——基于中國綜合社會調查的數據分析
編者按：“三農問題”一直是我國經濟社會現代化轉型中的重點和難點問題。十八大以來，中央就農業現代化和城鄉一體化等“三農問題”出臺了一系列新政策、新舉措，引發學界和社會各界的重點關注。為此本期特編發三篇文章，聚焦村落現代轉型、農民增收以及土地制度改革等重大問題，以期以社會學的新視角、新方法推進相關研究向縱深發展。
摘要：本文立足于農民收入的空間轉換邏輯和城鄉關系的差序類型，并借助相關數據系統檢驗了促進農戶增收的三種機制是否存在空間差異。研究發現：1.地區非農化對距離城市較近的農戶增收有著明顯的積極作用；家庭非農化的影響則表現出逆向差序的特征。2.文化性人力資本對靠近城市的農戶增收的邊際效用較大；技能性人力資本促進農戶增收的效應則沒有表現出明顯的空間差異。3.社會網絡對農戶增收的積極影響在遠離城市的偏遠農村更為突出。上述觀察結論隱含著一個重要的政策邏輯，即加強對農村勞動力的職業技能培訓，以此推進家庭經營結構轉變和勞動力轉移，對于促進偏遠地區的農戶增收具有重要的意義。
關鍵詞：空間差序；農戶增收機制；非農化；人力資本；社會網絡
從城鄉關系的框架來理解農村始終是中國農村研究的重要范式。這意味著中國農村的問題不能簡單地視為農村自身的問題，要跳出農村看農村，在城鄉之間的經濟社會交往中理解農村。就中國城鄉關系的實踐形態而言，在資源與人口流動被嚴格管控的計劃經濟時代，城鄉關系主要是一種嚴格按照既定的制度安排（如戶籍管理制度、農產品統購統銷制度等）展開的經濟社會關系；而在資源與人口流動不受限制的市場經濟時代，城鄉關系則演變為一種克服兩種不同屬性的空間限制而自發展開的經濟社會關系。盡管城鄉關系對于理解農村的意義被反復重申，但是城鄉關系的基礎含義（即空間關系）卻被相關研究所遺忘。在既有的農村研究領域，鄉村基本上被化約為一個沒有空間差異的抽象概念，鄉村與城市的關系也蛻變為一種缺乏空間差異的抽象關系。隨著空間含義的隱退，處于不同空間序列上的鄉村差異被無意識地抹平了。學術話語中的鄉村敘事和政治文本中的鄉村政策也基本上忽視了鄉村的空間差異性。比如，當我們使用某個抽象的統計數字來衡量城鄉差距時，對于城郊地區的鄉村來說，差距顯然被高估了；而對于偏遠的農村來說，差距則可能被低估了。如果以這種被抹平了差異的數字作為制定政策的基礎，極有可能降低政策的匹配性。基于這一狀況，本文一方面繼續秉持從城鄉關系來理解農村的研究范式，另一方面將重拾城鄉關系的空間含義，把空間關系以及空間差異作為城鄉關系的分析基礎。本文的目標是圍繞農民收入這一核心議題，立足于城鄉關系的空間形態來考察農民的增收機制是否存在空間差異，進而認識城鄉關系對農民收入的影響。
一、理論基設與分析框架
在20世紀50年代劉易斯提出“二元經濟”模式之前，城鄉關系一直被地理學等相關學科視為一個空間問題（杜能，1986；霍華德，2010；沙里寧，1986）。城鄉關系研究的核心是尋求合理的空間規劃和產業布局，以促使城市和鄉村之間的協調。然而，發展經濟學的崛起使得城鄉關系逐漸從一個“空間問題”轉變為一個“發展問題”（張兆曙，2016），空間分析開始退出城鄉關系的中心位置，城鄉之間的復雜經濟社會關系也隨之被簡化為兩個部門（農業和工業）間的關系和勞動力的轉移問題（劉易斯，1989；費景漢、拉尼斯，1989；Jorgenson，1967；舒爾茨，1987；托達羅，1988）。直到今天，抽象的二元經濟模型仍然是社會科學對待城鄉關系的基本范式。但是，在社會學領域卻出現了一波截然不同的學術運動，即向來不重視空間問題的社會學卻在列斐伏爾、福柯、吉登斯、哈維、索佳、卡斯特、布迪厄等人的推動下，在20世紀70年代之后發生了一場“社會學的空間轉向”，空間問題隨之成為西方社會學理論的核心問題（鄭震，2010）。
在由“城鄉關系研究中空間分析的衰落”以及“社會學的空間轉向運動”構成的雙重景象中，“重返空間社會學”（劉能，2014）無疑是一個很有價值的提議。當我們將“從城鄉關系的角度理解農村”與“重拾城鄉關系的空間分析”這兩種旨趣結合起來并投射到農民收入議題上時，便浮現出兩個相互勾聯的空間命題。第一，農民的收入是城鄉兩個地域空間之間經濟社會關系的結果，簡稱“農民收入的空間關系命題”。第二，城鄉之間空間距離的差異將會形成城鄉關系的不同類型，進而對農民收入產生不同的影響，簡稱“城鄉關系的空間類型命題”。其中，前者旨在揭示農民收入的空間轉換邏輯及城鄉關系影響農民收入的控制參數；后者則為我們提供了一個考察農民收入的分析框架。
（一）農民收入的空間關系命題
從空間關系來看，農民收入并不是局限于農村的一種經濟后果。相反，農民收入在很大程度上是在鄉村與城市之間的經濟社會關系中實現的。只要對農民基本的收入結構稍加考察，就可看出城鄉之間的空間關系對于農民收入（農業收入和非農業收入）的重要性。首先，主要的農業收入只有通過農產品進城才能實現。其次，由勞動力轉移所帶來的非農收入包括兩種情況：一是直接進入城市勞動力市場，依靠出賣勞動力獲得收入；二是就地實現勞動力轉移。其中，對于就地進入第二產業的從業者來說，只有當其生產的產品經由城市市場中介的持續流通才能帶來穩定的收益；而對于在地方市場從事商業零售的第三產業從業者來說，其經營的工業消費品也主要來自于城市。
