共同富裕視域下市場一體化的農民增收效應研究

鄒寶玲，曹壹帆，肖亞成

（1. 西南大學 經濟管理學院，重慶 400715；2. 西南大學 農村經濟與管理研究中心，重慶 400715；3. 南京農業(yè)大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210095；4. 西南大學 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，重慶 400715）

一、問題的提出

讓農民富起來，讓農民持續(xù)增收是推動全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展的重點與難點。2018年《中共中央 國務院關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》指出，“把維護農民群眾根本利益、促進農民共同富裕作為出發(fā)點和落腳點，促進農民持續(xù)增收”。2023年中央一號文件亦強調，要“拓寬農民增收致富渠道”“聚焦產業(yè)就業(yè)，不斷縮小收入差距、發(fā)展差距。”由此可見，促進農民增收既是全面推進鄉(xiāng)村振興的中心任務，亦是共同富裕目標的客觀要求。然而，中國農民收入增長緩慢，城鄉(xiāng)收入差距長期居高不下。國家統(tǒng)計局數(shù)據顯示，2000 年以來，中國城鄉(xiāng)居民人均收入絕對值差距呈不斷擴大的態(tài)勢，從2000 年的4 027 元，擴大到2021 年的18 931 元，城鄉(xiāng)收入比長期在2.5之上，基尼系數(shù)更是長期處于0.45之上，遠高于國際0.4的“警戒線”標準。為何中國多年的努力并沒有顯著地縮小城鄉(xiāng)居民收入差距呢？

對此，不少學者關注影響農民收入的因素，試圖找尋制約農民收入增長的關鍵堵點。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的穩(wěn)步推進，產業(yè)振興被視為促進農民增收的必要途徑。鐘甫寧等［1］認為，通過推動鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展能夠激活農戶內生發(fā)展動力，實現(xiàn)農民的可持續(xù)增收。然而，產業(yè)興旺依賴有效市場，有效市場又必須在產品要素的自由流動條件下才能實現(xiàn)。一方面，地方政府作為地方經濟發(fā)展的主要責任主體，出于地方保護主義而實行的不當干預會阻礙產品和要素的自由流動，進而影響有效市場的形成［2］；另一方面，城鄉(xiāng)二元結構所引致的要素雙向流動不暢和社會分配不公等問題是影響“三農”發(fā)展的現(xiàn)實障礙。為推動有效市場和有為政府更好結合，打破地方保護主義，消除地區(qū)市場分割，構建全國統(tǒng)一大市場，黨和國家出臺了一系列政策措施。如黨的十九屆五中全會指出，“要暢通國內大循環(huán)”“充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用”。2022 年，《中共中央 國務院關于加快建設全國統(tǒng)一大市場的意見》強調，要“打破地方保護和市場分割，打通制約經濟循環(huán)的關鍵堵點，促進商品要素資源在更大范圍內暢通流動，加快建設高效規(guī)范、公平競爭、充分開放的全國統(tǒng)一大市場”。市場一體化旨在打破地區(qū)市場分割狀態(tài)，促進要素自由流動，實現(xiàn)市場對資源的有效配置［3］。已有研究分析了市場一體化對社會經濟的促進作用，如蒲龍等［4］認為，國內市場一體化促進了要素的跨地區(qū)流動，提升了地方政府間的稅收競爭強度，降低了轄區(qū)內企業(yè)的實際稅負。范子英和周小昶［5］指出，市場一體化促進了企業(yè)跨地區(qū)投資。王浩等［6］認為，市場一體化提高了外商投資的科技創(chuàng)新能力。吳群峰等［7］認為，市場一體化還會顯著提升企業(yè)的出口概率和出口額。針對城市群一體化的研究表明，市場一體化提高了城市經濟效率［8］，并顯著促進城市經濟增長［9］。然而，在市場一體化相關的研究中，更多的是以城市群、企業(yè)和地區(qū)經濟為研究對象，關注市場一體化對農民收入影響的相關研究相對較少。

事實上，市場一體化將對農民產生更大的影響。農民若是以農為業(yè)，那么農產品的自由流動與否會影響其經營性收入；農民若非以農為業(yè)，那么其自身作為勞動力要素，是否能夠順暢地跨地區(qū)流動，實現(xiàn)應有的勞動力價值，將影響其工資性收入?？梢?，就處于經濟發(fā)展相對落后和交通運輸條件較差的農村地區(qū)農民而言，市場一體化可能突破其諸多發(fā)展障礙。根據大市場理論，建設全國統(tǒng)一大市場將打破地區(qū)間市場分割，促進區(qū)域內要素和產品的自由流動，從而形成大市場，激化市場內部競爭，實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，獲得規(guī)模經濟效益。同時，市場一體化弱化了農產品需求端和供給端的信息不對稱程度，擴大了地方農產品市場的需求規(guī)模，也能夠加快農村生產要素的自由流動［10］，從而有助于促使地方企業(yè)、產業(yè)和地區(qū)經濟高質量發(fā)展［11-14］。農產品和農村剩余勞動力自由流動能直接為農民帶來增收機會［15-16］，同時農村土地等生產要素的市場化流動會通過資源優(yōu)化配置對農民收入產生間接影響［15］。這些都指出了市場一體化給農民帶來的增收效應。然而，市場一體化是否對農民存在增收效應，還有待實證檢驗?；诖?，本文試圖運用省級面板數(shù)據進一步探明市場一體化對農民收入的影響效應和作用機制。

