鄭曉冬，方向明，儲雪玲

（1. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2. 農(nóng)業(yè)部對外經(jīng)濟(jì)合作中心，北京 100125）

改革開放以來，中國經(jīng)歷了多年的高速經(jīng)濟(jì)增長，但也出現(xiàn)了收入不平等狀況加劇問題，而且在城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)拉大的同時，中國農(nóng)村地區(qū)的收入不平等狀況也在不斷擴(kuò)大。據(jù)唐平[1]統(tǒng)計分析，農(nóng)村收入分配的基尼系數(shù)從1978年的0.212上升到了2005年的0.375，中國農(nóng)村研究院發(fā)布的《中國農(nóng)民經(jīng)濟(jì)狀況報告》數(shù)據(jù)顯示，2011年農(nóng)村基尼系數(shù)達(dá)到0.395，已逼近0.4的國際警戒線。中國社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所發(fā)布的《農(nóng)村綠皮書：中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)形勢分析與預(yù)測（2016-2017）》指出，2017年全國農(nóng)村高、低收入組居民人均可支配收入之比達(dá)9.46∶1。農(nóng)村地區(qū)的收入不平等狀況將直接影響農(nóng)村內(nèi)部的矛盾激化狀況和農(nóng)村社會的和諧穩(wěn)定。作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，基礎(chǔ)設(shè)施對于提高生產(chǎn)效率、降低交易成本、增加就業(yè)機(jī)會以及提高人民收入具有重要作用[2-5]，基礎(chǔ)設(shè)施也有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距[6-7]。然而目前鮮有文獻(xiàn)討論農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村收入不平等的影響。那么在農(nóng)村地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施是否有利于改善農(nóng)村居民收入分配，降低收入不平等呢？如果是，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的影響存在地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平差異嗎？影響機(jī)制又是如何？它與基礎(chǔ)設(shè)施減小城鄉(xiāng)收入分配差距的影響路徑是否有所不同？本文試圖回答這些問題，在豐富這一領(lǐng)域研究的同時，為更好地促進(jìn)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，降低農(nóng)村地區(qū)收入差距提供經(jīng)驗證據(jù)。

以往關(guān)于基礎(chǔ)設(shè)施與收入不平等的研究主要集中關(guān)注基礎(chǔ)設(shè)施，尤其是交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響。如郭勁光和高靜美[8]的數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，基礎(chǔ)設(shè)施的數(shù)量增加有助于城鄉(xiāng)收入差距的減小。駱永民[9]研究表明，城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施差距越大，城鄉(xiāng)生活水平以及工資收入差距也將越大；任曉紅和張宗益[10]發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展存在減小城鄉(xiāng)收入差距的作用，且存在隨時間遞減的現(xiàn)象。

已有研究中，多數(shù)主要通過勞動力的轉(zhuǎn)移成本來解釋基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距改善作用。這一觀點認(rèn)為，傳統(tǒng)的二元經(jīng)濟(jì)理論并未考慮到勞動力轉(zhuǎn)移的成本，農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移將受到各種阻礙，其中重要的阻礙之一便是交通基礎(chǔ)設(shè)施的不足，這大大增加了農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移成本。因此，加大基礎(chǔ)設(shè)施投資可提高勞動力轉(zhuǎn)移的便利性，降低轉(zhuǎn)移成本，進(jìn)而提高農(nóng)民的收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。如Lokshin[11]在對美國Georgia地區(qū)2 800個農(nóng)戶數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)道路、橋梁設(shè)施對相對貧困者非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的促進(jìn)作用更明顯；Lu[12]以山東省壽光市為例，分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)是城鄉(xiāng)收入差距縮小的重要原因；劉曉光等[6]通過1992—2010年的中國省區(qū)面板數(shù)據(jù)，驗證了基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，進(jìn)而提高農(nóng)民收入，改善城鄉(xiāng)收入分配的影響機(jī)制。

