農機社會化服務緩解了農村內部收入差距嗎？

李艷芳，蘇保忠

（中國農業大學 經濟管理學院，北京 100083）

“消除貧困，改善民生，實現共同富?！笔巧鐣髁x的本質要求。我國“十四五”時期經濟社會發展主要目標之一是脫貧攻堅成果鞏固拓展，鄉村振興戰略全面推進，全體人民共同富裕邁出堅實步伐。然而，要實現共同富裕，重點難點在農村[1]。在農村地區，雖然農村居民收入在不斷提高，但由于農戶分化，農村勞動力流動，不同區域農村發展水平差異等原因，農村內部存在較大收入差距且持續擴大。2013 年，農村20%高收入組家庭與20%低收入組家庭的收入差距絕對值為18445.8 元，而2022 年這一收入差距絕對值為38225.6 元，高收入組與低收入組家庭收入差距持續擴大①數據來源于2023年和2015年《國家統計年鑒》中農村居民按收入五等份分組的人均可支配收入。。此外，相關測算表明，2019 年我國農村居民人均純收入基尼系數為0.4591，比2010 年提高了約20%[2]。低收入群體收入增長速度遠遠低于高收入群體是農村內部收入差距擴大的主要原因。在日益擴大的收入差距下，低收入群體經濟基礎較為薄弱、抗風險能力較弱，容易再次陷入貧困。因此，如何提高低收入農戶收入水平，縮小農村內部收入差距已成為緩解相對貧困和實現共同富裕無法回避的關鍵問題。

目前關于農村內部收入差距的研究較為豐富，主要集中在以下兩個方面。一是農村收入差距測度及動態變化趨勢分析。已有研究主要采用基尼系數和泰爾指數測度收入差距，并使用回歸分解等方法對農村收入不平等的動態變化進行分析[3-4]。中國農村收入分配不平等程度逐漸擴大，各省之間的農村不平等程度存在明顯的差異，且區域間的不平等擴大速度高于區域內的不平等擴大速度[5]?；诓黄降鹊氖杖虢Y構分解發現，高收入組家庭的工資性收入占比較大，而低收入組家庭的經營性收入占比較大，工資性收入是農村居民收入分配差距持續擴大的重要原因[6-7]。二是探討農村內部收入差距的影響因素。在影響農村居民收入差距的微觀因素方面，已有研究探討了社會資本[8]，勞動力流動[9-11]，土地流轉[12-14]，農戶創業[15-17]等對農村內部收入差距的影響。在宏觀影響因素方面，農村金融發展[18-19]，數字經濟發展[20-21]以及政策評估[22-24]等均是影響農村內部收入差距的重要原因。

農村勞動力流動、人口老齡化趨勢帶來了農村勞動力結構性短缺和弱質化等問題，給農業生產帶來巨大壓力[25]，農業機械化是解決這一問題的重要方法。受資金約束以及經營規模影響，越來越多的農戶通過購買農機社會化服務來實現機械化作業。2004 年以來我國相繼出臺了多項重要文件提出健全農業社會化服務體系，大力推動農機社會化服務發展，實現小規模農戶和現代農業發展有機銜接。在市場需求與政策扶持的共同推動下，以農機作業服務為代表的農機社會化服務取得了快速發展。據2021年全國農業機械化發展統計公報顯示，全國農機服務組織19.34萬個，其中農機專業合作社7.6 萬個，農機作業服務專業戶415.90 萬個。農機社會化服務與農村居民收入增長和收入分配密切相關。農戶收入增長依賴于農業分工深化和勞動力的有效就業[26]，而農機社會化服務形成正是農業分工深化的重要體現[27-28]。相關研究表明，農機社會化服務在提升農業生產效率[29-30]，促進土地流轉和規模經營[31-32]，以及勞動力轉移[33-34]等方面發揮著重要作用，有助于促進農戶收入增加。但農機社會化對不同類型農戶的影響存在差異，如楊子等發現，農機服務對大規模農戶農業技術效率的提升作用更強[31]；楊思雨等發現農機社會化服務對小規模農戶勞動力轉移的影響效應更為顯著[35]。農機社會化服務改變了傳統農業生產方式，深刻影響著農業生產和農戶收入，可能對農村收入差距也產生重要影響。因此，需要進一步探究農機社會化服務與農村內部收入差距之間的關系，明確農機社會化服務的收入分配效應。

