农地产权制度改革对城乡收入差距的影响作用研究——基于农地“三权分置”改革的实证检验

贾 雨 璇

(安徽财经大学 国际经济贸易学院,安徽 蚌埠 233000)

党的二十大明确提出,“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化。共同富裕是中国特色社会主义的本质要求,也是一个长期的历史过程”。共同富裕的内涵在于其是一种合理的和有差别的富裕,而非均等的富裕。实现共同富裕的方式应是在实现权利平等和机会均等的基础上,在人人参与共建共享发展的过程中达到富裕社会[1]。城乡收入差距是实现共同富裕过程中亟需解决的关键问题之一。实现共同富裕与缩小城乡收入差距的关键在于增加农民的收入。农地“三权分置”制度改革作为农业方面重要的制度创新,自2014年在各省陆续实施以来,将农村土地经营权从承包经营权中进一步分离出来,形成了所有权、承包权和经营权的三权分置以及经营权流转的格局,更适应农业的现代化要求。

一、文献综述

目前,关于城乡收入差距影响因素的研究比较丰富,归纳起来主要有两个方面:一是城乡二元经济结构,二是城乡二元体制结构。现代化的、发达的且生产力水平较高的城市经济与传统的、落后的且生产力水平较低的农村经济并存的事实是构成城乡收入差距的重要因素[2]。此外,在体制性因素影响下,中国二元经济结构的长期存在也加重了农村与城市的生产要素错配程度,进而维系并强化了二元经济结构对扩大城乡收入差距的作用[3-5]。

关于农地产权制度影响效应的研究主要围绕技术进步效应、要素配置与农户增收以及农业发展等方面展开。农地产权制度改革合乎制度环境需求,对技术引进与创新主体有积极促进与激励作用,可以刺激技术需求和增加技术供给[6]。农地产权“三权分置”有利于农户充分调动各项农业生产要素的投入,同时保证农户按照需求进行土地以及其他与农业相关生产要素的流转,从而促进生产收益的最大化[7]。农地“三权分置”改革政策设计出发点在于扩展农村土地权能,打通增加农民财产收入的通道[8]。但就目前政策实施效果而言,“三权分置”对多元主体收入的影响存在差异,收益在农村居民内部分布不均[9]。具体而言,高阶层农户有机会和权力选择农地流转[10-11],而低阶层农户从农地流转获益较小[12]。此外,农地“三权分置”改革能够通过生产要素的配置与投入促进农业内生发展[13],这有利于促进农业产业集聚与农村劳动力转移,从而提升农业现代化发展效率[14]。

通过文献梳理可以发现,农地产权制度改革对农户增收十分重要,但尚未有研究基于共同富裕背景探讨农地产权制度改革对城乡收入差距的影响。由此,文章从以下4方面展开研究:一是基于2011—2020年的省际面板数据,将农地“三权分置”制度改革作为虚拟变量构建基准回归模型;二是采取可检验并修正虚拟变量内生性的条件混合过程估计方法(CMP)进行基准回归与分析;三是根据政府干预程度将全国样本分组以检验异质性;四是进一步检验农地“三权分置”影响城乡收入差距的作用机制。

二、变量选取与模型设计

变量的指标选取与度量方式是建立基准回归模型的基础,下文主要说明文章所用变量的选取与度量方式以及研究采用的基准回归模型和数据来源。

(一)指标选取

考虑到核心解释变量可能存在内生性问题,因此引入了工具变量。

1.被解释变量:城乡收入差距

目前,度量城乡收入差距主要采用城乡居民人均可支配收入比、基尼系数和泰尔指数3种方法。相较于基尼系数与城乡居民人均可支配收入比,泰尔指数同时考虑了人口结构与城乡收入分布,故文章采用泰尔指数作为城乡收入差距的代理变量。同时,使用城乡人均可支配收入比进行稳健性检验。需要说明的是,2013年之前使用农村居民家庭人均纯收入计算城乡人均可支配收入比,但因2013年之后统计局不再公布或统计该指标,所以文章使用农村居民人均可支配收入替代农村居民家庭人均纯收入进行计算。泰尔指数计算公式如下:

(1)

式(1)中,theil表示城乡收入差距,P1t和P2t分别表示第t期城市和农村居民的总收入;Pt表示第t期的总收入;Z1t和Z2t分别表示第t期城市和农村的人口数;Zt表示第t期总人口数。

2.核心解释变量:农地“三权分置”政策

承包地确权登记颁证是“三权分置”改革的前提。只有明确农地所有权、承包权和经营权主体,并通过法律形式予以确认才能持续深化“三权分置”改革,充分发挥其权利结构效应。因此,文章采用实施整省农地确权登记颁证的具体时间代表农地“三权分置”政策的实施。具体而言,设置虚拟变量代表农村承包地“三权分置”改革政策,开始实施及以后年份取值为1,尚未开始的年份则为0。各省政策实施时间不一,具体为:安徽省、山东省和四川省于2014年开始整省改革;江苏省、江西省、湖北省、湖南省、甘肃省、宁夏回族自治区、吉林省、贵州省、河南省和上海市于2015年开始整省改革;河北省、山西省、内蒙古自治区、辽宁省、黑龙江省、浙江省、广东省、海南省、云南省和陕西省于2016年开始整省改革;北京市、天津市、福建省、广西壮族自治区、青海省和重庆市于2017年开始整省改革;新疆维吾尔自治区于2018年开始整省改革。