然而，當(dāng)前國內(nèi)關(guān)于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村居民收入不平等關(guān)系的研究較為有限。少量相關(guān)研究中，孫敬水和于思源[13]的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施是農(nóng)村收入不平等的體現(xiàn)之一，但該研究僅進(jìn)行了描述性統(tǒng)計，同時也未對該結(jié)果的異質(zhì)性和產(chǎn)生原因進(jìn)行進(jìn)一步深入討論。有鑒于此，本文基于中國中西部5省市218個村的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用村級和縣級層面尺度，分析農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村收入不平等的關(guān)系，而后采用空間計量方法進(jìn)一步驗證兩者的因果關(guān)系，探討地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的異質(zhì)性情景下農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對收入不平等的影響及其影響機(jī)制，以期為改善中西部農(nóng)村地區(qū)的收入分配狀況提供對策建議。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來自世行貸款中國新農(nóng)村生態(tài)家園富民工程項目（簡稱“生態(tài)家園項目”）監(jiān)測評估調(diào)查[14]，該調(diào)查旨在評估戶用沼氣系統(tǒng)建設(shè)對農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、收入與福利以及生態(tài)環(huán)境的影響。生態(tài)家園項目的實施時間為2009—2014年，實施地區(qū)包括安徽、湖南、湖北、廣西、重慶等5?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）。項目評估調(diào)查組基于分層隨機(jī)抽樣方法分別于2009年、2011年和2013年進(jìn)行了基線、中期和終期調(diào)查，在每個省（直轄市、自治區(qū)）中抽取3個縣，在每個縣中抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，而后在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中抽取5個村，最后根據(jù)每個村莊的常住農(nóng)戶名單隨機(jī)抽取12戶農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查。即每期都調(diào)查了5個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）15個縣225個村的2 700戶農(nóng)戶。在后兩期調(diào)查的過程中，原則上追蹤調(diào)查基線受訪農(nóng)戶，如遇到調(diào)查的農(nóng)戶無法訪談的情況，則從原始抽樣框中尋找特征相近的替代戶。

生態(tài)家園項目的主要調(diào)查內(nèi)容有村莊基本信息（包括村基礎(chǔ)設(shè)施情況、人口、耕地面積、林地面積等）、被調(diào)查者基本信息（包括性別、是否務(wù)農(nóng)、收入情況）、被調(diào)查者健康情況、家庭沼氣系統(tǒng)利用情況、農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出情況等。本研究的主題為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村收入不平等的關(guān)系，因此采用該調(diào)查的村級數(shù)據(jù)，其中，農(nóng)村收入不平等程度等信息由每村農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)計算而得。由于分布在多個縣的7個村莊在項目執(zhí)行期間開展了村莊合并建設(shè)，因此最終采用5省15個縣的218個村的3期調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

1.2 模型設(shè)定

參考經(jīng)典文獻(xiàn)中基礎(chǔ)設(shè)施經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的模型[15-16]，設(shè)定基礎(chǔ)模型為：式中：INE為農(nóng)村收入不平等狀況，INF為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施狀況，X表示為一系列隨時間變化的控制變量，μ為隨機(jī)擾動項。β為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)村收入不平等影響的估計系數(shù)，根據(jù)前述文獻(xiàn)討論，預(yù)期農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施可降低收入不平等，即預(yù)期β＜0。為避免由于不隨時間變化的不可觀測因素可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，在（1）式基礎(chǔ)上加入?yún)^(qū)域固定效應(yīng)，模型修正為：

式中：η表示區(qū)域固定效應(yīng)。然而，固定效應(yīng)估計結(jié)果仍可能是不一致的，劉曉光等[6]和駱永民[9]均發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施具有空間關(guān)聯(lián)性。而且駱永民和樊麗明[5]發(fā)現(xiàn)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的增收效應(yīng)存在空間溢出。由于空間關(guān)聯(lián)性有可能影響（1）式和（2）式中農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的估計系數(shù)，因此，在考慮農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的收入分配作用時也需考慮到可能存在的空間關(guān)聯(lián)性，此時采用空間計量方法進(jìn)行分析更加穩(wěn)健。一般的空間計量模型為：