相較于現(xiàn)有研究，本文可能的學術貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：首先，本文識別了市場一體化的國家政策導向和實踐是否能夠惠及農民群體，增加農民收入。健全市場一體化發(fā)展機制和培育壯大國內市場成為中國經濟政策的重要導向，而促進農民增收，夯實農業(yè)基礎地位，實現(xiàn)全體人民共同富裕亦是中國的重要目標與任務。在此背景下，本文探究了市場一體化對農民收入的影響效應和作用機制，這對于推進國內市場一體化，促進農民增收，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和全體人民共同富裕具有重要的現(xiàn)實意義和應用價值。其次，本文為社會主義市場經濟體制的完善和拓展惠及低收入群體的政策制定提供了有力支撐。西方經濟增長理論指出，由于資本要素所獲得的收益高于勞動要素，因而隨著經濟的不斷發(fā)展，收入差距會不斷拉大。而筆者研究發(fā)現(xiàn)，推動經濟發(fā)展的市場一體化進程有助于促進農民增收，這在一定程度體現(xiàn)了社會主義市場經濟體制的優(yōu)勢所在。最后，已有關于市場一體化對農民收入影響的研究多從要素視角出發(fā)，探究了勞動力［16］和土地［17］等生產要素的自由流動對于農民收入的影響，卻較少關注到商品市場一體化對農民收入的影響。本文主要從商品市場一體化角度考察其對農民收入的影響效應，這將為政府制定促進農民增收、建設全國統(tǒng)一大市場的相關政策提供新的經驗證據。

二、文獻綜述

（一）市場一體化的內涵及其類型

市場一體化與市場分割是相對存在的?！笆袌鲆惑w化”是指在某區(qū)域內不同地區(qū)的市場主體面臨同類型的市場供求關系的影響和調節(jié)，進而導致區(qū)域內部各地區(qū)之間的經濟邊界逐漸消失，商品和要素可以跨區(qū)域自由流動，商品和要素持有者享有平等的市場準入條件和機會［18］。“市場分割”是指由于自然地理障礙、技術水平差異和政府行政干預等原因，生產要素、商品或服務難以在不同國家或地區(qū)間自由流動。謝非等［19］進一步提出了“高質量市場一體化”的概念，即通過對外開放、產業(yè)結構升級和金融發(fā)展三因素的有機融合、有效協(xié)同，消除城市間商品和要素流動的經濟和非經濟壁壘，打破商品和要素雙重市場分割，以實現(xiàn)勞動力、資本和技術等要素在國內國際市場自由流動的一體化發(fā)展?？梢姡袌鲆惑w化強調的是市場經濟中的商品、要素和資源等的自由流動，這與中國所提出的“全國統(tǒng)一大市場”建設理念是一致的，均要求促進商品、要素和資源在更大范圍內暢通流動，形成高效規(guī)范、公平競爭、充分開放的市場環(huán)境。為此，劉志彪等［20］與劉志成［21］認為，全國統(tǒng)一大市場近似于以中國為區(qū)域范圍的一體化市場，劉志彪和劉俊哲［22］甚至指出，統(tǒng)一大市場本質上就是市場一體化。關于市場一體化的類型，已有研究根據需求，從不同的維度對市場一體化進行了劃分，從更細致的層面研究了不同類型的市場一體化對社會經濟發(fā)展的影響。如按照區(qū)域劃分，有城鄉(xiāng)市場一體化［23］和長三角區(qū)域市場一體化［19］等；按照內容劃分，可以分為商品市場一體化、勞動力市場一體化和資本市場一體化［24］。

（二）市場一體化對農民收入的影響

關于市場一體化對農民收入的影響，學者們多從要素市場一體化的角度去探究土地、勞動力和資本等自由流動對農民收入的影響。例如，王克強等［17］認為，城鄉(xiāng)土地市場一體化將促進農村土地市場與城市土地市場的有效對接，農民獲得足額的市場價格補償；張廣輝和張建［25］與吳明朗等［26］認為，農村土地流轉促使轉出戶工資性收入和財產性收入增加，最終促進家庭收入增加。另外，農村勞動力轉移能顯著縮小地區(qū)收入差距［16］，農村勞動力轉移對農戶相對貧困具有顯著減貧效應［27］，農業(yè)勞動力要素配置效率提高對農民共同富裕具有正向效應［28］。董亞寧等［29］認為，中國國內市場一體化對于地區(qū)農民收入具有顯著的正向影響，并且地區(qū)間存在較大的異質性特征，其中，對東部地區(qū)的促進作用遠大于中西部地區(qū)。

部分研究關注市場一體化對農產品流通的影響。張俊生和曾亞敏［12］認為，地方保護主義引起的農產品貿易壁壘及農業(yè)生產技術、資金和人才等要素流動障礙，將對地方農業(yè)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展產生負向效應。反之，地區(qū)間市場一體化有助于推動農產品流通產業(yè)發(fā)展［30-31］。市場一體化對農產品流通的作用機制在于，其有助于提高產品和要素的自由流動性，降低農產品流通產業(yè)自身的資源錯配和效率損失［13］。Rapsomanikis和Sarris［32］從國際市場整合的視角發(fā)現(xiàn)，國際市場一體化有助于增加大宗商品生產者的收入可變性，充分對接國際市場有助于農村家庭收入增加。