由此可見，在農民的主要收入結構中，農業收入和非農業收入都高度依賴于城市。鄉村的意義日益與其所處的具體地理空間相分離（Cloke，1997）。因為只有經過城市的吸納、流通、轉化和消耗，才能最終使農民潛在的資源價值變為現實的收入。正是在這個意義上，由城市消費市場、城市勞動力市場和城市中介市場構成的城市市場體系，充當著農民收入實現的樞紐。離開了這個樞紐，農民的收入幾乎無從談起。在此，農民收入的空間關系命題展現了一個空間轉換的邏輯，即在身份上屬于農村地域空間的行動者，其經濟行動往往是圍繞、指向或者直接進入另一個地域空間——城市——而展開的。這種指涉城市的空間轉換構成了農民收入實現的前提。當農民按照上述空間轉換邏輯將其日常經濟行動與城市市場體系勾聯起來之后，城市市場體系對農民收入的具體影響就會主要從市場機會結構、交易成本約束和對市場規則的適應性三個方面體現出來。
首先，根據農民收入的空間轉換邏輯，農民的市場機會存在于城市的針對性需求中。所謂市場機會結構，就是城市市場體系對農民所占資源的潛在和現實需求及其構成狀況。市場機會結構與農民的資源結構相對應，而且后者與前者的匹配程度對于農民收入具有重要的影響。如果農民能夠提供稀缺性的勞務和產品以滿足市場機會結構的緊迫性，就會有助于收入的增加；反之則會抑制其收入的增加。因此，及時地占有市場信息、調整生產結構，從而提高農民的資源結構與市場機會結構之間的匹配性，就會使農民顯著增收。
其次，農民收入的空間轉換邏輯表明，農民的收入是勞動力和農產品（直接或間接）進城交易的結果。相較于同一個空間系統的市場交易，跨城鄉交易中的空間轉換往往會帶來某種新增交易成本。比如，長期扎根于城市勞動力市場的農民，為了克服空間轉換所導致的家庭和職業的分離，需要在城市再造一整套日常起居、子女入學的家庭生活體系。又如，大宗和跨區域的農產品進城，必須借助復雜的市場結構和特定的組織方式（艾云，2009），才能克服空間障礙并將分散的資源匯集起來，最終實現農產品進城的規模效應。很顯然，在跨城鄉的市場交易中，無論是家庭生活體系的再造還是復雜的市場結構所產生的新增交易成本，都會直接或間接地影響到農民的收入。
最后，由于空間上的限制和“生產主義”（毛丹、王萍，2014）的經濟倫理，中國農民在傳統上對城市的市場規則體系是比較陌生的。直到20世紀80年代開啟農村改革之后，隨著“自由流動資源和自由流動空間”（孫立平等，1994）的出現，農民才開始接近城市市場體系，并逐漸接受和適應其運行規則。最終，按照空間轉換邏輯反復展開的市場操練，進一步推動了農民經濟倫理的“市場主義”轉向，市場開始成為一種新的組織原則和組織機制（張兆曙，2009）。在這個過程中，對市場規則的適應性作為一種在市場操練中積累下來的實踐知識，會對農民收入產生重大影響。因為體現農民贏利能力的市場意識、市場行為、市場判斷及市場應變均與其對市場規則的適應性有著密切的關系。
但是，城市市場體系對農民收入的影響是一個受空間距離約束的共變關系。在空間距離上越接近城市，下述三方面因素就會越有利于農民增收：（1）能夠及時地獲取城市市場信息、調整生產及供給，從而提高農民的資源結構與市場機會結構的匹配性；（2）在跨城鄉的市場交易中為了克服空間轉換而產生的新增成本更低；（3）對城市市場規則的適應程度更高。相反，在空間距離上越遠離城市，上述三個方面越不利于農民收入的提高。如果把城鄉關系視為一個連續統，那么在空間距離最接近的城鄉關系中，城市市場體系的三個方面均對農民收入表現出一種積極的“融合促進效應”。但是，隨著空間距離的推展，這種促進作用開始逐步降低。當空間距離推展到偏遠農村時，城市市場體系的三個方面轉而表現出一種對農民收入的“隔離抑制效應”。
綜上，隨著農民收入的空間關系命題的延展，浮現出兩個基本的理論預設：第一，農民收入的空間轉換邏輯，揭示了農民收入的實現對城市市場體系的依賴性，其中包含著一個城鄉之間的空間轉換過程。第二，空間距離的控制邏輯，表明城市市場體系對農民收入的影響是一個受空間距離控制的連續統，連續統的兩端分別是“融合促進效應”和“隔離抑制效應”。這兩個基本的理論預設構成本文的理論基設或曰理論推斷的核心邏輯。
（二）城鄉關系的空間類型命題
城鄉之間的空間距離對農民收入具有重要影響，意味著影響農民收入的城鄉關系存在著由空間距離所決定的不同形態，即城鄉關系的空間類型。早在20世紀三四十年代，費孝通的鄉村社區研究已經為我們留下了有關城鄉關系空間類型的重要學術遺產（劉能，2014）。
