牛坤在，許恒周

（天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072）

1 引言

自20世紀(jì)70年代末以來，中國農(nóng)村收入分配不平等呈現(xiàn)不斷惡化的趨勢[1]。2000年中國農(nóng)村20%高收入戶與20%低收入戶的人均純收入差為6.47倍，2019年擴(kuò)大至8.46倍[2]。農(nóng)村內(nèi)部收入不平等加劇意味著收入向少數(shù)農(nóng)村居民流動，將造成嚴(yán)重的階層分化。這不僅會降低農(nóng)村居民獲得感、幸福感和安全感，還會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會穩(wěn)定產(chǎn)生嚴(yán)重后果。在中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要轉(zhuǎn)折時期，縮小不同階層收入差距、提高中低收入群體收入、擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模對實現(xiàn)共同富裕和增進(jìn)民生福祉至關(guān)重要。

產(chǎn)權(quán)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制將農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)落實到戶，起到了公平分配生產(chǎn)資料，抑制農(nóng)村收入不平等的積極作用[3]。以激活農(nóng)地經(jīng)營權(quán)為核心的“三權(quán)分置”改革，是繼家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革后，國家治理現(xiàn)代化條件下增強(qiáng)產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)屬性、弱化其社會屬性的表現(xiàn)[4]?！笆奈濉币?guī)劃指出“探索通過土地、資本等要素使用權(quán)、收益權(quán)增加中低收入群體要素收入”，其核心要義之一就是通過農(nóng)地賦權(quán)激活土地等要素流動性，提高產(chǎn)權(quán)主體收入水平，抑制收入不平等。農(nóng)地賦權(quán)是國家以農(nóng)村土地集體所有制為前提，將農(nóng)地確權(quán)頒證作為主要手段，從法律層面賦予和保障農(nóng)戶土地經(jīng)營權(quán)、收益權(quán)等權(quán)能并落實到戶，以增強(qiáng)產(chǎn)權(quán)主體對土地等要素的自主決定和處置能力的過程[5]。這將改變農(nóng)村土地的原有分配結(jié)構(gòu)和農(nóng)戶生計模式，進(jìn)而對收入不平等產(chǎn)生影響。但卻鮮有文獻(xiàn)分析農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的影響及其作用機(jī)制。雖然高帆等采用FY方法測算得到2015年農(nóng)地確權(quán)對我國農(nóng)戶收入不平等的貢獻(xiàn)率為0.182%，卻未對此做進(jìn)一步的分析和解釋[6]。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移是農(nóng)地賦權(quán)影響農(nóng)戶家庭收入的關(guān)鍵傳導(dǎo)路徑，因而可將與本文主題相關(guān)的文獻(xiàn)劃分為農(nóng)地賦權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)、勞動力轉(zhuǎn)移，要素流動與收入不平等兩類，相關(guān)研究成果日益豐碩。一方面，雖然農(nóng)地賦權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移的研究結(jié)論尚未統(tǒng)一，但主流觀點支持農(nóng)地賦權(quán)通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性、穩(wěn)定性和排他性，激勵農(nóng)戶優(yōu)化家庭要素配置行為，即農(nóng)地賦權(quán)有助于農(nóng)地流轉(zhuǎn)[7]和勞動力轉(zhuǎn)移[8]。另一方面，既有文獻(xiàn)不斷細(xì)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移對收入不平等的影響。首先，關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面，一種觀點支持農(nóng)地流轉(zhuǎn)對整體收入分配發(fā)揮均衡作用。如ZHANG[9]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地通過流向非農(nóng)收入來源較少的農(nóng)戶，提高這類農(nóng)戶耕地和農(nóng)業(yè)收入份額，抵消他們在非農(nóng)收入渠道方面的劣勢，進(jìn)而降低農(nóng)村收入差距。另一種觀點認(rèn)為，發(fā)展中地區(qū)普遍存在要素市場不完善的問題[10]，由于高收入農(nóng)戶所具備的資本優(yōu)勢和能力，其流轉(zhuǎn)土地數(shù)量多、獲益多，加劇了農(nóng)村收入差距[2]。在此基礎(chǔ)上，部分學(xué)者細(xì)分了農(nóng)地轉(zhuǎn)入與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響[11]。其次，有關(guān)勞動力轉(zhuǎn)移方面，現(xiàn)有研究表明，雖然勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移是提高貧困群體經(jīng)濟(jì)水平的潛在方式[12]，但是勞動力轉(zhuǎn)移獲得非農(nóng)收入在總收入中所占份額的增加可能會加劇收入不平等，其主要原因是貧窮的農(nóng)戶通常缺乏非農(nóng)收入來源[13]。與之相反的觀點認(rèn)為，農(nóng)戶是基于理性選擇較高預(yù)期回報的生計方式，并且貧窮家庭將從勞動力轉(zhuǎn)移中獲得好處[14]，因而適量規(guī)模的勞動力轉(zhuǎn)移對低收入家庭和中等收入家庭的發(fā)展有顯著的促進(jìn)作用[15]。

