農村基礎設施對收入不平等的影響研究
——基于中西部5省218個村莊調查

鄭曉冬，方向明，儲雪玲

（1. 中國農業大學經濟管理學院，北京 100083；2. 農業部對外經濟合作中心，北京 100125）

改革開放以來，中國經歷了多年的高速經濟增長，但也出現了收入不平等狀況加劇問題，而且在城鄉收入差距持續拉大的同時，中國農村地區的收入不平等狀況也在不斷擴大。據唐平[1]統計分析，農村收入分配的基尼系數從1978年的0.212上升到了2005年的0.375，中國農村研究院發布的《中國農民經濟狀況報告》數據顯示，2011年農村基尼系數達到0.395，已逼近0.4的國際警戒線。中國社會科學院農村發展研究所發布的《農村綠皮書：中國農村經濟形勢分析與預測（2016-2017）》指出，2017年全國農村高、低收入組居民人均可支配收入之比達9.46∶1。農村地區的收入不平等狀況將直接影響農村內部的矛盾激化狀況和農村社會的和諧穩定。作為經濟發展的物質基礎，基礎設施對于提高生產效率、降低交易成本、增加就業機會以及提高人民收入具有重要作用[2-5]，基礎設施也有助于縮小城鄉收入差距[6-7]。然而目前鮮有文獻討論農村基礎設施對農村收入不平等的影響。那么在農村地區，基礎設施是否有利于改善農村居民收入分配，降低收入不平等呢？如果是，農村基礎設施的影響存在地區經濟水平差異嗎？影響機制又是如何？它與基礎設施減小城鄉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，在豐富這一領域研究的同時，為更好地促進農村基礎設施的建設，降低農村地區收入差距提供經驗證據。

以往關于基礎設施與收入不平等的研究主要集中關注基礎設施，尤其是交通基礎設施對城鄉收入差距的影響。如郭勁光和高靜美[8]的數據統計顯示，基礎設施的數量增加有助于城鄉收入差距的減小。駱永民[9]研究表明，城鄉基礎設施差距越大，城鄉生活水平以及工資收入差距也將越大；任曉紅和張宗益[10]發現，交通基礎設施發展存在減小城鄉收入差距的作用，且存在隨時間遞減的現象。

已有研究中，多數主要通過勞動力的轉移成本來解釋基礎設施對城鄉收入差距改善作用。這一觀點認為，傳統的二元經濟理論并未考慮到勞動力轉移的成本，農村勞動力從農業部門向非農部門轉移將受到各種阻礙，其中重要的阻礙之一便是交通基礎設施的不足，這大大增加了農村勞動力的轉移成本。因此，加大基礎設施投資可提高勞動力轉移的便利性，降低轉移成本，進而提高農民的收入水平，縮小城鄉收入差距。如Lokshin[11]在對美國Georgia地區2 800個農戶數據研究發現道路、橋梁設施對相對貧困者非農就業機會的促進作用更明顯；Lu[12]以山東省壽光市為例，分析發現農民的非農就業是城鄉收入差距縮小的重要原因；劉曉光等[6]通過1992—2010年的中國省區面板數據，驗證了基礎設施促進農村勞動力向非農部門轉移，進而提高農民收入，改善城鄉收入分配的影響機制。

然而，當前國內關于農村基礎設施與農村居民收入不平等關系的研究較為有限。少量相關研究中，孫敬水和于思源[13]的調查發現，農村公共基礎設施是農村收入不平等的體現之一，但該研究僅進行了描述性統計，同時也未對該結果的異質性和產生原因進行進一步深入討論。有鑒于此，本文基于中國中西部5省市218個村的調查數據，利用村級和縣級層面尺度，分析農村基礎設施與農村收入不平等的關系，而后采用空間計量方法進一步驗證兩者的因果關系，探討地區經濟水平的異質性情景下農村基礎設施對收入不平等的影響及其影響機制，以期為改善中西部農村地區的收入分配狀況提供對策建議。

1 研究方法

1.1 數據來源

本研究所用數據來自世行貸款中國新農村生態家園富民工程項目（簡稱“生態家園項目”）監測評估調查[14]，該調查旨在評估戶用沼氣系統建設對農村居民的農業生產、收入與福利以及生態環境的影響。生態家園項目的實施時間為2009—2014年，實施地區包括安徽、湖南、湖北、廣西、重慶等5省（直轄市、自治區）。項目評估調查組基于分層隨機抽樣方法分別于2009年、2011年和2013年進行了基線、中期和終期調查，在每個省（直轄市、自治區）中抽取3個縣，在每個縣中抽取3個鄉鎮，而后在每個鄉鎮中抽取5個村，最后根據每個村莊的常住農戶名單隨機抽取12戶農戶進行問卷調查。即每期都調查了5個省（直轄市、自治區）15個縣225個村的2 700戶農戶。在后兩期調查的過程中，原則上追蹤調查基線受訪農戶，如遇到調查的農戶無法訪談的情況，則從原始抽樣框中尋找特征相近的替代戶。

