农村居民收入差距问题的一个分析视角：基于农民企业家报酬的考察，本文主要内容关键词为：报酬论文,视角论文,收入差距论文,农村居民论文,农民企业家论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、前言
从20世纪80年代开始，至今仍在继续的这场经济改革中，中国在获得巨大的国民收入增长的同时，收入分配从计划经济时代高度的平均主义走向了高度的收入不平均。全国居民收入的基尼系数从改革初期1984年的0.275增长到2001年的0.447（世界银行，WDI），17年间中国居民收入差距程度增长了62.5％， 成为同期收入差距程度增长最快的国家之一。
收入差距问题可以从多个角度去分析，农村居民收入差距问题是其中一个方面，这方面的研究已形成了不少研究文献（万广华，1998；张平，1992，1998；朱玲，1992；黄祖辉，1995等等）。在以往的研究中，对20世纪80年代中国农村改革以来农村居民收入差距发展的趋势分析和判断基本是一致的，即无论是农村总体收入差距、区域间收入差距、还是区域内收入差距看，都呈现持续扩大的趋势；但大都将原因归结为农村非农经济的发展快慢，将农村经济结构的变化作为我国农村居民收入差距的主要解释变量。但是，农村非农经济的发展表现在农村居民收入上，一方面可以表现为农民从事非农经营的工资性收入（即打工收入），另一方面则可以表现为农民从事非农经营的企业家才能报酬。受制于统计数据等方面的原因，以往的研究往往没有把两者分开。但实际上，无论是从理论的角度分析，还是从直观的判断，这两者的差距是非常悬殊的。因此，从要素收入的视角，考察与分析不同要素报酬对农村居民收入及其差距的影响，不仅对于进一步解释我国农村居民收入差距及其变动态势问题，而且对于转型过程中的我国农民阶层分化的分析，都具有重要的理论意义和政策价值。
本文以浙江省1986～2003年的10个国家农村固定观察点的数据为分析对象（其中1986～1992期间为900个样本户，1993～2003年期间调整为500个样本户）。选择浙江作为这一问题的研究与分析对象是因为浙江省经济发展较快，个体私营经济发展比较活跃。改革开放以来，其经济增长速度始终高于全国平均水平。2004年经济总量位居全国第四，人均GDP接近3000美元，位居全国第一（除北京和上海外），农民人均年纯收入超过6000元，是全国农村居民平均收入的2倍以上，持续18 年位居全国省区第一位。与此同时，浙江省的农村居民收入也很不平衡，40％左右的农村居民收入增长极其缓慢，甚至于是负增长，基尼系数较高。对浙江的分析，既有助于揭示该省农村居民收入高，但差距也大的成因，又有助于为其他省份的发展提供比较和借鉴。
为了分析的需要，我们首先对企业家才能和报酬的概念进行定义；然后运用基尼系数的分解和基尼系数变化的分解对浙江省农村固定观察点1986～2003年间的收入数据进行分析，考察农民企业家报酬对农村居民收入差距及其变动的影响；最后，论文进一步讨论了人力资本中技能、培训、教育对企业家才能和报酬的影响。
二、关于企业家才能和报酬的定义
“企业家”这一术语最早由Cantillon在1755年引入经济学理论。 随着经济学的发展，其早期等同于资本家的概念也发生了很大的变化，并产生各种不同流派的定义：熊彼特将企业家视为各种创新的供给者；哈耶克和柯兹纳将企业家看作是对市场机会敏感并能从中获利的“市场过程”中的关键因素；奈特则将企业家视为对市场不确定性做出决策的经济个体；卡森认为企业家是做“判断性决策”的人（详见《新帕尔格雷夫经济学大辞典》中的“企业家”词条）。
对企业家收入的概念阐述存在诸多分歧，但是，如果换个角度来看企业家的收入，那么概念的争议就显得不那么重要了。收入是市场的结果，要素的收入是要素所有者在要素市场中进行各种交易活动所实现的报酬。因此，对要素多寡的衡量，比如企业家才能的高低，则完全可以用市场的结果——收入的高低来反映。某个企业家才能收入高，则表示该企业家才能要素丰富，反之则相反。其他要素亦是如此。因此，从这个意义上来讲，不管对企业家才能本身的概念定义存在怎样的分歧，我们完全可以将企业家活动看作是一个黑匣子，而关注企业家才能的市场结果——在市场中所获得的报酬。只有企业家的报酬才真正反映了企业家才能的高低，而非经济个体具体的经营活动是如何的高明。