式中：ρ，φ，θ和λ分別表示收入不平等、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、控制變量以及誤差項的空間加權(quán)項的相應(yīng)系數(shù)向量。W為空間權(quán)重矩陣，分鄰近空間權(quán)重和地理距離權(quán)重兩種，鄰近空間權(quán)重以地域間是否臨近進(jìn)行1-0判別，地理距離權(quán)重則以地域間的實際距離表示。一般的空間計量模型包括空間自回歸模型（Spatial Autoregressive Model, SAR），空間誤差模型（Spatial Error Model, SEM）和空間杜賓模型（Spatial Durbin Model, SDM）。各類空間計量模型的不同取決于空間加權(quán)項的選擇，如（3）式和（4）式中 λ=φ=θ=0，則模型設(shè)定為 SAR；當(dāng) ρ=φ=θ=0 時，模型設(shè)定為SEM；如僅有λ=0，則模型為SDM。

為克服潛在的空間關(guān)聯(lián)性對基礎(chǔ)模型估計結(jié)果的影響，本文將分別利用三種基本的空間計量模型，采用最大似然法進(jìn)行估計。在空間權(quán)重的選取上，采用常用的鄰近空間權(quán)重矩陣，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。在具體模型運(yùn)用時，囿于村級鄰近空間權(quán)重矩陣的獲取，采用縣級層面的農(nóng)村數(shù)據(jù)進(jìn)行空間計量分析。

1.3 變量說明

因變量。農(nóng)村收入不平等程度為因變量，運(yùn)用基尼系數(shù)表示。本文分別基于村級和縣級數(shù)據(jù)計算了各級的農(nóng)村基尼系數(shù)，在測算基尼系數(shù)時采用廣為運(yùn)用的Jenkins[17]提出的基尼系數(shù)算法，計算方法為：

式中：GIN表示某一地區(qū)的基尼系數(shù)，這里表示被調(diào)查的某個村莊或者某個縣的農(nóng)村基尼系數(shù)。N表示該地區(qū)的家庭總數(shù)，yi表示每個家庭的總收入，這里選取被調(diào)查農(nóng)戶的年收入作為家庭收入指標(biāo)，M表示該地區(qū)家庭總收入的算數(shù)平均數(shù)。

核心自變量。核心自變量為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施。采用農(nóng)村道路、自來水、電力和農(nóng)村集市等作為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的衡量指標(biāo)。其中，農(nóng)村道路代表交通基礎(chǔ)設(shè)施，自來水和電力關(guān)系到水利和能源基礎(chǔ)設(shè)施，農(nóng)村集市則是包括農(nóng)產(chǎn)品在內(nèi)的商品交易場所。關(guān)于具體指標(biāo)，村級層面采用有否某項基礎(chǔ)設(shè)施作為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的衡量，分別賦值為1和0；在縣級層面，基于村級數(shù)據(jù)分別計算各類農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的擁有率來代表農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施水平。

控制變量。主要從村莊自然特征和社會特征選取控制變量，村莊的自然特征包括村莊的人均耕地面積和人均林地面積，村莊的社會特征包括村人口數(shù)量、男性人口比例、60歲及以上老年人口比例和人均受教育程度。其中，男性人口比例和人均受教育程度由村莊內(nèi)被調(diào)查的農(nóng)戶統(tǒng)計而得。同樣的，在村級數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，計算縣級層面的相應(yīng)控制變量數(shù)據(jù)。為減小異常值和異方差對模型估計結(jié)果的影響，所有選取變量中的連續(xù)變量均取自然對數(shù)處理。

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

從因變量來看，總體農(nóng)村基尼系數(shù)均值為0.38（表1）。2009年農(nóng)村基尼系數(shù)達(dá)到了0.4的國際警戒線，隨后在2011年和2013年逐步降低，分別為0.38和0.35，雖然農(nóng)村收入不平等程度有所下降，但下降幅度有限。從核心自變量農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施來看，電力和道路的普及率較高，分別達(dá)到了99%和79%，而自來水和集市的擁有率則相對較低，分別為66%和19%。在三期調(diào)查的時序變化方面，自來水、道路和集市的普及率均逐步提高，尤其是農(nóng)村道路，普及率從2009年的64%上升到2013年的93%，增加了29個百分點，而農(nóng)村通電普及率一直處于高位。

