劳动力转移、农业生产经营组织创新与城乡收入变化影响研究，本文主要内容关键词为：生产经营论文,城乡论文,劳动力转移论文,收入论文,组织论文，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。
修回日期：2014-05-08 中图分类号：F325.1 文献标识码：A 文章编号：1002-9753(2014)07-0060-17 孔子云，“不患寡而患不均，不患贫而患不安，盖均无贫，和无寡，安无倾”，说明了公平在收入分配中的重要地位。因此，我国的收入差距问题一直都深受国内外研究者关注。国际比较表明，我国是世界上收入差距最大的经济体之一[1]，而城乡收入差距则构成了我国总体收入差距的主要部分[2-5]。巨大的城乡收入差距对我国经济的持续增长、社会公正与稳定都提出了挑战，甚至不排除陷入所谓“拉美增长陷阱”的可能性[6]。2009年，我国城乡居民人均收入比处于3.33的历史最高值。2010年至2013年，尽管我国城乡收入差距持续扩大的巨大压力有所缓解，但仍然维持在3.0以上的高位。逐步提高农村居民收入水平、不断缩小城乡收入差距，促进城乡共同繁荣，依然任重道远①。 城乡之间期望收入的差距吸引了农村劳动力向城镇转移[7]。劳动力转移总体上对于提高农村居民收入水平，缩小城乡收入差距发挥了重要的作用[8-14]。从1990年到2012年，工资性收入占我国农村居民人均纯收入的比重已经从20.22%上升到43.55%，逐渐从农村居民收入成份的“配角”转化为“主角”。但是，从2004年开始大规模出现的“民工荒”现象，颠覆了我国劳动力用之不尽、取之不竭的观念。尽管当前我国农村是否存在大规模的剩余劳动力仍有争议[15-21]，但我国农村剩余劳动力“无限供给”阶段结束已经成为不争的事实。继续通过大规模劳动力转移缩小城乡收入差距日渐困难。 在此情况下，充分激发农村生产要素潜能，实施农村生产经营组织创新，发展新型农业经营主体，进一步提高农户的农业生产经营收入水平，继续保持农户收入的持续增长态势，成为促进城乡收入差距持续收敛的必要条件。2012年11月，党的十八大报告指出：发展农民专业合作和股份合作，培育新型经营主体，发展多种形式规模经营，构建集约化、专业化、组织化、社会化相结合的新型农业经营体系。2013年1月，中共中央、国务院一号文件《关于加快发展现代农业进一步增强农村发展活力的若干意见》，对于如何培育和壮大新型农业生产经营组织做出了具体部署。但是，在我国劳动力供给总体形势趋紧的情况下，农户进行农业生产经营组织创新，是否受制于我国农村劳动力已经大规模转移的现状？是否能够对促进城乡收入差距收敛产生显著的作用？需要进行深入的研究。 因此，本文拟对劳动力转移、农业生产经营组织创新与城乡收入差距变化的关系进行研究。相对于以往的同类文献[22]，本文的主要创新之处在于：重点研究劳动力转移对农业生产经营组织创新的影响和农业生产经营组织创新对城乡收入差距变化的影响，弥补了已有研究对此问题关注的不足；采用2012年组织的湖北省、重庆市485个样本农户问卷调查获得的微观数据展开研究，提高了研究的时效性和针对性；采用结构方程模型分析劳动力转移对农业生产经营组织创新的影响和农业生产经营组织创新对城乡收入差距变化的影响，便于分析潜变量之间的关系，提高了研究的信度和效度。 本文以下内容的结构安排如下：第二部分，进行文献回顾；第三部分，构建理论框架，提出研究假说，建立结构方程模型并识别相关变量；第四部分，说明数据来源，描述主要数据；第五部分，进行模型估计，测度劳动力转移对农业生产经营组织创新的影响和农业生产经营组织创新对城乡收入差距变化的影响；第六部分，总结研究结论并揭示其政策含义。 二、文献回顾 (一)劳动力转移对城乡收入差距的影响 大多数学者认为农村劳动力向城镇转移具有缩小城乡收入差距的作用。李实通过对农村劳动力转移的收入分配效应的实证分析，认为农村劳动力转移不但可以直接、间接地提高外出打工户的家庭收入水平，而且就全国而言还会抑制农村居民收入差距的扩大、对缓解城乡居民收入差距的扩大发挥积极的作用[8]。Whalley和Zhang的研究表明，由于城乡收入差距和农村内部收入差距很大，农村人口向城市的迁移，有助于降低整体收入差距[9]。Khan和Riskin通过对中国1995-2002年家庭收入进行调查研究后发现，将迁移者计入城镇人口，在一定程度上能够缩小城乡差距[11]。陆铭和陈钊通对于1987-2001年间省级面板数据的分析，并且考虑了城市化指标的内生性问题之后，发现城市化缩小城乡收入差距的作用显著[10]。马九杰通过应用1978-2003年省级面板数据的研究表明，劳动力转移有助于缩小城乡收入差距[12]。蔡昉认为由于劳动力从农村向城镇转移是由城乡收入差距所拉动，因此劳动力的转移本身通常被认为可以缩小城乡收入差距[13]。此外，刘学军和赵耀辉使用2005年1%人口抽样调查数据，发现外来劳动力对城市本地劳动力的就业率和工资均具有统计上显著的负向作用，这从另一个角度体现了劳动力流动具有缩小城乡收入差距的作用[14]。 但是，我国现实中的城乡收入差距之所以没有随着大规模的劳动力流动持续收敛，是因为包括户籍制度因素在内的劳动力市场扭曲削弱了劳动力转移对于缩小城乡差距的作用。