市場(chǎng)化改革、要素流動(dòng)與我國農(nóng)村內(nèi)部收入差距變化

徐志剛，寧 可，朱哲毅，李 明

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095；2.中國科學(xué)院 農(nóng)業(yè)政策研究中心，北京 100020； 3.上海市農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)科技信息研究所，上海 201403)

市場(chǎng)化改革、要素流動(dòng)與我國農(nóng)村內(nèi)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(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095；2.中國科學(xué)院 農(nóng)業(yè)政策研究中心，北京 100020； 3.上海市農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)科技信息研究所，上海 201403)

本文利用農(nóng)業(yè)部固定觀察點(diǎn)大樣本農(nóng)戶與行政村數(shù)據(jù)，對(duì)我國農(nóng)村內(nèi)部居民收入差距進(jìn)行了測(cè)算和分解，并對(duì)其變化從市場(chǎng)化改革和要素流動(dòng)角度進(jìn)行了解釋。2004-2012年，我國農(nóng)村內(nèi)部居民收入差距仍然呈上升趨勢(shì)。其中，非農(nóng)收入本身差距在經(jīng)歷了拉大過程后已開始呈現(xiàn)縮小趨勢(shì)，但其在人均總收入中的比重仍在上升，因此其對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率雖然緩慢下降，但仍遠(yuǎn)超農(nóng)業(yè)收入的貢獻(xiàn)；農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率顯著低于工資性收入，但農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入自身的差距則呈上升趨勢(shì)。計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析表明，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的上升在減少農(nóng)戶種植業(yè)收入的同時(shí)，也加大了農(nóng)戶在土地要素配置上的差異，拉大了農(nóng)戶種植業(yè)收入的差距；勞動(dòng)力市場(chǎng)化改革明顯促進(jìn)農(nóng)戶工資性收入提升，但對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)力外出就業(yè)的影響呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型關(guān)系；資本市場(chǎng)的改革對(duì)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng)和非農(nóng)經(jīng)營收入增長(zhǎng)影響顯著，但擴(kuò)大了財(cái)產(chǎn)性收入差距。

收入差距;農(nóng)村居民人均收入;基尼系數(shù)分解;要素市場(chǎng)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(shí)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(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下的平均主義分配方式使得城鎮(zhèn)內(nèi)部和農(nóng)村內(nèi)部的收入分配一直保持較小的差距[1]，但城鄉(xiāng)間收入分配差距較大[2-3]；改革開放以后，伴隨著城鄉(xiāng)居民收入水平的不斷上升，我國城鄉(xiāng)之間、城鎮(zhèn)居民內(nèi)部、農(nóng)村居民內(nèi)部、不同地區(qū)間的收入分配差距在很長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)都呈現(xiàn)持續(xù)拉大的趨勢(shì)，表現(xiàn)出了全新的特征和規(guī)律。當(dāng)前，如何看待與處理經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展帶來的收入差距問題已經(jīng)成為我國政府和學(xué)術(shù)界的當(dāng)務(wù)之急，因此，對(duì)收入分配差距的變化趨勢(shì)和特征進(jìn)行梳理將具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

長(zhǎng)期以來，城鄉(xiāng)收入差距頗受關(guān)注，但就農(nóng)村而言，除了與城鎮(zhèn)之間存在較大差距外，農(nóng)村內(nèi)部的收入差距也在不斷擴(kuò)大，甚至已達(dá)到較高水平[4]。國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，1995年到2012年，農(nóng)村居民家庭人均收入從1578元提升到7917元。同期，我國農(nóng)村內(nèi)部收入差距也迅速擴(kuò)大，基尼系數(shù)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(nóng)村內(nèi)部家庭經(jīng)營收入對(duì)總收入差距的貢獻(xiàn)是82.9%，可見農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的差距是造成農(nóng)村內(nèi)部收入差距的主要原因。雖然在這一時(shí)期非農(nóng)就業(yè)收入的貢獻(xiàn)率僅有17.1%[6]，但工資性收入的集中率呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，表明工資收入對(duì)總收入差距的貢獻(xiàn)也在不斷上升[4]。

