勞動(dòng)力配置對(duì)農(nóng)戶收入及收入不均等的影響
——基于要素市場(chǎng)發(fā)育的視角

彭珈祺 呂之望

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/國(guó)家農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院，北京 100083)

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，農(nóng)民收入大幅度提升，但城鄉(xiāng)之間收入不均等仍較為嚴(yán)峻。具體表現(xiàn)為雖然農(nóng)民收入得到了逐年增長(zhǎng)，但總體而言城鄉(xiāng)居民收入不均等并未得到改善，并且區(qū)域間農(nóng)民收入狀況差異較大。2020年，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的收入比為1∶2.56，與1978年的水平相當(dāng)?？梢?jiàn)經(jīng)過(guò)了40多年的努力我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入不均等問(wèn)題并未得到明顯改善，并且一直處于一個(gè)較高的水平。與此同時(shí)，區(qū)域間農(nóng)戶收入不均等問(wèn)題也十分顯著，2020年擁有全國(guó)最高農(nóng)村居民人均可支配收入的上海達(dá)到了34 911元，而甘肅作為農(nóng)村居民人均可支配收入最低的地區(qū)僅有10 344元，區(qū)域間農(nóng)戶收入差距之比已經(jīng)達(dá)到了1∶3.4。目前，農(nóng)民收入增長(zhǎng)是縮小城鄉(xiāng)收入不均等的有效路徑，而要素的有效配置是實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)和縮小農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的重要途徑[1]。

要素配置扭曲會(huì)降低農(nóng)戶家庭收入，而勞動(dòng)力配置是農(nóng)戶家庭要素配置的重要一環(huán)。已有研究發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)發(fā)育狀況也是造成勞動(dòng)力配置扭曲的重要因素[2-3]。然而已有文獻(xiàn)多從宏觀視角對(duì)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的勞動(dòng)力配置進(jìn)行分析并發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力重新配置的過(guò)程顯著提高了產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率[4]，但較少文獻(xiàn)基于家庭層面從整個(gè)農(nóng)業(yè)視角探討農(nóng)戶家庭內(nèi)部勞動(dòng)力配置問(wèn)題。農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置即為家庭有效勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門(mén)之間的分配，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入作為家庭總收入的重要來(lái)源，若農(nóng)戶家庭內(nèi)部勞動(dòng)力配置發(fā)生扭曲，將對(duì)家庭收入產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。

因此在減輕城鄉(xiāng)收入不均等以及縮小區(qū)域間農(nóng)戶收入差距的現(xiàn)實(shí)需求下，從要素市場(chǎng)發(fā)育程度視角探討農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置對(duì)農(nóng)戶增收以及緩解收入不均等的作用具有重要意義。因?yàn)橐厥袌?chǎng)發(fā)育不完備會(huì)帶來(lái)家庭要素稟賦分配的扭曲，目前已知家庭務(wù)工收入和務(wù)農(nóng)收入占家庭總收入的比重超過(guò)了75%，而這兩類(lèi)收入都離不開(kāi)勞動(dòng)力要素。由此可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)外部要素市場(chǎng)發(fā)育不完備帶來(lái)家庭要素尤其是勞動(dòng)力要素的配置扭曲時(shí)，將對(duì)家庭收入增長(zhǎng)乃至收入分配產(chǎn)生嚴(yán)重負(fù)向影響?；诖?，本研究擬采用“中國(guó)土地經(jīng)濟(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)”驗(yàn)證要素市場(chǎng)發(fā)育不完備造成的勞動(dòng)力配置扭曲與農(nóng)戶收入增長(zhǎng)以及收入分配之間的關(guān)系。以期通過(guò)有效運(yùn)轉(zhuǎn)的要素市場(chǎng)，優(yōu)化家庭勞動(dòng)力配置狀況，最終提高農(nóng)戶收入并減輕收入不均等。

