勞動力配置對農戶收入及收入不均等的影響
——基于要素市場發育的視角

彭珈祺 呂之望

(中國農業大學 經濟管理學院/國家農業農村發展研究院，北京 100083)

隨著中國經濟蓬勃發展，農民收入大幅度提升，但城鄉之間收入不均等仍較為嚴峻。具體表現為雖然農民收入得到了逐年增長，但總體而言城鄉居民收入不均等并未得到改善，并且區域間農民收入狀況差異較大。2020年，我國城鄉居民的收入比為1∶2.56，與1978年的水平相當?？梢娊涍^了40多年的努力我國城鄉居民收入不均等問題并未得到明顯改善，并且一直處于一個較高的水平。與此同時，區域間農戶收入不均等問題也十分顯著，2020年擁有全國最高農村居民人均可支配收入的上海達到了34 911元，而甘肅作為農村居民人均可支配收入最低的地區僅有10 344元，區域間農戶收入差距之比已經達到了1∶3.4。目前，農民收入增長是縮小城鄉收入不均等的有效路徑，而要素的有效配置是實現農戶收入增長和縮小農戶內部收入不均等的重要途徑[1]。

要素配置扭曲會降低農戶家庭收入，而勞動力配置是農戶家庭要素配置的重要一環。已有研究發現，要素市場發育狀況也是造成勞動力配置扭曲的重要因素[2-3]。然而已有文獻多從宏觀視角對產業內部的勞動力配置進行分析并發現勞動力重新配置的過程顯著提高了產業的生產率[4]，但較少文獻基于家庭層面從整個農業視角探討農戶家庭內部勞動力配置問題。農戶家庭勞動力配置即為家庭有效勞動力在農業和非農部門之間的分配，而農業生產經營性收入和工資性收入作為家庭總收入的重要來源，若農戶家庭內部勞動力配置發生扭曲，將對家庭收入產生顯著負向影響。

因此在減輕城鄉收入不均等以及縮小區域間農戶收入差距的現實需求下，從要素市場發育程度視角探討農戶家庭勞動力配置對農戶增收以及緩解收入不均等的作用具有重要意義。因為要素市場發育不完備會帶來家庭要素稟賦分配的扭曲，目前已知家庭務工收入和務農收入占家庭總收入的比重超過了75%，而這兩類收入都離不開勞動力要素。由此可以發現，當外部要素市場發育不完備帶來家庭要素尤其是勞動力要素的配置扭曲時，將對家庭收入增長乃至收入分配產生嚴重負向影響?；诖?，本研究擬采用“中國土地經濟調查數據庫”驗證要素市場發育不完備造成的勞動力配置扭曲與農戶收入增長以及收入分配之間的關系。以期通過有效運轉的要素市場，優化家庭勞動力配置狀況，最終提高農戶收入并減輕收入不均等。

1 文獻綜述

居民的收入差距分解為3個組成部分：城鄉之間、城鎮內部以及農村內部的差距，當前對收入差距貢獻最大的是城鄉收入差距。在改革開放前至改革開放初期，我國收入不均等程度很低，農村內部的基尼系數雖然略高于城鎮內部，但也基本保持在0.21～0.24，城鎮內部的基尼系數均低于0.20，已經好于絕大多數的發展中國家[5]。而隨著經濟轉型進程的推進，計劃經濟逐步向市場經濟轉型，我國也漸漸從農業經濟走向工業經濟。在經濟轉型過程中，不論是城鄉之間、城鎮內部還是農村內部收入不均等水平均處于逐步上升的趨勢[6]。在2008年我國基尼系數達到了峰值0.491，雖然從2008年后有降低的趨勢，但根據國家統計局公布的數據顯示，2016年我國居民收入的基尼系數為0.465(5)數據來源：國家統計局：http:∥www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201701/t20170120_1456268.html。，依舊超過了聯合國0.4的警戒線，并且也有學者認為2008年后的基尼系數由于高收入人群樣本的缺失可能會出現被低估的現象[7-8]?？梢园l現收入不均等已經成為我國一個較為嚴重的影響經濟增長和社會公平的問題，其中亟待解決的則是農民收入增長。因此應努力提高農戶收入，并注重緩解區域間農戶收入不均等的程度。