生態家園項目的主要調查內容有村莊基本信息（包括村基礎設施情況、人口、耕地面積、林地面積等）、被調查者基本信息（包括性別、是否務農、收入情況）、被調查者健康情況、家庭沼氣系統利用情況、農業投入產出情況等。本研究的主題為農村基礎設施與農村收入不平等的關系，因此采用該調查的村級數據，其中，農村收入不平等程度等信息由每村農戶調查數據計算而得。由于分布在多個縣的7個村莊在項目執行期間開展了村莊合并建設，因此最終采用5省15個縣的218個村的3期調查數據進行分析。

1.2 模型設定

參考經典文獻中基礎設施經濟增長效應的模型[15-16]，設定基礎模型為：式中：INE為農村收入不平等狀況，INF為農村基礎設施狀況，X表示為一系列隨時間變化的控制變量，μ為隨機擾動項。β為農村基礎設施對農村收入不平等影響的估計系數，根據前述文獻討論，預期農村基礎設施可降低收入不平等，即預期β＜0。為避免由于不隨時間變化的不可觀測因素可能產生的內生性問題，在（1）式基礎上加入區域固定效應，模型修正為：

式中：η表示區域固定效應。然而，固定效應估計結果仍可能是不一致的，劉曉光等[6]和駱永民[9]均發現基礎設施具有空間關聯性。而且駱永民和樊麗明[5]發現農村基礎設施的增收效應存在空間溢出。由于空間關聯性有可能影響（1）式和（2）式中農村基礎設施的估計系數，因此，在考慮農村基礎設施的收入分配作用時也需考慮到可能存在的空間關聯性，此時采用空間計量方法進行分析更加穩健。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、農村基礎設施、控制變量以及誤差項的空間加權項的相應系數向量。W為空間權重矩陣，分鄰近空間權重和地理距離權重兩種，鄰近空間權重以地域間是否臨近進行1-0判別，地理距離權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項的選擇，如（3）式和（4）式中 λ=φ=θ=0，則模型設定為 SAR；當 ρ=φ=θ=0 時，模型設定為SEM；如僅有λ=0，則模型為SDM。

為克服潛在的空間關聯性對基礎模型估計結果的影響，本文將分別利用三種基本的空間計量模型，采用最大似然法進行估計。在空間權重的選取上，采用常用的鄰近空間權重矩陣，并進行標準化處理。在具體模型運用時，囿于村級鄰近空間權重矩陣的獲取，采用縣級層面的農村數據進行空間計量分析。

1.3 變量說明

因變量。農村收入不平等程度為因變量，運用基尼系數表示。本文分別基于村級和縣級數據計算了各級的農村基尼系數，在測算基尼系數時采用廣為運用的Jenkins[17]提出的基尼系數算法，計算方法為：

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

核心自變量。核心自變量為農村基礎設施。采用農村道路、自來水、電力和農村集市等作為農村基礎設施的衡量指標。其中，農村道路代表交通基礎設施，自來水和電力關系到水利和能源基礎設施，農村集市則是包括農產品在內的商品交易場所。關于具體指標，村級層面采用有否某項基礎設施作為農村基礎設施的衡量，分別賦值為1和0；在縣級層面，基于村級數據分別計算各類農村基礎設施的擁有率來代表農村基礎設施水平。

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被調查的農戶統計而得。同樣的，在村級數據的基礎上，計算縣級層面的相應控制變量數據。為減小異常值和異方差對模型估計結果的影響，所有選取變量中的連續變量均取自然對數處理。

2 結果與分析

2.1 描述性統計分析

從因變量來看，總體農村基尼系數均值為0.38（表1）。2009年農村基尼系數達到了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。從核心自變量農村基礎設施來看，電力和道路的普及率較高，分別達到了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，而農村通電普及率一直處于高位。

表1 變量描述性統計Table 1 Descriptive statistics of selected variables

2.2 農村基礎設施對收入不平等的影響

表2列出了農村基礎設施與收入不平等關系的村級數據回歸結果。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）估計結果，而模型3和模型4則是加入區域固定效應后的固定效應模型（Fixed Effect）估計結果。不論是何種模型以及是否在模型中加入控制變量，農村基礎設施中的道路設施均與農村基尼系數呈顯著的負相關關系，可以初步認為農村道路設施建設有助于緩解村莊收入不平等程度。電力基礎設施變量的估計系數在OLS回歸中顯著為負，但在控制固定效應后不再顯著。其他基礎設施和基尼系數的關系并不明顯。說明在本研究考慮的基礎設施中，農村道路設施的農村收入分配改善作用是最明顯的。從控制變量結果看，村莊老年人口比例、人均受教育程度也與農村的收入不平等顯著負相關，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關系，基本符合一般理論預期。

