羅楚亮，梁曉慧

（1.中國人民大學(xué)勞動(dòng)人事學(xué)院，北京100872；2.北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，北京100875）

一、引 言

土地分布對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會穩(wěn)定都具有至關(guān)重要的意義，對于農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村穩(wěn)定和農(nóng)民增收可能具有先決性的影響。土地分配往往與時(shí)代環(huán)境相契合，傳統(tǒng)社會中，土地是財(cái)富積累的重要手段，在遭遇不利的外部沖擊時(shí)也可能成為一項(xiàng)重要的避險(xiǎn)資產(chǎn)，這也決定了人們可能會具有較強(qiáng)的土地持有傾向，從而使得土地交易活躍，導(dǎo)致土地可能集中在少數(shù)人手中?，F(xiàn)階段基于農(nóng)村土地集體所有制的分配方式，一方面強(qiáng)調(diào)土地在村集體內(nèi)部成員之間“公平”①在實(shí)踐中，對于何種分配形式是“公平”的，通常會具有不同的理解。這也導(dǎo)致了集體所有制這一總體原則下，不同地區(qū)土地分配的不均等程度也將會有所差異。如一些研究發(fā)現(xiàn)土地分配中存在比較嚴(yán)重的性別不平等現(xiàn)象。朱玲基于山西農(nóng)村抽樣調(diào)查發(fā)現(xiàn)，由于土地分配中的制度漏洞導(dǎo)致離婚婦女、錯(cuò)過土地調(diào)整的婚嫁遷移婦女及子女會出現(xiàn)暫時(shí)無地現(xiàn)象；范建國等發(fā)現(xiàn)貴州“生不增、死不減”的土地分配模式導(dǎo)致嫁入女子土地權(quán)益難以保障；田傳浩和陳佳發(fā)現(xiàn)禁止土地調(diào)整的村莊，女性擁有更少的土地；張同龍和張林秀發(fā)現(xiàn)女性無地者的比例高于男性11個(gè)百分點(diǎn)。分配，另一方面對于土地流轉(zhuǎn)做出相應(yīng)限定，目的在于防止由于流轉(zhuǎn)而造成土地的過度集中②然而，一些研究發(fā)現(xiàn)，禁止土地流轉(zhuǎn)并不會縮小農(nóng)地分配中的不平等現(xiàn)象，如范建國等、田傳浩和陳佳等。以及用途改變而危及國家糧食安全③出于糧食安全的考慮，根據(jù)糧食產(chǎn)量和糧食需求，確定了18億畝的耕地“紅線”。。

20世紀(jì)80年代左右，國家開始實(shí)行的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制采用分包到戶的方式，即在土地集體所有制的前提下實(shí)現(xiàn)了由集體經(jīng)營土地轉(zhuǎn)為以家庭為主經(jīng)營土地的形式，這一方式極大的激發(fā)了農(nóng)村勞動(dòng)力耕種的積極性，促進(jìn)了80年代農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速增長［1-3］。但這一土地分配政策并未導(dǎo)致“人地不均”現(xiàn)象，之后國家又先后出臺了“土地承包期三十年不變”“二輪承包后再延長三十年”等相關(guān)政策。但這一政策隨著時(shí)間的變動(dòng)似乎也逐漸露出弊端。從形式上看，該政策出發(fā)點(diǎn)可能是為了促進(jìn)農(nóng)民做出對土地長期投資的決策，然而在土地歸集體所有的前提下，所有農(nóng)民都有權(quán)力均分土地，這必然面臨著土地不斷調(diào)整再分配的過程［4］。隨著城鎮(zhèn)化、城鄉(xiāng)大規(guī)模流動(dòng)等因素的影響，農(nóng)村家庭中逐漸出現(xiàn)了“人地不均”現(xiàn)象。這種不均等現(xiàn)象更多是由于最初分產(chǎn)到戶的臨時(shí)性土地承包方案被固定并長期實(shí)踐，土地并未隨著土地養(yǎng)活人口數(shù)量變化而相應(yīng)調(diào)整，導(dǎo)致在實(shí)施的過程中出現(xiàn)了一系列問題。土地流轉(zhuǎn)的低效率也會導(dǎo)致分配后的不均等現(xiàn)象。農(nóng)村耕地在市場機(jī)制下更容易由低效率家戶流轉(zhuǎn)到高效率家戶中［5-6］，這可能會導(dǎo)致土地分布的不均等。進(jìn)一步的，土地流轉(zhuǎn)后土地經(jīng)營模式的變化有一定的社會效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)［7］。黨的十九大提出土地確權(quán)問題，但這一政策的有效實(shí)施首先需要了解現(xiàn)階段土地分布現(xiàn)狀，如果僅僅以微小調(diào)整后的土地二輪承包政策作為土地確權(quán)中公平分配的基準(zhǔn)，那么可能會隱藏一些潛在的矛盾。因此，隨著“十四五”規(guī)劃再次強(qiáng)調(diào)土地確權(quán)，有必要對土地分布現(xiàn)狀以及相關(guān)影響因素加以考慮，這可能會為國家實(shí)施相關(guān)土地政策提供一些重要的客觀事實(shí)。然而，關(guān)于我國土地分布狀況的相關(guān)研究卻并不多見。布倫納［8］根據(jù)中國居民收入分配課題組（CHIP）1988年和1995年的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，土地基尼系數(shù)從0.599下降至0.431，他認(rèn)為這種下降是由于土地分配調(diào)整、人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)以及人口流動(dòng)所導(dǎo)致的?？傮w而言，對于我國土地分布狀況及其變化特征的研究相對較為缺乏。本文將基于中國居民收入分配課題組歷次農(nóng)村住戶調(diào)查，討論相應(yīng)時(shí)期農(nóng)村土地分布狀況。