鑒于此，本文關(guān)注的核心問題是農(nóng)地賦權(quán)的收入分配不平等問題，分別考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移的作用機(jī)制。具體而言，首先，基于“環(huán)境—努力”二元因素機(jī)會不平等理論視角，梳理農(nóng)地賦權(quán)與收入不平等的關(guān)系；其次，借助2017年浙江大學(xué)中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實證考察農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的影響及其作用機(jī)制；最后，針對不同家庭資本特征進(jìn)行異質(zhì)性分析。與既有文獻(xiàn)相比，本文的創(chuàng)新體現(xiàn)在以下兩點：第一，將農(nóng)地賦權(quán)、要素流動與收入不平等納入同一研究框架，回應(yīng)了農(nóng)地賦權(quán)帶來經(jīng)濟(jì)效率提升是否以犧牲平等為代價這一關(guān)鍵問題。伴隨工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展，農(nóng)村土地所表現(xiàn)出來的經(jīng)濟(jì)屬性促使我們關(guān)注更高水平的均衡問題，即是否能夠通過農(nóng)地賦權(quán)讓農(nóng)戶可以從土地中公平地獲得更高水平的回報，從而抑制收入不平等[16]。第二，不僅采用基尼系數(shù)從村莊層面考察農(nóng)地賦權(quán)對收入差距的影響，還采用收入相對剝奪指數(shù)捕捉微觀層面收入不平等問題，并且通過農(nóng)戶特征細(xì)化農(nóng)地賦權(quán)與收入不平等的微觀機(jī)制研究，而這被大多數(shù)文獻(xiàn)所忽略。

2 理論分析

農(nóng)地賦權(quán)是指國家在法律層面賦予并保障農(nóng)戶土地使用權(quán)、收益權(quán)、配置權(quán)等產(chǎn)權(quán)權(quán)利束。其不僅從法律層面明確了農(nóng)戶在承包期限內(nèi)使用土地的合法地位，賦予了農(nóng)戶更多的土地財產(chǎn)權(quán)利[17]，還以農(nóng)地確權(quán)為主要手段，延長土地承包期限，明晰地塊面積、界限、空間位置，建立更完善的土地信息公開制度，提高了土地產(chǎn)權(quán)安全性、穩(wěn)定性和排他性。依據(jù)ROEMER[18]提出的“環(huán)境—努力”二元因素機(jī)會不平等理論，“環(huán)境”因素和“努力”因素是造成微觀個體收入不平等的主要因素。前者包含文化、種族、制度等不可控制的外在因素，這類因素造成的不平等被稱為機(jī)會不平等，是不公正的，應(yīng)該被消除；后者包含工作時間、職業(yè)選擇等個人行為因素，其造成的收入不平等是公正的，由個體負(fù)責(zé)?！碍h(huán)境”因素還能夠通過影響“努力”因素間接影響收入不平等[19]。

因而，農(nóng)地賦權(quán)是影響收入不平等的外在“環(huán)境”因素，通過加強(qiáng)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)完整性和安全性影響收入不平等。其作用路徑是通過賦予產(chǎn)權(quán)主體自由行動空間，提高行為主體按其自己的決定和計劃行事的可能性[20]，即為農(nóng)戶自由選擇農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移提供了制度保障。當(dāng)?shù)褪杖朕r(nóng)戶在重新配置家庭資源的過程中獲得比高收入農(nóng)戶更多的收入時，其收入差距縮小，農(nóng)地賦權(quán)便發(fā)揮了抑制農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的積極作用。

