共同富裕视域下市场一体化的农民增收效应研究

邹宝玲，曹壹帆，肖亚成

（1. 西南大学 经济管理学院，重庆 400715；2. 西南大学 农村经济与管理研究中心，重庆 400715；3. 南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095；4. 西南大学 乡村振兴战略研究院，重庆 400715）

一、问题的提出

让农民富起来，让农民持续增收是推动全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展的重点与难点。2018年《中共中央 国务院关于实施乡村振兴战略的意见》指出，“把维护农民群众根本利益、促进农民共同富裕作为出发点和落脚点，促进农民持续增收”。2023年中央一号文件亦强调，要“拓宽农民增收致富渠道”“聚焦产业就业，不断缩小收入差距、发展差距。”由此可见，促进农民增收既是全面推进乡村振兴的中心任务，亦是共同富裕目标的客观要求。然而，中国农民收入增长缓慢，城乡收入差距长期居高不下。国家统计局数据显示，2000 年以来，中国城乡居民人均收入绝对值差距呈不断扩大的态势，从2000 年的4 027 元，扩大到2021 年的18 931 元，城乡收入比长期在2.5之上，基尼系数更是长期处于0.45之上，远高于国际0.4的“警戒线”标准。为何中国多年的努力并没有显著地缩小城乡居民收入差距呢？

对此，不少学者关注影响农民收入的因素，试图找寻制约农民收入增长的关键堵点。随着乡村振兴战略的稳步推进，产业振兴被视为促进农民增收的必要途径。钟甫宁等［1］认为，通过推动乡村产业发展能够激活农户内生发展动力，实现农民的可持续增收。然而，产业兴旺依赖有效市场，有效市场又必须在产品要素的自由流动条件下才能实现。一方面，地方政府作为地方经济发展的主要责任主体，出于地方保护主义而实行的不当干预会阻碍产品和要素的自由流动，进而影响有效市场的形成［2］；另一方面，城乡二元结构所引致的要素双向流动不畅和社会分配不公等问题是影响“三农”发展的现实障碍。为推动有效市场和有为政府更好结合，打破地方保护主义，消除地区市场分割，构建全国统一大市场，党和国家出台了一系列政策措施。如党的十九届五中全会指出，“要畅通国内大循环”“充分发挥市场在资源配置中的决定性作用”。2022 年，《中共中央 国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》强调，要“打破地方保护和市场分割，打通制约经济循环的关键堵点，促进商品要素资源在更大范围内畅通流动，加快建设高效规范、公平竞争、充分开放的全国统一大市场”。市场一体化旨在打破地区市场分割状态，促进要素自由流动，实现市场对资源的有效配置［3］。已有研究分析了市场一体化对社会经济的促进作用，如蒲龙等［4］认为，国内市场一体化促进了要素的跨地区流动，提升了地方政府间的税收竞争强度，降低了辖区内企业的实际税负。范子英和周小昶［5］指出，市场一体化促进了企业跨地区投资。王浩等［6］认为，市场一体化提高了外商投资的科技创新能力。吴群峰等［7］认为，市场一体化还会显著提升企业的出口概率和出口额。针对城市群一体化的研究表明，市场一体化提高了城市经济效率［8］，并显著促进城市经济增长［9］。然而，在市场一体化相关的研究中，更多的是以城市群、企业和地区经济为研究对象，关注市场一体化对农民收入影响的相关研究相对较少。

事实上，市场一体化将对农民产生更大的影响。农民若是以农为业，那么农产品的自由流动与否会影响其经营性收入；农民若非以农为业，那么其自身作为劳动力要素，是否能够顺畅地跨地区流动，实现应有的劳动力价值，将影响其工资性收入。可见，就处于经济发展相对落后和交通运输条件较差的农村地区农民而言，市场一体化可能突破其诸多发展障碍。根据大市场理论，建设全国统一大市场将打破地区间市场分割，促进区域内要素和产品的自由流动，从而形成大市场，激化市场内部竞争，实现资源优化配置，获得规模经济效益。同时，市场一体化弱化了农产品需求端和供给端的信息不对称程度，扩大了地方农产品市场的需求规模，也能够加快农村生产要素的自由流动［10］，从而有助于促使地方企业、产业和地区经济高质量发展［11-14］。农产品和农村剩余劳动力自由流动能直接为农民带来增收机会［15-16］，同时农村土地等生产要素的市场化流动会通过资源优化配置对农民收入产生间接影响［15］。这些都指出了市场一体化给农民带来的增收效应。然而，市场一体化是否对农民存在增收效应，还有待实证检验。基于此，本文试图运用省级面板数据进一步探明市场一体化对农民收入的影响效应和作用机制。