二、土地分布不均等性的總體變化

（一）數(shù)據(jù)說明

中國居民收入分配課題組（CHIP）在1988年、1995年、2002年和2013年進(jìn)行了四次農(nóng)村住戶調(diào)查④CHIP2007年農(nóng)村數(shù)據(jù)中，只有8個(gè)農(nóng)村省份從國家統(tǒng)計(jì)局過錄了住戶耕地信息，因而沒有采用這一年的數(shù)據(jù)。，各年樣本量分別為10 258、7 998、9 200、9 282、個(gè)人樣本量分別為51 352、34 739、37 969、37 837。樣本覆蓋的家庭數(shù)量在8 000到10 000萬左右，這四次調(diào)查一共涵蓋13個(gè)相同的省份⑤相同省份為北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、山東、河南、湖北、湖南、廣東、四川、云南、甘肅。，其中1988年和1995年數(shù)據(jù)中的四川包含重慶，在后兩次調(diào)查中重慶被單列⑥為了不同年份的統(tǒng)一性，將2007和2013年的重慶歸并到四川中，四次調(diào)查都不包括西藏。。整體而言，所覆蓋的省份數(shù)量在1988年以后年份的有所減少，但所包含的省份都覆蓋了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同的區(qū)域。

歷次調(diào)查關(guān)于土地的具體詢問方式可見表1，根據(jù)這些信息可以分別構(gòu)造出耕地?fù)碛忻娣e和耕地使用面積來反映家庭土地狀況，其中擁有面積是指家庭所承包的面積，而使用面積則指實(shí)際耕種的面積。兩者的關(guān)系可以表示為：“家庭使用（耕地）面積=家庭擁有（耕地）面積+租入面積-租出面積”。2013年的土地問題沒有明確限定為“耕地”，為簡便將它們也推定為“耕地”，這與之前年份可能存有一些差異。

表1 歷年CHIP數(shù)據(jù)中關(guān)于土地問題的詢問方式

（二）耕地分布總體狀況

表2給出了四次調(diào)查中農(nóng)村人均耕地面積的基本信息。從耕地均值來看，1988年到1995年期間，人均耕地面積出現(xiàn)了一定程度的下降，人均使用面積下降了0.42畝，人均擁有面積下降了0.22畝；這種下降傾向也表現(xiàn)在1995年至2002年期間，這一時(shí)期出現(xiàn)了較大幅度下降，人均使用和人均擁有分別下降0.55畝和0.75畝。從2002年到2013年期間，人均耕地面積略有上升，這可能與農(nóng)村耕地保護(hù)的加強(qiáng)以及城鎮(zhèn)化所導(dǎo)致的農(nóng)村人口減少有關(guān)①對于我國人均耕地面積的總體狀況及其變動(dòng)特征，相應(yīng)的描述在文獻(xiàn)中并不多見；通過對比CFPS、CGSS以及中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒中的耕地信息，發(fā)現(xiàn)大體上CHIP中耕地面積介于統(tǒng)計(jì)年鑒和其他兩個(gè)微觀數(shù)據(jù)庫之間。限于篇幅，沒有呈現(xiàn)相關(guān)圖表。。