具體而言，低收入農(nóng)戶具備較低的財富水平和獲取市場信息的能力等方面劣勢，在土地流轉(zhuǎn)中擁有更小的競爭力[21]，而且由于其對農(nóng)地依賴程度較高，失地風(fēng)險對其沖擊較大，產(chǎn)權(quán)不明晰阻礙了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資及勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，這些特征決定了低收入農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)或勞動力轉(zhuǎn)移時面臨更大的阻礙。而農(nóng)地賦權(quán)通過賦予農(nóng)戶土地財產(chǎn)權(quán)利和穩(wěn)定安全的土地承包權(quán)，一方面，在一定程度上解決了低收入農(nóng)戶所面臨的土地交易費用高的問題，而且通過提高農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)投資獲得穩(wěn)定收益的信心，激發(fā)其從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性。另一方面，解決了約束農(nóng)戶釋放農(nóng)業(yè)勞動力的土地糾紛問題[22]。因此，農(nóng)地賦權(quán)將激勵具有不同就業(yè)優(yōu)勢的低收入農(nóng)戶家庭重新分配家庭土地和勞動力要素資源，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)最大化。在經(jīng)濟(jì)人假設(shè)的前提下，具有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢且受到農(nóng)地面積約束的農(nóng)戶由于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)排他性得到提高，更愿意積極地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，進(jìn)而轉(zhuǎn)入農(nóng)地，擴(kuò)大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，最終獲得更多的經(jīng)營性財產(chǎn)；具有非農(nóng)就業(yè)優(yōu)勢的農(nóng)戶由于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性得到保障，降低了農(nóng)地流轉(zhuǎn)風(fēng)險、被征收和被調(diào)整風(fēng)險，農(nóng)戶傾向轉(zhuǎn)出農(nóng)地[23]，通過轉(zhuǎn)移勞動力獲得農(nóng)地租金和工資性收入提高家庭收入水平，抑制收入不平等。

基于上述分析，本文認(rèn)為農(nóng)地賦權(quán)將通過提高低收入農(nóng)戶收入抑制收入不平等，其作用機(jī)制是促進(jìn)農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移。

3 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于浙江大學(xué)中國家庭大數(shù)據(jù)庫（CFD）和西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心的中國家庭金融（CHFS）調(diào)查合成的2017年中國農(nóng)村家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CRHPS）。該數(shù)據(jù)每兩年開展一次，調(diào)研問卷包括個人問卷、家庭問卷和村莊（社區(qū)）問卷。個人問卷涉及了個人就業(yè)、健康、養(yǎng)老等基本內(nèi)容，家庭問卷涉及了家庭基本結(jié)構(gòu)、財富、土地利用方式、房產(chǎn)、負(fù)債等家庭信息，村莊（社區(qū)）問卷涉及了村莊基本特征、民主狀況、村莊治理、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等信息。2017年調(diào)查數(shù)據(jù)涉及全國29個省（市、區(qū)）的農(nóng)村樣本，實際居住在農(nóng)村的農(nóng)村家庭樣本共12 732個家庭45 067人。在刪除異常值和缺失值數(shù)據(jù)后，得到擁有耕地承包權(quán)的農(nóng)村家庭樣本5 899個。

3.2 研究設(shè)計

3.2.1 變量定義與描述

（1） 收入不平等。首先從整體考察農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的影響，分別采用Kakwani相對剝奪指數(shù)和基尼系數(shù)表征農(nóng)戶家庭和村莊層面收入不平等。

根據(jù)相對剝奪理論，在特定群組中，收入水平較高的農(nóng)戶家庭擁有更低的收入劣勢，其遭受的收入相對剝奪越低，收入不平等程度越低[24]。本文采用Kakwani收入相對剝奪指數(shù)，將同村農(nóng)戶家庭選為參照群組，每個農(nóng)戶家庭與參照群中比其收入高的其他家庭進(jìn)行比較，進(jìn)而得到收入相對剝奪指數(shù)。具體的計算方式如下：

式（1）中：xi表示將n組樣本按收入升序后的第i個樣本家庭年收入；X表示選定的參照群組；μX表示X中所有農(nóng)戶家庭收入均值；表示X中收入超過x的j其他樣本收入均值；表示X中收入超過xi的樣本數(shù)占總樣本數(shù)的百分比。最后得到的收入相對剝奪指數(shù)取值范圍在0～1，其系數(shù)值越大，表示農(nóng)戶家庭收入不平等程度越高。2017年均值為0.56，與楊晶等[24]得到的0.55相差不大。

村莊層面收入不平等采用村莊內(nèi)部農(nóng)戶家庭人均收入的基尼系數(shù)表征。基尼系數(shù)指標(biāo)被廣泛用于衡量一個國家或地區(qū)居民收入差距，介于0～1之間，其系數(shù)值越大，表示居民收入不平等程度越高。

此外，上述指標(biāo)只能判定農(nóng)村內(nèi)部收入不平等程度，卻無法判定收入不平等變化是由高收入農(nóng)戶收入變化所致還是低收入農(nóng)戶收入變化所致，因此，本文還將農(nóng)戶人均年收入對數(shù)值作為被解釋變量，建立分位數(shù)回歸模型進(jìn)行具體檢驗。