已有文獻對農村內部收入差距以及農機社會化服務進行了較為豐富的討論，給本文帶來了有益啟發，但目前缺乏有關農機社會化服務與農村內部收入差距之間關系的研究。雖然羅明忠等利用河南省農戶問卷調查數據，研究了對農機社會化服務采納對農村經濟相對貧困的影響，認為農機社會化服務有利于緩解農戶相對貧困[36]，然而由于省域調研數據的局限，其研究結論尚需要更加充分的證據，更為重要的是，其研究也未直接分析農機社會化服務對農村收入差距的影響。

鑒于此，本文擬基于2009-2020年全國農村固定觀察點的面板數據，使用RIF回歸分解的方法，實證分析農機社會化服務對農村內部收入差距的影響。

一、理論分析

1.農機社會化服務、勞動力轉移與收入差距

農機社會化服務通過促進勞動力轉移，優化勞動力資源配置，縮小農戶間勞動力質量、技能等稟賦差異，提高低收入農戶非農收入，降低農村內部收入差距。第一，相比高收入農戶，低收入農戶在購買農機時面臨較大資金約束，更多依賴勞動力經營土地，農機社會化服務的推行使得低收入農戶通過購買農機社會化服務，將部分生產環節交給具有農業經營比較優勢的服務主體，拓寬了農業專業化分工的空間，低收入農戶家庭剩余勞動力在這一過程中得到釋放，逐漸向非農領域流動，勞動力兼業比例不斷上升，并且減少了外出勞動力農忙時節返鄉幫工的壓力[37]，為農民工穩定參與非農就業提供了基礎保障，提高非農就業時間，有利于增加低收入農戶的非農收入。第二，農機社會化服務有助于延長農業產業鏈，促進新的中間產品部門涌現，增加對農業勞動力的需求，帶動了農村勞動力的農業就業[36]。相比高收入農戶，低收入農戶往往因為較低的社會資本、較少的信息渠道等原因而不能獲得就業信息，而農機社會化服務進一步創造了就業機會，有利于提高低收入農戶工資性收入，縮小農村內部收入差距。第三，農機社會化服務可以有效彌補家庭農業勞動力數量短缺以及質量不足。農機社會化服務促進了機械化水平提高，彌補了健康狀況較差的農戶在體能上的不足，降低了健康狀況對農業生產的不利影響，并且促進了家庭中健康人力資本較高的勞動力非農就業。此外，家庭農業勞動力不足的農戶可以選擇購買農業雇工服務或農機租賃服務緩解了農戶家庭農業勞動力不足的約束[31]，有助于提高農業收入，縮小與勞動力人力資本較高的農戶家庭農業收入差距，從而有助于縮小農村整體收入差距。

2.農機社會化服務、土地經營規模與收入差距

農機社會化服務通過促進土地流轉形成土地規模效應，促進農戶增產增收，縮小農戶間由于土地經營規模差異而導致的農業收入差距，進而縮小農村內部收入差距。土地經營規模差異與農戶自身的經營意愿、能力等有關，農地的小規模難以激發農戶的農業經營熱情，導致顯著的離農化傾向[38]，而農機社會化服務有助于放松低收入農戶土地規模經營面臨的資金、技術等約束，擴大農業經營規模，縮小與高收入農戶之間的土地經營規模差異。一方面，相比高收入農戶具有購置農機的能力進行規模經營，低收入農戶受資金約束只能小規模經營土地，而農機社會化服務有利于放松小農戶面臨購買農機的資金約束，農戶通過租賃農機社會化服務，節省農戶自行購買農機所需的大量資金，有助于激勵低收入農戶轉入土地，擴大經營規模，增加農業收入。另一方面，農機社會化服務有助于放松土地規模經營的技術約束。土地經營規模小的農戶往往兼業，對農業生產投入精力不足，生產方式較為粗放，而農業社會化服務可以充當人力資本和知識資本的傳送器,將高附加值的資本和技術導入到農業生產過程中[31]，有助于小農戶改善田間管理水平，減少粗放經營和土地拋荒現象，提高農業生產效率，實現土地的專業化、集約化經營，從而激勵小農戶轉入土地進行規模經營，有助于提升小農戶農業收入，縮小與規模經營農戶間的農業收入差距，進而縮小農村內部收入差距。

