李 賓，馬九杰

(1.北京化工大學 經濟管理學院，北京 100029；2.中國人民大學 農業(yè)與農村發(fā)展學院，北京 100872)

一、引言

孔子云，“不患寡而患不均，不患貧而患不安，蓋均無貧，和無寡，安無傾”，說明了公平在收入分配中的重要地位。因此，我國的收入差距問題一直都深受國內外研究者關注。國際比較表明，我國是世界上收入差距最大的經濟體之一[1]，而城鄉(xiāng)收入差距則構成了我國總體收入差距的主要部分[2-5]。巨大的城鄉(xiāng)收入差距對我國經濟的持續(xù)增長、社會公正與穩(wěn)定都提出了挑戰(zhàn)，甚至不排除陷入所謂“拉美增長陷阱”的可能性[6]。2009年，我國城鄉(xiāng)居民人均收入比處于3.33的歷史最高值。2010年至2013年，盡管我國城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的巨大壓力有所緩解，但仍然維持在3.0以上的高位。逐步提高農村居民收入水平、不斷縮小城鄉(xiāng)收入差距，促進城鄉(xiāng)共同繁榮，依然任重道遠*數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局(編)《中國統(tǒng)計年鑒》(1991～2011，歷年)，中國統(tǒng)計出版社。。

城鄉(xiāng)之間期望收入的差距吸引了農村勞動力向城鎮(zhèn)轉移[7]。勞動力轉移總體上對于提高農村居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距發(fā)揮了重要的作用[8-14]。從1990年到2012年，工資性收入占我國農村居民人均純收入的比重已經從20.22%上升到43.55%，逐漸從農村居民收入成份的“配角”轉化為“主角”。但是，從2004年開始大規(guī)模出現(xiàn)的“民工荒”現(xiàn)象，顛覆了我國勞動力用之不盡、取之不竭的觀念。盡管當前我國農村是否存在大規(guī)模的剩余勞動力仍有爭議[15-21]，但我國農村剩余勞動力“無限供給”階段結束已經成為不爭的事實。繼續(xù)通過大規(guī)模勞動力轉移縮小城鄉(xiāng)收入差距日漸困難。

在此情況下，充分激發(fā)農村生產要素潛能，實施農村生產經營組織創(chuàng)新，發(fā)展新型農業(yè)經營主體，進一步提高農戶的農業(yè)生產經營收入水平，繼續(xù)保持農戶收入的持續(xù)增長態(tài)勢，成為促進城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)收斂的必要條件。2012年11月，黨的十八大報告指出：發(fā)展農民專業(yè)合作和股份合作，培育新型經營主體，發(fā)展多種形式規(guī)模經營，構建集約化、專業(yè)化、組織化、社會化相結合的新型農業(yè)經營體系。2013年1月，中共中央、國務院一號文件《關于加快發(fā)展現(xiàn)代農業(yè) 進一步增強農村發(fā)展活力的若干意見》，對于如何培育和壯大新型農業(yè)生產經營組織做出了具體部署。但是，在我國勞動力供給總體形勢趨緊的情況下，農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，是否受制于我國農村勞動力已經大規(guī)模轉移的現(xiàn)狀？是否能夠對促進城鄉(xiāng)收入差距收斂產生顯著的作用？需要進行深入的研究。

因此，本文擬對勞動力轉移、農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新與城鄉(xiāng)收入差距變化的關系進行研究。相對于以往的同類文獻[22]，本文的主要創(chuàng)新之處在于：重點研究勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的影響和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對城鄉(xiāng)收入差距變化的影響，彌補了已有研究對此問題關注的不足；采用2012年組織的湖北省、重慶市485個樣本農戶問卷調查獲得的微觀數(shù)據(jù)展開研究，提高了研究的時效性和針對性；采用結構方程模型分析勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的影響和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對城鄉(xiāng)收入差距變化的影響，便于分析潛變量之間的關系，提高了研究的信度和效度。

本文以下內容的結構安排如下：第二部分，進行文獻回顧；第三部分，構建理論框架，提出研究假說，建立結構方程模型并識別相關變量；第四部分，說明數(shù)據(jù)來源，描述主要數(shù)據(jù)；第五部分，進行模型估計，測度勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的影響和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對城鄉(xiāng)收入差距變化的影響；第六部分，總結研究結論并揭示其政策含義。

二、文獻回顧

(一)勞動力轉移對城鄉(xiāng)收入差距的影響

大多數(shù)學者認為農村勞動力向城鎮(zhèn)轉移具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。李實通過對農村勞動力轉移的收入分配效應的實證分析，認為農村勞動力轉移不但可以直接、間接地提高外出打工戶的家庭收入水平, 而且就全國而言還會抑制農村居民收入差距的擴大、對緩解城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大發(fā)揮積極的作用[8]。Whalley 和 Zhang的研究表明，由于城鄉(xiāng)收入差距和農村內部收入差距很大，農村人口向城市的遷移，有助于降低整體收入差距[9]。Khan和Riskin通過對中國1995-2002年家庭收入進行調查研究后發(fā)現(xiàn)，將遷移者計入城鎮(zhèn)人口，在一定程度上能夠縮小城鄉(xiāng)差距[11]。陸銘和陳釗通對于1987-2001年間省級面板數(shù)據(jù)的分析，并且考慮了城市化指標的內生性問題之后，發(fā)現(xiàn)城市化縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著[10]。馬九杰通過應用1978-2003年省級面板數(shù)據(jù)的研究表明，勞動力轉移有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距[12]。蔡昉認為由于勞動力從農村向城鎮(zhèn)轉移是由城鄉(xiāng)收入差距所拉動，因此勞動力的轉移本身通常被認為可以縮小城鄉(xiāng)收入差距[13]。此外，劉學軍和趙耀輝使用2005年1%人口抽樣調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外來勞動力對城市本地勞動力的就業(yè)率和工資均具有統(tǒng)計上顯著的負向作用，這從另一個角度體現(xiàn)了勞動力流動具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用[14]。

但是，我國現(xiàn)實中的城鄉(xiāng)收入差距之所以沒有隨著大規(guī)模的勞動力流動持續(xù)收斂，是因為包括戶籍制度因素在內的勞動力市場扭曲削弱了勞動力轉移對于縮小城鄉(xiāng)差距的作用。蔡昉和楊濤認為，對生產要素市場的各種干預，導致勞動力和資本分別扭曲地集中于農村和城市，是形成目前的城鄉(xiāng)收入差距的因素之一[23]。Shi、Sicular和Zhao運用9個省的健康和營養(yǎng)調查數(shù)據(jù)考察了城鄉(xiāng)收入差距，將不能得到解釋的城鄉(xiāng)收入差距的42%和小時收入的48%歸結為勞動力市場扭曲的作用[24]。Shi應用同一套數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，戶籍制度可以直接解釋28%的城鄉(xiāng)收入差距[25]。王美艷的研究結果表明，外來勞動力在相同的就業(yè)崗位上工資低于城市本地勞動力的部分，39%應該歸因于戶籍身份的差異[26]。Lin、Wang和Zhao通過估計遷移者對收入差距的反應彈性，認為遷移確實是一種縮小差距的機制，但他們同時也觀察到，由于戶籍制度的存在和沿海地區(qū)過快的發(fā)展速度，目前的遷移規(guī)模還不足以縮小現(xiàn)存的收入差距[27]。蔡昉認為中國勞動力轉移與城鄉(xiāng)收人差距同時擴大，是一種制度現(xiàn)象，即由于戶籍制度等對勞動力永久遷移的約束，目前的勞動力轉移不能根本性地完成農村勞動者居住地和職業(yè)身份的改變，從而不能滿足縮小城鄉(xiāng)收入差距的條件[28]。孫寧華、堵溢和洪永淼用一個包含兩部門間不同程度扭曲的一般均衡模型對城鄉(xiāng)收入差距的形成進行分析，結果表明城鄉(xiāng)收入差距與勞動力市場的扭曲程度成正比[29]。馬九杰的研究表明，經濟開放度的加大、財政支出、目前方式的金融發(fā)展和深化、農業(yè)貿易條件不利于有效縮小城鄉(xiāng)收入差距[12]。此外，Lu也認為勞動力市場的扭曲是形成城鄉(xiāng)收入差距的重要原因[30]。