蔡昉和杨涛认为，对生产要素市场的各种干预，导致劳动力和资本分别扭曲地集中于农村和城市，是形成目前的城乡收入差距的因素之一[23]。Shi、Sicular和Zhao运用9个省的健康和营养调查数据考察了城乡收入差距，将不能得到解释的城乡收入差距的42%和小时收入的48%归结为劳动力市场扭曲的作用[24]。Shi应用同一套数据研究发现，户籍制度可以直接解释28%的城乡收入差距[25]。王美艳的研究结果表明，外来劳动力在相同的就业岗位上工资低于城市本地劳动力的部分，39%应该归因于户籍身份的差异[26]。Lin、Wang和Zhao通过估计迁移者对收入差距的反应弹性，认为迁移确实是一种缩小差距的机制，但他们同时也观察到，由于户籍制度的存在和沿海地区过快的发展速度，目前的迁移规模还不足以缩小现存的收入差距[27]。蔡昉认为中国劳动力转移与城乡收入差距同时扩大，是一种制度现象，即由于户籍制度等对劳动力永久迁移的约束，目前的劳动力转移不能根本性地完成农村劳动者居住地和职业身份的改变，从而不能满足缩小城乡收入差距的条件[28]。孙宁华、堵溢和洪永淼用一个包含两部门间不同程度扭曲的一般均衡模型对城乡收入差距的形成进行分析，结果表明城乡收入差距与劳动力市场的扭曲程度成正比[29]。马九杰的研究表明，经济开放度的加大、财政支出、目前方式的金融发展和深化、农业贸易条件不利于有效缩小城乡收入差距[12]。此外，Lu也认为劳动力市场的扭曲是形成城乡收入差距的重要原因[30]。 (二)劳动力转移对农户家庭经营的影响 劳动力转移导致农户的要素数量和要素结构发生变化，因而对农户的农业生产活动产生了深远的影响[31-32]。边际产出为正的农村劳动力迁移会降低转移者家庭的农业产量，但转移者向农村家庭的汇款对家庭产出和收益能够产生积极的影响[33]，也能够增强农村家庭应对风险的能力[34-35]。在信贷普遍缺乏的情况下，转移者向家庭的汇款可以被用来扩大农业物资的采购数量，直接或间接地刺激了农业生产，提高了农业生产率和农产品数量，从而补偿了部分因为劳动力流失造成的农业收入损失[33，36]。改革开放以来，我国农村劳动力向城市流动不仅没有导致农业生产的萎缩，而且推动了传统农业改造和现代农业的发展[37]。但是，农村劳动力流动正改变着从事农业生产的劳动力的年龄结构[38]。白南生、李靖和陈晨的研究表明：成年子女外出务工使农村老人农业参与率上升5.8个百分点，加重了农村老人的农业劳动负担[39]。李琴和宋月萍的研究结果表明：劳动力流动整体上增加了农村老年人的农业劳动时间，但这种影响因流动模式不同而存在差异；在劳动力以跨省流动为主的中西部地区，家庭成员外出打工显著地增加了老年人的农业劳动时间，而在劳动力以省内流动为主的沿海地区，家庭成员外出打工并没有增加老年人的农业劳动时间[40]。另外一些研究也表明，劳动力转移促使留守人员(妇女、老人、儿童)从事了比先前更多的农业工作，即使转移者回流也没有改变这种劳动分配变化情况[41-42]。 劳动力转移对农户生产经营模式的影响也十分明显。Wouterse和Taylor的研究表明，劳动力转移能够促使农村家庭进入高回报的产业，但由于家庭劳动力损失，对农户选择劳动密集型产业具有负面影响[43]。劳动力转移对农户生产经营模式的影响与家庭特征紧密相关，这些因素包括留守家庭成员的年龄、性别和就业部门[44]，转移的季节或永久特征[45]，家庭资产[46]，以及导致流动性限制的原因[22]。尽管转移者的汇款能够通过缓解农村家庭的流动性约束来减小失去劳动力的负面影响，但汇款提高了非转移人员的保留工资且降低了闲暇的机会成本，可能反过来通过抑制留守人员参加工作强化了失去劳动力的负面影响[47-49]。Démurger和Li的研究表明，无论是在个人还是在家庭水平，我国农村的个人职业选择都对转移经历敏感[22]。个人的转移经历与本地非农就业工作显著相关，返乡的转移者更愿意选择非农工作而不是从事农业劳动[50]。因此，转移者的返乡能够促使个体转换到更高回报的活动，从而促进了乡村的非农活动发展[22]。 (三)农户家庭经营组织形式对农民收入的影响 农户的家庭经营组织形式对农民收入产生了重要的影响。向国成和韩绍凤立足于分工演化[51]，运用杨小凯和黄有光发展的间接定价理论模型[52]对中国改革开放以来农业组织化的演进主线给出了一个统一的理论解释，指出家庭农场②是一种最少产生内生交易费用的团队组织。因此，从全社会专业化分工的角度看，家庭规模经营是提高农民收入、解决“三农”问题的正确方向[53]。劳动和资本双重密集型的适度规模经营农户(家庭农场)不仅与大规模的机械化农场相比更加符合中国人多地少的基本国情，也是在现有城市化及土地流转水平下解决农业隐性失业、收入低下、产业升级困难等一系列问题的出路所在[54]。继续留在农村从事农业的农户土地经营规模的扩大，使继续从事农业的农户也有了如陈柏峰所说的成为“农村中间阶层”的可能性[55]。在可预见的未来，在中国农村经营主体中占多数的小规模农户仍将持续存在，农民专业合作社因其能在一定程度上帮助生产者分享来自加工和销售环节的利润而具有广泛的生存空间和发展潜力[56]。已有的国际经验表明，支持发展农民的合作组织是促进农民收入增长的重要举措[55]。 