相较于现有研究，本文可能的学术贡献主要体现在以下三个方面：首先，本文识别了市场一体化的国家政策导向和实践是否能够惠及农民群体，增加农民收入。健全市场一体化发展机制和培育壮大国内市场成为中国经济政策的重要导向，而促进农民增收，夯实农业基础地位，实现全体人民共同富裕亦是中国的重要目标与任务。在此背景下，本文探究了市场一体化对农民收入的影响效应和作用机制，这对于推进国内市场一体化，促进农民增收，实现乡村振兴和全体人民共同富裕具有重要的现实意义和应用价值。其次，本文为社会主义市场经济体制的完善和拓展惠及低收入群体的政策制定提供了有力支撑。西方经济增长理论指出，由于资本要素所获得的收益高于劳动要素，因而随着经济的不断发展，收入差距会不断拉大。而笔者研究发现，推动经济发展的市场一体化进程有助于促进农民增收，这在一定程度体现了社会主义市场经济体制的优势所在。最后，已有关于市场一体化对农民收入影响的研究多从要素视角出发，探究了劳动力［16］和土地［17］等生产要素的自由流动对于农民收入的影响，却较少关注到商品市场一体化对农民收入的影响。本文主要从商品市场一体化角度考察其对农民收入的影响效应，这将为政府制定促进农民增收、建设全国统一大市场的相关政策提供新的经验证据。

二、文献综述

（一）市场一体化的内涵及其类型

市场一体化与市场分割是相对存在的。“市场一体化”是指在某区域内不同地区的市场主体面临同类型的市场供求关系的影响和调节，进而导致区域内部各地区之间的经济边界逐渐消失，商品和要素可以跨区域自由流动，商品和要素持有者享有平等的市场准入条件和机会［18］。“市场分割”是指由于自然地理障碍、技术水平差异和政府行政干预等原因，生产要素、商品或服务难以在不同国家或地区间自由流动。谢非等［19］进一步提出了“高质量市场一体化”的概念，即通过对外开放、产业结构升级和金融发展三因素的有机融合、有效协同，消除城市间商品和要素流动的经济和非经济壁垒，打破商品和要素双重市场分割，以实现劳动力、资本和技术等要素在国内国际市场自由流动的一体化发展。可见，市场一体化强调的是市场经济中的商品、要素和资源等的自由流动，这与中国所提出的“全国统一大市场”建设理念是一致的，均要求促进商品、要素和资源在更大范围内畅通流动，形成高效规范、公平竞争、充分开放的市场环境。为此，刘志彪等［20］与刘志成［21］认为，全国统一大市场近似于以中国为区域范围的一体化市场，刘志彪和刘俊哲［22］甚至指出，统一大市场本质上就是市场一体化。关于市场一体化的类型，已有研究根据需求，从不同的维度对市场一体化进行了划分，从更细致的层面研究了不同类型的市场一体化对社会经济发展的影响。如按照区域划分，有城乡市场一体化［23］和长三角区域市场一体化［19］等；按照内容划分，可以分为商品市场一体化、劳动力市场一体化和资本市场一体化［24］。

（二）市场一体化对农民收入的影响

关于市场一体化对农民收入的影响，学者们多从要素市场一体化的角度去探究土地、劳动力和资本等自由流动对农民收入的影响。例如，王克强等［17］认为，城乡土地市场一体化将促进农村土地市场与城市土地市场的有效对接，农民获得足额的市场价格补偿；张广辉和张建［25］与吴明朗等［26］认为，农村土地流转促使转出户工资性收入和财产性收入增加，最终促进家庭收入增加。另外，农村劳动力转移能显著缩小地区收入差距［16］，农村劳动力转移对农户相对贫困具有显著减贫效应［27］，农业劳动力要素配置效率提高对农民共同富裕具有正向效应［28］。董亚宁等［29］认为，中国国内市场一体化对于地区农民收入具有显著的正向影响，并且地区间存在较大的异质性特征，其中，对东部地区的促进作用远大于中西部地区。

部分研究关注市场一体化对农产品流通的影响。张俊生和曾亚敏［12］认为，地方保护主义引起的农产品贸易壁垒及农业生产技术、资金和人才等要素流动障碍，将对地方农业企业的可持续发展产生负向效应。反之，地区间市场一体化有助于推动农产品流通产业发展［30-31］。市场一体化对农产品流通的作用机制在于，其有助于提高产品和要素的自由流动性，降低农产品流通产业自身的资源错配和效率损失［13］。Rapsomanikis和Sarris［32］从国际市场整合的视角发现，国际市场一体化有助于增加大宗商品生产者的收入可变性，充分对接国际市场有助于农村家庭收入增加。