1 文獻(xiàn)綜述

居民的收入差距分解為3個(gè)組成部分：城鄉(xiāng)之間、城鎮(zhèn)內(nèi)部以及農(nóng)村內(nèi)部的差距，當(dāng)前對(duì)收入差距貢獻(xiàn)最大的是城鄉(xiāng)收入差距。在改革開(kāi)放前至改革開(kāi)放初期，我國(guó)收入不均等程度很低，農(nóng)村內(nèi)部的基尼系數(shù)雖然略高于城鎮(zhèn)內(nèi)部，但也基本保持在0.21～0.24，城鎮(zhèn)內(nèi)部的基尼系數(shù)均低于0.20，已經(jīng)好于絕大多數(shù)的發(fā)展中國(guó)家[5]。而隨著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)程的推進(jìn)，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)逐步向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，我國(guó)也漸漸從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)走向工業(yè)經(jīng)濟(jì)。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中，不論是城鄉(xiāng)之間、城鎮(zhèn)內(nèi)部還是農(nóng)村內(nèi)部收入不均等水平均處于逐步上升的趨勢(shì)[6]。在2008年我國(guó)基尼系數(shù)達(dá)到了峰值0.491，雖然從2008年后有降低的趨勢(shì)，但根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，2016年我國(guó)居民收入的基尼系數(shù)為0.465(5)數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局：http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201701/t20170120_1456268.html。，依舊超過(guò)了聯(lián)合國(guó)0.4的警戒線，并且也有學(xué)者認(rèn)為2008年后的基尼系數(shù)由于高收入人群樣本的缺失可能會(huì)出現(xiàn)被低估的現(xiàn)象[7-8]?？梢园l(fā)現(xiàn)收入不均等已經(jīng)成為我國(guó)一個(gè)較為嚴(yán)重的影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)公平的問(wèn)題，其中亟待解決的則是農(nóng)民收入增長(zhǎng)。因此應(yīng)努力提高農(nóng)戶收入，并注重緩解區(qū)域間農(nóng)戶收入不均等的程度。

關(guān)于收入及收入不均等的影響研究，大量學(xué)者從微觀和宏觀的角度進(jìn)行了測(cè)算和分析?？梢詫⒂绊懸蛩胤譃閮深?lèi)：第一類(lèi)為可觀測(cè)的個(gè)體因素，即農(nóng)戶所擁有的要素稟賦；第二類(lèi)為外部市場(chǎng)環(huán)境，即要素市場(chǎng)發(fā)育?？梢园l(fā)現(xiàn)在市場(chǎng)完備的背景下人力資本、物質(zhì)資本以及社會(huì)資本是增加家庭收入的重要因素。但是當(dāng)家庭所擁有的要素稟賦存量產(chǎn)生差異時(shí)，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距將被擴(kuò)大[9-12]。但現(xiàn)實(shí)世界中并不存在完備的要素市場(chǎng)，因此很多學(xué)者從外部環(huán)境的角度出發(fā)，通過(guò)市場(chǎng)發(fā)育研究農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等現(xiàn)象。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)在市場(chǎng)發(fā)育不完備的情況下，要素的非等價(jià)交換現(xiàn)象不可避免。價(jià)格過(guò)分偏離價(jià)值時(shí)，相較于低收入群體，高收入人群更易從中獲利，此時(shí)要素市場(chǎng)環(huán)境可能會(huì)惡化由個(gè)體特征差異所帶來(lái)的收入不均等[13]。大量研究集中于土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，并發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)更活躍的地區(qū)將有利于土地要素的再配置，農(nóng)戶可以通過(guò)提高土地產(chǎn)出效率實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)并減輕內(nèi)部收入不均等[14-16]。也有學(xué)者試圖分解出要素市場(chǎng)發(fā)育對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的貢獻(xiàn)，將農(nóng)戶的收入簡(jiǎn)化為不同要素收入的加總，并發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)的不完備會(huì)惡化收入不均等[17-19]。但并沒(méi)有進(jìn)一步分析要素市場(chǎng)是如何通過(guò)稟賦分配，對(duì)農(nóng)戶收入乃至收入不均等產(chǎn)生影響。

可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于要素稟賦和要素市場(chǎng)對(duì)農(nóng)戶收入及收入不均等的影響均有十分豐富的文獻(xiàn)基礎(chǔ)，但關(guān)于要素市場(chǎng)不完備背景下農(nóng)戶要素稟賦分配的文章還有待補(bǔ)足。在市場(chǎng)不完備的背景下，部分農(nóng)戶可能無(wú)法按照家庭收入最大化原則對(duì)家庭所擁有的要素稟賦進(jìn)行分配。目前，關(guān)于家庭要素稟賦對(duì)農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的研究大多建立在要素市場(chǎng)發(fā)育完備的假定下?？紤]到要素市場(chǎng)發(fā)育不完備這一客觀現(xiàn)實(shí)，將農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟(jì)行為看做家庭要素稟賦在市場(chǎng)中的配置[20]。生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入作為家庭收入結(jié)構(gòu)中占比最高的兩類(lèi)收入渠道，很大程度依賴于土地和勞動(dòng)力要素的配置，同時(shí)勞動(dòng)力又是這兩類(lèi)收入中不可剝離的重要組成部分。隨著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，很多學(xué)者指出亞洲經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨著勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移也形成了資源重新配置的特征[21]。勞動(dòng)力要素在不同地區(qū)及產(chǎn)業(yè)間的流動(dòng)，提高了資源的配置效率，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做出了顯著貢獻(xiàn)[22]。由此可得，家庭對(duì)勞動(dòng)力稟賦在農(nóng)業(yè)部門(mén)和非農(nóng)部門(mén)中的配置決策，也是家庭資源稟賦再配置的過(guò)程，將對(duì)家庭收入產(chǎn)生十分重要的影響。目前文獻(xiàn)大多集中于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶收入及收入不均等的影響，但卻忽略了家庭稟賦優(yōu)勢(shì)和市場(chǎng)發(fā)展這類(lèi)因素。因此，本研究將重點(diǎn)驗(yàn)證在要素市場(chǎng)發(fā)育不完備的背景下，農(nóng)戶家庭對(duì)勞動(dòng)力配置的行為是否會(huì)對(duì)家庭收入產(chǎn)生影響，而配置行為的差異又是否會(huì)惡化農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等的現(xiàn)象。