有关调查结果也证实，新型农业经营主体有利于提高农业生产效率和农户家庭收入。张忠明、周立军和钱文荣通过对浙江省的实地调研发现，尽管设施农业经营规模与农业生产率之间并不是简单的正向或负向关系，生产率评价指标不同则二者的变化规律往往也不同，但基于生产率测算的设施农业最佳经营规模远大于生产主体的实际规模和意愿规模，经营户扩大生产规模是有利可图的[57]。黄祖辉和俞宁通过对浙江省186个农业专业大户、102家农民专业合作社和44家农业企业的调查发现：新型农业经营主体的盈利能力比一般传统农户明显要强；以农业专业大户为例，2008年人均农业净收益的平均水平达到4.4万元，而同期浙江省农村居民人均纯收入仅为9258元；得益于制度创新，农民专业合作社的盈利能力也十分可观，被调查的农民专业合作社2008年净收益平均为273.9万元；较强的盈利能力不仅有利于农业经营者收入的增加，而且增强了其对农业的投入能力[58]。 (四)文献评述 国内外相关文献回顾表明：劳动力转移、农户家庭经营与城乡收入差距(或农村居民收入)之间的关系得到了很多研究者的关注，对于我们正确理解劳动力转移对社会经济发展的深远影响发挥了重要的作用。但是，仍有以下几个重要的方面有待进一步的研究： 第一，在研究内容方面，尽管已有的相关文献已经注意到劳动力转移对于农户生产经营模式的影响和近年来我国农村各种新型农业经营主体蓬勃发展对农民收入的积极作用，但都没有基于农户角度直接研究劳动力转移对于农业生产经营组织创新的影响和农业生产经营组织创新对于城乡收入差距收敛的作用。 第二，在微观数据方面，已有的相关研究多是采用我国2009年及以前的微观数据，难以反映我国劳动就业市场领域和农村生产经营领域发生深刻变化的2010年至2012年这一关键时期的许多重要信息，降低了研究的时效性和针对性。 第三，在研究方法方面，就我们目前所知，已有的研究多数选用了多元回归模型和Probit模型，不利于分析潜变量之间的影响。采用结构方程模型分析劳动力转移、农业生产经营组织创新和城乡收入差距收敛的关系，将会很好地解决这一问题。 三、理论框架 (一)理论假说 农村劳动力向城镇转移，促进了城乡之间的要素交流，促使农户富余的劳动力资源转化为工资性收入，提高了农户的家庭收入水平，能够缩小城乡收入差距[8-14，59]。但随着我国劳动力供给形势趋于紧张，继续通过大规模的劳动力转移缩小城乡收入差距日渐困难。充分激发农村生产要素潜能，进行农业生产经营组织创新，进一步提高农户的农业生产经营收入，也有利于逐步缩小城乡收入差距[54-55，58]。 分工和专业化被古典经济学视为劳动效率提高和财富增长的重要源泉。杨小凯和黄有光在科斯和张五常相关研究的基础上提出了间接定价理论[52]。间接定价理论认为：市场中存在产品交易和劳动交易两种形式，市场主体会自动选择交易费用较低的交易形式；人类的劳动可以划分为生产劳动和经营劳动两类，当劳动交易费用大于分工收益时，劳动者自给自足是最佳的选择，当劳动交易费用低于分工收益时，对劳动者进行分工是最佳选择；若进行劳动交易，则存在生产劳动交易和经营劳动交易两种选择，对于交易费用较低的劳动进行商品化(支付工资)，而对交易费用较高的劳动通过给予劳动者剩余控制权、收益权来进行间接定价，以免对交易费用较高的劳动进行直接定价产生的巨额交易成本。在该理论基础上，农户根据自身的家庭禀赋，对各类交易费用进行比较，选择不同的农业生产经营组织形式。在本文中，我们将自给自足的农户家庭基于分工和专业化的思想形成的农业生产经营组织形式的变化视为是农业生产经营组织的创新。农户进行农业生产经营组织创新的方向主要有对农产品进行交易、对农业经营劳动进行交易和对农业生产劳动进行交易三种，与此对应的组织形式分别是订单农业、农民合作社和专业大户(含家庭农场，下同)。 订单农业是对农产品进行交易的一种典型的农业生产经营组织形式。农户通过与农产品购买者之间签订的合约(订单)，组织家庭的劳动力和物质资源进行订单农产品生产。在这个过程中，农户与农产品的购买者之间形成了一种典型的产品契约关系，农户已不再是自给自足的传统农户，而是进入了社会分工的农业生产经营组织。通过订单农业，农户在没有改变家庭内部资源总量和组合方式的情况下，更加紧密地与外部市场联系在了一起。专业大户和农民合作社是对农业劳动进行交易的两种农业生产经营组织形式。专业大户由单一农户创办，以农户自有劳动投入为主，存在部分的生产劳动交易。农民合作社允许多个农户参加，但需要统一的协调和管理，存在经营劳动交易。若农户认为劳动的交易成本高于分工收益，则会选择自给自足的传统农业生产经营组织形式，若农户认为劳动的交易成本低于分工收益，则会选择专业大户或者农民合作社等存在分工的农业生产经营组织形式。若农户认为生产劳动的交易成本低于经营劳动，农户就会选择对生产劳动进行交易的专业大户形式，而对经营劳动进行间接定价。若农户认为生产劳动的交易成本高于经营劳动，农户就会选择对经营劳动进行交易的农民合作社形式，而对生产劳动进行间接定价。有些时候，农户并不能很准确地判断各种交易成本的大小关系或认为选择多种交易形式的组合能够实现家庭收益最大化，会导致农户同时选择订单农业、专业大户或农民合作社中的两种或三种农业生产经营组织形式。尽管农业企业也是农业生产经营组织创新的一种形式，而且同时对产品、经营劳动和生产劳动进行交易，但其主体已非农户，因而在本文中暂不进行讨论。一般来说，农业生产经营组织创新的路径如图1所示。