表2 人均耕地面積的描述性統(tǒng)計(jì)

表2還給出了人均耕地的不均等狀況，分別采用了變異系數(shù)、基尼系數(shù)、Theil指數(shù)和MLD指數(shù)等常用不均等指數(shù)，這些不均等指所反應(yīng)的趨勢比較相似。從1988年到1995年期間，無論是使用面積還是擁有面積，人均耕地面積不均等程度都有較大程度的下降，基尼系數(shù)分別下降了9.4個(gè)和6個(gè)百分點(diǎn)。布倫納認(rèn)為這種特征是由于這一期間出現(xiàn)了土地分配的重新調(diào)整、人口結(jié)構(gòu)變化以及農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)等現(xiàn)象［8］，但這些解釋并不是建立在針對不平等指數(shù)分析的基礎(chǔ)上，因而具有某種程度上的猜測性質(zhì)。值得注意的是，此后年份中人均耕地面積的不均等程度逐漸上升。這種上升主要發(fā)生在1995年至2002年期間，2002年不均等程度已經(jīng)超過1988年。此外，表2中還匯報(bào)了經(jīng)過調(diào)整后的變異系數(shù)和基尼系數(shù)②這里的調(diào)整是根據(jù)有租入或租出每畝土地的價(jià)格信息，在不同省份價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整?；诖诵畔?，計(jì)算出有租借信息家戶在縣層面的平均租借價(jià)格，以此作為整個(gè)縣的土地質(zhì)量。以平均租借價(jià)格*人均土地面積得到的數(shù)據(jù)來測算不平等指數(shù)。，以此反映考慮耕地質(zhì)量后的不均等狀況?？梢园l(fā)現(xiàn)，考慮土地質(zhì)量后的分布更不均等，1995年調(diào)整前后的結(jié)果差異更大，2002年和2013年的結(jié)果比較接近。這可能意味著有些地區(qū)在人均耕地面積絕對數(shù)量上占劣勢的同時(shí)，較低的耕地質(zhì)量導(dǎo)致了低效率。由于缺少1988年的土地質(zhì)量信息，后文分析中仍以調(diào)整前結(jié)果為基準(zhǔn)。無論是按照使用面積還是擁有面積，歷年人均耕地不均等程度都要高于相應(yīng)年份農(nóng)村人均收入的不均等程度③④。

從耕地分布的各分位點(diǎn)變動(dòng)來看，低分位點(diǎn)的人均耕地?cái)?shù)量總體上都有下降的傾向。耕地?cái)?shù)量為0的人群比重也在逐漸上升，2002年耕地?cái)?shù)量為0的人群比重達(dá)到20%。而耕地分布高分位點(diǎn)的人均耕地?cái)?shù)量，從1988年到2002年之間出現(xiàn)了大幅度下降，但2002—2013年則呈上升趨勢。因此，耕地分布不均等上升過程中，既有人均耕地分布高端不均等的上升也有低端不均等的擴(kuò)大。

由于這四次調(diào)查數(shù)據(jù)所涉及具體省份有所差異，圖1比較了全部省份和四次調(diào)查相同省份所得到的人均耕地面積均值以及相應(yīng)的基尼系數(shù)。從中可以看到，基于相同省份計(jì)算得到的人均耕地面積要略低于全部省份，但不同年份之間的變動(dòng)特征在兩個(gè)計(jì)算口徑之間沒有差異。兩種省份口徑下的人均耕地面積基尼系數(shù)也具有類似特征。因此，后文對于耕地分布的討論以全部省份為基礎(chǔ)。