(二)勞動力轉移對農戶家庭經營的影響

勞動力轉移導致農戶的要素數(shù)量和要素結構發(fā)生變化，因而對農戶的農業(yè)生產活動產生了深遠的影響[31-32]。邊際產出為正的農村勞動力遷移會降低轉移者家庭的農業(yè)產量，但轉移者向農村家庭的匯款對家庭產出和收益能夠產生積極的影響[33]，也能夠增強農村家庭應對風險的能力[34-35]。在信貸普遍缺乏的情況下，轉移者向家庭的匯款可以被用來擴大農業(yè)物資的采購數(shù)量，直接或間接地刺激了農業(yè)生產，提高了農業(yè)生產率和農產品數(shù)量，從而補償了部分因為勞動力流失造成的農業(yè)收入損失[33，36]。改革開放以來，我國農村勞動力向城市流動不僅沒有導致農業(yè)生產的萎縮，而且推動了傳統(tǒng)農業(yè)改造和現(xiàn)代農業(yè)的發(fā)展[37]。但是，農村勞動力流動正改變著從事農業(yè)生產的勞動力的年齡結構[38]。白南生、李靖和陳晨的研究表明：成年子女外出務工使農村老人農業(yè)參與率上升5.8個百分點，加重了農村老人的農業(yè)勞動負擔[39]。李琴和宋月萍的研究結果表明：勞動力流動整體上增加了農村老年人的農業(yè)勞動時間，但這種影響因流動模式不同而存在差異；在勞動力以跨省流動為主的中西部地區(qū)，家庭成員外出打工顯著地增加了老年人的農業(yè)勞動時間，而在勞動力以省內流動為主的沿海地區(qū)，家庭成員外出打工并沒有增加老年人的農業(yè)勞動時間[40]。另外一些研究也表明，勞動力轉移促使留守人員(婦女、老人、兒童)從事了比先前更多的農業(yè)工作，即使轉移者回流也沒有改變這種勞動分配變化情況[41-42]。

勞動力轉移對農戶生產經營模式的影響也十分明顯。Wouterse和Taylor的研究表明，勞動力轉移能夠促使農村家庭進入高回報的產業(yè)，但由于家庭勞動力損失，對農戶選擇勞動密集型產業(yè)具有負面影響[43]。勞動力轉移對農戶生產經營模式的影響與家庭特征緊密相關，這些因素包括留守家庭成員的年齡、性別和就業(yè)部門[44]，轉移的季節(jié)或永久特征[45]，家庭資產[46]，以及導致流動性限制的原因[22]。盡管轉移者的匯款能夠通過緩解農村家庭的流動性約束來減小失去勞動力的負面影響，但匯款提高了非轉移人員的保留工資且降低了閑暇的機會成本，可能反過來通過抑制留守人員參加工作強化了失去勞動力的負面影響[47-49]。Démurger和Li的研究表明，無論是在個人還是在家庭水平，我國農村的個人職業(yè)選擇都對轉移經歷敏感[22]。個人的轉移經歷與本地非農就業(yè)工作顯著相關，返鄉(xiāng)的轉移者更愿意選擇非農工作而不是從事農業(yè)勞動[50]。因此，轉移者的返鄉(xiāng)能夠促使個體轉換到更高回報的活動，從而促進了鄉(xiāng)村的非農活動發(fā)展[22]。

(三)農戶家庭經營組織形式對農民收入的影響

農戶的家庭經營組織形式對農民收入產生了重要的影響。向國成和韓紹鳳立足于分工演化[51]，運用楊小凱和黃有光發(fā)展的間接定價理論模型[52]對中國改革開放以來農業(yè)組織化的演進主線給出了一個統(tǒng)一的理論解釋，指出家庭農場*在本研究中，“家庭農場”專指根據(jù)我國有關注冊管理規(guī)定完成注冊手續(xù)的“專業(yè)大戶”，但文獻回顧過程中，“家庭農場”和“專業(yè)大戶”都采用了原文的措辭和提法。是一種最少產生內生交易費用的團隊組織。因此，從全社會專業(yè)化分工的角度看，家庭規(guī)模經營是提高農民收入、解決“三農”問題的正確方向[53]。勞動和資本雙重密集型的適度規(guī)模經營農戶(家庭農場)不僅與大規(guī)模的機械化農場相比更加符合中國人多地少的基本國情，也是在現(xiàn)有城市化及土地流轉水平下解決農業(yè)隱性失業(yè)、收入低下、產業(yè)升級困難等一系列問題的出路所在[54]。繼續(xù)留在農村從事農業(yè)的農戶土地經營規(guī)模的擴大，使繼續(xù)從事農業(yè)的農戶也有了如陳柏峰所說的成為“農村中間階層”的可能性[55]。在可預見的未來，在中國農村經營主體中占多數(shù)的小規(guī)模農戶仍將持續(xù)存在，農民專業(yè)合作社因其能在一定程度上幫助生產者分享來自加工和銷售環(huán)節(jié)的利潤而具有廣泛的生存空間和發(fā)展?jié)摿56]。已有的國際經驗表明，支持發(fā)展農民的合作組織是促進農民收入增長的重要舉措[55]。

有關調查結果也證實，新型農業(yè)經營主體有利于提高農業(yè)生產效率和農戶家庭收入。張忠明、周立軍和錢文榮通過對浙江省的實地調研發(fā)現(xiàn)，盡管設施農業(yè)經營規(guī)模與農業(yè)生產率之間并不是簡單的正向或負向關系，生產率評價指標不同則二者的變化規(guī)律往往也不同，但基于生產率測算的設施農業(yè)最佳經營規(guī)模遠大于生產主體的實際規(guī)模和意愿規(guī)模，經營戶擴大生產規(guī)模是有利可圖的[57]。黃祖輝和俞寧通過對浙江省186個農業(yè)專業(yè)大戶、102 家農民專業(yè)合作社和44 家農業(yè)企業(yè)的調查發(fā)現(xiàn)：新型農業(yè)經營主體的盈利能力比一般傳統(tǒng)農戶明顯要強；以農業(yè)專業(yè)大戶為例，2008年人均農業(yè)凈收益的平均水平達到4.4 萬元，而同期浙江省農村居民人均純收入僅為9258 元；得益于制度創(chuàng)新，農民專業(yè)合作社的盈利能力也十分可觀，被調查的農民專業(yè)合作社2008年凈收益平均為273.9 萬元；較強的盈利能力不僅有利于農業(yè)經營者收入的增加，而且增強了其對農業(yè)的投入能力[58]。

(四)文獻評述

國內外相關文獻回顧表明：勞動力轉移、農戶家庭經營與城鄉(xiāng)收入差距(或農村居民收入)之間的關系得到了很多研究者的關注，對于我們正確理解勞動力轉移對社會經濟發(fā)展的深遠影響發(fā)揮了重要的作用。但是，仍有以下幾個重要的方面有待進一步的研究：

第一，在研究內容方面，盡管已有的相關文獻已經注意到勞動力轉移對于農戶生產經營模式的影響和近年來我國農村各種新型農業(yè)經營主體蓬勃發(fā)展對農民收入的積極作用，但都沒有基于農戶角度直接研究勞動力轉移對于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的影響和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對于城鄉(xiāng)收入差距收斂的作用。