3.控制变量

除制度变量外,文章选取一些影响城乡收入差距的控制变量,分别为:城市化水平(urban),以城镇人口与年末常住人口之比来表示;地区开放水平(open),用外商投资总额与地区生产总值之比来测度;财政支农水平(gov),用地方财政农林事务支出与地方财政一般预算支出之比来衡量;基础设施建设(inf),选取每万人公路里程来衡量;社会保障支出份额(social),用政府部门社会保障与就业支出占一般公共预算支出的比重来衡量。

4.工具变量

考虑到核心解释变量为虚拟变量,可能具有内生性,故文章选取工具变量进行检验。参考公茂刚等[6]的方法,采用劳均农业机械总动力(mach)作为“三权分置”改革的工具变量,该变量由农业机械总动力与农林牧渔业从业人员数之比计算而得。

(二)模型设定

构建以下基准回归模型:

(2)

式(2)中,theil同式(1),sqfz表示农地“三权分置”政策,i表示省份,t表示年份;Xit表示控制变量;γi和δt分别表示个体固定效应和时间固定效应;β0和εit分别表示常数项和误差项。

(三)数据来源与变量描述性统计

采用2011—2020年中国30个省区①的面板数据进行建模分析。文中数据来自国家统计局网站、各省统计年鉴以及《中国农村统计年鉴》,少量缺失值采用插值法补齐。各主要变量描述性统计特征见表1。

三、实证分析

在考虑虚拟核心解释变量内生性问题的基础上进行基准回归与分析,考察政府干预程度对农地产权制度改革效应的异质性,并进一步构建中介效应模型以检验农地“三权分置”影响城乡收入差距的作用机制。

(一)基准回归结果分析

文章利用Stata软件对基准回归模型进行估计,得到基准回归模型结果(表2),为详细说明,下文分层次对回归结果进行介绍。

表2 基准回归

1.基准回归方法

表2中的模型1以农地“三权分置”为核心解释变量,以泰尔指数作为城乡收入差距代理指标与被解释变量;模型2以农地“三权分置”为核心解释变量,以城乡人均可支配收入比为被解释变量。由于农地“三权分置”改革用虚拟变量表示,容易产生内生性问题,因此文章采用可检验并修正虚拟变量内生性的条件混合过程估计方法(CMP)。CMP方法包含主方程与工具变量方程,主方程如式(1)所示;工具变量方程中将农地“三权分置”改革作为被解释变量,并采用probit模型进行估计。从表2可以看出,模型1与2中的内生性检验atanhrho值在1%的水平上显著,这表明虚拟变量存在内生性,故采用CMP方法进行估计。同时,模型1与模型2的整体拟合效果较好。

2.核心解释变量基准回归结果分析

表2的模型1检验了农地“三权分置”改革对城乡收入差距的影响,并加入了其他控制变量。由表2可知,农地“三权分置”改革能够促进城乡收入差距的缩小,且其系数在1%的显著性水平下通过检验。这可能是由于农村土地“三权分置”改革强化了集体所有权、稳定承包权和放活经营权,进而直接促进了农户收入的增长,缩小了城乡收入差距。模型2中的农地“三权分置”的回归系数在1%的显著性水平也通过了检验,这表明农村土地“三权分置”改革确实有利于城乡收入差距的缩小,回归结果具有稳健性。

3.控制变量基准回归结果分析

从表2可知,模型1中的城市化水平与地区对外开放水平均能促进城乡收入差距的缩小,且在1%的显著性水平下通过检验。随着新型城镇化的推进,农村劳动力能够享受更多城镇基本公共服务和城市经济发展成果,其收入结构得到进一步优化,并实现了增收。对外开放水平的提升加快了中国制造业与服务业的发展,创造了更多吸纳农业劳动者就业的岗位,进而增加了农村居民的收入。基础设施建设、财政支农水平与社会保障支出份额的系数为正,但均未通过显著性检验。模型2中的控制变量系数与显著性水平检验未呈现明显差异,仅有具体数值有细微变化,说明实证回归结果具有可靠性。

(二)异质性分析

由于农业发展深受政府扶持影响,因此,农地产权制度改革对中国城乡收入差距的影响可能存在政府干预程度的异质性。文章以地方财政农林水事务支出与地方财政一般预算支出之比作为政府干预程度的代理指标,将所有样本划分为政府强干预、适度干预与弱干预地区,并分别进行回归。由于政府强干预与弱干预地区的内生性检验均拒绝原假设,因此沿用CMP方法对两者回归;由于政府适度干预地区样本采取CMP方法回归时内生性检验不拒绝原假设,因此采用OLS回归。同时,根据Hausman检验结果,文章采用随机效应模型对3类样本进行回归(表3)。