2 理論框架

本部分將根據(jù)Hsieh等[23]提出的方法構(gòu)建家庭收入決定方程。農(nóng)戶家庭收入中約有80%是由家庭經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入組成，為了簡(jiǎn)化收入決定方程，更明晰的體現(xiàn)勞動(dòng)力配置對(duì)收入以及收入不均等的影響，理論框架分析將農(nóng)戶收入來(lái)源看作家庭經(jīng)營(yíng)性收入與工資性收入的加總。假定家庭i的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性生產(chǎn)滿足柯布-道格拉斯函數(shù)：

(1)

式中：Yi，Ai，Li和Ki分別代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)出、農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、家庭勞動(dòng)力投入以及土地投入。Yi是用農(nóng)戶當(dāng)年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)量來(lái)衡量；Li是家庭勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入的人數(shù)(為了簡(jiǎn)化理論推導(dǎo)過(guò)程，本部分簡(jiǎn)略掉家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中雇傭勞動(dòng)力的部分)；Ki是家庭用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地面積，以上指標(biāo)均采用對(duì)數(shù)形式。α和β分別代表勞動(dòng)力和土地的彈性，假定α+β=1，即生產(chǎn)函數(shù)保持規(guī)模報(bào)酬不變的特點(diǎn)。為了簡(jiǎn)化柯布道格拉斯函數(shù)，公式中并未放入資本變量，而是將其用土地表示。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中，農(nóng)戶的信貸需求是為了擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)面積，即通過(guò)借貸行為獲得轉(zhuǎn)入土地的資金，以達(dá)到最優(yōu)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模。因此本部分利用土地變量來(lái)替代資本是合理的。

在模型中存在勞動(dòng)力和土地兩種要素，本研究利用(1+φl(shuí)i)Pli和(1+φki)Pki分別來(lái)表示農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力和土地流轉(zhuǎn)的實(shí)際價(jià)格。其中Pli和Pki表示在完備要素市場(chǎng)下的農(nóng)戶勞動(dòng)力和土地要素的價(jià)格，φl(shuí)i和φki則表示勞動(dòng)力和土地的扭曲指數(shù)。

根據(jù)Hsieh等[23]的模型以及收入最大化原則建立農(nóng)戶收入決定方程。根據(jù)假定，勞動(dòng)力在務(wù)農(nóng)和務(wù)工中的收入彈性保持不變，具體如下所示：

(1+φki)PkiKi

(2)

式中：p為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格；L0為家庭勞動(dòng)力中外出務(wù)工人數(shù)(L=L0+Li，L為家庭總勞動(dòng)人數(shù))；w為農(nóng)戶在勞動(dòng)力市場(chǎng)中獲得的工資。由式(2)推斷出，若市場(chǎng)發(fā)育不完備，(1+φl(shuí)i)PliLi和(1+φki)PkiKi取值大于0，農(nóng)戶收入將受到要素配置扭曲的負(fù)面影響并低于完備市場(chǎng)下的收入。通過(guò)式(2)可以發(fā)現(xiàn)，要素市場(chǎng)如果發(fā)育完備，φl(shuí)i和φki取值為0。完備要素市場(chǎng)下，農(nóng)戶家庭收入將實(shí)現(xiàn)最大化，并高于不完備要素市場(chǎng)下即現(xiàn)實(shí)世界里的收入水平。

