农地赋权与农村内部收入不平等——基于农地流转与劳动力转移的中介作用

牛坤在，许恒周

（天津大学管理与经济学部，天津 300072）

1 引言

自20世纪70年代末以来，中国农村收入分配不平等呈现不断恶化的趋势[1]。2000年中国农村20%高收入户与20%低收入户的人均纯收入差为6.47倍，2019年扩大至8.46倍[2]。农村内部收入不平等加剧意味着收入向少数农村居民流动，将造成严重的阶层分化。这不仅会降低农村居民获得感、幸福感和安全感，还会对经济发展和社会稳定产生严重后果。在中国经济社会发展的重要转折时期，缩小不同阶层收入差距、提高中低收入群体收入、扩大中等收入群体规模对实现共同富裕和增进民生福祉至关重要。

产权是促进经济发展的重要因素。家庭联产承包责任制将农地承包经营权落实到户，起到了公平分配生产资料，抑制农村收入不平等的积极作用[3]。以激活农地经营权为核心的“三权分置”改革，是继家庭联产承包责任制改革后，国家治理现代化条件下增强产权经济属性、弱化其社会属性的表现[4]。“十四五”规划指出“探索通过土地、资本等要素使用权、收益权增加中低收入群体要素收入”，其核心要义之一就是通过农地赋权激活土地等要素流动性，提高产权主体收入水平，抑制收入不平等。农地赋权是国家以农村土地集体所有制为前提，将农地确权颁证作为主要手段，从法律层面赋予和保障农户土地经营权、收益权等权能并落实到户，以增强产权主体对土地等要素的自主决定和处置能力的过程[5]。这将改变农村土地的原有分配结构和农户生计模式，进而对收入不平等产生影响。但却鲜有文献分析农地赋权对收入不平等的影响及其作用机制。虽然高帆等采用FY方法测算得到2015年农地确权对我国农户收入不平等的贡献率为0.182%，却未对此做进一步的分析和解释[6]。

农地流转和劳动力转移是农地赋权影响农户家庭收入的关键传导路径，因而可将与本文主题相关的文献划分为农地赋权与农地流转、劳动力转移，要素流动与收入不平等两类，相关研究成果日益丰硕。一方面，虽然农地赋权对农地流转和劳动力转移的研究结论尚未统一，但主流观点支持农地赋权通过强化农地产权安全性、稳定性和排他性，激励农户优化家庭要素配置行为，即农地赋权有助于农地流转[7]和劳动力转移[8]。另一方面，既有文献不断细化农地流转和劳动力转移对收入不平等的影响。首先，关于农地流转方面，一种观点支持农地流转对整体收入分配发挥均衡作用。如ZHANG[9]发现，农地通过流向非农收入来源较少的农户，提高这类农户耕地和农业收入份额，抵消他们在非农收入渠道方面的劣势，进而降低农村收入差距。另一种观点认为，发展中地区普遍存在要素市场不完善的问题[10]，由于高收入农户所具备的资本优势和能力，其流转土地数量多、获益多，加剧了农村收入差距[2]。在此基础上，部分学者细分了农地转入与农地转出的影响[11]。其次，有关劳动力转移方面，现有研究表明，虽然劳动力非农转移是提高贫困群体经济水平的潜在方式[12]，但是劳动力转移获得非农收入在总收入中所占份额的增加可能会加剧收入不平等，其主要原因是贫穷的农户通常缺乏非农收入来源[13]。与之相反的观点认为，农户是基于理性选择较高预期回报的生计方式，并且贫穷家庭将从劳动力转移中获得好处[14]，因而适量规模的劳动力转移对低收入家庭和中等收入家庭的发展有显著的促进作用[15]。