图1 农业生产经营组织创新的路径 在劳动力输出地区，劳动力转移对发生了劳动力转移的农户进行农业生产经营组织创新产生了两种直接影响：人力流失效应和财富累积效应。劳动力转移的人力流失效应，通过劳动力的外出转移降低了农户留守农村的劳动力数量和劳动力质量，进而降低了农户可投入农业生产经营活动的劳动力数量和劳动力质量，不利于农户从事劳动力相对密集、人力资本要求较高的农业生产经营活动，因此，对农户进行农业生产经营组织创新，实施订单农业、参加农民合作社或成为专业大户具有消极影响。劳动力转移的财富累积效应，能够通过转移者的收入回流提高农户家庭的收入水平和财富存量，进而提高农户的生产投资能力，在一定程度上缓解了农户开展农业生产经营活动面临的信贷约束，有利于农户从事货币资本相对密集的农业生产经营活动，因此，对农户进行农业生产经营组织创新，实施订单农业、参加农民合作社或成为专业大户具有积极影响。劳动力转移的人力流失效应和财富累积效应之和就构成了劳动力转移对农业生产经营组织创新的总体影响。 劳动力转移的人力流失效应和财富累积效应随着劳动力市场供求关系的变化而发生变化，因而导致劳动力转移对农户进行农业生产经营组织创新的总体影响也在不断发生变化。在劳动力转移的初期阶段，由于农村劳动力可以“无限供给”，因而农业劳动投入的边际产出为零。劳动力转移只会产生财富累积效应，促进了农户的货币资本积累，而不会产生人力流失效应，因而会对农户进行农业生产经营组织创新产生积极的影响。在劳动力转移的中期阶段，随着劳动力转移的持续进行，农业劳动投入的边际产出不断增大。劳动力转移的人力流失效应也愈发明显，劳动力转移对农户进行农业生产经营组织创新的积极影响也逐渐达到峰值后回落。在劳动力转移的晚期阶段，劳动力供给形势趋于紧张，农业劳动力投入的边际产出很大。劳动力转移的人力流失效应超过了财富累积效应，劳动力转移对农户进行农业生产经营组织创新的影响也从积极影响逆转为消极影响。 由此，提出本研究第1个假说：在我国劳动力供给形势趋紧的情况下，劳动力输出地区劳动力转移的财富累积效应产生的积极影响不足以弥补人力流失效应产生的消极影响，不利于发生了劳动力转移的农户进行农业生产经营组织创新。 农户进行农业生产经营组织创新，选择订单农业、农民合作社和专业大户等不同的农业生产经营组织形式，相对于农户原有的自给自足的传统生产经营组织形式，为农户增加了分工和专业化的收益，对提高农户家庭收入、缩小城乡收入差距产生了重要影响。 农户选择订单农业的生产经营组织形式，增加了搜寻采用订单形式的农产品购买者并与之谈判、签约产生的交易成本
，但节约了无订单情况下搜寻农产品购买者并进行谈判的交易成本
。更重要的是，农户选择订单农业的生产经营组织形式基本锁定了农产品销售价格，消除了农产品市场价格波动可能对于农户造成的损失Lo。通常来说，
，超过部分即为农户选择订单农业生产经营组织形式增加的农户家庭收入。 农户选择农民合作社的生产经营组织形式，增加了入社谈判、社员费用和开展社内活动产生的交易成本
，但通常节约了搜寻农产品购买者进行谈判的交易成本
，也节约了搜寻农业物资销售者并进行谈判的交易成本
。更重要的是，以合作社的形式与农产品购买者进行谈判通常可以获得更高的农产品销售价格从而给农户家庭增加了收益
，以合作社的形式与农业物资销售者进行谈判通常可以获得更低的农业物资销售价格从而给农户家庭增加收益
。通常来说，
，超过部分即为农户选择农民合作社生产经营组织形式增加的农户家庭收入。 农户选择专业大户的生产经营组织形式，增加了土地流转搜寻、谈判、签约和租金产生的交易成本
，增加了劳动力搜寻、谈判、签约和劳动力工资产生的交易成本
，增加了货币资本融资搜寻、谈判、签约和利息支出产生的交易成本
。但是，专业大户可以获得农业生产盈余从而给农户家庭增加收益
，还可以获得因适度规模经营导致生产效率提高给农户家庭增加的收益
，并通过与农产品购买者谈判获得更高的农产品销售价格从而给农户家庭增加收益
，与农业物资销售者谈判获得更低的农业物资销售价格从而给农户家庭增加收益
。通常来说，
，超过部分即为农户选择专业大户生产经营组织形式增加的农户家庭收入。 由此，提出本研究第2个假说：农户进行农业生产经营组织创新有利于提高农户家庭收入水平，缩小城乡收入差距。 (二)模型选择 劳动力转移、农业生产经营组织创新和城乡收入差距变量都是可以表现为多个指标的潜变量，适合采用结构方程模型(Structural Equation Modeling，缩写SME)进行分析。结构方程模型包括测量方程(Measurement Equation)和结构方程(Structural Equation)两个部分。测量方程描述潜变量与指标之间的关系，结构方程则描述潜变量之间的关系。与其它常规的统计方法(回归分析、方差分析、相关分析、聚类分析)相比，结构方程模型有许多优点：能同时处理多个因变量，便于进行多因素分析；允许自变量和因变量含测量误差；可以同时估计因子结构和因子关系；允许更大弹性的测量误差；可以估计整个模型的拟合程度。 测量方程通常表示为：
