三 打破村莊貧富固化格局
按照威廉姆森倒“U”形理論，在市場經濟條件下，資源要素受報酬遞減規律的影響，會自動從發達地區向不發達地區進行轉移，地區之間差距會由擴大逐漸轉向縮小，進入區域均衡發展狀態。然而，在城鄉二元結構體制及傳統農村集體所有制形成的雙重市場分割條件下，村莊之間的發展差距并沒有看到自然縮小的趨勢。以北京市為例，2015年，全市資不抵債的村集體有311個，占村集體總數的7.8%；收不抵支的達到1717個，占43.3%。基于對北京市郊區40個村莊（見表1-5）自1978—2014年的實證分析及未來10年的預測結果，發現村莊經濟發展水平經過分化后，出現“高、中、低”三個層級的固化趨勢，形成“俱樂部收斂”。30多年的“村自為戰”的體制在整體發展上已經表現出明顯的局限性，打破村莊發展的相對固化格局，解決農村內部發展不均衡問題，成為一個緊迫而客觀的要求。
表1-5 40個樣本村編碼
（一）樣本選取
主要采用分層抽樣方法，先把14個郊區縣全部納入，然后，在各區縣內部進行非隨機抽樣，村莊樣本由區縣自主選擇，區縣之間數量相對一致。從而使村莊樣本相對均衡地分布在城鄉接合部、平原和山區的三類地區。處于城鄉接合部地區的村莊12個，占總調研村莊數量的30%；處于遠郊平原地區的17個，占42.5%；處于山區的11個，占27.5%。
（二）村集體經濟分化在多個層面上展開
通過選取關鍵性指標，對40個村莊1978—2014年調查數據進行實證分析，可以觀察村集體經濟分化演變趨勢及其主要特征（見表1-6）。
表1-6 各村莊人均集體凈資產相對值排序情況
續表
續表
村集體凈資產，是反映一個村莊的集體經濟發展水平的綜合性指標，集中反映了村集體經濟發展的可持續性。通過觀察40個村人均集體凈資產相對水平的縱向對比，可以提煉出村集體經濟發展差距的總體特征。分別以1978年、1988年、1998年、2006年和2014年40個村的人均集體凈資產平均值為1，其他村通過與平均值比值測算出各年度的相對值，并按由高到低的順序進行排序和等級劃分。相對水平值在1.5以上的為“上等村”，相對水平在1—1.5的為“上中等村”，相對水平值在0.5—1的為“下中等村”，相對水平值在0.5以下的為“下等村”。
1.總體上呈現兩極分化態勢
通過排列對比發現，下等村數量持續增多，上等村的變動趨勢不十分明顯，中等收入組（包括上中等和下中等兩組）的村莊數量明顯減少。這表明，村莊間人均集體凈資產總體上存在兩極分化。1998年，中等村莊僅有5個，即相對值處于0.5—1.5的村莊僅占10%，這意味著90%的村莊要么屬于特別富裕的村，要么屬于特別窮的村。實際上，下等村共計28個，已經占總村數的70%。
2.富村多數在城鄉接合部，窮村集中在平原和山區
2014年，城鄉接合部地區的村處于上等村的有6個，占上等村數量的85.7%，占城鄉接合部類型村的54.5%。平原地區處于下等村的有11個，占下等村的44.0%，占平原類型村的64.7%。山區地區處于下等村的有11個，占下等村的44.0%，占山區類型村的100%。村集體經濟發展分化與區位存在強關聯性。
3.城鄉接合部與平原地區內部分化突出
通過泰爾（Theil）指數的變化及其分解技術來進一步考察40個村人均集體凈資產的分化程度。泰爾指數具有滿足達爾頓—庇古（Dalton-Pigou）轉移原理以及人口和收入勻質性等條件的優良特性（A.F.Shorrocks，1980），適宜進行子群體分解的比較。其一般計算方法為：
其中，N為單位數，即村莊個數，yi是第i個村莊的人均集體凈資產。考慮到村莊之間人口規模的差異性對測量結果的影響，將單位人均集體凈資產引入村莊人口規模權數，形成加權的村莊人均集體凈資產。同樣，引入
從而，泰爾指數的形式為
。在此基礎上，引入加權后的泰爾指數的差異分解公式：
其中，pj為第j組村莊在總樣本村莊中人口所占比重，同樣，ωj表示第j組村莊的集體凈資產額在總樣本村莊中所占比重，兩者同為分解公式中的權數。第一項為各組內差距的測量值，第二項為各組之間，即城鄉接合部、平原與山區三組村莊之間差距的測量值。通過差異貢獻率的分解，可以觀察各區域內部差異的變化趨勢，也能看出區域之間差異貢獻率的變化。圖1-7和圖1-8給出了1978—2014年北京市40個樣本村人均集體凈資產的泰爾指數變化及其分解結果。