鉴于此，本文关注的核心问题是农地赋权的收入分配不平等问题，分别考察农地流转和劳动力转移的作用机制。具体而言，首先，基于“环境—努力”二元因素机会不平等理论视角，梳理农地赋权与收入不平等的关系；其次，借助2017年浙江大学中国农村家庭追踪调查数据，实证考察农地赋权对收入不平等的影响及其作用机制；最后，针对不同家庭资本特征进行异质性分析。与既有文献相比，本文的创新体现在以下两点：第一，将农地赋权、要素流动与收入不平等纳入同一研究框架，回应了农地赋权带来经济效率提升是否以牺牲平等为代价这一关键问题。伴随工业化、城镇化和农业现代化的发展，农村土地所表现出来的经济属性促使我们关注更高水平的均衡问题，即是否能够通过农地赋权让农户可以从土地中公平地获得更高水平的回报，从而抑制收入不平等[16]。第二，不仅采用基尼系数从村庄层面考察农地赋权对收入差距的影响，还采用收入相对剥夺指数捕捉微观层面收入不平等问题，并且通过农户特征细化农地赋权与收入不平等的微观机制研究，而这被大多数文献所忽略。

2 理论分析

农地赋权是指国家在法律层面赋予并保障农户土地使用权、收益权、配置权等产权权利束。其不仅从法律层面明确了农户在承包期限内使用土地的合法地位，赋予了农户更多的土地财产权利[17]，还以农地确权为主要手段，延长土地承包期限，明晰地块面积、界限、空间位置，建立更完善的土地信息公开制度，提高了土地产权安全性、稳定性和排他性。依据ROEMER[18]提出的“环境—努力”二元因素机会不平等理论，“环境”因素和“努力”因素是造成微观个体收入不平等的主要因素。前者包含文化、种族、制度等不可控制的外在因素，这类因素造成的不平等被称为机会不平等，是不公正的，应该被消除；后者包含工作时间、职业选择等个人行为因素，其造成的收入不平等是公正的，由个体负责。“环境”因素还能够通过影响“努力”因素间接影响收入不平等[19]。

因而，农地赋权是影响收入不平等的外在“环境”因素，通过加强农地产权完整性和安全性影响收入不平等。其作用路径是通过赋予产权主体自由行动空间，提高行为主体按其自己的决定和计划行事的可能性[20]，即为农户自由选择农地流转和劳动力转移提供了制度保障。当低收入农户在重新配置家庭资源的过程中获得比高收入农户更多的收入时，其收入差距缩小，农地赋权便发挥了抑制农村内部收入不平等的积极作用。

具体而言，低收入农户具备较低的财富水平和获取市场信息的能力等方面劣势，在土地流转中拥有更小的竞争力[21]，而且由于其对农地依赖程度较高，失地风险对其冲击较大，产权不明晰阻碍了农户的农业投资及劳动力向非农部门转移，这些特征决定了低收入农户参与农地流转或劳动力转移时面临更大的阻碍。而农地赋权通过赋予农户土地财产权利和稳定安全的土地承包权，一方面，在一定程度上解决了低收入农户所面临的土地交易费用高的问题，而且通过提高农户对农业投资获得稳定收益的信心，激发其从事农业生产的积极性。另一方面，解决了约束农户释放农业劳动力的土地纠纷问题[22]。因此，农地赋权将激励具有不同就业优势的低收入农户家庭重新分配家庭土地和劳动力要素资源，实现经济最大化。在经济人假设的前提下，具有农业生产优势且受到农地面积约束的农户由于农地产权排他性得到提高，更愿意积极地从事农业生产经营活动，进而转入农地，扩大农地经营规模，实现规模经济效应，最终获得更多的经营性财产；具有非农就业优势的农户由于农地产权安全性得到保障，降低了农地流转风险、被征收和被调整风险，农户倾向转出农地[23]，通过转移劳动力获得农地租金和工资性收入提高家庭收入水平，抑制收入不平等。

