韋吉飛

(西南大學(xué)教育學(xué)部教育經(jīng)濟(jì)與管理系，重慶 400715)

農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)村收入不平等與貧困的影響研究

韋吉飛

(西南大學(xué)教育學(xué)部教育經(jīng)濟(jì)與管理系，重慶 400715)

基于農(nóng)村微觀家庭數(shù)據(jù)，用基尼系數(shù)分解法和收入模擬法研究了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)村收入不平等及貧困的影響。結(jié)果表明:農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)緩解農(nóng)村的貧困化程度具有正向的推動(dòng)作用，即有利于農(nóng)村貧困家庭收入的提高;但另一方面，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)會(huì)加劇農(nóng)村收入不平等。

農(nóng)民創(chuàng)業(yè);收入不平等;貧困;影響

一、研究背景

自1978年，發(fā)韌于安徽鳳陽(yáng)小崗村的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的普遍推廣，極大釋放了農(nóng)村受壓抑的生產(chǎn)力，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。改革開放前幾年農(nóng)村經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展的勢(shì)頭，縮小了與城市的差距，但隨著制度創(chuàng)新帶來的效率的逐漸減弱和城市偏向思維的泛濫，從1986年開始農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度出現(xiàn)回落，此后很長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)，農(nóng)民收入增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)低于城市，城鄉(xiāng)的差距隨著改革的深入而不斷拉大，矛盾趨于激化，直至今日形成的“農(nóng)村、農(nóng)業(yè)、農(nóng)民”“三農(nóng)”問題，已成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的體制性瓶頸。在這種背景下，大量學(xué)者研究農(nóng)村地區(qū)收入差距與貧困問題、城鄉(xiāng)矛盾問題等。如萬廣華等［1］以回歸為基礎(chǔ)的分析框架，將總收入分解為地帶內(nèi)不平等和地帶間的不平等，分析中國(guó)東、中及西部三大地帶1985-2002年地區(qū)間收入差距不斷擴(kuò)大的根本原因，研究認(rèn)為地帶間的不平等擴(kuò)大速度要大于地帶內(nèi)的不平等擴(kuò)大速度，前者的貢獻(xiàn)率一直保持在60%以上，資本對(duì)不平等的貢獻(xiàn)率逐年上升，人力資本及農(nóng)村工業(yè)化等的貢獻(xiàn)率在下降;在另外一項(xiàng)研究中，萬廣華等［2］引用廣東、湖北和云南3省的數(shù)據(jù)，研究中國(guó)農(nóng)村收入不平等問題，結(jié)果表明地理位置和資本在農(nóng)民收入不平等中有重要作用，而農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)比勞動(dòng)力和其他因素更能解釋農(nóng)村收入不平等這一現(xiàn)象。朱農(nóng)［3］基于湖北省的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究農(nóng)村非農(nóng)業(yè)活動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入分布的作用，結(jié)果表明，2002年農(nóng)村非農(nóng)收入中的平均份額已占到了40%，其計(jì)量研究結(jié)果顯示，農(nóng)村非農(nóng)活動(dòng)降低了農(nóng)村的不平等，顯著提高了農(nóng)村家庭的收入水平。楊國(guó)濤［4］對(duì)寧復(fù)西海固的720個(gè)農(nóng)戶分析，結(jié)果表明地理區(qū)位與農(nóng)戶特征決定了貧困規(guī)模和程度的差異性。楊國(guó)濤等［5］以寧夏農(nóng)村住戶為對(duì)象研究收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)貧困的影響，得到結(jié)論是家庭經(jīng)營(yíng)收入對(duì)貧困的減緩貢獻(xiàn)份額最大，工資性收入在1999年以后的貢獻(xiàn)份額大幅度上升，而財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)貧困的影響最小。王洪亮等［6］運(yùn)用基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)測(cè)算1983-2003年中國(guó)省際間農(nóng)民收入的不平等，認(rèn)為從收入來源上看，中國(guó)省際間的農(nóng)民收入不平等主要表現(xiàn)為工資性收入的不平等，收入不平等的擴(kuò)大主要源于收入結(jié)構(gòu)效應(yīng)，此外，農(nóng)民收入的不平等在區(qū)域上主要表現(xiàn)為東中西三大區(qū)域間的不平等，且?guī)в性絹碓綇?qiáng)的時(shí)間依賴性。