在《江村經濟》和《云南三村》所展開的四個經典村莊研究中，江村和玉村代表在空間上靠近城市的鄉村。其中，江村是一個靠近都市、交通便利、深受現代工商業影響的村落，它憑借發達的手工業優勢，較早脫離自給自足的經濟模式（費孝通，2009）。玉村在地理位置上也靠近云南中部的傳統商業中心（即玉溪），在農業經營上具有靠近城鎮的商品性菜園經濟的特點，正處在傳統經濟開始被現代經濟侵入的初期階段（費孝通、張之毅，2006：5）。而祿村與易村則代表在空間上遠離城市的鄉村。其中，祿村深處內陸地區、受工商業影響較淺，因此呈現了一個以農業為主的內地農村經濟結構（費孝通、張之毅，2006：221）。易村地處云南省易門縣西北邊境的山谷地帶，交通非常不便，交通設施和交通工具也十分原始落后，是一個與現代工商業發達的都市較隔膜的農村。同時，由于易村地狹人稠以及農業勞動力過剩，形成了一種手工業較為發達的內地經濟（費孝通、張之毅，2006：12）。
關于江村與玉村、祿村與易村經濟結構和生產經營模式的形成，費孝通始終強調村莊與都市工商業中心的空間關系以及后者對前者的影響（費孝通、張之毅，2006）。因此，費孝通筆下的農村社區類型實際上也代表著一種城鄉關系的空間類型。受此啟發，我們根據鄉村與城市空間距離的遠近，將江村與玉村等近郊農村所對應的城鄉關系定義為緊密結合型城鄉關系，將祿村與易村等偏遠農村所對應的城鄉關系定義為空間隔離型城鄉關系。除此之外，我們還將處于城市近郊和偏遠地區之間的遠郊農村所對應的城鄉關系定義為分離便通型城鄉關系。這樣一來，按照城鄉之間的空間差序，便依次浮現出緊密結合型、分離便通型和空間隔離型三種城鄉關系的空間類型（張兆曙，2016）。
就農民的收入而言，由城鄉之間的距離所決定的空間類型顯然具有重要的意義。沿著近郊、遠郊和偏遠地帶漸次展開的城鄉關系類型，凸顯出區間性或地帶性的差序對農民收入的影響。相對于視農業收入為市場距離（城鄉距離）函數的“農業區位理論”（杜能，1986）和強調自然地理環境與交通運輸影響的“中心地理論”（施堅雅，1998；Skinner，1977），我們認為，城鄉關系的空間類型或空間差序對農民收入的影響不能簡單地通過“成本—收益”的距離函數來表達。這種綜合作用是通過城鄉關系的空間類型或空間差序作用于農民增收機制而表現出來的，而不是簡單地體現為交通運輸成本對市場收益的約束。正是在這個意義上，緊密結合型、分離便通型和空間隔離型三種城鄉關系的空間類型構成了一種重要的分析框架和觀察視角，如圖1所示。本文將把促進農民增收的多種機制置于城鄉關系的空間類型或空間差序中進行交互考察，以觀察農民增收機制存在何種空間上的差異。
二、文獻回顧與研究假設
農民的收入是一個綜合性議題，受多種因素的共同作用，因而也存在多種促進農民增收的機制。既有研究已經發現了“非農化”、“人力資本”和“社會網絡”等三種促進農民增收的核心機制。相對于第二、三產業，以家戶為經營單位的小農經濟在收入回報上顯然缺乏比較優勢，因此非農化是提高農民收入的一條重要途徑。同時，人力資本作為一種體現勞動力素質和能力的微觀因素，社會網絡作為一種疏通和動員資源的能力及范圍，它們對于農民的職業流動與職位獲得、生產技能與勞動力價格、市場博弈與談判能力、市場機會和選擇空間等方面均具有明顯的影響力，從而也成為了增加農民收入的核心機制。本文將圍繞上述農民/戶增收的三種核心機制進行文獻梳理，并結合農民收入的空間關系命題及相關理論預設建立相應的研究假設，以檢驗上述三種機制在城鄉關系的空間差序中是否具有顯著性差異。
（一）農戶增收的非農化機制
中國農村的市場化改革在提高農業生產效率的同時也推動了農村的非農化進程。從20世紀90年代中期開始，當“增產不增收”成為一種農業經濟的常態之后，農民收入的提高越來越依賴于非農化進程。既有研究表明，非農領域的經濟收入已經成為中國農村家庭或農民個人收入來源的重要組成部分，并對家庭或個人總收入水平有著決定性作用（張平，1992；朱玲，1992；白南生、何宇鵬，2002；鄒薇、張芬，2006；朱農、鐘水映，2007）；更為具體的研究還發現，“農戶經濟增長的序次變動與農戶家庭經營的非農化程度之間存在著一種正相關關系”（史清華、張惠林，2000）。
非農化進程首先表現為非農經濟發展和地方市場的繁榮，包括個體戶、私營企業、鄉鎮企業、城鄉市場、地方經紀人以及服務業的興起。非農經濟的發展和地方市場的繁榮極大地推動了農村家庭經營模式和經營結構的轉變，進而提高了收入的整體水平。趙力濤的研究發現，非農經濟發展水平每提高1個百分點，可以使農民的個人收入增加約22個百分點（趙力濤，2006）。非農化進程的第二方面是勞動力的轉移。中國實行改革以來，強勁的工業化和城市化進程吸引了大量的農業勞動力向城市和發達地區轉移。勞動力的轉移催生了一個經濟回報較高的“工薪勞動者”階層（Walder，2002），從而顯著提高了農民的家庭收入。趙耀輝根據對四川省農村1820戶4951名勞動者的抽樣調查發現，“每增加一個外出勞動力可以使家庭純勞動收入增加55%，每增加一個在本地非農產業就業的勞動力可以使家庭純勞動收入增加19%，而每增加一個本地農業勞動力只能夠使家庭純勞動收入增加5%”（趙耀輝，1997）。
本文把非農化水平的提升促進農民家庭增收的過程和作用定義為“農戶增收的非農化機制”。在此，我們需要進一步考察的是，“農戶增收的非農化機制”在城鄉關系的空間差序中是否存在顯著性差異。如果從農民收入的空間關系命題中空間距離的控制邏輯出發，我們可以推斷：非農化水平的提高對農戶增收的促進作用，在緊密結合型城鄉關系中將會被“融合促進效應”所強化；而在空間隔離型城鄉關系中，將會被“隔離抑制效應”所消減。據此，我們可以建立如下假設：
