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)村勞動力流動調查數(shù)據(jù),通過構建農(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、是否接受過相關培訓、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術界討論的焦點,也是歷屆各級政府十分關心的問題。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,引起相關學者廣泛而深入的關注。早在上世紀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,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的勞動力市場上的再分配,是規(guī)避農(nóng)業(yè)風險的一種有效方法(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,即有的認為有利于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,有的則認為對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動產(chǎn)生負面影響,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)村勞動力流動調查數(shù)據(jù)”。該調查選擇農(nóng)業(yè)大省河南作為調查區(qū)域,近年來,河南一直是農(nóng)村勞動力外出務工大省。該調查于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研,調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,每個行政村隨機調研60個農(nóng)戶,共計調研900戶,調研對象以農(nóng)戶為單位,調研方式為入戶調研,根據(jù)數(shù)據(jù)分析需要,最后得到有效樣本867個?；诒徽{查農(nóng)戶家庭特征的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 被調查農(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“利益導向”和家庭成員非農(nóng)就業(yè)實現(xiàn)的“能力導向”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)國家相關法律的規(guī)定,年齡界限應為調查時為16周歲及以上、60周歲及以下的參與相關經(jīng)濟活動人數(shù),但根據(jù)在調查中的實際情況,即農(nóng)村中相當多年滿60周歲的老人依然在外務工。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:是否接受培訓和受教育程度。在是否接受培訓中,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,結合調查地區(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,如需要相關技術、流動資金、相應較高的受教育程度、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)戶家庭結構狀況;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)絡關系、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。

調查區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度?！昂幽鲜∞r(nóng)村勞動力流動調查數(shù)據(jù)”的三個縣市的調查區(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系,模擬有非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭,假設在不外出非農(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、模型構建

(一)農(nóng)戶是否參與非農(nóng)活動模型的構建

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:

關于參與非農(nóng)活動農(nóng)戶的家庭收入方程為:

(4)

關于沒有參與非農(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的標準誤估計量;r為介于0和1之間的隨機數(shù);Φ-1為標準正態(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、實證結果

根據(jù)以上分析,基于調查數(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)活動的回歸結果

表2回歸結果顯示,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)戶家庭結構呈現(xiàn)出家庭代際規(guī)?？s小、家庭小型化有關。在被調查農(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)濟學相關理論,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果顯示,耕地面積對參與非農(nóng)活動的負作用影響效應是遞減的。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,學前幼兒數(shù)、65歲以上老人數(shù)在5%的顯著水平下具有負作用影響;在學人數(shù)在5%的顯著水平下具有正的影響。這可能因為學前幼兒數(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。這與我們調查結果相符,在具體調查中,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相關。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。回歸結果見表3。

從表3回歸結果可以看出,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)量和相關成員接受相關培訓狀況則對兩類農(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果來看,耕地面積對農(nóng)戶家庭總收入影響顯著正相關,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相關,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,而對未參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶家庭則顯著負相關;與滎陽市相比,寶豐縣和正陽縣的固定影響均為顯著負相關,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性,從回歸結果來看,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,而對未參與非農(nóng)活動的農(nóng)戶口家庭的影響則顯著負相關,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、結論與啟示

構建農(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。