基于上述分析，本文认为农地赋权将通过提高低收入农户收入抑制收入不平等，其作用机制是促进农户参与农地流转和劳动力转移。

3 数据来源与研究设计

3.1 数据来源

数据来源于浙江大学中国家庭大数据库（CFD）和西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心的中国家庭金融（CHFS）调查合成的2017年中国农村家庭追踪调查数据（CRHPS）。该数据每两年开展一次，调研问卷包括个人问卷、家庭问卷和村庄（社区）问卷。个人问卷涉及了个人就业、健康、养老等基本内容，家庭问卷涉及了家庭基本结构、财富、土地利用方式、房产、负债等家庭信息，村庄（社区）问卷涉及了村庄基本特征、民主状况、村庄治理、基础设施建设等信息。2017年调查数据涉及全国29个省（市、区）的农村样本，实际居住在农村的农村家庭样本共12 732个家庭45 067人。在删除异常值和缺失值数据后，得到拥有耕地承包权的农村家庭样本5 899个。

3.2 研究设计

3.2.1 变量定义与描述

（1） 收入不平等。首先从整体考察农地赋权对收入不平等的影响，分别采用Kakwani相对剥夺指数和基尼系数表征农户家庭和村庄层面收入不平等。

根据相对剥夺理论，在特定群组中，收入水平较高的农户家庭拥有更低的收入劣势，其遭受的收入相对剥夺越低，收入不平等程度越低[24]。本文采用Kakwani收入相对剥夺指数，将同村农户家庭选为参照群组，每个农户家庭与参照群中比其收入高的其他家庭进行比较，进而得到收入相对剥夺指数。具体的计算方式如下：

式（1）中：xi表示将n组样本按收入升序后的第i个样本家庭年收入；X表示选定的参照群组；μX表示X中所有农户家庭收入均值；表示X中收入超过x的j其他样本收入均值；表示X中收入超过xi的样本数占总样本数的百分比。最后得到的收入相对剥夺指数取值范围在0～1，其系数值越大，表示农户家庭收入不平等程度越高。2017年均值为0.56，与杨晶等[24]得到的0.55相差不大。

村庄层面收入不平等采用村庄内部农户家庭人均收入的基尼系数表征。基尼系数指标被广泛用于衡量一个国家或地区居民收入差距，介于0～1之间，其系数值越大，表示居民收入不平等程度越高。

此外，上述指标只能判定农村内部收入不平等程度，却无法判定收入不平等变化是由高收入农户收入变化所致还是低收入农户收入变化所致，因此，本文还将农户人均年收入对数值作为被解释变量，建立分位数回归模型进行具体检验。

（2） 农地赋权。土地法律文书是国家赋予农户使其农地权益免受侵害的重要凭证，仇童伟等[5]采用农户土地承包证书持有状况表征国家法律赋权。基于此，本文分别采用“ 您家耕地是否有农村土地承包经营权证”和“本村是否完成耕地确权登记颁证”衡量家庭层面和村庄层面农地赋权状况。在2017年的数据样本中，已经获得农地确权证书的农户家庭占全部家庭的67.83%，还有32.17%的农户家庭未获得农地确权证书。已经获得农地确权证书的农户家庭收入相对剥夺指数的均值为0.55，比未获得农地确权证书的农户家庭收入相对剥夺指数的均值小0.03，可以初步判断农地确权证书负向影响农户家庭收入相对剥夺指数。

（3）机制变量。农地赋权不仅能够产生直接效应，还能够通过影响“努力”因素作用于收入不平等。对农户而言，土地和劳动力要素的重新配置体现了农户就业选择方式，即可能产生扩大耕地面积进行农业生产和劳动力非农就业两种行为。因此，分别将农地转入面积和劳动力转移情况作为中介变量。在界定劳动力转移方面，本文主要采用家庭劳动力居住在其他乡镇的人员数占家庭总人数的比例衡量，原因是在一定程度上，劳动力转移的数量和规模能够代表家庭非农雇佣的水平[12]。此外，采用从事非农就业的家庭成员占家庭人数的比例进行稳健性检验。