不少研究認(rèn)為，要素投入與農(nóng)民收入間存在較大關(guān)聯(lián)。農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)決策取決于農(nóng)戶所能掌握的經(jīng)濟(jì)資源條件(即要素稟賦)，一般而言，對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營影響較大的生產(chǎn)要素主要包括土地、勞動(dòng)力和資本三種[7]。土地要素方面：一方面，土地兼具就業(yè)和養(yǎng)老兩項(xiàng)最基本的社會(huì)保障功能，可以提高老年勞動(dòng)力和無法從事非農(nóng)工作農(nóng)村勞動(dòng)力的收入，有利于縮小農(nóng)村收入差距[8-9]。另一方面，土地要素的自由流轉(zhuǎn)促進(jìn)了規(guī)模效應(yīng)的形成[10]，培養(yǎng)了土地經(jīng)營大戶，在提高資源配置效率和土地市場(chǎng)價(jià)值的同時(shí)[7,11]，擴(kuò)大了農(nóng)村內(nèi)部收入差距[12]。勞動(dòng)力要素方面，針對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)收入差距的影響，相關(guān)研究形成“促進(jìn)觀”、“降低觀”、“先擴(kuò)大后縮小”等觀點(diǎn)：“促進(jìn)觀”認(rèn)為，農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)的城市化進(jìn)程是促進(jìn)城鄉(xiāng)收入差距的主要原因[13-15]，單純的勞動(dòng)力流動(dòng)未能熨平收入差距，“庫茲涅茨”效應(yīng)目前在我國并不顯著[16-17]；“降低觀”則認(rèn)為，城市化帶來的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移具有降低城鄉(xiāng)收入差距的效應(yīng)[18-19]；第三類觀點(diǎn)認(rèn)為，短期內(nèi)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和城市化發(fā)展會(huì)擴(kuò)大收入差距，長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)縮小收入差距[20-21]。資本要素方面，資金要素變化對(duì)于收入差距影響的觀點(diǎn)也不統(tǒng)一：支持“倒U型假說”觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為隨著金融的不斷發(fā)展，收入分配差距呈現(xiàn)出先擴(kuò)大后縮小的趨勢(shì)。在金融市場(chǎng)不完善的情況下，信貸發(fā)展會(huì)顯著降低收入分配差距，在縮小貧富差距的同時(shí)，有效消除了貧困[22-24]。但倒U型假說在國內(nèi)并沒有得到進(jìn)一步驗(yàn)證，國內(nèi)的研究認(rèn)為，金融發(fā)展反倒會(huì)顯著拉大城鄉(xiāng)收入差距[25-26]。

綜上所述，已有研究鮮有著眼于農(nóng)村內(nèi)部收入差距的，對(duì)其形成機(jī)制的探討尚屬空白。因此，對(duì)2004年以來農(nóng)村內(nèi)部收入差距的變化規(guī)律及緣由進(jìn)行系統(tǒng)研究將具有重要的研究?jī)r(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。一方面，隨著我國市場(chǎng)化改革的深入，農(nóng)村加快了產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)的改革，這對(duì)農(nóng)村內(nèi)部的收入差距產(chǎn)生了重要影響并持續(xù)發(fā)揮作用。另一方面，深入研究農(nóng)村內(nèi)部收入差距的變化特征、來源、形成原因和內(nèi)在規(guī)律，有助于正確判斷農(nóng)村內(nèi)部收入差距現(xiàn)狀，從而研究和制定縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的對(duì)策和辦法，這對(duì)促進(jìn)農(nóng)村社會(huì)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)發(fā)展將具有重要的政策意義。下文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分，分析框架與研究方法；第三部分，農(nóng)村居民收入差距的來源分解；第四部分，要素改革與農(nóng)村內(nèi)部差距；第五部分，結(jié)論與討論。

二、分析框架、測(cè)算方法與模型構(gòu)建

(一)分析框架

市場(chǎng)化改革的深入加強(qiáng)了土地、勞動(dòng)力、資本在要素市場(chǎng)上的流動(dòng)，具體表現(xiàn)為如下幾個(gè)方面：(1)農(nóng)村土地二輪承包后，農(nóng)村土地使用權(quán)被鼓勵(lì)轉(zhuǎn)讓，促進(jìn)了農(nóng)村土地經(jīng)營的集聚和規(guī)?；?；(2)隨著城鄉(xiāng)戶籍制度改革和對(duì)人口流動(dòng)管制的放松，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力得以進(jìn)一步在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)之間進(jìn)行有效配置；(3)農(nóng)村金融改革和市場(chǎng)發(fā)展在一定程度上緩解了資金約束對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的限制。后續(xù)，農(nóng)村還將進(jìn)一步深化土地在農(nóng)村內(nèi)部流轉(zhuǎn)、勞動(dòng)非農(nóng)化、人口在城鄉(xiāng)遷移和農(nóng)村金融等改革。

與此同時(shí)，要素流動(dòng)性的加強(qiáng)進(jìn)一步影響了農(nóng)村內(nèi)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(zhuǎn)市場(chǎng)的逐步建立促進(jìn)了農(nóng)地在農(nóng)戶之間的重新配置和流轉(zhuǎn)集中，農(nóng)戶種植業(yè)收入差距開始拉大；勞動(dòng)力要素方面，農(nóng)村勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)了從農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)部門、從農(nóng)村部門向城市部門的流動(dòng)，對(duì)農(nóng)戶非農(nóng)收入和收入結(jié)構(gòu)，以及農(nóng)戶收入差距都產(chǎn)生了重要的影響；資金要素方面，市場(chǎng)的改革使農(nóng)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(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入差距和非農(nóng)經(jīng)營收入差距。具體作用機(jī)制見圖1。

基于此，本文判斷我國農(nóng)村市場(chǎng)化改革的深化將導(dǎo)致要素配置發(fā)生變化，進(jìn)而引起同期農(nóng)村內(nèi)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(nóng)地均分制度下的農(nóng)村土地要素市場(chǎng)化改革和市場(chǎng)流轉(zhuǎn)程度提升促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入差距拉大。