在式(2)中，完備市場(chǎng)假定下農(nóng)戶收入最大化的條件即要素的邊際產(chǎn)出相等。在本研究的理論構(gòu)建中表現(xiàn)為，當(dāng)1單位勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域和非農(nóng)領(lǐng)域中的邊際產(chǎn)出相等時(shí)達(dá)到均衡，此時(shí)家庭收入實(shí)現(xiàn)最大化。具體如下所示：

(3)

當(dāng)勞動(dòng)力要素在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)領(lǐng)域中實(shí)現(xiàn)均衡時(shí)家庭收入實(shí)現(xiàn)最大化，此時(shí)家庭勞動(dòng)力配置狀況達(dá)到最優(yōu)。因此，由式(3)可以直接求得勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)部門(mén)的最優(yōu)配置：

(4)

要素市場(chǎng)發(fā)育完備的特征可體現(xiàn)為生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)，以及要素市場(chǎng)價(jià)格和均衡價(jià)格的一致。當(dāng)φl(shuí)i和φki取值不為0時(shí)，可以推斷出此時(shí)要素市場(chǎng)發(fā)育并不完備，農(nóng)戶無(wú)法按照家庭收入最大化原則配置生產(chǎn)要素。

假說(shuō)1：要素市場(chǎng)不完備會(huì)影響農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置，而這種由要素市場(chǎng)所帶來(lái)的約束將體現(xiàn)為勞動(dòng)力要素配置的不均衡，進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生負(fù)向影響。

假說(shuō)2：由于不同收入家庭在不完備的要素市場(chǎng)中受到的約束程度不一致，勞動(dòng)力配置不均衡可能對(duì)低收入家庭影響更大，進(jìn)而會(huì)拉大農(nóng)戶間收入不均等。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

在實(shí)證分析中，本研究主要采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2020年南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中國(guó)土地經(jīng)濟(jì)調(diào)查(China land economic survey，CLES)。調(diào)查采取抽樣的方法，對(duì)江蘇省范圍內(nèi)的農(nóng)村要素市場(chǎng)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)、農(nóng)村金融現(xiàn)狀進(jìn)行了詳細(xì)的調(diào)查。該數(shù)據(jù)庫(kù)基于農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的建立進(jìn)行調(diào)查，為展現(xiàn)江蘇省地區(qū)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀提供了全面且詳細(xì)的數(shù)據(jù)支撐。依托于本研究的研究目標(biāo)，在保留了家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征、非農(nóng)就業(yè)以及收入狀況等關(guān)鍵變量，最終獲得分布在江蘇省各地區(qū)的832戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)。

3.2 變量選取

3.2.1被解釋變量

本研究選取農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和非農(nóng)部門(mén)就業(yè)中所獲得的純收入作為被解釋變量。本研究的核心是為了探究在要素市場(chǎng)發(fā)育不完備的背景下，農(nóng)戶勞動(dòng)力配置對(duì)收入及收入不均等的影響，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力通常被分布在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門(mén)，因此用農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入的總和作為被解釋變量可以更好的體現(xiàn)出農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置狀況在收入中的作用。

3.2.2關(guān)鍵解釋變量

本研究根據(jù)Brandt[24]提出的要素配置扭曲公式，測(cè)算出農(nóng)戶家庭在農(nóng)業(yè)部門(mén)的勞動(dòng)力配置扭曲指數(shù)。家庭勞動(dòng)力被配置在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門(mén)中，若家庭在農(nóng)業(yè)部門(mén)中的勞動(dòng)力發(fā)生配置不均衡，則意味著在非農(nóng)部門(mén)中家庭勞動(dòng)力也未達(dá)到最優(yōu)配置，該變量能反映出要素市場(chǎng)發(fā)育不完備對(duì)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置的約束。當(dāng)扭曲指數(shù)不為0時(shí)，代表家庭受限于要素市場(chǎng)，即要素市場(chǎng)發(fā)育并不完備。

3.2.3控制變量

本研究的控制變量如下，分別包括家庭規(guī)模以及人力資本變量在內(nèi)的家庭勞動(dòng)力平均年齡、家庭勞動(dòng)力平均受教育程度、家庭勞動(dòng)力健康狀況。同時(shí)還包含了家庭擁有的農(nóng)業(yè)機(jī)械總價(jià)值以及家庭擁有的耕地面積這兩個(gè)變量。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)