假設1：在城鄉關系越緊密的農村地區，“農戶增收的非農化機制”的效果越明顯。
（二）農戶增收的人力資本機制
教育作為人力資本的核心指標，對勞動者提高收入水平具有重要作用，“在中國農村地區愈來愈成為影響人們經濟地位獲得的主導因素”（Nee，1989），這種影響在一定程度上是通過農民的職業流動實現的。一系列的實證研究表明，農民的受教育程度越高，其向非農產業流動的傾向和意愿越強（王廣慧、張世偉，2008；朱長存、馬敬芝，2009）。此外，教育還決定了農民在非農領域獲得就業機會的能力。農民的受教育程度越高，獲取非農領域就業機會的能力越強（錢雪亞、張小蒂，2000；劉精明，2001；朱農、鐘水映，2007）。據統計，“每增加1年受教育年限，進入非農部門就業的機會相對于仍然從事農業的機會增加18.8%”（趙力濤，2006）。概言之，以教育為核心的人力資本的提升，通過改變農民的流動意愿和傾向，增強其非農領域就業機會的能力，促進了農民的職業流動。具體的研究發現，“具有大專學歷勞動力的流動比率比具有初中和高中學歷勞動力的流動比率分別高出5個和2.8個百分點”（王廣慧、張世偉，2008）；而那些只接受了小學教育的農村勞動力，其外出打工獲得非農收入的可能性大為減小，他們更愿意留在農村地區從事農業生產活動（鄒薇、張芬，2006）。正是在這個意義上，教育對農村勞動力的收入水平有著直接的促進作用（李春玲，2003；高夢滔、姚洋，2006；朱農、鐘水映；2007；李培林、田豐，2010；王先柱、余吉祥，2012）。
我們把人力資本的提升促進農民家庭增收的過程和作用定義為“農戶增收的人力資本機制”，并進一步檢驗其在城鄉關系的空間差序中是否存在顯著性差異。“農戶增收的人力資本機制”在很大程度上可以通過“教育收益率”來體現。既有研究已經得出以下三個結論：第一，在農村地區的教育收益率要明顯低于城鎮地區（李春玲，2003；李培林、田豐，2010）；第二，在農村內部，非農經濟尚未起飛的地方教育收益率仍然很低，而非農經濟有了長足發展的地方教育收益率明顯升高（趙力濤，2006）；第三，進城務工的農村勞動力的教育收益率要遠遠大于停留在農村務農者的教育收益率（王廣慧、張世偉，2008）。如果根據農民收入的空間轉換邏輯和空間距離的控制邏輯，對上述三個研究結論做進一步的推斷，可以得出以下結論：在靠近城市的近郊農村，城鄉關系的“融合促進效應”更有利于釋放人力資本的潛能，因此人力資本的投資能夠帶來更高的回報。而在遠離城市的偏僻農村，城鄉關系的“隔離抑制效應”將會降低人力資本的回報。基于此，我們提出：
假設2：在城鄉關系越緊密的農村地區，“農戶增收的人力資本機制”的效果越明顯。
（三）農戶增收的社會網絡機制
在社會網絡或社會資本理論中，有關社會網絡促進經濟效率和收入回報的命題得到廣泛的認同。帕特南認為，由社區成員橫向交往所疊加的私人網絡可以增強人際間的相互信任，容易形成合作關系，從而最終通過協調行動來提高經濟效率（帕特南，2001：195-200）。奧斯特羅姆也持類似的觀點，即面對面的互動過程構筑出來的“共同體精神”能夠促進社區成員之間的互惠、提高集體行動的效率并創造出更高的生產力（奧斯特羅姆，2000）。有實證研究發現，村民關系融洽的家庭相對于與其他村民關系不融洽的家庭，其平均收入水平高出3.73%（唐為、陸云航，2011）；而村莊社會信任水平每提高1個標準差，家庭成員在本地的工資性收入將會增加6.9%（王晶，2013）；社區層面的社會網絡和公共信任甚至能顯著地減少貧困發生的幾率（張爽等，2007）。
林南的社會資本理論則進一步揭示了社會網絡促進經濟收益的具體機制。他認為，在日常互動中締結的關系網絡，是行動者在社會交往過程中提高行動效率、降低交易成本以及獲得便利條件的一種重要的嵌入性資源（林南，2004：18-23）。嵌入在社會網絡中的資源多寡和優劣，往往凸顯的是行動者在關系網絡中的疏通和動員能力。一般而言，社會網絡的疏通和動員能力越強，個體在遭受困境時獲得救濟的能力就會越強，也就越有可能為行動者帶來意想不到的經濟效益。比如，對于在城市有親戚朋友的農村家庭，其成員在城市打工的收入比沒有城市親戚朋友的家庭高3.5%（王晶，2013）；農村家庭在鎮政府和城里工作的親友人數每增加1個，家庭人均收入將增加6%（趙劍治、陸銘，2009）。
本文將社會網絡對于提高農民家庭收入的積極作用定義為“農戶增收的社會網絡機制”，并繼續結合農民收入的空間轉換邏輯和空間距離的控制邏輯，考察其是否存在空間上的差異。對空間上與城市隔離的偏僻鄉村來說，由于流動性相對較弱，日常生活中的互動頻率較高，市場競爭對人際關系產生的張力較小，因此容易形成“高趨同性、低異質性和高緊密性”（張文宏等，1999）的強關系網絡。當偏遠地區的農民遭遇城鄉關系的“隔離抑制效應”時，以義務感與相互信任為基礎的強關系不僅發揮著“節約交易成本與信息成本的作用”（李培林，1996），而且能有效增強農民的疏通和動員能力。因此，在遠離城市的偏遠農村，強關系網絡對于促進農戶增收具有舉足輕重的意義。而在靠近城市的近郊農村，由于流動和競爭的加劇，人際關系中出現了明顯的張力和普遍的疏離，鄉村社會網絡的關系強度普遍趨于弱化。但是，緊密結合的城鄉關系本身對農民收入具有一種“融合促進效應”，而且這種效應不需要借助社會網絡的經濟功能即可實現。在這種情況下，近郊農民對社會網絡作為一種工具性資源的依賴性會不可避免地減弱。在此基礎上，我們可以建立如下假設：