假說2：工業(yè)化和城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)化改革促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和非農(nóng)就業(yè)增加。在勞動(dòng)力流動(dòng)的初始階段，農(nóng)戶工資性收入呈現(xiàn)拉大趨勢(shì)；隨著農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和非農(nóng)就業(yè)從局部地區(qū)轉(zhuǎn)向農(nóng)村整體，農(nóng)戶工資性收入差距逐漸縮小。

假說3：農(nóng)村內(nèi)部資本要素市場(chǎng)改革使農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入差距上升，且金融深化程度上升降低農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入差距，信貸可得性擴(kuò)大非農(nóng)經(jīng)營收入差距。

圖1 要素市場(chǎng)化改革對(duì)農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響機(jī)理

(二)測(cè)算方法與模型構(gòu)建

1.收入差距來源測(cè)算方法

本文在測(cè)算不同來源收入對(duì)總收入差距貢獻(xiàn)時(shí)，采用傳統(tǒng)要素分解方法對(duì)我國農(nóng)村基尼系數(shù)按照不同收入來源進(jìn)行分解[27]。假設(shè)農(nóng)戶人均總收入Y由k個(gè)不同來源的分項(xiàng)收入y1，y2，…….，yk組成，即：

(1)

這樣，農(nóng)戶人均總收入的基尼系數(shù)G可以表示為：

(2)

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

2.模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)研究假說，本文建立農(nóng)戶收入影響因素模型和村級(jí)層面農(nóng)戶要素配置差異模型兩套計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。

(1)農(nóng)戶收入影響因素模型

為檢驗(yàn)不同要素市場(chǎng)化改革對(duì)農(nóng)戶不同類別收入的影響，本文建立以下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

yi=f(Ij,Xi,X,ε)

(3)

其中yi為代表農(nóng)戶的四類人均收入，i為1到4的整數(shù)；Ij代表三類要素，j為1到3的整數(shù)。農(nóng)戶收入影響因素模型可以表述為：農(nóng)戶人均收入(種植業(yè)、工資性、非農(nóng)經(jīng)營、財(cái)產(chǎn)性收入)=f[要素市場(chǎng)化指標(biāo)(土地、勞動(dòng)力、資金、資金)，特殊控制變量，整體控制變量，擾動(dòng)因素]。

其中，關(guān)鍵解釋變量I1——土地要素市場(chǎng)化指標(biāo)采用村內(nèi)土地流轉(zhuǎn)的戶數(shù)比例和村內(nèi)戶均土地流轉(zhuǎn)面積*為了排除該農(nóng)戶自身對(duì)村平均土地流轉(zhuǎn)比例的影響，使用的是排除本農(nóng)戶自身的村平均土地流轉(zhuǎn)比例：村平均土地流轉(zhuǎn)比例=(∑農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)面積/農(nóng)戶年末土地經(jīng)營面積-本農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)面積/本農(nóng)戶土地經(jīng)營總面積)/(村總戶數(shù)-1)。進(jìn)行衡量；I2——?jiǎng)趧?dòng)力要素市場(chǎng)化指標(biāo)采用村內(nèi)農(nóng)戶平均外出就業(yè)*該處外出就業(yè)比例本研究中界定為農(nóng)村勞動(dòng)力在縣外就業(yè)的人數(shù)占家庭總體勞動(dòng)力人數(shù)的比例，為了排除該農(nóng)戶自身對(duì)村平均土外出就業(yè)比例和非農(nóng)就業(yè)比例的影響，使用的是排除本農(nóng)戶自身的村平均外出就業(yè)比例和非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)力比例。比例進(jìn)行衡量；I3——資金要素市場(chǎng)化指標(biāo)采用金融相關(guān)率*本研究采用金融相關(guān)率來衡量農(nóng)村金融市場(chǎng)發(fā)展程度。借鑒張杰對(duì)金融相關(guān)率的定義和現(xiàn)有數(shù)據(jù)特點(diǎn)[28]，本研究定義的平均金融相關(guān)率具體如下：村平均金融相關(guān)率=[∑(農(nóng)戶現(xiàn)金收入+貸款收入+有價(jià)證券收入)/農(nóng)戶總收入]/村總戶數(shù)。進(jìn)行衡量；I3與I4相同。

特殊控制變量X1包括村平均金融相關(guān)率、農(nóng)戶家庭年初耕地面積、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)，X2包括村平均金融相關(guān)率、非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)，X3包括村平均外出就業(yè)比例、非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)，X4包括家庭期末金融資產(chǎn)余額、非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)。

整體控制變量X包括兩類：農(nóng)戶家庭特征和村莊特征。其中農(nóng)戶家庭特征具體包括家庭整半勞動(dòng)力數(shù)量、家庭初中文化水平以上勞動(dòng)力比例、住房?jī)r(jià)值，村莊特征具體包括村內(nèi)本地*此處本地在本研究中界定為本縣內(nèi)非農(nóng)就業(yè)：村平均本地非農(nóng)就業(yè)勞動(dòng)力比例=∑(農(nóng)戶本地非農(nóng)就業(yè)人數(shù)/農(nóng)戶就業(yè)勞動(dòng)力總?cè)藬?shù))/村內(nèi)總戶數(shù)。平均非農(nóng)就業(yè)比例、村內(nèi)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的數(shù)量、是否郊區(qū)村、是否山區(qū)村、是否是礦區(qū)村，同時(shí)采用了省虛擬變量進(jìn)行控制。該回歸將采用線性回歸模型。