表2 農村基礎設施與收入不平等的村級數據回歸結果Table 2 Regression results of rural infrastructure and income inequality on village level data

當農村基礎設施出現空間關聯性，上述實證結果可能存在偏誤，因此，接下來進行空間計量模型回歸來克服這一潛在問題。限于村級空間權重的矩陣的獲取，采用縣級層面村莊數據進行估計。由于農村基礎設施可能存在一定的規模效應，在進行空間計量分析之前，對縣級數據進行同樣的OLS和固定效應模型回歸，以此檢驗縣級數據與村級數據估計結果的一致性。觀察模型結果可以發現，除了模型1中估計系數不顯著外，農村道路設施在其余各個模型中均與基尼系數顯著負向相關（表3），這一結果總體與以村級數據估計的結果一致。

比較縣級與村級數據估計結果可知，農村道路設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了農村道路設施對農村收入不平等的影響具有規模效應。其余基礎設施與農村收入不平等的關系并不顯著，這與村級數據估計結果相符。

表3 農村基礎設施與收入不平等的縣級層面回歸結果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）的回歸估計結果。在SAR模型和SDM模型中，空間滯后項系數ρ、SEM模型中誤差加權項系數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聯性。在加入控制變量后的各空間計量模型的擬合優度較高，說明模型選擇和設定較合理。具體模型結果而言，無論是SAR模型、SEM模型還是SDM模型，農村道路變量仍然都顯著為負，而且是否加入控制變量并不明顯影響估計結果的顯著性，這表明估計結果較為穩健。同時，從估計系數的大小來看，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據的基準估計結果差異較小，這進一步驗證了農村道路設施改善農村收入分配的作用。從其他基礎設施變量的估計結果看，加入控制變量后，自來水、電力和集市對農村基尼系數均無顯著影響，這也與前文結果一致。因此，綜合來看，空間關聯性并不明顯影響基準估計結果的一致性和有效性。

表4 空間計量模型估計結果Table 4 Regression results of spatial econometric models

2.3 農村基礎設施影響的異質性分析

農村基礎設施對收入平等的影響是否會因為地區經濟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，而后分別進行固定效應模型估計不同收入水平下農村基礎設施的收入分配效應。分析結果可知，所有基礎設施中，除道路設施外，其余基礎設施在各組對收入不平等的影響均不顯著（表5），這也與基準估計結果一致，側面驗證了基準估計的穩健性。進一步看，道路設施的估計系數僅在中等收入組中顯著為負，在其他兩個組別中未通過顯著性檢驗，說明道路設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往往表現出的是“均貧”現象，即村莊居民收入普遍不高，這時村莊收入不平等的嚴重程度較輕，基礎設施發揮的主要是增收效應。本文進行了村莊人均收入對農村基礎設施和其他控制變量的分位數回歸（限于篇幅，這里不再報告），發現在收入水平10，25，50，75和90百分位數模型中，道路設施的估計系數分別為0.428，0.329，0.275，0.140和0.112，且在前四個模型中道路設施的估計系數均在5%水平下顯著。說明低收入水平時道路設施的增收效應更加明顯，而在收入分配方面發揮的作用相對有限，因而道路設施的估計系數不顯著。對于人均收入水平較高的地區，道路設施普及率較高。本研究的調查數據顯示，低收入組、中等收入組和高收入組的道路設施普及率均值分別為72.9%，79.9%和82.3%。根據邊際理論，道路設施的增收效應和收入分配效應都將出現邊際遞減，因此在高收入組道路設施對收入不平等的影響也不顯著，農村道路設施的收入差距緩解作用主要體現在中等收入地區。

表5 農村基礎設施的影響異質性估計結果Table 5 Heterogeneity analysis of the influences of rural infrastructure

3 農村道路設施對收入不平等的影響機制

根據前文所述，已有研究[6-7]大多討論了交通基礎設施對城鄉收入差距的影響及其影響機制，主流觀點認為，交通基礎設施降低了農村勞動力的轉移成本，提高了轉移便利性，從而增加農民收入，縮小城鄉收入差距。本研究結果分析發現，農村道路設施對農村內部收入不平等有負向影響，然而，農村道路設施如何影響農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，道路設施主要可以通過拓展收入來源、改變就業結構和改善收入結構等3個方面來促進低收入群體增收，從而改善農村地區的收入分配狀況。