可以看出，對(duì)農(nóng)村收入不平等的研究可謂視角眾多，所得出的結(jié)論也不盡一致。但令人費(fèi)解的是，在農(nóng)民個(gè)體之間收入的差異擴(kuò)大與貧困成為農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)的一個(gè)突出現(xiàn)象的情況下，確鮮有學(xué)者基于農(nóng)民個(gè)體(農(nóng)戶)數(shù)據(jù)研究農(nóng)村微觀個(gè)體之間收入的不平等與貧困問題。筆者將從創(chuàng)業(yè)的視角，利用農(nóng)戶家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，探討農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)村收入不平等與貧困的影響。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

筆者借鑒朱農(nóng)［3］與魯鳳［7］的研究思路，用目前國(guó)內(nèi)外應(yīng)用較為廣泛的兩種方法來分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)收入分布和貧困的影響:一是基尼系數(shù)的分解法。即將農(nóng)民創(chuàng)業(yè)收入視為一種“額外收入”，外在地加到家庭總收入之上，這種方法是將收入分解為不同的來源，然后將基尼系數(shù)按不同收入來源進(jìn)行分解，研究各種來源對(duì)收入分布不平等的貢獻(xiàn);二是家庭收入模擬法。即將農(nóng)民創(chuàng)業(yè)收入視農(nóng)民家庭收入分布的一種“潛在收入”。具體來說，就是要對(duì)每個(gè)家庭戶估計(jì)在不進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)情況下的收入，再比較這個(gè)收入和調(diào)查所觀察的收入的分布，從而分析創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)收入分布的作用。

(一)基尼系數(shù)的分解法

基尼系數(shù)是收入不平等程度的眾多種測(cè)度指標(biāo)中最主要的一個(gè)，它能夠進(jìn)行分組分解和來源分解，因此，廣泛應(yīng)用于現(xiàn)實(shí)分析。首先，我們引用基尼系數(shù)的分解法，分析農(nóng)民不同收入來源對(duì)不平等的貢獻(xiàn)，以考察農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)帶來的影響。設(shè)y1、y2……yk為K種不同收入來源的的家庭收入，如農(nóng)業(yè)收入、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)收入、其他非農(nóng)收入等，y0為家庭總收入，即收入y0=∑yk，則基尼系數(shù)可被定義為總收入和收入累計(jì)分布的協(xié)方差的函數(shù)。

式中:G0為總收入的基尼系數(shù);為平均收入;F(y0)為y0的累計(jì)分布;COV為協(xié)方差。按照協(xié)方差的性質(zhì)，總收入的基尼系數(shù)G0可被分解為:

Ck代表k項(xiàng)收入的集中率，Uk和U分別為k項(xiàng)收入的人均收入和樣本人均收入，Wk=Uk/U為k收入來源在樣本總收入中的比重。則Ck表示由下式求得:

在獲得Y收入的k收入集中率Ck之后，總樣本基尼系數(shù)可以按下分解:

k為收入來源數(shù)，Wk為k 收入來源在樣本收入中的比重。

根據(jù)上式，基尼系數(shù)是所有分項(xiàng)收入集中指數(shù)的加權(quán)平均，權(quán)數(shù)為各項(xiàng)收入在總收入中的比重。以(WkCk/G)*100%衡量第k項(xiàng)收入對(duì)基尼系數(shù)的百分比貢獻(xiàn)。

當(dāng)Ck＞Gk，且樣本人均收入不變，k收入來源在收入中的比重(Wk)的增加將導(dǎo)致基尼系數(shù)的擴(kuò)大，即導(dǎo)致更大的收入不均等。反之亦然，所以通過計(jì)算和比較Ck和G，可以判斷k收入來源對(duì)基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)趨勢(shì)。

(二)家庭收入的模擬

基尼系數(shù)分解法的基本假設(shè)是各種收入來源相互獨(dú)立，即各類收入之間不存在替代關(guān)系。在農(nóng)村，由于人力資源及物質(zhì)資本的限制，這種假設(shè)不一定符合現(xiàn)實(shí)。為了避免這一缺陷，而將各種生產(chǎn)活動(dòng)之間的相互作用納入分析，必須估計(jì)每個(gè)家庭在不進(jìn)行創(chuàng)業(yè)情況下的收入。也就是說，要估計(jì)出所有家庭沒有創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的情況下的收入分布，然后將這個(gè)收入分布與所觀察到的創(chuàng)業(yè)家庭的收入分布相比較，從而分析創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)收入不平等的作用。