（2） 農(nóng)地賦權(quán)。土地法律文書是國家賦予農(nóng)戶使其農(nóng)地權(quán)益免受侵害的重要憑證，仇童偉等[5]采用農(nóng)戶土地承包證書持有狀況表征國家法律賦權(quán)?；诖?，本文分別采用“ 您家耕地是否有農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)證”和“本村是否完成耕地確權(quán)登記頒證”衡量家庭層面和村莊層面農(nóng)地賦權(quán)狀況。在2017年的數(shù)據(jù)樣本中，已經(jīng)獲得農(nóng)地確權(quán)證書的農(nóng)戶家庭占全部家庭的67.83%，還有32.17%的農(nóng)戶家庭未獲得農(nóng)地確權(quán)證書。已經(jīng)獲得農(nóng)地確權(quán)證書的農(nóng)戶家庭收入相對剝奪指數(shù)的均值為0.55，比未獲得農(nóng)地確權(quán)證書的農(nóng)戶家庭收入相對剝奪指數(shù)的均值小0.03，可以初步判斷農(nóng)地確權(quán)證書負(fù)向影響農(nóng)戶家庭收入相對剝奪指數(shù)。

（3）機(jī)制變量。農(nóng)地賦權(quán)不僅能夠產(chǎn)生直接效應(yīng)，還能夠通過影響“努力”因素作用于收入不平等。對農(nóng)戶而言，土地和勞動力要素的重新配置體現(xiàn)了農(nóng)戶就業(yè)選擇方式，即可能產(chǎn)生擴(kuò)大耕地面積進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和勞動力非農(nóng)就業(yè)兩種行為。因此，分別將農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積和勞動力轉(zhuǎn)移情況作為中介變量。在界定勞動力轉(zhuǎn)移方面，本文主要采用家庭勞動力居住在其他鄉(xiāng)鎮(zhèn)的人員數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比例衡量，原因是在一定程度上，勞動力轉(zhuǎn)移的數(shù)量和規(guī)模能夠代表家庭非農(nóng)雇傭的水平[12]。此外，采用從事非農(nóng)就業(yè)的家庭成員占家庭人數(shù)的比例進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

（4）控制變量?；诩彝用娣治鍪杖氩黄降冗x取的控制變量主要包括戶主性別、年齡、家庭勞動力占比、家庭資本、金融情況以及村莊經(jīng)濟(jì)等變量[25]。其中，家庭資本變量是影響農(nóng)戶收入不平等的重要微觀因素，鑒于數(shù)據(jù)限制，本文涉及的資本變量包括人力資本、物質(zhì)資本和政治資本。教育和健康是人力資本的重要組成部分。政治資本主要指是否有家庭成員是黨員以及是否有家庭成員是村干部。物質(zhì)資本主要指生產(chǎn)性固定資產(chǎn)價值，還包括家庭人均耕地面積?；诖迩f層面分析收入不平等的控制變量主要選取村莊教育結(jié)構(gòu)、勞動力結(jié)構(gòu)、社保情況、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等內(nèi)容[26]。主要變量的含義及描述性統(tǒng)計見表1和表2。

表2 村莊層面分析涉及的變量定義與描述性統(tǒng)計分析結(jié)果Tab.2 Variable definition and descriptive statistical analysis results involved in the village level

3.2.2 實證策略

（1）基準(zhǔn)模型。相對剝奪指數(shù)和基尼系數(shù)核心被解釋變量均為取值介于0～1之間的連續(xù)變量，因此，本文主要采用OLS方法分析農(nóng)地賦權(quán)對農(nóng)戶收入不平等的影響，基準(zhǔn)模型設(shè)定為：

式（2）中：inequalityi表示衡量農(nóng)村內(nèi)部收入不平等變量；Xi表示家庭層面或村莊層面農(nóng)地賦權(quán)變量；Zi表示一系列影響收入不平等的農(nóng)戶、家庭和村莊特征變量；?i表示隨機(jī)擾動項；α為常數(shù)項；β1、βi表示待估參數(shù)。

（2）分位數(shù)回歸模型。相比于普通最小二乘法，該方法不要求很強(qiáng)的分布假設(shè)，在隨機(jī)擾動項非正態(tài)分布的情況下，其估計量更有效，可用于分析農(nóng)地賦權(quán)對處于不同收入分位數(shù)上的農(nóng)戶家庭的收入水平的影響。

式（3）中：Qτ（Y|X）表示農(nóng)戶在τ分位數(shù)上的人均收入對數(shù)；Xi表示家庭農(nóng)地賦權(quán)變量；Zi表示影響農(nóng)戶收入的控制變量；?τ表示隨機(jī)擾動項；ατ為常數(shù)項；βτ、γτ表示待估參數(shù)。

（3）中介效應(yīng)模型。基于農(nóng)地賦權(quán)通過促進(jìn)農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的假設(shè)分析，采用中介效應(yīng)模型檢驗農(nóng)地流轉(zhuǎn)和勞動力轉(zhuǎn)移的具體作用機(jī)制。首先檢驗式（2）的直接效應(yīng)，其次通過式（4）和式（5）檢驗間接效應(yīng)。