圖1 不同省份口徑的人均耕地面積及其基尼系數(shù)比較

三、耕地分布與家庭收入

（一）耕地分布與農(nóng)業(yè)收入的關(guān)系

根據(jù)表2，耕地分布不均等性相對較高，高于相應(yīng)年份的農(nóng)村人均收入不均等程度。耕地分布與農(nóng)業(yè)收入密切相關(guān)，兩者的關(guān)系可以反映農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營程度，這反應(yīng)了耕地分布相對于農(nóng)業(yè)收入的集中程度。由于不同地區(qū)收入水平以及耕地分配規(guī)則存在差異，因此采用每個(gè)縣的農(nóng)業(yè)絕對收入和農(nóng)業(yè)人均收入/縣平均收入兩個(gè)指標(biāo)分析。對于絕對收入水平分組，首先將每個(gè)縣分為五個(gè)不同絕對收入水平組，再根據(jù)每個(gè)縣分組將整體歸并為五個(gè)絕對收入水平組；對于相對農(nóng)業(yè)收入水平組，基于家庭人均農(nóng)業(yè)收入與縣人均農(nóng)業(yè)收入占比這一指標(biāo)將整體分為五個(gè)組。表3呈現(xiàn)了不同農(nóng)業(yè)收入組的人均耕地面積分布情況。

表3 各農(nóng)業(yè)收入組的人均耕地面積（畝）

根據(jù)表3，按絕對收入水平分年份來看，人均使用面積和人均擁有面積在不同分組中變動(dòng)趨勢保持一致。其中，人均使用面積在1988年隨收入組水平的提高呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，最高20%收入組的人均使用面積最高（2.63畝），次低20%收入組的人均使用面積最低（1.93畝），這兩組人均耕地面積差值為0.7畝。1995、2002和2013年表現(xiàn)出農(nóng)業(yè)絕對收入水平越高人均使用面積越大的特征。1995年、2002年和2013年分別從1.54畝、0.89畝和1.07畝上升到2.28畝、1.96畝和2.25畝，意味著家庭農(nóng)業(yè)收入高的家庭更可能規(guī)?；?jīng)營。這三年的組間極差分別為0.74畝、1.07畝和1.18畝，表明隨時(shí)間變化土地在不同農(nóng)業(yè)收入組的分布極差程度也在加大，這也與表2中不平等指數(shù)的趨勢一致。人均擁有耕地面積與人均使用耕地面積分布特征基本一致，整體上呈現(xiàn)出高農(nóng)業(yè)收入家庭中人均擁有或使用的耕地面積數(shù)量都有逐漸上升的趨勢。

地區(qū)（縣）的農(nóng)業(yè)相對收入分組結(jié)果與絕對收入組的特征基本一致。但可以發(fā)現(xiàn)，除2002年最高收入20%的人均使用面積組別，農(nóng)業(yè)相對收入最高20%組的人均耕地面積均要高于絕對收入水平最高20%組。相對收入下的最高收入組別相對于絕對收入下的最高收入組別，可能對地區(qū)間差異性的考慮不足①如在某縣城內(nèi)可能相對于均值的收入水平較高，但在全國范圍內(nèi)該地區(qū)相對農(nóng)業(yè)收入可能屬于中等水平。由于相對收入分組下的高收入組代表離均值較遠(yuǎn)的組，這可能集中在某些貧富差距較大的地區(qū)。，這一方面反映了農(nóng)業(yè)收入越高越可能會集中利用土地進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)；另一方面也可能反映了在農(nóng)業(yè)收入差距更大的地區(qū)，土地可能集中在高農(nóng)業(yè)收入家庭中。

表3最后給出了耕地分布相對于農(nóng)業(yè)收入的集中程度。需要說明的是，這里的絕對農(nóng)業(yè)收入是人均農(nóng)業(yè)收入水平的絕對值。從不同年份集中率的比較來看，無論是人均使用面積還是人均擁有面積，無論是以絕對農(nóng)業(yè)收入還是相對農(nóng)業(yè)收入為排序的基礎(chǔ)，相應(yīng)的集中率都在逐漸上升。這意味著，耕地向農(nóng)業(yè)經(jīng)營戶集中的趨勢在逐漸增強(qiáng)，盡管這種集中率水平總體上仍然較低。