調(diào)查中，對(duì)于那些已進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)并有創(chuàng)業(yè)收入的家庭，我們無法觀察到他們?cè)跊]有創(chuàng)業(yè)情況下的收入，因此，只能通過觀察未進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的家庭的收入分布來估計(jì)“創(chuàng)業(yè)家庭”在沒有創(chuàng)業(yè)情況下的收入分布。但是，由于兩類家庭的特征等可能不相同，且所調(diào)查樣本中非創(chuàng)業(yè)家庭并不一定隨機(jī)均勻分布于所以樣本中，這就會(huì)導(dǎo)致估計(jì)出現(xiàn)偏差。為修正這種偏差，我們用赫克曼［8］兩步法來修正。

首先用 Probit模型來估計(jì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的方程:

其中P*為隱變量;P為二元變量，對(duì)創(chuàng)業(yè)家庭而言，P=1，否則為0;Zi為參與創(chuàng)業(yè)的解釋變量。利用式(1)可以計(jì)算出所有觀察值的逆米爾比率。然后利用回歸法分別對(duì)兩類子樣本進(jìn)行回歸，從而估計(jì)出兩類家庭的收入方程，將逆米爾比率代入收入方程，得到修正之后的收入方程。如下:

對(duì)所有參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)(Pi=1)的家庭:

對(duì)所有不參加創(chuàng)業(yè)活動(dòng)(Pi=0)的家庭:

式中:yi家庭總收入;Xi為解釋變量;λ1，i和 λ0，i分別為參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)和不進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的逆米爾比率。利用收入方程，可以計(jì)算出創(chuàng)業(yè)家庭在未創(chuàng)業(yè)情況下的收入模擬值。通過比較兩種情況下的收入變化與分布，可以得到創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)村收入分布的影響。

關(guān)于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)于貧困的影響，我們用FGT系數(shù)來衡量。FGT系數(shù)是由佛士德等人［9］在森［10］所建立的度量貧困化指標(biāo)基礎(chǔ)上發(fā)展而來的一個(gè)具有很強(qiáng)操作性的指標(biāo)體系。其定義如下:

設(shè) y=(y1，y2，…，yn)為一組按升序排列的家庭(個(gè)人)收入。其中:

y＇＞ 0 為人為定義的貧因線;q=q(y，y＇) 為收入小于或等于y＇的家庭數(shù)，即貧困戶數(shù)(或個(gè)人數(shù))。則FGT系數(shù)形式為:

其中P0為貧困面，即貧困家庭占總家庭數(shù)的比重;P1為貧困深度，就是貧困家庭的收入與人為定義貧困線的差距;P2為貧困的不規(guī)則程度，也就是貧困家庭間的收入分布不平等狀況。

(三)數(shù)據(jù)來源與變量說明

筆者所用數(shù)據(jù)為“陜西軟科學(xué)研究項(xiàng)目”進(jìn)行調(diào)查所得數(shù)據(jù)，所調(diào)查農(nóng)戶主要分布于西北五省區(qū)(陜西、寧夏、新疆、甘肅和青海)，收回問卷份數(shù)為453份，經(jīng)過摘選，有效的問卷437份，為了使研究更具科學(xué)與代表性，我們?cè)谡{(diào)查過程中，注意到了調(diào)查樣本地區(qū)間分布的協(xié)調(diào)，因此沒有出現(xiàn)某地區(qū)樣本全是創(chuàng)業(yè)家庭或創(chuàng)業(yè)家庭比重過大的情況，也就是說各地區(qū)創(chuàng)業(yè)家庭與非農(nóng)創(chuàng)業(yè)家庭在樣本中的比重基本一致。由于各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展層次不同，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)形式與規(guī)模也不盡相同。從實(shí)際調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)以種養(yǎng)業(yè)、加工運(yùn)輸、個(gè)體戶和營(yíng)銷戶等為主，經(jīng)營(yíng)規(guī)模普遍較小，平均年總收入不到3萬元，這可能與西北地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后有關(guān)?？傮w上樣本能夠反映出農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與農(nóng)戶家庭收入的基本面。樣本基本情況如表1所示。