變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)如下表所示：

根據(jù)表1可以發(fā)現(xiàn)，樣本中的家庭平均規(guī)模約為5人，也存在規(guī)模較大的家庭，其總?cè)丝跀?shù)為9。家庭平均年齡約為44歲，我們可以知道隨著年齡的增長(zhǎng)勞動(dòng)力在非農(nóng)領(lǐng)域以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生產(chǎn)效率可能會(huì)下降。家庭平均受教育年限約為7年，即樣本的平均受教育程度僅為小學(xué)畢業(yè)，可以發(fā)現(xiàn)樣本總體的受教育程度偏低，樣本中存在一部分人并未完成九年義務(wù)教育。健康作為人力資本衡量中的一項(xiàng)重要指標(biāo)，我們將健康自評(píng)分為1—5后可以發(fā)現(xiàn)，樣本中家庭的平均健康狀況較為良好。家庭擁有的農(nóng)業(yè)機(jī)械總價(jià)值雖然經(jīng)過(guò)了對(duì)數(shù)化處理，但可以發(fā)現(xiàn)平均值與最大值間的差額較大，即農(nóng)戶間擁有的用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械總價(jià)值相差甚遠(yuǎn)。根據(jù)家庭擁有的耕地面積這一變量，可以發(fā)現(xiàn)每個(gè)家庭承包的耕地面積約為0.43 hm2，這一數(shù)值與我國(guó)目前所觀察的數(shù)值基本一致。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Descriptive statistics

從表1中可以發(fā)現(xiàn)本研究的關(guān)鍵解釋變量為勞動(dòng)力扭曲指數(shù)，其最小值為負(fù)值。根據(jù)勞動(dòng)力扭曲指數(shù)測(cè)算公式可以推斷出，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中若理論上的最優(yōu)勞動(dòng)力數(shù)值大于實(shí)際投入到農(nóng)業(yè)中的勞動(dòng)力數(shù)量，則勞動(dòng)力扭曲指數(shù)將大于0。反之，若勞動(dòng)力扭曲指數(shù)小于0，則代表家庭投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的人數(shù)大于理想狀態(tài)下的家庭最優(yōu)勞動(dòng)力數(shù)量，即家庭勞動(dòng)力未實(shí)現(xiàn)充分轉(zhuǎn)移。將勞動(dòng)力扭曲指數(shù)區(qū)分正負(fù)值后，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)如表2所示。在樣本中有67.3%的家庭存在勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不充分的問(wèn)題，而農(nóng)業(yè)中家庭投入的勞動(dòng)力數(shù)量低于最優(yōu)勞動(dòng)力人數(shù)的家庭占據(jù)了樣本的一小半。通過(guò)勞動(dòng)力扭曲測(cè)算公式可知，當(dāng)扭曲指數(shù)為0時(shí)，家庭勞動(dòng)力達(dá)到最優(yōu)配置。即勞動(dòng)力扭曲指數(shù)離0值的絕對(duì)距離越近，則家庭勞動(dòng)力配置扭曲程度越低。當(dāng)家庭勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門(mén)之間均實(shí)現(xiàn)了配置均衡時(shí)，可以初步判斷此時(shí)要素市場(chǎng)發(fā)育處于較為良好的狀態(tài)。

本研究的被解釋變量為農(nóng)戶家庭收入。根據(jù)前文所示，本研究將農(nóng)戶的收入定義為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性收入以及工資性收入。分別將家庭總收入不同分位點(diǎn)下的均值及中位數(shù)列于表3，可見(jiàn)樣本中家庭最大收入為700 000元，樣本整體均值為128 933元，可以發(fā)現(xiàn)江蘇省整體收入狀況較為優(yōu)異。90%分位點(diǎn)下的農(nóng)戶家庭收入約是10%分位點(diǎn)下農(nóng)戶家庭收入的9.2倍。由此可得，樣本中農(nóng)村不同家庭間的收入相差較大。

表2 勞動(dòng)力扭曲指數(shù)Table 2 Labor distortion index

表3 農(nóng)村居民家庭收入分布的分位特征Table 3 Subdivision characteristics of rural residents’ household income distribution

4 實(shí)證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

本部分具體安排如下：首先分析勞動(dòng)力扭曲指數(shù)對(duì)農(nóng)戶收入的影響，再利用分位數(shù)回歸探究勞動(dòng)力扭曲指數(shù)對(duì)不同分位點(diǎn)下的農(nóng)戶家庭收入是否存在影響差異，即勞動(dòng)力扭曲究竟是惡化了還是減輕了農(nóng)戶收入不均等的狀況。在分位數(shù)回歸中分別選取0.1、0.5以及0.9分位點(diǎn)代表低收入、中等收入以及高收入家庭的農(nóng)戶。