表1 變量描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of selected variables

2.2 農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對收入不平等的影響

表2列出了農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與收入不平等關(guān)系的村級數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。其中模型1和模型2分別是未加控制變量和加入控制變量的普通最小二乘回歸（OLS）估計結(jié)果，而模型3和模型4則是加入?yún)^(qū)域固定效應(yīng)后的固定效應(yīng)模型（Fixed Effect）估計結(jié)果。不論是何種模型以及是否在模型中加入控制變量，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施中的道路設(shè)施均與農(nóng)村基尼系數(shù)呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可以初步認(rèn)為農(nóng)村道路設(shè)施建設(shè)有助于緩解村莊收入不平等程度。電力基礎(chǔ)設(shè)施變量的估計系數(shù)在OLS回歸中顯著為負(fù)，但在控制固定效應(yīng)后不再顯著。其他基礎(chǔ)設(shè)施和基尼系數(shù)的關(guān)系并不明顯。說明在本研究考慮的基礎(chǔ)設(shè)施中，農(nóng)村道路設(shè)施的農(nóng)村收入分配改善作用是最明顯的。從控制變量結(jié)果看，村莊老年人口比例、人均受教育程度也與農(nóng)村的收入不平等顯著負(fù)相關(guān)，而村莊人口和人均林地面積則與收入不平等呈顯著正相關(guān)關(guān)系，基本符合一般理論預(yù)期。

表2 農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與收入不平等的村級數(shù)據(jù)回歸結(jié)果Table 2 Regression results of rural infrastructure and income inequality on village level data

當(dāng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施出現(xiàn)空間關(guān)聯(lián)性，上述實證結(jié)果可能存在偏誤，因此，接下來進(jìn)行空間計量模型回歸來克服這一潛在問題。限于村級空間權(quán)重的矩陣的獲取，采用縣級層面村莊數(shù)據(jù)進(jìn)行估計。由于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施可能存在一定的規(guī)模效應(yīng)，在進(jìn)行空間計量分析之前，對縣級數(shù)據(jù)進(jìn)行同樣的OLS和固定效應(yīng)模型回歸，以此檢驗縣級數(shù)據(jù)與村級數(shù)據(jù)估計結(jié)果的一致性。觀察模型結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，除了模型1中估計系數(shù)不顯著外，農(nóng)村道路設(shè)施在其余各個模型中均與基尼系數(shù)顯著負(fù)向相關(guān)（表3），這一結(jié)果總體與以村級數(shù)據(jù)估計的結(jié)果一致。

比較縣級與村級數(shù)據(jù)估計結(jié)果可知，農(nóng)村道路設(shè)施在縣級層面的收入差距縮小作用更加明顯，這也從一定程度上顯現(xiàn)了農(nóng)村道路設(shè)施對農(nóng)村收入不平等的影響具有規(guī)模效應(yīng)。其余基礎(chǔ)設(shè)施與農(nóng)村收入不平等的關(guān)系并不顯著，這與村級數(shù)據(jù)估計結(jié)果相符。

表3 農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與收入不平等的縣級層面回歸結(jié)果Table 3 Regression results of rural infrastructure and income inequality on county level data

表4為空間自回歸模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）的回歸估計結(jié)果。在SAR模型和SDM模型中，空間滯后項系數(shù)ρ、SEM模型中誤差加權(quán)項系數(shù)λ均顯著為正，即SAR模型、SEM模型和SDM模型均反映出了空間關(guān)聯(lián)性。在加入控制變量后的各空間計量模型的擬合優(yōu)度較高，說明模型選擇和設(shè)定較合理。具體模型結(jié)果而言，無論是SAR模型、SEM模型還是SDM模型，農(nóng)村道路變量仍然都顯著為負(fù)，而且是否加入控制變量并不明顯影響估計結(jié)果的顯著性，這表明估計結(jié)果較為穩(wěn)健。同時，從估計系數(shù)的大小來看，三類空間計量模型的估計值較為接近，且與縣級層面村莊數(shù)據(jù)的基準(zhǔn)估計結(jié)果差異較小，這進(jìn)一步驗證了農(nóng)村道路設(shè)施改善農(nóng)村收入分配的作用。從其他基礎(chǔ)設(shè)施變量的估計結(jié)果看，加入控制變量后，自來水、電力和集市對農(nóng)村基尼系數(shù)均無顯著影響，這也與前文結(jié)果一致。因此，綜合來看，空間關(guān)聯(lián)性并不明顯影響基準(zhǔn)估計結(jié)果的一致性和有效性。