综上，关于市场一体化对农民收入影响的研究已有相当的成果，主要是从生产要素的角度探索要素市场一体化对农民收入的影响机理。然而，对于同等重要的商品市场而言，现有文献对商品市场一体化影响农民收入的研究却重视不够。在国家出台相关政策整合国内市场之际，本文不仅识别了市场一体化对农民收入的影响效应，还对商品市场一体化的具体作用机制进行探究，这对于完善统一国内大市场相关政策，协同市场一体化与共同富裕发展战略具有重要的战略意义。

三、理论分析与研究假设

（一）市场一体化：从小市场到大市场

在推动中国经济从计划经济向市场经济转轨的过程中，中央政府对地方政府采取了放权式改革，赋予地方政府更大的经济管理权限，结果导致各地区存在较大的制度差异并产生市场分割，且在后续西部大开发战略、振兴东北老工业基地战略和中部崛起战略等一系列重大改革政策的实施下，中国市场被分割成越来越多的“小市场”［33］。针对受地方政府保护而缺乏竞争的“小市场”现象，Scitovsky［34］提出“小市场导致高利润、高价格、低资本周转率的恶性循环”命题。而市场一体化旨在打破地方保护和市场分割，建设高效规范、公平竞争的国内统一市场。根据Scitovsky［34］提出的大市场理论，通过把被贸易保护主义分裂的孤立市场统一成一个大市场，能够扩大市场规模和加剧市场竞争，促使企业由小本经营转向大规模经营，进而获得规模经济效应。具体作用路径为两方面［35］：一方面，扩大市场范围，获取规模经济。通过打破贸易保护主义的短视行为，把分散的、孤立的、缺乏联系的封闭市场统一起来，所形成的大规模市场将促进大批量生产、专业化分工和新技术的广泛应用，进而获得规模经济效应；另一方面，激化竞争环境，促使经营理念向经营规模转变，获得规模经济。大市场的建立为企业开展自由竞争、激活创新能力提供了良好的外部环境。激烈的市场竞争将促进企业生产专业化、规模化，进而实现区域规模经济和区域间产业分工合作，而且也促使企业通过技术和价格等竞争实现优胜劣汰，从而实现大市场内经济资源有效和最优配置［36］。

（二）市场一体化对农民收入的影响及机理

根据大市场理论，市场一体化将缓解市场壁垒问题，减少市场交易的制度障碍，从而降低市场交易成本，为城乡要素的自由流动营造良好的环境。一般而言，由于生产要素有追求高报酬率的逐利性，因而区域间要素自由流动总是趋向于从要素报酬率较低的区域向要素报酬率较高的区域流动。从增长的意义上讲，区域间要素的自由流动是要素在区内和区际的优化配置过程；从流通的意义上讲，区域要素自由流动是具有比较优势的商品和劳务超越本地区要素市场，向更广大的区域市场扩展的过程［37］。从农民收入来源来看，按照国家统计局分类，农民收入主要分为经营性收入、工资性收入、财产性收入和转移性收入四种类型。鉴于农民的财产性收入主要来源于承包地和宅基地［38］，农民的转移性收入主要受到农村人口数量较大和地方财政压力等现实因素的制约，这两类收入增长的空间相对有限［39］。那么市场一体化更可能通过经营性收入和工资性收入来增加农民收入。具体而言，市场一体化将为生产要素的自由流动扫除障碍，并创造有利条件，这有助于实现资金、土地和劳动力等的优化配置，尤其是在市场竞争环境下，生产要素也能够获得更高的报酬，从而为农民增收创造条件。此外，市场一体化所形成的大市场，一方面，在信息、基础设施共享和制度协同等方面存在优势，这有助于降低农产品交易成本；另一方面，将为农产品销售形成更大的市场需求，激励农民规模经营，实现潜在规模经济效应，并获取更高的收益。基于此，笔者提出如下假设：

H1：市场一体化对增加农民收入有显著的促进作用。

关于市场一体化对农民收入的影响机理，需要说明的是，根据前面的文献综述，市场一体化可分为商品市场一体化和要素市场一体化，针对目前学术界主要讨论要素市场一体化，而较少关注商品市场一体化，本文主要基于商品市场一体化来讨论其对农民收入的作用机制。商品市场一体化是区域内城乡之间受供求关系影响，同种商品价格逐渐趋同的一种状态。商品市场一体化主要通过三个机制对农民收入产生影响：

第一，商品市场一体化激励农民扩大农业经营规模，实现规模经济来增加农民收入。在商品市场体系不健全的情境下，农民从事农业生产面临较高的交易成本，主要表现在大部分农户获取农业生产资料方面的信息成本偏高，信息处理能力较弱，导致其对价格信号过度反应，农产品价格持续波动［40］。这将致使农民有较高的市场风险预期，不会轻易扩大经营规模。而完善的商品市场体系将扩大地方农产品流通的市场边界和容量，为农产品营销提供更丰富、更及时、更有效的市场信息，拓展农产品流通渠道，为农产品价值实现创造条件，这将激励农民通过经营规模的扩大实现规模经济效应。基于此，笔者提出如下假设：