關于收入及收入不均等的影響研究，大量學者從微觀和宏觀的角度進行了測算和分析。可以將影響因素分為兩類：第一類為可觀測的個體因素，即農戶所擁有的要素稟賦；第二類為外部市場環境，即要素市場發育。可以發現在市場完備的背景下人力資本、物質資本以及社會資本是增加家庭收入的重要因素。但是當家庭所擁有的要素稟賦存量產生差異時，農戶內部收入差距將被擴大[9-12]。但現實世界中并不存在完備的要素市場，因此很多學者從外部環境的角度出發，通過市場發育研究農戶內部收入不均等現象。學者們發現在市場發育不完備的情況下，要素的非等價交換現象不可避免。價格過分偏離價值時，相較于低收入群體，高收入人群更易從中獲利，此時要素市場環境可能會惡化由個體特征差異所帶來的收入不均等[13]。大量研究集中于土地流轉市場，并發現土地流轉市場更活躍的地區將有利于土地要素的再配置，農戶可以通過提高土地產出效率實現收入增長并減輕內部收入不均等[14-16]。也有學者試圖分解出要素市場發育對農戶內部收入不均等的貢獻，將農戶的收入簡化為不同要素收入的加總，并發現要素市場的不完備會惡化收入不均等[17-19]。但并沒有進一步分析要素市場是如何通過稟賦分配，對農戶收入乃至收入不均等產生影響。

可以發現，關于要素稟賦和要素市場對農戶收入及收入不均等的影響均有十分豐富的文獻基礎，但關于要素市場不完備背景下農戶要素稟賦分配的文章還有待補足。在市場不完備的背景下，部分農戶可能無法按照家庭收入最大化原則對家庭所擁有的要素稟賦進行分配。目前，關于家庭要素稟賦對農戶內部收入不均等的研究大多建立在要素市場發育完備的假定下?？紤]到要素市場發育不完備這一客觀現實，將農戶家庭的經濟行為看做家庭要素稟賦在市場中的配置[20]。生產經營性收入和工資性收入作為家庭收入結構中占比最高的兩類收入渠道，很大程度依賴于土地和勞動力要素的配置，同時勞動力又是這兩類收入中不可剝離的重要組成部分。隨著非農產業的迅速發展，很多學者指出亞洲經濟產業結構隨著勞動力的轉移也形成了資源重新配置的特征[21]。勞動力要素在不同地區及產業間的流動，提高了資源的配置效率，對經濟增長做出了顯著貢獻[22]。由此可得，家庭對勞動力稟賦在農業部門和非農部門中的配置決策，也是家庭資源稟賦再配置的過程，將對家庭收入產生十分重要的影響。目前文獻大多集中于勞動力轉移對農戶收入及收入不均等的影響，但卻忽略了家庭稟賦優勢和市場發展這類因素。因此，本研究將重點驗證在要素市場發育不完備的背景下，農戶家庭對勞動力配置的行為是否會對家庭收入產生影響，而配置行為的差異又是否會惡化農戶內部收入不均等的現象。

2 理論框架

本部分將根據Hsieh等[23]提出的方法構建家庭收入決定方程。農戶家庭收入中約有80%是由家庭經營性收入和工資性收入組成，為了簡化收入決定方程，更明晰的體現勞動力配置對收入以及收入不均等的影響，理論框架分析將農戶收入來源看作家庭經營性收入與工資性收入的加總。假定家庭i的農業經營性生產滿足柯布-道格拉斯函數：

(1)

式中：Yi，Ai，Li和Ki分別代表農業生產的產出、農戶農業生產效率、家庭勞動力投入以及土地投入。Yi是用農戶當年農業生產的產量來衡量；Li是家庭勞動力在農業生產中投入的人數(為了簡化理論推導過程，本部分簡略掉家庭在農業生產中雇傭勞動力的部分)；Ki是家庭用于農業生產的土地面積，以上指標均采用對數形式。α和β分別代表勞動力和土地的彈性，假定α+β=1，即生產函數保持規模報酬不變的特點。為了簡化柯布道格拉斯函數，公式中并未放入資本變量，而是將其用土地表示。在農業生產經營過程中，農戶的信貸需求是為了擴大農業生產經營面積，即通過借貸行為獲得轉入土地的資金，以達到最優生產經營規模。因此本部分利用土地變量來替代資本是合理的。