綜上，關于市場一體化對農民收入影響的研究已有相當?shù)某晒?，主要是從生產要素的角度探索要素市場一體化對農民收入的影響機理。然而，對于同等重要的商品市場而言，現(xiàn)有文獻對商品市場一體化影響農民收入的研究卻重視不夠。在國家出臺相關政策整合國內市場之際，本文不僅識別了市場一體化對農民收入的影響效應，還對商品市場一體化的具體作用機制進行探究，這對于完善統(tǒng)一國內大市場相關政策，協(xié)同市場一體化與共同富裕發(fā)展戰(zhàn)略具有重要的戰(zhàn)略意義。

三、理論分析與研究假設

（一）市場一體化：從小市場到大市場

在推動中國經濟從計劃經濟向市場經濟轉軌的過程中，中央政府對地方政府采取了放權式改革，賦予地方政府更大的經濟管理權限，結果導致各地區(qū)存在較大的制度差異并產生市場分割，且在后續(xù)西部大開發(fā)戰(zhàn)略、振興東北老工業(yè)基地戰(zhàn)略和中部崛起戰(zhàn)略等一系列重大改革政策的實施下，中國市場被分割成越來越多的“小市場”［33］。針對受地方政府保護而缺乏競爭的“小市場”現(xiàn)象，Scitovsky［34］提出“小市場導致高利潤、高價格、低資本周轉率的惡性循環(huán)”命題。而市場一體化旨在打破地方保護和市場分割，建設高效規(guī)范、公平競爭的國內統(tǒng)一市場。根據Scitovsky［34］提出的大市場理論，通過把被貿易保護主義分裂的孤立市場統(tǒng)一成一個大市場，能夠擴大市場規(guī)模和加劇市場競爭，促使企業(yè)由小本經營轉向大規(guī)模經營，進而獲得規(guī)模經濟效應。具體作用路徑為兩方面［35］：一方面，擴大市場范圍，獲取規(guī)模經濟。通過打破貿易保護主義的短視行為，把分散的、孤立的、缺乏聯(lián)系的封閉市場統(tǒng)一起來，所形成的大規(guī)模市場將促進大批量生產、專業(yè)化分工和新技術的廣泛應用，進而獲得規(guī)模經濟效應；另一方面，激化競爭環(huán)境，促使經營理念向經營規(guī)模轉變，獲得規(guī)模經濟。大市場的建立為企業(yè)開展自由競爭、激活創(chuàng)新能力提供了良好的外部環(huán)境。激烈的市場競爭將促進企業(yè)生產專業(yè)化、規(guī)?；?，進而實現(xiàn)區(qū)域規(guī)模經濟和區(qū)域間產業(yè)分工合作，而且也促使企業(yè)通過技術和價格等競爭實現(xiàn)優(yōu)勝劣汰，從而實現(xiàn)大市場內經濟資源有效和最優(yōu)配置［36］。

（二）市場一體化對農民收入的影響及機理

根據大市場理論，市場一體化將緩解市場壁壘問題，減少市場交易的制度障礙，從而降低市場交易成本，為城鄉(xiāng)要素的自由流動營造良好的環(huán)境。一般而言，由于生產要素有追求高報酬率的逐利性，因而區(qū)域間要素自由流動總是趨向于從要素報酬率較低的區(qū)域向要素報酬率較高的區(qū)域流動。從增長的意義上講，區(qū)域間要素的自由流動是要素在區(qū)內和區(qū)際的優(yōu)化配置過程；從流通的意義上講，區(qū)域要素自由流動是具有比較優(yōu)勢的商品和勞務超越本地區(qū)要素市場，向更廣大的區(qū)域市場擴展的過程［37］。從農民收入來源來看，按照國家統(tǒng)計局分類，農民收入主要分為經營性收入、工資性收入、財產性收入和轉移性收入四種類型。鑒于農民的財產性收入主要來源于承包地和宅基地［38］，農民的轉移性收入主要受到農村人口數(shù)量較大和地方財政壓力等現(xiàn)實因素的制約，這兩類收入增長的空間相對有限［39］。那么市場一體化更可能通過經營性收入和工資性收入來增加農民收入。具體而言，市場一體化將為生產要素的自由流動掃除障礙，并創(chuàng)造有利條件，這有助于實現(xiàn)資金、土地和勞動力等的優(yōu)化配置，尤其是在市場競爭環(huán)境下，生產要素也能夠獲得更高的報酬，從而為農民增收創(chuàng)造條件。此外，市場一體化所形成的大市場，一方面，在信息、基礎設施共享和制度協(xié)同等方面存在優(yōu)勢，這有助于降低農產品交易成本；另一方面，將為農產品銷售形成更大的市場需求，激勵農民規(guī)模經營，實現(xiàn)潛在規(guī)模經濟效應，并獲取更高的收益?；诖?，筆者提出如下假設：

H1：市場一體化對增加農民收入有顯著的促進作用。

關于市場一體化對農民收入的影響機理，需要說明的是，根據前面的文獻綜述，市場一體化可分為商品市場一體化和要素市場一體化，針對目前學術界主要討論要素市場一體化，而較少關注商品市場一體化，本文主要基于商品市場一體化來討論其對農民收入的作用機制。商品市場一體化是區(qū)域內城鄉(xiāng)之間受供求關系影響，同種商品價格逐漸趨同的一種狀態(tài)。商品市場一體化主要通過三個機制對農民收入產生影響：