x表示q个外生(Exogenous)观测变量组成的q×1向量；Λx是外生观测变量在外生潜变量上的因子载荷矩阵，表示外生观测变量与外生潜变量之间的关系；ξ表示n个外生潜变量组成的n×1向量；δ表示q个测量误差组成的q×1向量。 y表示p个内生(Endogenous)观测变量组成的p×1向量；Λy是内生观测变量在内生潜变量上的因子载荷矩阵，表示内生观测变量与内生潜变量之间的关系；η表示m个内生潜变量组成的m×1向量；ε表示p个测量误差组成的p×1向量。 结构方程通常表示为：
B是路径系数，表示内生潜变量η间的关系，是m×m系数矩阵；Г是路径系数，表示外生潜变量ξ对内生潜变量η的影响；ζ是结构方程的残差项m×1向量，反映了η在方程中未能被解释的部分。 结构方程模型通常有4个假设条件：第一，测量方程误差项δ和ε的均值为0；第二，结构方程残差项ζ的均值为0；第三，误差项δ和ε与因子η、ξ之间不相关；第四，残差项ζ与ξ、δ和ε之间不相关。 一个完整的结构方程模型包含如下8个参数矩阵：
。其中，Ф为潜变量ξ的协方差矩阵，ψ为残差项ζ的协方差矩阵，Θδ和Θε分别为δ和ε的协方差矩阵。 在结构方程模型中，共有p+q个可观测变量，可以产生(p+q)(p+q+1)/2个不同的方差和协方差；如果模型成立，可以得到(p+q)(p+q+1)/2个不同的方程，记t为模型中未知参数个数，则模型可识别的必要条件为t≤(p+q)(p+q+1)/2。 (三)变量识别 在本研究中，共含有3个潜变量。其中，劳动力转移(
)是外生潜变量，而农业生产经营组织创新(
)和城乡收入差距(
)则是内生潜变量。进一步，在内生潜变量中，农业生产经营组织创新(
)是原因潜变量，城乡收入差距(
)则是结果潜变量。各潜变量和观测指标说明如表1所示：
图2 变量路径关系图 本次调查并未获得当地城镇居民的收入数据。为了获得城乡收入差距数值，并确保不同地区农户城乡收入差距数值的可比性，本文采用全国城镇居民人均可支配收入计算城乡收入差距相对数(城乡人均收入比值)和绝对数(城乡人均收入差额)。 (四)路径分析 根据上文确定的潜变量和观测指标，应用Amos17.0软件绘制路径关系。如图2所示③。在上文确定的变量之间的路径关系图中，劳动力转移(
)影响农业生产经营组织创新(
)和城乡收入差距(
)，农业生产经营组织创新(
)也影响城乡收入差距(
)。根据上文的理论分析结果，这三个影响关系都应是负向的。即：劳动力转移(
)对农业生产经营组织创新(
)具有消极影响，劳动力转移(
)和农业生产经营组织创新(
)都有利于缩小城乡收入差距(
)。 四、数据描述 本研究的数据来源于2012年在湖北省建始县、重庆市黔江区进行的485个样本农户的问卷调查。湖北省、重庆市都是我国中西部重要的劳动力转移输出地区，对于研究劳动力转移对农户家庭经营和城乡收入差距的影响具有较高的代表性。本次调查的样本农户分布于建始县花坪镇、红岩镇、茅田乡和三里乡的13个行政村和黔江区石会镇、中塘乡、阿蓬江镇和太极乡的12个行政村。根据研究的需要，剔除了21个收入数据异常的样本农户，保留了464个有效样本农户。464个样本农户共有2111人，户均4.55人，共有劳动力1463人，户均3.16人，共经营土地3428.45亩，户均7.39亩，人均1.62亩。 (一)样本农户劳动力转移情况 农户家庭中是否发生劳动力转移，将会对农户的家庭收入情况和农业生产经营情况产生影响。持久性的劳动力转移和目的地为省外的劳动力转移，降低了已转移劳动力同时参加农业生产活动的可能，将会进一步放大劳动力转移对农户的家庭收入和农业生产经营的影响。相关数据统计结果如表2所示：
通过表2数据可知，样本农户的中大部分(69.83%)都至少有1个劳动力在当年参加了转移。在已发生劳动力转移的农户中，有将近一半(148/324)的农户至少有1个劳动力属于持久性转移，有超过一半(209/324)的农户至少有1个劳动力参加省外转移。 (二)样本农户农业生产经营组织创新情况 根据农户对农产品进行交易、对农业经营劳动进行交易和对农业生产劳动进行交易的差异，将农户的生产经营组织创新分为订单农业、农民合作社和专业大户等三种形式。相关统计数据如表3所示：
通过表3数据可知，只有少数农户进行了农业生产经营组织创新，其中：有12.93%的农户参加了农民合作社，有6.68%的农户生产规模达到了专业大户标准。 (三)样本农户家庭收入情况 农户家庭人均纯收入是计算城乡收入差距的依据。人均工资性收入与和人均农业纯收入分别反映了劳动力转移和农业生产经营组织创新对农户家庭收入的不同影响程度。专业大户和参加农民合作社的农户人均纯收入和其他农户的人均纯收入的差异则反映了不同形式的农业生产经营组织创新对农户收入的影响。相关统计结果如表4所示：