（4）控制变量。基于家庭层面分析收入不平等选取的控制变量主要包括户主性别、年龄、家庭劳动力占比、家庭资本、金融情况以及村庄经济等变量[25]。其中，家庭资本变量是影响农户收入不平等的重要微观因素，鉴于数据限制，本文涉及的资本变量包括人力资本、物质资本和政治资本。教育和健康是人力资本的重要组成部分。政治资本主要指是否有家庭成员是党员以及是否有家庭成员是村干部。物质资本主要指生产性固定资产价值，还包括家庭人均耕地面积。基于村庄层面分析收入不平等的控制变量主要选取村庄教育结构、劳动力结构、社保情况、经济发展水平等内容[26]。主要变量的含义及描述性统计见表1和表2。

表2 村庄层面分析涉及的变量定义与描述性统计分析结果Tab.2 Variable definition and descriptive statistical analysis results involved in the village level

3.2.2 实证策略

（1）基准模型。相对剥夺指数和基尼系数核心被解释变量均为取值介于0～1之间的连续变量，因此，本文主要采用OLS方法分析农地赋权对农户收入不平等的影响，基准模型设定为：

式（2）中：inequalityi表示衡量农村内部收入不平等变量；Xi表示家庭层面或村庄层面农地赋权变量；Zi表示一系列影响收入不平等的农户、家庭和村庄特征变量；ϵi表示随机扰动项；α为常数项；β1、βi表示待估参数。

（2）分位数回归模型。相比于普通最小二乘法，该方法不要求很强的分布假设，在随机扰动项非正态分布的情况下，其估计量更有效，可用于分析农地赋权对处于不同收入分位数上的农户家庭的收入水平的影响。

式（3）中：Qτ（Y|X）表示农户在τ分位数上的人均收入对数；Xi表示家庭农地赋权变量；Zi表示影响农户收入的控制变量；ϵτ表示随机扰动项；ατ为常数项；βτ、γτ表示待估参数。

（3）中介效应模型。基于农地赋权通过促进农户参与农地流转和劳动力转移影响农村内部收入不平等的假设分析，采用中介效应模型检验农地流转和劳动力转移的具体作用机制。首先检验式（2）的直接效应，其次通过式（4）和式（5）检验间接效应。

式（4）—式（5）中：Mi表示中介变量，分别通过耕地转入面积和劳动力转移比例衡量，二者均为连续变量，因而，式（4）均主要采用OLS方法进行回归分析。Xi表示家庭农地赋权变量；Zi为相应的控制变量；α表示常数项；β1、β2、βi为待估参数；ϵi为随机扰动项。在式（2）通过检验的前提下，若式（4）和式（5）中的β1和β2分别显著，表示存在中介效应。

4 实证结果与分析

4.1 农地赋权与收入不平等

4.1.1 农地赋权对收入不平等的影响

表3汇报了农地赋权对收入不平等的影响。首先，采用OLS方法考察家庭层面农地赋权对相对剥夺指数的影响，回归结果表明相比于未领取农地承包经营权证书的农户家庭，领取的农户家庭相对收入剥夺指数更小，并且这种影响在10%的水平上显著。相对剥夺指数越大，反映了在特定群组内，农户家庭相对于其他参照群体而言的收入劣势越大，即收入不平等程度越高；反之则表明收入不平等程度越低。因而，农户家庭层面的回归结果证实了颁发农地确权证书有助于降低农户的相对剥夺指数，即农地赋权抑制了农村内部收入不平等。其次，采用基尼系数从村庄层面检验农地赋权对收入不平等的影响，OLS回归结果表明村庄开展确权工作能够在10%的显著性水平上降低基尼系数，意味着农地赋权抑制农村内部收入不平等的作用得到村庄层面数据的检验。因此，国家在法律层面赋予农户农地产权安全性、稳定性和完整性，保障农户土地权益和激励农户重新配置家庭资源，打破了制约农户发展的土地制度约束，将有助于农户内部发展公平，缩小农村内部收入差距。