第一，商品市場一體化激勵農民擴大農業(yè)經營規(guī)模，實現(xiàn)規(guī)模經濟來增加農民收入。在商品市場體系不健全的情境下，農民從事農業(yè)生產面臨較高的交易成本，主要表現(xiàn)在大部分農戶獲取農業(yè)生產資料方面的信息成本偏高，信息處理能力較弱，導致其對價格信號過度反應，農產品價格持續(xù)波動［40］。這將致使農民有較高的市場風險預期，不會輕易擴大經營規(guī)模。而完善的商品市場體系將擴大地方農產品流通的市場邊界和容量，為農產品營銷提供更豐富、更及時、更有效的市場信息，拓展農產品流通渠道，為農產品價值實現(xiàn)創(chuàng)造條件，這將激勵農民通過經營規(guī)模的擴大實現(xiàn)規(guī)模經濟效應?；诖?，筆者提出如下假設：

H2a：商品市場一體化通過擴大農業(yè)經營規(guī)模增加農民收入。

第二，商品市場一體化將引導農民擴大經濟作物種植面積來增加農民收入。市場一體化將通過區(qū)域間政策的協(xié)同和交通設施的互聯(lián)互通，降低農產品交易成本，提高農產品的流通效率，也擴大了農產品的市場交易半徑，由此能夠引導農民生產更多適銷對路的產品，實現(xiàn)更大的市場交易量，從而獲取農產品收益而實現(xiàn)農民增收。相較而言，隨著經濟的發(fā)展，人們的飲食結構將不斷多元化，主要表現(xiàn)為主食消費比重逐漸下降，而肉類、蔬菜和水果等鮮活農產品成為飲食結構的主體［41］。在這樣的情境下，農民將更有動力去擴大附加值較高的經濟作物種植面積，滿足市場需求，實現(xiàn)更高的盈利?；诖?，筆者提出如下假設：

H2b：商品市場一體化通過擴大經濟作物種植面積增加農民收入。

第三，商品市場一體化將提高經濟作物價格，從而增加農民收入。由于中國糧食作物價格長期受到政府保護，市場一體化通常不會對地區(qū)糧食價格產生較大影響。反觀經濟作物，市場分割和需求變動等影響將導致經濟作物存在較大的價格差異。相比于糧食作物，經濟作物更具有價格優(yōu)勢。李欣宇等［42］指出，在2004—2020年，中國經濟作物價格漲幅要遠遠高于糧食作物價格漲幅。這表明有效的市場需求和較好的流通條件可能會使得高質量農產品獲得相應的高價格，進而增強經濟作物市場活力，增加農民收入。當然，對于一些經濟作物流入地區(qū)，商品市場一體化可能會通過促進市場競爭，降低經濟作物價格，給當?shù)胤N植經濟作物的農民帶來一定的負面影響。由此，商品市場一體化對經濟作物價格的影響總體上可能存在不確定性，還有待實證進一步檢驗。但就整體而言，經濟作物價格普遍偏高，對增加農民收入起到促進作用。基于此，筆者提出如下假設：

H2c：商品市場一體化通過提高經濟作物價格增加農民收入。

四、研究設計

（一）數(shù)據來源

本文采用2000—2020 年中國31 個省份（不包括港澳臺地區(qū)）面板數(shù)據，相關數(shù)據均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農業(yè)年鑒》，以及各省市統(tǒng)計年鑒。其中，個別缺失的農村住戶固定資產投資完成額數(shù)據采用線性插值法進行補充。為消除異常值對回歸結果的影響，本文對所有連續(xù)變量進行前后1%的縮尾處理。此外，本文對所有連續(xù)變量均取自然對數(shù)處理，①具體計算方法為對所有連續(xù)變量加1取自然對數(shù)。以降低異方差對回歸結果的影響。同時，對所有與價格相關的數(shù)據均按照以2000年為基期的農村居民消費價格指數(shù)進行平減。

（二）模型構建

根據前文的理論分析，本文構建如下的回歸模型以檢驗市場一體化對農民收入的影響：

其中，incomeit為被解釋變量，表示i地區(qū)t年份農民收入；integrateit為解釋變量，表示i地區(qū)t年份的市場一體化；CVit為所有控制變量；同時，本文在模型中加入地區(qū)固定效應（Proi）和年份固定效應（Yeart）構建雙向固定效應模型；εit為隨機擾動項。

（三）變量定義

⒈被解釋變量：農民收入（income）

本文用農村居民人均可支配收入衡量農民收入。由于2013 年存在統(tǒng)計口徑變更的情況，對于2013年以前的數(shù)據，本文參照張占錄和李鵬輝［43］的做法，用農村居民人均純收入來代替農村居民人均可支配收入。

⒉解釋變量：市場一體化（integrate）

市場一體化用市場一體化程度度量。對于市場一體化程度的測算，目前主要有生產法、貿易流量法、價格法、問卷調查法和經濟周期法五種。相較于其他測算方法，價格法綜合考慮了地理和行政因素帶來的交易成本，能夠較為全面地測度市場一體化程度，并具有數(shù)據易得的巨大優(yōu)勢［44-45］。因此，本文選用價格法測算2000—2020 年中國省級層面的市場一體化程度。同時，由于地方競爭和地方保護主義不僅存在于相鄰省份之間，還存在于不相鄰省份之間，本文在測算市場一體化程度時，參照盛斌和毛其淋［45］的做法，考慮了全國各地區(qū)之間的相互影響。