村莊間人均集體凈資產差距主要來自各區域內部。40個村人均集體凈資產總體相對差異程度一直在持續上升，由1978年的0.582上升至2014年的2.179。差異拉大的主導力量是組內差而非組間差，其平均貢獻率為79.3%。如圖1-7所示。
城鄉接合部地區村莊間差距顯著上升。通過泰爾指數分解發現，城鄉接合部地區村莊間差距先平穩下降，后急速反彈。1978—2006年，城鄉接合部地區人均集體凈資產的差異程度基本維持在0.2左右。之后，差異急劇上升，2014年達到1左右。如圖1-8所示。
圖1-7 北京市40個樣本村人均集體凈資產的泰爾指數變化及其分解
圖1-8 北京市40個樣本村三類地區的泰爾指數變化及其分解
平原地區內部差異幾乎始終處于最高位，先下降、加速上升，后趨于平穩。1978—2006年，平原地區農村始終是各區域差異程度最大的區域，且于2006年達到0.669之前呈持續攀升態勢。
山區地區內部差異相對較小。山區村人均集體凈資產差距水平較低，變化較平穩，處于0.06—0.1，且對總體差距的貢獻率最低，為4%—10%。受生態涵養功能定位在規劃、用地、產業等方面的諸多限制，山區發展模式趨同，經濟發展水平差異相對較小。
三類地區之間的差距總體上呈現緩慢上升趨勢。在1978—1998年的二十年間，城鄉接合部、平原和山區之間的地區組間泰爾指數及貢獻率，分別從0.041和7.0%上升到0.369和34.5%，一度取代了城鄉接合部而成為第二大貢獻來源。2014年，組間差升至0.44，貢獻率下降為20.2%。
（三）村莊分化呈現“俱樂部收斂”性質
根據“村經濟總收入[8]”指標的“好（富裕村）”“中（一般村）”和“差（貧困村）”三個級別，對40個村莊進行分組和排序。劃分標準為：排名在前14的村莊為富裕村，排名在后13位的村莊為貧困村，在中間的13個村為一般村。由此形成了“1978—1988年”“1988—1998年”“1998—2006年”和“2006—2014年”四個時間段的轉移概率矩陣，其中每一個數據表示由起始年到終止年的轉移概率。
1978—1988年：在家庭承包經營體制變革的影響下，村域經濟呈現了普漲格局。通常把這段時期的增長稱為家庭承包體制變革帶動下的超常規增長階段。村莊間總收入水平分化程度尚不明顯。如表1-7所示，1978年處于最高等級的村莊到1988年仍有0.71的概率位于最高等級，而成為最差的概率為0，降為中等的概率為0.29。但是，處于中等層次的村莊已經開始了分化，1978年的中等層次村莊，到1988年會有0.31的概率上升為“好”村，0.23的概率變為“差”村。而1978年“差”的村則大部分（85%）仍然處于差的一組內，只有少部分（15%）上升為中等村。表明在這一階段出現了一定程度的村莊間俱樂部收斂。
表1-7 1978—1988年村莊間總收入轉移概率矩陣
1988—1998年：一些村莊的發展速度降下來，另一些村莊則加快了發展速度，甚至出現了趕超。這期間，鄉鎮企業的發展程度成為村莊之間發展差異的重要影響因素，可以稱為“農村工業化”階段。如表1-8所示，部分組存在顯著的分化趨勢。1988年的中等村莊到1998年仍然處于中等水平的村莊僅0.38，0.31的概率上升為上等村，0.31的概率下降為低等村。但是，“好—好”與“差—差”的概率分別達到了0.71和0.69，俱樂部收斂的特征日益明顯。
表1-8 1988—1998年村莊間總收入轉移概率矩陣
1998—2006年：北京郊區工業化和城鎮化進入中后期階段，城市對鄉村的經濟輻射力度加強，但是，村莊在長期自發的發展過程中，已經基本形成了相對穩定的序列，其標志是中等村已經基本停止分化，“中—中”的概率達到0.62。如表1-9所示，村莊之間繼續分化的趨勢顯著趨緩，尤其是處于“差”等級的村莊，到2006年仍然位于這一等級的概率為0.92，而“好—好”的概率為0.64。村莊俱樂部收斂趨勢已經非常明顯。
表1-9 1998—2006年村莊間總收入轉移概率矩陣