（二）耕地分布與收入的關(guān)系

耕地分布與農(nóng)業(yè)收入的關(guān)系某種程度上可以反映土地規(guī)模經(jīng)營，但不能準(zhǔn)確刻畫不同財(cái)富水平人群的耕地配置情況。因?yàn)檗r(nóng)業(yè)收入與總收入可能不相關(guān)，由于有更多高收入的非農(nóng)就業(yè)渠道存在，總收入高的人群也可能農(nóng)業(yè)收入更低。表4呈現(xiàn)了不同收入組的人均耕地面積，整體上與農(nóng)業(yè)收入結(jié)果比較相似，但也有幾點(diǎn)差異。首先，收入最高20%和最低20%組的人均耕地面積分別要低于和高于表3中相對應(yīng)的組，這說明耕地分布相對于農(nóng)業(yè)收入的集中程度更高。其次，2013年收入最低20%組的人均耕地面積并非最低。最后，2013年相對于絕對收入的集中率指數(shù)均為負(fù)值，意味著收入越高的人群人均耕地面積越小，這可能是由于高收入人群在增加其他非農(nóng)就業(yè)渠道時(shí)更容易將土地流轉(zhuǎn)出去。

表4 各收入組的人均耕地面積（畝）

整體上講，不論按何種分組方式①注意這里的絕對收入水平是考慮了不同縣的差異性，而計(jì)算集中率中的絕對收入水平未考慮。，收入更高的組別相對人均耕地面積也越大，耕地分布更多的集中在富人群體中，而相對貧窮的人則對耕地的使用和擁有水平均較低。需要注意的是，這一結(jié)果可能更側(cè)重于反映富人利用土地的財(cái)富屬性。

四、農(nóng)村住戶耕地面積的回歸分析

人均耕地面積與個(gè)體、家戶及所在地特征可能具有一定的關(guān)聯(lián)性，為試圖揭示其中的關(guān)系，回歸方程考慮了戶主、家庭、鄉(xiāng)村、縣四個(gè)層面，模型設(shè)定如下：

其中，i代表個(gè)體，f代表家庭，v代表鄉(xiāng)村，c代表縣，t代表時(shí)間。Yifvct是個(gè)體層面的人均耕地面積，包括人均使用耕地面積和人均擁有耕地面積。各變量定義為：戶主性別（Genderit），戶主受教育水平（Educit），家庭規(guī)模（Sizeft），家庭年齡結(jié)構(gòu)（AgeStruft），家戶中是否有黨員（Partyft），家戶中是否有干部（Cadreft），人均收入與縣人均收入比率（Ratio_fft），是否住在郊區(qū)（Suburbsvt），所在地地勢（Terrainvt），縣農(nóng)業(yè)收入與總收入比率（Ratio_c1ct），縣外出人口占比（Ratio_c2ct），Rr和εifvct分別表示區(qū)域固定效應(yīng)和隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由表5可以看出，相對于戶主為男性，女性戶主的人均耕地使用面積和人均擁有面積分別低0.25—0.76畝和0.25—0.74畝。相對于文盲戶主，其他受教育程度戶主的人均耕地面積在2013年往往更低，這可能因?yàn)槭芙逃潭雀叩娜巳哼x擇非農(nóng)就業(yè)的比例更高，因此在土地流轉(zhuǎn)政策下會將土地流轉(zhuǎn)出去。受教育水平對人均擁有面積的影響與使用面積的影響趨勢基本一致，值得說明的是，盡管有些系數(shù)并不顯著，但隨時(shí)間變化戶主受教育水平高的家庭人均耕地面積通常更低。家庭人口規(guī)模越大其人均耕地面積會越小，且隨時(shí)間系數(shù)變得更小?！巴恋?0年不變”政策制度下難以調(diào)整婚嫁婦女及其子女的耕地，因此隨時(shí)間人均耕地面積更低［9］。家庭年齡結(jié)構(gòu)與人均耕地的關(guān)系在不同年份并不相同，家庭中年長人群占比高的家戶其人均擁有面積會更高。這一結(jié)果與范建國等［10］的結(jié)論類似，這可能是因?yàn)檫@一年齡段的人群及其子女均可以分享到土地政策調(diào)整的紅利，同時(shí)在代際分家中獲得了家戶內(nèi)重新分配的土地，使得人均耕地面積更高。1988年有黨員的家戶其人均使用面積和人均擁有面積通常會高0.294畝和0.298畝，其余年份是否有這一家庭背景與人均耕地面積沒有顯著關(guān)系。而有鄉(xiāng)村干部的家戶其人均使用面積和人均擁有面積在1988年相對更低，但隨時(shí)間推移，到2013年相對高0.419畝和0.22畝。1988—2013年，家庭人均收入相對于縣平均人均收入水平與人均耕地面積①人均耕地面積包括人均使用耕地面積和人均擁有耕地面積。的關(guān)系呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，在2002年達(dá)到最高。土地在市場機(jī)制作用下會趨向于集中［11］，相對收入水平越高，越可能集中土地開展規(guī)模化經(jīng)營。