此外，為減弱計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析中潛在的內(nèi)生性問題，本研究采用了三種方法：一是用各行政村內(nèi)的所有樣本農(nóng)戶數(shù)據(jù)構(gòu)造了村級(jí)平均指標(biāo)來測(cè)度村要素市場(chǎng)化程度(如用村土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶比例和村戶均土地流轉(zhuǎn)面積兩個(gè)指標(biāo)來測(cè)度村土地要素市場(chǎng)化程度)，繼而考察要素市場(chǎng)化程度對(duì)農(nóng)戶決策的影響；二是對(duì)于各樣本農(nóng)戶，在計(jì)算其對(duì)應(yīng)的村平均指標(biāo)的時(shí)候扣除了其自身，從而避免了該樣本農(nóng)戶對(duì)村平均指標(biāo)的影響；三是采用多期面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，而面板數(shù)據(jù)模型的固定效應(yīng)估計(jì)能夠在一定程度上消除隨時(shí)不變因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，可以進(jìn)一步減弱模型的內(nèi)生性問題。

(2)村級(jí)農(nóng)戶要素配置差異的影響因素模型

本文構(gòu)建了村莊級(jí)別層面上的農(nóng)戶要素配置差異的影響模型。具體如下：

(4)

其中，關(guān)鍵解釋變量為I1——土地要素市場(chǎng)化指標(biāo)采用村內(nèi)土地流轉(zhuǎn)戶數(shù)比例和村內(nèi)戶均土地流轉(zhuǎn)面積*村平均土地流轉(zhuǎn)比例=∑(農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地面積/農(nóng)戶年末土地經(jīng)營總面積)/村總戶數(shù)。進(jìn)行衡量。I2——?jiǎng)趧?dòng)力要素市場(chǎng)化指標(biāo)采用村內(nèi)農(nóng)戶平均外出就業(yè)*村平均外出就業(yè)勞動(dòng)力比例=∑(農(nóng)戶外出就業(yè)人數(shù)/農(nóng)戶就業(yè)勞動(dòng)力總?cè)藬?shù))/村內(nèi)總戶數(shù)。比例以及其平方項(xiàng)進(jìn)行衡量。I3——資金要素市場(chǎng)化指標(biāo)采用村內(nèi)平均金融相關(guān)率以及其平方項(xiàng)進(jìn)行衡量。I4——資金要素市場(chǎng)化指標(biāo)采用村內(nèi)平均金融相關(guān)率和村內(nèi)平均金融資產(chǎn)余額進(jìn)行衡量。

特殊控制變量X1為村平均金融相關(guān)率，X2為村平均金融相關(guān)率及其平方項(xiàng)，X3為村內(nèi)農(nóng)戶平均外出就業(yè)比例及其平方項(xiàng)，最后一個(gè)方程并未設(shè)定特殊控制變量。

控制變量X主要為村莊自然、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)特征，具體包括村級(jí)本地非農(nóng)就業(yè)比例、村內(nèi)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的數(shù)量、是否郊區(qū)村、是否山區(qū)村、是否是礦區(qū)村，同時(shí)采用了省級(jí)虛擬變量進(jìn)行控制。該回歸同樣將采用線性回歸模型。

三、我國農(nóng)村內(nèi)部居民收入差距及其來源分解

本文所涉及的收入是指農(nóng)村居民的人均收入，其中人均總收入包括農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入，農(nóng)業(yè)收入包括種植收入、林業(yè)收入、畜牧業(yè)收入和漁業(yè)收入，非農(nóng)收入包括工資性收入、非農(nóng)經(jīng)營收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，工資性收入包括縣內(nèi)、縣外和其他收入，非農(nóng)經(jīng)營收入包括第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)收入。

本文所用數(shù)據(jù)為農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)長(zhǎng)期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)庫每年在全國范圍內(nèi)調(diào)查300多個(gè)行政村，2萬多農(nóng)戶。2003年更新后的調(diào)查表開始包含詳細(xì)的個(gè)人特征與就業(yè)數(shù)據(jù)。本研究計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析需要個(gè)人外出就業(yè)狀況數(shù)據(jù)，因此選取2004-2012年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。經(jīng)過數(shù)據(jù)清理，2004-2012年9年數(shù)據(jù)共有129540個(gè)農(nóng)戶樣本和2115個(gè)村樣本。下文將通過前文介紹的方法，計(jì)算不同來源收入對(duì)農(nóng)民人均總收入差距的貢獻(xiàn)率，來表示不同收入來源對(duì)農(nóng)民人均總收入差距的影響(表1、2、3)。

(一)農(nóng)民人均總收入差距及其變化趨勢(shì)