假設3：在城鄉關系越疏遠的農村地區，“農戶增收的社會網絡機制”的效果越明顯。
三、數據、變量與研究方法
（一）數據來源
本文所使用的數據來自2006年中國人民大學組織實施的全國性的綜合調查項目（以下簡稱CGSS2006）。本次調查覆蓋北京、河北、遼寧、江蘇、浙江、四川、廣東等28個省、自治區和直轄市，涉及969個村莊和城市社區。調查按區（縣）、街道（鎮）、居（村）委會、住戶和居民進行四階段分層不等概率抽樣，其中區（縣）、街道（鎮）、居（村）委會三級依據“第五次全國人口普查資料”完成抽樣，獲得城市樣本與農村樣本共計10151份。本文的核心議題是研究農民的收入，所以只使用了農村地區的子樣本，其中包括410個村莊，4138個農民/戶。調查主要采集的是個人層次上的數據，但其中也包括部分家庭信息。鑒于農村的經濟活動主要是以家庭為單位展開，因此本文將家庭作為研究單位，并把個人數據與家庭信息進行了匹配。經過嚴格的數據處理和篩選后，最終獲得3949個分析樣本，占農村樣本總量的95.4%。
（二）變量操作化
1.因變量
由于家庭是中國農村最基本的生產和消費單位，因此本文對農民收入的測量是以家庭為單位進行計量的，即農民家庭的年收入（簡稱農戶收入）。CGSS2006調查被訪者2005年全年家庭總收入情況，包括農業收入、打工收入、經營收入、各種補貼、受贈、分紅、股息、救助金等全部家庭成員所得，在此基礎上本文獲得了一個農戶收入的綜合變量。由于收入本身是一個在分布形態上呈現右偏的變量，為了能夠使其達到正態分布的最優效果以及最大限度地縮小樣本分布不均所帶來的誤差，故在擬合模型時將其進行了自然對數轉換。
2.預測變量
（1）空間差序（空間梯度）。空間差序即緊密結合型、分離便通型和空間隔離型城鄉關系在空間上呈現出來的序列，具體包括近郊、遠郊和偏遠三個漸次展開的具體形態。此變量的操作化是根據村莊與城市之間的空間距離劃分出三個梯度。實際上，CGSS2006并沒有考察調查對象所在的村莊到城市之間的距離，但是記錄了每個樣本所居的行政隸屬及其村莊名稱。本文根據3949個樣本所屬的410個村莊，利用百度地圖的地理信息查詢功能測量出村莊與最近城市之間的交通距離（非直線距離）。為了避免城市內部距離差異所造成的誤差，我們僅測量村莊到同側城區邊界的交通距離。測量的結果是：410個村莊到它們各自對應的最近城市之間的交通距離平均值為23.9km，最小值為-0.76km，最大值為111km。為了確定空間差序，我們將所測得的城鄉距離進行了標準化處理，根據正態曲線的概率分布并結合單位標準差將所測得的交通距離劃分為三個梯度：以正態分布曲線兩側從內彎轉外彎的兩個拐點（盧淑華，2009：145）為界（即以平均值為中心，向兩側各加、減1個標準差），劃分出最靠近城市的第一梯度（近郊）和最遠離城市的第三梯度（偏遠），并由此確定剩余區間為第二梯度（遠郊），以此對應城鄉關系的三種空間差序。相關結果見圖2。
（2）非農化程度。影響農民收入的非農化程度包括兩個方面，即地區非農化程度和家庭非農化程度。地區非農化程度反映的是樣本所在的縣（市、區）級轄區非農經濟的發展程度，其中最為重要的測量指標是非農人口比重。一個地區非農人口比重越大，表明該地區非農化的程度越高。因此，本文利用第五次全國人口普查數據，將本研究涉及的76個縣（市、區）的非農人口比重與之相互匹配，以便測量地區非農化程度，其最小值為6.42%，最大值為40.13%。家庭非農化程度體現為兩個方面：一是家庭成員外出打工和外出經商人數的多少；二是家庭從事非農經營活動項目的多少。據此，本文先將CGSS2006問卷中這兩項指標進行標準化處理，再通過因子分析提取一個公共因子來綜合描述家庭非農化狀況。統計結果顯示，因子分析通過了KMO和Bartlett的球狀檢驗，所提取的公共因子可以分別解釋這兩個指標信息的70.71%，信息丟失較少，說明提取的因子較為理想。為了便于描述和解釋，我們進一步將得到的因子轉化為0-100之間的取值，取值越大，表明家庭非農從業人數和非農經營項目越多，家庭內部的非農化程度也就越高。