通过表4数据可知，样本农户家庭人均纯收入明显高于全国农村居民人均纯收入6977元，但与全国城镇居民人均可支配收入21810元相比仍有很大差距。样本农户家庭收入状况反映出的城乡收入差距要明显小于全国平均水平。样本农户的工资性收入对人均纯收入的贡献比例远高于农业纯收入。无论是专业大户还是参加合作社的农户，人均纯收入金额都明显高于其他农户。从农户人均纯收入的构成看，专业大户和参加合作社的农户人均农业纯收入明显高于其他农户，而人均工资性收入则明显低于其他农户。 五、模型估计 (一)结构方程模型估计结果 本研究构建的结构方程模型是一个可以识别的递归模型(Recursive Model)。应用2012年湖北省和重庆市农户问卷调查获得的2011年度农户数据，采用最大似然估计法(Maximum Likelihood，缩写ML)，应用Amos 17.0软件进行结构方程的各个变量系数的估计。结构方程模型的回归系数估计结果如表5所示：
结构方程的其它变量，测量误差
等变量在0.001水平显著，残差项
在0.01水平显著，残差项
在0.001水平显著。 模型回归系数估计结果表明： 劳动力转移(
)对城乡收入差距(
)的影响是负向的，即劳动力转移能够显著地缩小城乡收入差距。这与之前的理论分析预测方向也是一致的，也与李实[8]、Whalley和Zhang[9]、陆铭和陈钊[10]、Khan和Riskin[11]、马九杰[12]、蔡昉[13]、刘学军和赵耀辉[14]等人的研究结果一致。 劳动力转移(
)对农业生产经营组织创新(
)的影响是负向的，即劳动力转移不利于发生了劳动力转移的农户进行农业生产经营组织创新。这与之前的理论分析预测方向一致，也与Wouterse和Taylor[43]等人的研究结果有类似之处。 农业生产经营组织创新(
)对城乡收入差距(
)的影响是负向的，即农业生产经营组织创新能够显著地缩小城乡收入差距。这与之前的理论分析预测方向也是一致的，也与黄宗智和彭玉生[54]、黄祖辉和俞宁[58]、陈锡文[55]等人的观点一致。 而且，劳动力转移(
)对城乡收入差距(
)的影响要大于农业生产经营组织创新(
)对城乡收入差距(
)的影响。这说明在当前时期，劳动力转移对于城乡收入差距收敛的作用仍要大于农业生产经营组织创新对于城乡收入差距收敛的作用，劳动力转移仍然是提高农户家庭收入水平、促进城乡收入差距收敛的最主要因素。 进一步，由于劳动力转移(
)不仅能够对城乡收入差距(
)直接产生影响，还通过农业生产经营组织创新(
)间接对城乡收入差距(
)产生影响。三个潜变量之间的标准化回归系数分解结果如表6所示。
可见，由于劳动力转移(
)不利于农业生产经营组织创新(
)，抵消了劳动力转移(
)对于缩小城乡收入差距(
)的一部分积极作用，使劳动力转移(
)对城乡收入差距(
)的影响由-0.521减弱到-0.456。 (二)结构方程模型适配度检核 该模型估计结果中，不存在负的误差方差(Θδ、Θε)且达到了显著性水平(在0.05水平)，所有的误差变异也都达到了显著性水平(在0.05水平)，估计参数统计量之间的相关系数绝对值也没有太接近1，潜在变量与其测量指标间的因子载荷(Λx、Λy)不存在很大的标准误，符合Bogozzi和Yi提出的基本适配判别标准[60]。此外，还应进一步进行模型的整体适配度评价和模型内在结构的适配度评价。 1.模型整体适配度指标分析 整体模型适配度的检核是对模型外在质量的检验。由于用来评价结构方程整体模型适配度的指标有很多，通常从绝对适配指标、增值适配度指标和简约适配指标等三个方面加以考虑[61]。尽管理论模型的卡方值(
)显著性是进行模型整体适配度判断的常用方法，但由于卡方值受估计参数及样本数量影响很大，通常只适用于样本数据小于200个模型[62]，不适用于本研究模型的适配度判断。本文具体选用的评价指标和模型适配度信息如表7所示：
通过将本研究模型的多项整体适配度指标与通常的判断标准进行比较后可知，本研究模型的整体适配度较好。 2.模型内在结构适配度评估 内在结构适配的评价是对模型内在质量的检核，包括两个方面：一为测量模型的评价，二为结构模型的评价。前者关注测量变量是否足以反映其对应的潜在变量，其目的在于了解潜在建构的效度和信度；后者评价理论构建阶段所界定的因果关系是否成立。 在本研究模型的估计结果中，测量模型中的因子载荷均达到显著性水平(p＜0.05，t的绝对值大于1.96)，而且测量误差也具有非0的显著性，这表明测量指标能够有效地反映出它所要测量的构念(潜变量)，该测量具有良好的效度证据。测量指标的多元相关系数的平方(R[2])均达到了显著性水平，而且部分值在0.5以上，表明该测量的信度也符合要求。因此，结构方程模型中测量模型的适配度较高。 在本研究模型的估计结果中，潜在变量间路径系数所代表的参数的符号，与笔者所提出的理论模型假设的期望影响方向一致，且所有路径系数的参数估计值均达到了统计上的显著性水平(p＜0.05，t的绝对值大于1.96)，表明变量间的影响存在实质性的意义。而且，结构方程的多元相关系数的平方(