從表4可以看出，回歸結(jié)果與預(yù)期基本一致。本研究的關(guān)鍵解釋變量勞動(dòng)力扭曲指數(shù)對(duì)農(nóng)戶家庭收入顯著為負(fù)(在1%水平上顯著)，勞動(dòng)力扭曲指數(shù)每上升一個(gè)單位，農(nóng)戶家庭收入對(duì)數(shù)將下降0.356個(gè)單位。通過(guò)前文的推導(dǎo)可以發(fā)現(xiàn)，在要素市場(chǎng)完備的背景下，農(nóng)戶收入僅受要素稟賦與要素價(jià)格的影響。但現(xiàn)實(shí)中要素市場(chǎng)往往還未達(dá)到完備狀態(tài)，要素價(jià)格通常會(huì)高于市場(chǎng)完備狀態(tài)下的均衡價(jià)格，即農(nóng)戶會(huì)面臨更高的影子價(jià)格。在這種背景下，農(nóng)戶在配置家庭勞動(dòng)力時(shí)會(huì)受到影子價(jià)格的影響，勞動(dòng)力實(shí)際配置狀況會(huì)偏離收入最大化原則下的勞動(dòng)力配置狀況，此時(shí)農(nóng)戶收入受損。實(shí)證結(jié)果再次驗(yàn)證此推論，即勞動(dòng)力扭曲指數(shù)對(duì)農(nóng)戶家庭收入存在顯著負(fù)向影響，假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

本研究的控制變量包含了家庭層面。在家庭層面中，家庭規(guī)模與家庭平均受教育程度對(duì)農(nóng)戶收入的影響顯著為正。在實(shí)證結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)家庭人口每增加一位，農(nóng)戶家庭收入也將增加17.9%個(gè)單位。同時(shí)，平均受教育年限每增加一年，家庭收入也將提高11.2%個(gè)單位。這也與以往研究結(jié)論相一致，受教育程度在促進(jìn)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)方面起正向作用。健康作為衡量人力資本的重要因素，也將顯著增加家庭收入。同時(shí)，我們也可以發(fā)現(xiàn)隨著家庭勞動(dòng)力平均年齡的上升，家庭收入也將受到負(fù)向影響。正如前述所示，隨著年齡的增長(zhǎng)，勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)以及非農(nóng)領(lǐng)域中的生產(chǎn)效率都將下降，進(jìn)而會(huì)影響到家庭收入。農(nóng)戶家庭擁有的農(nóng)業(yè)機(jī)械總價(jià)值越高，農(nóng)戶也將獲得更高的收入。農(nóng)戶擁有的農(nóng)業(yè)機(jī)械總價(jià)值代表著他們對(duì)物質(zhì)資本的投入，這部分農(nóng)戶往往在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更具優(yōu)勢(shì)，因此也會(huì)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，進(jìn)而家庭總收入中生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入的份額也會(huì)隨之上升。由此可見(jiàn)，代表家庭特征的變量驗(yàn)證了人力資本和物質(zhì)資本的增加將在家庭增收方面起到顯著正向影響。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table 4 Basic regression results