第二，在微觀數(shù)據(jù)方面，已有的相關研究多是采用我國2009年及以前的微觀數(shù)據(jù)，難以反映我國勞動就業(yè)市場領域和農村生產經營領域發(fā)生深刻變化的2010年至2012年這一關鍵時期的許多重要信息，降低了研究的時效性和針對性。

第三，在研究方法方面，就我們目前所知，已有的研究多數(shù)選用了多元回歸模型和Probit模型，不利于分析潛變量之間的影響。采用結構方程模型分析勞動力轉移、農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新和城鄉(xiāng)收入差距收斂的關系，將會很好地解決這一問題。

三、理論框架

(一)理論假說

農村勞動力向城鎮(zhèn)轉移，促進了城鄉(xiāng)之間的要素交流，促使農戶富余的勞動力資源轉化為工資性收入，提高了農戶的家庭收入水平，能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距[8-14，59]。但隨著我國勞動力供給形勢趨于緊張，繼續(xù)通過大規(guī)模的勞動力轉移縮小城鄉(xiāng)收入差距日漸困難。充分激發(fā)農村生產要素潛能，進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，進一步提高農戶的農業(yè)生產經營收入，也有利于逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距[54-55，58]。

分工和專業(yè)化被古典經濟學視為勞動效率提高和財富增長的重要源泉。楊小凱和黃有光在科斯和張五常相關研究的基礎上提出了間接定價理論[52]。間接定價理論認為：市場中存在產品交易和勞動交易兩種形式，市場主體會自動選擇交易費用較低的交易形式；人類的勞動可以劃分為生產勞動和經營勞動兩類，當勞動交易費用大于分工收益時，勞動者自給自足是最佳的選擇，當勞動交易費用低于分工收益時，對勞動者進行分工是最佳選擇；若進行勞動交易，則存在生產勞動交易和經營勞動交易兩種選擇，對于交易費用較低的勞動進行商品化(支付工資)，而對交易費用較高的勞動通過給予勞動者剩余控制權、收益權來進行間接定價，以免對交易費用較高的勞動進行直接定價產生的巨額交易成本。在該理論基礎上，農戶根據(jù)自身的家庭稟賦，對各類交易費用進行比較，選擇不同的農業(yè)生產經營組織形式。在本文中，我們將自給自足的農戶家庭基于分工和專業(yè)化的思想形成的農業(yè)生產經營組織形式的變化視為是農業(yè)生產經營組織的創(chuàng)新。農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的方向主要有對農產品進行交易、對農業(yè)經營勞動進行交易和對農業(yè)生產勞動進行交易三種，與此對應的組織形式分別是訂單農業(yè)、農民合作社和專業(yè)大戶(含家庭農場，下同)。

訂單農業(yè)是對農產品進行交易的一種典型的農業(yè)生產經營組織形式。農戶通過與農產品購買者之間簽訂的合約(訂單)，組織家庭的勞動力和物質資源進行訂單農產品生產。在這個過程中，農戶與農產品的購買者之間形成了一種典型的產品契約關系，農戶已不再是自給自足的傳統(tǒng)農戶，而是進入了社會分工的農業(yè)生產經營組織。通過訂單農業(yè)，農戶在沒有改變家庭內部資源總量和組合方式的情況下，更加緊密地與外部市場聯(lián)系在了一起。專業(yè)大戶和農民合作社是對農業(yè)勞動進行交易的兩種農業(yè)生產經營組織形式。專業(yè)大戶由單一農戶創(chuàng)辦，以農戶自有勞動投入為主，存在部分的生產勞動交易。農民合作社允許多個農戶參加，但需要統(tǒng)一的協(xié)調和管理，存在經營勞動交易。若農戶認為勞動的交易成本高于分工收益，則會選擇自給自足的傳統(tǒng)農業(yè)生產經營組織形式，若農戶認為勞動的交易成本低于分工收益，則會選擇專業(yè)大戶或者農民合作社等存在分工的農業(yè)生產經營組織形式。若農戶認為生產勞動的交易成本低于經營勞動，農戶就會選擇對生產勞動進行交易的專業(yè)大戶形式，而對經營勞動進行間接定價。若農戶認為生產勞動的交易成本高于經營勞動，農戶就會選擇對經營勞動進行交易的農民合作社形式，而對生產勞動進行間接定價。有些時候，農戶并不能很準確地判斷各種交易成本的大小關系或認為選擇多種交易形式的組合能夠實現(xiàn)家庭收益最大化，會導致農戶同時選擇訂單農業(yè)、專業(yè)大戶或農民合作社中的兩種或三種農業(yè)生產經營組織形式。盡管農業(yè)企業(yè)也是農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的一種形式，而且同時對產品、經營勞動和生產勞動進行交易，但其主體已非農戶，因而在本文中暫不進行討論。一般來說，農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的路徑如圖1所示。

圖1 農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的路徑

在勞動力輸出地區(qū)，勞動力轉移對發(fā)生了勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新產生了兩種直接影響：人力流失效應和財富累積效應。勞動力轉移的人力流失效應，通過勞動力的外出轉移降低了農戶留守農村的勞動力數(shù)量和勞動力質量，進而降低了農戶可投入農業(yè)生產經營活動的勞動力數(shù)量和勞動力質量，不利于農戶從事勞動力相對密集、人力資本要求較高的農業(yè)生產經營活動，因此，對農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，實施訂單農業(yè)、參加農民合作社或成為專業(yè)大戶具有消極影響。勞動力轉移的財富累積效應，能夠通過轉移者的收入回流提高農戶家庭的收入水平和財富存量，進而提高農戶的生產投資能力，在一定程度上緩解了農戶開展農業(yè)生產經營活動面臨的信貸約束，有利于農戶從事貨幣資本相對密集的農業(yè)生產經營活動，因此，對農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，實施訂單農業(yè)、參加農民合作社或成為專業(yè)大戶具有積極影響。勞動力轉移的人力流失效應和財富累積效應之和就構成了勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的總體影響。

勞動力轉移的人力流失效應和財富累積效應隨著勞動力市場供求關系的變化而發(fā)生變化，因而導致勞動力轉移對農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的總體影響也在不斷發(fā)生變化。在勞動力轉移的初期階段，由于農村勞動力可以“無限供給”，因而農業(yè)勞動投入的邊際產出為零。勞動力轉移只會產生財富累積效應，促進了農戶的貨幣資本積累，而不會產生人力流失效應，因而會對農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新產生積極的影響。在勞動力轉移的中期階段，隨著勞動力轉移的持續(xù)進行，農業(yè)勞動投入的邊際產出不斷增大。勞動力轉移的人力流失效應也愈發(fā)明顯，勞動力轉移對農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的積極影響也逐漸達到峰值后回落。在勞動力轉移的晚期階段，勞動力供給形勢趨于緊張，農業(yè)勞動力投入的邊際產出很大。勞動力轉移的人力流失效應超過了財富累積效應，勞動力轉移對農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的影響也從積極影響逆轉為消極影響。

由此，提出本研究第1個假說：在我國勞動力供給形勢趨緊的情況下，勞動力輸出地區(qū)勞動力轉移的財富累積效應產生的積極影響不足以彌補人力流失效應產生的消極影響，不利于發(fā)生了勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新。

農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，選擇訂單農業(yè)、農民合作社和專業(yè)大戶等不同的農業(yè)生產經營組織形式，相對于農戶原有的自給自足的傳統(tǒng)生產經營組織形式，為農戶增加了分工和專業(yè)化的收益，對提高農戶家庭收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距產生了重要影響。

農戶選擇訂單農業(yè)的生產經營組織形式，增加了搜尋采用訂單形式的農產品購買者并與之談判、簽約產生的交易成本Co1，但節(jié)約了無訂單情況下搜尋農產品購買者并進行談判的交易成本Co2。更重要的是，農戶選擇訂單農業(yè)的生產經營組織形式基本鎖定了農產品銷售價格，消除了農產品市場價格波動可能對于農戶造成的損失Lo。通常來說，Co2+Lo>Co1，超過部分即為農戶選擇訂單農業(yè)生產經營組織形式增加的農戶家庭收入。