H2a：商品市场一体化通过扩大农业经营规模增加农民收入。

第二，商品市场一体化将引导农民扩大经济作物种植面积来增加农民收入。市场一体化将通过区域间政策的协同和交通设施的互联互通，降低农产品交易成本，提高农产品的流通效率，也扩大了农产品的市场交易半径，由此能够引导农民生产更多适销对路的产品，实现更大的市场交易量，从而获取农产品收益而实现农民增收。相较而言，随着经济的发展，人们的饮食结构将不断多元化，主要表现为主食消费比重逐渐下降，而肉类、蔬菜和水果等鲜活农产品成为饮食结构的主体［41］。在这样的情境下，农民将更有动力去扩大附加值较高的经济作物种植面积，满足市场需求，实现更高的盈利。基于此，笔者提出如下假设：

H2b：商品市场一体化通过扩大经济作物种植面积增加农民收入。

第三，商品市场一体化将提高经济作物价格，从而增加农民收入。由于中国粮食作物价格长期受到政府保护，市场一体化通常不会对地区粮食价格产生较大影响。反观经济作物，市场分割和需求变动等影响将导致经济作物存在较大的价格差异。相比于粮食作物，经济作物更具有价格优势。李欣宇等［42］指出，在2004—2020年，中国经济作物价格涨幅要远远高于粮食作物价格涨幅。这表明有效的市场需求和较好的流通条件可能会使得高质量农产品获得相应的高价格，进而增强经济作物市场活力，增加农民收入。当然，对于一些经济作物流入地区，商品市场一体化可能会通过促进市场竞争，降低经济作物价格，给当地种植经济作物的农民带来一定的负面影响。由此，商品市场一体化对经济作物价格的影响总体上可能存在不确定性，还有待实证进一步检验。但就整体而言，经济作物价格普遍偏高，对增加农民收入起到促进作用。基于此，笔者提出如下假设：

H2c：商品市场一体化通过提高经济作物价格增加农民收入。

四、研究设计

（一）数据来源

本文采用2000—2020 年中国31 个省份（不包括港澳台地区）面板数据，相关数据均来自历年《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国农业年鉴》，以及各省市统计年鉴。其中，个别缺失的农村住户固定资产投资完成额数据采用线性插值法进行补充。为消除异常值对回归结果的影响，本文对所有连续变量进行前后1%的缩尾处理。此外，本文对所有连续变量均取自然对数处理，①具体计算方法为对所有连续变量加1取自然对数。以降低异方差对回归结果的影响。同时，对所有与价格相关的数据均按照以2000年为基期的农村居民消费价格指数进行平减。

（二）模型构建

根据前文的理论分析，本文构建如下的回归模型以检验市场一体化对农民收入的影响：

其中，incomeit为被解释变量，表示i地区t年份农民收入；integrateit为解释变量，表示i地区t年份的市场一体化；CVit为所有控制变量；同时，本文在模型中加入地区固定效应（Proi）和年份固定效应（Yeart）构建双向固定效应模型；εit为随机扰动项。

（三）变量定义

⒈被解释变量：农民收入（income）

本文用农村居民人均可支配收入衡量农民收入。由于2013 年存在统计口径变更的情况，对于2013年以前的数据，本文参照张占录和李鹏辉［43］的做法，用农村居民人均纯收入来代替农村居民人均可支配收入。

⒉解释变量：市场一体化（integrate）

市场一体化用市场一体化程度度量。对于市场一体化程度的测算，目前主要有生产法、贸易流量法、价格法、问卷调查法和经济周期法五种。相较于其他测算方法，价格法综合考虑了地理和行政因素带来的交易成本，能够较为全面地测度市场一体化程度，并具有数据易得的巨大优势［44-45］。因此，本文选用价格法测算2000—2020 年中国省级层面的市场一体化程度。同时，由于地方竞争和地方保护主义不仅存在于相邻省份之间，还存在于不相邻省份之间，本文在测算市场一体化程度时，参照盛斌和毛其淋［45］的做法，考虑了全国各地区之间的相互影响。