二、數據來源、模型設定與變量說明

1.數據來源

本研究使用的數據來源于2009-2020 年全國農村固定觀察點數據。全國農村固定觀察點調查體系是1984 年經中共中央書記處批準建立的，1986 年開始運行。農村固定觀察點目前有樣本農戶2.3 萬戶，31 個?。▍^），樣本村370 個，常規調查指標近2000 項，主要內容涉及家庭成員構成、土地情況、家庭全年收支、農業生產經營等，較為全面地反映了中國各地區農戶及家庭成員的生產生活、收入消費等各項活動。問卷中涉及的農業生產環節問題為本研究考察農機社會化服務對農村內部收入差距的影響提供了重要支撐。剔除缺失數據和極端值后，本文農戶層面的觀測數為106046。

2.模型設定

本研究使用基于再中心化影響函數回歸（Re-centered influence function，RIF），即RIF 回歸[39]，對農機社會化服務影響農村收入差距進行實證檢驗，并進一步使用RIF 回歸分解[40]的方法考察農機社會化服務對農村收入差距的貢獻。

（1）RIF 回歸。RIF 回歸中的被解釋變量既可以是收入水平，也可以是基于影響函數獲得的分位數以及方差、基尼系數等收入不平等統計量，能夠建立起不平等指數與其影響因素之間的直接聯系，從而可以從分布的角度直接考察農機社會化服務對農村收入差距的邊際影響。再中心化影響函數的表達式為：

其中ν為刻畫分布F(y)的各種統計量，如基尼系數、分位距等。IF(Y;ν)為特定統計量Y對應的影響函數。

RIF在IF的基礎上，加上了在原分布中的相應統計量，其含義為：考慮了Y處的影響后，統計量ν的近似值。RIF的決定因素是原始分布FY、變化位置Y和選取的統計量ν，在給定原始分布和統計量時，RIF是Y的函數。

當分布統計量為分位數時，RIF回歸即為無條件分位數回歸，其影響函數的表達式為：

式（2）中，qτ表示τ分位的分位數，fY(·)表示變量Y的邊際密度函數。因此，qτ分位數的再中心化影響函數（RIF）可表示為：

式（3）中，Y為農戶家庭人均年收入分布函數;qτ為Y的無條件分布的總體 τ 分位數，其中，T(0 ＜T＜1) 表 示分位;I(Y≤qτ) 為 指示函數，如果滿足Y≤qτ的 條 件，指 示 函 數 的 值 為 1，否則為 0。

由于RIF(Y;ν)可以線性的表示為自變量的函數，將RIF變量對解釋變量X進行 OLS 回歸，用公式表示為：

式（4）中，X為特征變量;β為特征變量X的待估系數;ε為殘差。

為了估計農機社會化服務對農村內部收入差距的影響，本研究基于RIF 回歸框架，構建如下基準回歸模型：

式（5）中，RIF_inequal是基于再中心化影響函數獲得的基尼系數、分位距以及分位數，基尼系數和分位距反映收入差距，不同分位數反映整個分布上收入水平的變化。serviceijt表示農戶i是否采納農機社會化服務，α1是農機社會化服務影響系數；X為一系列控制變量；μi表示農戶固定效應，τt表示年份固定效應,σj表示省份固定效應，εijt為殘差。

（2）RIF 回歸分解。 RIF 回歸分解結合了RIF 回歸與Oaxaca-Blinder 均值分解法，首先構建反事實框架，將農戶家庭人均年收入分布的差異進行分解，即特征效應和系數效應；然后利用RIF 回歸模型將各協變量對被解釋變量的影響進行分解，得到各協變量在不同分位上對被解釋變量的貢獻率。