对企业家报酬的看法在经济学的理论中却是比较一致的：企业家享有剩余索取权，并获得经济剩余。在劳动、资本、土地、企业家才能4项生产要素中， 企业家才能要素与其他3个要素的差别在于市场定价方式的差别。 在新古典经济学的分析框架中，前三者服从边际生产率定价原则，即各种生产要素的报酬（或价格）在其边际产出贡献所代表的派生需求曲线和要素供给曲线共同决定下形成。但是，企业家才能作为生产要素却无法纳入到生产函数变量里去，其定价方式与其他要素完全不同（Frideman,1976）：企业家才能是组织其他要素进行生产的要素，也就是说，企业家才能构建了一个生产函数，而且每一个企业家才能都对应于一个非齐次的生产函数；由此，企业家才能的边际产出完全取决于企业家才能所经营的生产函数的产出单位成本与市场价格的差值。也就是说，企业家才能是“剩余定价”的，其收入是对风险和不确定的报酬。根据这样一个定义，那么在中国农村居民收入中，企业家才能收入主要表现在农村居民自主性或家庭经营性的收入中，这些收入是面向风险和不确定性的经营活动的报酬①。
进一步看，在上述4项要素中，劳动、 企业家才能两个要素事实上都是来自同一个主体——人力资本（其余两者可归类到物质资本）。只不过是由于不同经济个体风险偏好的差异，在市场上表现出不同的行为模型，并产生不同的定价方式，从而决定了最终要素收入表现形式的差异：风险偏好程度较高的个体选择了基于风险和不确定性的人力资本“剩余定价”方式，从而表现为企业家才能的收入；风险偏好程度较低的行为主体则选择确定性的人力资本报酬作为自身的收入，从而表现为劳动收入。
三、分析方法和数据处理
（一）方法
1.基尼系数
在对基尼系数进行测算时，如果每个样本是一个家庭或一个地区，那么就需要对每个样本的人口进行加权——这一点很重要，否则结果很容易造成误导（万广华，2004）。基于Silber（1989）的矩阵算法，本文给出了进一步的简便算法：
在基尼系数的计算中，首先要根据收入水平对总样本进行收入由低往高的排序。其中μ是总样本的平均收入值，x[,i]是排在第i个样本的收入值，p[,i]或p[,j] 是表示（收入由低往高）第i个或第j个样本人口数占总样本人口数的比重。
其中：当i＝1时，
＝0；当i＝n时，
＝0。
2.基尼系数分解
假设总收入x由k项收入组成，即x＝x[,1]＋x[,2]＋…＋x[,k]，那么：
其中：μ[,k]是第k项收入的平均值，C[,k]是第k项收入的集中率。C[,k]的计算与G一样，只不过在计算C[,k]时收入与人口份额是根据人均总收入由低到高进行排序，而不是根据第k项收入进行排序。集中率可以视作分项收入的基尼系数。
各个分项收入对总收入差距的贡献率水平（R[,k]）则可表示为：
各个分项收入对总收入差距变化的贡献率水平（S[,k]）则可表示为：
（4）式中的下标t表示基期的数据，下标t＋1表示下一年的数据。
通过这样的分解，我们可以看到某分项收入对总收入基尼系数的贡献率主要通过两个变量进行影响：一是该分项收入占总收入的比重，二是该分项收入的集中率水平。如果某分项收入的集中率水平大于总收入基尼系数，那么该分项收入是促使总体收入差距扩大的因素；如果某分项收入的集中率水平小于总收入基尼系数，那么该分项收入是促使总体收入差距缩小的因素。但有一点要注意的是，贡献率R[,k]只是静态的解释某个时点某个分项收入对总收入差距水平的贡献率，如果要用分项收入来解释某个阶段的总收入差距水平的变化——基尼系数增大或缩小趋势，则要看集中率和收入比重两个变量分别变化的情况。
（二）数据处理
在现行的农村居民收入统计口径中，农户收入来源主要分为家庭经营性收入、财产性收入、转移性收入、工资性收入等等。这样的划分并不是经济学意义上的要素收入划分，比如家庭经营性收入这一统计指标，如果按照新古典经济学的收入分配理论，应包含家庭自有劳动投入收入、自有资金投入收入、自有土地投入收入、企业家才能收入等4项要素收入。因此，要考察企业家才能收入， 就需要将其从家庭经营性收入中分解出来。我们注意到，浙江省农村固定观察点1986～2003年的数据中包含了农户各项经营活动的劳工投入、资本投入的数据，这些数据可以满足分解要求。在本文的分析中，基于要素的角度，我们将样本数据划分为企业家才能收入、劳动收入、资本收入和农村内部转移收入。