在模型中存在勞動力和土地兩種要素，本研究利用(1+φli)Pli和(1+φki)Pki分別來表示農戶在農業生產中的勞動力和土地流轉的實際價格。其中Pli和Pki表示在完備要素市場下的農戶勞動力和土地要素的價格，φli和φki則表示勞動力和土地的扭曲指數。

根據Hsieh等[23]的模型以及收入最大化原則建立農戶收入決定方程。根據假定，勞動力在務農和務工中的收入彈性保持不變，具體如下所示：

(1+φki)PkiKi

(2)

式中：p為農產品價格；L0為家庭勞動力中外出務工人數(L=L0+Li，L為家庭總勞動人數)；w為農戶在勞動力市場中獲得的工資。由式(2)推斷出，若市場發育不完備，(1+φli)PliLi和(1+φki)PkiKi取值大于0，農戶收入將受到要素配置扭曲的負面影響并低于完備市場下的收入。通過式(2)可以發現，要素市場如果發育完備，φli和φki取值為0。完備要素市場下，農戶家庭收入將實現最大化，并高于不完備要素市場下即現實世界里的收入水平。

在式(2)中，完備市場假定下農戶收入最大化的條件即要素的邊際產出相等。在本研究的理論構建中表現為，當1單位勞動力在農業生產領域和非農領域中的邊際產出相等時達到均衡，此時家庭收入實現最大化。具體如下所示：

(3)

當勞動力要素在農業和非農領域中實現均衡時家庭收入實現最大化，此時家庭勞動力配置狀況達到最優。因此，由式(3)可以直接求得勞動力在農業部門的最優配置：

(4)

要素市場發育完備的特征可體現為生產要素的自由流動，以及要素市場價格和均衡價格的一致。當φli和φki取值不為0時，可以推斷出此時要素市場發育并不完備，農戶無法按照家庭收入最大化原則配置生產要素。

假說1：要素市場不完備會影響農戶家庭勞動力配置，而這種由要素市場所帶來的約束將體現為勞動力要素配置的不均衡，進而對農戶家庭收入產生負向影響。

假說2：由于不同收入家庭在不完備的要素市場中受到的約束程度不一致，勞動力配置不均衡可能對低收入家庭影響更大，進而會拉大農戶間收入不均等。

3 數據來源與描述性統計

3.1 數據來源

在實證分析中，本研究主要采用的數據來源于2020年南京農業大學中國土地經濟調查(China land economic survey，CLES)。調查采取抽樣的方法，對江蘇省范圍內的農村要素市場、農業生產活動、農村金融現狀進行了詳細的調查。該數據庫基于農村固定觀察點的建立進行調查，為展現江蘇省地區的農村經濟發展現狀提供了全面且詳細的數據支撐。依托于本研究的研究目標，在保留了家庭特征、農業生產特征、非農就業以及收入狀況等關鍵變量，最終獲得分布在江蘇省各地區的832戶農戶數據。

3.2 變量選取

3.2.1被解釋變量

本研究選取農戶家庭在農業生產經營和非農部門就業中所獲得的純收入作為被解釋變量。本研究的核心是為了探究在要素市場發育不完備的背景下，農戶勞動力配置對收入及收入不均等的影響，農戶家庭勞動力通常被分布在農業和非農部門，因此用農戶的生產經營性收入和工資性收入的總和作為被解釋變量可以更好的體現出農戶家庭勞動力配置狀況在收入中的作用。

3.2.2關鍵解釋變量

本研究根據Brandt[24]提出的要素配置扭曲公式，測算出農戶家庭在農業部門的勞動力配置扭曲指數。家庭勞動力被配置在農業和非農部門中，若家庭在農業部門中的勞動力發生配置不均衡，則意味著在非農部門中家庭勞動力也未達到最優配置，該變量能反映出要素市場發育不完備對農戶家庭勞動力配置的約束。當扭曲指數不為0時，代表家庭受限于要素市場，即要素市場發育并不完備。

3.2.3控制變量

本研究的控制變量如下，分別包括家庭規模以及人力資本變量在內的家庭勞動力平均年齡、家庭勞動力平均受教育程度、家庭勞動力健康狀況。同時還包含了家庭擁有的農業機械總價值以及家庭擁有的耕地面積這兩個變量。