表3 农地赋权与收入不平等Tab.3 Farmland empowerment and income inequality

为检验上述结果的稳健性，首先，采用倾向得分匹配（PSM）方法对家庭层面农地确权对相对剥夺指数的影响进行检验，结果表明农地确权对农户家庭的相对剥夺指数的影响依旧显著。其次，遵循已有文献的思路[27-28]和既有数据，将同村其他农户农地确权率以及省内其他村庄的农地确权率分别作为家庭层面和村庄层面分析的工具变量，采用二阶段最小二乘法（2SLS）、对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法（LIML）和两步最优GMM进行检验。针对家庭层面的分析，异方差稳健的DWH检验的p值为0.71，大于0.05，故可认为农地确权对相对剥夺指数的影响不存在显著的内生性。这一结果与部分文献的观点一致，即认为农户行为不影响农地确权证书的颁发，证书对农户而言可被视为政策性外生变量[7]。针对村庄层面的分析，DWH检验的p值为0.04，小于0.05，故可认为村庄层面农地确权对收入不平等的影响存在显著的内生性，而且检验结果拒绝了存在弱工具变量的原假设。最终的回归结果表明，相比于未开展农地确权的村庄，开展农地确权的村庄依旧显著降低了基尼系数，即农地赋权抑制农户收入不平等的回归结果稳健。但是采用工具变量法的估计系数绝对值和显著性均强于OLS回归结果，这表明工具变量解决的主要问题是遗漏变量问题[28]。综上所述，农地赋权抑制农村内部收入不平等的积极作用是稳健的。

此外，根据农户获得农地确权证书的时间特征，能够进一步得到农地赋权对农村内部收入不平等作用的滞后效应。表4全样本回归结果显示，与未获得农地确权证书的农户相比，获得农地确权证书的时间超过5年（≥5年）的农户更可能具有较低的相对剥夺指数。这表明确权时间超过5年后，农地赋权抑制农村内部收入不平等的作用更显著。依据农户获得农地确权证书的时间是否超过5年进行分组回归，结果显示，5年之内农地赋权对农村内部收入不平等的作用并不显著，而超过5年后，农地赋权能够在5%的显著性水平抑制农村内部收入不平等。上述结果均表明农地赋权对收入不平等的作用存在滞后效应，可能的原因是，只有在长期内，农户真正认同农地确权证书带来的法律赋权效力时，才会对通过重新配置家庭土地和劳动力资源获得稳定预期收益产生信心，进而农地赋权对社会公平起到积极作用。

表4 农地赋权的滞后效应Tab.4 Lagging effect of farmland empowerment

上述结果表明，作为影响收入不平等的外在因素，农地赋权通过增加产权强度，即完整性和安全性，抑制了收入不平等。进一步地，为检验农地赋权对收入不平等的抑制作用源于高收入农户收入降低还是低收入农户收入升高，表5汇报了农地赋权对不同收入分位点农户家庭人均收入对数的影响。结果发现，农地赋权显著提高了25分位点农户的家庭收入水平，却未显著提高中等收入农户和较高收入农户的家庭收入水平。这意味着农地赋权可能通过提高产权权能的完整性和清晰界定产权边界降低产权交易成本，促进低收入农户重新配置家庭资源，进而提高其收入，缩小其与中高收入农户的收入差距，抑制农村内部收入不平等。而农地赋权未能显著促进较高收入农户家庭收入水平的原因可能是农户收入水平较高意味着农户已经向高收入地区或行业转移，或者具备适量的农地规模，农地流转或劳动力转移将带来较高的机会成本，导致农地赋权对其收入影响的边际效应不显著。

