以市場化為基礎(chǔ)的中國農(nóng)村制度變遷的績效分析

一經(jīng)濟績效評價的理論與方法評價制度變遷績效的基礎(chǔ)應(yīng)看它是否有利于增進效率和公平，效率表現(xiàn)為投入產(chǎn)出比率的提高，效率按公共選擇理論的標(biāo)準(zhǔn)表現(xiàn)為同意的一致性，布坎南認(rèn)為：一切非一致同意的決策規(guī)則，在效率上均會產(chǎn)生以帕累托標(biāo)準(zhǔn)衡量的非最優(yōu)的政策。[1]在現(xiàn)代西方經(jīng)濟學(xué)中，評價經(jīng)濟效率的基本理論是帕累托標(biāo)準(zhǔn)，在具體計算方法上主要通過一定生產(chǎn)函數(shù)進行。公平在此主要指分配的公平和貧困化的減少，基本的評價方法包括基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)和社會發(fā)展指數(shù)等。（一）帕累托效率及其對農(nóng)村制度變遷的啟示如果改變某種既定的資源配置至少使一個人的狀況變好而不使任何其他人的狀況變壞，這種資源配置狀況的改善稱為帕累托改進；如果在某種既定的資源配置狀態(tài)下，任意改變都不能至少使一個人的狀況變好而不使任何其他人的狀況變壞，則這種狀態(tài)稱為帕累托最優(yōu)狀態(tài)。任何帕累托改進都必然是同意一致的，因為若有人不同意，就意味著資源配置的變動至少使一人受損，即同意一致是帕累托改進的前提。福利經(jīng)濟學(xué)的第一定理認(rèn)為完全競爭將導(dǎo)致帕累托最優(yōu)狀態(tài)，而福利經(jīng)濟學(xué)第二定理進一步證明，任何帕累托最優(yōu)狀態(tài)都能通過完全競爭市場來達(dá)成。由此我們可以推論：市場化的發(fā)展一方面提高了市場競爭程度，由市場化發(fā)展而導(dǎo)致的資源配置的改變是達(dá)到帕累托最優(yōu)的一個步驟，另一方面市場化提供了人們充分地表達(dá)自己意愿的平臺，有利于人們在討價還價的過程中實現(xiàn)同意一致，為帕累托改進提供了基礎(chǔ)。伍山林設(shè)計了一個模型來說明家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制之所以能代替社隊的集體生產(chǎn)制度，是因為政府改變了意識形態(tài)偏好的強度，向農(nóng)戶的產(chǎn)出增長的偏好趨同，從而使同意一致程度提高，制度變遷因而得以發(fā)生。伍山林的分析可以用圖9-1來說明，在I階段，政府偏好意識形態(tài)，而農(nóng)戶偏好經(jīng)濟績效，在隨后政府偏好逐漸改變，在改變過程中，生產(chǎn)的可能性邊界擴展，產(chǎn)出水平提高，到第二階段，政府逐步放棄自己的偏好，完全認(rèn)同農(nóng)戶的偏好，政府與農(nóng)戶的無差異曲線合二為一。[2]圖9-1政府意識形態(tài)的偏好與農(nóng)戶經(jīng)濟績效的關(guān)系我們認(rèn)為，伍山林的分析是有啟發(fā)意義的，但并不適當(dāng)，其一，在伍山林的模型中，好像政府是無條件放棄自己的偏好，卻沒有因此得到相應(yīng)補償，這無疑對政府是一種損害，因而這種改變不是帕累托改進；其二，政府偏好意識形態(tài)的假定有一定道理，但不充分，事實上政府對農(nóng)村生產(chǎn)和社會進行控制的目的是為大規(guī)模的政府主導(dǎo)的工業(yè)化積累足夠的農(nóng)業(yè)剩余，若非如此就不能解釋政府對農(nóng)業(yè)機械和生物技術(shù)方面的投資，以及1962～1978年間農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出與糧食總產(chǎn)出年均分別增長5%和4.4%的事實。其三，這樣分析的結(jié)果好像政府才是承擔(dān)制度變遷成本的企業(yè)家，否定了農(nóng)戶在這場制度變遷中的革命性作用。為此我們放棄了政府的意識形態(tài)偏好假定，假設(shè)政府以控制農(nóng)業(yè)剩余的量為目的，這樣我們把農(nóng)業(yè)產(chǎn)出分為兩部分、一部分是為政府生產(chǎn)部分（X），另一部分是農(nóng)戶所得部分（Y），政府的效用水平用U（X）表示，農(nóng)戶的效用水平用U（Y）表示，社會福利函數(shù)U=F［U（X），U（Y）］，相同的社會福利水平可由不同的政府效用與農(nóng)戶效用組合決定，由此形成社會福利的無差異曲線。如圖9-2所示，在制度變遷的第一階段，社會無差異曲線與生產(chǎn)的可能性邊界相交于A點，以此為基礎(chǔ)，農(nóng)戶為了改善自己的經(jīng)濟狀態(tài)，主動采取制度變遷，同時承擔(dān)了變遷的全部風(fēng)險（冒著殺頭的危險），而國家則免除了風(fēng)險責(zé)任（所謂交夠國家的、留足集體的），可以想象若這種變遷的結(jié)果導(dǎo)致生產(chǎn)的可能性邊界不是向外擴展，而是向內(nèi)收縮，農(nóng)戶的經(jīng)濟狀況將惡化，所幸的是，制度變遷的結(jié)果使生產(chǎn)的可能性邊界向外擴展，此時社會無差異曲線與新的生產(chǎn)可能性邊界交于B點，政府的收入不變，但農(nóng)戶的收入增加，因而是一種帕累托改進。在第二階段，制度變遷的增長效應(yīng)產(chǎn)生了示范效應(yīng)，不僅更多的農(nóng)戶參與變遷，而且政府也對制度變遷進行支持，同時也獲得了分享制度變遷收益的資格。在第三階段，政府和農(nóng)戶的收入都獲得提高，制度變遷的成果就鞏固下來了，因此政府不是這場制度變遷的主導(dǎo)者，而是后續(xù)變遷的推動者。圖9-2政府、農(nóng)戶行為偏好的變化與農(nóng)村制度變遷的關(guān)系帕累托效率理論在理論上具有很高的價值，但它以廠商追求利潤最大化、消費者追求效用最大化為前提，而根據(jù)阿羅不可能性定理，效用是人際不可比的，而且它忽視了生產(chǎn)要素的異質(zhì)性和生產(chǎn)要素的利用能力問題，這使得它在考察實際經(jīng)濟績效上有重大缺陷。為此經(jīng)濟學(xué)家們發(fā)明出一系列方法以測量經(jīng)濟效率。（二）經(jīng)濟效率的測量方法現(xiàn)有測量方法基本可以分為兩大類，即非前沿分析方法和前沿分析方法，前者主要有回歸分析方法和指數(shù)法，這種方法的主要缺陷是不夠精確，只能得到全要素生產(chǎn)率，但無法說明全要素生產(chǎn)率是由純粹技術(shù)進步帶來的還是由技術(shù)使用效率的改善帶來的；由此經(jīng)濟學(xué)家發(fā)展出前沿分析方法，技術(shù)效率的前沿函數(shù)測定方法最早由Farrel在1957年提出，其后得到眾多學(xué)者的發(fā)展。這種方法又可分為確定性的、概率的和隨機的三種方法，確定性的方法使用樣本期觀察值的全體樣本，并限制所有觀察點包含于前沿面之下，這個方法被認(rèn)為最接近于前沿生產(chǎn)函數(shù)的理論概念。概率的方法允許最有效的觀察點位于前沿面之上，但位于前沿面上的觀察點的百分比是預(yù)先指定的。隨機方法指定了被估計前沿的誤差結(jié)構(gòu)中的純隨機偏差和概率分布。前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，將生產(chǎn)者效率分解為技術(shù)前沿和技術(shù)效率兩個部分，前者刻畫所有生產(chǎn)者投入—產(chǎn)出函數(shù)的邊界；后者描述個別生產(chǎn)者實際技術(shù)與技術(shù)前沿的差距。由于實際得到的投入—產(chǎn)出觀測不可避免地包含隨機誤差，而且生產(chǎn)者技術(shù)效率也總會受到各種環(huán)境因素的影響，所以包含隨機擾動的前沿模型才能更為準(zhǔn)確地描述生產(chǎn)者行為，下面對隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)進行簡單介紹。幾乎所有隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的理論表達(dá)式都是相同的，在此我們借用傅曉霞等根據(jù)KumbhakarandLovell（2000）所做的分析，[3]隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的一般形式可以表示如下：Yit=F（Xit，t）exp（vit-uit）（9-1）其中Yit表示生產(chǎn)者t時期的產(chǎn)出；Xit為投入向量，表示各種生產(chǎn)要素；t表示前沿技術(shù)進步趨勢；F是前沿生產(chǎn)函數(shù)，表示經(jīng)濟中最優(yōu)生產(chǎn)技術(shù)；exp（-uit）（uit≥0）表示技術(shù)效率；vit為觀測誤差和其他隨機因素，通常假定它獨立于投入和技術(shù)水平，服從零均值、不變方差的正態(tài)分布。盡管隨機因素和技術(shù)效率都是不可觀測的，但前者僅僅是一個白噪聲，因而通過多次觀測，生產(chǎn)者的技術(shù)效率可以用產(chǎn)出期望值與隨機前沿期望值的比值來確定，即：TE=E［f（x）exp（v-u）］/E［f（x）exp（v-u）|u=0］=exp（-uit）（9-2）我們用圖9-3說明隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的基本原理以及產(chǎn)出差距分解。其中橫軸表示投入（如單位勞動力資本），縱軸表示產(chǎn)出（如單位勞動力產(chǎn)出），生產(chǎn)者1和生產(chǎn)者2的投入分別為A1和A2，產(chǎn)出的觀測值為P1和P2。如果能實現(xiàn)最優(yōu)技術(shù)，生產(chǎn)者1和2的產(chǎn)出分別能達(dá)到B1和B2，但其中包含了生產(chǎn)者不可控因素的影響和觀測誤差，若剔除這些隨機因素，生產(chǎn)者1和2的最優(yōu)產(chǎn)出分別為C1和C2。