為了在保證數(shù)據完整性的基礎上獲得盡可能多的樣本量，本文參照陳宇峰和葉志鵬［30］的做法，選擇5 種商品①5 種商品指的是糧食、蔬菜、水產品、蛋和干鮮瓜果。為保證指標的可信性，本文使用2003—2015 年《中國統(tǒng)計年鑒》7種連續(xù)統(tǒng)計的農產品價格指數(shù)進行計算，經對比后，兩者并無顯著差異。在2000—2020 年連續(xù)統(tǒng)計的農產品價格環(huán)比指數(shù)進行測算，②在市場分割指數(shù)計算過程中，本文采用均值法，這將有效消除由農產品地域性和季節(jié)性等生產特征所導致的系統(tǒng)誤差。并參照鄧明［46］的做法，利用商品價格環(huán)比指數(shù)測算中國各省份與其他省份之間的相對價格方差，由此得到各省份的市場分割指數(shù)［47］。③由于所求的市場分割指數(shù)過小，本文參照呂冰洋和賀穎［47］的研究，將該指數(shù)擴大100倍。并進一步參照李蘭冰和張聰聰［48］與李浩等［49］的做法，用市場分割指數(shù)來表征地區(qū)市場一體化程度，該指數(shù)數(shù)值越大，表示市場一體化程度越低；反之，該指數(shù)數(shù)值越小，表示市場一體化程度越高。為了得到中國市場一體化的總體水平，本文將全國各省份的市場一體化程度進行加總求平均值，結果如圖1所示。由圖1可知，2001—2004年，中國市場一體化程度始終保持在較低水平，對此可能的解釋是，2001 年中國加入世界貿易組織（WTO）后，由于地區(qū)對外貿易的快速發(fā)展，國際市場可能對國內市場形成了擠占效應，最終導致國內市場一體化程度較低［50-51］。此外，2008 年中國市場一體化水平再次出現(xiàn)低點，這可能與2008 年的全球金融危機有關。從總體趨勢來看，2000—2020 年，中國市場一體化程度呈不斷上升趨勢，這與呂越等［51］與盛斌和毛其淋［45］的結論保持一致。

圖1 2000—2020年中國市場一體化程度變化圖

⒊機制變量：農業(yè)經營規(guī)模、經濟作物種植面積和經濟作物價格

農業(yè)經營規(guī)模（gm_jy）。本文參照余新平和熊德平［52］的做法，采用勞均播種面積（農作物播種面積/農業(yè)勞動力人數(shù)）的自然對數(shù)來衡量農業(yè)經營規(guī)模。其中，對于農業(yè)勞動力人數(shù)的計算，筆者參照Lin［53］的方法，用地區(qū)農業(yè)產值與第一產業(yè)產值的比值乘以第一產業(yè)就業(yè)人數(shù)而求得。

經濟作物種植面積（cashcrops）。本文采用農作物播種面積減去糧食作物播種面積來求得經濟作物播種面積。

經濟作物價格（price）。本文選用干鮮瓜果的價格指數(shù)衡量經濟作物價格，該價格指數(shù)以2002年為基期計算求得，并利用消費價格指數(shù)（cpi）消除通貨膨脹的影響。

⒋控制變量

參照現(xiàn)有研究，本文選取以下控制變量：①農村人均機械總動力（mec），用農村機械總動力/農村人口數(shù)衡量。②農村人均受教育程度（edu），本文用加權平均法求得，具體計算方法為：農村人均受教育程度=（農村未上過學人口數(shù)×0+農村小學人口數(shù)×6+農村初中人口數(shù)×9+農村高中人口數(shù)×12+農村大專及以上人口數(shù)×18）/6 周歲以上人口數(shù)。③農村人均用電量（ele），用農村用電量/農村人口數(shù)衡量。④農村人均固定資產投資完成額（invest），用農村住戶固定資產投資完成額/農村人口數(shù)衡量。⑤農業(yè)發(fā)展水平（agri），用地區(qū)第一產業(yè)產值/地區(qū)生產總值衡量。⑥農村人均農林水事務支出（expend），用地區(qū)農林水事務支出/農村人口數(shù)衡量。由于長期以來政府財政收支科目發(fā)生多次變化，為保證農林水事務支出數(shù)據的連續(xù)性與可比性，本文參照張超等［54］的做法，對于2000—2002 年農林水事務支出用支援農業(yè)（村）生產支出、農林水利氣象等部門事業(yè)費和農業(yè)綜合開發(fā)支出三項之和來表示，2003—2006 年農林水事務支出用農業(yè)支出、林業(yè)支出和農林水利氣象等部門事業(yè)費三項之和來表示。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

五、實證分析

（一）基準回歸分析

表2給出了市場一體化影響農民收入的基準回歸結果。由表2可知，列（1）為市場一體化對農民收入的單變量回歸結果，其中，integrate 的回歸系數(shù)為-5.207，且在1%的水平上顯著。為避免多重共線性問題，本文計算了各變量的方差膨脹因子（VIF），結果顯示各變量的VIF值均小于10，這表明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。納入所有控制變量后，回歸結果如列（2）所示，其中，integrate 的回歸系數(shù)為-0.204，且在1%的水平上顯著。這表明在充分考慮其他因素的情況下，市場一體化能夠有效打破地方保護主義和市場分割，加大產品和要素區(qū)域間的自由流動性，通過帶動農民非農就業(yè)和提高農業(yè)生產效率來增加農民收入。H1得證。