表4 空間計量模型估計結(jié)果Table 4 Regression results of spatial econometric models

2.3 農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施影響的異質(zhì)性分析

農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對收入平等的影響是否會因為地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的不同而有所差異？為回答這一問題，本文將全樣本以村莊人均收入水平進(jìn)行3等分，得到低收入組，中等收入組和高收入組，而后分別進(jìn)行固定效應(yīng)模型估計不同收入水平下農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的收入分配效應(yīng)。分析結(jié)果可知，所有基礎(chǔ)設(shè)施中，除道路設(shè)施外，其余基礎(chǔ)設(shè)施在各組對收入不平等的影響均不顯著（表5），這也與基準(zhǔn)估計結(jié)果一致，側(cè)面驗證了基準(zhǔn)估計的穩(wěn)健性。進(jìn)一步看，道路設(shè)施的估計系數(shù)僅在中等收入組中顯著為負(fù)，在其他兩個組別中未通過顯著性檢驗，說明道路設(shè)施僅對中等收入水平的村莊收入不平等有較明顯的緩解作用。可能的原因是，人均收入水平較低的地區(qū)往往表現(xiàn)出的是“均貧”現(xiàn)象，即村莊居民收入普遍不高，這時村莊收入不平等的嚴(yán)重程度較輕，基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)揮的主要是增收效應(yīng)。本文進(jìn)行了村莊人均收入對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和其他控制變量的分位數(shù)回歸（限于篇幅，這里不再報告），發(fā)現(xiàn)在收入水平10，25，50，75和90百分位數(shù)模型中，道路設(shè)施的估計系數(shù)分別為0.428，0.329，0.275，0.140和0.112，且在前四個模型中道路設(shè)施的估計系數(shù)均在5%水平下顯著。說明低收入水平時道路設(shè)施的增收效應(yīng)更加明顯，而在收入分配方面發(fā)揮的作用相對有限，因而道路設(shè)施的估計系數(shù)不顯著。對于人均收入水平較高的地區(qū)，道路設(shè)施普及率較高。本研究的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，低收入組、中等收入組和高收入組的道路設(shè)施普及率均值分別為72.9%，79.9%和82.3%。根據(jù)邊際理論，道路設(shè)施的增收效應(yīng)和收入分配效應(yīng)都將出現(xiàn)邊際遞減，因此在高收入組道路設(shè)施對收入不平等的影響也不顯著，農(nóng)村道路設(shè)施的收入差距緩解作用主要體現(xiàn)在中等收入地區(qū)。

表5 農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的影響異質(zhì)性估計結(jié)果Table 5 Heterogeneity analysis of the influences of rural infrastructure

3 農(nóng)村道路設(shè)施對收入不平等的影響機(jī)制

根據(jù)前文所述，已有研究[6-7]大多討論了交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其影響機(jī)制，主流觀點認(rèn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施降低了農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移成本，提高了轉(zhuǎn)移便利性，從而增加農(nóng)民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。本研究結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村道路設(shè)施對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等有負(fù)向影響，然而，農(nóng)村道路設(shè)施如何影響農(nóng)村收入不平等有必要深入分析。理論上講，收入不平等狀況改善的根本在于低收入群體的收入增幅大于高收入群體的收入增幅，道路設(shè)施主要可以通過拓展收入來源、改變就業(yè)結(jié)構(gòu)和改善收入結(jié)構(gòu)等3個方面來促進(jìn)低收入群體增收，從而改善農(nóng)村地區(qū)的收入分配狀況。

第一，拓展收入來源。農(nóng)村道路設(shè)施的建設(shè)將提高貨品運(yùn)輸和市場交易的便利性，低收入農(nóng)村居民可以從事更多的就業(yè)活動增加收入來源，從而提高收入水平，降低收入不平等程度。