企业家才能收入在这里主要体现在农户家庭经营和非家庭自主经营这两部分收入中，包括来自农业和非农业的收入。企业家才能收入作为一项“剩余定价”型收入，应该是在传统统计口径中的家庭经营和非家庭自主经营纯收入中扣除了自有劳动、自有资本、自有土地投入的报酬（或机会成本）后的净剩余。在调查的样本村中，土地流转发生率较低，无法获得1986～2003所有年份、所有村庄的土地租金价格，因此，土地租金无法从中分离出来，故一并纳入到企业家才能的剩余收入中。本文忽略土地租金主要是基于以下两方面的考虑：一是当前我国土地家庭承包经营制度实际上是一种“均田制”的要素分配，对农户人均收入差距并不产生重要影响。二是土地租金价格较低，即使在2003年也就在平均每亩100元左右， 占人均纯收入比重不到0.5％，因此，忽略该项收入并不影响我们的分析。
劳动收入主要表现为家庭经营外的各项工资性收入和内含在家庭经营中的自有劳动投入的机会收入。自有劳动投入的数量由农户家庭经营的“投工量”这一调查指标直接给出，其价格可参照当地劳动力市场的平均价格计算，本文按当年当地所有雇工交易的平均每天劳动力价格计算。
资本收入涉及两个方面，一是来自家庭外经营的资本收入，主要包括利息收入、股息收入、固定资产出租收入（包括耕地出租、房屋厂房出租、机器设备出租等）。二是来自家庭经营中自有资本投入的机会收入，包括货币资金投入和生产性固定资产投入。本文以当年一年期银行定期存款利率作为农户家庭自有资本的价格。
转移性收入主要指农村内部的转移性收入，来自亲戚间的赠送收入（比如结婚礼金）和在外非常住人口寄回的收入。不包括政府转移性收入。
其他收入则为除上述各项收入以外的剩余部分，是没有纳入到统计口径中的数据。由于无法了解其经济含义，故在本文的分析中予以忽略。
需要说明的是，本文在分析教育、培训和技能对企业家才能的影响时是基于劳动力的统计分析，因此，为了统计口径的前后一致性，本文在基尼系数测算中采用的是劳均收入的数据，而不是人均收入。
四、企业家报酬对农村居民收入差距的影响
表1列出了1986～2003年间样本数据的劳均收入、 基尼系数以及各要素收入对收入差距的贡献率水平；表2是关于基尼系数分解后各项收入的比重和集中率， 如前所述，这两个变量反映了该项收入影响收入差距的途径；表3 给出了初次分解中的各项收入对基尼系数变化的贡献率。综合这3 张表中企业家才能收入的数据表现，基本可以看出企业家才能这一要素对浙江省农村居民收入差距形成的重要影响。
表1 各项收入对基尼系数的贡献率
年份 劳均纯 基尼 企业家才能收劳动收入贡 资本收入贡农村内部转移性 其他收入贡
收入系数 入贡献率(%)献率(%) 献率(%) 收入贡献率(%)献率(%)
1986 13750.30 39.55 52.11
3.924.10
0.32
1987 17540.33 44.84 47.04
4.372.89
0.86
1988 18710.35 49.32 37.84
4.796.38
1.66
1989 13960.32 40.26 47.00
1.569.53
1.65
1990 14480.30 31.58 53.93
3.638.51
2.35
1991 16470.33 37.95 52.31
2.166.49
1.09
1993 24390.34 43.13 44.17
9.752.45
0.51
1995 32380.41 53.99 36.63
6.712.82
-0.14
1996 33890.44 47.32 39.17
10.12
3.03
0.38
1997 37390.46 54.82 31.82
8.204.97
0.18
1998 35610.47 62.34 26.11
7.693.03
0.83
1999 40430.51 60.76 28.91
4.534.29
1.51
2000 46080.51 64.29 23.36
5.233.65
3.47
2001 48010.52 62.69 26.16
5.731.33
4.09
2003 55770.49 54.10 30.64
6.891.59
6.78
平均 29920.40 38.48 49.80
5.694.34
1.70
表2 基尼系数的分解结果
年份 劳动收入 劳动收入 企业家才能企业家才 资本收入 资本收入 农村内部转移 农村内部转移 其他收入 其他收入
比重(%)集中率
收入比重(%)
能集中率 比重(%)
集中率收入比重(%)
收入集中率比重(%)集中率
1986 70.89 0.22
20.99 0.56 3.39 0.34 3.76 0.32 0.98 0.10
1987 66.18 0.23
25.64 0.57 3.42 0.42 3.30 0.29 1.45 0.19
1988 63.21 0.21
26.03 0.67 3.50 0.48 5.73 0.39 1.53 0.38