也就是說，f（x）代表所有生產(chǎn)者的最優(yōu)技術(shù)，即生產(chǎn)函數(shù)的前沿。利用生產(chǎn)者行為的多個樣本數(shù)據(jù)，我們可以估計前沿生產(chǎn)函數(shù)f（x）并確定每一個生產(chǎn)者的技術(shù)效率。由此可知，投入要素的密集程度、規(guī)模經(jīng)濟和生產(chǎn)者的實際效率與技術(shù)前沿距離的差異共同決定了不同生產(chǎn)者的產(chǎn)出差異。由此我們可以把各地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的差距分解為要素投入差異、規(guī)模經(jīng)濟差異和技術(shù)效率差異三個方面。圖9-3隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)（三）效率與公平的對立統(tǒng)一關(guān)系在國民收入分配中，公平與效率一向是矛盾的兩個側(cè)面，是既對立又統(tǒng)一的關(guān)系。對立表現(xiàn)在：追求效率必須強調(diào)競爭，競爭的規(guī)律是優(yōu)勝劣汰，造成人們收入差距擴大，甚至出現(xiàn)兩極分化；而為了達(dá)到社會穩(wěn)定和社會發(fā)展，必須強調(diào)公平，但又會走向平均主義的分配，挫傷勞動者的積極性，影響生產(chǎn)的效率。統(tǒng)一表現(xiàn)在：效率是一個社會得以生存和發(fā)展的前提和必要條件，沒有效率只能共同貧窮；而公平則是一個社會得以穩(wěn)定和發(fā)展的必要條件，沒有穩(wěn)定的社會條件，什么事情也辦不成，就談不上什么效率。社會所希望的理想狀態(tài)是在效率提高的同時增進社會公平，但這種理想并非總能自動實現(xiàn)，我們以圖9-4為例[4]說明在效率提高情況下分配可能出現(xiàn)的情況。圖9-4效率改進條件下的收入分配變化的可能情況假設(shè)社會有兩個成員1、2共同分配社會產(chǎn)品，在初始狀態(tài)A，兩個成員分別得到Q1和Q2，隨著生產(chǎn)可能線右移，社會產(chǎn)出水平提高，A點也隨之移動，若移動到E點，兩個社會成員在收入提高的同時分配的相對地位不變，若移動到D點，則在效率提高的同時，分配的公平情況改善，移動到C點和F點，就是一種帕累托改進，若移動到B點和G點則效率的提高以一個成員的收入狀態(tài)絕對惡化為代價。因此有效的分配區(qū)間應(yīng)在C點和F點之間，任何在此區(qū)間的分配都意味著社會絕對貧困化水平的減輕；現(xiàn)代分配理論不僅關(guān)心人們收入水平提高的狀況，而且關(guān)心分配是否向絕對平均線移動以及影響分配平均化變動的各種因素。由此經(jīng)濟學(xué)家發(fā)展出各種計量工具以測度之。（四）公平的計量（1）洛倫茨曲線與基尼系數(shù)。洛倫茨曲線是由美國統(tǒng)計學(xué)家M.O.洛倫茨提出的，其主要方法是將總?cè)丝诜纸M按收入由高到低排隊，然后考慮各組人口收入在總收入中所占的百分比，將各組人口在總?cè)丝谥兴嫉陌俜直扰c對應(yīng)收入百分比描繪在同一張圖上，就是洛倫茨曲線，如圖9-5所示。洛倫茨曲線與對角線OD構(gòu)成的圖形的大小刻畫了分配的不均等程度，基尼系數(shù)G就是計量不均等面積A與絕對均等時的面積A+B的比值時所得的系數(shù)（0≤G≤1），G越大，社會分配越不均，反之則越平均。萬廣華提供了一個計算G的簡便方法，在研究分省份收入差距時，設(shè)計一個行向量P，將各省份人口占全國人口比例按人均收入由小到大排列；一個列向量I，將各省人口總收入占全國人口收入比由小到大排列；一個Q矩陣，上方是+1，下方是-1，對角是0，將PQI相乘即得到G尼系數(shù)。[5]圖9-5洛倫茨曲線圖（2）其他計量方法主要有廣義熵（GE）及其變形的方法[6]。以Zj表示收入觀察值，U代表平均收入，N代表樣本體積，fj代表人口比例，則廣義熵指數(shù)的表達(dá)式為：其中a為常數(shù)，代表厭惡不平等程度，a值越小，代表厭惡不平等程度越高。取a=0，則得到平均對數(shù)離差，又稱為泰爾第二指數(shù)T0，也稱泰爾-L指數(shù)，表達(dá)式為：取a=1，則得到泰爾指數(shù)，又稱為泰爾第一指數(shù)T1，也稱泰爾-T指數(shù)，表達(dá)式為：此外較常用的還有阿肯森指數(shù)，其表達(dá)式為：（3）不均等的影響因素分解。包括水平分解和變化分解，水平分解常用的有對收入來源分解的方法和對總樣本進行分類（如男女、省區(qū)等），第一種方法主要是應(yīng)用基尼系數(shù)分解，公式為：U和Uk分別代表平均總收入和平均分項收入，Ck代表分項收入的集中度指數(shù)，其計算方法與G的計算方法類似。第二種方法主要采用泰爾-L和泰爾-T指數(shù)直接計算即可?；嵯禂?shù)的變化分解是利用公式（9-7）進一步推導(dǎo)而來，令SK=（UK/U），其計算公式為：以此代入公式（9-8）可得：由此基尼系數(shù)的變化分解為三個部分：代表收入比重變化引起基尼系數(shù)的變化程度，稱為收入集中效應(yīng)；代表收入集中程度變化引起基尼系數(shù)的變化程度，這種集中程度的變化反映了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變化，稱為結(jié)構(gòu)性效應(yīng)；代表收入比重變化與收入集中程度變化共同引起基尼系數(shù)的變化程度。二中國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展績效的基本描述自1978年以來，中國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展極為迅速，人均純收入由133.5元增長到1985年的397元，7年間農(nóng)民人均純收入凈增加263.5元，是過去20年凈增值的4.38倍；2005年這一數(shù)據(jù)是3254.9元，按不變價格計算比1978年增加了5.25倍，年均增長7.01%；恩格爾系數(shù)由67.7%下降為45.5%；按國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，農(nóng)村內(nèi)部的基尼系數(shù)1978年是0.212，1990年是0.31，2000年是0.36，2005年是0.37?？梢哉f，體制改革以來，農(nóng)村經(jīng)濟增長了，但收入差距拉大了。是什么促成了農(nóng)村經(jīng)濟的高增長和收入差距的拉大？張平認(rèn)為農(nóng)村非農(nóng)化，特別是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展是拉開中國農(nóng)村區(qū)域收入不平等的最主要原因，解決區(qū)域不平等的核心問題是發(fā)展農(nóng)村的非農(nóng)化，特別是鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)。[7]蔡昉、王德文從結(jié)構(gòu)視角提出在1980年代農(nóng)業(yè)發(fā)展是農(nóng)民增長的關(guān)鍵，而1990年代初期農(nóng)產(chǎn)品供求格局發(fā)生根本性的變化之后，農(nóng)業(yè)收入不再是推動農(nóng)民收入增長的主導(dǎo)型力量，非農(nóng)業(yè)收入逐步成為推動農(nóng)民收入增長的關(guān)鍵性因素。[8]黃祖輝、王敏、宋瑜基于影響微觀村莊收入差距的因素分析認(rèn)為：外部市場環(huán)境通過改變收入結(jié)構(gòu)來影響村莊內(nèi)收入差距變化，外部市場環(huán)境主要通過改變要素收入集中程度并同時改變收入比重來影響村際間收入差距變化。[9]都陽通過對中西部6省份的貧困地區(qū)所作的農(nóng)戶調(diào)查資料提出貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動力在非農(nóng)部門的就業(yè)不僅有助于提高他們的收入，而且還能起到熨平收入波動的作用，教育對非農(nóng)工作的收益沒有什么顯著的作用，但它能促進農(nóng)戶非農(nóng)勞動供給決策的作出。[10]鄒薇和張芬按照收入來源對農(nóng)村各地區(qū)之間的收入差異進行了具體分解和計量研究，認(rèn)為農(nóng)村各地區(qū)之間收入差異的擴大主要來自農(nóng)村地區(qū)間工資性收入的差異，而農(nóng)村工資性收入水平又主要與各地農(nóng)民的受教育程度相關(guān)。[11]現(xiàn)有的文獻(xiàn)提供了許多富有啟發(fā)性的發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟增長的源泉主要來自于要素投入的增加、制度變遷（或經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌）、要素質(zhì)量的提高（教育使勞動力質(zhì)量提高）；近三十年來對中國農(nóng)村經(jīng)濟增長的主要貢獻(xiàn)是農(nóng)村非農(nóng)化和教育的發(fā)展，而農(nóng)村收入差距的變化主要在于各地區(qū)兩種貢獻(xiàn)因素發(fā)展的差距。但我們認(rèn)為這樣的分析是不能令人滿意的，一是對非農(nóng)化和教育在農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和收入差距變化中具體影響如何缺乏系統(tǒng)性的分析；二是現(xiàn)有分析由于微觀數(shù)據(jù)的問題往往側(cè)重于大區(qū)域分析或短期的截面分析，不能提供一個連續(xù)變化的結(jié)構(gòu)分析和分省份的分析；三是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展是個系統(tǒng)的過程，是在經(jīng)濟市場化的大背景下一個制度連續(xù)變遷的過程，但在現(xiàn)有分析中并沒有把農(nóng)村市場化的推進納入分析框架，可能出現(xiàn)“只在路燈下找鑰匙”的結(jié)果。