第二，就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。這一影響路徑與已有研究討論交通基礎(chǔ)設(shè)施的城鄉(xiāng)收入分配作用的原理類似[18]，即農(nóng)村道路設(shè)施將改變農(nóng)村人口的就業(yè)結(jié)構(gòu)，降低農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移成本，提高非農(nóng)就業(yè)率，從而使得原本從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村居民改變就業(yè)行業(yè)實現(xiàn)更大的收入增幅。

第三，收入結(jié)構(gòu)的變化[19]。農(nóng)村道路設(shè)施將發(fā)揮降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本作用，通過更大幅度提高農(nóng)業(yè)收入的方式使得低收入群體的經(jīng)濟(jì)狀況改善，縮小農(nóng)村居民的收入差距。

以上三條途徑的區(qū)別在于，收入來源拓寬使得總體收入增加，進(jìn)而改善收入分配；農(nóng)村居民的就業(yè)結(jié)構(gòu)向收入水平相對較高的非農(nóng)就業(yè)部門傾斜，從而提高低收入居民的收入水平；第三條途徑通過改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比較優(yōu)勢來提升農(nóng)業(yè)部門就業(yè)者的收入水平，從而降低收入不平等的程度。

以上三條途徑并不是相互排斥的，農(nóng)村道路設(shè)施發(fā)揮收入分配效應(yīng)時，以上機(jī)制可能同時存在。為檢驗農(nóng)村道路設(shè)施對收入不平等的影響途徑，基于村級數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型分別考察農(nóng)村道路設(shè)施與農(nóng)村居民的收入來源、收入結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系。其中，收入來源指標(biāo)包括村莊人均收入、人均農(nóng)業(yè)收入和人均非農(nóng)收入，收入結(jié)構(gòu)指標(biāo)為人均非農(nóng)收入與農(nóng)業(yè)收入之比，就業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)由非農(nóng)就業(yè)比例表示，回歸結(jié)果見表6。模型1的估計結(jié)果顯示，農(nóng)村道路設(shè)施可顯著提高農(nóng)村人均收入水平，提升幅度為24.3%。從模型2和模型3的結(jié)果可知，道路設(shè)施可顯著提高農(nóng)村人均農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入，且對農(nóng)業(yè)收入的增收幅度大于非農(nóng)收入，分別為46.9%和20.9%，兩者相差26個百分點。同時，模型4估計結(jié)果顯示，道路設(shè)施顯著降低了人均非農(nóng)收入與農(nóng)業(yè)收入的比值，說明農(nóng)村道路設(shè)施使得兩者差距減小具有統(tǒng)計意義。最后，從模型5的結(jié)果看，道路設(shè)施對農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)比例沒有顯著影響。因此可以認(rèn)為，農(nóng)村道路設(shè)施的收入分配效應(yīng)主要體現(xiàn)在收入來源拓展導(dǎo)致的總體收入增長和收入結(jié)構(gòu)的改善上。

表6 農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施影響途徑的回歸結(jié)果Table 6 Regression results of the influence path of rural infrastructure

參考程令國等[20]、溫忠麟和葉寶娟[21]的研究，進(jìn)一步對中介變量的作用及其貢獻(xiàn)進(jìn)行分析，選取的中介變量分別是人均收入和農(nóng)業(yè)收入占比，分別代表總體收入增長和收入結(jié)構(gòu)的變化。其中模型1是未加入中介變量的固定效應(yīng)估計結(jié)果，模型2加入了人均收入變量，發(fā)現(xiàn)人均收入的估計系數(shù)顯著為負(fù)（表7），說明人均收入的提高有助于降低收入不平等狀況，同時，與模型1相比，道路設(shè)施對收入平等的影響下降23.3%，且系數(shù)顯著性也有所下降；模型3加入了農(nóng)業(yè)收入占比變量，發(fā)現(xiàn)該變量系數(shù)也顯著為負(fù)，表明農(nóng)業(yè)收入占比提高也有助于收入不平等狀況的下降，同時道路設(shè)施對收入不平等的影響下降3.3%。模型4同時加入了兩個中介變量，結(jié)果表明兩個中介變量均負(fù)向顯著，同時道路設(shè)施的估計系數(shù)下降26.7%。這說明農(nóng)村居民總體收入上升和農(nóng)業(yè)收入更大幅度提高是降低農(nóng)村收入不平等的重要途徑，相比而言，前者發(fā)揮的作用更大。當(dāng)然，模型4中道路設(shè)施依然在10%的水平下顯著，表明道路設(shè)施降低農(nóng)村居民收入差距可能還存在其他影響渠道，比如促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)活力、增加就業(yè)機(jī)會等。