式（4）—式（5）中：Mi表示中介變量，分別通過耕地轉(zhuǎn)入面積和勞動力轉(zhuǎn)移比例衡量，二者均為連續(xù)變量，因而，式（4）均主要采用OLS方法進(jìn)行回歸分析。Xi表示家庭農(nóng)地賦權(quán)變量；Zi為相應(yīng)的控制變量；α表示常數(shù)項；β1、β2、βi為待估參數(shù)；?i為隨機(jī)擾動項。在式（2）通過檢驗的前提下，若式（4）和式（5）中的β1和β2分別顯著，表示存在中介效應(yīng)。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 農(nóng)地賦權(quán)與收入不平等

4.1.1 農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的影響

表3匯報了農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的影響。首先，采用OLS方法考察家庭層面農(nóng)地賦權(quán)對相對剝奪指數(shù)的影響，回歸結(jié)果表明相比于未領(lǐng)取農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書的農(nóng)戶家庭，領(lǐng)取的農(nóng)戶家庭相對收入剝奪指數(shù)更小，并且這種影響在10%的水平上顯著。相對剝奪指數(shù)越大，反映了在特定群組內(nèi)，農(nóng)戶家庭相對于其他參照群體而言的收入劣勢越大，即收入不平等程度越高；反之則表明收入不平等程度越低。因而，農(nóng)戶家庭層面的回歸結(jié)果證實了頒發(fā)農(nóng)地確權(quán)證書有助于降低農(nóng)戶的相對剝奪指數(shù)，即農(nóng)地賦權(quán)抑制了農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。其次，采用基尼系數(shù)從村莊層面檢驗農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的影響，OLS回歸結(jié)果表明村莊開展確權(quán)工作能夠在10%的顯著性水平上降低基尼系數(shù)，意味著農(nóng)地賦權(quán)抑制農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的作用得到村莊層面數(shù)據(jù)的檢驗。因此，國家在法律層面賦予農(nóng)戶農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性、穩(wěn)定性和完整性，保障農(nóng)戶土地權(quán)益和激勵農(nóng)戶重新配置家庭資源，打破了制約農(nóng)戶發(fā)展的土地制度約束，將有助于農(nóng)戶內(nèi)部發(fā)展公平，縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距。

表3 農(nóng)地賦權(quán)與收入不平等Tab.3 Farmland empowerment and income inequality

為檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性，首先，采用傾向得分匹配（PSM）方法對家庭層面農(nóng)地確權(quán)對相對剝奪指數(shù)的影響進(jìn)行檢驗，結(jié)果表明農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶家庭的相對剝奪指數(shù)的影響依舊顯著。其次，遵循已有文獻(xiàn)的思路[27-28]和既有數(shù)據(jù)，將同村其他農(nóng)戶農(nóng)地確權(quán)率以及省內(nèi)其他村莊的農(nóng)地確權(quán)率分別作為家庭層面和村莊層面分析的工具變量，采用二階段最小二乘法（2SLS）、對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）和兩步最優(yōu)GMM進(jìn)行檢驗。針對家庭層面的分析，異方差穩(wěn)健的DWH檢驗的p值為0.71，大于0.05，故可認(rèn)為農(nóng)地確權(quán)對相對剝奪指數(shù)的影響不存在顯著的內(nèi)生性。這一結(jié)果與部分文獻(xiàn)的觀點一致，即認(rèn)為農(nóng)戶行為不影響農(nóng)地確權(quán)證書的頒發(fā)，證書對農(nóng)戶而言可被視為政策性外生變量[7]。針對村莊層面的分析，DWH檢驗的p值為0.04，小于0.05，故可認(rèn)為村莊層面農(nóng)地確權(quán)對收入不平等的影響存在顯著的內(nèi)生性，而且檢驗結(jié)果拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)。最終的回歸結(jié)果表明，相比于未開展農(nóng)地確權(quán)的村莊，開展農(nóng)地確權(quán)的村莊依舊顯著降低了基尼系數(shù)，即農(nóng)地賦權(quán)抑制農(nóng)戶收入不平等的回歸結(jié)果穩(wěn)健。但是采用工具變量法的估計系數(shù)絕對值和顯著性均強(qiáng)于OLS回歸結(jié)果，這表明工具變量解決的主要問題是遺漏變量問題[28]。綜上所述，農(nóng)地賦權(quán)抑制農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的積極作用是穩(wěn)健的。