農戶選擇農民合作社的生產經營組織形式，增加了入社談判、社員費用和開展社內活動產生的交易成本Cc1，但通常節(jié)約了搜尋農產品購買者進行談判的交易成本Cc2，也節(jié)約了搜尋農業(yè)物資銷售者并進行談判的交易成本Cc3。更重要的是，以合作社的形式與農產品購買者進行談判通?？梢垣@得更高的農產品銷售價格從而給農戶家庭增加了收益Ic1，以合作社的形式與農業(yè)物資銷售者進行談判通?？梢垣@得更低的農業(yè)物資銷售價格從而給農戶家庭增加收益Ic2。通常來說，Cc2+Cc3+Ic1+Ic2>Cc1，超過部分即為農戶選擇農民合作社生產經營組織形式增加的農戶家庭收入。

農戶選擇專業(yè)大戶的生產經營組織形式，增加了土地流轉搜尋、談判、簽約和租金產生的交易成本Cp1，增加了勞動力搜尋、談判、簽約和勞動力工資產生的的交易成本Cp2，增加了貨幣資本融資搜尋、談判、簽約和利息支出產生的交易成本Cp3。但是，專業(yè)大戶可以獲得農業(yè)生產盈余從而給農戶家庭增加收益Ip1，還可以獲得因適度規(guī)模經營導致生產效率提高給農戶家庭增加的收益Ip2，并通過與農產品購買者談判獲得更高的農產品銷售價格從而給農戶家庭增加收益Ip3，與農業(yè)物資銷售者談判獲得更低的農業(yè)物資銷售價格從而給農戶家庭增加收益Ip4。通常來說，Ip1+Ip2+Ip3+Ip4>Cp1+Cp2+Cp3，超過部分即為農戶選擇專業(yè)大戶生產經營組織形式增加的農戶家庭收入。

由此，提出本研究第2個假說：農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新有利于提高農戶家庭收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(二)模型選擇

勞動力轉移、農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新和城鄉(xiāng)收入差距變量都是可以表現(xiàn)為多個指標的潛變量，適合采用結構方程模型(Structural Equation Modeling，縮寫SME)進行分析。結構方程模型包括測量方程(Measurement Equation)和結構方程(Structural Equation)兩個部分。測量方程描述潛變量與指標之間的關系，結構方程則描述潛變量之間的關系。與其它常規(guī)的統(tǒng)計方法(回歸分析、方差分析、相關分析、聚類分析)相比，結構方程模型有許多優(yōu)點：能同時處理多個因變量，便于進行多因素分析；允許自變量和因變量含測量誤差；可以同時估計因子結構和因子關系；允許更大彈性的測量誤差；可以估計整個模型的擬合程度。

測量方程通常表示為：

x=Λxξ+δ

y=Λyη+ε

x表示q個外生(exogenous)觀測變量組成的q×1向量；Λx是外生觀測變量在外生潛變量上的因子載荷矩陣，表示外生觀測變量與外生潛變量之間的關系；ξ表示n個外生潛變量組成的n×1向量；δ表示q個測量誤差組成的q×1向量。

y表示p個內生(endogenous)觀測變量組成的p×1向量；Λy是內生觀測變量在內生潛變量上的因子載荷矩陣，表示內生觀測變量與內生潛變量之間的關系；η表示m個內生潛變量組成的m×1向量；ε表示p個測量誤差組成的p×1向量。

結構方程通常表示為：

η=Bη+Γξ+ζ

B是路徑系數(shù)，表示內生潛變量η間的關系，是m×m系數(shù)矩陣；Γ是路徑系數(shù)，表示外生潛變量ξ對內生潛變量η的影響；ζ是結構方程的殘差項m×1向量，反映了η在方程中未能被解釋的部分。

結構方程模型通常有4個假設條件：第一，測量方程誤差項δ和ε的均值為0；第二，結構方程殘差項ζ的均值為 0；第三，誤差項δ和ε與因子η、ξ之間不相關；第四，殘差項ζ與ξ、δ和ε之間不相關。

一個完整的結構方程模型包含如下8個參數(shù)矩陣：Λx、Λy、B、Γ，Φ、Ψ、Θδ、Θε。其中，Φ為潛變量ξ的協(xié)方差矩陣，Ψ為殘差項ζ的協(xié)方差矩陣，Θδ和Θε分別為δ和ε的協(xié)方差矩陣。

在結構方程模型中，共有p+q個可觀測變量，可以產生(p+q)(p+q+1)/2個不同的方差和協(xié)方差；如果模型成立，可以得到(p+q)(p+q+1)/2個不同的方程，記t為模型中未知參數(shù)個數(shù)，則模型可識別的必要條件為t≤(p+q)(p+q+1)/2。

(三)變量識別

在本研究中，共含有3個潛變量。其中，勞動力轉移(ξ1)是外生潛變量，而農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)和城鄉(xiāng)收入差距(η2)則是內生潛變量。進一步，在內生潛變量中，農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)是原因潛變量，城鄉(xiāng)收入差距(η2)則是結果潛變量。各潛變量和觀測指標說明如表1所示：

表1 各潛變量和觀測指標說明

本次調查并未獲得當?shù)爻擎?zhèn)居民的收入數(shù)據(jù)。為了獲得城鄉(xiāng)收入差距數(shù)值，并確保不同地區(qū)農戶城鄉(xiāng)收入差距數(shù)值的可比性，本文采用全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入計算城鄉(xiāng)收入差距相對數(shù)(城鄉(xiāng)人均收入比值)和絕對數(shù)(城鄉(xiāng)人均收入差額)。

(四)路徑分析

根據(jù)上文確定的潛變量和觀測指標，應用Amos17.0軟件繪制路徑關系。如圖2所示*Amos17.0軟件能夠繪制結構方程模型路徑圖，但各變量的字母無法采用本文中使用的拉丁字母。。在上文確定的變量之間的路徑關系圖中，勞動力轉移(ξ1)影響農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)和城鄉(xiāng)收入差距(η2)，農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)也影響城鄉(xiāng)收入差距(η2)。根據(jù)上文的理論分析結果，這三個影響關系都應是負向的。即：勞動力轉移(ξ1)對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)具有消極影響，勞動力轉移(ξ1)和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)都有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距(η2)。

圖2 變量路徑關系圖

四、數(shù)據(jù)描述

本研究的數(shù)據(jù)來源于2012年在湖北省建始縣、重慶市黔江區(qū)進行的485個樣本農戶的問卷調查。湖北省、重慶市都是我國中西部重要的勞動力轉移輸出地區(qū)，對于研究勞動力轉移對農戶家庭經營和城鄉(xiāng)收入差距的影響具有較高的代表性。本次調查的樣本農戶分布于建始縣花坪鎮(zhèn)、紅巖鎮(zhèn)、茅田鄉(xiāng)和三里鄉(xiāng)的13個行政村和黔江區(qū)石會鎮(zhèn)、中塘鄉(xiāng)、阿蓬江鎮(zhèn)和太極鄉(xiāng)的12個行政村。根據(jù)研究的需要，剔除了21個收入數(shù)據(jù)異常的樣本農戶，保留了464個有效樣本農戶。464個樣本農戶共有2111人，戶均4.55人，共有勞動力1463人，戶均3.16人，共經營土地3428.45畝，戶均7.39畝，人均1.62畝。

(一)樣本農戶勞動力轉移情況

農戶家庭中是否發(fā)生勞動力轉移，將會對農戶的家庭收入情況和農業(yè)生產經營情況產生影響。持久性的勞動力轉移和目的地為省外的勞動力轉移，降低了已轉移勞動力同時參加農業(yè)生產活動的可能，將會進一步放大勞動力轉移對農戶的家庭收入和農業(yè)生產經營的影響。相關數(shù)據(jù)統(tǒng)計結果如表2所示：