2006—2014年：重點是推進新農村建設與城鄉一體化進程，均衡發展已經成為首要戰略目標。但是，村莊俱樂部收斂的格局仍然沒有打破。如表1-10所示，“好—好”的概率為0.79，“中—中”的概率為0.62，“差—差”的概率為0.69。中等村分化的程度趨于0。
表1-10 2006—2014年村莊間總收入轉移概率矩陣
綜上所述，村莊經濟總收入這一指標在1978—1988年、1988—1998年、1998—2006年和2006—2014年這四個時間段內，呈現出愈益明顯的俱樂部收斂特征。無論是“富裕村”“一般村”還是“貧困村”，在連續的時間態中，相對發展格局已經基本固定。
通過以上轉移概率矩陣分析，“富裕村”與“貧困村”存在著內部收斂現象，村莊發展并沒有縮小貧富差距，初始狀態的經濟實力差距今后很難扭轉。當然，對未來趨勢的判斷不能簡單依據對過去的歸納，除非轉移概率矩陣滿足馬氏性檢驗。
一般來說，要預測事物發展的趨勢，必須綜合考察其過去及現在的狀態，才能預測其未來。馬爾科夫預測法認為，只要當事物的現在狀態為已知時，人們就可以預測其未來的狀態，而與事物的過去狀態無關，即馬爾科夫鏈具有無后效性的特性，稱為“馬爾科夫性”。隨機變量序列如果具有“馬氏性”，就可以應用馬爾科夫鏈模型分析和預測趨勢變化。
設所討論的指標值序列包含m個可能的狀態，用fij表示指標值序列χ1，χ2，…，χm中從狀態i經過一步轉移到達狀態j的頻數，i，j∈E。將轉移概率矩陣的第j列之和除以各行各列的綜合所得的值稱為“邊際概率”，記為p·j，即
，則統計量
以自由度為（m-1）2的χ2分布為極限分布。其中，
。且給定顯著性水平α，若χ2＞χ2α（m-1）2，則認為{χi}符合馬氏性，否則該序列不可作為馬爾科夫鏈來處理。
對1978年、1988年、1998年、2006年、2014年村經濟總收入從高到低進行排序，排名在前14位的為富裕村，狀態為1；排名15—27位的為一般村，狀態為2；排名28—40位的為貧困村，狀態為3（見表1-11）。
表1-11 40個村在各個年份的村經濟總收入狀態
對5個時間點的村經濟總收入狀態做馬爾科夫鏈檢驗。由表1-11計算可得：
邊際概率值公式如下：
計算可得：
給定顯著性水平α=0.01，查表可得分位點χ2α（m-1）2=χ2α（4）=13.277。由于χ2=96.3033＞χ2α（m-1）2，可得村經濟總收入序列滿足馬氏性。因此，可以通過馬爾科夫鏈進行2014—2024年的村莊轉移概率矩陣預測，結果見表1-13。
表1-12 統計量χ2計算
表1-13 2014—2024年村莊間總收入轉移概率矩陣預測
預測發現，村莊間的俱樂部收斂趨勢依舊存在，經過未來十年的村莊發展，71%的“富裕村”依舊在“富裕村”的行列，75%的“貧困村”依舊在“貧困村”隊伍，村莊序列已然固化。
（四）走向鄉鎮統籌：關于村莊分化趨勢的進一步探討
由于初始條件、市場機遇、人力資源等各種因素影響，村莊發展呈現分化趨勢。加之集體產權的封閉性，村莊之間的市場是被分割開的，勞動力、資金、土地等資源要素很難在村域之間自由流動，無法實現優化配置。村莊分化導致的村莊等級格局趨于固化，形成“貧者仍貧，富者仍富”的俱樂部收斂。只有破除“村自為戰”的發展體制格局，建立鄉鎮統籌發展的新機制，才能實現區域均衡協調發展的目標。
1.村莊分化的趨勢具有客觀性
改革開放以來，農村地區“以糧為綱”的產業政策開始松綁，帶來村莊之間的要素流動逐漸加快和分工分業的深化，地區差異擴大是一個客觀的過程。一些村莊單純依靠農業經濟支撐，集體經濟逐漸衰弱下來，難以充分解決村民的就業問題，逐漸喪失永久居住的吸引力，青壯年勞動力不斷流失。另一些村莊，抓住發展機遇，進行產業升級，尋找到了新的經濟增長點，解決了本村農民就業問題，還吸引外來人口逐漸流入聚集。據北京市房山區2006年的調查，韓村河、司馬臺和竇店三個村的集體經濟收入占全區的40.8%，全區一半以上的村莊基本靠各種扶持資金勉強運轉。
2.“村自為戰”的分割體制形成了村莊發展非均衡的固態結構