4.2 分位數(shù)回歸

利用分位數(shù)回歸，目的是探究不同要素對(duì)各個(gè)分位點(diǎn)下農(nóng)戶家庭收入的邊際貢獻(xiàn)。如果某一類(lèi)要素有利于家庭收入的增長(zhǎng)，并且在低收入家庭組和中收入家庭組的邊際貢獻(xiàn)大于在高收入家庭組的邊際貢獻(xiàn)，那么這一類(lèi)要素則具有減輕收入不均等的作用，反之則會(huì)加重農(nóng)戶間收入不均等[25]。分位回歸結(jié)果如下表所示，就本研究的關(guān)鍵變量勞動(dòng)力扭曲指數(shù)來(lái)看，其在0.1、0.5以及0.9分位點(diǎn)下對(duì)農(nóng)戶家庭收入均顯著為負(fù)(在1%水平上顯著)。對(duì)0.1分位點(diǎn)下的農(nóng)戶而言，勞動(dòng)力扭曲指數(shù)每上升一個(gè)單位，被解釋變量將下降0.403個(gè)單位。這與前述理論框架中所推導(dǎo)的結(jié)果相一致，即由于要素市場(chǎng)的不完備，農(nóng)戶將無(wú)法按照收入最大化的原則配置家庭勞動(dòng)力，并會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶家庭收入受損。而隨著分位點(diǎn)的上升，雖然在0.5以及0.9分位點(diǎn)下勞動(dòng)力扭曲指數(shù)對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響依舊顯著為負(fù)，但系數(shù)卻發(fā)生了變化。程名望等[26]在利用分位數(shù)回歸研究農(nóng)戶收入差距的根源時(shí)提到，不同因素對(duì)不同分位點(diǎn)下的收入組影響也存在差異，作者利用低分位組該因素的系數(shù)減去高分位組該因素的系數(shù)得到一個(gè)“系數(shù)差”，若“系數(shù)差”顯著且為正，則代表該因素拉大了收入不均等，反之則縮小了收入不均等。根據(jù)前述的理論推導(dǎo)可以發(fā)現(xiàn)由于“門(mén)檻效應(yīng)”的存在，相較于高收入家庭，低收入家庭在不完備市場(chǎng)的環(huán)境中可能面臨相對(duì)較高的影子價(jià)格，即低收入家庭受到市場(chǎng)不完備的沖擊更高。在分位數(shù)回歸中也可以發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力扭曲指數(shù)在0.1、0.5以及0.9分位點(diǎn)之間的系數(shù)差為正且在1%水平上顯著，即隨著分位點(diǎn)的上升勞動(dòng)力扭曲指數(shù)對(duì)家庭收入的邊際貢獻(xiàn)在不斷減小。這個(gè)結(jié)果顯示，在其他條件不變的背景下，勞動(dòng)力扭曲指數(shù)對(duì)0.1分位點(diǎn)下的農(nóng)戶家庭收入影響最大，在0.9分位點(diǎn)上影響最小。這代表勞動(dòng)力配置扭曲主要作用于低收入家庭和中等收入家庭，對(duì)高等收入家庭影響最小?？梢园l(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力配置扭曲拉大了農(nóng)戶間收入不均等，假說(shuō)2得到了驗(yàn)證。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前述的計(jì)量分析中，被解釋變量是基于農(nóng)戶家庭總收入。而在已有研究中，一些學(xué)者經(jīng)常采用家庭人均收入作為被解釋變量，并認(rèn)為人均收入能夠更好的代表家庭收入狀況[27]。基于此情況，本部分采用“農(nóng)戶家庭人均收入對(duì)數(shù)”替換上文模型中的“農(nóng)戶家庭總收入對(duì)數(shù)”，并利用同樣的模型結(jié)構(gòu)，以驗(yàn)證模型以及結(jié)果的穩(wěn)健性。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果如表6所示，采用農(nóng)戶人均收入作為被解釋變量后，關(guān)鍵解釋變量的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)果的可靠性，由此可見(jiàn)上文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

4.4 進(jìn)一步分析

從上述的實(shí)證分析中可以得出，勞動(dòng)力配置扭曲不僅會(huì)對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)生負(fù)向影響，同時(shí)還會(huì)惡化農(nóng)戶間收入不均等。而不同農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置扭曲程度也存在差異，正如上文所示勞動(dòng)力扭曲指數(shù)離0值的絕對(duì)距離越近則代表農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置狀況越好。反之，勞動(dòng)力扭曲指數(shù)離0值的絕對(duì)距離越遠(yuǎn)則代表農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置扭曲狀況越嚴(yán)重。因此本部分取勞動(dòng)力扭曲指數(shù)的絕對(duì)值，探究勞動(dòng)力扭曲程度的變化對(duì)農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)是否會(huì)產(chǎn)生影響。根據(jù)計(jì)算所得，勞動(dòng)力扭曲指數(shù)絕對(duì)值的均值為0.34。本部分選取均值為臨界點(diǎn)，將勞動(dòng)力扭曲指數(shù)絕對(duì)值小于0.34的家庭定義為低勞動(dòng)力配置扭曲家庭，大于0.34的定義為高勞動(dòng)力配置扭曲家庭。

理論而言，隨著勞動(dòng)力配置扭曲程度的增加，農(nóng)戶家庭總收入受到的邊際影響也會(huì)隨之增加?；貧w結(jié)果如表7所示。從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)勞動(dòng)力配置扭曲程度較低的家庭而言，其對(duì)收入的影響并不顯著，而對(duì)勞動(dòng)力配置扭曲程度較高的家庭而言，關(guān)鍵解釋變量對(duì)收入的影響在1%的水平下顯著為負(fù)。此時(shí)勞動(dòng)力配置扭曲指數(shù)每上升一個(gè)單位，家庭總收入將下降0.454個(gè)單位。這也與上文的結(jié)論相一致，在要素市場(chǎng)完備的背景下，農(nóng)戶收入僅會(huì)受到自身要素稟賦的影響。而現(xiàn)實(shí)中由于要素市場(chǎng)發(fā)育尚未達(dá)到完備狀態(tài)，農(nóng)戶無(wú)法根據(jù)收入最大化的原則配置家庭勞動(dòng)力，當(dāng)偏離程度越高時(shí)，收入受到的負(fù)向影響也會(huì)越大。