表5 耕地面積的回歸分析

1988和1995年所在地為郊區(qū)人均耕地面積通常更高，但2002年和2013年卻更低。相對于山區(qū)而言，平原地區(qū)在1988和1995年人均耕地面積更高，但2002和2013年卻較低。丘陵地區(qū)在2002年和2013年均有著更低的人均耕地面積?？h農(nóng)業(yè)收入占總收入比重與人均耕地面積呈正相關(guān)關(guān)系，這一關(guān)系在2002和2013年較為明顯。相對于中部來說，東部地區(qū)在1988—2002年人均耕地面積相對較低，但2013年反而更高；西部地區(qū)在1988年的人均耕地面積更高，之后年份表現(xiàn)更低直至2013年不再有顯著差異。當(dāng)?shù)乜h外出人口占比對人均耕地面積僅在2002產(chǎn)生了顯著正向影響。

五、農(nóng)村住戶耕地面積及不均等變動(dòng)的分解

（一）Oaxaca-Blinder分解

不同年份間土地變化受某些特征的影響可能存在差異，為進(jìn)一步探討這些差異的來源及其貢獻(xiàn)程度，我們采用了Oaxaca-Blinder的分解方法［12-13］。根據(jù)Oaxaca的方法［12］，按照年份分為三個(gè)組別分別探討各因素對年份間土地分布差異的貢獻(xiàn)程度。那么不同年份的土地分布差異為：

（2）式中Yt代表t年人均耕地面積，Yr代表r年人均耕地面積，和分別表示各自的估計(jì)系數(shù)。(-)是由于個(gè)體特征引起的稟賦差異，即可以用本身屬性不同造成的組間差異進(jìn)行解釋；(-)是由于歧視造成的差異，即由于不同組的回報(bào)不同帶來的差異。具體分解結(jié)果如表6所示。

表6 Oaxaca-Blinder分解

根據(jù)表6上部分總體分解結(jié)果來看，人均使用面積在1988—1995、1995—2002及2002—2013的差異分別為-0.416畝、0.557畝和0.191畝，而人均擁有面積不同年份間差異分別為-0.219畝、-0.753畝和0.153畝②當(dāng)兩年間差異為負(fù)數(shù)時(shí)，負(fù)向百分比貢獻(xiàn)的因素對組間差異有擴(kuò)大作用。因此，下文中1988-1995、1995-2002負(fù)向貢獻(xiàn)百分比變量均解釋為擴(kuò)大差異的因素。。人均耕地面積的改變大部分是由系數(shù)差異解釋的。其中稟賦差異對人均使用面積在三個(gè)時(shí)期分別解釋了135.82%、77.2%及680.1%，這說明差異主要是由于不同年份的回報(bào)不同帶來的。人均擁有面積與使用面積的結(jié)果類似，在三個(gè)時(shí)期系數(shù)差異分別貢獻(xiàn)了91.32%、87.92%及747.71%。