为了在保证数据完整性的基础上获得尽可能多的样本量，本文参照陈宇峰和叶志鹏［30］的做法，选择5 种商品①5 种商品指的是粮食、蔬菜、水产品、蛋和干鲜瓜果。为保证指标的可信性，本文使用2003—2015 年《中国统计年鉴》7种连续统计的农产品价格指数进行计算，经对比后，两者并无显著差异。在2000—2020 年连续统计的农产品价格环比指数进行测算，②在市场分割指数计算过程中，本文采用均值法，这将有效消除由农产品地域性和季节性等生产特征所导致的系统误差。并参照邓明［46］的做法，利用商品价格环比指数测算中国各省份与其他省份之间的相对价格方差，由此得到各省份的市场分割指数［47］。③由于所求的市场分割指数过小，本文参照吕冰洋和贺颖［47］的研究，将该指数扩大100倍。并进一步参照李兰冰和张聪聪［48］与李浩等［49］的做法，用市场分割指数来表征地区市场一体化程度，该指数数值越大，表示市场一体化程度越低；反之，该指数数值越小，表示市场一体化程度越高。为了得到中国市场一体化的总体水平，本文将全国各省份的市场一体化程度进行加总求平均值，结果如图1所示。由图1可知，2001—2004年，中国市场一体化程度始终保持在较低水平，对此可能的解释是，2001 年中国加入世界贸易组织（WTO）后，由于地区对外贸易的快速发展，国际市场可能对国内市场形成了挤占效应，最终导致国内市场一体化程度较低［50-51］。此外，2008 年中国市场一体化水平再次出现低点，这可能与2008 年的全球金融危机有关。从总体趋势来看，2000—2020 年，中国市场一体化程度呈不断上升趋势，这与吕越等［51］与盛斌和毛其淋［45］的结论保持一致。

图1 2000—2020年中国市场一体化程度变化图

⒊机制变量：农业经营规模、经济作物种植面积和经济作物价格

农业经营规模（gm_jy）。本文参照余新平和熊德平［52］的做法，采用劳均播种面积（农作物播种面积/农业劳动力人数）的自然对数来衡量农业经营规模。其中，对于农业劳动力人数的计算，笔者参照Lin［53］的方法，用地区农业产值与第一产业产值的比值乘以第一产业就业人数而求得。

经济作物种植面积（cashcrops）。本文采用农作物播种面积减去粮食作物播种面积来求得经济作物播种面积。

经济作物价格（price）。本文选用干鲜瓜果的价格指数衡量经济作物价格，该价格指数以2002年为基期计算求得，并利用消费价格指数（cpi）消除通货膨胀的影响。

⒋控制变量

参照现有研究，本文选取以下控制变量：①农村人均机械总动力（mec），用农村机械总动力/农村人口数衡量。②农村人均受教育程度（edu），本文用加权平均法求得，具体计算方法为：农村人均受教育程度=（农村未上过学人口数×0+农村小学人口数×6+农村初中人口数×9+农村高中人口数×12+农村大专及以上人口数×18）/6 周岁以上人口数。③农村人均用电量（ele），用农村用电量/农村人口数衡量。④农村人均固定资产投资完成额（invest），用农村住户固定资产投资完成额/农村人口数衡量。⑤农业发展水平（agri），用地区第一产业产值/地区生产总值衡量。⑥农村人均农林水事务支出（expend），用地区农林水事务支出/农村人口数衡量。由于长期以来政府财政收支科目发生多次变化，为保证农林水事务支出数据的连续性与可比性，本文参照张超等［54］的做法，对于2000—2002 年农林水事务支出用支援农业（村）生产支出、农林水利气象等部门事业费和农业综合开发支出三项之和来表示，2003—2006 年农林水事务支出用农业支出、林业支出和农林水利气象等部门事业费三项之和来表示。表1为主要变量的描述性统计结果。

表1 主要变量的描述性统计结果

五、实证分析

（一）基准回归分析

表2给出了市场一体化影响农民收入的基准回归结果。由表2可知，列（1）为市场一体化对农民收入的单变量回归结果，其中，integrate 的回归系数为-5.207，且在1%的水平上显著。为避免多重共线性问题，本文计算了各变量的方差膨胀因子（VIF），结果显示各变量的VIF值均小于10，这表明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。纳入所有控制变量后，回归结果如列（2）所示，其中，integrate 的回归系数为-0.204，且在1%的水平上显著。这表明在充分考虑其他因素的情况下，市场一体化能够有效打破地方保护主义和市场分割，加大产品和要素区域间的自由流动性，通过带动农民非农就业和提高农业生产效率来增加农民收入。H1得证。