3.3 描述性統計

變量定義及描述性統計如下表所示：

根據表1可以發現，樣本中的家庭平均規模約為5人，也存在規模較大的家庭，其總人口數為9。家庭平均年齡約為44歲，我們可以知道隨著年齡的增長勞動力在非農領域以及農業生產中的生產效率可能會下降。家庭平均受教育年限約為7年，即樣本的平均受教育程度僅為小學畢業，可以發現樣本總體的受教育程度偏低，樣本中存在一部分人并未完成九年義務教育。健康作為人力資本衡量中的一項重要指標，我們將健康自評分為1—5后可以發現，樣本中家庭的平均健康狀況較為良好。家庭擁有的農業機械總價值雖然經過了對數化處理，但可以發現平均值與最大值間的差額較大，即農戶間擁有的用于農業生產的機械總價值相差甚遠。根據家庭擁有的耕地面積這一變量，可以發現每個家庭承包的耕地面積約為0.43 hm2，這一數值與我國目前所觀察的數值基本一致。

表1 描述性統計Table 1 Descriptive statistics

從表1中可以發現本研究的關鍵解釋變量為勞動力扭曲指數，其最小值為負值。根據勞動力扭曲指數測算公式可以推斷出，農戶在農業生產經營中若理論上的最優勞動力數值大于實際投入到農業中的勞動力數量，則勞動力扭曲指數將大于0。反之，若勞動力扭曲指數小于0，則代表家庭投入到農業生產中的人數大于理想狀態下的家庭最優勞動力數量，即家庭勞動力未實現充分轉移。將勞動力扭曲指數區分正負值后，統計數據如表2所示。在樣本中有67.3%的家庭存在勞動力轉移不充分的問題，而農業中家庭投入的勞動力數量低于最優勞動力人數的家庭占據了樣本的一小半。通過勞動力扭曲測算公式可知，當扭曲指數為0時，家庭勞動力達到最優配置。即勞動力扭曲指數離0值的絕對距離越近，則家庭勞動力配置扭曲程度越低。當家庭勞動力在農業和非農部門之間均實現了配置均衡時，可以初步判斷此時要素市場發育處于較為良好的狀態。

本研究的被解釋變量為農戶家庭收入。根據前文所示，本研究將農戶的收入定義為農業生產經營性收入以及工資性收入。分別將家庭總收入不同分位點下的均值及中位數列于表3，可見樣本中家庭最大收入為700 000元，樣本整體均值為128 933元，可以發現江蘇省整體收入狀況較為優異。90%分位點下的農戶家庭收入約是10%分位點下農戶家庭收入的9.2倍。由此可得，樣本中農村不同家庭間的收入相差較大。

表2 勞動力扭曲指數Table 2 Labor distortion index

表3 農村居民家庭收入分布的分位特征Table 3 Subdivision characteristics of rural residents’ household income distribution

4 實證分析

4.1 基準回歸

本部分具體安排如下：首先分析勞動力扭曲指數對農戶收入的影響，再利用分位數回歸探究勞動力扭曲指數對不同分位點下的農戶家庭收入是否存在影響差異，即勞動力扭曲究竟是惡化了還是減輕了農戶收入不均等的狀況。在分位數回歸中分別選取0.1、0.5以及0.9分位點代表低收入、中等收入以及高收入家庭的農戶。

從表4可以看出，回歸結果與預期基本一致。本研究的關鍵解釋變量勞動力扭曲指數對農戶家庭收入顯著為負(在1%水平上顯著)，勞動力扭曲指數每上升一個單位，農戶家庭收入對數將下降0.356個單位。通過前文的推導可以發現，在要素市場完備的背景下，農戶收入僅受要素稟賦與要素價格的影響。但現實中要素市場往往還未達到完備狀態，要素價格通常會高于市場完備狀態下的均衡價格，即農戶會面臨更高的影子價格。在這種背景下，農戶在配置家庭勞動力時會受到影子價格的影響，勞動力實際配置狀況會偏離收入最大化原則下的勞動力配置狀況，此時農戶收入受損。實證結果再次驗證此推論，即勞動力扭曲指數對農戶家庭收入存在顯著負向影響，假說1得到驗證。