表5 分位数回归结果Tab.5 Quantile regression results

最后对表5展示的以相对剥夺指数为被解释变量得到的回归结果的控制变量进行分析。家庭劳动力人数占比增加在1%的显著性水平上抑制农户收入不平等。人力资本方面，健康资本和教育资本的增加均在1%的显著性水平上抑制农户收入不平等。上述因素均有助于农户获得更高收入，降低其收入相对剥夺感，抑制收入不平等。政治资本方面，家庭成员有村干部或党员均能够显著抑制其收入不平等。农户拥有更多的政治资本意味着其拥有更多的信息、资金来源和更广的社会网络，由此降低其收入差距。物质资本方面，家庭人均耕地面积增加和生产性固定资产增加均有助于降低农户收入不平等，更多的物质资本为其通过生产性行为获得更高收入提供了可能。此外，其他变量方面，家庭拥有更多的负债将促进农户收入不平等，享受了惠农政策和处于经济发展水平较好的村庄或区域均有助于抑制农户收入不平等，这一结果与现实情况相符。

4.1.2 间接作用机制分析

表6汇报了农地转入面积和劳动力转移的中介作用机制，模型中的控制变量依据其核心解释变量和被解释变量变动。首先，农地赋权对农地转入面积的影响未通过显著性检验，表明农地赋权未通过扩大农户耕地面积影响收入不平等。虽然农地赋权从法律层面赋予农户土地流转权，但却没有激励农户转入土地，扩大耕地规模。可能的原因是农地的人格化财产特征使得农户对其具有较强的禀赋效应，从而增加农地交易成本，抑制农地流转。此外，由于中国农地呈现面积小、细碎化的特征，普通农户很难通过扩大耕地规模获得比劳动力外出就业更多的收入，这一特征决定了劳动力转移更可能成为农户增收的主要渠道。其次，分别采用OLS方法和Tobit方法得到农地赋权对劳动力转移的影响结果，劳动力转移分别通过居住在其他乡镇的家庭人员占比和非农就业人员占比两个变量进行衡量；最后，将农地赋权和劳动力转移变量纳入同一模型，考察其对相对剥夺指数的影响。农地赋权和劳动力转移均通过了显著性检验，即农地赋权促进了家庭劳动力转移，并且随着家庭劳动力转移规模的增加，收入相对剥夺指数下降，证实了农地赋权通过促进劳动力转移抑制收入不平等的作用机制。这表明，一方面，农地赋权通过赋予和保障土地产权的安全性和稳定性，打破了束缚农户就业选择的土地要素“环境”因素，为农户选择非农就业提供了保障；另一方面，农地赋权通过促进劳动力转移起到了缩小农村内部收入差距的作用。

表6 机制分析Tab.6 Mechanism analysis

4.2 基于家庭异质性的进一步分析

上文基于机会不平等视角分析了农地赋权对收入不平等的影响，理论与实证分析均支持农地赋权“环境”因素能够抑制农村内部收入不平等，并且为农户自由就业提供了机会，即通过促进劳动力转移发挥了其积极作用。然而，一方面，具有不同家庭特征的农户对农地赋权的反应不同，将影响其劳动力转移情况；另一方面，农地赋权仅为农户自由选择外出就业提供了土地要素保障和可流动性机会，却无法进一步干涉农户能否顺利进入非农劳动力市场并保障农户获得更高的收入。而人力资本、政治资本等家庭资本特征被证实是影响劳动力外出就业的重要微观因素[29-30]，因此，本文借助调节效应模型进一步检验家庭资本特征在农地赋权通过劳动力转移影响收入不平等的机制中所发挥的作用。具体模型设置如下：

式（6）—式（7）中：inequalityi、Mi、Xi、Ui分别表示相对剥夺指数、劳动力转移中介变量、农地赋权和家庭资本调节变量；Zi为相应的控制变量；α为常数项；ϵi为随机扰动项。参考温忠麟等[31]的做法，分别检验系数γ1和δ4、γ3和δ3、γ3和δ4，如果至少一组显著，则证明劳动力转移的中介效应受到了家庭资本特征的调节。