（3）人力資本。貝克爾將人力資本分為兩種形式：一是接受正規教育的時間，受教育時間越長則勞動力本身的能力和素質越高；二是在職培訓，勞動者接受相關技能的培訓可以提高自身專業技能（貝克爾，2007：2-5）。因此，本文從家庭教育水平和家庭勞動技能水平兩方面對農戶的人力資本狀況進行操作化，并將上述兩個方面定義為“文化性人力資本”和“技能性人力資本”。“文化性人力資本”通過家庭成員中的最高受教育年限進行測量。對“技能性人力資本”的測量是通過二分變量來實現的。CGSS2006調查了被訪者及其家人在其從事的勞動領域是否擁有某種有助于提高收入的勞動技能或技術職稱。在實際操作過程中，本文將這種有助于提高收入的勞動技能或技術職稱定義為“重要勞動技能”，以區別于一般意義上的田間勞作、純體力勞動等非技能性工作，即如果被訪者和其配偶任何一方擁有某項有助于提高收入的勞動技能或技術職稱，就標記為1，否則為0。
（4）社會網絡。對社會網絡的測量可以從兩個角度展開：第一，通過測量社會網絡中交往對象的職業、社會地位，以交往對象地位的高低來衡量可調動的潛在社會資源的能力；第二，通過測量社會網絡中人際交往的互動頻率，以社會網絡的關系強度或親密程度來衡量可調動的潛在社會資源的能力（邊燕杰等，2012：28-29）。本文將同時從上述兩個角度對被訪者的社會網絡進行綜合測量。CGSS2006調查詢問了“您家與下列人員打交道的頻繁程度”，選項包括本村人、外村人、城里人、村干部、鄉鎮干部、縣級以上干部、專業技術人員、城里的親戚朋友、國有或集體企業的領導、國有或集體企業的管理者、私有企業老板、私有企業管理者等12類人員。
具體的操作如下：首先，把本村人、外村人、城里人、專業技術人員和城里的親戚朋友等5類職業身份特征不明確且與其他選項存在邊界不清或包含關系的選項清除掉。其次，參照國際社會經濟地位指數（ISEI），將剩下的7類具有明顯職業身份特征的人員大致排序，順序為村干部、私有企業管理者、私有企業老板、國有或集體企業的管理者、國有或集體企業的領導、鄉鎮干部、縣級以上干部，并且按照這個順序分別對其進行從1-7的賦值，數值越大代表社會經濟地位等級越高，其擁有的潛在社會資源越多。再次，根據與這7類人員互動的頻度，賦予不同的權重，即“經常”、“有時”、“很少”、“從不”分別賦權重為100%、50%、10%、0%。在問卷中該組問題除了給出這4個交往頻度以外，還有“不適用”一項。根據CGSS2006訪問員調查手冊的說明，“不適用”意味著被訪者家庭與此類人員無交往，所以在所有樣本中凡選擇此項的我們都將權重賦值為0%。權重分配的邏輯是交往越親密、互動越頻繁，相對應的權重越大，代表可動員的資源潛力越大。最后，根據地位得分與權重的乘積計算出每項的實際得分，并將這7項的實際得分匯總，可以得到一個取值為0-28的連續變量。變量取值越高，說明被訪者家庭社會網絡的綜合指數越高，調動或使用社會資本的潛在能力越強。
3.控制變量
除了上述預測變量之外，我們還將若干表征被訪者家庭背景信息的控制變量納入模型中，具體包括戶主性別、年齡、婚姻情況、政治面貌、家庭規模、家庭人均耕地面積以及地區等（描述性統計結果見表1）。
（三）研究方法
本文的因變量（農戶家庭的年收入）是一個連續變量，因此合理的統計方法應該是使用最小二乘法（OLS）來建立多元線性回歸模型。但是，考慮到中國經濟發展水平和市場環境的地區差異，不同省份的農民收入水平會存在較大差別,因此本文使用多層次（省份和家庭兩個層次）隨機截距模型，即通過設定家庭層面模型的截距隨不同省份變化來控制農戶收入在省份之間的變異。在分析策略上，本文首先考察非農化程度、人力資本、社會網絡以及空間梯度等預測變量對農戶收入的直接影響。在此基礎之上，進一步考察非農化程度、人力資本、社會網絡與空間梯度之間的交互作用。具體的多層次隨機截距模型如下：
微觀層次的模型公式為：
其中，x1ij代表空間梯度；xkij為本文的核心解釋變量，即非農化程度、人力資本和社會網絡；xmij為其他控制變量；β0j為微觀層次的截距項；β1j為空間梯度變量的系數；βkj為核心解釋變量的主效應；βlj為核心解釋變量與空間梯度的交互效應；βmj為其他控制變量的系數；εij為隨機誤差項，即微觀（家庭）層次未被解釋的部分。
宏觀層次的模型公式為：
其中，u0j為隨機變量，表示第j個省份的y平均估計值β0j與總體均數γ0的離差（即為宏觀層次的殘差項），它反映了第j個省份對y的隨機效應。u0j的方差反映的是各省農戶收入水平在總體間的變異。由于設定了u0j，多層次隨機截距模型比普通（OLS）多元線性回歸模型能夠更有效地控制宏觀層面的變異情況。
四、模型與結果
根據上述模型的設定，我們獲得了一個穩定的基準模型和一組空間特征十分明顯的交互模型。其中，基準模型呈現了各個預測變量和控制變量對農戶收入的直接影響；交互模型則系統檢驗了非農化程度、人力資本和社會網絡等預測變量對農戶增收的影響在不同空間梯度中的表現（詳見表2）。從基準模型看，除了戶主的性別和年齡等個別控制變量對因變量的影響不顯著外，其余控制變量（包括家庭規模、人均耕地面積、戶主婚姻狀況和地區等）和所有預測變量對農戶收入均產生了顯著性影響。基準模型不僅顯示了農戶收入的空間差異，而且證實了非農化（地區非農化和家庭非農化）機制、人力資本（文化性人力資本和技能性人力資本）機制和社會網絡機制都能夠有效促進農戶增收。