本研究的控制變量包含了家庭層面。在家庭層面中，家庭規模與家庭平均受教育程度對農戶收入的影響顯著為正。在實證結果中可以發現家庭人口每增加一位，農戶家庭收入也將增加17.9%個單位。同時，平均受教育年限每增加一年，家庭收入也將提高11.2%個單位。這也與以往研究結論相一致，受教育程度在促進農戶收入增長方面起正向作用。健康作為衡量人力資本的重要因素，也將顯著增加家庭收入。同時，我們也可以發現隨著家庭勞動力平均年齡的上升，家庭收入也將受到負向影響。正如前述所示，隨著年齡的增長，勞動力在農業以及非農領域中的生產效率都將下降，進而會影響到家庭收入。農戶家庭擁有的農業機械總價值越高，農戶也將獲得更高的收入。農戶擁有的農業機械總價值代表著他們對物質資本的投入，這部分農戶往往在農業生產中更具優勢，因此也會加大對農業的投入，進而家庭總收入中生產經營收入的份額也會隨之上升。由此可見，代表家庭特征的變量驗證了人力資本和物質資本的增加將在家庭增收方面起到顯著正向影響。

表4 基準回歸結果Table 4 Basic regression results

4.2 分位數回歸

利用分位數回歸，目的是探究不同要素對各個分位點下農戶家庭收入的邊際貢獻。如果某一類要素有利于家庭收入的增長，并且在低收入家庭組和中收入家庭組的邊際貢獻大于在高收入家庭組的邊際貢獻，那么這一類要素則具有減輕收入不均等的作用，反之則會加重農戶間收入不均等[25]。分位回歸結果如下表所示，就本研究的關鍵變量勞動力扭曲指數來看，其在0.1、0.5以及0.9分位點下對農戶家庭收入均顯著為負(在1%水平上顯著)。對0.1分位點下的農戶而言，勞動力扭曲指數每上升一個單位，被解釋變量將下降0.403個單位。這與前述理論框架中所推導的結果相一致，即由于要素市場的不完備，農戶將無法按照收入最大化的原則配置家庭勞動力，并會導致農戶家庭收入受損。而隨著分位點的上升，雖然在0.5以及0.9分位點下勞動力扭曲指數對農戶家庭收入的影響依舊顯著為負，但系數卻發生了變化。程名望等[26]在利用分位數回歸研究農戶收入差距的根源時提到，不同因素對不同分位點下的收入組影響也存在差異，作者利用低分位組該因素的系數減去高分位組該因素的系數得到一個“系數差”，若“系數差”顯著且為正，則代表該因素拉大了收入不均等，反之則縮小了收入不均等。根據前述的理論推導可以發現由于“門檻效應”的存在，相較于高收入家庭，低收入家庭在不完備市場的環境中可能面臨相對較高的影子價格，即低收入家庭受到市場不完備的沖擊更高。在分位數回歸中也可以發現，勞動力扭曲指數在0.1、0.5以及0.9分位點之間的系數差為正且在1%水平上顯著，即隨著分位點的上升勞動力扭曲指數對家庭收入的邊際貢獻在不斷減小。這個結果顯示，在其他條件不變的背景下，勞動力扭曲指數對0.1分位點下的農戶家庭收入影響最大，在0.9分位點上影響最小。這代表勞動力配置扭曲主要作用于低收入家庭和中等收入家庭，對高等收入家庭影響最小。可以發現勞動力配置扭曲拉大了農戶間收入不均等，假說2得到了驗證。

4.3 穩健性檢驗

在前述的計量分析中，被解釋變量是基于農戶家庭總收入。而在已有研究中，一些學者經常采用家庭人均收入作為被解釋變量，并認為人均收入能夠更好的代表家庭收入狀況[27]。基于此情況，本部分采用“農戶家庭人均收入對數”替換上文模型中的“農戶家庭總收入對數”，并利用同樣的模型結構，以驗證模型以及結果的穩健性。

穩健性檢驗的結果如表6所示，采用農戶人均收入作為被解釋變量后，關鍵解釋變量的回歸結果與基準回歸基本一致。進一步驗證了結果的可靠性，由此可見上文的主要結論是穩健的。