表2 基準分析回歸結果

根據前文理論分析，農民收入可分為經營性收入（operate）、工資性收入（wage）、財產性收入（property）和轉移性收入（transfer）四類，市場一體化主要影響的是農民經營性收入和工資性收入?；诖?，本文按照收入來源的分類進行回歸分析，結果如表3 所示。由表3 可知，列（1）為經營性收入作為被解釋變量的回歸結果，integrate 的回歸系數(shù)顯著為負，這表明區(qū)域市場一體化會顯著增加農民經營性收入。列（2）為工資性收入作為被解釋變量的回歸結果，integrate的回歸系數(shù)并不顯著。這可能是因為本文所構建的市場一體化指標主要是基于農產品價格，與商品市場一體化密切相關，而與要素市場一體化的關系不那么直接，所以影響不顯著。列（3）和列（4）分別是財產性收入和轉移性收入作為被解釋變量的回歸結果，integrate 的回歸系數(shù)均不顯著，這說明市場一體化對這兩類收入的影響并不顯著，這與前文理論分析相一致。

表3 按收入類型分類的回歸結果

（二）內生性檢驗

⒈工具變量法

考慮到增加農民收入會引發(fā)農民各種消費需求的增加，從而可能會促進各種商品跨區(qū)域流動，最終導致農民增收成為國內市場一體化的重要驅動因素，從而出現(xiàn)反向因果關系。同時也可能存在其他同時影響市場一體化與農民收入的遺漏變量。為解決可能存在的反向因果關系、遺漏變量和選擇性偏誤等內生性問題，本文參照趙奎等［55］與Chodorow-Reich 和Wieland［56］的做法，采用份額移動法（Shift-Share Design）構造合適的工具變量（iv_integrate）處理可能存在的內生性問題。該方法的基本思路是運用單位初始的份額構成和外部的總體增長率來計算歷年的估計值。①本文參照份額移動法的思路，運用原始價格指數(shù)和全國增長率計算新的農產品價格指數(shù)，再使用新的農產品價格指數(shù)作為工具變量（iv_integrate）。其一，該估計值與實際值高度相關，符合工具變量的相關性要求。其二，該估計值與其他殘差項不相關，符合工具變量的外生性要求。因此，采用份額移動法構造的工具變量是相對合理的。工具變量的回歸結果如表4 所示。列（1）是工具變量第一階段回歸結果，其回歸系數(shù)為0.163，且在1%的水平上顯著，這表明構造的內生解釋變量與解釋變量顯著正相關。且第一階段F 值為26.110，遠大于10，這表明不存在弱工具變量問題。Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量P 值為0.006，這表明不存在工具變量識別不足問題。以上檢驗結果表明工具變量選取合理。工具變量法第二階段回歸結果如表4 列（2）所示。integrate 的回歸系數(shù)為-1.209，且在1%的水平上顯著，這表明在通過工具變量法緩解可能存在的內生性問題后，本文結論依舊可靠。

表4 內生性檢驗回歸結果

⒉PSM-OLS

本文將樣本進行傾向得分匹配（PSM）后，再進行OLS檢驗。具體地，按每年市場一體化指數(shù)高低分組，將市場一體化指數(shù)高于和等于中位數(shù)的樣本作為處理組，用前文所述的控制變量集（mec、edu、ele、invest、agri 和expend）作為匹配變量，用Kernel 核匹配T 和一對一最近鄰匹配和的方法，找尋特征相似的對照組。然后，在此基礎上進行OLS 檢驗?；貧w結果如表4 列（3）和列（4）所示。integrate 的回歸系數(shù)均顯著為負，這說明通過PSM 進一步處理由可觀測值所導致的偏差問題后，市場一體化依舊顯著促進農民收入增加，與本文基準回歸結果相一致。

⒊系統(tǒng)GMM

本文參照史常亮和張益［57］的做法，在基準回歸模型中引入被解釋變量和解釋變量的滯后一期構建動態(tài)面板模型，從而既能反映農民收入本身所具有的路徑依賴特征，還可以減輕遺漏變量所帶來的估計偏誤。本文使用系統(tǒng)GMM 對該動態(tài)面板進行估計，回歸結果如表4 列（5）所示。AR（1）和AR（2）的檢驗結果表明，殘差項只存在一階序列相關。Hensen檢驗表明，所選的工具變量不存在過度識別問題。農民收入滯后項和市場一體化滯后項的回歸系數(shù)表明，在通過系統(tǒng)GMM處理遺漏變量等內生性問題后，市場一體化依舊顯著促進農民收入增加。

（三）穩(wěn)健性檢驗① 穩(wěn)健性檢驗結果未在正文中列示，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

⒈替換被解釋變量

本文參照肖亞成等［58］的做法，用地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距（城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農村居民人均可支配收入，sr_cj）來代替農民收入，基于模型（1）進行檢驗?；貧w結果顯示，integrate 的回歸系數(shù)為1.050，且在1%的水平上顯著。這表明隨著市場分割指數(shù)的不斷上升，市場一體化程度不斷下降，城鄉(xiāng)收入差距不斷拉大。換言之，市場一體化有助于促進農民增收，抑制城鄉(xiāng)收入差距拉大，這與本文主要結論相一致。