在調(diào)查中，我們把農(nóng)戶年總收入分為農(nóng)業(yè)收入、創(chuàng)業(yè)收入、非農(nóng)收入與其他收入四類。農(nóng)業(yè)收入即農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入，是指農(nóng)民以家庭為基本組織從事農(nóng)林牧副漁業(yè)生產(chǎn)得到的全部收入;創(chuàng)業(yè)收入是指農(nóng)民從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，包括個(gè)體戶、私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體企業(yè)及種養(yǎng)專業(yè)戶等創(chuàng)業(yè)經(jīng)營(yíng)所獲得的收入;非農(nóng)收入包括非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)收入和工資性收入，前者是指農(nóng)村家庭從事工業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)、建筑業(yè)及商業(yè)服務(wù)業(yè)等非創(chuàng)業(yè)性質(zhì)獲得的收入，后者是農(nóng)戶成員在各種社會(huì)機(jī)構(gòu)和經(jīng)營(yíng)單位中獲得的工資、獎(jiǎng)金、補(bǔ)貼分紅等收入;其他收入是農(nóng)村家庭獲得的除以上三項(xiàng)之外的所有收入。由于本調(diào)查樣本為選擇性調(diào)查，因此在所有樣本中，創(chuàng)業(yè)家庭所占的比重偏大，達(dá)40.7%，非創(chuàng)業(yè)家庭比重為59.3%;此外，需要指出的是，創(chuàng)業(yè)家庭大多數(shù)是兼營(yíng)農(nóng)戶，即家庭勞動(dòng)力中既有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的成員，也有從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的成員。

農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的主要決定因素有創(chuàng)業(yè)回報(bào)率、創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、家庭人力資本、資金積累能力及市場(chǎng)環(huán)境等。筆者引入以下幾個(gè)變量:(1)家庭成員的平均受教育年限。以平均受教育年限為代表，農(nóng)村家庭人力資本的積累可以提高農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)認(rèn)知水平與能力，文章將家庭中15歲以上成員的平均受教育年限按傳統(tǒng)方法分為小學(xué)(0～6年)、初中(6～9年)、高中(9～12年)及大專及以上(12年以上)四個(gè)層次，分別用1、2、3、4四個(gè)數(shù)字代替。(2)家庭耕地面積。土地是農(nóng)村最基本的生產(chǎn)資料，也是農(nóng)民進(jìn)行創(chuàng)業(yè)原始資本積累的最基礎(chǔ)資本，家庭擁有土地面積的大小往往是影響農(nóng)民選擇從事某種生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的最直接源動(dòng)力。(3)戶主年齡。這一變量可能代表著不同年代出生的農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意識(shí)的強(qiáng)弱與態(tài)度的差異，我們引入這一變量以考量年齡在農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中的影響作用。(4)家庭人口負(fù)擔(dān)率。這一變量是家庭人口數(shù)與勞動(dòng)力數(shù)的比例。(5)家庭離最近火車站或汽車站的距離。筆者用這一變量代替農(nóng)村家庭所處的市場(chǎng)環(huán)境。在現(xiàn)代物流經(jīng)濟(jì)逐步發(fā)展成熟過程中，車站(尤其是火車站)已成為各種信息、物質(zhì)及交通聚散最重要的場(chǎng)所之一，對(duì)農(nóng)村而言，車站已成為農(nóng)民進(jìn)行各種社會(huì)活動(dòng)最重要的通道。

表1 樣本的描述性分析

三、實(shí)證研究結(jié)果

(一)基尼系數(shù)分解法的實(shí)證結(jié)果

首先用外生收入法對(duì)農(nóng)村家庭按收入來源進(jìn)行基尼系數(shù)分解。表2展示了基尼系數(shù)的分解結(jié)果?？梢钥闯?，農(nóng)業(yè)收入仍是農(nóng)民收入的主要來源，占到51.85%，非農(nóng)收入占到30.70%，創(chuàng)業(yè)收入占總收入13.32%;調(diào)查發(fā)現(xiàn):總體上農(nóng)民的農(nóng)業(yè)參與率很高，達(dá)到96.10%，而參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)只有11.5%，超過85%的農(nóng)村家庭沒有創(chuàng)業(yè)收入。