本章主要針對上述的不足提出一個新的分析框架，在我們的分析中，我們把非農(nóng)化的發(fā)展看做市場化推進的成就和重要表現(xiàn)，則決定農(nóng)村經(jīng)濟增長的收入提高的因素則主要是市場化與教育發(fā)展，市場化促進農(nóng)村大規(guī)模的制度變遷，“市場化既是制度變遷的取向，也是制度變遷的原因”，[12]為農(nóng)村生產(chǎn)要素的非農(nóng)化使用提供了機會和途徑，對農(nóng)村經(jīng)濟增長和收入差距有系統(tǒng)性的影響；而教育水平的提高一方面提高了農(nóng)村應(yīng)用新技術(shù)的能力，另一方面也提高了農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的能力。市場化在勞動力市場上代表了勞動的需求面，而教育則主要代表了勞動的供給面。這樣，我們可以把影響農(nóng)村居民收入變化的因素歸結(jié)為三個方面。一是來源于農(nóng)村生產(chǎn)要素的投入，包括土地、勞動力和資本。改革以來，我國勞動力和資本存量不斷增長，與收入增長的趨勢表現(xiàn)一致，但人均土地?fù)碛辛繀s是不斷下降的，在農(nóng)村經(jīng)濟中，土地的計量應(yīng)包括耕地面積、水產(chǎn)養(yǎng)殖的水面面積和畜牧用的草場面積，但水面面積和草場面積在計量方面有困難且各省份占有極不平均，為此一般只考慮耕地面積的變化對收入的影響。國家統(tǒng)計局對各省份耕地面積的數(shù)據(jù)只提供到1996年，我們通過查閱各省統(tǒng)計年鑒得到1998年和2004年的數(shù)據(jù)，在圖9-6中我們分別給出1978年、1998年、2004年三年的各省份人均土地耕地面積與人均純收入的散點圖，可以發(fā)現(xiàn)人均土地面積與人均純收入之間的相關(guān)性并不明顯，但必須明確的是土地仍是農(nóng)村經(jīng)濟的基本要素。圖9-6三年各省份人均土地耕地面積與人均純收入散點圖二是來源于農(nóng)村的技術(shù)進步和人力資本提高導(dǎo)致生產(chǎn)要素使用效率的提高。由于農(nóng)村內(nèi)部少有科研機構(gòu)，農(nóng)業(yè)技術(shù)主要作為一種公共品由國家提供，其他產(chǎn)業(yè)的技術(shù)主要也是通過購買或模仿從外部獲得，因而農(nóng)村技術(shù)進步主要是一種外生變量，而且由于農(nóng)村經(jīng)濟的分散性，農(nóng)村技術(shù)進步難以測量，在此情況下，農(nóng)村的技術(shù)進步主要來自于農(nóng)村內(nèi)部對技術(shù)的吸收與使用能力，而這種能力與勞動者的素質(zhì)高度相關(guān)；勞動者接受教育是一種人力資本投資，投資水平不同對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)度是不同的，這種貢獻(xiàn)度一般有三種計算方法：一是使用明塞爾（J.Mincer）等人的方法計算，這種方法側(cè)重于計算不同的人力資本投資的收益率；二是直接使用人均受教育年度計算，這種方法側(cè)重于體現(xiàn)人力資本投資與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在聯(lián)系；三是直接使用勞動力的識字率和受各層次教育的比例來直接計算，速水佑次郎和拉坦（2000）在進行農(nóng)業(yè)發(fā)展的國際比較時就是采用此方法，我們采用第二種方法計算。三是來源于資源配置的優(yōu)化和使用效率的提高，市場經(jīng)濟是一種強約束和強激勵型的經(jīng)濟，舒爾茨1964年的工作也證明農(nóng)民是有理性的，能在經(jīng)濟利益的引導(dǎo)下在既有的約束下實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，其隱含的理論意義是只要改變外部約束，則資源使用低效率的狀態(tài)就會改變，而改革開放以來市場化的改進就是不斷去除這種外部約束的努力，既有的理論都證明：在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中，市場化水平越高，資源的使用和配置效率就越高。我們在研究中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村經(jīng)濟市場化水平與農(nóng)村居民純收入水平有高度的相關(guān)性。我們在此列出各地區(qū)農(nóng)村居民純收入水平（見表9-1），并畫出農(nóng)村經(jīng)濟市場化水平與農(nóng)村居民純收入水平的散點圖（見圖9-7），市場化水平數(shù)據(jù)來源于第四章的計算。表9-1各地區(qū)2002～2004年農(nóng)村居民人均純收入的平均值圖9-7農(nóng)村經(jīng)濟市場化水平與農(nóng)村居民純收入水平的散點圖三制度變遷與農(nóng)業(yè)發(fā)展的實證研究農(nóng)業(yè)是農(nóng)村的主要產(chǎn)業(yè)，在這一部分，我們主要利用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)對影響農(nóng)業(yè)增長的各要素進行分解，考察農(nóng)業(yè)發(fā)展的一些特征。（一）生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定目前較為常用的生產(chǎn)函數(shù)主要有科布—道格拉斯函數(shù)和超越對數(shù)函數(shù)形式兩種，前者的優(yōu)點是形式簡單，但對要素的可替代性和技術(shù)進步性質(zhì)限制過死；后者的優(yōu)點是放寬了技術(shù)中性和產(chǎn)出彈性固定的假設(shè)，但缺點是不方便進行產(chǎn)出分解，且估計中容易產(chǎn)生多重共線性問題；我們在此使用無約束的科布—道格拉斯公式進行計算，其表達(dá)式為：Yit=A（t）KαitLβitKrritSiitexp（vit-uit）（9-10）其中，Yit代表地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，Kit表示地區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)性固定資本投入，Lit表示地區(qū)農(nóng)業(yè)勞動投入，Krit表示地區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)性流動資本投入，Sit表示地區(qū)農(nóng)戶經(jīng)營土地面積，α、β、r、i分別為固定資本、勞動、流動資本和土地的產(chǎn)出彈性；A（t）=exp（A0+ft），表示t時期全國的前沿技術(shù)水平，f表示前沿技術(shù)進步的速度；（vit-uit）為隨機擾動項，vit指系統(tǒng)不可控的誤差因素，且獨立于uit，假定它服從正態(tài)分布；uit表示t時期地區(qū)技術(shù)效率損失，值越大，損失就越高。對公式（10）兩邊同時除以L并取對數(shù)，則公式變?yōu)椋簂nyit=αlnkit+（α+β+r+i-1）lnLit+rlnkrit+ilnsit+（A0+ft+vit-uit）（9-11）yit表示勞均產(chǎn)出，kit表示勞均固定資本存量，krit表示勞均流動資本投入，sit表示勞均經(jīng)營土地面積，（α+β+r+i-1）衡量了投入的規(guī)模效率。一般認(rèn)為影響地區(qū)技術(shù)效率最重要的因素是人力資本和制度，為此我們選擇二者作為地區(qū)技術(shù)效率的解釋變量，以反映各地區(qū)稟賦和體制環(huán)境差異對全要素生產(chǎn)率的影響。假定技術(shù)效率服從均值為mit、方差為σ2it和零處截尾的正態(tài)分布，即uit～N（mit，σuit），其中mit=δ0+δ1MARit+δ2EDUit+δ3t+Wit（9-12）δ0是待定常數(shù)項，MARit表示地區(qū)制度因素，EDUit表示地區(qū)人力資本水平，δ1和δ2為參數(shù)，表示二者對技術(shù)效率的影響程度，δ3表示技術(shù)效率隨時間變化趨勢，Wit是該回歸方程的隨機誤差項，服從對稱的正態(tài)分布N（0，σ2wit）。判斷前述模型設(shè)定是否合理，要看式（9-11）的隨機擾動項中技術(shù)無效所占的比例，通過公式（9-13）中γ的大小即可判斷：γ=σ2U/（σ2U+σ2V）（0≤γ≤1）（9-13）當(dāng)γ接近于0時，表明實際產(chǎn)出與可能最大產(chǎn)出的差距主要來自不可控制因素造成的噪聲誤差，γ越趨近于1，越能說明前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差主要來源于隨機變量uit，采用隨機前沿模型對生產(chǎn)函數(shù)進行估計也就越合適。（二）數(shù)據(jù)來源及說明利用公式（9-11）與公式（9-12）估計農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率，涉及勞均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、勞均生產(chǎn)性固定資本數(shù)量、勞均流動資本投入、勞均經(jīng)營土地面積、各地區(qū)農(nóng)業(yè)從業(yè)人口總量、制度變遷情況、勞均人力資本水平等。由于數(shù)據(jù)可獲得性的限制，在此只對1996～2005年各地區(qū)農(nóng)業(yè)的效率進行估算，其中由于西藏的數(shù)據(jù)瑕疵較多，因而只估算30個省、區(qū)、市的情況。