準(zhǔn)則,最終將全部樣本分為6類。其次,對(duì)每個(gè)類別的個(gè)體按照收入升序劃分為2組,同一類別的個(gè)體面臨相同的環(huán)境,故而同類個(gè)體間收入差異更有可能是由努力所致。最后,假定處于不同類別但是本類相同收入分位點(diǎn)的個(gè)體付出的努力程度相同,從而生成個(gè)體努力程度高低的虛擬變量。。此時(shí),努力變量就包含了受訪農(nóng)民受教育程度、工作性質(zhì)以及不可觀測(cè)努力變量。同樣,分別按照努力原值和“純”努力測(cè)算出MLD和AMLD指數(shù),測(cè)算結(jié)果如表5。由于加入不可觀測(cè)努力變量,表5相同樣本的AMLD指數(shù)測(cè)算結(jié)果要低于表4相應(yīng)結(jié)果。

表5 考慮不可觀測(cè)努力變量的農(nóng)村居民機(jī)會(huì)不平等測(cè)算結(jié)果

表5全樣本下AMLD占比為40.2%(所有努力變量取原值),比同等情形下不考慮不可觀測(cè)努力變量時(shí)降低10.8%。即便如此,收入差距中機(jī)會(huì)不平等占比仍較高,換言之,若實(shí)現(xiàn)機(jī)會(huì)平等,我國(guó)農(nóng)村收入差距在現(xiàn)有基礎(chǔ)上會(huì)降低40.2%。另外,分年齡、分性別和分地區(qū)子樣本AMLD指數(shù)大小規(guī)律和表4基本一致,不予贅述。綜合表4和表5可知,考慮不可觀測(cè)努力變量且所有努力變量取原值時(shí)測(cè)算結(jié)果是AMLD值的下限,不考慮不可觀測(cè)努力變量且只有“純”努力變量時(shí)測(cè)算結(jié)果是AMLD值的上限。

(二)替換測(cè)算指標(biāo)

(8)

由表6結(jié)果可知,基于不同變量的四種不同選擇下AG指數(shù)大小對(duì)比關(guān)系和使用MLD指數(shù)測(cè)算的結(jié)果仍保持一致,其中全樣本下考慮不可觀測(cè)努力變量且取努力因素原值時(shí)AG值最小,不考慮不可觀測(cè)努力變量且取“純”努力因素時(shí)AG值最大。分樣本看,高年齡組、女性以及中西部樣本的AG指數(shù)更高,佐證了上文采用AMLD指數(shù)測(cè)算的穩(wěn)健性。

表6 AG指數(shù)測(cè)算農(nóng)村居民機(jī)會(huì)不平等結(jié)果

(三)不同口徑的測(cè)算

上文基于戶籍確定受訪農(nóng)民樣本為寬口徑定義的農(nóng)民。進(jìn)一步基于居住地標(biāo)準(zhǔn),在戶籍農(nóng)民中剔除已進(jìn)城工作的農(nóng)民,將仍居住于農(nóng)村的受訪農(nóng)民定義為窄口徑的農(nóng)民。表7為窄口徑下全樣本的匯報(bào)結(jié)果,并將寬口徑下的相應(yīng)測(cè)算結(jié)果作為對(duì)比,由于窄口徑下的樣本量偏少,為減少測(cè)量偏差,不再分樣本測(cè)算。可知窄口徑下的不同情形的MLD指數(shù)、AMLD指數(shù)及AMLD占比變化規(guī)律和寬口徑下的較為一致,也就是說,不論基于何種口徑,機(jī)會(huì)不平等都能在較大程度上解釋農(nóng)民的收入差距。

表7 不同口徑測(cè)算農(nóng)村居民機(jī)會(huì)不平等結(jié)果

從各類指數(shù)對(duì)比來看,窄口徑下的各類指數(shù)值都略高于寬口徑下的相應(yīng)值。這說明農(nóng)村居民的城鎮(zhèn)遷移既可降低總收入差距,也可降低收入差距中的機(jī)會(huì)不平等,即在城市中農(nóng)民更容易通過自我努力提高收入。換言之,農(nóng)民收入越依賴于農(nóng)業(yè)農(nóng)村,越會(huì)受限于諸多不可控的環(huán)境因素。