因此，可以將農機社會化服務對農村收入差距的影響分解為兩個部分，即

式（6）中，其中，lnYc表示所構造的反事實分布的統計量，反事實分布是指群體f的個體特征X的回報率不變，但個體特征X的分布與群體m相同時的收入分布。因此，群體m的分布與反事實分布之間的差異qτ(lnYm)-qτ(lnYc)，是由個體特征回報率之間的差異造成的，即結構效應ΔS；而反事實分布與群體f 的分布之間的差異qτ(lnYc)-qτ(lnYf)，是由個體特征分布的差異造成的，即特征效應ΔX。

結合式（4）、式（6）可得到，

其中，右邊第一項是采納和未采納農戶家庭特征變量不同而導致的差異可解釋部分，即特征效應；第二項則為兩種農戶家庭特征回報率不同帶來的不可解釋差異，即系數效應。

3.變量設置

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量是家庭人均年收入。在具體模型估計中，被解釋變量為基于再中心化影響函數獲得的基尼系數、分位距以及分位數。

（2）解釋變量。本文的解釋變量為是否采納農機社會化服務。使用固定觀察點數據中的“機械作業費用”做虛擬變量處理來表示，若機械作業費用大于0則采納農機社會化服務取1，否則取0。

（3）控制變量?；谝延械臄祿笜瞬⒖家延醒芯縖6,34,36]，選取了代表農戶個體特征、家庭特征以及區域特征的變量作為控制變量。戶主狀況直接影響農戶收入，更是反映農戶個體特征的重要指標，本研究選取戶主年齡、戶主受教育年限、戶主健康水平反映農戶個體特征；家庭中勞動力資源、生產資料狀況、社會關系均是影響收入以及收入差距的重要因素，本研究選取家庭勞動力數量占比、年末經營耕地面積、是否為村干部戶來反映家庭特征；我國農村收入差距受地區自然環境、經濟發展水平影響等具有明顯的區域特征，本研究了選取自來水、村莊地形和村莊到縣城距離反映區域特征。變量定義及描述性統計見表1。

表1 變量定義與基本描述統計

三、實證結果分析

1.基準回歸結果分析

（1）農機社會化服務對農村內部收入差距的影響回歸。采用RIF 回歸方法檢驗農機社會化服務對農村居民收入的基尼系數以及 Q90～Q10 收入差距、Q90～Q25 收入差距、Q90～Q50 收入差距、Q50～Q10 收入差距的影響，結果如表2 所示。5 個模型中農機社會化服務回歸系數均在1%的水平上顯著為負，表明采納農機社會化服務對農村內部收入差距有縮小作用。農機社會化服務對Q90～Q10、Q90～Q25、Q90～Q50和 Q50～Q10分位距上收入差距縮小的作用依次減少，表明農機社會化服務主要通過降低高收入與其他收入水平農戶群體之間收入差距的方式縮小農村內部收入差距。

表2 農機社會化服務對農村收入差距影響的回歸結果N=106046

（2）農機社會化服務對不同分位點農村居民收入的影響回歸。進一步考察農機社會化服務對不同分位點農村居民收入的影響。將樣本按照10%、25%、50%、75%、90%分位點分為5 組子樣本進行回歸，結果如表3 所示。農機社會化服務在10%、25%、50%分位點處的回歸結果顯著為正，表明農機社會化服務對低收入群體有收入促進作用，且收入促進效應遞減。農機社會化服務在90%分位點處的回歸結果顯著為負，進一步驗證了農機社會化服務會通過降低高收入水平農戶收入，提升低收入水平農戶收入的方式縮小農村內部收入差距，采納農機社會化服務對低收入水平農戶的收入帶動作用更強。從其他控制變量的回歸結果來看，戶主受教育程度越高、戶主健康水平越高、村干部戶、家庭勞動力比例越高、經營耕地面積越大、平原地形以及有自來水有利于提高農戶收入水平，而戶主年齡越大、村莊到縣城的距離越遠會降低農戶收入水平。