表2 樣本農戶勞動力轉移情況統(tǒng)計結果

通過表2數(shù)據(jù)可知，樣本農戶的中大部分(69.83%)都至少有1個勞動力在當年參加了轉移。在已發(fā)生勞動力轉移的農戶中，有將近一半(148/324)的農戶至少有1個勞動力屬于持久性轉移，有超過一半(209/324)的農戶至少有1個勞動力參加省外轉移。

(二)樣本農戶農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新情況

根據(jù)農戶對農產品進行交易、對農業(yè)經營勞動進行交易和對農業(yè)生產勞動進行交易的差異，將農戶的生產經營組織創(chuàng)新分為訂單農業(yè)、農民合作社和專業(yè)大戶等三種形式。相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)如表3所示：

表3 樣本農戶生產經營組織創(chuàng)新情況統(tǒng)計結果

通過表3數(shù)據(jù)可知，只有少數(shù)農戶進行了農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，其中：有12.93%的農戶參加了農民合作社，有6.68%的農戶生產規(guī)模達到了專業(yè)大戶標準。

(三)樣本農戶家庭收入情況

農戶家庭人均純收入是計算城鄉(xiāng)收入差距的依據(jù)。人均工資性收入與和人均農業(yè)純收入分別反映了勞動力轉移和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對農戶家庭收入的不同影響程度。專業(yè)大戶和參加農民合作社的農戶人均純收入和其他農戶的人均純收入的差異則反映了不同形式的農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對農戶收入的影響。相關統(tǒng)計結果如表4所示：

表4 樣本農戶家庭收入情況統(tǒng)計結果

通過表4數(shù)據(jù)可知，樣本農戶家庭人均純收入明顯高于全國農村居民人均純收入6977元，但與全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入21810元相比仍有很大差距。樣本農戶家庭收入狀況反映出的城鄉(xiāng)收入差距要明顯小于全國平均水平。樣本農戶的工資性收入對人均純收入的貢獻比例遠高于農業(yè)純收入。無論是專業(yè)大戶還是參加合作社的農戶，人均純收入金額都明顯高于其他農戶。從農戶人均純收入的構成看，專業(yè)大戶和參加合作社的農戶人均農業(yè)純收入明顯高于其他農戶，而人均工資性收入則明顯低于其他農戶。

五、模型估計

(一)結構方程模型估計結果

本研究構建的結構方程模型是一個可以識別的遞歸模型(Recursive Model)。應用2012年湖北省和重慶市農戶問卷調查獲得的2011年度農戶數(shù)據(jù)，采用最大似然估計法(Maximum Likelihood，縮寫ML)，應用Amos 17.0軟件進行結構方程的各個變量系數(shù)的估計。結構方程模型的回歸系數(shù)估計結果如表5所示：

表5 結構方程模型回歸系數(shù)估計結果

結構方程的其它變量，測量誤差δ1、δ2、δ3、ε1、ε2、ε3、ε4、ε5等變量在0.001水平顯著，殘差項ζ1在0.01水平顯著，殘差項ζ2在0.001水平顯著。

模型回歸系數(shù)估計結果表明：

勞動力轉移(ξ1)對城鄉(xiāng)收入差距(η2)的影響是負向的，即勞動力轉移能夠顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距。這與之前的理論分析預測方向也是一致的，也與李實[8]、Whalley和Zhang[9]、陸銘和陳釗[10]、Khan和Riskin[11]、馬九杰[12]、蔡昉[13]、劉學軍和趙耀輝[14]等人的研究結果一致。

勞動力轉移(ξ1)對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)的影響是負向的，即勞動力轉移不利于發(fā)生了勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新。這與之前的理論分析預測方向一致，也與Wouterse和Taylor[43]等人的研究結果有類似之處。

農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)對城鄉(xiāng)收入差距(η2)的影響是負向的，即農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新能夠顯著地縮小城鄉(xiāng)收入差距。這與之前的理論分析預測方向也是一致的，也與黃宗智和彭玉生[54]、黃祖輝和俞寧[58]、陳錫文[55]等人的觀點一致。

而且，勞動力轉移(ξ1)對城鄉(xiāng)收入差距(η2)的影響要大于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)對城鄉(xiāng)收入差距(η2)的影響。這說明在當前時期，勞動力轉移對于城鄉(xiāng)收入差距收斂的作用仍要大于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對于城鄉(xiāng)收入差距收斂的作用，勞動力轉移仍然是提高農戶家庭收入水平、促進城鄉(xiāng)收入差距收斂的最主要因素。

進一步，由于勞動力轉移(ξ1)不僅能夠對城鄉(xiāng)收入差距(η2)直接產生影響，還通過農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)間接對城鄉(xiāng)收入差距(η2)產生影響。三個潛變量之間的標準化回歸系數(shù)分解結果如表6所示。

表6 三個潛變量之間的標準化回歸系數(shù)分解結果

可見，由于勞動力轉移(ξ1)不利于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新(η1)，抵消了勞動力轉移(ξ1)對于縮小城鄉(xiāng)收入差距(η2)的一部分積極作用，使勞動力轉移(ξ1)對城鄉(xiāng)收入差距(η2)的影響由-0.521減弱到-0.456。

(二)結構方程模型適配度檢核

該模型估計結果中，不存在負的誤差方差(Θδ、Θε)且達到了顯著性水平(在0.05水平)，所有的誤差變異也都達到了顯著性水平(在0.05水平)，估計參數(shù)統(tǒng)計量之間的相關系數(shù)絕對值也沒有太接近1，潛在變量與其測量指標間的因子載荷(Λx、Λy)不存在很大的標準誤，符合Bogozzi和Yi提出的基本適配判別標準[60]。此外，還應進一步進行模型的整體適配度評價和模型內在結構的適配度評價。

1.模型整體適配度指標分析

整體模型適配度的檢核是對模型外在質量的檢驗。由于用來評價結構方程整體模型適配度的指標有很多，通常從絕對適配指標、增值適配度指標和簡約適配指標等三個方面加以考慮[61]。盡管理論模型的卡方值(χ2)顯著性是進行模型整體適配度判斷的常用方法，但由于卡方值受估計參數(shù)及樣本數(shù)量影響很大，通常只適用于樣本數(shù)據(jù)小于200個模型[62]，不適用于本研究模型的適配度判斷。本文具體選用的評價指標和模型適配度信息如表7所示：

表7 整體模型適配度指標信息

通過將本研究模型的多項整體適配度指標與通常的判斷標準進行比較后可知，本研究模型的整體適配度較好。

2.模型內在結構適配度評估

內在結構適配的評價是對模型內在質量的檢核，包括兩個方面：一為測量模型的評價，二為結構模型的評價。前者關注測量變量是否足以反映其對應的潛在變量，其目的在于了解潛在建構的效度和信度；后者評價理論構建階段所界定的因果關系是否成立。

在本研究模型的估計結果中，測量模型中的因子載荷均達到顯著性水平(p<0.05，t的絕對值大于1.96)，而且測量誤差也具有非0的顯著性，這表明測量指標能夠有效地反映出它所要測量的構念(潛變量)，該測量具有良好的效度證據(jù)。測量指標的多元相關系數(shù)的平方(R2)均達到了顯著性水平，而且部分值在0.5以上，表明該測量的信度也符合要求。因此，結構方程模型中測量模型的適配度較高。

在本研究模型的估計結果中，潛在變量間路徑系數(shù)所代表的參數(shù)的符號，與筆者所提出的理論模型假設的期望影響方向一致，且所有路徑系數(shù)的參數(shù)估計值均達到了統(tǒng)計上的顯著性水平(p<0.05，t的絕對值大于1.96)，表明變量間的影響存在實質性的意義。而且，結構方程的多元相關系數(shù)的平方(R2)均達到了顯著性水平。因此，結構方程模型中結構模型的適配度也符合要求。