重慶直到1997年才有可獲取的數(shù)據(jù)，對1996年重慶的數(shù)據(jù)，我們通過對1997年重慶與四川數(shù)據(jù)的對比，結(jié)合1997年與1998年重慶在該項數(shù)據(jù)上變化情況進行估算。估算所涉及觀測結(jié)果有300個，對各地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值采用各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值指標(biāo)；勞動力數(shù)量也采用從事第一產(chǎn)業(yè)人員數(shù)；勞均生產(chǎn)性固定資本投入以國家統(tǒng)計局公布的各地區(qū)農(nóng)村戶均生產(chǎn)性固定資產(chǎn)原值乘以各地區(qū)農(nóng)村戶數(shù)，再除以勞動力數(shù)得出，為避免與流動性資本重復(fù)計算，我們采用計算年前一年的數(shù)據(jù)，即當(dāng)估算1996年的數(shù)值時，采用1995年的數(shù)據(jù)；勞均流動性資本投入以《農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》公布的入戶抽樣調(diào)查人均生產(chǎn)性現(xiàn)金投入為基礎(chǔ)，再乘以各區(qū)人口數(shù)與第一產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)之比，由于不同地區(qū)、不同年度的物價水平不同，為減少誤差，我們對產(chǎn)值、固定資本與流動資本都進行還原，扣除了物價因素的影響；勞均經(jīng)營土地面積以國家統(tǒng)計局公布的人均數(shù)乘以人口數(shù)與勞動力之比；時間變量以第一年為1，第二年為2，依此類推。各地區(qū)的人力資本情況以農(nóng)調(diào)總隊入戶調(diào)查數(shù)據(jù)為準(zhǔn)計算，計算方法同市場化水平測量的方法；各地區(qū)的制度因素計算以各地區(qū)市場化水平代替，但精確計算市場化對數(shù)據(jù)的量及精確度要求較高，從目前所有的數(shù)據(jù)看，這一工作難以完成，為此我們采用簡單化的方法，只計算五項指標(biāo)，即農(nóng)戶生產(chǎn)的自主化程度、種植結(jié)構(gòu)的市場化水平、消費的貨幣化水平、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展水平和勞動力的市場化水平；農(nóng)戶生產(chǎn)的自主化程度以農(nóng)戶生產(chǎn)性投入除以生產(chǎn)性投入與轉(zhuǎn)移支付的收入之和，計算公式為（人均生產(chǎn)性固定資本+人均生產(chǎn)性流動資本投入）/（人均生產(chǎn)性固定資本+人均生產(chǎn)性流動資本投入+轉(zhuǎn)移支付），其理由是，市場化水平越高，農(nóng)戶越能根據(jù)比較利益安排生產(chǎn)，而轉(zhuǎn)移性收入很大部分來自于政府為刺激農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所做的安排，對農(nóng)戶根據(jù)市場變化自主安排生產(chǎn)有明顯的影響；種植結(jié)構(gòu)以非糧食作物的種植面積與總播種面積之比計算；消費的貨幣化水平以人均生活性消費現(xiàn)金支出與人均生活性消費支出比計算；鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展水平以各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的增加值與各地區(qū)GDP之比計算；勞動力的市場化水平以農(nóng)村居民人均工資性收入與純收入之比計算；五項指標(biāo)每項各以20%加權(quán)平均計算，表9-2列出了1996～2005年各地區(qū)市場化的簡單計算結(jié)果。表9-2中所有數(shù)據(jù)均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》（1996～2006年）和《農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》（1996～2006年）。表9-2各省份農(nóng)村經(jīng)濟的市場化水平（1996～2005年）（三）估算與結(jié)果為了獲得對農(nóng)業(yè)發(fā)展各種因素更詳細(xì)的認(rèn)識，我們首先對30個省份的前沿生產(chǎn)函數(shù)采用Evies5.1軟件進行計算，然后再就教育與制度因素對效率的影響進行估算，最后根據(jù)東、中、西部劃分分別對三個大地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)重復(fù)進行前兩步計算。計算結(jié)果如表9-3所示。表9-3前沿生產(chǎn)函數(shù)計算30個省份及分區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的結(jié)果從模型估算結(jié)果看，除模型1的i，模型2的δ0、δ2、δ3，模型3的f、模型4的（α+β+r+i-1）只通過10%檢驗外，其余均通過5%或1%檢驗，F(xiàn)統(tǒng)計量和R2統(tǒng)計量在東部地區(qū)的效率無效估計中得值較低，其余得值都較高，表明擬合度良好，γ各分項得值表明模型1中有超過95%和模型2、3、4都有超過85%的前沿生產(chǎn)函數(shù)的誤差來源于地區(qū)間的區(qū)位效率差異，不可控的噪聲因素僅占很小的比例，表明模型設(shè)計合理可靠。模型1統(tǒng)計表明30個省份的初始技術(shù)水平為10.95446，年均技術(shù)進步率為0.035921，α+β+r+i-1＜0表明中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)缺乏規(guī)模效率，家庭所經(jīng)營的生產(chǎn)要素的規(guī)模偏小，為此土地流轉(zhuǎn)有很大必要性；在非人力投入要素中，流動資本投入的產(chǎn)出彈性最高，說明農(nóng)戶根據(jù)市場的比較利益進行經(jīng)營方向調(diào)整對產(chǎn)出的影響最大；在無效函數(shù)估計中，教育因素與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平相關(guān)不明顯，出現(xiàn)這種問題的原因可能是：（1）農(nóng)戶主要是技術(shù)的采用者，而不是技術(shù)的創(chuàng)新者，加上現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣體系不斷完善，農(nóng)戶不需要有太高的人力資本即可采用較高的農(nóng)業(yè)技術(shù)，由此體現(xiàn)出教育與農(nóng)業(yè)的發(fā)展無關(guān)；（2）農(nóng)村中存在的教育擠出現(xiàn)象，由于農(nóng)業(yè)的相對收益低下，受到更多教育的勞動力在就業(yè)方向的選擇上能力更強，在其他行業(yè)收益高于農(nóng)業(yè)的情況下，人力資本大量從農(nóng)業(yè)流出，也就是說農(nóng)村勞動力人力資本水平的提高主要不是作用于農(nóng)業(yè)的發(fā)展，而是服務(wù)于其他產(chǎn)業(yè)。在去掉教育因素重新估計后，可以發(fā)現(xiàn)，市場化因素對效率改進的作用非常顯著，達(dá)到-0.896145，這意味著A省份的市場化指數(shù)比B省份高1%，在其他因素不變的情況下，A省份的農(nóng)業(yè)技術(shù)效率比B省份高近0.9%；時間趨勢為0.009247，表明這段時間技術(shù)無效程度在不斷增強，致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率年均下降0.92%，這在表面上看起來好像市場化越發(fā)展，農(nóng)業(yè)的技術(shù)效率越低，之所以出現(xiàn)這樣的悖論現(xiàn)象，可能是由于：農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高并沒有完全反映出農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的提高，隨著人們生活質(zhì)量的提高，人們更注重食品安全與食品質(zhì)量，為了獲得更多收入，農(nóng)戶在產(chǎn)品的質(zhì)量與差異性方面進行競爭，市場化越發(fā)展，競爭的壓力和利益的預(yù)期水平越高，顯然在采用新技術(shù)方面更有迫切性，為了采用新技術(shù)，人們不得不放棄成熟的耕作技術(shù)和經(jīng)營品種，從而使技術(shù)效率出現(xiàn)暫時性退步，而這種后退是為了實現(xiàn)更高效率的必經(jīng)步驟，我們結(jié)合制度變量看，市場化水平提高對效率提高的影響顯然大于時間因素。從分區(qū)數(shù)據(jù)看，中部地區(qū)的初始技術(shù)水平顯著地高于東、西部地區(qū)，而年均技術(shù)進步率則相反，市場化水平最高的東部地區(qū)時間無效性是最低的，表明東部地區(qū)農(nóng)業(yè)抗市場風(fēng)險的能力最高，而中部地區(qū)時間無效性是最高的，可能與中部地區(qū)在市場化發(fā)展中期農(nóng)戶對市場的適應(yīng)水平不高，在追隨東部地區(qū)進行技術(shù)創(chuàng)新方面利益獲取能力不足有關(guān)；西部地區(qū)的時間無效性也比較低，則可能與該地區(qū)市場化水平較低，生產(chǎn)方式比較傳統(tǒng)有關(guān)。