1989 70.53 0.21
14.48 0.89 6.65 0.08 7.03 0.44 1.31 0.40
1990 73.79 0.22
14.28 0.65 4.31 0.25 5.88 0.43 1.74 0.40
1991 79.02 0.22
11.30 1.11 3.38 0.21 4.97 0.43 1.32 0.27
1993 71.32 0.21
17.00 0.87 7.62 0.44 3.19 0.26 0.87 0.20
1995 60.50 0.25
28.01 0.79 8.30 0.33 3.05 0.38 0.14 -0.42
1996 60.53 0.28
24.82 0.83 9.91 0.45 4.00 0.33 0.74 0.22
1997 58.24 0.25
28.04 0.89 8.32 0.45 4.58 0.50 0.82 0.10
1998 61.55 0.20
24.61 1.19 8.29 0.44 4.39 0.33 1.16 0.33
1999 58.73 0.25
29.87 1.03 5.21 0.44 4.85 0.45 1.34 0.57
2000 50.38 0.24
37.87 0.86 4.91 0.54 3.91 0.48 2.93 0.60
2001 54.90 0.25
34.19 0.95 5.25 0.56 2.89 0.24 2.76 0.77
2003 55.17 0.27
31.63 0.84 5.83 0.58 2.48 0.31 4.89 0.68
平均 63.66 0.23
24.58 0.85 5.89 0.40 4.27 0.37 1.60 0.32
1.从企业家才能对收入差距的影响程度来看。总的来看，在1986～2003年间，明显的是人力资本对浙江农村收入差距起了决定性的作用，企业家才能要素和劳动要素对收入差距的影响占据了主导地位：两者对收入差距的总贡献率基本上每年都在85％～90％之间。从这一点上来说，如果政府希望在缩小农村内部收入差距扩大趋势问题上有所作为的话，关键还在于改善对农村居民人力资本的投资，并且应将这种投资的重点针对农村下一代人群，尤其是加大对农村下一代居民的基础教育的投资，改变当前重城镇、轻农村；重高等教育、轻初等教育的教育投资格局。收入差距的缩小往往需经过一代或几代人的努力，不是短期能一蹴而就的。
进一步考察人力资本中劳动收入和企业家才能收入对收入差距的贡献，就平均水平而言，前者对收入差距贡献率为49.8％，后者为38.5％。但是从动态角度看，两者对收入差距的影响程度已发生了很大的变化。早期，劳动收入的贡献率要大于企业家才能收入的贡献率，但是自1991年以后，受企业家才能收入比重不断上升的影响（见表2），企业家才能对收入差距的贡献率在逐年上升；自1995 年超过劳动收入贡献率之后，在2000年达到64.29％这一最高贡献率水平， 比劳动收入对收入差距的贡献率足足高出40个百分点。尽管从2000年以后劳动收入的贡献率开始有所回升，企业家才能收入的贡献率随之有所下降，但是两者的差距在2003年还是维持在20个百分点左右的水平。可见，企业家才能要素对浙江省农村居民的收入差距与变动起了举足轻重的作用。
2.从企业家才能对样本收入差距的影响途径来看。根据基尼系数的分解公式，我们可以看到某分项收入对总收入基尼系数的影响主要通过两方面的作用：一是该分项收入占总收入的比重，二是该分项收入的集中率水平。在表2中， 我们列出了影响样本收入差距各个要素的收入比重和集中率。不难看出，企业家才能收入的比重并不是特别高，要远远低于劳动收入的比重，但是其集中率水平却是远远高于其他各项，从平均水平来看，分别是劳动收入集中率、资本收入集中率、农村内部转移收入集中率、其他收入集中率和基尼系数的3.6、2.1、2.3、1.3、2.1倍之多，表明企业家才能要素主要是通过其非常高的集中率水平来影响收入差距。进一步观察，在诸多要素中，也只有企业家才能的集中率水平始终大于基尼系数，体现了促使收入差距增大的特征。资本收入以外的其余各项收入的集中率水平除了个别年份，基本上都低于基尼系数，即使从劳动收入的二次分解角度看，工资性收入、农业经营劳动收入和非农经营劳动收入的集中率水平基本上均低于基尼系数，体现了促使收入差距收敛的特征。企业家才能收入报酬所呈现的低收入比重和高集中率水平特征表明：在当前农村中，企业家才能是一种较为稀缺的生产要素，因而在农村居民中的分布比较少，且基本上集中在高收入人群中，它已成为促使收入差距扩大的主要因素。