模型1a-3是在基準模型的基礎上，分別加入空間梯度與預測變量交互項的嵌套模型。模型1a與模型1b分別考察的是地區非農化和家庭非農化對農戶增收的影響在不同空間梯度上的差異。根據前文預測變量的操作化方案，這里的“地區非農化”是指樣本所在縣（市、區）級轄區整體的非農經濟發展程度，而不是樣本所在三個梯度各自的非農化程度。在模型1a中，地區非農化主效應的估計系數為正值，而交互項系數均為負值，且都具備統計學意義上的顯著性。這表明，地區非農化促進農戶增收的效應表現出明顯的空間差序。在近郊（第一梯度）和遠郊（第二梯度）農村，地區非農化程度每提高一個單位，分別使農戶增收2.02%（e0.020-1）和1.01%（e0.020-0.010-1）；但是在偏遠農村（第三梯度），地區非農化促進農戶增收的效應趨于消失（e0.020-0.026-1<0）。
上述數據表明，地區非農化對農戶增收的積極作用存在明顯的空間差異：在越靠近城市的農村地區，地區非農化促進農戶增收的效果越明顯；而隨著空間梯度的外推，地區非農化促進農戶增收的效果則逐漸受到抑制，并最終趨于消失。假設1得到完全的證實。這主要是由于地區非農化本身存在一個從城市中心向外圍農村差異逐漸降低所致。通常情況下，在一個以城市為中心的行政轄區范圍內，近郊農村非農化程度往往較高，隨著空間差序的外推，非農化程度逐漸降低，偏遠農村的非農化程度則已降至整個地區非農化的平均程度以下。因此，在偏遠的農村（第三梯度）往往體現不出地區非農化對農戶增收的促進作用。
在模型1b中，家庭非農化程度與第二空間梯度的交互項系數不顯著，表明家庭非農化對農戶增收的作用在第一梯度和第二梯度并未呈現出明顯的差異。家庭非農化程度每提高1個單位，兩個空間梯度的農戶增收幅度均為1.41%（e0.014-1）。但是，第三梯度相對于前兩個梯度則表現出顯著性差異，偏遠農村的家庭非農化程度每提高1個單位，可以使農戶增收3.46%（e0.014+0.020-1），增幅相當于第一和第二梯度的2.5倍。可見，城鄉關系越疏離，家庭非農化在促進農戶增收方面所發揮的作用越大。
簡言之，家庭非農化促進農戶增收的作用表現出一種“逆向差序”的特征，即在遠離城市的偏遠農村，家庭非農化對農戶增收的效果更明顯；而在靠近城市的近郊和遠郊地帶，家庭非農化的作用較小，且沒有顯著的空間差異。因此，從家庭非農化的角度看，假設1未能通過檢驗。導致這種狀況的原因可能與城鄉關系對農業生產回報率的影響有關。在偏遠農村，城鄉關系的“隔離抑制效應”降低了農業生產的回報率，因此家庭非農化對農戶增收的積極作用更為顯著；而在靠近城市的近郊和遠郊農村，城鄉關系的“融合促進效應”為農業生產帶來了較高的回報率，因此家庭非農化的增收效應表現得不那么明顯。
模型2a、2b主要檢驗人力資本的兩個方面對農戶增收的影響是否存在空間上的差異。在模型2a中，空間梯度與家庭最高受教育年數的交互項系數表明，文化性人力資本對農戶增收的效應存在一定的空間差異。具體而言，第一梯度的家庭最高受教育年數每增加1年，農戶收入平均提高6.61%（e0.064-1）；由于家庭最高受教育年數與第二空間梯度的交互項系數不顯著，表明在該空間梯度類型中，教育的回報率與第一梯度維持在同一水平，二者并無顯著性差異。但是在第三梯度中，農戶的教育回報率僅僅維持在3.87%（e0.064-0.026-1），相比前兩個梯度降低了近2.7個百分點。簡言之，在靠近城市的近郊和遠郊農村，以教育為核心指標的文化性人力資本對農戶增收的邊際效用往往較大；而在遠離城市的偏遠農村邊際效用則較小。很顯然，假設2在文化性人力資本這個維度上通過了檢驗，這與以往相關研究的結論是一致的（趙力濤，2006；王廣慧、張世偉，2008）。在靠近城市的近郊和遠郊農村，之所以“農戶增收的文化性人力資本效應”更為明顯，主要是因為學校教育所提升的人力資本在城鄉關系的“融合促進效應”中得以充分釋放。靠近城市意味著在市場機會結構、新增交易成本和市場規則的適應性等方面有顯著優勢。但是，在偏遠的農村，由于“空間隔離效應”的消極影響，學校教育所提升的人力資本則缺乏城市市場體系的激發和轉化。
模型2b的分析結果顯示，空間梯度與重要勞動技能交互項的估計系數都不顯著。具體的含義是，技能性人力資本對農戶增收的影響并不存在明顯的空間差異；或者說，前者對后者的影響在不同的空間梯度上是同等的。假設2在技能性人力資本這個維度上未能得到數據支持。這表明，城鄉關系的緊密程度對農民經濟活動所產生的限制或促進都不足以改變和影響技能性人力資本的市場價值。這對于依靠技能生存的農村勞動力來說可謂“一技傍身走遍天下”。相對而言，從學校教育中所獲得的文化性人力資本是一種與市場脫節的人力資本，必須經歷對市場的適應和學習以及市場的激發和轉化之后，才能釋放出促進農戶增收的積極作用。因此，城鄉關系（或農民與城市市場體系）的緊密程度對于文化性人力資本的市場價值具有重要的意義。但是，經職業培訓或從實踐中習得的技能性人力資本則是一種直接立足于市場的人力資本，無需經過市場的激發和轉化即可直接產生促進農戶增收的積極作用。因此，城鄉關系（或農民與城市市場體系）的緊密程度并不影響技能性人力資本的市場價值。這就是“農戶增收的人力資本機制”在技能性人力資本維度上不存在空間差異的原因所在。