此外，根據(jù)農(nóng)戶獲得農(nóng)地確權(quán)證書的時間特征，能夠進(jìn)一步得到農(nóng)地賦權(quán)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等作用的滯后效應(yīng)。表4全樣本回歸結(jié)果顯示，與未獲得農(nóng)地確權(quán)證書的農(nóng)戶相比，獲得農(nóng)地確權(quán)證書的時間超過5年（≥5年）的農(nóng)戶更可能具有較低的相對剝奪指數(shù)。這表明確權(quán)時間超過5年后，農(nóng)地賦權(quán)抑制農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的作用更顯著。依據(jù)農(nóng)戶獲得農(nóng)地確權(quán)證書的時間是否超過5年進(jìn)行分組回歸，結(jié)果顯示，5年之內(nèi)農(nóng)地賦權(quán)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的作用并不顯著，而超過5年后，農(nóng)地賦權(quán)能夠在5%的顯著性水平抑制農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。上述結(jié)果均表明農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的作用存在滯后效應(yīng)，可能的原因是，只有在長期內(nèi)，農(nóng)戶真正認(rèn)同農(nóng)地確權(quán)證書帶來的法律賦權(quán)效力時，才會對通過重新配置家庭土地和勞動力資源獲得穩(wěn)定預(yù)期收益產(chǎn)生信心，進(jìn)而農(nóng)地賦權(quán)對社會公平起到積極作用。

表4 農(nóng)地賦權(quán)的滯后效應(yīng)Tab.4 Lagging effect of farmland empowerment

上述結(jié)果表明，作為影響收入不平等的外在因素，農(nóng)地賦權(quán)通過增加產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，即完整性和安全性，抑制了收入不平等。進(jìn)一步地，為檢驗農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的抑制作用源于高收入農(nóng)戶收入降低還是低收入農(nóng)戶收入升高，表5匯報了農(nóng)地賦權(quán)對不同收入分位點農(nóng)戶家庭人均收入對數(shù)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地賦權(quán)顯著提高了25分位點農(nóng)戶的家庭收入水平，卻未顯著提高中等收入農(nóng)戶和較高收入農(nóng)戶的家庭收入水平。這意味著農(nóng)地賦權(quán)可能通過提高產(chǎn)權(quán)權(quán)能的完整性和清晰界定產(chǎn)權(quán)邊界降低產(chǎn)權(quán)交易成本，促進(jìn)低收入農(nóng)戶重新配置家庭資源，進(jìn)而提高其收入，縮小其與中高收入農(nóng)戶的收入差距，抑制農(nóng)村內(nèi)部收入不平等。而農(nóng)地賦權(quán)未能顯著促進(jìn)較高收入農(nóng)戶家庭收入水平的原因可能是農(nóng)戶收入水平較高意味著農(nóng)戶已經(jīng)向高收入地區(qū)或行業(yè)轉(zhuǎn)移，或者具備適量的農(nóng)地規(guī)模，農(nóng)地流轉(zhuǎn)或勞動力轉(zhuǎn)移將帶來較高的機(jī)會成本，導(dǎo)致農(nóng)地賦權(quán)對其收入影響的邊際效應(yīng)不顯著。

表5 分位數(shù)回歸結(jié)果Tab.5 Quantile regression results

最后對表5展示的以相對剝奪指數(shù)為被解釋變量得到的回歸結(jié)果的控制變量進(jìn)行分析。家庭勞動力人數(shù)占比增加在1%的顯著性水平上抑制農(nóng)戶收入不平等。人力資本方面，健康資本和教育資本的增加均在1%的顯著性水平上抑制農(nóng)戶收入不平等。上述因素均有助于農(nóng)戶獲得更高收入，降低其收入相對剝奪感，抑制收入不平等。政治資本方面，家庭成員有村干部或黨員均能夠顯著抑制其收入不平等。農(nóng)戶擁有更多的政治資本意味著其擁有更多的信息、資金來源和更廣的社會網(wǎng)絡(luò)，由此降低其收入差距。物質(zhì)資本方面，家庭人均耕地面積增加和生產(chǎn)性固定資產(chǎn)增加均有助于降低農(nóng)戶收入不平等，更多的物質(zhì)資本為其通過生產(chǎn)性行為獲得更高收入提供了可能。此外，其他變量方面，家庭擁有更多的負(fù)債將促進(jìn)農(nóng)戶收入不平等，享受了惠農(nóng)政策和處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較好的村莊或區(qū)域均有助于抑制農(nóng)戶收入不平等，這一結(jié)果與現(xiàn)實情況相符。