表3 農機社會化服務對農村居民收入影響的分位數回歸N=106046

2.異質性分析

由于不同區域地形地勢、種植結構、農業發展水平存在差異，農機社會化服務對不同區域的農村內部收入差距可能存在異質性影響。為進一步檢驗農機社會化服務對不同區域農村內部收入差距的影響差異，本研究將全樣本分為東部、中部、西部和東北四個區域，分別進行RIF 回歸，回歸結果如表4 所示。農機社會化服務在四個區域子樣本中的回歸系數均顯著為負，表明農機社會化服務有利于縮小所有區域農村內部收入差距，并且對東部地區、中部地區和西部地區的影響較大，對東北地區影響較小?？赡茉蚴菛|北地區農戶規?；洜I程度高，農機社會化服務發展水平較高，農村居民采納農機社會化服務的差異較小，因此對收入差距的影響較其他地區小。

表4 農機社會化服務對不同區域農村內部收入差距的影響

3.穩健性檢驗

（1）更換估計模型。使用雙向固定效應模型代替RIF 回歸方法檢驗農機社會化服務對農村內部收入差距的穩健性，結果如表5所示。農機社會化服務的回歸系數在1%的顯著性水平上為負，表明農機社會化服務會縮小農村內部收入差距，與基準回歸結果一致。

表5 穩健性檢驗：使用固定效應模型N=106046

（2）更換收入差距測度方法。使用對數方差、Atkinson指數和變異系數替代基尼系數衡量農村內部收入差距，結果見表6。三列回歸結果均顯示，農機社會化服務的回歸系數顯著為負，表明農機社會化服務對農村內部收入差距的影響為負，與表2基準回歸結果一致。

表6 穩健性檢驗：更換不平等測度方法N=106046

（3）內生性檢驗。遺漏變量和互為因果均有可能導致農機社會化服務與農村收入差距的模型估計中出現內生性問題，造成模型估計偏誤。在處理遺漏變量問題上，本研究在基準RIF 回歸中控制了時間和農戶個體固定效應，如果模型存在遺漏變量偏差，這些遺漏變量將被包含進誤差項，通過固定效應模型可以消除所有不隨時間和個體變化、無法觀測的遺漏變量。而由于農機社會化服務與農村內部收入差距之間可能存在反向因果關系，使用工具變量法解決模型中可能存在的由于互為因果導致的內生性問題。采用村級農機社會化服務采納水平作為工具變量，進行兩階段最小二乘（2SLS）回歸，結果如表7所示。在2SLS估計中，農機社會化服務對農村內部收入差距的回歸系數顯著為負，與基準回歸結果一致。因此，工具變量的回歸結果證實在考慮內生性問題后，農機社會化服務仍然會顯著縮小農村收入差距。

表7 穩健性檢驗：內生性檢驗（2SLS）

4.農機社會化服務對農村收入差距的影響分解

進一步使用RIF 回歸分解方法測度農機社會化服務對農村內部收入差距的影響程度。表8是對基尼系數以及Q90～Q10、Q90～Q25、Q90～Q50、Q50～Q10 分位距的分解結果。結果表明，特征效應顯著為正，系數效應顯著為負，農機社會化服務的系數效應是農機社會化服務縮小農村內部收入差距的主要原因，在對基尼系數的回歸中，農機社會化服務的系數效應貢獻占比為114.29%。

表8 農機社會化服務對農村內部收入差距的影響分解

使用RIF 回歸分解方法測度自變量在不同收入分位點上未采納和已采納農機社會化服務農戶收入差距中的貢獻，結果如表9 所示?？傮w來看，采納農機社會化服務的農戶收入顯著高于未采納農機社會化服務的農戶。在采納農機社會化服務與不采納農機社會化服務農戶的收入總差距呈“倒U型”，10%～75%分位數上的收入差距在逐漸加劇，75%～90% 分位數上收入差距逐漸縮小。特征效應是造成25%及以上采納和未采納農機社會化服務的農戶收入差距的主因，其貢獻程度隨著分位點的增加而增強。