3.从企业家才能对收入差距变化的影响程度来看。首先考察收入差距的变化情况，在整个时间序列上，除了1989、1990和2003年外，浙江农村劳动力的收入差距都是成上升态势，从1986年的0.3增长到2003年0.5左右，目前已经处于非常高的位置。就整个1986～2003年间看，基尼系数平均每年提高0.0137。
事实上，从表1 中企业家才能要素对收入差距的贡献率不断增长的情况便可以看出，企业家才能要素对收入差距的变化也同样是起了决定性的作用。在表3中，我们列出了各项收入对基尼系数变化的贡献率，很明显，依然还是劳动收入和企业家才能收入对收入的差距变化起了决定性的作用，但是两者对收入差距变化的影响方向却截然不同：除个别年份出外，农村居民收入差距在1986～2003年间的连续增长基本上是由企业家才能这一要素报酬所导致的，劳动收入的影响方向却是相反。就平均而言，基尼系数年均变化是0.0137，那么相应的，企业家才能收入的变化，包括其本身收入比重的变化以及集中率的变化，使基尼系数平均每年上升0.0266，而劳动收入则由于其相对平均化的分配方式，使基尼系数平均每年下降0.0197。这说明企业家才能要素报酬是决定收入差距变化的主要因素。
表3 各分项收入对基尼系数变化的贡献率
年份 基尼系 劳动收入 企业家才能资本收入 转移收入其他收入
数变化
贡献率
收入贡献率 贡献率
贡献率 贡献率
1987～1986 0.031
-1.64 95.718.73 -8.775.97
1988～1987 0.025
-85.01109.1610.43 53.0212.39
1989～1988-0.032
-54.92141.0837.49 -25.44
1.79
1990～1989-0.025
-34.59142.53-22.7821.49-6.65
1991～1990 0.033
37.86 94.77 -10.91-11.54
-10.17
1993～1991 0.015
-137.17
158.33178.73-87.44
-12.49
1995～1993 0.066
-2.46 110.32-9.10 4.57 -3.51
1996～1995 0.026
78.78 -56.8363.30 6.25 8.50
1997～1996 0.020
-128.69
218.91-33.6147.42-4.01
1998～1997 0.014
-163.19
311.36-9.20 -61.04
22.07
1999～1998 0.037
64.47 40.78 -35.5820.2010.11
2000～1999 0.002
-1729.00 1176.78
227.75-198.58 623.37
2001～2000 0.008
198.11-35.7136.10 -140.76 42.20
2003～2001 -0.028 -1.64 95.71 8.73 -8.775.97
平均 0.0137 -143.50
194.1830.50 -27.39
46.23
在表3中，我们同样可以看到20世纪90年代以来，样本村收入差距主要经历了2个阶段：一是1991～1999年阶段，这一阶段中农村居民收入差距迅速拉大，基尼系数平均每年扩大0.03；二是自2000开始，收入差距扩大趋势开始趋缓，2000年和2001年的基尼系数增长仅在小数点第3位，远远小于前一阶段，2003年甚至出现了下降。同时，企业家才能要素对收入差距的影响程度在逐年降低，从表2中可以看到，这样的降低主要来自企业家才能收入比重的下降；而在2000年以后，受劳动收入比重不断上升的影响，劳动收入的基尼系数的贡献率却是逐年上升，劳动收入比重的不断上升主要是来源于工资性收入比重的不断上升。这意味着经过改革开放20多年来的快速发展，那些从事经商或办企业的农村高收入人群经过早期的快速发展已经步入一个稳定期，反映在现实中就是人们开始抱怨“生意难做了”；相反，随着经济的发展，更多的农业剩余劳动力转移到非农务工，从而表现为工资性收入比重的不断上升，而工资性收入的集中率水平又表明其对收入差距具有缩小的作用。如果这样的收入比重与集中率变化态势能得以保持的话，那么可以预计，未来浙江农村居民收入差距的扩大态势将趋于平缓，并且有可能转为缩小态势。