(三)對模型估計結果的分析

1.勞動力轉移與農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對農戶家庭收入影響的比較

結構方程模型的估計結果已經證實了勞動力轉移與農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新都有利于促進城鄉(xiāng)收入差距收斂，而且勞動力轉移對于促進城鄉(xiāng)收入差距收斂的影響要大于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對于促進城鄉(xiāng)收入差距收斂的影響。

問卷調查結果表明：464個樣本農戶的家庭人均純收入為12272.96元，人均工資性收入(絕大多數(shù)為外出務工收入)為6918.59，貢獻了其中的56.37%，人均農業(yè)純收入為3319.80，只貢獻了其中的27.05%。

樣本農戶的人均工資性收入主要受到勞動力轉移的影響，而人均農業(yè)純收入則主要受到農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的影響。為了得到更為一般性的結論，以樣本農戶家庭人均純收入為因變量，以人均工資性收入和人均農業(yè)純收入分別代理勞動力轉移和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新作為自變量，建立多元回歸方程模型，分析勞動力轉移和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對464個樣本農戶的家庭人均純收入的影響。

模型估計結果表明，多元回歸方程非常顯著(F值為369.707，p<0.001)。人均工資性收入和人均農業(yè)純收入對家庭人均純收入的影響系數(shù)分別為0.736和0.401。如表8所示。因此，對于464個樣本農戶來說，勞動力轉移對農戶家庭人均純收入的影響明顯大于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，仍然是提高農戶家庭收入水平、促進城鄉(xiāng)收入差距收斂的主要因素。這與結構方程模型的估計結果一致。

表8 人均工資性收入和人均農業(yè)純收入對樣本農戶人均純收入的影響

2.勞動力轉移與農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對農戶家庭收入影響的替代關系

盡管對464個樣本農戶來說，勞動力轉移對農戶家庭收入的影響要大于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，但對于進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的農戶來說，在有限的勞動力資源約束條件下，將家庭勞動力主要投入到外出務工中，意味著家庭中能夠投入到農業(yè)生產經營中的勞動力就會減少，很難實現(xiàn)人均工資性收入與人均農業(yè)純收入的同時提高，二者存在一定的替代關系。

問卷調查結果表明：31個專業(yè)大戶的人均農業(yè)純收入為10739.06元，明顯高于而其他農戶的人均農業(yè)純收入2788.63元，而31個專業(yè)大戶的人均工資性收入為6251.01元，則又低于其他農戶的人均工資性收入6966.39元；60個參加了合作社的農戶人均農業(yè)純收入為4396.50元，明顯高于其他農戶的人均農業(yè)純收入3159.90，而60個參加了合作社的農戶人均工資性收入為6429.68元，則又低于其他農戶的人均工資性收入6991.20元。

為了得到更為一般性的結論，以人均農業(yè)純收入代理農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新作為因變量，以人均工資性收入代理勞動力轉移作為自變量，建立回歸方程，分析勞動力轉移和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對464個樣本農戶家庭收入影響的替代關系。

模型估計結果表明，回歸方程非常顯著(F值為8.531，p=0.004)。人均工資性收入對人均農業(yè)純收入的影響系數(shù)為-0.136。如表9所示。因此，對于所有464個樣本農戶來說，勞動力轉移與農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對農戶家庭收入的影響存在此消彼長的替代關系，農戶人均農業(yè)純收入的快速增加是以農戶人均工資性收入的少量下降為代價的。這與結構方程模型的估計結果一致。31個專業(yè)大戶和60個參加合作社的農戶人均純收入明顯高于其他農戶的主要原因在于，在保持了人均工資性收入(主要是外出務工收入)沒有明顯下降的情況下，大大增加了人均農業(yè)純收入的金額。

表9 人均工資性收入對樣本農戶人均農業(yè)純收入的影響

3.成為專業(yè)大戶和參加農民合作社對農戶家庭收入的影響比較

在新型農業(yè)生產經營組織中，專業(yè)大戶由于具有較大的土地經營規(guī)模、較長的土地租賃期限和較高的生產技術水平，實現(xiàn)了農戶與要素的結合方式的重新組合，從傳統(tǒng)的小農分散經營轉變?yōu)槠髽I(yè)化的集約經營，便于采用現(xiàn)代化的生產經營方式，因而通常具有更高的獲利能力，對于提高農戶家庭收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距的效應會更加明顯。相對而言，農民合作社盡管可能在采購、生產、流通、銷售等環(huán)節(jié)增加了農戶之間的交流和合作，但總體上并未改變傳統(tǒng)的小農分散經營格局，對較高的生產技術采納能力有限，能夠提高農戶家庭收入水平的幅度也很有限，對于縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用不夠明顯。

問卷調查結果表明：60個參加農民合作社的農戶人均純收入為13193.19元，超過464個人樣本農戶人均純收入7.50%，人均農業(yè)純收入金額為4396.50元，超過464個樣本農戶人均農業(yè)純收入32.43%；31個專業(yè)大戶人均純收入金額為19333.06元，超過464個樣本農戶人均純收入57.53%，人均農業(yè)純收入金額為10739.06元，超過464個樣本農戶人均農業(yè)純收入223.49%。

為了得到更為一般性的結論，以464個樣本農戶家庭人均純收入作為因變量，以是否參加農民合作社和是否是專業(yè)大戶作為為自變量，建立回歸方程，比較專業(yè)大戶和農民合作社對樣本農戶人均純收入的影響大小。

模型估計結果表明，回歸方程非常顯著(F值為6.334，p=0.002)。是否是專業(yè)大戶對樣本農戶人均純收入的影響系數(shù)為0.164，而是否參加合作社對樣本農戶的人均收入沒有顯著的影響。如表10所示。因此，對于所有464個樣本農戶來說，成為專業(yè)大戶對農村居民人均純收入的影響要遠遠大于參加農民合作社。主要原因在于專業(yè)大戶的人均農業(yè)純收入要遠遠大于參加農民合作社的農戶。

表10 專業(yè)大戶和農民合作社對樣本農戶人均純收入的影響

4.勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的微觀影響與宏觀影響一致么？

本研究以勞動力輸出地區(qū)的樣本農戶為研究對象，證實了勞動力轉移對于發(fā)生了勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的微觀影響是負向的，即勞動力轉移不利于農戶實施訂單農業(yè)、參加農民合作社或成為專業(yè)大戶。但是，若以特定區(qū)域為研究對象，勞動力轉移卻有利于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，即勞動力轉移的宏觀影響有利于特定區(qū)域的農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新。這就出現(xiàn)了勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的微觀影響與宏觀影響的不一致的情況。當然，這種正向的宏觀影響正是我們希望看到的。

導致勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的微觀影響與宏觀影響不一致的原因如下：

第一，勞動力轉移僅僅對已發(fā)生勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新具有負面影響。在勞動力總體供給形勢趨緊的當前階段，勞動力轉移對于已發(fā)生勞動力轉移的農戶實施生產經營組織創(chuàng)新的總體影響是負向的。但是對于未發(fā)生勞動力轉移的農戶，這種負向的影響是不存在的。甚至因為勞動力轉移限制了已發(fā)生勞動力轉移的農戶實施生產經營組織創(chuàng)新，客觀上降低了未發(fā)生勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營活動的市場競爭程度，從而成為一種刺激未發(fā)生勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的積極因素。