首先，依据式（6）检验家庭资本特征是否影响农地赋权对劳动力转移的作用强度。表7汇报了劳动力转移模型中依次加入农地赋权与家庭资本特征的交互项后的回归结果。结果表明，农地赋权分别与劳均受教育程度和干部户的交互项均显著大于零，家庭耕地面积与农地赋权的交互项显著小于零，即对于劳均受教育程度较高、家庭成员有村干部、家庭耕地面积较小的农户家庭而言，农地赋权对劳动力转移的正向促进作用更强。这意味着，一方面，家庭人力资本和政治资本的增加有助于增强农地赋权对劳动力转移的促进作用，而后者通常被视为非市场化因素，其所发挥的积极作用是劳动力市场发展不健全的表现[32]。因而，政府应该有针对性地提升农户家庭人力资本，同时完善劳动力市场机制，减少政治资本对市场的干预。另一方面，家庭农业生产性物质资本的增加将减弱农地赋权对劳动力转移的促进作用，这表明政府应出台更完善的土地流转政策，引导和支持有意愿外出的劳动力转出农地，释放农业劳动力。

表7 农地赋权与劳动力转移中的家庭异质性分析Tab.7 Analysis of family heterogeneity in farmland empowerment and labor transfer

其次，依据式（7）检验家庭资本特征是否通过影响农地赋权对劳动力转移的作用强度而进一步影响了收入不平等。表8汇报了在收入不平等模型中加入劳动力转移与农户家庭资本特征的交互项后的回归结果。结果表明，加入劳动力转移分别与劳均受教育状况、干部户和党员户的交互项后，劳动力转移依旧显著影响收入不平等，即劳均受教育程度的增加、家庭成员中有村干部能够通过增强农地赋权对劳动力转移的促进作用而抑制收入不平等。因而，家庭人力资本和政治资本在农地赋权影响收入不平等的间接机制中发挥了作用。此外，劳动力转移与劳均受教育程度的交互项系数显著，表明劳均受教育程度因素还在农地赋权通过劳动力转移影响收入不平等的后半路径发挥了作用。可见，在所有家庭资本特征变量中，农户受教育状况对农地赋权通过劳动力转移影响农村内部收入不平等起到了最为重要的作用，提升农户受教育水平对充分发挥农地制度改革绩效、促进劳动力外出就业、缩小收入差距具有重要作用。

表8 农地赋权与收入不平等中的家庭异质性分析Tab.8 Analysis of family heterogeneity in farmland empowerment and income inequality

5 结论与政策启示

本文从机会不平等理论出发，分析了农地赋权对农村内部收入不平等的作用机制，一定程度上弥补了农地赋权增收效应相关研究的空白，回应了农地赋权是否以牺牲平等为代价提高效率的问题，并揭示了其家庭异质性。实证结果发现：农地赋权显著抑制了农村内部收入不平等，而且具有显著的滞后效应，主要通过提高低收入农户群体收入水平发挥作用；背后的机制是农地赋权打破了约束农户劳动力转移的土地要素制约，激励农户外出就业，进而降低农户内部收入差距。此外，具有较高人力资本和政治资本的农户，农地赋权对促进其劳动力转移和抑制其收入不平等的作用更强。因此本文认为，农地赋权有助于实现农村经济发展的均衡。

基于上述结论，得到以下启示。首先，农地赋权抑制了农村内部收入不平等，表明农地赋权政策对农村经济增长和均衡具有一定的积极性。因此，应坚持当前农村土地制度改革方向，深化农村土地产权制度改革，赋予和保障农户更多的自由处置土地的权利。其次，农地赋权通过促进劳动力转移传导了对收入不平等的抑制作用，农户政治资本的提升增强了这一传导作用。因此，应完善劳动力要素市场，公平地提高农户非农就业机会，为农户通过非农就业实现增收和缩小阶层差距创造有利的环境。最后，农户教育资本的提升有助于增强农地赋权对劳动力转移的促进作用和对收入不平等的抑制作用。因此，应增加农村教育投资，提升农村劳动力受教育水平。