以上分析表明，企业家才能要素报酬对浙江农村居民收入差距的影响很大，它不但影响收入差距水平，而且影响收入差距的变化，是导致收入差距扩大的主要因素。这一结论与经验事实基本符合。在浙江，农村高收入的人群往往是从事非农经营的个体户或农民企业家，他们的主要收入来源往往不是工资，而是由“剩余定价”决定的企业家才能报酬。
五、教育、培训、技能和企业家报酬
如前所述，企业家才能要素对浙江农村收入差距和差距变化起了决定性作用，企业家才能要素又隶属于人力资本，只不过是人力资本在市场活动中的定价方式不同而产生了劳动收入和企业家才能收入的差别。接下来，我们将关注人力资本中有哪些因素决定企业家才能及报酬。在样本数据中，反映人力资本的可得数据主要有3个：教育程度、培训、技能特长。这3个变量虽不能完全反映人力资本（尤其是干中学中所积累的人力资本），但却是决定人力资本的主要因素。以下我们主要通过十等分组的方法来分析这3个变量对企业家才能的影响。在以下各表中，第一等分组是收入最低的10％，第十等分组是收入最高的10％。其中：表4 中各等分组的数据是该组样本中企业家才能收入在1986～2003年期间占总收入的平均比重；表7是教育程度的十等分组，每组数据反映的是该组平均的受教育年限；表6是培训情况的十等分组，每组数据反映的是该组受过培训的劳动力人数占该组劳动力人数的比重；表5是技能拥有情况的十等分组， 每组数据反映的是该组拥有技能的劳动力人数占该组劳动力人数的比重，由于1995年以后统计口径发生变化，由“有无技术特长的劳动力”的调查转为对“有专业技术职称人数”的调查，因此该表数据主要反映的是1986～1993年的情况。
表4 企业家才能收入比重的十等分组情况
年份 第一等 第二等 第三等 第四等 第五等 第六等 第七等 第八等 第九等 第十等
分组
分组分组分组分组分组分组分组分组分组
平均
-27.22.3 6.310.311.214.415.418.423.940.4
表5 技能拥有比率的十等分组情况
年份 第一等 第二等
第三等 第四等 第五等 第六等 第七等 第八等 第九等 第十等
分组分组 分组分组分组分组分组分组分组分组
1986
11.013.2 15.913.915.916.021.619.2
27.0 32.0
1987
10.29.5 9.2 10.212.218.315.418.0
23.5 38.8
1988
9.1 13.1 11.012.09.7 14.014.819.5
28.2 43.1
1989
19.715.4 11.817.014.817.814.817.4
20.7 28.2
1990
16.117.4 16.412.817.211.219.714.6
17.3 27.9
1991
9.2 15.5 13.818.614.713.517.320.7
25.3 24.9
1993
9.1 10.7 16.822.013.716.015.916.1
23.3 26.5
平均
12.113.5 13.615.214.015.317.117.9
23.6 31.6
表6 受培训比例的十等分组情况
年份 第一等 第二等 第三等 第四等 第五等 第六等 第七等 第八等 第九等 第十等
分组分组分组分组
分组分组
分组分组分组分组
1986 1.4 1.8 1.8 2.82.1 5.04.3 5.0 8.2 6.0
1987 4.4 1.7 2.4 3.83.4 8.16.5 5.1 6.8 3.7
1988 2.7 6.1 4.0 3.73.7 6.77.0 6.0 7.7 7.0
1989 2.0 6.7 6.7 4.34.7 5.48.4 7.0 11.710.7
1990 4.3 6.3 5.6 4.35.6 3.07.9 3.3 4.9 10.7
1991 4.1 3.0 2.7 4.73.7 5.46.8 6.4 9.8 8.4
1993 7.6 1.5 6.1 6.84.6 8.45.3 7.7 8.3 7.6
1995 7.6 5.3 7.0 9.112.37.77.8 14.415.911.5
1996 7.6 8.5 7.6 8.47.7 9.88.5 11.513.112.3
1997 7.0 8.7 12.6 7.97.0 10.3
9.5 15.213.38.7
1998 7.8 8.6 9.6 7.111.311.8
7.2 10.214.09.4
1999 11.07.8 11.1 7.110.29.45.5 13.48.5 15.0
2000 9.3 5.5 9.5 10.3
10.97.19.4 8.6 10.214.1