4 結(jié)論

中國的收入不平等問題不僅表現(xiàn)在城鄉(xiāng)收入差距問題上，還體現(xiàn)于農(nóng)村內(nèi)部的收入不平等，農(nóng)村的收入不平等狀況將直接影響農(nóng)村社會的和諧穩(wěn)定。運(yùn)用中西部5省218個村莊的3期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，本文研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村道路設(shè)施能顯著降低農(nóng)村收入不平等狀況，且空間計量分析驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析表明，農(nóng)村道路設(shè)施縮小收入差距的作用主要體現(xiàn)在中等收入地區(qū)，而在低收入和高收入地區(qū)均不明顯。從影響機(jī)制來看，農(nóng)村道路設(shè)施發(fā)揮收入分配效應(yīng)的途徑主要有兩個，一是拓展收入來源，提高總體居民收入，二是改善收入結(jié)構(gòu)，更大幅度提高農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入，且前者的作用更加明顯。

目前中國的農(nóng)村地區(qū)，特別是中西部農(nóng)村地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)仍不十分完善。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，尤其是交通基礎(chǔ)設(shè)施的薄弱將使農(nóng)村人口增收困難，貧困發(fā)生率提高，這不僅表現(xiàn)在農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的高轉(zhuǎn)移成本，更是在于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村家庭的高生產(chǎn)成本和交易成本。農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的不足將拉大農(nóng)村收入差距，對于從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的匱乏對其家庭收入更為不利。加大力度建設(shè)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施一方面可增加農(nóng)村居民收入，降低收入不平等狀況，另一方面，這些基礎(chǔ)設(shè)施投資也可拉動農(nóng)村居民需求，提高農(nóng)村人口的消費(fèi)水平，促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。值得注意的是，農(nóng)村道路設(shè)施對收入不平等狀況的影響尤為明顯和穩(wěn)健，這一結(jié)果不僅印證了“要致富，先修路”，更是說明了要降低農(nóng)村收入差距，也需關(guān)注道路設(shè)施建設(shè)。因此，在農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資的選擇先后序上，應(yīng)首先考慮農(nóng)村道路設(shè)施。同時，需要注意道路設(shè)施的增收與收入分配效應(yīng)在不同收入水平階段的差異，將道路設(shè)施建設(shè)的重心向中低收入農(nóng)村地區(qū)傾斜，進(jìn)而更好地發(fā)揮農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的增收和改善收入分配的作用。

表7 農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對收入不平等的影響機(jī)制的回歸結(jié)果Table 7 Regression results of the influence mechanism of rural infrastructure on income inequality

本文闡明了農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施對收入不平等的影響及其異質(zhì)性和影響機(jī)制等問題，在豐富了基礎(chǔ)設(shè)施與收入不平等領(lǐng)域的研究的同時，也為加大投資力度支持農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供了經(jīng)驗證據(jù)和理論依據(jù)。但也存在一定的不足：1）盡管研究所用數(shù)據(jù)在調(diào)查過程中的分層隨機(jī)抽樣過程較好地確保了樣本的代表性，同時在運(yùn)用村級數(shù)據(jù)進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，利用縣級層面數(shù)據(jù)再次對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施與收入不平等的關(guān)系進(jìn)行了檢驗，并且所得結(jié)果依然穩(wěn)健。然而，在研究樣本方面，每個村莊抽取的樣本量較小，仍可能出現(xiàn)衡量農(nóng)村收入分布不準(zhǔn)確的情況。2）在變量與指標(biāo)選擇方面，限于數(shù)據(jù)，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施指標(biāo)較為單一，未將農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的數(shù)量與質(zhì)量結(jié)合納入研究。因此，往后需要更多相關(guān)研究做更進(jìn)一步探討、拓展與檢驗。

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