表2 基准分析回归结果

根据前文理论分析，农民收入可分为经营性收入（operate）、工资性收入（wage）、财产性收入（property）和转移性收入（transfer）四类，市场一体化主要影响的是农民经营性收入和工资性收入。基于此，本文按照收入来源的分类进行回归分析，结果如表3 所示。由表3 可知，列（1）为经营性收入作为被解释变量的回归结果，integrate 的回归系数显著为负，这表明区域市场一体化会显著增加农民经营性收入。列（2）为工资性收入作为被解释变量的回归结果，integrate的回归系数并不显著。这可能是因为本文所构建的市场一体化指标主要是基于农产品价格，与商品市场一体化密切相关，而与要素市场一体化的关系不那么直接，所以影响不显著。列（3）和列（4）分别是财产性收入和转移性收入作为被解释变量的回归结果，integrate 的回归系数均不显著，这说明市场一体化对这两类收入的影响并不显著，这与前文理论分析相一致。

表3 按收入类型分类的回归结果

（二）内生性检验

⒈工具变量法

考虑到增加农民收入会引发农民各种消费需求的增加，从而可能会促进各种商品跨区域流动，最终导致农民增收成为国内市场一体化的重要驱动因素，从而出现反向因果关系。同时也可能存在其他同时影响市场一体化与农民收入的遗漏变量。为解决可能存在的反向因果关系、遗漏变量和选择性偏误等内生性问题，本文参照赵奎等［55］与Chodorow-Reich 和Wieland［56］的做法，采用份额移动法（Shift-Share Design）构造合适的工具变量（iv_integrate）处理可能存在的内生性问题。该方法的基本思路是运用单位初始的份额构成和外部的总体增长率来计算历年的估计值。①本文参照份额移动法的思路，运用原始价格指数和全国增长率计算新的农产品价格指数，再使用新的农产品价格指数作为工具变量（iv_integrate）。其一，该估计值与实际值高度相关，符合工具变量的相关性要求。其二，该估计值与其他残差项不相关，符合工具变量的外生性要求。因此，采用份额移动法构造的工具变量是相对合理的。工具变量的回归结果如表4 所示。列（1）是工具变量第一阶段回归结果，其回归系数为0.163，且在1%的水平上显著，这表明构造的内生解释变量与解释变量显著正相关。且第一阶段F 值为26.110，远大于10，这表明不存在弱工具变量问题。Kleibergen-Paap rk LM 统计量P 值为0.006，这表明不存在工具变量识别不足问题。以上检验结果表明工具变量选取合理。工具变量法第二阶段回归结果如表4 列（2）所示。integrate 的回归系数为-1.209，且在1%的水平上显著，这表明在通过工具变量法缓解可能存在的内生性问题后，本文结论依旧可靠。

表4 内生性检验回归结果

⒉PSM-OLS

本文将样本进行倾向得分匹配（PSM）后，再进行OLS检验。具体地，按每年市场一体化指数高低分组，将市场一体化指数高于和等于中位数的样本作为处理组，用前文所述的控制变量集（mec、edu、ele、invest、agri 和expend）作为匹配变量，用Kernel 核匹配T 和一对一最近邻匹配和的方法，找寻特征相似的对照组。然后，在此基础上进行OLS 检验。回归结果如表4 列（3）和列（4）所示。integrate 的回归系数均显著为负，这说明通过PSM 进一步处理由可观测值所导致的偏差问题后，市场一体化依旧显著促进农民收入增加，与本文基准回归结果相一致。

⒊系统GMM

本文参照史常亮和张益［57］的做法，在基准回归模型中引入被解释变量和解释变量的滞后一期构建动态面板模型，从而既能反映农民收入本身所具有的路径依赖特征，还可以减轻遗漏变量所带来的估计偏误。本文使用系统GMM 对该动态面板进行估计，回归结果如表4 列（5）所示。AR（1）和AR（2）的检验结果表明，残差项只存在一阶序列相关。Hensen检验表明，所选的工具变量不存在过度识别问题。农民收入滞后项和市场一体化滞后项的回归系数表明，在通过系统GMM处理遗漏变量等内生性问题后，市场一体化依旧显著促进农民收入增加。

（三）稳健性检验① 稳健性检验结果未在正文中列示，留存备索。

⒈替换被解释变量

本文参照肖亚成等［58］的做法，用地区城乡收入差距（城镇居民人均可支配收入/农村居民人均可支配收入，sr_cj）来代替农民收入，基于模型（1）进行检验。回归结果显示，integrate 的回归系数为1.050，且在1%的水平上显著。这表明随着市场分割指数的不断上升，市场一体化程度不断下降，城乡收入差距不断拉大。换言之，市场一体化有助于促进农民增收，抑制城乡收入差距拉大，这与本文主要结论相一致。