五、進(jìn)一步討論:環(huán)境紅利對(duì)農(nóng)村居民收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

上文驗(yàn)證了環(huán)境因素作用于個(gè)體收入的兩種路徑:一是環(huán)境因素直接對(duì)收入產(chǎn)生影響,二是環(huán)境因素通過影響努力因素進(jìn)而對(duì)收入產(chǎn)生影響。另外,環(huán)境變量還能強(qiáng)化(弱化)努力因素對(duì)收入的影響。例如,即便具有相同的受教育背景且從事相似職業(yè),人們?cè)跂|部地區(qū)工作的收入水平也要高于中、西部地區(qū)。在這種情況下,環(huán)境因素影響努力因素的渠道不再是直接的傳導(dǎo)效應(yīng),而是調(diào)節(jié)效應(yīng),本文把該效應(yīng)稱為環(huán)境紅利的作用。為驗(yàn)證這一效應(yīng),考慮到研究的經(jīng)濟(jì)意義,本文重點(diǎn)關(guān)注時(shí)代紅利[15]、性別歧視[34]以及區(qū)域分割[35]三大類環(huán)境因素。其中時(shí)代紅利用受訪農(nóng)民出生年份是否在1978年以后的虛擬變量表示(1978年以后出生設(shè)為1)、性別歧視用受訪農(nóng)民性別虛擬變量表示(男性設(shè)為1)、區(qū)域分割用受訪農(nóng)民工作所在地是否在東部地區(qū)的虛擬變量表述(東部地區(qū)設(shè)為1)。通過逐個(gè)構(gòu)造上述三類環(huán)境變量和受訪農(nóng)民努力變量的交互項(xiàng),基于明瑟收入方程進(jìn)行OLS回歸,回歸結(jié)果見表8。

表8 環(huán)境紅利作用回歸結(jié)果匯總

表8(1)列的回歸結(jié)果表明,從時(shí)代紅利的作用看,出生在1978年以后的農(nóng)民,受教育程度對(duì)收入的正向刺激作用更顯著。這說明受益于改革開放,個(gè)人更容易通過提高學(xué)歷改變命運(yùn)。時(shí)代紅利對(duì)工作性質(zhì)影響收入水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

表8(2)列的回歸結(jié)果表明,從性別歧視的影響看,男性提高受教育程度的增收效應(yīng)更顯著,女性務(wù)農(nóng)和從事非農(nóng)自雇工作對(duì)其增收更有利;在臨時(shí)受雇的非正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)上男性收入水平更高,而在正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)上,工作的增收效應(yīng)未呈現(xiàn)出顯著性別差異。這些結(jié)果說明工作性質(zhì)的增收效應(yīng)存在性別歧視造成的差異,但有效的勞動(dòng)保障可在一定程度上緩解這一現(xiàn)象。

表8(3)列的回歸結(jié)果表明,從區(qū)域分割的影響看,受教育程度對(duì)收入的影響并未呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域分割。工作性質(zhì)對(duì)收入的影響呈現(xiàn)出一定的區(qū)域分割,在東部地區(qū)臨時(shí)受雇不利于農(nóng)民增收,穩(wěn)定受雇的增收效應(yīng)更明顯,這表明從就業(yè)的規(guī)范程度對(duì)收入的拉動(dòng)作用來看,東部地區(qū)更具優(yōu)勢(shì)。