表7 回歸結(jié)果Table 7 Regression result

5 結(jié)論與評(píng)述

本研究聚焦于要素市場(chǎng)發(fā)育與農(nóng)戶家庭收入及收入不均等之間的關(guān)系，通過(guò)構(gòu)建農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門(mén)中的勞動(dòng)力扭曲指數(shù)反映要素市場(chǎng)對(duì)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力要素的約束狀況。理論而言，在完備的要素市場(chǎng)下，農(nóng)戶可以根據(jù)家庭收入最大化原則配置勞動(dòng)力。但現(xiàn)實(shí)中，要素市場(chǎng)往往難以達(dá)到完備狀態(tài)，此時(shí)家庭勞動(dòng)力配置可能會(huì)偏離完備市場(chǎng)下的勞動(dòng)力配置狀況。與此同時(shí)，高收入家庭勞動(dòng)力配置受到的影響低于低收入家庭，而這種勞動(dòng)力配置扭曲的差異不僅會(huì)對(duì)農(nóng)戶收入增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向影響也會(huì)擴(kuò)大農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等。

從農(nóng)戶收入增長(zhǎng)和收入分配的視角觀察，本研究得到了以下結(jié)論：首先，現(xiàn)實(shí)中由于要素市場(chǎng)發(fā)育的不完備，農(nóng)戶家庭大部分都存在一定程度的勞動(dòng)力配置扭曲，并且這一現(xiàn)象的發(fā)生確實(shí)會(huì)對(duì)農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。其次，進(jìn)一步將農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力配置扭曲程度進(jìn)行細(xì)分后可以發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力配置扭曲程度較低的家庭其收入受到的影響并不顯著，但對(duì)于另一部分勞動(dòng)力配置扭曲程度較高的家庭而言，他們家庭總收入受到的影響顯著為負(fù)。由此可得，隨著家庭勞動(dòng)力配置扭曲程度的增加，家庭收入受到的影響也會(huì)更大。第三，根據(jù)分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，將農(nóng)戶分為低收入、中等收入和高等收入家庭后可以發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力配置扭曲對(duì)低收入家庭和中等收入家庭的影響更為顯著，但對(duì)高等收入家庭而言，家庭勞動(dòng)力配置扭曲對(duì)收入的影響最低。此時(shí)低收入家庭和中等收入家庭受到要素市場(chǎng)約束的沖擊更大，農(nóng)戶間收入分配不均，收入不均等被擴(kuò)大。

本研究的研究結(jié)果對(duì)提高農(nóng)戶收入及縮小農(nóng)戶收入差距具有重要借鑒意義。正如上文所示，要素市場(chǎng)發(fā)育完備的背景下，農(nóng)戶收入狀況僅受到如要素稟賦等自身特征因素的影響，此時(shí)農(nóng)戶間收入不均等問(wèn)題并不會(huì)影響社會(huì)公平。本研究考慮到要素市場(chǎng)發(fā)育不完備這一客觀事實(shí)，發(fā)現(xiàn)要素市場(chǎng)發(fā)育的不完備將從生產(chǎn)端對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)生約束，此時(shí)農(nóng)戶無(wú)法在要素市場(chǎng)中根據(jù)自身優(yōu)勢(shì)配置家庭勞動(dòng)力，收入必然會(huì)受到影響。此外，又因?yàn)檗r(nóng)戶在市場(chǎng)中受到的約束程度存在差異，隨之而來(lái)的則是收入分配的不同，即收入不均等可能會(huì)被擴(kuò)大。因?yàn)榕c低收入的人群相比，高收入的人群受到的市場(chǎng)約束通常更低。由此可得，由要素市場(chǎng)發(fā)育不完備帶來(lái)的可能是“馬太效應(yīng)”，即窮人越窮，富人越富。因此本研究發(fā)現(xiàn)不完備的要素市場(chǎng)，不僅會(huì)降低農(nóng)戶收入水平，也很難產(chǎn)生降低收入不均等的作用?；诖?，我國(guó)政府應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村地區(qū)的要素市場(chǎng)建設(shè)。在努力提高農(nóng)戶收入實(shí)現(xiàn)共同富裕這一目標(biāo)的同時(shí)，也應(yīng)該特別關(guān)注低收入群體在市場(chǎng)中的狀況，避免因要素市場(chǎng)不完備而逐漸擴(kuò)大農(nóng)戶內(nèi)部收入不均等。