模型3主要考察家庭社會網絡影響農戶增收的空間差異。從模型中的交互項系數判斷，社會網絡對農戶增收的影響存在明顯的空間差異。家庭社會網絡的綜合指數每提高一個水平，第一、第二和第三梯度的農戶收入則分別增長3.15%（e0.031-1）、3.15%（e0.031-1）和6.08%（e0.031+0.028-1）。這表明，在遠離城市的偏遠農村，“農戶增收的社會網絡機制”的效果更為明顯；而在靠近城市的近郊和遠郊農村，家庭社會網絡對農戶增收的促進作用較低。假設3得到證實。邊燕杰等人的研究發現，社會網絡的作用機制有兩種，即信息橋機制和人情網機制。前者表明只有在市場化機制完善的環境中，信息多方傳遞才能彌補信息不對稱的缺陷，此時作為信息橋的弱關系往往起重要作用；后者是指在市場化程度發展較低的環境中，行動者需要通過強關系與資源擁有者進行人情交換并獲得實質性的幫助，此時以義務與信任為軸心的人情網往往發揮重要作用（邊燕杰、張文宏，2001）。因此，在遠離城市的偏遠農村，強關系中的人情網機制在一定程度上能夠彌補城鄉關系對農民收入的“隔離抑制效應”，從而使社會網絡對農戶增收的促進作用更為突出；而在靠近城市的近郊和遠郊農村，城鄉關系對農民收入的“融合促進效用”有賴于弱關系環境中信息橋機制對市場信息的廣泛傳播，因此私人性質的社會網絡促進農戶增收的效果反而相對弱化。
五、結論與討論
借助中國綜合社會調查（CGSS2006）的相關數據，本文立足于農民收入的空間轉換邏輯和城鄉關系的空間差序，系統檢驗了促進農戶增收的非農化機制（包括地區非農化和家庭非農化）、人力資本機制（包括文化性人力資本與技能性人力資本）和社會網絡機制的空間差異。通過空間梯度與預測變量的交互模型，我們獲得了以下三方面的研究發現。
1.地區非農化和家庭非農化對農民家庭收入的影響表現出一種相反的空間差異。其中，地區非農化對于空間上靠近城市的農戶增收具有明顯的積極作用，對于遠離城市的農民家庭增收的意義則逐漸降低，并最終趨于消失。家庭非農化對農戶增收的影響則表現出一種“逆向差序”的空間特征，即在遠離城市的偏遠農村，家庭非農化對農戶增收的效應更明顯；而在靠近城市的近郊和遠郊農村，家庭非農化的增收效應較弱。簡言之，地區非農化對于靠近城市的農戶增收更為有利，而家庭非農化則對于遠離城市的農戶增收更為明顯。
2.人力資本的兩個方面對農戶增收的影響表現出兩種不同的狀況。文化性人力資本促進農戶增收的積極作用表現出明顯的空間差異，即在靠近城市的近郊和遠郊農村，文化性人力資本對農戶增收的邊際效用更大；在遠離城市的偏遠農村則邊際效用較小。然而，技能性人力資本促進農戶增收的效應并沒有表現出明顯的空間差異。
3.社會網絡對農戶增收的積極影響表現出明顯的空間差異：社會網絡促進農戶增收的作用，在遠離城市的偏遠農村更為突出；在靠近城市的近郊和遠郊農村反而相對弱化。
在以上觀察到的結論中，除了技能性人力資本之外，其他預測變量對農戶增收的影響均表現出明顯的空間差異。由于城鄉關系的空間差序對農戶增收的非農化機制、人力資本機制和社會網絡機制產生了不同的影響，因此各個維度的觀察結論表現出不同的趨勢。值得關注的是，在偏遠的農村地區，地區非農化和文化性人力資本對農戶增收的促進作用受到空間距離的抑制。這些村莊往往游離于城市市場體系的輻射范圍之外，經濟社會狀況落后而且發展緩慢，它們始終是農村政策研究的重點領域。本文的一個意外收獲是，在一系列農戶增收機制的空間差異中，隱藏著一條針對偏遠農村的政策選擇。通過對上述系列觀察結論的關聯性解讀，這種政策選擇的內在邏輯便浮現出來。
1.地區非農化對農戶增收的積極作用在偏遠農村趨于消失，意味著以城市為中心的地區性非農經濟的發展紅利存在空間上的閾值，即主要局限于距離城市較近的近郊和遠郊農村，很難惠及偏遠的農村。
2.由于家庭非農化促進農戶增收的積極作用在偏遠農村表現得更為明顯，因此促進家庭經營結構的調整和勞動力的轉移就成為偏遠農村的一個重要的政策選擇。這一觀察結論對于政府部門選擇和設計偏遠農村地區的扶貧路徑具有重要的意義。
3.技能性人力資本促進農戶增收的效應沒有顯著的空間差異，這意味著勞動力的職業技能培訓能夠給偏遠農村的農民帶來與近郊、遠郊農民同樣的增收效應。因此，加強偏遠農村勞動力的職業技能培訓就具有十分重要的意義。結合上述第二條觀察結論，職業技能培訓恰好構成推進家庭非農化（家庭經營結構調整和勞動力轉移）的切入點。
4.文化性人力資本盡管能夠促進偏遠農村的農戶增收，但相對于近郊和遠郊農村而言，其邊際效應很小。結合第三條觀察結論可以發現，對于偏遠農村的農戶增收來說，一般意義上的學校教育顯然不如職業技能培訓更有效果。
5.私人性社會網絡促進農戶增收的效應在偏遠農村更為突出，意味著偏遠農村的政策選擇如果能夠結合并發揮社會網絡的作用，將有助于取得更好的政策效果。
作者單位：華中師范大學社會學院（張兆曙）；西安交通大學人文學院（王建）
中國鄉村發現網轉自:《社會學研究》2017年第4期
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