2001 6.4 9.6 11.3 8.84.0 8.04.8 14.411.213.7
2003 9.5 4.3 9.5 8.510.212.8
20.512.916.214.4
平均 6.2 5.7 7.2 6.56.8 7.98.0 9.4 10.710.2
表7 受教育年限的十等分组情况
年份 第一等 第二等 第三等 第四等 第五等 第六等 第七等 第八等 第九等 第十等
分组分组分组分组分组分组分组分组分组分组
1986 5.0 5.7 5.7 5.5 5.5 5.9 5.6 5.6 5.6 5.6
1987 5.1 5.8 5.8 5.6 6.2 5.8 5.7 5.5 5.8 5.1
1988 5.2 5.6 5.7 5.9 5.9 5.8 6.1 6.1 5.5 5.5
1989 4.7 5.7 6.1 6.1 5.7 5.6 6.0 5.6 6.3 6.2
1990 4.8 5.7 6.1 5.9 6.0 6.2 6.1 6.3 6.4 6.3
1991 4.0 5.7 5.4 6.2 6.3 6.3 6.4 6.1 6.1 6.7
1993 6.2 6.0 7.1 5.9 5.8 6.5 6.5 6.2 6.9 6.9
1995 6.0 6.4 6.1 7.1 6.1 6.3 6.0 6.8 7.1 7.3
1996 6.0 6.4 6.1 6.3 6.0 6.7 6.7 6.6 6.9 7.3
1997 6.2 7.0 6.4 5.9 6.2 6.2 6.4 6.8 6.5 7.3
1998 5.5 6.1 6.5 6.4 6.3 6.5 6.6 7.0 6.9 7.2
1999 6.8 6.1 6.4 6.2 6.8 6.5 6.7 6.9 6.8 7.4
2000 6.3 6.6 6.6 6.0 6.7 6.7 7.0 6.7 7.0 7.1
2001 6.3 6.7 6.3 6.9 6.4 6.8 6.8 7.2 7.5 7.2
2003 5.7 6.2 5.5 5.1 5.8 4.6 5.3 5.4 5.6 5.9
平均 5.6 6.1 6.1 6.1 6.1 6.2 6.3 6.3 6.5 6.6
首先，从表4的情况看， 十等分的平均结果基本上跟企业家才能收入的高集中率水平吻合，即收入越高的组别，企业家才能收入的比重越高；收入越低的组别，企业家才能收入的比重越低，甚至为负（可能是经营农业所带来的负企业家才能收入）。也就是说，高收入人群往往是那些从事经商、办企业等非农经营活动的劳动力。
接下来，再看看表5、表6和表7的情况。综合这3张表的数据，不难看出：在教育、培训和技能3个因素中， 技能拥有情况和收入的高低存在着非常高的正相关关系，其次是受培训情况，最后是受教育年限。其中，受教育年限与收入基本上不存在正相关关系。进一步分析，可以得到如下结论。
1.技能拥有情况对企业家才能的影响最为明显。在表5中，除了1989年、1990年这两个年份以外，其余所有年份都表现出一致的规律：收入水平越高的组别，农村劳动力的技能拥有率越高。从平均情况来看，收入最高组别拥有技能的比率是最低收入组的2.5倍之多；而如果不考虑1989年和1990年这两个特殊年份，则有3.4倍之多。也就是说，那些从事非农经营的企业家才能收入比重较高的高收入人群，往往拥有较高的技能比率，进而在很大程度上决定了企业家才能的收入水平。
这一结论的经验解释是：目前农村劳动力所受的教育（尤其是基础教育），基本上是在改革前或改革初期完成的，受教育年限差别不是很大。而在改革初期，城市对农村并没有完全开放，一般农民进城不可能获得在城市国有企业就业的机会；就浙江而言，传统的农村集体经济相对薄弱，特别在温州、台州等地区，无法像当时苏南地区，主要依靠乡村集体兴办企业，吸收大量农村劳动力从事非农产业工作。相比而言，浙江农村劳动力能否进入非农产业，技能拥有是一个非常重要的因素。在这样的情况下，拥有某项技能（如“五匠”）的农民，往往具有获得非农就业的机会。他们或者一家一户走南闯北做生意，或者留在农村兴办家庭企业。而一旦依靠自己所掌握的技能走出了非农经营的第一步，那么在那个短缺经济的时代，加之较低的进入门槛和不那么激烈的竞争环境，使得从事非农经营容易获得高额的经营利润。与此同时，由于个体私营经济的发展，他们的企业家才能不断得到积累，企业家才能的收入比重不断提高。应该说，技能的拥有情况对农村改革后第一代农村劳动力的企业家才能的形成和提高，起到了关键性作用。这在一定程度上也解释了在我国一些地区和一定发展阶段，农村居民的受教育水平与个人收入的相关性不明显的原因。