第二，勞動力轉移還會產生加快土地流轉等間接影響，客觀上為農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新創(chuàng)造了條件。勞動力轉移除了能夠對已發(fā)生勞動力轉移的農戶產生人力流失效應和財富累積效應兩種直接效應外，還會促進已發(fā)生勞動力轉移的農戶土地轉出，使土地資源相對集中在留在農村繼續(xù)從事農業(yè)種養(yǎng)生產活動的農戶家庭中，為區(qū)域新型農業(yè)經營主體的發(fā)展創(chuàng)造了必要的土地條件，客觀上推動了區(qū)域新型農業(yè)經營主體的發(fā)展。在上文調查數(shù)據(jù)中，464個樣本農戶共經營土地3428.45畝，戶均7.39畝，而實際上這464個樣本農戶的自有土地面積只有2630.88畝，戶均5.67畝，轉入土地面積占樣本農戶經營面積的23.26%*這里將這464個樣本農戶作為一個整體計算轉入土地面積，轉出戶為樣本之外的農戶。。

因此，陳錫文經過多年的研究和觀察后提出：在沒有外力進入的背景下，城市化帶來的農村人口減少，同時也意味著繼續(xù)留在農村從事農業(yè)的農戶土地經營規(guī)模的擴大；他在對上海市松江區(qū)農村的調查中也看到，隨著農村勞動力的大量轉移，一些愿意繼續(xù)留在村里務農的農戶通過土地流轉耕作的田地達到了百余畝，年純收入可以達到12萬元以上，堪比城鎮(zhèn)目前的中產階層[55]。

六、結論與建議

(一)研究結論

本文采用湖北省和重慶市樣本農戶的調查數(shù)據(jù)，構建結構方程模型，基于農戶視角研究了勞動力轉移對農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的影響和農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對城鄉(xiāng)收入差距的影響。研究結果表明：

第一，在我國勞動力供給形勢趨緊的情況下，勞動力輸出地區(qū)勞動力轉移的財富累積效應產生的積極影響不足以彌補人力流失效應產生的消極影響，總體上對于發(fā)生了勞動力轉移的農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新存在顯著的負面影響。本研究的假說一獲得了數(shù)據(jù)支持。

第二，農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新能夠在不明顯降低勞動力轉移帶來的工資性收入的情況下明顯增加農業(yè)純收入，對于提高農戶家庭收入水平、促進城鄉(xiāng)收入差距收斂具有顯著的積極作用。因此，本研究的假說二也獲得了數(shù)據(jù)支持。

第三，勞動力轉移對農戶家庭人均純收入的影響明顯大于農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新，仍然是提高農戶家庭收入水平、縮小城鄉(xiāng)收入差距的主要因素。勞動力轉移與農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新對農戶家庭收入的影響存在此消彼長的替代關系，農戶人均農業(yè)純收入的快速增加是以農戶人均工資性收入的少量下降為代價的。專業(yè)大戶對農戶人均純收入的影響要遠遠大于參加農民合作社，主要原因是專業(yè)大戶的人均農業(yè)純收入遠大于參加農民合作社的農戶。

(二)政策建議

第一，在當前我國勞動力供給形勢趨緊的情況下，采取積極有效的措施，繼續(xù)鼓勵和支持農村勞動力向城鎮(zhèn)有序轉移，充分發(fā)揮勞動力轉移對于提高我國城鎮(zhèn)化水平、拉動宏觀經濟增長、增加農村居民收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用。首先，通過加快已轉移農業(yè)人口的市民化進程加大城鎮(zhèn)對農村勞動力轉移的“拉力”。積極探索農民工在城鎮(zhèn)落戶的可行辦法，推動農民工平等享有勞動報酬、子女教育、公共衛(wèi)生、計劃生育、住房租購、文化服務等基本權益，努力實現(xiàn)城鎮(zhèn)基本公共服務常住人口全覆蓋。通過已轉移農業(yè)人口在城鎮(zhèn)的良好發(fā)展狀況，對農村未轉移人口發(fā)揮積極的示范和引導作用。其次，通過促進農村土地的合理流轉加大農村對勞動力轉移的“推力”。堅持依法自愿有償原則，引導農村土地承包經營權有序流轉，使進城的農民工能夠方便地將承包土地轉出并獲得合理的報酬。

第二，積極創(chuàng)造有利于農戶進行農業(yè)生產經營組織創(chuàng)新的制度環(huán)境，采取適當?shù)娜瞬?、財稅、經營政策，大力支持新型農業(yè)經營主體發(fā)展，促進城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)收斂。首先，著力培育新型農業(yè)經營主體。既要注重引導一般農戶提高集約化、專業(yè)化水平，又要注重扶持專業(yè)大戶，發(fā)展多種形式規(guī)模經營。其次，著力發(fā)展多元服務主體。壯大集體經濟實力，發(fā)展農民專業(yè)合作和股份合作，培育壯大龍頭企業(yè)，構建集約化、專業(yè)化、組織化、社會化相結合的新型農業(yè)社會化服務體系。最后，進一步整合農業(yè)補貼資源，調整補貼方向。按照“增加總量、用好增量”的原則，使新增補貼更多向專業(yè)大戶等新型經營主體傾斜，提高補貼政策的針對性和有效性。

參考文獻：

[1]YANG Dennis Tao，CAI Fang.The political economy of China’s rural-urban divide [C].//Nicholas C H，YANG Dennis Tao，LI Muyang.How far across the river：Chinese policy reform at the millennium，Stanford，California：Stanford University Press，2003：389-416.

[2]YANG Dennis Tao.Urban-based policies and rising income inequality in China [J].American Economic Review，1999(89)：306-410.

[3]GUSTAFSSON B，LI Shi.A more unequal China? Aspects of inequality in the distribution of equivalent income[C].//RISKIN C，ZHAO Renwei，LI Shi.China’s retreat from equality：income distribution and economic transition，M.E.Sharp，2001.

[4]KANBUR R，ZHANG Xiaobo.Fifty years of regional inequality in China：a journey through central planning，reform，and openness[R].United Nations University WIDER Discussion papers，No.2004/50，2004.

[5]王培剛，周長城.當前中國居民收入差距擴大的實證分析與動態(tài)研究——基于多元線性回歸模型的闡釋[J].管理世界，2005(9)：34-44.

[6]王小魯，樊 綱.中國收入差距的走勢和影響因素分析[J].經濟研究，2005(10)：24-36.

[7]TODARO M P.A model of labor migration and urban unemployment in less developed countries [J].American Economic Review，1969，59(1)：138-148.

[8]李 實.中國農村勞動力流動與收入增長和分配[J].中國社會科學，1999(2)：16-33.

[9]WHALLEY John，ZHANG Shuming.Inequality change in China and labour mobility restrictions[R].NBER Working Paper Series，No.10683，National Bureau of Economic Research，2004.

[10]陸 銘，陳 釗.城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經濟研究，2004(6)：50-58.

[11]KHAN A R，RISKIN C.China’s household income and its distribution，1995 and 2002[J].The China Quarterly，2005(182)：356-384.

[12]馬九杰.經濟增長中城鄉(xiāng)差距及其決定因素[C].//紀寶成，楊瑞龍.城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展中的中國“三農”問題.北京：中國人民大學出版社，2005：41-59.

[13]蔡 昉.劉易斯轉折點——中國經濟發(fā)展新階段[M].北京：社會科學文獻出版社，2008.

[14]劉學軍，趙耀輝.勞動力流動對城市勞動力市場的影響[J].經濟學(季刊)，2009(2)：693-710.

[15]蔡 昉.中國勞動力市場發(fā)育與就業(yè)變化[J].經濟研究，2007(7)：4-14.

[16]蔡 昉.劉易斯轉折點與公共政策方向的轉變——關于中國社會保護的若干特征性事實[J].中國社會科學，2010(6)：125-137.

[17]KNIGHT J，DENG Q，LI Shi.The puzzle of migrant labour shortage and rural labour surplus in China [J].China Economic Review，2011，22(4)：585-600.

[18]汪 進，鐘笑寒.中國的劉易斯轉折點是否到來——理論辨析與國際經驗[J].中國社會科學，2011(5)：22-37.