表6的中部分報(bào)告了稟賦差異的貢獻(xiàn)。對人均使用面積而言，1988—1995年家庭規(guī)模、縣特征和家庭年齡性別結(jié)構(gòu)是影響耕地使用面積變化的重要因素，貢獻(xiàn)分別為-21.63%、-14.66%和-6.01%。之后兩個(gè)時(shí)期盡管家庭規(guī)模和家庭年齡結(jié)構(gòu)仍是人均使用面積的擴(kuò)大因素，但縣特征卻成為縮小差異的重要因素。人均擁有面積的分解結(jié)果與使用面積結(jié)果基本一致，不同之處在于1988—1995年縣特征會縮小人均擁有面積差異，貢獻(xiàn)為40.18%。

表6的下部分是系數(shù)差異的貢獻(xiàn)。對人均使用面積而言，1988—1995年間對人均面積擴(kuò)大貢獻(xiàn)最大的因素是家庭年齡性別結(jié)構(gòu)（-57.69%），這一因素在后兩個(gè)時(shí)期盡管貢獻(xiàn)程度有所下降，分別為-21.36%和31.41%，但仍是擴(kuò)大人均使用面積相對重要的因素。這可能是因?yàn)椴煌攴輰Σ煌挲g結(jié)構(gòu)的土地政策有所不同，如“土地30年不變”政策就可能導(dǎo)致新生兒及婚嫁婦女難以獲得相應(yīng)的土地?？h特征在三個(gè)時(shí)期也是組間差異的重要因素，從縮小組間差異過渡到擴(kuò)大組間差異，分別貢獻(xiàn)了51.92%、-319.39和102.62%。然而，村地形和家庭規(guī)模卻成為縮小組間差異的因素，且這一貢獻(xiàn)呈增大的趨勢。2002—2013年縣特征成為擴(kuò)大組間差異的最大因素。對于人均擁有面積而言，1988—1995年家庭規(guī)模、家庭年齡性別結(jié)構(gòu)是擴(kuò)大人均擁有面積的重要因素，分別貢獻(xiàn)-224.2%和-177.17%。對于1995—2002年和2002—2013年，縣特征和區(qū)域成為擴(kuò)大人均擁有面積的重要因素，而家庭規(guī)模對縮小差異有較大的貢獻(xiàn)。

（二）G·Fields分解

不論是基于OLS回歸還是采用Oaxaca-Blinder分解，其結(jié)果都是在水平值上進(jìn)行的分析，難以刻畫不平等程度的主要來源及其貢獻(xiàn)程度。G·Fields分解能夠刻畫不同解釋變量的組間差異對人均耕地面積分布不均等的貢獻(xiàn)程度，首先估計(jì)出方程的系數(shù)，進(jìn)而將回歸系數(shù)作為權(quán)重估計(jì)各因素對不平等的貢獻(xiàn)程度。在線性模型中，函數(shù)形式表示為y=∑kxkβk，其中y是人均耕地面積，xk和βk表示為第k個(gè)變量和對應(yīng)的系數(shù)。G·Fields分解中各因素對總體不平等的解釋份額為rk(y)=。各解釋變量對不同時(shí)期人均耕地面積差異變動(dòng)的解釋可以由式πk=給出，其中rk1和rk0分別表示第1期和第0期各因素對總體不平等的解釋份額，G1和G0分別表示第1期和第0期的基尼系數(shù)。

表7報(bào)告了G·Fields分解結(jié)果，分別從戶主、家庭、村、縣和地區(qū)層面報(bào)告了各自對總體不平等及其變動(dòng)的解釋程度。表的上半部分是各因素對總體不平等的貢獻(xiàn)份額，從各因素對當(dāng)期基尼系數(shù)的解釋程度來看，可以發(fā)現(xiàn)不論是人均使用還是人均擁有耕地面積，1988和1995年各因素的貢獻(xiàn)非常有限，而2002和2013年縣特征解釋份額相對較高，其次是包含家庭規(guī)模、家庭年齡結(jié)構(gòu)的家庭特征變量。縣特征對人均使用面積不平等的解釋份額一直高于人均擁有面積，份額分別為13.21%、5.88%和12.8%、4.91%，這也說明縣層面以及家庭屬性對耕地分布集中程度的決定變得更重要。但同時(shí)也注意到，盡管縣特征相對于家庭特征的解釋份額更大，但這一解釋份額在2013年有所下降。相對而言，其他因素的貢獻(xiàn)仍較小。