總體來看，2004-2012年農(nóng)村居民人均總收入的差距不斷擴(kuò)大，其中農(nóng)業(yè)收入的不平等程度不斷上升，而非農(nóng)業(yè)收入則呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。表1數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)業(yè)收入基尼系數(shù)從2004年的0.52上升到2012年的0.71；非農(nóng)業(yè)收入的基尼系數(shù)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(nóng)村居民人均總收入中非農(nóng)收入比重不斷上升，且一直高于農(nóng)業(yè)收入占比，兩者的差距不斷擴(kuò)大。2004年非農(nóng)業(yè)收入占人均總收入的比重為60.86%，比農(nóng)業(yè)收入比重高21.72個(gè)百分點(diǎn)；2012年，非農(nóng)業(yè)收入所占比重則上升到67.01%，農(nóng)業(yè)非農(nóng)業(yè)收入差距擴(kuò)大至34個(gè)百分點(diǎn)。這意味著農(nóng)村正經(jīng)歷著非農(nóng)化過程，農(nóng)戶兼業(yè)化程度日益深化。

從對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)看(表3)，2004-2012年農(nóng)村居民收入差距中非農(nóng)收入對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)超農(nóng)業(yè)收入，但差距正在緩慢縮小。2004年非農(nóng)業(yè)收入貢獻(xiàn)率達(dá)到了73.76%，而農(nóng)業(yè)收入貢獻(xiàn)率僅為26.24%，而在2012年這一差距縮小了4.42個(gè)百分點(diǎn)，但非農(nóng)貢獻(xiàn)率仍然是農(nóng)業(yè)的2.5倍。

表1 2004-2012年農(nóng)村不同來源收入基尼系數(shù)

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)計(jì)算

(二)農(nóng)業(yè)收入差距及其變化趨勢(shì)

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

從收入來源看，種植業(yè)收入仍是農(nóng)業(yè)收入的主要來源，但所占比重有所下降，而林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)收入所占比重則相對(duì)上升(表2)。2004年農(nóng)作物種植業(yè)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(xiàn)上升的趨勢(shì)，2012年農(nóng)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(yè)收入比重由2004年的1.34%上升到2012年的1.43%；漁業(yè)收入也上升了0.81%，雖然漁業(yè)所占比重較小，但增幅明顯。

從對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)看，種植業(yè)收入和畜牧業(yè)收入仍然是農(nóng)村內(nèi)部收入差距最主要的貢獻(xiàn)者，二者總的貢獻(xiàn)率在2012年達(dá)到22.33%(表3)。雖然不同農(nóng)業(yè)收入的基尼系數(shù)均有所上升，但是伴隨著種植業(yè)收入比重的下降，其對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率也有所下降，而林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)收入比重均有所上升，所以三者對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)也有所上升。2004至2012年間，種植業(yè)收入的貢獻(xiàn)率由17.38%下降到10.43%，畜牧業(yè)、林業(yè)和漁業(yè)收入貢獻(xiàn)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(nóng)村內(nèi)部不同來源收入份額 單位：%

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)計(jì)算

(三)非農(nóng)收入差距及其變化趨勢(shì)

在非農(nóng)收入內(nèi)部，工資性收入的不平等程度呈先上升后下降的趨勢(shì)，家庭非農(nóng)經(jīng)營收入的不平等程度有所上升，財(cái)產(chǎn)性收入不平等程度持續(xù)下降，轉(zhuǎn)移性收入不平等程度則呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。表1數(shù)據(jù)顯示，工資性收入的基尼系數(shù)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(nèi)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(nóng)經(jīng)營收入基尼系數(shù)則從0.90上升到0.91，其中第三產(chǎn)業(yè)收入基尼系數(shù)上漲較快。

表3 2004-2012年農(nóng)村不同來源收入差距對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率 單位：%

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)計(jì)算

從收入來源看，工資性收入比重上升明顯，家庭非農(nóng)經(jīng)營收入比重有所下降，財(cái)產(chǎn)性收入雖然比重較低，但增幅明顯，而轉(zhuǎn)移性收入保持穩(wěn)定。表2數(shù)據(jù)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(nèi)下降3.09%，縣外上升6.61%。家庭非農(nóng)經(jīng)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(nóng)經(jīng)營收入比重僅下降0.49%，其中二、三產(chǎn)業(yè)均有所下降。財(cái)產(chǎn)性收入雖然占比較低，但是增速快，9年間接近翻一番。轉(zhuǎn)移性收入所占比重變化較小，9年間僅上升0.35%。

從對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)看，工資性收入差距對(duì)城鄉(xiāng)居民總體收入差距的貢獻(xiàn)率總體呈上升趨勢(shì)，2012年達(dá)到了33.41%，遠(yuǎn)超過其他收入，表明農(nóng)村居民之間的工資性收入差距對(duì)農(nóng)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(nóng)村居民收入的比重較高，所以即使工資性收入基尼系數(shù)相對(duì)降低，但對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率依然較大。家庭非農(nóng)經(jīng)營收入對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)僅次于工資性收入，但2004年以來整體呈下降趨勢(shì)，這主要是由農(nóng)村居民的非農(nóng)經(jīng)營性收入比重不斷下降所造成。所以，縱然農(nóng)村居民非農(nóng)經(jīng)營性收入基尼系數(shù)有所上升，但其對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率卻在不斷下降。財(cái)產(chǎn)性收入由于在農(nóng)村居民收入中所占的比重較小，因此對(duì)農(nóng)村居民總體收入差距的貢獻(xiàn)較小。