六、結(jié)論和建議

基于“環(huán)境-努力”框架,使用CFPS2020數(shù)據(jù)研究了我國(guó)農(nóng)民收入差距中的機(jī)會(huì)不平等問題,使用的測(cè)度指標(biāo)為對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(MLD)以及不公平對(duì)數(shù)偏差均值指數(shù)(AMLD),較好克服了既有研究機(jī)會(huì)平等文獻(xiàn)中指標(biāo)不可比的問題。研究證實(shí),農(nóng)民收入水平受到其努力因素以及環(huán)境因素的顯著影響。在此基礎(chǔ)上進(jìn)行的測(cè)算結(jié)果顯示,我國(guó)農(nóng)民收入差距MLD指數(shù)為0.488,機(jī)會(huì)不平等所致的份額在51.0%和58.4%之間。分樣本看,高年齡組、女性以及中西部農(nóng)民總收入不平等的AMLD指數(shù)最高,這一結(jié)果在將AMLD指數(shù)替換為AG指數(shù)時(shí)仍成立。另外,低年齡組、女性以及中西部農(nóng)民收入分配中機(jī)會(huì)不平等成分更高。考慮不可觀測(cè)努力變量時(shí)AMLD指數(shù)明顯偏低,但仍有40%左右的收入差距是由于機(jī)會(huì)不平等導(dǎo)致。基于不同口徑定義農(nóng)民的測(cè)算結(jié)果表明,窄口徑下的農(nóng)民收入差距中機(jī)會(huì)不平等所占的份額更高,說明城鎮(zhèn)遷移可為農(nóng)民提供更公平的增收機(jī)會(huì)。進(jìn)一步的研究顯示,時(shí)代紅利、性別歧視和區(qū)域分割都會(huì)影響個(gè)人努力的增收效應(yīng)。總體來看,機(jī)會(huì)不平等是我國(guó)農(nóng)民收入差距的重要肇因,若要切實(shí)縮小農(nóng)民收入差距,除了各類直接調(diào)節(jié)收入差距的政策外,更重要的是從初次分配入手,為農(nóng)民增收創(chuàng)造公平的機(jī)會(huì)。

根據(jù)上述結(jié)論,為降低農(nóng)民收入差距中的機(jī)會(huì)不平等,消除影響農(nóng)民增收的體制機(jī)制性障礙,充分調(diào)動(dòng)農(nóng)民主觀能動(dòng)性,可從以下幾個(gè)方面著手。一是持續(xù)提高生產(chǎn)效率。從農(nóng)業(yè)來看,持續(xù)推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略,加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化,以科技賦能和產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)理念切實(shí)降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本,促進(jìn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接,提高農(nóng)產(chǎn)品附加值,增加農(nóng)民務(wù)農(nóng)收入。跳出農(nóng)業(yè)來看,要以數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展為契機(jī),創(chuàng)造新的時(shí)代紅利,全面激活各類生產(chǎn)要素,為農(nóng)民增收提供條件。二是深入推進(jìn)區(qū)域以及城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化。加大農(nóng)村以及中西部地區(qū)教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等基本民生投入,提高基本公共服務(wù)水平,保障人人共享發(fā)展成果。鞏固脫貧攻堅(jiān)成果,加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村弱勢(shì)群體家庭的幫扶力度,優(yōu)化社會(huì)救助和慈善制度,提高農(nóng)村基礎(chǔ)性和兜底性的民生保障。三是合理引導(dǎo)農(nóng)民流動(dòng)。大力發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì),不斷推動(dòng)城鄉(xiāng)深度融合,完善農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的平臺(tái),提高農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性,進(jìn)而拓寬農(nóng)民長(zhǎng)效增收渠道。健全農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化配套政策體系,消除城鄉(xiāng)身份壁壘,提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化水平并形成示范帶動(dòng)效應(yīng)。四是持續(xù)規(guī)范勞動(dòng)力市場(chǎng)。逐步打造統(tǒng)一的全國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng),打破區(qū)域分割。強(qiáng)化勞動(dòng)相關(guān)法律法規(guī)的硬約束,保障勞動(dòng)者合法權(quán)益。通過財(cái)政補(bǔ)貼、觀念引導(dǎo)以及制度規(guī)范等方式消除勞動(dòng)力市場(chǎng)的性別歧視,切實(shí)維護(hù)女性勞動(dòng)者基本權(quán)益。