4.4 進一步分析

從上述的實證分析中可以得出，勞動力配置扭曲不僅會對農戶收入產生負向影響，同時還會惡化農戶間收入不均等。而不同農戶家庭勞動力配置扭曲程度也存在差異，正如上文所示勞動力扭曲指數離0值的絕對距離越近則代表農戶家庭勞動力配置狀況越好。反之，勞動力扭曲指數離0值的絕對距離越遠則代表農戶家庭勞動力配置扭曲狀況越嚴重。因此本部分取勞動力扭曲指數的絕對值，探究勞動力扭曲程度的變化對農戶收入的邊際貢獻是否會產生影響。根據計算所得，勞動力扭曲指數絕對值的均值為0.34。本部分選取均值為臨界點，將勞動力扭曲指數絕對值小于0.34的家庭定義為低勞動力配置扭曲家庭，大于0.34的定義為高勞動力配置扭曲家庭。

理論而言，隨著勞動力配置扭曲程度的增加，農戶家庭總收入受到的邊際影響也會隨之增加。回歸結果如表7所示。從回歸結果可以發現，對勞動力配置扭曲程度較低的家庭而言，其對收入的影響并不顯著，而對勞動力配置扭曲程度較高的家庭而言，關鍵解釋變量對收入的影響在1%的水平下顯著為負。此時勞動力配置扭曲指數每上升一個單位，家庭總收入將下降0.454個單位。這也與上文的結論相一致，在要素市場完備的背景下，農戶收入僅會受到自身要素稟賦的影響。而現實中由于要素市場發育尚未達到完備狀態，農戶無法根據收入最大化的原則配置家庭勞動力，當偏離程度越高時，收入受到的負向影響也會越大。

表7 回歸結果Table 7 Regression result

5 結論與評述

本研究聚焦于要素市場發育與農戶家庭收入及收入不均等之間的關系，通過構建農戶在農業部門中的勞動力扭曲指數反映要素市場對農戶家庭勞動力要素的約束狀況。理論而言，在完備的要素市場下，農戶可以根據家庭收入最大化原則配置勞動力。但現實中，要素市場往往難以達到完備狀態，此時家庭勞動力配置可能會偏離完備市場下的勞動力配置狀況。與此同時，高收入家庭勞動力配置受到的影響低于低收入家庭，而這種勞動力配置扭曲的差異不僅會對農戶收入增長產生負向影響也會擴大農戶內部收入不均等。

從農戶收入增長和收入分配的視角觀察，本研究得到了以下結論：首先，現實中由于要素市場發育的不完備，農戶家庭大部分都存在一定程度的勞動力配置扭曲，并且這一現象的發生確實會對農戶家庭收入產生顯著的負向影響。其次，進一步將農戶家庭勞動力配置扭曲程度進行細分后可以發現，勞動力配置扭曲程度較低的家庭其收入受到的影響并不顯著，但對于另一部分勞動力配置扭曲程度較高的家庭而言，他們家庭總收入受到的影響顯著為負。由此可得，隨著家庭勞動力配置扭曲程度的增加，家庭收入受到的影響也會更大。第三，根據分位數回歸結果顯示，將農戶分為低收入、中等收入和高等收入家庭后可以發現勞動力配置扭曲對低收入家庭和中等收入家庭的影響更為顯著，但對高等收入家庭而言，家庭勞動力配置扭曲對收入的影響最低。此時低收入家庭和中等收入家庭受到要素市場約束的沖擊更大，農戶間收入分配不均，收入不均等被擴大。

本研究的研究結果對提高農戶收入及縮小農戶收入差距具有重要借鑒意義。正如上文所示，要素市場發育完備的背景下，農戶收入狀況僅受到如要素稟賦等自身特征因素的影響，此時農戶間收入不均等問題并不會影響社會公平。本研究考慮到要素市場發育不完備這一客觀事實，發現要素市場發育的不完備將從生產端對農戶產生約束，此時農戶無法在要素市場中根據自身優勢配置家庭勞動力，收入必然會受到影響。此外，又因為農戶在市場中受到的約束程度存在差異，隨之而來的則是收入分配的不同，即收入不均等可能會被擴大。因為與低收入的人群相比，高收入的人群受到的市場約束通常更低。由此可得，由要素市場發育不完備帶來的可能是“馬太效應”，即窮人越窮，富人越富。因此本研究發現不完備的要素市場，不僅會降低農戶收入水平，也很難產生降低收入不均等的作用?；诖耍覈畱摷訌妼r村地區的要素市場建設。在努力提高農戶收入實現共同富裕這一目標的同時，也應該特別關注低收入群體在市場中的狀況，避免因要素市場不完備而逐漸擴大農戶內部收入不均等。