⒉替換解釋變量

本文參照大多數(shù)現(xiàn)有文獻的做法，進一步選用14 種商品計算市場一體化程度（integrate_1）作為解釋變量進行檢驗?；貧w結果顯示，integrate_1 的回歸系數(shù)為-0.778，且在1%的水平上顯著。這意味著地區(qū)市場一體化程度越高，農民收入增加得越快，這與本文主要回歸結果相一致。此外，由于在2002 年和2016 年《中國統(tǒng)計年鑒》中的零售價格指數(shù)分類發(fā)生了變化，本文在保證數(shù)據連續(xù)性的基礎上選用5種連續(xù)統(tǒng)計的農產品價格指數(shù)對市場一體化指數(shù)進行計算。為進一步保證市場一體化的可信性，此處使用《中國統(tǒng)計年鑒》中全部農產品的價格指數(shù)①此處選用2003—2015年連續(xù)統(tǒng)計的7種農產品（包括糧食、油脂、肉禽及其制品、蛋、水產品、菜和干鮮瓜果）價格指數(shù)作為市場一體化指標進行計算。指代市場一體化指標進行計算，回歸結果顯示，在舍棄樣本數(shù)量的基礎上，使用全部農產品價格計算的市場一體化程度（integrate_2）的回歸系數(shù)依舊在1%的水平上顯著為負，這表明農產品市場一體化顯著促進農民增收，這與本文基準回歸結果相一致。

⒊縮減樣本

考慮到外生事件沖擊會對國內市場發(fā)展產生巨大影響，2019 年發(fā)生的新冠疫情嚴重阻礙了農產品和農業(yè)生產要素的跨區(qū)域流動，一度造成嚴重的農產品滯銷，由此可能形成極端值對回歸結果產生干擾。為有效避免新冠疫情事件對回歸結果的影響，本文剔除2019 年和2020 年樣本觀測值再次進行回歸分析。結果顯示，integrate 的回歸系數(shù)依舊在1%的水平上顯著為負，這意味著剔除外生突發(fā)事件影響后本文基準回歸結果依然穩(wěn)健。

六、進一步分析

（一）異質性分析

⒈地區(qū)農業(yè)資源異質性

中國幅員遼闊，不同地區(qū)農業(yè)資源、氣候條件和農業(yè)生產技術等方面有較大差異，這些差異可能會影響市場一體化對農民收入的促進作用。本文參照韋鋒和徐源琴［59］的做法，用每年農業(yè)產值占地區(qū)總產值的比重進行分組，將全部樣本分為農業(yè)大省組（農業(yè)產值占地區(qū)總產值比重高于中位數(shù)的組別）和非農業(yè)大省組（農業(yè)產值占地區(qū)總產值比重低于中位數(shù)的組別），對樣本進行分組回歸分析，回歸結果如表5 列（1）和列（2）所示。其中，農業(yè)大省組integrate 的回歸系數(shù)為-0.231，其絕對值遠大于非農業(yè)大省組的-0.115，且在1%的水平上顯著，而非農業(yè)大省組不顯著。這表明相較于農業(yè)資源稟賦匱乏的地區(qū)，在農業(yè)資源稟賦豐富的地區(qū)，市場一體化對農民收入的促進作用更為顯著?？赡艿脑蚴?，農業(yè)大省是中國農業(yè)的中堅力量，其不僅保證了本地區(qū)農產品的基本需求，還為全國農產品需求作出重要貢獻。隨著市場一體化進程的不斷加快，農產品區(qū)際流動障礙被掃除，農業(yè)大省的農產品市場競爭力更為顯現(xiàn)，導致農業(yè)大省的農產品更多、更自由地流向外地，從而促進當?shù)剞r民收入顯著增加。該結果與理論分析相一致，并且在一定程度為本文的理論分析提供了經驗證據。

表5 異質性分析回歸結果

⒉地方政府市場干預程度異質性

隨著國家發(fā)展戰(zhàn)略方向的不斷調整，地方政府對市場干預程度也在不斷變化并呈現(xiàn)出地區(qū)異質性。考慮到地區(qū)市場分割是由于地方政府的保護行為所導致的，那么，地方政府對市場干預程度將會對市場一體化進程產生重要影響。因此，本文進一步考察在地方政府市場干預程度不同的情況下，市場一體化對農民收入影響的差異。具體地，其一，本文參照林伯強和譚睿鵬［60］的做法，用地方財政支出占當?shù)谿DP 的比重衡量地方政府市場干預程度。該比值越大，則表示地方政府市場干預程度越高；反之，該比值越小，則表示地方政府市場干預程度越低。其二，本文將樣本按照地方政府市場干預程度的中位數(shù)高低分組，分為市場干預程度低組和市場干預程度高組。其三，進行分組回歸分析，回歸結果如表5列（3）和列（4）所示。其中，市場干預程度高組integrate 的回歸系數(shù)為-0.218，且在5%的水平上顯著。這說明相較于地方政府市場干預程度低的地區(qū)，在地方政府市場干預程度較高的地區(qū)，市場一體化對農民收入的促進作用更強。這可能是因為地方政府市場干預程度較高的地區(qū)具有較為嚴重的地區(qū)保護和市場分割，市場一體化打破地區(qū)保護和市場分割、暢通產品要素流動的作用越明顯，從而導致農民增收效應也就越強。同時，政府干預程度，即政府與市場的關系，也能夠在一定程度上表明政府與市場在資源配置中的相對作用，依然是市場化程度高低的表征。因此，該結果也說明了在地方政府市場干預程度較高的地區(qū)實現(xiàn)市場一體化的增收效應更明顯。

（二）作用機制分析

關于市場一體化對農民收入的作用機制，根據前文理論分析，市場一體化有助于提高農產品和農業(yè)生產要素的自由流動，有助于優(yōu)化農業(yè)資源配置，促進效率和效益的提升。一方面，農民主要可以通過調整農業(yè)經營規(guī)模來發(fā)揮農業(yè)要素資源優(yōu)化配置的效應；另一方面，在市場一體化的情境下，農民有更多的機會通過調整農業(yè)結構，生產適銷對路的農產品，提高農業(yè)商品化程度而獲利。為驗證上述作用機制的合理性，本文做了如下的實證分析。