表9 不同分位點收入差距分解

5.農機社會化服務影響農村內部收入差距的作用機制檢驗

結合前文的理論分析，本研究按照25%、50%和75%收入分位點將樣本分為低收入、中低收入、中高收入以及高收入農戶，使用雙向固定效應模型檢驗農機社會化服務通過勞動力轉移和土地經營規模對農村內部收入差距的影響機制，回歸結果如表10 所示?；貧w結果顯示，在勞動力轉移上，農機社會化服務顯著增加了低收入和中低收入農戶的家庭非農就業比例，但對高收入農戶非農就業比例無顯著影響。因此，農機社會化服務通過促進低收入和中低收入農戶勞動力轉移，增加其非農收入，縮小了農村內部收入差距。在土地經營規模上，農機社會化服務對低收入農戶的經營耕地面積無顯著影響，對高收入農戶經營耕地面積的影響較大，因此，本文并沒有發現土地經營規模在農機社會服務對農村內部收入差距影響中的作用?？赡艿脑蛴幸韵聝煞矫妫阂皇歉呤杖朕r戶用于轉入土地的資金充足，土地流轉意愿強，而低收入農戶面臨著轉入土地的資金約束；二是農機社會化服務有助于緩解規模農戶面臨的勞動力約束和資本約束，但對于小農戶的緩解作用較小，從而促使其同比例增加土地要素投入的激勵作用也小[41]。

表10 農機社會化服務對農村內部收入差距的作用機制檢驗結果

四、結論與啟示

利用全國農村固定觀察點調查數據（2009-2020），基于RIF 回歸和RIF 回歸分解的方法實證分析了農機社會化服務對農村內部收入差距的影響。結果表明，第一，農機社會化服務對低收入農戶較大增收效應，顯著縮小了農村內部收入差距。在通過工具變量處理內生性問題和進行穩健性檢驗后，結論依然保持穩健。第二，異質性分析發現，農機社會化服務對不同區域農村收入差距的影響存在差異，農機社會化服務對東部地區影響較大，對東北地區影響較小。第三，RIF 回歸分解結果顯示，系數效應，即農機社會化服務群體特征回報率差異，是農機社會化服務縮小農村內部收入差距的主要原因，系數效應貢獻為124.24%。第四，影響機制分析表明，農機社會化服務主要通過促進低收入和中低收入農戶的勞動力轉移，增加其非農收入，縮小了其與高收入農戶的收入差距，進而緩解了農村整體內部收入差距。

本文的研究結論具有以下政策啟示。第一，正確認識農機社會化服務供給對農村收入差距的影響，增強低收入農戶的農機社會化服務可獲得性，進一步發揮農機社會化服務對低收入農戶的增收作用。一方面，進一步推動農機服務市場的發育，探索農機社會化服務新服務模式，如支持農機服務主體開展跨區作業、訂單作業和農業生產托管等多種形式，為農戶提供優質高效的農機服務；另一方面，積極推動建立農機社會化服務信息管理平臺，及時向農戶發布農機社會化服務動態信息，幫助農戶及時掌握相關服務信息，提高農機社會化服務利用水平。第二，發揮農機社會化服務對農村勞動力轉移的促進作用，促進非農就業。一方面，建立和完善農村土地流轉制度，促進土地連片化規?；洜I，降低土地細碎化程度，優化農機社會化服務的使用條件，釋放農村剩余勞動力；另一方面，加大對農村勞動力的非農就業技能培訓，完善就業幫扶和就業信息發布等相關配套措施，促進低收入農戶家庭勞動力轉移。第三，基于不同區域的現實發展狀況，制定針對性的農機社會化服務發展政策，如在中西部欠發達地區，加大對農機社會化服務供給側補貼力度，積極培育農機社會化服務市場，在東部發達地區，充分發揮各類培訓組織的主體作用，壯大農機實用技能培訓規模，提高農機技能培訓質量，不斷提升農機社會化服務水平。