4.1.2 間接作用機(jī)制分析

表6匯報了農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積和勞動力轉(zhuǎn)移的中介作用機(jī)制，模型中的控制變量依據(jù)其核心解釋變量和被解釋變量變動。首先，農(nóng)地賦權(quán)對農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積的影響未通過顯著性檢驗，表明農(nóng)地賦權(quán)未通過擴(kuò)大農(nóng)戶耕地面積影響收入不平等。雖然農(nóng)地賦權(quán)從法律層面賦予農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)權(quán)，但卻沒有激勵農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地，擴(kuò)大耕地規(guī)模?？赡艿脑蚴寝r(nóng)地的人格化財產(chǎn)特征使得農(nóng)戶對其具有較強(qiáng)的稟賦效應(yīng)，從而增加農(nóng)地交易成本，抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)。此外，由于中國農(nóng)地呈現(xiàn)面積小、細(xì)碎化的特征，普通農(nóng)戶很難通過擴(kuò)大耕地規(guī)模獲得比勞動力外出就業(yè)更多的收入，這一特征決定了勞動力轉(zhuǎn)移更可能成為農(nóng)戶增收的主要渠道。其次，分別采用OLS方法和Tobit方法得到農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的影響結(jié)果，勞動力轉(zhuǎn)移分別通過居住在其他鄉(xiāng)鎮(zhèn)的家庭人員占比和非農(nóng)就業(yè)人員占比兩個變量進(jìn)行衡量；最后，將農(nóng)地賦權(quán)和勞動力轉(zhuǎn)移變量納入同一模型，考察其對相對剝奪指數(shù)的影響。農(nóng)地賦權(quán)和勞動力轉(zhuǎn)移均通過了顯著性檢驗，即農(nóng)地賦權(quán)促進(jìn)了家庭勞動力轉(zhuǎn)移，并且隨著家庭勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模的增加，收入相對剝奪指數(shù)下降，證實了農(nóng)地賦權(quán)通過促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移抑制收入不平等的作用機(jī)制。這表明，一方面，農(nóng)地賦權(quán)通過賦予和保障土地產(chǎn)權(quán)的安全性和穩(wěn)定性，打破了束縛農(nóng)戶就業(yè)選擇的土地要素“環(huán)境”因素，為農(nóng)戶選擇非農(nóng)就業(yè)提供了保障；另一方面，農(nóng)地賦權(quán)通過促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移起到了縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距的作用。

表6 機(jī)制分析Tab.6 Mechanism analysis

4.2 基于家庭異質(zhì)性的進(jìn)一步分析

上文基于機(jī)會不平等視角分析了農(nóng)地賦權(quán)對收入不平等的影響，理論與實證分析均支持農(nóng)地賦權(quán)“環(huán)境”因素能夠抑制農(nóng)村內(nèi)部收入不平等，并且為農(nóng)戶自由就業(yè)提供了機(jī)會，即通過促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移發(fā)揮了其積極作用。然而，一方面，具有不同家庭特征的農(nóng)戶對農(nóng)地賦權(quán)的反應(yīng)不同，將影響其勞動力轉(zhuǎn)移情況；另一方面，農(nóng)地賦權(quán)僅為農(nóng)戶自由選擇外出就業(yè)提供了土地要素保障和可流動性機(jī)會，卻無法進(jìn)一步干涉農(nóng)戶能否順利進(jìn)入非農(nóng)勞動力市場并保障農(nóng)戶獲得更高的收入。而人力資本、政治資本等家庭資本特征被證實是影響勞動力外出就業(yè)的重要微觀因素[29-30]，因此，本文借助調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)一步檢驗家庭資本特征在農(nóng)地賦權(quán)通過勞動力轉(zhuǎn)移影響收入不平等的機(jī)制中所發(fā)揮的作用。具體模型設(shè)置如下：

式（6）—式（7）中：inequalityi、Mi、Xi、Ui分別表示相對剝奪指數(shù)、勞動力轉(zhuǎn)移中介變量、農(nóng)地賦權(quán)和家庭資本調(diào)節(jié)變量；Zi為相應(yīng)的控制變量；α為常數(shù)項；?i為隨機(jī)擾動項。參考溫忠麟等[31]的做法，分別檢驗系數(shù)γ1和δ4、γ3和δ3、γ3和δ4，如果至少一組顯著，則證明勞動力轉(zhuǎn)移的中介效應(yīng)受到了家庭資本特征的調(diào)節(jié)。