需要说明的是，在1989年和1990年两个年份中，最低收入组，即第一等分组和第二等分组的技能拥有率比较高，其主要原因与当时我国治理整顿的宏观环境有关。企业家才能要素是对外部市场机会最为敏感的要素，受当时国家社会局势的影响，大量转移劳力回流农村，个体私营经济发展受阻，导致高收入人群的企业家才能收入大幅度下降。以样本村之一的金后村为例，该村1990年的企业家才能收入比1987年下降了近70％。从表2也可以看到，在这两年中，整个样本的企业家才能收入比重足足降低了一半左右。这使得原先拥有技能，并以非农经营活动为主的高收入人群在这两年中成为低收入人群，进而出现了这两个年份中第一等分组和第二等分组的技能拥有率比较高的情况。
2.受培训比重虽然没有技能拥有比重那样与收入有非常高的正相关关系，但从表6各年的情况来看，也基本上呈现受培训人数比率越高，收入越高的特征。 从而表明，在文化教育程度相差不大的情况下，直接以就业为目标的培训对劳动者的收入水平提高起了相当大的作用。事实上，培训是技能水平的一个重要源泉，现行农村不少劳动力所拥有的技能很大程度上是得益于培训。
3.受教育年限与收入的相关关系较弱。虽从平均水平上来看，收入越高的组别，受教育年限越高，但样本村的最高收入组别和最低收入组别平均受教育年限仅相差1年。而这一点如前所述，是与我国现行农村劳动力所受教育的时代背景有关。 在样本数据中，各年度农村劳动力的教育基本上是在农村改革之前便已完成，应该说，那时的农村初等教育还是相当成功的，基本上普及了小学教育，即使在劳动力平均教育水平最低的1986年，被调查村的劳动力教育水平也基本上达到了小学程度。基于此背景，就意味着在具备了农村基础教育水平的基础上，差别化的技能和培训状况对农村居民的收入差距会产生重要影响。差别化的技能拥有状况使那些较早走出农业的农村劳动力的农民企业家才能得以充分发挥和积累，从而主导了浙江农村居民的收入差距。
另外，虽然从时间序列上来看，各组别的受教育年限都在增加，但一直到2001年（2003年数据疑统计有误），整个样本的劳动力受教育年限也只是在7年左右。教育是对人力资本最主要的投资，在历来的文献研究中，教育对收入提高的影响向来是至关重要的。虽然样本户的农村劳动力教育状况，有可能反映的是30年前，甚至40年前农村教育状况，但从现状来看，我国的农村教育状况不容乐观。
六、若干结论和启示
根据以上的观察与分析，我们可以得出以下7点结论与启示。（1）在浙江的农村居民收入差距与差距变化中，企业家才能这一要素报酬起了最为重要的影响。（2）基尼系数的分解结果表明，企业家才能收入无论是对收入差距， 还是对收入差距的变化都起了决定性的作用。（3 ）浙江企业家才能的发展及其收入对浙江农村居民收入差距及其变化的重要影响，在很大程度上与浙江相对短缺的自然资源禀赋、早期不很发达的农村集体经济基础、相对好的个私经济发展环境有关。（4 ）在这样的背景下，农村劳动力的技能拥有状况对其从事非农经营活动起到了非常关键的作用。在农村劳动力受教育水平普遍不高，而且受教育程度比较平均的情况下，技能不但给农村劳动力提供了非农就业的渠道和机会，同时也培养了农村劳动力的企业家才能，而后者在市场经济活动中得到不断积累，成了主导浙江农村居民收入差距的主要因素。（5）不能低估培训的作用， 它不仅能直接提高劳动力的就业能力和市场竞争力，而且在很大程度上讲，培训是劳动者技能和企业家才能形成的一个重要源泉。（6）调查样本的劳动力受教育年限或水平与其收入的弱相关关系，并不意味着教育的不重要。这种弱相关性实际上与我国的渐进性转型模式，与农村教育体制以及农民的就业体制有关。从长期看，教育无疑是决定居民收入水平与差距的重要因素。（7）从短期看， 缩小居民收入差距的途径不应通过限制个体私营经济的发展或限制企业家才能这一要素的报酬水平来实现，而应主要通过降低其分布的集中率，即通过进一步培养和扩大企业家才能这一要素群体的途径来实现。同时，要通过经常性的劳动力培训和稳定的工资增长政策、税收制度和再分配制度的不断完善来实现。
注释：
① 在一般意义的理解上，似乎很难把中国“面朝地，背朝天”这样一个小农经营的农业生产行为同企业家才能联系起来。但是，作为面向风险和不确定性进行生产活动这一特性，无论是自给性的农业生产还是商业化的农业生产都是具备的。两者都面临着自然风险和市场风险，只不过在我们的研究中大量的从事农业生产的企业家才能表现为负值。