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

第二，就業結構的變化。這一影響路徑與已有研究討論交通基礎設施的城鄉收入分配作用的原理類似[18]，即農村道路設施將改變農村人口的就業結構，降低農村勞動力的轉移成本，提高非農就業率，從而使得原本從事農業生產的農村居民改變就業行業實現更大的收入增幅。

第三，收入結構的變化[19]。農村道路設施將發揮降低農業生產成本和交易成本作用，通過更大幅度提高農業收入的方式使得低收入群體的經濟狀況改善，縮小農村居民的收入差距。

以上三條途徑的區別在于，收入來源拓寬使得總體收入增加，進而改善收入分配；農村居民的就業結構向收入水平相對較高的非農就業部門傾斜，從而提高低收入居民的收入水平；第三條途徑通過改善農業生產的比較優勢來提升農業部門就業者的收入水平，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，農村道路設施發揮收入分配效應時，以上機制可能同時存在。為檢驗農村道路設施對收入不平等的影響途徑，基于村級數據，運用固定效應模型分別考察農村道路設施與農村居民的收入來源、收入結構和就業結構的關系。其中，收入來源指標包括村莊人均收入、人均農業收入和人均非農收入，收入結構指標為人均非農收入與農業收入之比，就業結構指標由非農就業比例表示，回歸結果見表6。模型1的估計結果顯示，農村道路設施可顯著提高農村人均收入水平，提升幅度為24.3%。從模型2和模型3的結果可知，道路設施可顯著提高農村人均農業收入和非農收入，且對農業收入的增收幅度大于非農收入，分別為46.9%和20.9%，兩者相差26個百分點。同時，模型4估計結果顯示，道路設施顯著降低了人均非農收入與農業收入的比值，說明農村道路設施使得兩者差距減小具有統計意義。最后，從模型5的結果看，道路設施對農村非農就業比例沒有顯著影響。因此可以認為，農村道路設施的收入分配效應主要體現在收入來源拓展導致的總體收入增長和收入結構的改善上。

表6 農村基礎設施影響途徑的回歸結果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，進一步對中介變量的作用及其貢獻進行分析，選取的中介變量分別是人均收入和農業收入占比，分別代表總體收入增長和收入結構的變化。其中模型1是未加入中介變量的固定效應估計結果，模型2加入了人均收入變量，發現人均收入的估計系數顯著為負（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，道路設施對收入平等的影響下降23.3%，且系數顯著性也有所下降；模型3加入了農業收入占比變量，發現該變量系數也顯著為負，表明農業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，結果表明兩個中介變量均負向顯著，同時道路設施的估計系數下降26.7%。這說明農村居民總體收入上升和農業收入更大幅度提高是降低農村收入不平等的重要途徑，相比而言，前者發揮的作用更大。當然，模型4中道路設施依然在10%的水平下顯著，表明道路設施降低農村居民收入差距可能還存在其他影響渠道，比如促進地方經濟活力、增加就業機會等。

4 結論

中國的收入不平等問題不僅表現在城鄉收入差距問題上，還體現于農村內部的收入不平等，農村的收入不平等狀況將直接影響農村社會的和諧穩定。運用中西部5省218個村莊的3期追蹤調查數據，本文研究發現，農村道路設施能顯著降低農村收入不平等狀況，且空間計量分析驗證了結果的穩健性。異質性分析表明，農村道路設施縮小收入差距的作用主要體現在中等收入地區，而在低收入和高收入地區均不明顯。從影響機制來看，農村道路設施發揮收入分配效應的途徑主要有兩個，一是拓展收入來源，提高總體居民收入，二是改善收入結構，更大幅度提高農村居民的農業收入，且前者的作用更加明顯。

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

表7 農村基礎設施對收入不平等的影響機制的回歸結果Table 7 Regression results of the influence mechanism of rural infrastructure on income inequality

本文闡明了農村基礎設施對收入不平等的影響及其異質性和影響機制等問題，在豐富了基礎設施與收入不平等領域的研究的同時，也為加大投資力度支持農村基礎設施建設提供了經驗證據和理論依據。但也存在一定的不足：1）盡管研究所用數據在調查過程中的分層隨機抽樣過程較好地確保了樣本的代表性，同時在運用村級數據進行分析的基礎上，利用縣級層面數據再次對農村基礎設施與收入不平等的關系進行了檢驗，并且所得結果依然穩健。然而，在研究樣本方面，每個村莊抽取的樣本量較小，仍可能出現衡量農村收入分布不準確的情況。2）在變量與指標選擇方面，限于數據，農村基礎設施指標較為單一，未將農村基礎設施的數量與質量結合納入研究。因此，往后需要更多相關研究做更進一步探討、拓展與檢驗。

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