首先，依據(jù)式（6）檢驗家庭資本特征是否影響農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的作用強(qiáng)度。表7匯報了勞動力轉(zhuǎn)移模型中依次加入農(nóng)地賦權(quán)與家庭資本特征的交互項后的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，農(nóng)地賦權(quán)分別與勞均受教育程度和干部戶的交互項均顯著大于零，家庭耕地面積與農(nóng)地賦權(quán)的交互項顯著小于零，即對于勞均受教育程度較高、家庭成員有村干部、家庭耕地面積較小的農(nóng)戶家庭而言，農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的正向促進(jìn)作用更強(qiáng)。這意味著，一方面，家庭人力資本和政治資本的增加有助于增強(qiáng)農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用，而后者通常被視為非市場化因素，其所發(fā)揮的積極作用是勞動力市場發(fā)展不健全的表現(xiàn)[32]。因而，政府應(yīng)該有針對性地提升農(nóng)戶家庭人力資本，同時完善勞動力市場機(jī)制，減少政治資本對市場的干預(yù)。另一方面，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性物質(zhì)資本的增加將減弱農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用，這表明政府應(yīng)出臺更完善的土地流轉(zhuǎn)政策，引導(dǎo)和支持有意愿外出的勞動力轉(zhuǎn)出農(nóng)地，釋放農(nóng)業(yè)勞動力。

表7 農(nóng)地賦權(quán)與勞動力轉(zhuǎn)移中的家庭異質(zhì)性分析Tab.7 Analysis of family heterogeneity in farmland empowerment and labor transfer

其次，依據(jù)式（7）檢驗家庭資本特征是否通過影響農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的作用強(qiáng)度而進(jìn)一步影響了收入不平等。表8匯報了在收入不平等模型中加入勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)戶家庭資本特征的交互項后的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，加入勞動力轉(zhuǎn)移分別與勞均受教育狀況、干部戶和黨員戶的交互項后，勞動力轉(zhuǎn)移依舊顯著影響收入不平等，即勞均受教育程度的增加、家庭成員中有村干部能夠通過增強(qiáng)農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用而抑制收入不平等。因而，家庭人力資本和政治資本在農(nóng)地賦權(quán)影響收入不平等的間接機(jī)制中發(fā)揮了作用。此外，勞動力轉(zhuǎn)移與勞均受教育程度的交互項系數(shù)顯著，表明勞均受教育程度因素還在農(nóng)地賦權(quán)通過勞動力轉(zhuǎn)移影響收入不平等的后半路徑發(fā)揮了作用。可見，在所有家庭資本特征變量中，農(nóng)戶受教育狀況對農(nóng)地賦權(quán)通過勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村內(nèi)部收入不平等起到了最為重要的作用，提升農(nóng)戶受教育水平對充分發(fā)揮農(nóng)地制度改革績效、促進(jìn)勞動力外出就業(yè)、縮小收入差距具有重要作用。

表8 農(nóng)地賦權(quán)與收入不平等中的家庭異質(zhì)性分析Tab.8 Analysis of family heterogeneity in farmland empowerment and income inequality

5 結(jié)論與政策啟示

本文從機(jī)會不平等理論出發(fā)，分析了農(nóng)地賦權(quán)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的作用機(jī)制，一定程度上彌補(bǔ)了農(nóng)地賦權(quán)增收效應(yīng)相關(guān)研究的空白，回應(yīng)了農(nóng)地賦權(quán)是否以犧牲平等為代價提高效率的問題，并揭示了其家庭異質(zhì)性。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)地賦權(quán)顯著抑制了農(nóng)村內(nèi)部收入不平等，而且具有顯著的滯后效應(yīng)，主要通過提高低收入農(nóng)戶群體收入水平發(fā)揮作用；背后的機(jī)制是農(nóng)地賦權(quán)打破了約束農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的土地要素制約，激勵農(nóng)戶外出就業(yè)，進(jìn)而降低農(nóng)戶內(nèi)部收入差距。此外，具有較高人力資本和政治資本的農(nóng)戶，農(nóng)地賦權(quán)對促進(jìn)其勞動力轉(zhuǎn)移和抑制其收入不平等的作用更強(qiáng)。因此本文認(rèn)為，農(nóng)地賦權(quán)有助于實現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的均衡。

基于上述結(jié)論，得到以下啟示。首先，農(nóng)地賦權(quán)抑制了農(nóng)村內(nèi)部收入不平等，表明農(nóng)地賦權(quán)政策對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和均衡具有一定的積極性。因此，應(yīng)堅持當(dāng)前農(nóng)村土地制度改革方向，深化農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革，賦予和保障農(nóng)戶更多的自由處置土地的權(quán)利。其次，農(nóng)地賦權(quán)通過促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移傳導(dǎo)了對收入不平等的抑制作用，農(nóng)戶政治資本的提升增強(qiáng)了這一傳導(dǎo)作用。因此，應(yīng)完善勞動力要素市場，公平地提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，為農(nóng)戶通過非農(nóng)就業(yè)實現(xiàn)增收和縮小階層差距創(chuàng)造有利的環(huán)境。最后，農(nóng)戶教育資本的提升有助于增強(qiáng)農(nóng)地賦權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的促進(jìn)作用和對收入不平等的抑制作用。因此，應(yīng)增加農(nóng)村教育投資，提升農(nóng)村勞動力受教育水平。