東、中部地區(qū)的固定資本和土地因素與產(chǎn)出無顯著相關(guān)，而西部地區(qū)這兩個因素的產(chǎn)出彈性分別達(dá)到0.128791和0.371978，這可能與三個地區(qū)的技術(shù)進步類型有關(guān)，西部地區(qū)地廣人稀，適合采用機械化作業(yè)，由此也形成技術(shù)進步類型的路徑依賴，而東中部地區(qū)人多地少，更多采用土地節(jié)約型技術(shù)，東、中、西部地區(qū)的（β+r）的值分別為0.82、0.55、0.15，顯然東部地區(qū)變動性要素的彈性高于中、西部地區(qū)，若僅以勞動的產(chǎn)出彈性算，東、中、西部地區(qū)的β分別為0.70、0.12、-0.07，表明人與土地矛盾越突出的地區(qū)，越注重發(fā)揮勞動力的作用，這從另一方面印證了速水佑次郎、拉坦誘致性技術(shù)制度變遷理論。[13]。從規(guī)模經(jīng)濟情況看，中部地區(qū)規(guī)模效率最差，東部最優(yōu)，東部地區(qū)資本投入能力強，且注重土地的集約經(jīng)營，雖然人均土地規(guī)模較小，但農(nóng)業(yè)從業(yè)人員也較少（從2005的數(shù)據(jù)看，東部地區(qū)除海南第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口占總勞動力比例為60%、福建和遼寧各為40%外，其余都在30%左右或更低；而中部地區(qū)都在40%以上；西部地區(qū)則都在50%以上），因而土地的集中度相對較高，上海、遼寧2005年勞均經(jīng)營土地分別為50.6畝和25.7畝，為全國最高；西部地區(qū)則土地遼闊，固定資本占有量高，規(guī)模效率因而也優(yōu)于中部。從效率無效函數(shù)估計的比較看，教育因素與效率的改進也無顯著相關(guān)；制度因素在東部地區(qū)的影響最弱，這由于東部地區(qū)的市場化水平較高，市場發(fā)育比較成熟，資源配置已經(jīng)比較優(yōu)化，因而制度的增進效應(yīng)可能衰退；而中部地區(qū)處于市場化中期，資源配置的增進效果比較明顯；西部地區(qū)是市場化最落后的地區(qū)，與發(fā)達(dá)的東部地區(qū)距離也較遠(yuǎn)，而且非貿(mào)易性要素比重較高，資源再配置能力較小，因而市場化效應(yīng)不如中部地區(qū)明顯；而且這項數(shù)據(jù)的得出更關(guān)鍵的是區(qū)內(nèi)比較的結(jié)果，東、西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟的內(nèi)部結(jié)構(gòu)相似性較高，效率差異較小，而中部地區(qū)分布非常松散，呈條狀結(jié)構(gòu)，效率差異也大，因而市場化演進的不同速度也就決定了制度的效率差必然較高。在中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟整體缺乏規(guī)模效率的情況下，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長主要來源于技術(shù)進步和技術(shù)效率，而目前技術(shù)進步主要由政府供給，因此決定農(nóng)業(yè)發(fā)展地區(qū)差異的主要變量是技術(shù)效率，農(nóng)村經(jīng)濟的市場化水平是決定農(nóng)業(yè)技術(shù)效率的主要變量，努力發(fā)展農(nóng)村尤其是中西部地區(qū)農(nóng)村的經(jīng)濟市場化，是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵。四中國農(nóng)村區(qū)域間居民收入差距及其影響因素分解市場化改革以來，中國農(nóng)村居民收入增長是極為迅速的，但與此同時，城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)村內(nèi)部的收入差距也有所擴大，我們在此無意于研究城鄉(xiāng)收入差距，而主要分析農(nóng)村收入差距的變化與市場化的相關(guān)性，為此我們將分兩個步驟進行研究，第一步研究自1978年以來農(nóng)村收入差距的變化的情況；第二步分析農(nóng)村居民收入的來源結(jié)構(gòu)及其變化情況對收入差距的影響。（一）1978～2005年農(nóng)村不平等的測度收入差距問題是福利經(jīng)濟學(xué)、政治經(jīng)濟學(xué)研究的重要課題，現(xiàn)有文獻(xiàn)對中國農(nóng)村居民收入差距大多數(shù)的判斷是收入差距在擴大，為了對農(nóng)村收入差距情況有更清楚的判斷，我們使用基尼系數(shù)和泰爾—T、泰爾—L熵指數(shù)對1978～2004年農(nóng)村居民收入差距的變化情況進行測量。在指標(biāo)選擇方面，我們用人均純收入指標(biāo)，因為這一指標(biāo)最能代表居民生活的實際水平，其他的指標(biāo)有諸如農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、人均GDP在較大程度上忽略了農(nóng)村居民收入來源的多樣性和政府利用財政手段進行再分配對農(nóng)戶生活的影響等。數(shù)據(jù)的來源，1996年及以前的數(shù)據(jù)來自于《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》，1997年及以后的數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》各年。在數(shù)據(jù)處理上，由于某些年份部分省份的數(shù)據(jù)短缺，為避免誤差，我們只計算有明確數(shù)據(jù)的省份，平均收入使用各省份農(nóng)村人均純收入與各省份農(nóng)村人口之積再加總除以各省份農(nóng)村人口總和。圖9-8提供了全國及三大區(qū)1978～2005年農(nóng)村居民平均純收入的變化情況，人口占比也按各省份農(nóng)村人口實際數(shù)量除以計算范圍內(nèi)各地區(qū)人口之和。在計算基尼系數(shù)時，我們把西藏納入計算；而在計算泰爾指數(shù)時，為了與后來的分區(qū)計算數(shù)據(jù)統(tǒng)一，我們不計入西藏的數(shù)據(jù)。圖9-8全國與三大地區(qū)農(nóng)村居民平均純收入基尼系數(shù)的計算公式為：G=PQI，泰爾指數(shù)分別按公式（4）、（5）計算，計算結(jié)果如圖9-9所示。圖9-9中國農(nóng)村居民收入不平等指數(shù)圖9-11顯示三條指數(shù)的形狀有極大的一致性，在20世紀(jì)80年代改革初期，農(nóng)村居民的收入差距有所縮小，并分別在1981年降到歷史最低值，這充分說明承包到戶的雙重解放運動是一場具有普惠式的改革，體現(xiàn)了公平與效率的統(tǒng)一，市場化不僅為農(nóng)戶改進資源配置提供了廣泛的機會，還提供了極大的激勵；從80年代中期到90年代中期，農(nóng)村居民收入的地區(qū)間差距整體是擴大的（1990年出現(xiàn)短暫的回落），并在1995年達(dá)到最大值，這是由于市場化改革的深化，各地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展條件不同，東部市場化水平較高的地區(qū)獲得了較好的發(fā)展機會，從而實現(xiàn)率先增長，拉開了與其他地區(qū)的差距；1996～1999年三條曲線整體呈現(xiàn)下降趨勢，1996年后正是內(nèi)需不足開始出現(xiàn)之時，市場表現(xiàn)疲軟，農(nóng)村居民收入的增長速度下降，越是市場化水平較高的地區(qū)，受此影響越是明顯，從而地區(qū)收入差距下降；1999年后，市場開始復(fù)初，農(nóng)戶的收入受市場帶動又出現(xiàn)加快增長的趨勢，收入差距也有所增大，但由于市場化改革滯后，各地農(nóng)村的市場化水平提高緩慢，且由于政府提出全面建設(shè)小康社會目標(biāo)，加大了對農(nóng)村（尤其是落后地區(qū)）居民收入提高的支持力度，因而收入差距沒有像80年代中期到90年代那樣迅速擴大。三條曲線的形狀充分說明：（1）農(nóng)村居民收入差距的變化與市場化的發(fā)展密切相關(guān)，在市場化發(fā)展初期，農(nóng)戶對市場化有一個適應(yīng)過程，各地區(qū)面臨的發(fā)展條件比較接近，在制度變遷方向與速度相近的情況下，農(nóng)村居民收入差距趨向于縮??；而在經(jīng)過適應(yīng)期后，農(nóng)戶面臨的市場機會不同，制度變遷的方向與速度差異化開始出現(xiàn)并越來越明顯，因而收入差距擴大；市場化發(fā)展在相對停滯之時，相對價格的差異的變化率也低，對制度變遷誘致能力下降，變遷的速度也下降，從而使各地收入又有趨同之勢；市場的復(fù)蘇又有擴大收入差距之勢，但政府加大對收入差距的調(diào)控和轉(zhuǎn)移支付的力度之后，收入差距擴大與對此的抑制因素并存。（2）政府對農(nóng)村居民收入差距的變化有重大影響，70年代末與21世紀(jì)初政府對農(nóng)村制度的相對統(tǒng)一供給抑制了農(nóng)村收入差距的擴大；而市場對制度變遷的誘導(dǎo)作用越大，農(nóng)村收入差距就有擴大之勢。（3）在1982年后，三條曲線表現(xiàn)出一定庫茲涅茨倒U形曲線的形狀，而不是單調(diào)遞增或遞減，這與部分研究者的結(jié)論有所不同，究其原因，可能在于他們研究的樣本量不足，如果只研究西部地區(qū)，就有可能得出收入差距不斷擴大的結(jié)論，[14]或可能是研究的時間跨度不足，或只是進行斷點研究，其結(jié)論的誤差就有可能較大。圖9-10T1指數(shù)圖9-11T0指數(shù)表9-41978～2005地區(qū)收入差距對T0和T1指數(shù)的貢獻(xiàn)比在圖9-10、圖9-11和表9-4中，我們分東、中、西部三個大區(qū)對T0和T1指數(shù)進行分解并描繪它們的變化趨勢。