⒉替换解释变量

本文参照大多数现有文献的做法，进一步选用14 种商品计算市场一体化程度（integrate_1）作为解释变量进行检验。回归结果显示，integrate_1 的回归系数为-0.778，且在1%的水平上显著。这意味着地区市场一体化程度越高，农民收入增加得越快，这与本文主要回归结果相一致。此外，由于在2002 年和2016 年《中国统计年鉴》中的零售价格指数分类发生了变化，本文在保证数据连续性的基础上选用5种连续统计的农产品价格指数对市场一体化指数进行计算。为进一步保证市场一体化的可信性，此处使用《中国统计年鉴》中全部农产品的价格指数①此处选用2003—2015年连续统计的7种农产品（包括粮食、油脂、肉禽及其制品、蛋、水产品、菜和干鲜瓜果）价格指数作为市场一体化指标进行计算。指代市场一体化指标进行计算，回归结果显示，在舍弃样本数量的基础上，使用全部农产品价格计算的市场一体化程度（integrate_2）的回归系数依旧在1%的水平上显著为负，这表明农产品市场一体化显著促进农民增收，这与本文基准回归结果相一致。

⒊缩减样本

考虑到外生事件冲击会对国内市场发展产生巨大影响，2019 年发生的新冠疫情严重阻碍了农产品和农业生产要素的跨区域流动，一度造成严重的农产品滞销，由此可能形成极端值对回归结果产生干扰。为有效避免新冠疫情事件对回归结果的影响，本文剔除2019 年和2020 年样本观测值再次进行回归分析。结果显示，integrate 的回归系数依旧在1%的水平上显著为负，这意味着剔除外生突发事件影响后本文基准回归结果依然稳健。

六、进一步分析

（一）异质性分析

⒈地区农业资源异质性

中国幅员辽阔，不同地区农业资源、气候条件和农业生产技术等方面有较大差异，这些差异可能会影响市场一体化对农民收入的促进作用。本文参照韦锋和徐源琴［59］的做法，用每年农业产值占地区总产值的比重进行分组，将全部样本分为农业大省组（农业产值占地区总产值比重高于中位数的组别）和非农业大省组（农业产值占地区总产值比重低于中位数的组别），对样本进行分组回归分析，回归结果如表5 列（1）和列（2）所示。其中，农业大省组integrate 的回归系数为-0.231，其绝对值远大于非农业大省组的-0.115，且在1%的水平上显著，而非农业大省组不显著。这表明相较于农业资源禀赋匮乏的地区，在农业资源禀赋丰富的地区，市场一体化对农民收入的促进作用更为显著。可能的原因是，农业大省是中国农业的中坚力量，其不仅保证了本地区农产品的基本需求，还为全国农产品需求作出重要贡献。随着市场一体化进程的不断加快，农产品区际流动障碍被扫除，农业大省的农产品市场竞争力更为显现，导致农业大省的农产品更多、更自由地流向外地，从而促进当地农民收入显著增加。该结果与理论分析相一致，并且在一定程度为本文的理论分析提供了经验证据。

表5 异质性分析回归结果

⒉地方政府市场干预程度异质性

随着国家发展战略方向的不断调整，地方政府对市场干预程度也在不断变化并呈现出地区异质性。考虑到地区市场分割是由于地方政府的保护行为所导致的，那么，地方政府对市场干预程度将会对市场一体化进程产生重要影响。因此，本文进一步考察在地方政府市场干预程度不同的情况下，市场一体化对农民收入影响的差异。具体地，其一，本文参照林伯强和谭睿鹏［60］的做法，用地方财政支出占当地GDP 的比重衡量地方政府市场干预程度。该比值越大，则表示地方政府市场干预程度越高；反之，该比值越小，则表示地方政府市场干预程度越低。其二，本文将样本按照地方政府市场干预程度的中位数高低分组，分为市场干预程度低组和市场干预程度高组。其三，进行分组回归分析，回归结果如表5列（3）和列（4）所示。其中，市场干预程度高组integrate 的回归系数为-0.218，且在5%的水平上显著。这说明相较于地方政府市场干预程度低的地区，在地方政府市场干预程度较高的地区，市场一体化对农民收入的促进作用更强。这可能是因为地方政府市场干预程度较高的地区具有较为严重的地区保护和市场分割，市场一体化打破地区保护和市场分割、畅通产品要素流动的作用越明显，从而导致农民增收效应也就越强。同时，政府干预程度，即政府与市场的关系，也能够在一定程度上表明政府与市场在资源配置中的相对作用，依然是市场化程度高低的表征。因此，该结果也说明了在地方政府市场干预程度较高的地区实现市场一体化的增收效应更明显。

（二）作用机制分析

关于市场一体化对农民收入的作用机制，根据前文理论分析，市场一体化有助于提高农产品和农业生产要素的自由流动，有助于优化农业资源配置，促进效率和效益的提升。一方面，农民主要可以通过调整农业经营规模来发挥农业要素资源优化配置的效应；另一方面，在市场一体化的情境下，农民有更多的机会通过调整农业结构，生产适销对路的农产品，提高农业商品化程度而获利。为验证上述作用机制的合理性，本文做了如下的实证分析。