表3 政府干预程度异质性

从表3可以看出,农地“三权分置”制度改革缩小城乡收入差距的程度随着政府干预程度的增强而逐渐减小,甚至阻碍了城乡收入差距的缩小。可能原因在于政府干预程度负相关于地区经济发展水平,即政府干预程度较强的地区均位于经济发展水平较低的中西部地区,政府干预程度较弱的地区大多为经济发展水平较高的东部地区。相较于东部地区,中西部地区的基础设施、对外开放水平以及劳动力质量较为落后,即使加大政府财政支持力度,农地产权制度改革仍缺乏配置措施。因此,无法有效提升农户的收入。此外,农地“三权分置”制度改革旨在通过分离农地经营权促进农地流转以及劳动力转移,进而刺激技术需求、提升技术供给及增加兼业农民的就业选择与人力资本积累。而地方政府的过度干预不利于非农就业的增加、技术进步和农民人力资本投资。因此,过度的地方政府干预会降低农地“三权分置”改革促进城乡收入差距缩小的边际效应。

(三)机制检验

“三权分置”的意义不仅在于放活经营权,更在于推动了农地流转,实现了土地价值,更激发了土地活力[15]。因此,考虑到农地“三权分置”改革可能会加速农地流转,文章通过构建中介效应模型以检验农地“三权分置”改革是否提升了农民增收能力,进而有利于缩小城乡收入差距。

1.中介效应模型构建

文章选取农地流转作为中介变量,以家庭承包耕地流转总面积与经营耕地面积之比作为代理指标,构建以下中介效应模型:

(3)

(4)

式中,ndlz表示农地流转;θ、δ为变量的回归系数。若θ1、δ1与δ2的系数均显著且δ1的系数小于基准回归结果的系数,则表明模型存在中介效应。

2.作用机制检验结果分析

表4为机制检验结果。其中,由于模型3采用CMP方法回归时内生性检验不显著,且Hausman检验结果表明随机效应优于固定效应模型。因此,模型3采用随机效应模型,模型4沿用基准回归的方法,模型5则为稳健性检验。

表4 机制检验结果

从表4可以看出,模型3中的农地“三权分置”政策能够促进农地流转,且在1%的显著性水平下通过检验;模型4与模型5中农地“三权分置”改革与农地流转的回归系数均显著,且农地“三权分置”改革回归系数小于基准回归中的系数,这表明存在中介效应。“三权分置”通过产权重构推动农地经营权的流转。因此,农地流转是目前三权分置农地制度改革在操作层面最重要也是最直接的表现[9]。根据马克思经济学理论,价值是在流通中实现的。而土地流转则凸显了土地价值,并从以下几方面推动农民的收入增加:一是农户的土地承包经营权转化为股权,并能够获取货币化的股权收益;二是土地流转给村集体,经由村集体发包能够降低交易成本,而且土地在经过集体统一规划和整理后积累了土地资本,能够增加承包地的流转总体收入;三是兼业农民能够从农业生产中完全脱离出来,从而拥有更多的就业选择,并通过持续的人力资本积累获得加薪和升职机会,这都有助于农民工的收入增加[16]。

四、结论与政策建议

文章通过基准模型回归、异质性检验与中介效应模型探讨了农地“三权分置”政策对城乡收入差距的影响作用和机制,得出以下结论与建议。

(一)研究结论

从全国样本回归结果来看,农地“三权分置”政策能够有效促进城乡收入差距的缩小,并在1%的显著性水平下通过检验,且该回归结果具有稳健性。而政府干预程度异质性检验结果表明,农地“三权分置”制度改革缩小城乡收入差距的程度随着政府干预程度的增强而逐渐减小,甚至阻碍了城乡收入差距的缩小。此外,农地“三权分置”制度改革能够通过促进农地流转间接缩小城乡收入差距。

(二)政策建议

基于上述研究结论,文章提出以下政策建议:一是应持续推进承包地确权登记颁证工作及其成果的应用,并严格按照文件规定落实制度改革以确保确权质量,规范专项资金的使用;二是良好的制度能够大幅降低交易成本、控制生产要素之间的风险分配和提高生产效率[17],要健全并完善农地流转市场以及相关管理制度,以更好保障政策改革效果;三是应强化农地流转对生产要素的促进作用,要分别从资本、技术以及劳动供给3个层面促进农业的内生增长,提升农户的增收能力。

综上,农地“三权分置”改革作为农村土地制度改革的重要内容,对缩小中国城乡收入差距和实现共同富裕具有重要意义。基于此,文章结合理论与实证探讨农地产权制度改革对城乡收入差距的影响效应与作用机制,并针对研究结论提出持续深化农地“三权分置”改革、健全并完善相关制度与规定和规范农地流转市场等建议,以期提升农户增收能力,缩小城乡收入差距,进而实现共同富裕。

注 释：

① 由于西藏、港澳台数据部分缺失,故予以剔除。