)均达到了显著性水平。因此，结构方程模型中结构模型的适配度也符合要求。 (三)对模型估计结果的分析 1.劳动力转移与农业生产经营组织创新对农户家庭收入影响的比较 结构方程模型的估计结果已经证实了劳动力转移与农业生产经营组织创新都有利于促进城乡收入差距收敛，而且劳动力转移对于促进城乡收入差距收敛的影响要大于农业生产经营组织创新对于促进城乡收入差距收敛的影响。 问卷调查结果表明：464个样本农户的家庭人均纯收入为12272.96元，人均工资性收入(绝大多数为外出务工收入)为6918.59，贡献了其中的56.37%，人均农业纯收入为3319.80，只贡献了其中的27.05%。 样本农户的人均工资性收入主要受到劳动力转移的影响，而人均农业纯收入则主要受到农业生产经营组织创新的影响。为了得到更为一般性的结论，以样本农户家庭人均纯收入为因变量，以人均工资性收入和人均农业纯收入分别代理劳动力转移和农业生产经营组织创新作为自变量，建立多元回归方程模型，分析劳动力转移和农业生产经营组织创新对464个样本农户的家庭人均纯收入的影响。 模型估计结果表明，多元回归方程非常显著(F值为369.707，p＜0.001)。人均工资性收入和人均农业纯收入对家庭人均纯收入的影响系数分别为0.736和0.401。如表8所示。因此，对于464个样本农户来说，劳动力转移对农户家庭人均纯收入的影响明显大于农业生产经营组织创新，仍然是提高农户家庭收入水平、促进城乡收入差距收敛的主要因素。这与结构方程模型的估计结果一致。
2.劳动力转移与农业生产经营组织创新对农户家庭收入影响的替代关系 尽管对464个样本农户来说，劳动力转移对农户家庭收入的影响要大于农业生产经营组织创新，但对于进行农业生产经营组织创新的农户来说，在有限的劳动力资源约束条件下，将家庭劳动力主要投入到外出务工中，意味着家庭中能够投入到农业生产经营中的劳动力就会减少，很难实现人均工资性收入与人均农业纯收入的同时提高，二者存在一定的替代关系。 问卷调查结果表明：31个专业大户的人均农业纯收入为10739.06元，明显高于而其他农户的人均农业纯收入2788.63元，而31个专业大户的人均工资性收入为6251.01元，则又低于其他农户的人均工资性收入6966.39元；60个参加了合作社的农户人均农业纯收入为4396.50元，明显高于其他农户的人均农业纯收入3159.90，而60个参加了合作社的农户人均工资性收入为6429.68元，则又低于其他农户的人均工资性收入6991.20元。 为了得到更为一般性的结论，以人均农业纯收入代理农业生产经营组织创新作为因变量，以人均工资性收入代理劳动力转移作为自变量，建立回归方程，分析劳动力转移和农业生产经营组织创新对464个样本农户家庭收入影响的替代关系。 模型估计结果表明，回归方程非常显著(F值为8.531，p=0.004)。人均工资性收入对人均农业纯收入的影响系数为-0.136。如表9所示。因此，对于所有464个样本农户来说，劳动力转移与农业生产经营组织创新对农户家庭收入的影响存在此消彼长的替代关系，农户人均农业纯收入的快速增加是以农户人均工资性收入的少量下降为代价的。这与结构方程模型的估计结果一致。31个专业大户和60个参加合作社的农户人均纯收入明显高于其他农户的主要原因在于，在保持了人均工资性收入(主要是外出务工收入)没有明显下降的情况下，大大增加了人均农业纯收入的金额。
3.成为专业大户和参加农民合作社对农户家庭收入的影响比较 在新型农业生产经营组织中，专业大户由于具有较大的土地经营规模、较长的土地租赁期限和较高的生产技术水平，实现了农户与要素的结合方式的重新组合，从传统的小农分散经营转变为企业化的集约经营，便于采用现代化的生产经营方式，因而通常具有更高的获利能力，对于提高农户家庭收入水平，缩小城乡收入差距的效应会更加明显。相对而言，农民合作社尽管可能在采购、生产、流通、销售等环节增加了农户之间的交流和合作，但总体上并未改变传统的小农分散经营格局，对较高的生产技术采纳能力有限，能够提高农户家庭收入水平的幅度也很有限，对于缩小城乡收入差距的作用不够明显。 问卷调查结果表明：60个参加农民合作社的农户人均纯收入为13193.19元，超过464个人样本农户人均纯收入7.50%，人均农业纯收入金额为4396.50元，超过464个样本农户人均农业纯收入32.43%；31个专业大户人均纯收入金额为19333.06元，超过464个样本农户人均纯收入57.53%，人均农业纯收入金额为10739.06元，超过464个样本农户人均农业纯收入223.49%。 为了得到更为一般性的结论，以464个样本农户家庭人均纯收入作为因变量，以是否参加农民合作社和是否是专业大户作为为自变量，建立回归方程，比较专业大户和农民合作社对样本农户人均纯收入的影响大小。 模型估计结果表明，回归方程非常显著(F值为6.334，p=0.002)。是否是专业大户对样本农户人均纯收入的影响系数为0.164，而是否参加合作社对样本农户的人均收入没有显著的影响。如表10所示。因此，对于所有464个样本农户来说，成为专业大户对农村居民人均纯收入的影响要远远大于参加农民合作社。主要原因在于专业大户的人均农业纯收入要远远大于参加农民合作社的农户。