四、要素市場(chǎng)化改革與我國農(nóng)村內(nèi)部收入差距

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

(一)土地要素市場(chǎng)化改革與農(nóng)村內(nèi)部收入差距

從2004年到2012年，我國戶均轉(zhuǎn)包面積從0.85畝上升至1.20畝，轉(zhuǎn)包比例從9.37%上升到12.75%；農(nóng)村家庭經(jīng)營耕地面積也從2畝/人，上升到2.41畝/人(表4)?？梢?，9年間我國土地要素流轉(zhuǎn)速度明顯加快，種植業(yè)規(guī)?；慕?jīng)營情況也不斷加強(qiáng)，戶均種植規(guī)模不斷上升，在此期間，伴隨著土地要素的流轉(zhuǎn)和加速，種植業(yè)和畜牧業(yè)等農(nóng)業(yè)收入差距也呈現(xiàn)明顯拉大趨勢(shì)。因此有理由相信，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的發(fā)育及土地的流轉(zhuǎn)和集中擴(kuò)大了農(nóng)戶土地要素稟賦的差異是導(dǎo)致農(nóng)戶種植業(yè)等農(nóng)業(yè)經(jīng)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(dòng)情況

注：表中報(bào)告的是變量均值。

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)計(jì)算

通過模型實(shí)證研究也驗(yàn)證了以上猜測(cè)。實(shí)證研究表明土地要素市場(chǎng)化改革顯著減少了農(nóng)戶種植業(yè)收入，但同時(shí)也加大農(nóng)戶在土地要素配置上的差異，從而客觀上加劇農(nóng)戶種植業(yè)收入差距(表5)。模型(1)在控制了農(nóng)戶特征和村莊特征后，關(guān)鍵解釋變量土地要素市場(chǎng)化指標(biāo)——村內(nèi)有土地流轉(zhuǎn)戶數(shù)的比例在5%顯著水平上顯著，說明村內(nèi)有土地流轉(zhuǎn)戶數(shù)的比例每提高一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)戶種植業(yè)收入將會(huì)減少2.83元；村內(nèi)戶均土地流轉(zhuǎn)面積在1%顯著水平上顯著，說明村內(nèi)戶均土地流轉(zhuǎn)面積每提高1畝，農(nóng)戶家庭種植業(yè)收入減少49.20元。

同樣，土地要素市場(chǎng)化改革會(huì)顯著影響農(nóng)戶在土地資源配置上的差異。在控制了村莊特征后，關(guān)鍵解釋變量村內(nèi)土地流轉(zhuǎn)戶數(shù)比例和村內(nèi)戶均土地流轉(zhuǎn)面積均在1%顯著水平上顯著(表6)，說明土地要素市場(chǎng)化對(duì)于村年末土地經(jīng)營面積標(biāo)準(zhǔn)差有著明顯的正向作用。土地要素市場(chǎng)化會(huì)顯著擴(kuò)大農(nóng)戶在土地要素配置方面的差異，因此說土地要素市場(chǎng)化改革會(huì)擴(kuò)大農(nóng)戶種植業(yè)收入的差距，這也在一定程度上驗(yàn)證了上文的描述性分析。

(二)勞動(dòng)力要素市場(chǎng)化改革與農(nóng)村內(nèi)部收入差距

在通過對(duì)不平等指數(shù)的動(dòng)態(tài)分解，和研究不平等指數(shù)變化的原因時(shí)，有學(xué)者把基尼系數(shù)的變化分解為“集中效應(yīng)”和“結(jié)構(gòu)性效應(yīng)”*“集中效應(yīng)”是指構(gòu)成總產(chǎn)出或總收入的分項(xiàng)部分的內(nèi)部集中率，或說內(nèi)部不平等程度的變化引起的總基尼系數(shù)的變化?！敖Y(jié)構(gòu)性效應(yīng)”是指，在各分項(xiàng)部分的內(nèi)部集中率不變的情況下，僅僅因?yàn)楦鞣猪?xiàng)部分的結(jié)構(gòu)變化，帶來的對(duì)總的基尼系數(shù)的變化的影響。[29]，通過研究發(fā)現(xiàn)，我國農(nóng)村內(nèi)部工資性收入差距的“集中效應(yīng)”處于先上升后下降趨勢(shì)，而“結(jié)構(gòu)性效應(yīng)”處于上升態(tài)勢(shì)，農(nóng)村內(nèi)部收入差距主要是由于“結(jié)構(gòu)性效應(yīng)”所致(表1、2、3)。因此，我國農(nóng)村內(nèi)部工資性收入差距“集中效應(yīng)”的先上升后下降以及“結(jié)構(gòu)性效應(yīng)”的上升與我國勞動(dòng)力要素的市場(chǎng)化改革密不可分。