可以發(fā)現(xiàn)：（1）東部地區(qū)的農(nóng)村居民收入差距大于中部和西部地區(qū)，說明市場化水平越高的地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展的多樣性越突出，收入差異性也越大；改革以來，東部地區(qū)收入差距對T0和T1指數(shù)的貢獻(xiàn)率基本都在40%以上，因而可以說，該地區(qū)的收入差距在一定程度上決定中國農(nóng)村不平等程度的高低和走向。（2）西部地區(qū)的收入差距在改革以后變化不明顯，說明市場化發(fā)展緩慢的地區(qū)，自主性的制度創(chuàng)新能力比較弱，各地收入變化也比較平穩(wěn)，收入增加速度有一定趨同性。（3）中部地區(qū)在1994年以前收入差距的變化比較明顯，而1995年以后收入差距則縮小，趨向于平均化，對照表9-2各省份市場化發(fā)展的情況，可以發(fā)現(xiàn)在這段時間，中部各省份市場化的變化率很小，且市場化水平很接近。（4）三大地區(qū)收入差距根據(jù)T0指數(shù)在1986年以前、根據(jù)T1指數(shù)在1984年以前對全國農(nóng)村收入差距的貢獻(xiàn)率是負(fù)的（區(qū)域貢獻(xiàn)率的值的計算方法，如T0為：地區(qū)貢獻(xiàn)率=［（T0-東T0-中T0-西T0）/T0］說明在改革初期由政府統(tǒng)一供給制度的層次性推進式的改革，并沒有使區(qū)域發(fā)展表現(xiàn)出明顯異質(zhì)性；而在此之后，由市場誘導(dǎo)為主的制度變遷則使區(qū)位性因素的重要性提高，東部地區(qū)在推進市場化改革上有更快的速度，拉開了與其他地區(qū)的差距，區(qū)域差距對總收入差距開始有正的貢獻(xiàn)，并在2001年達(dá)到最大值，而這又恰恰是在新一輪政府加大農(nóng)村統(tǒng)一制度供給開始之時；1990～1992年（對低收入者賦予更多權(quán)重的T0指數(shù)到1993年）三大地區(qū)收入差距的貢獻(xiàn)再次為負(fù)值，結(jié)合我們對市場化改革的分段性分析，可以發(fā)現(xiàn)1989～1991年正處于市場化發(fā)展相對有所倒退之時，說明市場化的發(fā)展可能確有擴大地區(qū)收入差距的作用。（二）收入來源結(jié)構(gòu)及其對不平等的影響（1984～2005年）農(nóng)村收入的來源包括四個部分，即工資性收入，經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移支付的收入。工資性收入代表了勞動力市場化的程度；經(jīng)營性收入是農(nóng)戶以家庭為生產(chǎn)經(jīng)營單位進行生產(chǎn)籌劃和管理而獲得的收入；財產(chǎn)性收入是指金融資產(chǎn)或有形非生產(chǎn)性資產(chǎn)的所有者向其他機構(gòu)單位提供資金或?qū)⒂行畏巧a(chǎn)性資產(chǎn)供其支配，作為回報而從中獲得的收入，是資產(chǎn)市場化的收入；轉(zhuǎn)移性收入是指農(nóng)村住戶和住戶成員無須付出任何對應(yīng)物而獲得的貨物、服務(wù)、資金或資產(chǎn)所有權(quán)等，不包括無償提供的用于固定資本形成的資金，一般情況下，是指農(nóng)村住戶在二次分配中的所有收入，代表市場以外的力量對收入的影響。萬廣華曾經(jīng)把農(nóng)村居民收入分為工資性收入、經(jīng)營性收入和其他收入，分別對1984～1996年中國農(nóng)村收入來源中各構(gòu)成部分及其變化對基尼系數(shù)及其變化的影響進行分解，其結(jié)果如圖9-12所示。圖9-12農(nóng)村居民收入的來源構(gòu)成對基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率圖9-12表明，工資性收入在農(nóng)村居民總純收入中占的比重雖不高，但對基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率卻在40%～55%之間。在隨后萬廣華所進行的基尼系數(shù)變化的影響因素分解中，萬廣華認(rèn)為基尼系數(shù)的變化只與結(jié)構(gòu)性效應(yīng)正相關(guān)，而結(jié)構(gòu)性效應(yīng)主要是由工資收入份額變化所決定的，而集中性效應(yīng)對基尼系數(shù)變化的影響在各年差異較大，集中性效應(yīng)主要由家庭經(jīng)營收入的集中度決定。本書在萬廣華研究的基礎(chǔ)上對1996～2005年的基尼系數(shù)的變化進行分析，1996～2005年農(nóng)村居民工資性收入在總純收入中所占的比重不斷提高，與此同時，它對收入增長的貢獻(xiàn)比（工資收入凈增加值與凈純收入增加值之比）也迅速提高，1999年、2000年更是貢獻(xiàn)了收入增加的全部份額還多（如表9-5所示），可以說，勞動力的市場化已成為農(nóng)戶增收的關(guān)鍵。1996～2005年各種收入來源構(gòu)成如圖9-13所示，經(jīng)營性收入在總收入中所占的份額雖仍占50%以上，但已不斷下降，說明農(nóng)戶就地配置生產(chǎn)要素已難獲得更多的比較經(jīng)濟利益；財產(chǎn)性收入的份額所占的比重雖小，但增加速度很快，2005年該項收入在總純?nèi)胫兴急戎厥?997年的225.93%，說明農(nóng)戶在資產(chǎn)市場化配置方面的能力正在提高；轉(zhuǎn)移性收入的總額在增加，但所占的比重增幅較小，僅增加了0.5%，因此農(nóng)村經(jīng)濟增長到目前為止，主要是一種內(nèi)源式（利用自有要素）的增長。表9-5農(nóng)村居民人均工資性收入占純收入比值與工資性收入增長對純收入增長的貢獻(xiàn)比圖9-13農(nóng)村居民各種收入來源在總收入中的占比在表9-6中，我們對各種收入的集中度指數(shù)C（X）進行了計算，計算公為C（X）=PQX，其中P為各地區(qū)人口在總?cè)丝谥械恼急劝词杖胗傻偷礁吲帕械男邢蛄?，Q是對角為零、右上方為+1、左下方為-1的矩陣，X為各地區(qū)分項收入總量在總分項收入中所占的比重。可以發(fā)現(xiàn)，工資性收入和經(jīng)營性收入的集中度在下降，這可能與勞動力流動和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展的普遍化有關(guān)，也說明中部和西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟的傳統(tǒng)要素的市場化速度正在加快，有與東部地區(qū)趨同之勢；而轉(zhuǎn)移性收入與財產(chǎn)性收入的集中度在提高，表明轉(zhuǎn)移性收入更多地向落后地區(qū)傾斜的事實與東部農(nóng)村地區(qū)的市場化正在升級，需要更高交易成本的資產(chǎn)的市場化正在加快。表9-6農(nóng)村居民各種收入來源的集中度表9-7給出了各分項收入的相對集中度指數(shù)，其計算公式為：C（X）′=C（X）/G，G為計算年度的基尼系數(shù)，相對集中度大于1，表示該項收入的增加對基尼系數(shù)有放大效應(yīng)，也就是提高了不平等程度?？梢园l(fā)現(xiàn)只有經(jīng)營性收入的相對集中度指數(shù)小于1，而其他三項收入的相對集中度指數(shù)都大于1，才表明經(jīng)營性收入的增長有利于降低收入的不均等程度；在其他三項收入比較中，工資性收入與財產(chǎn)性收入的增長對收入不平等程度的提高有明顯的貢獻(xiàn)，而轉(zhuǎn)移性收入的貢獻(xiàn)較小，從表面上看，轉(zhuǎn)移性收入的提高好像增加了不平等程度，但事實是，中央政府轉(zhuǎn)移性收入更多地向落后地區(qū)傾斜是有利于降低不平等程度的，但也應(yīng)看到，地方政府在區(qū)域內(nèi)部加大對農(nóng)村收入的轉(zhuǎn)移支付力度（如上海、北京、天津的菜籃子工程和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展戰(zhàn)略的實施），又加大了收入的不平等程度，在地方政府內(nèi)部轉(zhuǎn)移支付力度大于國家轉(zhuǎn)移支付力度的情況下，總和的不平等程度會提高。通過與圖9-13比較，還可以發(fā)現(xiàn)，相對集中度的變化與收入構(gòu)成的變化趨勢有很強的相關(guān)性。表9-7農(nóng)村居民各種收入來源的相對集中度利用公式（7），計算出各種收入集中度與由收入所占的份額加總所得的基尼系數(shù)，這一數(shù)值與我們按G=PQI所算的數(shù)值完全一致，表9-8給出了這一計算結(jié)果。1996～2005年，基尼系數(shù)先下降后上升，但整體保持穩(wěn)定，說明收入分配狀況既沒有明顯改善也沒有明顯惡化。各種收入對基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率按公式H=［（uK/u）×C（X）］/G計算得出，工資性收入對基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率歷年都在45%以上，1998年后則達(dá)到50%以上，它與經(jīng)營性收入貢獻(xiàn)了基尼系數(shù)90%以上的份額，但經(jīng)營性收入對基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率下降極其迅速，轉(zhuǎn)移性收入與財產(chǎn)性收入的貢獻(xiàn)率較小。利用公式（9）對基尼系數(shù)的變化進一步分解，基尼系數(shù)的變化由收入比重變化引起的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、由集中度指數(shù)變化引起的收入集中效應(yīng)以及由二者共同引起的綜合效應(yīng)三者之和構(gòu)成，計算結(jié)果如表9-9所示。