4.劳动力转移对农业生产经营组织创新的微观影响与宏观影响一致么？ 本研究以劳动力输出地区的样本农户为研究对象，证实了劳动力转移对于发生了劳动力转移的农户进行农业生产经营组织创新的微观影响是负向的，即劳动力转移不利于农户实施订单农业、参加农民合作社或成为专业大户。但是，若以特定区域为研究对象，劳动力转移却有利于农业生产经营组织创新，即劳动力转移的宏观影响有利于特定区域的农业生产经营组织创新。这就出现了劳动力转移对农业生产经营组织创新的微观影响与宏观影响的不一致的情况。当然，这种正向的宏观影响正是我们希望看到的。 导致劳动力转移对农业生产经营组织创新的微观影响与宏观影响不一致的原因如下： 第一，劳动力转移仅仅对已发生劳动力转移的农户进行农业生产经营组织创新具有负面影响。在劳动力总体供给形势趋紧的当前阶段，劳动力转移对于已发生劳动力转移的农户实施生产经营组织创新的总体影响是负向的。但是对于未发生劳动力转移的农户，这种负向的影响是不存在的。甚至因为劳动力转移限制了已发生劳动力转移的农户实施生产经营组织创新，客观上降低了未发生劳动力转移的农户进行农业生产经营活动的市场竞争程度，从而成为一种刺激未发生劳动力转移的农户进行农业生产经营组织创新的积极因素。 第二，劳动力转移还会产生加快土地流转等间接影响，客观上为农业生产经营组织创新创造了条件。劳动力转移除了能够对已发生劳动力转移的农户产生人力流失效应和财富累积效应两种直接效应外，还会促进已发生劳动力转移的农户土地转出，使土地资源相对集中在留在农村继续从事农业种养生产活动的农户家庭中，为区域新型农业经营主体的发展创造了必要的土地条件，客观上推动了区域新型农业经营主体的发展。在上文调查数据中，464个样本农户共经营土地3428.45亩，户均7.39亩，而实际上这464个样本农户的自有土地面积只有2630.88亩，户均5.67亩，转入土地面积占样本农户经营面积的23.26%④。 因此，陈锡文经过多年的研究和观察后提出：在没有外力进入的背景下，城市化带来的农村人口减少，同时也意味着继续留在农村从事农业的农户土地经营规模的扩大；他在对上海市松江区农村的调查中也看到，随着农村劳动力的大量转移，一些愿意继续留在村里务农的农户通过土地流转耕作的田地达到了百余亩，年纯收入可以达到12万元以上，堪比城镇目前的中产阶层[55]。 六、结论与建议 (一)研究结论 本文采用湖北省和重庆市样本农户的调查数据，构建结构方程模型，基于农户视角研究了劳动力转移对农业生产经营组织创新的影响和农业生产经营组织创新对城乡收入差距的影响。研究结果表明： 第一，在我国劳动力供给形势趋紧的情况下，劳动力输出地区劳动力转移的财富累积效应产生的积极影响不足以弥补人力流失效应产生的消极影响，总体上对于发生了劳动力转移的农户进行农业生产经营组织创新存在显著的负面影响。本研究的假说一获得了数据支持。 第二，农户进行农业生产经营组织创新能够在不明显降低劳动力转移带来的工资性收入的情况下明显增加农业纯收入，对于提高农户家庭收入水平、促进城乡收入差距收敛具有显著的积极作用。因此，本研究的假说二也获得了数据支持。 第三，劳动力转移对农户家庭人均纯收入的影响明显大于农业生产经营组织创新，仍然是提高农户家庭收入水平、缩小城乡收入差距的主要因素。劳动力转移与农业生产经营组织创新对农户家庭收入的影响存在此消彼长的替代关系，农户人均农业纯收入的快速增加是以农户人均工资性收入的少量下降为代价的。专业大户对农户人均纯收入的影响要远远大于参加农民合作社，主要原因是专业大户的人均农业纯收入远大于参加农民合作社的农户。 (二)政策建议 第一，在当前我国劳动力供给形势趋紧的情况下，采取积极有效的措施，继续鼓励和支持农村劳动力向城镇有序转移，充分发挥劳动力转移对于提高我国城镇化水平、拉动宏观经济增长、增加农村居民收入、缩小城乡收入差距的积极作用。首先，通过加快已转移农业人口的市民化进程加大城镇对农村劳动力转移的“拉力”。积极探索农民工在城镇落户的可行办法，推动农民工平等享有劳动报酬、子女教育、公共卫生、计划生育、住房租购、文化服务等基本权益，努力实现城镇基本公共服务常住人口全覆盖。通过已转移农业人口在城镇的良好发展状况，对农村未转移人口发挥积极的示范和引导作用。其次，通过促进农村土地的合理流转加大农村对劳动力转移的“推力”。坚持依法自愿有偿原则，引导农村土地承包经营权有序流转，使进城的农民工能够方便地将承包土地转出并获得合理的报酬。 第二，积极创造有利于农户进行农业生产经营组织创新的制度环境，采取适当的人才、财税、经营政策，大力支持新型农业经营主体发展，促进城乡收入差距持续收敛。首先，着力培育新型农业经营主体。既要注重引导一般农户提高集约化、专业化水平，又要注重扶持专业大户，发展多种形式规模经营。其次，着力发展多元服务主体。壮大集体经济实力，发展农民专业合作和股份合作，培育壮大龙头企业，构建集约化、专业化、组织化、社会化相结合的新型农业社会化服务体系。最后，进一步整合农业补贴资源，调整补贴方向。按照“增加总量、用好增量”的原则，使新增补贴更多向专业大户等新型经营主体倾斜，提高补贴政策的针对性和有效性。 ①数据来源于国家统计局(编)《中国统计年鉴》(1991-2011，历年)，中国统计出版社。 ②在本研究中，“家庭农场”专指根据我国有关注册管理规定完成注册手续的“专业大户”，但文献回顾过程中，“家庭农场”和“专业大户”都采用了原文的措辞和提法。 ③Amos17.0软件能够绘制结构方程模型路径图，但各变量的字母无法采用本文中使用的拉丁字母。 ④这里将这464个样本农户作为一个整体计算转入土地面积，转出户为样本之外的农户。
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