客觀來看，集中效應(yīng)對(duì)工資性收入差距的影響較小，并且勞動(dòng)力流轉(zhuǎn)的市場(chǎng)化有降低工資性收入差距的作用，尤其是外出就業(yè)對(duì)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(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)。計(jì)量模型顯示，勞動(dòng)力要素配置差異會(huì)隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)先上升后下降。村平均外出就業(yè)比例及其平方項(xiàng)均在1%顯著水平上顯著，且一次項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，因此勞動(dòng)力市場(chǎng)化與村外出就業(yè)人數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差呈現(xiàn)開口向下的二次關(guān)系(表6)。也就是說伴隨著勞動(dòng)力要素市場(chǎng)化的推進(jìn)，農(nóng)戶配置在外出就業(yè)方面勞動(dòng)力的差異會(huì)先有所上升，到達(dá)一定程度后再下降。合理的解釋是，改革之初，只有部分農(nóng)戶外出就業(yè)，因此農(nóng)戶工資性收入差距不斷擴(kuò)大，但是隨著外出就業(yè)人數(shù)的提高，在外出就業(yè)比例也達(dá)到一定水平后，農(nóng)戶外出務(wù)工人數(shù)的差異就會(huì)慢慢縮小，因此工資性收入差距也會(huì)降低。

所以造成工資性收入差距上升的主要原因是“結(jié)構(gòu)性效應(yīng)”，主要是由于非農(nóng)就業(yè)增加而造成的工資性收入占人均總收入比重的增加。據(jù)本研究測(cè)算，工資性收入占人均總收入的比重持續(xù)上升，由此帶動(dòng)工資性收入差距對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率上升8.88%(表3)。同時(shí)計(jì)量模型顯示，勞動(dòng)力市場(chǎng)化會(huì)顯著增加農(nóng)戶工資性收入，從而驗(yàn)證上文所說的“結(jié)構(gòu)性效應(yīng)”。在控制了農(nóng)戶特征和村莊特征后，關(guān)鍵解釋變量勞動(dòng)力要素市場(chǎng)化指標(biāo)——村平均外出就業(yè)比例在1%顯著水平上顯著，說明村平均外出就業(yè)比例每提高一個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)戶家庭工資性收入將會(huì)提高57.40元(表5)。

表5 要素市場(chǎng)化程度對(duì)農(nóng)戶家庭收入影響模型回歸結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的顯著水平，括號(hào)里是參數(shù)檢驗(yàn)T值統(tǒng)計(jì)量。

表6 要素市場(chǎng)化程度對(duì)村莊農(nóng)戶家庭要素配置差異影響的模型回歸結(jié)果

注：“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的顯著水平，括號(hào)里是參數(shù)檢驗(yàn)T值統(tǒng)計(jì)量。

(三)資本要素市場(chǎng)化改革與農(nóng)村內(nèi)部收入差距

資本要素市場(chǎng)改革對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入和非農(nóng)經(jīng)營收入差距有著深刻的影響，主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面，一是金融深化帶來的家庭外投資增長(zhǎng)所造成的財(cái)產(chǎn)性收入差距，另一方面就是由于信貸市場(chǎng)的改革造成農(nóng)戶信貸可能性的變化，對(duì)農(nóng)戶家庭經(jīng)營投資造成影響，從而影響家庭非農(nóng)經(jīng)營收入的差距。

研究發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村金融深化程度變化與我國農(nóng)村金融市場(chǎng)化改革存在著相當(dāng)大的一致性。金融深化程度會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)村存款的增加，從而促進(jìn)包括股票、債券等家庭外投資的增長(zhǎng)，同時(shí)金融深化會(huì)影響農(nóng)村內(nèi)部財(cái)產(chǎn)性收入差距。自2004年以來，我國農(nóng)村家庭存款經(jīng)歷了持續(xù)上升的階段，而我國金融深化程度與財(cái)產(chǎn)性收入差距則呈現(xiàn)反向變化的趨勢(shì)(表2、4)。實(shí)證研究顯示，資金要素市場(chǎng)化改革會(huì)顯著增加農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入，在控制了農(nóng)戶特征和村莊特征后，關(guān)鍵解釋變量資金要素市場(chǎng)化指標(biāo)——村平均金融相關(guān)率在1%顯著水平上顯著，且系數(shù)為正，可見資金要素市場(chǎng)化改革對(duì)農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入存在顯著的正向影響(表5)。同樣，金融市場(chǎng)化改革會(huì)顯著影響農(nóng)戶在金融支出上的差異。在控制了村莊特征后，關(guān)鍵解釋變量資金要素市場(chǎng)化指標(biāo)——村平均金融資產(chǎn)余額在1%顯著水平上對(duì)村金融支出標(biāo)準(zhǔn)差有顯著的促進(jìn)作用(表6)。表明隨著改革不斷深入，包括農(nóng)村金融在內(nèi)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)整體得到較快發(fā)展，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的貨幣化程度不斷提高，村金融資產(chǎn)余額不斷上升，這帶動(dòng)農(nóng)村存款數(shù)額的上升，拉動(dòng)農(nóng)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(cái)產(chǎn)性收入差距較大。