第一，关于农业经营规模。对于该机制的验证，本文仅需要验证市场一体化对农业经营规模的影响即可。此外，考虑到土地使用效率会对农业经营规模产生重要影响，为有效识别市场一体化对农业经营规模的影响，本文在控制变量中加入了复种指数（农作物播种面积/耕地面积，fz_zs）以控制土地使用效率所产生的影响，最终回归结果如表6列（1）所示。integrate 的回归系数为-0.261，且在10%的水平上显著。这意味着地区市场一体化会促进农民扩大农业经营规模，实现规模经济效益，从而促进农民增收。适度扩大农业经营规模不仅可以降低信息成本和决策成本等交易成本，实现农业生产边际成本递减，还可以通过标准化生产提高产品质量，在降低小规模经营带来的效率损失的基础上提高劳动生产率，为农民带来增收效应。H2a得证。

表6 作用机制检验结果

第二，关于经济作物种植面积和经济作物价格。其一，分析市场一体化对经济作物种植面积的影响，回归结果如表6 列（2）所示。integrate 的回归系数为-0.102，且在10%的水平上显著。这表明市场一体化可以显著扩大经济作物种植面积。然而经济作物种植面积扩大并不意味着经济作物带来的收入会增加，还需要考虑价格的变化。其二，本文进一步分析市场一体化对经济作物价格的影响，具体以经济作物价格指数（price）作为衡量指标，回归结果如表6 列（3）所示。结果表明市场一体化显著提高了经济作物价格。结合以上两个结果，即市场一体化不仅扩大经济作物种植面积，而且也提高了经济作物价格，可以比较确定地得出市场一体化可以通过扩大经济作物种植面积和提高经济作物价格增加农民收入。H2b和H2c得证。

七、结论与政策建议

立足新发展格局建设，为构建高水平社会主义市场经济体制，国家提出打破地方保护主义和市场分割，建设高效规范、公平竞争、充分开放的全国统一大市场。在此背景下，本文将市场一体化与农民收入联系起来，并利用中国2000—2020 年的省级面板数据进行实证分析，系统考察市场一体化对农民收入的影响，主要得出以下三点结论：首先，基准回归结果表明，市场一体化对农民收入有显著的促进作用，并在多重稳健性检验下依然成立。分收入类别探究发现，市场一体化只对农民经营性收入具有显著的促进作用，而对其他三类收入的影响并不显著。其次，异质性分析结果表明，从地区异质性来看，相较于农业资源贫乏的省份和地方政府市场干预程度低的地区，在农业资源丰富的农业大省和地方政府市场干预程度高的地区，市场一体化对农民收入具有更强的促进作用。最后，机制分析结果表明，市场一体化为农产品和生产要素的自由流动创造了较好的环境，也为农民根据市场需求优化资源配置带来了更多机会，扩大了农业经营规模，同时不仅显著扩大经济作物种植面积，也提高了经济作物价格，最终增加农民经营性收入。

根据以上结论，笔者提出以下四点政策建议：首先，考虑到农产品市场一体化对农民增收的效应，地方政府应避免地方保护主义，打破地区市场分割的格局，降低地区间的贸易壁垒，加快农产品的跨区域自由流动。其次，根据异质性分析结果，即农业大省和地方政府市场干预程度较高的地区，市场一体化的农民增收效应更大。因此，在农业大省应该更加重视农业商品市场一体化建设，这对于当地农业发展和农民增收进而促进全体人民共同富裕至关重要。类似地，在地方政府市场干预程度较高的地区，政府应该减少对农产品市场的干预，制定切实可行的政策促进农产品市场一体化建设。再次，由于市场一体化可以促进农业生产规模化，实现农业规模经营，在充分发挥市场在资源配置中起决定性作用的基础上，政府也需要为农业适度规模经营创造良好的外部环境，在产权明晰并能自由流转的基础上，进一步规范农地流转市场，引导农地有序流转，促进地区农业生产的专业化和规模化，更好地实现规模经济效应，增加农民经营性收入。最后，虽然经济作物种植面积是市场一体化影响农民收入的一个主要机制变量，但是由于大部分农民处于信息劣势地位，获得信息能力较弱，对市场供求变化反应较慢，生产活动的调整有一定的滞后性。因此，政府需要加强农村信息化设施建设，加强服务和支持，帮助农民更好地应对市场价格波动带来的影响。同时，政府也需要根据市场变化对农民生产活动进行引导，既避免出现过度非粮化威胁到粮食安全，也避免造成经济作物供给过剩或者结构不合理等问题。