[19]張曉波，楊 進，王生林.中國經濟到了劉易斯轉折點了嗎？——來自貧困地區(qū)的證據(jù)[C].//蔡昉，楊濤，黃益平.中國是否跨越了劉易斯轉折點，北京：社會科學文獻出版社，2012.

[20]姚 洋，張 珂.中國已經到達劉易斯轉折點了嗎？——基于省級數(shù)據(jù)的證據(jù)[C].//蔡昉，楊濤，黃益平.中國是否跨越了劉易斯轉折點，北京：社會科學文獻出版社，2012.

[21]GOLLEY Jane，孟昕.中國的剩余勞動力枯竭了么？[C].//蔡昉，楊濤，黃益平.中國是否跨越了劉易斯轉折點，北京：社會科學文獻出版社，2012.

[22]DéMURGER S，LI Shi.Migration，remittances and rural employment patterns：evidence from China[R].Working Paper，October 19，2012.

[23]蔡 昉，楊 濤.城鄉(xiāng)收入差距的政治經濟學[J].中國社會科學，2000(4)：11-22.

[24]SHI Xinzheng，SICULAR Terry，ZHAO Yaohui.Analyzing urban-rural income inequality in China [R].Paper Presented at the International Symposium on Equity and Social Justice in Transitional China，Beijing，2002，July 11-12.

[25]SHI Xinzheng.Empirical research on urban-rural income differentials：the case of China [R].Unpublished Manuscript，CCER，Beijing University，2002.

[26]王美艷.城市勞動力市場上的就業(yè)機會與工資差異——外來勞動力就業(yè)與報酬研究[J].中國社會科學，2005(5)：36-46.

[27]LIN Justin Yifu，WANG Gewei，ZHAO Yaohui.Regional inequality and labor transfers in China [J].Economic development and Cultural Change，2004，52(3)：587-603.

[28]蔡 昉.農村剩余勞動力流動的制度性障礙分析——解釋流動與差距同時擴大的悖論[J].經濟學動態(tài)，2005(1)：35-39.

[29]孫寧華，堵 溢，洪永淼.勞動力市場扭曲、效率差異與城鄉(xiāng)收入差距[J].管理世界，2009(9)：44-52.

[30]LU Ding.Rural-urban income disparity：impact of growth，allocative efficiency and local growth welfare [J].China Economic Review，2002，13(4)：419-429.

[31]TAYLOR J E，MARTIN P L.Human capital：migration and rural population change[C].//RAUSSER G，GARDNER B.Handbook of agricultural economics.New York：Elsevier，2001.

[32]錢文榮，鄭黎義.勞動力外出務工對農戶農業(yè)生產的影響——研究現(xiàn)狀與展望[J].中國農村觀察，2011(1)：31-38.

[33]ROZELLE S，TAYLOR J E，DE BRAUW A.Migration，remittances，and productivity in China [J].American Economic Review，1999，89(2)：287-291.

[34]GILES J.Is life more risky in the open? household risk-coping and the opening of China’s labor markets [J].Journal of Development Economics，2006，81(1)：25-60.

[35]GILES J，YOO K.Precautionary behavior，migrant networks，and household consumption decisions：an empirical analysis using household panel data from rural China [J].Journal of Development Economics，2007，89(3)：534-551.

[36]TAYLOR J E，ROZELLE S，DE BRAUW A.Migration and source communities：a new economics of migration perspective from China [J].Economic Development and Cultural Change，2003，52(1)：75-101.

[37]盛來運.農村勞動力流動的經濟影響和效果[J].統(tǒng)計研究，2007(10)：15-19.

[38]李 旻，趙連閣.農村勞動力流動對農業(yè)勞動力老齡化形成的影響——基于遼寧省的實證分析[J].中國農村經濟，2010(9)：68-75.

[39]白南生，李 靖，陳晨.子女外出務工、轉移收入與農村老人農業(yè)勞動供給——基于安徽省勞動力輸出集中地三個村的研究[J].中國農村經濟，2007(10)：46-52.

[40]李 琴，宋月萍.勞動力流動對農村老年人農業(yè)勞動時間的影響以及地區(qū)差異[J].中國農村經濟，2009(5)：52-60.

[41]MU R，VAN DE WALLE D.Left behind to farm? women’s labor re-allocation in rural China [J].Labour Economics，2011，18(1)：83-97.

[42]CHANG H，DONG X，MACPHAIL F.Children and elderly in rural China [J].World Development，2011，39(12)：2199-2210.

[43]WOUTERSE F S，TAYLOR J E.Migration and income diversification：evidence from BurkinaFaso [J].World Development，2008，36(4)：625-640.

[44]ATAMANOV A，VAN DEN BERG M.Heterogeneous effects of international migration and remittances on crop income：evidence from the Kyrgyz Republic [J].World Development，2012，40(3)：620-630.

[45]G?RLICH D，TREBESCH C.Seasonal migration and networks—evidence on Moldova’s labour exodus [J].Review of World Economics，2008，144(1)：107-133.

[46]TAYLOR J E，WYATT T J.The shadow value of migrant remittances，income and inequality in a household-farm economy [J].Journal of Development Studies，1996，32(6)：899-912.

[47]AMUEDO-DORANTES，POZO S.Migration，remittances，and male and female employment patterns [J].American Economic Review，2006，96(2)：222-226.

[48]LOSKSIN M，GLINSKAYA E.The effect of male migration on employment patterns of women in Nepal [J].The World Bank Economic Review，2009，23(3)：481-507.

[49]BINZEL，ASSAAD R.Labour supply responses by the women left behind [J].Labour Economics，2001，18，Supplement 1(0)：S98-S114.

[50]DéMURGER S，XU H.Return migrants：the rise of new entrepreneurs in rural China [J].World Development，2011，39(10)：1847-1861.

[51]向國成，韓紹鳳.分工與農業(yè)組織化演進：基于間接定價理論模型的分析[J].經濟學(季刊)，2007(2)：513-538.

[52]YANG X，NG Y-K.Theory of the firm and structure of residual rights [J].Journal of Economic Behavior Organization，1995，26(1)：107-128.

[53]黃云鵬.農業(yè)經營體制和專業(yè)化分工——兼論家庭經營與規(guī)模經濟之爭[J].農業(yè)經濟問題，2003(6)：50-55.

[54]黃宗智，彭玉生.三大歷史性變遷的交匯與中國小規(guī)模農業(yè)的前景[J].中國社會科學，2007(4)：74-88,205-206.

[55]陳錫文.把握農村經濟結構、農業(yè)經營形式和農村社會形態(tài)變遷的脈搏[J].開放時代，2012(3)：112-115.

[56]黃宗智.龍頭企業(yè)還是合作組織？[J].中國老區(qū)建設，2010(4)：25-26.

[57]張忠明，周立軍，錢文榮.設施農業(yè)經營規(guī)模與農業(yè)生產率關系研究——基于浙江省的調查分析[J].農業(yè)經濟問題，2011(12)：23-29.

[58]黃祖輝，俞 寧.新型農業(yè)經營主體：現(xiàn)狀、約束與發(fā)展思路——以浙江省為例的分析[J].中國農村經濟，2010(10)：16-26.

[59]李 賓.城鄉(xiāng)二元視角的農村環(huán)境政策研究[M].北京：中國環(huán)境科學出版社，2012.

[60]BOGOZZI R P，YI Y.On the evaluation of structural equation models [J].Academic of Marketing Science，1988(16)：76-94.

[61]HAIR J F，ANDERSON R E.TATHAM R L，BLACK W.C.Multivariate data analysis(5th ed.)[M].Upper Saddle River，NJ：Prentice Hall，1988.

[62]RIGDON E.A necessary and sufficient identification rule for structural equation models estimated [J].Multivariate Behavioral Research，1995(30)：359-383.