除了2003～2004年為負(fù)值外，結(jié)構(gòu)效應(yīng)均為正值，其中工資收入份額的變化對此貢獻(xiàn)尤其大，表明結(jié)構(gòu)性效應(yīng)對收入差異的擴大有正效應(yīng)；而收入集中效應(yīng)與綜合效應(yīng)有一半以上的時間為負(fù)值，說明收入集中的變化是有利于不平等程度下降的，與萬廣華的發(fā)現(xiàn)相同，收入集中度效應(yīng)的主要貢獻(xiàn)者是經(jīng)營性收入。表9-8基尼系數(shù)的來源分解表9-9基尼系數(shù)變化分解五制度變遷與中國農(nóng)村反貧困（一）制度變遷與改革以來中國農(nóng)村社會反貧困的成就貧困是發(fā)展面臨的最大挑戰(zhàn)之一。貧困最早的含義指收入不足以維持生存的狀態(tài)。世界銀行以1985年價值計算，將每天的絕對收入等于、低于1美元確定為貧困線標(biāo)準(zhǔn)，鑒于各地區(qū)的物價水平相差較大，人們又以恩格爾系0.6來作為溫飽與貧困的界線；到1980年代以后人們加入了對相對貧困問題的研究，相對貧困是指收入達(dá)不到平均水平的狀態(tài)，基尼系數(shù)、熵指數(shù)就是衡量相對貧困的重要指標(biāo)；1990年代以后，阿瑪?shù)賮啞ど瓘娬{(diào)對造成貧困的原因進行研究，提出貧困不僅指物質(zhì)上的貧困，貧困是因為人們獲取收入的能力受到剝奪以及機會的不平等，疾病、人力資本不足、社會保障系統(tǒng)的軟弱無力、社會歧視等，都是造成人們收入能力喪失的不可忽視的因素。[15]現(xiàn)代福利經(jīng)濟學(xué)把貧困分為物質(zhì)貧困、能力貧困、權(quán)利貧困和動機貧困。物質(zhì)貧困是溫飽得不到保障，能力貧困是指因文化、教育、技能的不足導(dǎo)致的謀生能力缺乏，權(quán)利貧困是指因政治、經(jīng)濟、文化、社會權(quán)利受歧視或限制度導(dǎo)致的貧困，動機貧困是指有工作能力但不愿工作導(dǎo)致的貧困。[16]《中國NGO反貧困北京宣言》定義貧困為：貧困不僅指收入水平不足以維持人的基本生存和尊嚴(yán)，而且還包括低水平的教育和健康保障、因缺乏保障而導(dǎo)致的抗風(fēng)險脆弱性，以及貧困人口自身的能力不足，把握不好難以得到的機會等等。既然貧困是由各種發(fā)展的障礙引起的，那么反貧困的基本措施就應(yīng)當(dāng)消除這些障礙。對物質(zhì)上的貧困，人們強調(diào)政府的社會保障制度建設(shè)和轉(zhuǎn)移支付制度的完善化以及在農(nóng)村引入新的生產(chǎn)要素，如同我們所分析，轉(zhuǎn)移支付對于降低收入不平等所起的作用極其有限，Tsui也發(fā)現(xiàn)，盡管20世紀(jì)80年代以前中國中央政府作出了種種再分配努力，其縮小地區(qū)差別的實際效果卻并不明顯；[17]對于能力的貧困，人們強調(diào)要發(fā)展醫(yī)療和教育，“改進窮人的福利之關(guān)鍵因素不是空間、能源和耕地，而是提高人口質(zhì)量、提高知識水平”；[18]對于動機的貧困，這種認(rèn)識其實暗含著一個基本認(rèn)識，那就是因為懶惰才貧窮，為此主張將反貧困與提高就業(yè)參與率結(jié)合起來，在中國的實踐就是開發(fā)式扶貧，這種措施雖然取得一定成就，但其基本認(rèn)識是錯誤的，因為大部分貧困的人口不是因為懶惰才貧困，反而是他們?yōu)榱松娓冻隽吮人烁嗟呐?，在中國，大部分的貧困人口集中在西南、西北的偏遠(yuǎn)農(nóng)村，部分地區(qū)甚至是資源極其豐富和開發(fā)正熱的地區(qū)，這些人群的貧困不是因為開發(fā)不足，而是因為市場化的能力不足和礦產(chǎn)資源開發(fā)制度不完善造成的，市場化能力不足，使他們不能利用所擁有的資源進行獲利，資源開發(fā)體制不完善加上農(nóng)戶的組織性不足，使他們在資源開發(fā)中不僅不能因此獲得發(fā)展，反而落入資源性陷阱，越開發(fā)越貧窮；對于權(quán)利的貧困，其實就是強調(diào)發(fā)展機會的均等性，消除造成不公平的制度障礙，我們認(rèn)為這一點對中國農(nóng)村的反貧困特別重要，最早將反貧困與制度變遷聯(lián)系起來的經(jīng)濟學(xué)家是馬克思，馬克思在研究資本積累規(guī)律時認(rèn)為，資本主義的發(fā)展是以造成更多的貧困人口為代價的，要消除貧困只能敲響資本主義的喪鐘，“現(xiàn)今一切貧困的災(zāi)難，完全是由已不適合于時間條件的社會制度造成的；用建立新社會制度的辦法來徹底鏟除這一貧困的手段已經(jīng)具備”[19]。對于當(dāng)代中國來說，貧困產(chǎn)生的原因是什么，這一問題應(yīng)依靠政府還是市場來解決？Chen和Feng的文章，對1978～1989年間中國29個省份的數(shù)據(jù)進行了回歸分析，他們發(fā)現(xiàn)中國區(qū)域的經(jīng)濟在20世紀(jì)80年代呈現(xiàn)出了收斂的趨勢，并且認(rèn)為私有化是促進經(jīng)濟增長的主要原因。[20]Young則提出了不同的觀點，他認(rèn)為地區(qū)性保護政策是地區(qū)差距擴大的關(guān)鍵，因為地區(qū)性的市場保護會使本地企業(yè)的資源配置狀況偏離本地的比較優(yōu)勢。[21]這兩種不同的觀點，恰恰從正反兩方面證明了市場化的發(fā)展有利于經(jīng)濟增長，而政府采取的反市場措施是地區(qū)收入差距擴大的根源；Duncan和Tian針對1952～1995年間數(shù)據(jù)進行的實證研究再次證明了這一觀點，中國的產(chǎn)出和消費的地區(qū)差距在改革前后呈相反方向變動，他們提出的解釋認(rèn)為，產(chǎn)出的倒U型曲線是由改革前后工業(yè)化的不同特征所決定的，改革以后實行外向型經(jīng)濟并推行民營化縮小了產(chǎn)出差距；而U型省際消費差距的出現(xiàn)，則主要是因為中央政府對地區(qū)收入差距在不同時期的干預(yù)程度不同；[22]Jian等人的文章對1978～1993年期間的數(shù)據(jù)進行了分析，他們發(fā)現(xiàn)地區(qū)收入差距來源于沿海與內(nèi)陸的收入差距拉大，而不是沿海內(nèi)部、內(nèi)陸內(nèi)部的差距擴大，他們認(rèn)為這是由于中央政府給予沿海的特殊優(yōu)惠政策造成的。[23]Fleisher和Chen發(fā)現(xiàn)中國特有的戶籍制度是地區(qū)收入差距擴大的主要原因。[24]為此反貧困的基本手段仍應(yīng)是推進以市場化為基礎(chǔ)的制度變遷，而不應(yīng)過多依靠政府在收入分配方面的干預(yù)，現(xiàn)有的研究基本都支持市場化有助于反貧困的結(jié)論。市場化不僅通過資源的再配置提高了生產(chǎn)要素的經(jīng)濟價值和實現(xiàn)這一價值的機會，還通過生產(chǎn)要素的流動改變了農(nóng)村勞均資源占有率水平，在圖9-14中列出了1978年以來第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比例，而且在第三章中，我們還證明，市場化改變了人們的生育意愿和人力資本投資水平，最后市場化還不斷沖擊舊的不平等的制度（如城鄉(xiāng)分割制度）存在的合理性，提高了維持這種制度的成本，促成有史以來中國農(nóng)村影響最廣泛、最深遠(yuǎn)的制度變遷。圖9-14第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人口的比例在本章的第三部分，我們分析了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的源泉，實證數(shù)據(jù)清楚地表明，市場化是提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效率的最關(guān)鍵性因素。在圖9-15中，我們給出了1978～2005年中國農(nóng)村居民收入增長與市場化水平提高的相關(guān)性的圖示。[25]可以發(fā)現(xiàn)，市場化與收入增長呈正相關(guān)關(guān)系。中國總體收入差距，關(guān)鍵在于城鄉(xiāng)間的收入差距（圖9-16給出了城鄉(xiāng)收入差距的變化情況），而在1978～1985年農(nóng)村市場化改革開始階段，農(nóng)村的市場化發(fā)展快于城市，這段時間的城鄉(xiāng)收入差距是縮小的，城鄉(xiāng)居民收入比由1978年的2.57：1下降到1984年的1.71：1，1985年城市改革開始后，城市的市場化加快，使城鄉(xiāng)收入再次拉大，而1995年后由于國家的反通貨膨脹政策，使城市的市場化發(fā)展受到抑制，城鄉(xiāng)收入差距再次縮小，而1998年后，國家為擴大內(nèi)需加快了市場化改革的速度，城鄉(xiāng)差距又一次拉大，2006年達(dá)到3.28：1。圖9-15中國農(nóng)村歷年市場化指數(shù)與農(nóng)村居民年人均純收入相關(guān)圖圖9-16城鄉(xiāng)居民收入比的變化情況以上分析說明，城鄉(xiāng)之間收入差距的存在，不僅在于兩個區(qū)域資本占有水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，還在于市場化發(fā)展水平的不同，縮小城鄉(xiāng)差距的關(guān)鍵因素之一在于加快農(nóng)村經(jīng)濟的市場化進程。發(fā)展農(nóng)村市場化的重要性，不僅在于它能縮小與城市的相對收入差距，還在于它可通過增加農(nóng)戶的資源配置和利用機會，從而提高農(nóng)戶的收入而減少絕對貧困人口的數(shù)量，“改革開放20多年以來，中國為世界的減貧事業(yè)作出了最大的貢獻(xiàn)，并扭轉(zhuǎn)了過去50多年世界貧困人口持續(xù)上升的趨勢，使得世界貧困人口首次呈現(xiàn)下降趨勢。過去20多年中，按照中國國家貧困線，農(nóng)村貧困人口從1978年的2.5億人下降至2003年的2900萬人，農(nóng)村貧困人口比例從31.6%下降為3.1%。