第一，關于農業(yè)經營規(guī)模。對于該機制的驗證，本文僅需要驗證市場一體化對農業(yè)經營規(guī)模的影響即可。此外，考慮到土地使用效率會對農業(yè)經營規(guī)模產生重要影響，為有效識別市場一體化對農業(yè)經營規(guī)模的影響，本文在控制變量中加入了復種指數(shù)（農作物播種面積/耕地面積，fz_zs）以控制土地使用效率所產生的影響，最終回歸結果如表6列（1）所示。integrate 的回歸系數(shù)為-0.261，且在10%的水平上顯著。這意味著地區(qū)市場一體化會促進農民擴大農業(yè)經營規(guī)模，實現(xiàn)規(guī)模經濟效益，從而促進農民增收。適度擴大農業(yè)經營規(guī)模不僅可以降低信息成本和決策成本等交易成本，實現(xiàn)農業(yè)生產邊際成本遞減，還可以通過標準化生產提高產品質量，在降低小規(guī)模經營帶來的效率損失的基礎上提高勞動生產率，為農民帶來增收效應。H2a得證。

表6 作用機制檢驗結果

第二，關于經濟作物種植面積和經濟作物價格。其一，分析市場一體化對經濟作物種植面積的影響，回歸結果如表6 列（2）所示。integrate 的回歸系數(shù)為-0.102，且在10%的水平上顯著。這表明市場一體化可以顯著擴大經濟作物種植面積。然而經濟作物種植面積擴大并不意味著經濟作物帶來的收入會增加，還需要考慮價格的變化。其二，本文進一步分析市場一體化對經濟作物價格的影響，具體以經濟作物價格指數(shù)（price）作為衡量指標，回歸結果如表6 列（3）所示。結果表明市場一體化顯著提高了經濟作物價格。結合以上兩個結果，即市場一體化不僅擴大經濟作物種植面積，而且也提高了經濟作物價格，可以比較確定地得出市場一體化可以通過擴大經濟作物種植面積和提高經濟作物價格增加農民收入。H2b和H2c得證。

七、結論與政策建議

立足新發(fā)展格局建設，為構建高水平社會主義市場經濟體制，國家提出打破地方保護主義和市場分割，建設高效規(guī)范、公平競爭、充分開放的全國統(tǒng)一大市場。在此背景下，本文將市場一體化與農民收入聯(lián)系起來，并利用中國2000—2020 年的省級面板數(shù)據進行實證分析，系統(tǒng)考察市場一體化對農民收入的影響，主要得出以下三點結論：首先，基準回歸結果表明，市場一體化對農民收入有顯著的促進作用，并在多重穩(wěn)健性檢驗下依然成立。分收入類別探究發(fā)現(xiàn)，市場一體化只對農民經營性收入具有顯著的促進作用，而對其他三類收入的影響并不顯著。其次，異質性分析結果表明，從地區(qū)異質性來看，相較于農業(yè)資源貧乏的省份和地方政府市場干預程度低的地區(qū)，在農業(yè)資源豐富的農業(yè)大省和地方政府市場干預程度高的地區(qū)，市場一體化對農民收入具有更強的促進作用。最后，機制分析結果表明，市場一體化為農產品和生產要素的自由流動創(chuàng)造了較好的環(huán)境，也為農民根據市場需求優(yōu)化資源配置帶來了更多機會，擴大了農業(yè)經營規(guī)模，同時不僅顯著擴大經濟作物種植面積，也提高了經濟作物價格，最終增加農民經營性收入。

根據以上結論，筆者提出以下四點政策建議：首先，考慮到農產品市場一體化對農民增收的效應，地方政府應避免地方保護主義，打破地區(qū)市場分割的格局，降低地區(qū)間的貿易壁壘，加快農產品的跨區(qū)域自由流動。其次，根據異質性分析結果，即農業(yè)大省和地方政府市場干預程度較高的地區(qū)，市場一體化的農民增收效應更大。因此，在農業(yè)大省應該更加重視農業(yè)商品市場一體化建設，這對于當?shù)剞r業(yè)發(fā)展和農民增收進而促進全體人民共同富裕至關重要。類似地，在地方政府市場干預程度較高的地區(qū)，政府應該減少對農產品市場的干預，制定切實可行的政策促進農產品市場一體化建設。再次，由于市場一體化可以促進農業(yè)生產規(guī)?；?，實現(xiàn)農業(yè)規(guī)模經營，在充分發(fā)揮市場在資源配置中起決定性作用的基礎上，政府也需要為農業(yè)適度規(guī)模經營創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，在產權明晰并能自由流轉的基礎上，進一步規(guī)范農地流轉市場，引導農地有序流轉，促進地區(qū)農業(yè)生產的專業(yè)化和規(guī)?；?，更好地實現(xiàn)規(guī)模經濟效應，增加農民經營性收入。最后，雖然經濟作物種植面積是市場一體化影響農民收入的一個主要機制變量，但是由于大部分農民處于信息劣勢地位，獲得信息能力較弱，對市場供求變化反應較慢，生產活動的調整有一定的滯后性。因此，政府需要加強農村信息化設施建設，加強服務和支持，幫助農民更好地應對市場價格波動帶來的影響。同時，政府也需要根據市場變化對農民生產活動進行引導，既避免出現(xiàn)過度非糧化威脅到糧食安全，也避免造成經濟作物供給過?；蛘呓Y構不合理等問題。