表7 G·Fields分解（%）

表7的下部分內(nèi)容報(bào)告了各因素對不同時(shí)期基尼系數(shù)變動(dòng)的解釋力度。從人均使用面積視角看，1988—1995年期間各因素對不平等變化的解釋仍舊非常有限，但1995—2002年縣特征和家庭特征成為擴(kuò)大人均耕地使用面積不平等的主要因素，解釋份額分別達(dá)到了66.56%和12.27%。但這兩個(gè)特征在2002—2013卻成為縮小土地使用面積不平等的因素，尤其是縣特征因素，這一變化可能是由于不同縣實(shí)施不同的耕地保護(hù)政策。其他因素對不平等變動(dòng)的貢獻(xiàn)相對較小，其中隨時(shí)間變動(dòng)戶主特征的解釋程度有所增加，村地形由縮小不平等變?yōu)閿U(kuò)大不平等，而區(qū)域因素則由擴(kuò)大不平等變?yōu)榭s小不平等。對于人均耕地面積而言，其結(jié)果與人均使用面積結(jié)果趨勢基本一致。其中縣特征在1995—2002年對人均擁有面積不平等擴(kuò)大的貢獻(xiàn)更大，這可能與不同時(shí)期各縣對待人口變動(dòng)實(shí)施差異化土地調(diào)整政策有關(guān)。但家庭特征卻在2002—2013年變?yōu)閿U(kuò)大不平等的重要因素，其解釋份額為60.84%。

六、總 結(jié)

土地分布問題一直是學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)問題，這不僅關(guān)乎土地政策實(shí)施的效果，更與農(nóng)村人民的生活息息相關(guān)，甚至?xí)绊懙絿业姆€(wěn)定和長期目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。但采用具體的微觀數(shù)據(jù)研究農(nóng)村土地分布的不平等程度及其變化特征，現(xiàn)有的文獻(xiàn)還相對有限。采用CHIP1988、1995、2002和2013年數(shù)據(jù)研究不同時(shí)期不平等的變化，主要結(jié)論如下：

首先，不論是人均使用耕地面積還是人均擁有耕地面積，其水平值及不平等指數(shù)均呈相似的變化趨勢。其中，人均耕地面積從1988—2002年均呈下降的趨勢，而2002—2013年略有上升。而基尼系數(shù)則在1995年發(fā)生了一定程度的下降后開始持續(xù)上升，且人均擁有耕地面積不平等程度在2002年之后開始大于人均使用耕地面積。這一變化特征與城鎮(zhèn)化帶動(dòng)的人口流動(dòng)以及耕地保護(hù)等政策有關(guān)。此外，我們發(fā)現(xiàn)不論是從事農(nóng)業(yè)的高收入人群還是農(nóng)村整體高收入人群，其人均耕地面積均相對較高。

其次，在人均耕地面積決定因素的回歸分析中，結(jié)果表明戶主為女性、家中有干部、家庭規(guī)模越大以及人均收入與縣人均收入均值的比率越高則人均耕地面積越小，而縣農(nóng)業(yè)收入占總收入比重越大則人均耕地面積越大。

最后，在Oaxaca-Blinder對土地均值變化的分解中，顯示不同年份間家庭規(guī)模和家庭年齡性別結(jié)構(gòu)是解釋年份間人均耕地面積差異的重要因素。系數(shù)差異對年份間耕地面積擴(kuò)大的貢獻(xiàn)在三個(gè)時(shí)期分別主要由家庭年齡性別結(jié)構(gòu)、縣特征和區(qū)域因素貢獻(xiàn)的，但整體上家庭年齡性別結(jié)構(gòu)對人均耕地面積擴(kuò)大有正向貢獻(xiàn)。從G·Fields分解結(jié)果中可以看到，縣特征在1995—2002年對土地不平等的擴(kuò)大有重要貢獻(xiàn)，但在2002—2013年則成為土地不均等縮小的主要因素?？傮w而言，可觀測特征對不均等變化的解釋力度都比較低，這可能也間接地表明宏觀層面的制度變動(dòng)或者農(nóng)民個(gè)體的心理等不可觀測因素在其中有著更重要的作用。