即使按照世界銀行規(guī)定的國際貧困線，1981年中國貧困人口數(shù)從4.9億人下降至8800萬人；貧困人口占全國總?cè)丝诒壤龔?981年的49%下降為2002年的6.9%。這些表明中國作為世界上人口最多的國家，同時也是世界上貧困人口最多的國家，在減少貧困方面取得了前所未有的成就。同時，中國在減貧方面取得的成就為世界的減貧事業(yè)作出了巨大貢獻(xiàn)。據(jù)世界銀行估計，中國在1980～1990年期間貧困人口減少了1.67億人，這一時期全世界貧困人口數(shù)減少了9830萬人，對世界的減貧貢獻(xiàn)率是166.9%；在1990～1999年期間中國貧困人口減少了1.15億人，對世界的減貧貢獻(xiàn)率是122.8%。世界銀行同時還預(yù)測，到2015年中國的貧困人口將減少到7400萬人，比1999年凈減少1.5億人，這將是世界減貧總數(shù)的41.7%；中國的貧困人口占世界貧困人口總數(shù)的比重，已經(jīng)由1990年的29%下降至1999年的19.2%，預(yù)計到2015年將下降至占世界貧困人口總數(shù)比重的9.1%”。[26]在貧困人口減少的同時，農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)也開始由溫飽型向發(fā)展型轉(zhuǎn)變，1978年，農(nóng)村家庭的恩格爾系數(shù)高達(dá)近70%，到1985年，已基本解決了溫飽問題，恩格爾系數(shù)降為57.8%，2000年則降為49.1%，進入小康水平（如圖9-17）所示。消費結(jié)構(gòu)的變化也反映出農(nóng)戶生活方式的變化，建設(shè)社會主義新農(nóng)村，需要新農(nóng)民，而農(nóng)戶的生活方式不向現(xiàn)代化轉(zhuǎn)變，就不可能產(chǎn)生新農(nóng)民。表9-10反映了1990～2005年中國農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的變化情況，1990年農(nóng)戶將83.91%的消費支出用于衣、食、住方面的生活必需品，而到2005年這一比例降為65.78%，同時在提高信息化水平和人力資本水平的信息、文教方面的費用卻迅速增加。圖9-17農(nóng)村居民家庭的恩格爾系數(shù)表9-10農(nóng)村居民消費支出情況（二）市場化與農(nóng)村勞動力的人力資本投資雖然我們在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效率的前沿生產(chǎn)函數(shù)的分析中，認(rèn)為教育與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟效率的提高無明顯相關(guān)，但卻有助于提高農(nóng)戶進行資源理性配置的能力和降低制度變遷的成本。亞當(dāng)·斯密認(rèn)為：“人的才能與其他任何種類的資本一樣都是重要的生產(chǎn)手段，人們要獲得才能，須受教育，須進學(xué)校，須做學(xué)徒?！盵27]李斯特則提出一個國家的最大消費應(yīng)該用于后一代的教育，應(yīng)該用于國家未來生產(chǎn)力的促進。[28]。馬克思也指出：“教育會生產(chǎn)勞動能力。”[29]在現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)中，教育被視為人力資本形成的主要來源，羅默和盧卡斯開創(chuàng)的新增長理論證明，人力資本和知識是一國經(jīng)濟增長的主要源泉，而教育和培訓(xùn)又是產(chǎn)生新知識并把知識納入生產(chǎn)過程從而促進生產(chǎn)率提高的主要手段。據(jù)丹尼森在《美國經(jīng)濟增長以及我們面臨的選擇》中的測算，1929～1957年美國教育對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率為23%，而舒爾茨計算這一數(shù)據(jù)為33%。教育發(fā)展的歷史也佐證了經(jīng)濟學(xué)家們的判斷，發(fā)達(dá)國家在蒸汽機時代普及小學(xué)教育，在電氣化時代普及初中教育，在戰(zhàn)后則普及了高中教育，20世紀(jì)80年代后更是實現(xiàn)了高等教育的大眾化和普及化，經(jīng)濟的發(fā)展、技術(shù)的進步對勞動者的技能提出了更高要求，進而要求教育實現(xiàn)相應(yīng)的發(fā)展。最近關(guān)于教育與就業(yè)關(guān)系的一篇文獻(xiàn)綜述指出：受教育程度的高低對人們的就業(yè)選擇能力和就業(yè)獲取能力有重大影響。[30]萬廣華和萬建杰分別利用分省份數(shù)據(jù)對1992～1995年[31]和收入分組數(shù)據(jù)對1986～2002年收入差距變化[32]的影響因素進行分析，兩個模型都認(rèn)為人力資本投資情況、市場化水平（代表制度變量）是影響收入差距的主要因素。萬廣華在分析中認(rèn)為：鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)雇用的勞動力比例（代表市場化水平）是影響區(qū)域收入差距的最重要變量，它對區(qū)域收入不平等的貢獻(xiàn)率介于25%～35%之間；1992～1994年教育因素是影響收入差距的第二大變量，教育是增加不平等程度的主要變量。在現(xiàn)有的分析中，教育影響收入差距的機理是：教育通過影響勞動力的工資水平和工作機會進而影響勞動力的工資性收入，而工資性收入又是影響收入差距的關(guān)鍵。我們贊成現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于教育對工資性收入水平提高的論述，但認(rèn)為這樣的論述是不夠的，原因是教育水平的提高只是工資水平提高的一個條件，充其量只能代表勞動力市場上的供給面，而工資水平的提高是供給和需求共同決定的，在現(xiàn)階段農(nóng)村勞動力過剩的情況下，研究需求的力量可能更為根本；在居民決策日益分散之時，教育水平的提高在很大程度上是個人決策的結(jié)果，工資水平的提高是引導(dǎo)農(nóng)村居民提高教育決策的關(guān)鍵，只研究教育對工資的作用而不研究工資對教育決策的誘導(dǎo)是片面的。本節(jié)主要針對這兩方面的不足進行研究。1.勞動力市場供求與工資率的決定模型劉易斯的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)理論提出在農(nóng)村中存在著大量邊際生產(chǎn)率為零或接近于零的剩余勞動力，提出剩余勞動力向現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵，認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在一開始并不會提高工資率，只有當(dāng)轉(zhuǎn)移使農(nóng)村勞動力出現(xiàn)稀缺之時，工資率才會提高，農(nóng)村工資率才會慢慢接近于城市的工資率。[33]托達(dá)羅提出城鄉(xiāng)工資差距和城市失業(yè)現(xiàn)象的存在對勞動力轉(zhuǎn)移的影響，認(rèn)為剩余勞動力的轉(zhuǎn)移并不是無條件的，而是農(nóng)民綜合考慮諸因素而進行理性決策的結(jié)果。[34]劉易斯和托達(dá)羅的模型更多考慮工業(yè)部門的發(fā)展對農(nóng)村勞動力的吸納作用，沒有把工業(yè)和農(nóng)業(yè)技術(shù)進步作為重要變量納入分析框架。費景漢和拉尼斯對劉易斯的理論進行修正，提出只有農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率提高，才能容許勞動力流出；只有工業(yè)部門的技術(shù)進步或資本積累才能為勞動力的轉(zhuǎn)移提供機會；傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型成功的基本條件是工業(yè)勞動力的增長率必須快于人口的增長率。[35]。但拉—費模型仍認(rèn)定在劉易斯拐點到來之前，農(nóng)業(yè)的工資率保持不變，我們認(rèn)為：（1）如果考慮人力資本投資（教育）因素，在劉易斯拐點到來之前，工資率會提高；（2）如果考慮工業(yè)的技術(shù)進步類型或工業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高，劉易斯拐點可能會提前到來。圖9-18工業(yè)部門的工資水平與勞動力需求決定在圖9-18中，橫軸L代表勞動力需求，縱軸W代表工資率，由于農(nóng)村勞動力供給的特征，勞動力市場在劉易斯拐點到來之前，勞動力供給大于需求，工資率保持不變，工業(yè)部門在經(jīng)濟發(fā)展初期具有一定壟斷性質(zhì)，代表工業(yè)部門對勞動力要素需求的邊際收益產(chǎn)品線（圖中的D1、D2、D3線）比較陡峭，D1線與勞動力供給線L1線交于a點；隨著資本的積累或技術(shù)進步，工業(yè)的規(guī)模擴大，邊際收益產(chǎn)品線右移到D2，對勞動力需求增加到b，工資水平依然保持不變，但D1平行于D2的條件是不發(fā)生技術(shù)進步或只發(fā)生中性技術(shù)進步，而在發(fā)展中國家，由于勞動力供給極其充裕，根據(jù)誘致性技術(shù)變遷理論，技術(shù)進步的傾向?qū)⑵蛴诠?jié)約資本而多使用勞動力，中國在改革開放早期改變了重工業(yè)偏向的產(chǎn)業(yè)政策以及在技術(shù)進步方面的模仿導(dǎo)向都證明了這一點，而且即使是不發(fā)生技術(shù)進步或只發(fā)生中性技術(shù)進步，工業(yè)規(guī)模擴大也將改變工業(yè)產(chǎn)品的壟斷地位，提高競爭水平，產(chǎn)品的需求將變得更有彈性，表現(xiàn)在對生產(chǎn)要素需求的邊際收益產(chǎn)品曲線也將更平緩，為此D1在右移