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

五、結(jié)論與政策建議

本文利用農(nóng)業(yè)部固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)，描述了我國農(nóng)村內(nèi)部居民收入差距的變化趨勢(shì)和特點(diǎn)，深入分析了農(nóng)村要素市場(chǎng)化改革對(duì)于農(nóng)戶各項(xiàng)人均收入及其差距的影響及程度。針對(duì)不同來源收入對(duì)農(nóng)村居民人均總收入差距貢獻(xiàn)率的分解表明，由于非農(nóng)收入在人均總收入中所占比例快速提升，農(nóng)戶間非農(nóng)收入本身的差距則呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)，使得其對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率有所下降，但對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率仍遠(yuǎn)超農(nóng)業(yè)收入。具體而言，工資性收入的情況與非農(nóng)收入的情況類似，農(nóng)戶間工資性收入本身差距已成收斂態(tài)勢(shì)，但由于其在農(nóng)戶人均總收入中占比不斷提高，其對(duì)農(nóng)村居民內(nèi)部人均總收入差距的貢獻(xiàn)率持續(xù)上升。農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入和非農(nóng)經(jīng)營收入對(duì)人均總收入差距的貢獻(xiàn)率持續(xù)下降。財(cái)產(chǎn)性收入分配差距穩(wěn)定在較高水平，在人均總收入中占比提升明顯，但對(duì)農(nóng)民收入差距的貢獻(xiàn)率較小(6%左右)。

要素市場(chǎng)化變革對(duì)我國農(nóng)村居民內(nèi)部要素配置差異和收入差距影響的計(jì)量經(jīng)濟(jì)研究表明，土地要素市場(chǎng)化改革有助于提高土地要素配置效率，使得少部分農(nóng)戶因?yàn)橐?guī)模效應(yīng)而獲得高農(nóng)業(yè)收入，但大部分農(nóng)戶由于失去土地而降低了農(nóng)業(yè)收入，導(dǎo)致總體農(nóng)業(yè)收入下降，同時(shí)由于土地市場(chǎng)改革會(huì)加大農(nóng)戶間在土地要素配置上的差異，對(duì)農(nóng)戶種植業(yè)收入差距拉大有明顯的推動(dòng)作用。勞動(dòng)力市場(chǎng)化改革和人口流動(dòng)為農(nóng)村勞動(dòng)力獲取非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)創(chuàng)造了條件，對(duì)農(nóng)戶工資性收入增長(zhǎng)發(fā)揮了重要作用，但勞動(dòng)力市場(chǎng)化改革對(duì)農(nóng)戶間勞動(dòng)力外出就業(yè)配置的影響呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型關(guān)系。資金要素市場(chǎng)化改革促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)經(jīng)營收入增加和財(cái)產(chǎn)性收入的提升，加劇了財(cái)產(chǎn)性收入的差距。

我國過大的社會(huì)收入分配差距已成為影響我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展最重要問題之一，采取合理措施控制城鄉(xiāng)、區(qū)域、農(nóng)村內(nèi)部收入差距過大不僅是社會(huì)穩(wěn)定和和諧的需要，也是經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的需要。為此，本文認(rèn)為應(yīng)該繼續(xù)完善和推進(jìn)農(nóng)村要素的市場(chǎng)化改革，充分發(fā)揮市場(chǎng)化改革對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村就業(yè)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、提升農(nóng)村資源配置效率與促進(jìn)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的積極作用，特別關(guān)注農(nóng)村弱勢(shì)群體的利益和機(jī)會(huì)獲取。具體可以從如下幾方面著手：首先，在農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)建設(shè)和土地流轉(zhuǎn)方面，需要關(guān)注對(duì)轉(zhuǎn)出地農(nóng)戶利益的保護(hù)。由于我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)不規(guī)范，流轉(zhuǎn)手續(xù)的不規(guī)范經(jīng)常導(dǎo)致糾紛，影響農(nóng)戶權(quán)益，尤其是當(dāng)農(nóng)戶面對(duì)外部資本介入時(shí)通常在談判上處于技術(shù)和力量的弱勢(shì)地位，需要給予關(guān)注。其次，在農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)和遷移方面，迫切需要統(tǒng)籌改革、推進(jìn)戶籍制度與相關(guān)教育、醫(yī)療、就業(yè)、住房、社會(huì)保障和財(cái)政制度等制度的改革。在中長(zhǎng)期內(nèi)建立人口永久遷移機(jī)制，促進(jìn)農(nóng)村外出就業(yè)人口實(shí)質(zhì)性向城市遷移。再次，在資金要素市場(chǎng)建設(shè)和農(nóng)戶信貸獲取方面，多方面促進(jìn)農(nóng)戶均等參與到資金市場(chǎng)中，獲取信貸支持。在財(cái)稅、金融和制度上加大對(duì)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(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟(jì)組織的資金互助功能，充分發(fā)揮非正規(guī)金融在農(nóng)村金融市場(chǎng)的作用。

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(本文責(zé)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(huì)科學(xué)基金(14ZDA038)；國家自然科學(xué)基金(71573133、71603053和71361140370)；江蘇省高校優(yōu)勢(shì)學(xué)科建設(shè)工程資助項(xiàng)目(PAPD)；南京農(nóng)業(yè)大學(xué)“中國糧食安全研究中心”和“江蘇省高?，F(xiàn)代糧食流通與安全協(xié)同創(chuàng)新中心”的資助。

徐志剛(1973-)，男，江蘇蘇州人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，博士，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村發(fā)展。