表2 基尼系數(shù)的分解結(jié)果

從基尼系數(shù)的分解結(jié)果看，四種收入來源中，其 他收入的基尼系數(shù)最高，為0.921，其次是創(chuàng)業(yè)收入，為0.859，非農(nóng)收入的基尼系數(shù)為0.734，位于第三，而農(nóng)業(yè)收入的基尼系數(shù)最小。由此可知，農(nóng)業(yè)收入在四種收入中最為均衡。如果將創(chuàng)業(yè)收入從農(nóng)民總收入中剔除掉，則其基尼系數(shù)為0.433，比純農(nóng)業(yè)收入0.486的基尼系數(shù)要低10.9%。說明雖然非農(nóng)收入有較強(qiáng)的不均衡性，但將其匯總到農(nóng)業(yè)收入之后，基尼系數(shù)下降了，由此可推斷:農(nóng)村非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)民收入分布的不平等性具降低作用，這與朱農(nóng)先生研究的結(jié)論相似①朱農(nóng)先生(2002)一項(xiàng)對(duì)湖北農(nóng)村的研究表明，農(nóng)村非農(nóng)收入的基尼系數(shù)為0.662，農(nóng)業(yè)收入的基尼系數(shù)為0.474，將農(nóng)業(yè)收入加上非農(nóng)收入后，基尼系數(shù)下降了10.6%，說明非農(nóng)活動(dòng)降低了收入的不平等。。而將創(chuàng)業(yè)收入部分引入后，總收入的基尼系數(shù)上升了7.4%，達(dá)0.469。說明創(chuàng)業(yè)收入加劇了農(nóng)村收入的不平等性。應(yīng)該指出的是，由創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所帶來的農(nóng)民部分非農(nóng)收入減輕了創(chuàng)業(yè)收入對(duì)總收入不平等的沖擊，因?yàn)檗r(nóng)民創(chuàng)業(yè)可以帶動(dòng)農(nóng)村就業(yè)，從而提高農(nóng)民的非農(nóng)收入，在一定程度上降低了總收入的基尼系數(shù)。

農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入與創(chuàng)業(yè)收入與總收入的相關(guān)程度都較高，都在0.60以上。從各收入來源對(duì)不平等的貢獻(xiàn)率來看，農(nóng)業(yè)收入的貢獻(xiàn)率為34.3%，非農(nóng)收入為26.8%，而創(chuàng)業(yè)收入高達(dá)36.2%，基他收入僅為2.7%。與上述結(jié)論基本相符。

再看各收入百分點(diǎn)變化對(duì)不平等和社會(huì)福利的邊際影響作用。從中可看出，農(nóng)業(yè)收入每上升1%，基尼系數(shù)下降0.06%，而非農(nóng)收入和創(chuàng)業(yè)收入每上升1%，基尼等比系數(shù)分別上升0.04%和0.19%。農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)收入和創(chuàng)業(yè)收入每增加1%，給社會(huì)福利所帶來的增加值分別為0.53%、0.35%和0.58%，創(chuàng)業(yè)收入帶來的福利增加值最大，原因在于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)不僅帶來農(nóng)村社會(huì)總收入的提高，而且由此帶動(dòng)的農(nóng)村就業(yè)率的提高對(duì)農(nóng)民生活狀態(tài)的改善具有促進(jìn)作用。

(二)收入模擬法的實(shí)證結(jié)果

基尼系數(shù)分解法在分析收入不平等方面得到了廣泛應(yīng)用，但如上所述，其隱含的各種收入來源是相互獨(dú)立的假設(shè)并不一定符合現(xiàn)實(shí)。為避免這一缺陷，我們?cè)倮檬杖肽M法進(jìn)行分析。首先分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的決定因素，如表3所示為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)參與的無偏估計(jì)。

從表3中可以看出，農(nóng)村家庭人力資本(用家庭平均受教育年限代替)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)起到正向推動(dòng)作用，即農(nóng)民受教育程度越高，對(duì)其創(chuàng)業(yè)推動(dòng)作用越強(qiáng)。農(nóng)民家庭人口負(fù)擔(dān)率對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有抑制作用，換句話說，家庭勞動(dòng)力越多，對(duì)創(chuàng)業(yè)的推動(dòng)就越強(qiáng);反之，家庭非在業(yè)人口越多，對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)作用抑制作用越強(qiáng)。家庭人口負(fù)擔(dān)率越大，表明農(nóng)民家庭生活壓力越大，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所需的資金積累越緊張，因此對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有負(fù)向作用。