伴隨計劃經濟體制向市場經濟體制轉型，市場機遇逐漸向廣大農村地區擴散。理論上說，村莊發展應從非均衡狀態向均衡狀態逐漸轉化。但是，中國農村地區的發展面臨雙重市場分割，市場機制的作用不能有效發揮。一是城鄉二元結構體制。城鄉之間的土地市場、勞動力市場以及資本市場的分割導致要素不能在城鄉之間自由流動，城鄉差距長期固化。二是村與村之間的要素市場分割體制導致農村地區內部的收入差距難以縮小。傳統村集體經濟組織的產權封閉造成勞動力、土地、資金等生產要素無法按照市場需求跨村進行集中優化配置、自由流動，就像一個村莊的農戶不能隨便改變戶籍融入城鎮一樣，也難以融入其他村莊，屬于“另外一種戶籍制度”。產業項目所需要的人、財、物等資源和要素主要來自本村，形成了“鄉辦企業在鄉，村辦企業在村，戶辦企業在家”的“村村點火、戶戶冒煙”的散點式、碎片化的農村工業化現象。
由此，形成過剩與短缺并存的村莊間資源配置的結構性非均衡。由于規劃建設用地指標難以實現跨村集中配置，一些先發展起來的村莊難以規模擴容和產業升級。在狹小的土地空間格局下，勞動力要素投入很容易進入邊際報酬遞減的區間，難以形成規模經濟，抑制了村莊發展轉型升級的動力，也無法通過產業外溢效應帶動落后村的發展。
3.鄉鎮統籌是探索農村地區內部均衡發展的新機制
城鄉一體化的基本特征應該是城鄉與區域之間的資源要素達到了最佳配置的均衡狀態，村莊之間收入、公共服務等領域差別的消失成為其重要目標。需要突破傳統體制機制障礙，進行跨村域的鄉鎮統籌發展。大興區西紅門鎮、海淀區東升鎮等地區已經進行了鄉鎮統籌的大量實踐探索。無獨有偶，以日本富士見町開發公社為例，通過組建財產區（類似鄉鎮統籌實施單元）開發保健療養項目，將收益按入股比例分配給財產區擁有所有權的各個村落，其實質是一種跨村性質的區域均衡發展模式。
鄉鎮統籌的北京實踐，主要完成了三項任務：一是實現資源整合與集中優化配置。破除村莊分割，資源要素在更大范圍內的優化組合，解決規模經濟與產權碎片化之間的矛盾，地盡其利。二是建立聯營聯建的現代產權體系與收入分配機制。通過鄉村集體經濟產權制度改革，理順鎮與村、村與村、村與戶之間的利益關系和治理邊界，均衡土地發展權，地利共享。三是優化村莊的空間與產業布局。適應首都大都市規劃的特點，促進村莊專業化發展，拓寬村莊發展的空間，實現規劃還綠，緩解人口、資源、環境矛盾的“大城市病”。
[1] 按照國家“十二五”規劃綱要要求，“十二五”期間，全國城鎮化率平均每年提高0.8個百分點；按照聯合國的預測，2011—2030年，中國城鎮化率平均每年提高0.98個百分點，2030年達到68.7%（聯合國，2010）。
[2] 按照2010年北京市外來人口704.5萬人中80%為外來農民工估計，外來農民工數量為563.6萬人。北京市統計局公布，2010年北京市農業戶籍人口為268.3萬，按照60%的非農化水平估算，北京市本地農民工數量大致為160.98萬人。由此估算，2010年北京市農民工總數大致為725萬人。假設未來城鎮化增長速度將按照近十年年均1.35個百分點的增長速度進行推算，到2030年，北京市農民工數量將達到947萬人。考慮到北京市是全國農民工的主要流入地之一，農民工增長速度可能會高于全國平均水平，在不考慮戶籍制度變革影響因素的情況下，到2030年，北京市農民工數量很可能會超過1000萬人。
[3] 按照北京市148號令第十九條規定：“應當轉為非農業戶口的農村村民數量，按照被征用的土地數量除以征地前被征地農村集體經濟組織或者該村人均土地數量計算。”
[4] 北京市征地農轉居自2004年實施148號令至2010年年末應轉未轉指標128967人，占批準農轉居指標的230082人的56%，表明政策可操作性亟待提高。
[5] 由北京市農研中心與北京市人力社保局合作建立，主體是由北京郊區218個村的大學生村官組成。
[6] 由表1-4的回歸結果可知，多項Logit模型估計結果的聯合顯著性通過了LR檢驗。
[7] 相對風險比表示自變量變化一個單位時，選擇項發生與對照組發生之間的相對比率。
[8] 村經濟總收入屬于綜合性指標，反映了村莊發展的基本態勢，包括公有經濟收入和非公有經濟收入兩部分。按經營層次分，前者包括村級集體經濟組織收入和所屬集體企業收入，后者包括農戶經營收入和私營企業收入。