表3 家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)與否的估計(jì)結(jié)果(進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為1，否則為0)

耕地面積對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有正向推動(dòng)作用，表明家庭耕地面積越多，對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的推動(dòng)作用越強(qiáng)，原因在于農(nóng)民收入普遍低的情況下，農(nóng)村耕地面積的多少代表著農(nóng)民掌握物質(zhì)資本基礎(chǔ)的厚薄，家庭耕地面積越大，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)資金積累越強(qiáng)，越易于進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

戶主年紀(jì)與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是反向關(guān)系，表明年紀(jì)越輕，農(nóng)民越有創(chuàng)業(yè)激情，而年紀(jì)越大創(chuàng)業(yè)參與可能性越小。為引入市場(chǎng)環(huán)境變量，筆者用農(nóng)民家庭離車站的距離來代表。在農(nóng)村，離車站越近，意味著市場(chǎng)環(huán)境越好，相反，則市場(chǎng)環(huán)境越差。估計(jì)結(jié)果表明，市場(chǎng)環(huán)境對(duì)農(nóng)民有創(chuàng)業(yè)具有顯著作用，市場(chǎng)環(huán)境越好，越容易激發(fā)農(nóng)村的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

基于以上分析，下面分別對(duì)農(nóng)民有創(chuàng)業(yè)活動(dòng)和沒有創(chuàng)業(yè)活動(dòng)兩種情況下進(jìn)行無偏估計(jì)(表4)。估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)民人力資本對(duì)兩類家庭的收入都具有正向拉動(dòng)作用，平均受教育年限越高，對(duì)收入的拉動(dòng)作用越強(qiáng)。但不同的是，大專以上(12年以上)的教育程度對(duì)非創(chuàng)業(yè)家庭的收入具有明顯抑制作用，反映出了農(nóng)民受教育在農(nóng)村的回報(bào)率低的現(xiàn)狀。家庭人口負(fù)擔(dān)率對(duì)兩類家庭的收入都具有反向作用，而耕地面積對(duì)兩類家庭的收入都有正向作用，其系數(shù)分別為0.018和0.016。

利用表4中的回歸方程3可以估計(jì)模擬出農(nóng)民家庭在沒有創(chuàng)業(yè)狀況下的收入情況，如表5所示。從中看出，在家庭總收入上，進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)家庭的年總收入比在沒有進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)情況下的收入提升了4 322元?；嵯禂?shù)從0.433上升到0.449，上升幅度為3.7%。在人均收入方面，模擬值比觀察值低1 339.6元，基尼系數(shù)從0.434上升到0.451，上升了3.9%。說明創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)村微觀家庭之間收入分布的不平等性具有加劇作用。

表4 收入方程的估計(jì)結(jié)果

(被解釋變量:家庭總收入的對(duì)數(shù)值)

表5 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)不平等的影響

我們?cè)倏疾燹r(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)村貧困的影響。目前統(tǒng)計(jì)口徑普遍將農(nóng)戶收入分為五組:低收入戶、中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶和高收入戶。據(jù)此，我們假設(shè)每組人口所占比重為20%，于是將低收入戶定義為貧困戶。結(jié)合所調(diào)查樣本情況，筆者按位于人均收入等級(jí)低端的20%來計(jì)算貧困人口，將貧困線定義為1 500元以下，即據(jù)此統(tǒng)計(jì)，總樣本中有約20%的樣本家庭人均收入在此貧困線以下。

從表6的計(jì)算結(jié)果可看出，創(chuàng)業(yè)給農(nóng)村家庭的總收入和人均收入帶來12%～14%的增幅。FGT指數(shù)值都為負(fù)值，表明農(nóng)民創(chuàng)業(yè)在一定程度上降低了農(nóng)村地區(qū)的貧困，P0值從32.1%下降到24.3%，說明創(chuàng)業(yè)收入使農(nóng)村貧困戶比重下降了近8個(gè)百分點(diǎn);P1值從13.5%下降到7.1%，這說明農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動(dòng)從總體上提高了貧困戶的收入水平;P2值下降2.4個(gè)百分點(diǎn)，表明農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活動(dòng)也縮小了貧困戶之間的收入差距。

表6 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)貧困的影響

四、結(jié)論

1978年以來，隨著農(nóng)村改革的推進(jìn)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的多元化及農(nóng)民收入的不斷提高。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)也得到了較快的發(fā)展。筆者基于農(nóng)村微觀家庭數(shù)據(jù)，研究農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)農(nóng)村收入不平等及貧困的影響?？梢钥闯?農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)一方面推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)由外延拉動(dòng)向內(nèi)源發(fā)展轉(zhuǎn)變，從而提高農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)涵;另一方面，由農(nóng)民創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造就業(yè)崗位，解決了農(nóng)村部分剩余勞動(dòng)力的就業(yè)問題，提高就業(yè)者的收入。因此，可以說，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)從總體上提高了農(nóng)村的收入水平，降低農(nóng)村貧困化程度。另外，研究還表明，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)加劇了農(nóng)村收入不平等狀況，原因在于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)伴隨著高風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，也往往帶來較高收入，這種高收入及其異常值會(huì)拉劇創(chuàng)業(yè)家庭與低收入農(nóng)戶之間的差距。說明農(nóng)村地區(qū)有創(chuàng)業(yè)能力和干勁的人，其收入會(huì)有較大提高。應(yīng)該指出的是，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)雖然在一定程度上加大了農(nóng)村家庭間的貧富差距，但這種差距僅僅是個(gè)體意義上的差距，而不是導(dǎo)致普遍貧困化。相反，隨著更多的農(nóng)民實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)，由此拉動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及帶動(dòng)農(nóng)村的就業(yè)，會(huì)提高農(nóng)民整體收入水平，從根本上推動(dòng)農(nóng)民生活的逐步改善。

［1］萬廣華，張藕香，伏潤(rùn)民.1985-2002年中國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入不平等:趨勢(shì)、起因與政策含義［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008(3):4-15.

［2］萬廣華，周章躍，陸遷.中國(guó)農(nóng)村收入不平等:運(yùn)用農(nóng)戶數(shù)據(jù)的分解［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2005(5):4-11.

［3］朱農(nóng).論農(nóng)村非農(nóng)業(yè)活動(dòng)對(duì)收入分布的作用［J］.世界經(jīng)濟(jì)文匯，2002(2):3-14.

［4］楊國(guó)濤.地理區(qū)位、農(nóng)戶特征與貧困分布——基于西海固720個(gè)農(nóng)戶的分析［J］.財(cái)貿(mào)研究，2007(2):19-24.

［5］楊國(guó)濤，孟令杰.收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)貧困的影響分析——以寧夏回族自治區(qū)農(nóng)村住戶為例［J］.中國(guó)人口科學(xué)，2005(5):82-88，96.

［6］王洪亮，楊國(guó)濤，徐翔，孫國(guó)鋒.我國(guó)省際間農(nóng)民收入不平等與收入變動(dòng)分析［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2006(3):37-42，79.

［7］魯鳳，徐建華.中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異:來自Gini系數(shù)和Theil系數(shù)的實(shí)證［J］.中國(guó)東西部合作研究，2004(1):60-85.

［9］HECKMAN J.Sample selection bias as a specification error［J］.Econometrica，1979，47(1):153-161.

［8］FOSTER J，GREER J，THORBECKE E.A Class of decomposable poverty measures［J］.Econometrica，1984，52(3):761-766.

［10］SEN A K.Poverty:An ordinal approach to measurement［J］.Econometrica，1976，42(2):219-231.

Peasants Entrepreneurship，Income Inequalities and Poverty in Rural China

WEI Jifei
(College of Education，Southwest University，Chongqing 400715，P.R.China)

Based on rural micro-data of household，using the method of Gini decomposition and simulation income，the author studies income inequality and poverty in rural areas.The results show that farmers'entrepreneurial activity relieved of degree of poverty in rural will help the poor to increase family income.On the other hand，the farmers'entrepreneurship will increase the income inequality.

peasants'entrepreneurship;inequalities;poverty;effect

F304.8

A

1008-5831(2013)02-0016-07

2012-05-27

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究西部和邊疆地區(qū)項(xiàng)目(11XJC630013)

韋吉飛(1982-)，男，廣西都安人，西南大學(xué)教育學(xué)部講師，管理學(xué)博士，主要從事人力資源開發(fā)與管理、成人教育與培訓(xùn)、人力資源配置與優(yōu)化研究。

(責(zé)任編輯 傅旭東)