農(nóng)地確權與農(nóng)戶間收入不平等

胡東寧，趙增力

（天津師范大學經(jīng)濟學院，天津 300387）

一、引言

隨著中國特色社會主義進入新時代，當前社會的主要矛盾也已經(jīng)轉化為人民日益增長的美好生活需求與不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾，這一主要矛盾最突出的體現(xiàn)便是收入不平等問題。改革開放以來，我國農(nóng)村居民收入有著顯著的增長，但農(nóng)村內部的收入不平等也呈現(xiàn)出加劇擴大的趨勢。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)村內部收入最高20%家庭與收入最低20%家庭的收入比由2000 年的6.47 倍上升至2019 年的8.46 倍（史長亮，2020），農(nóng)村家庭人均可配置收入的基尼系數(shù)也從2011 年的0.3949 上升到2020 年的0.4591①數(shù)據(jù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》計算所得。，已高于0.4 的國際公認警戒線。農(nóng)村內部收入分配的持續(xù)惡化引發(fā)的社會階層分化不僅會影響社會經(jīng)濟發(fā)展和民生福祉，還與社會主義現(xiàn)代化強國建設的初衷和目標背道而馳（史常亮，2020）。在經(jīng)濟轉型發(fā)展的新時期，建立更加公平合理的收入分配制度，縮小農(nóng)村內部收入差距，對增進民生福祉和實現(xiàn)共同富裕至關重要（蘇素和宋云河，2010）。

圍繞著農(nóng)村居民內部收入差距問題，現(xiàn)有研究從農(nóng)戶家庭所擁有的物質資本、社會資本和人力資本等多個因素進行了討論，其中最受學者關注的因素是土地要素的影響（高夢滔和姚洋，2006；陳迅和孫成東，2011）。在中國的特殊情景下，土地具有多重功能屬性，其不僅能作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要投入，還被視作在農(nóng)村社會保障體制有待完善情況下農(nóng)戶家庭的生計保障和重要退路（趙增力和汪雨雨，2022）。因此，中國農(nóng)村土地產(chǎn)權的改革是影響生產(chǎn)要素配置和收入差距的關鍵因素（牛坤在和許恒周，2022）。20 世紀80 年代末與90年代初，我國開始實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制，村集體以家庭為單位進行土地平均分配，農(nóng)戶家庭從村集體組織獲得農(nóng)地的使用權，村集體有權對農(nóng)地進行調整或重新分配。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的實施極大程度地提高了農(nóng)戶家庭的生產(chǎn)積極性，同時改善了農(nóng)村內部的收入分配情況。這項制度的實施不僅提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，而且使農(nóng)村內部的收入分配相對平等。然而，隨著社會經(jīng)濟的快速發(fā)展和城鄉(xiāng)二元體制的逐漸破除，農(nóng)業(yè)勞動力開始迅速向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門轉移。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入在農(nóng)戶家庭總收入中所占的比重逐年下降，非農(nóng)收入特別是外出務工收入所占份額日益增大。因此，農(nóng)戶在土地均分基礎上所呈現(xiàn)出的生產(chǎn)要素配置結構和配置效率的變化，開始成為農(nóng)村內部收入格局變化的主要誘因（陶靖，2009；李谷成等，2018）。

為了更好地調整農(nóng)村人地關系以適應生產(chǎn)力的發(fā)展水平，我國以“強權賦能”為主線，在“三權分立”的基礎上，對農(nóng)村土地制度進行了一系列調整，例如，將農(nóng)村土地承包權進一步延長至30 年，修訂出臺《土地承包法》，試點新一輪農(nóng)村土地改革，以及全面推行農(nóng)村土地確權頒證。農(nóng)地確權頒證政策被廣泛認為對農(nóng)戶家庭的農(nóng)地投資、農(nóng)地流轉、勞動力轉移和土地抵押貸款等方面行為產(chǎn)生了影響。首先，農(nóng)地確權通過明晰產(chǎn)權關系，減少了農(nóng)地糾紛，提高了農(nóng)戶的長期投資預期收益，從而鼓勵農(nóng)戶長期投資和采納新技術（林文聲等，2018；孫琳琳等，2020）。其次，農(nóng)地確權能夠降低農(nóng)地流轉的交易費用，促進農(nóng)地租賃市場的發(fā)展，使得農(nóng)地從低效率的小農(nóng)戶手中流向高效率的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化轉型（Chari et al，2021；夏玉蓮和曾福生，2015）。再次，產(chǎn)權預期安全不足會導致大量剩余勞動力被鎖定在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，用以捍衛(wèi)和保衛(wèi)土地產(chǎn)權和生產(chǎn)收益，不利于農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)部分的自由流動。農(nóng)地確權能夠緩解因地權預期安全不足導致的農(nóng)業(yè)勞動力錯配問題，促進農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)（張儷娜等，2023）。最后，農(nóng)地產(chǎn)權的明細化和證書化還能夠形成正式的產(chǎn)權表達形式，在提高農(nóng)地的抵押價值的同時，降低銀行獲取和甄別借款農(nóng)戶信息的搜尋成本，從而促進了農(nóng)村信貸市場的供求匹配，更好地滿足農(nóng)戶的信貸需求（周南等，2019）。

毫無疑問，以產(chǎn)權強化為核心的土地改革措施已經(jīng)重塑了農(nóng)村人地關系格局，并且改變了農(nóng)村土地要素的配置結構，直接影響了農(nóng)村的收入分配格局（耿鵬鵬和羅必良，2022）。然而，現(xiàn)有的研究雖然關注要素配置和生產(chǎn)效率，但卻忽略了收入分配的探討。因此，我們需要回答以下問題：農(nóng)地確權頒證政策對農(nóng)村內部收入分配格局有何影響？農(nóng)地確權頒證政策通過何種渠道影響農(nóng)村內部收入差異？回答這些問題將有助于政府和學界更全面、科學地認識農(nóng)地確權政策的作用，并更好地把握中國農(nóng)村土地制度改革所帶來的深遠影響。因此，本文旨在結合新一輪農(nóng)地確權政策，探討農(nóng)地產(chǎn)權變動對農(nóng)戶內部收入分配格局的影響。

具體而言，本文旨在回答以下兩個問題：第一，新一輪農(nóng)地確權政策是否對農(nóng)戶內部收入差距產(chǎn)生影響，如果有影響，是何種影響？第二，農(nóng)地確權政策如何作用于不同收入水平的農(nóng)戶家庭進而影響農(nóng)村內部收入差距？關于第一個問題，已有研究從土地流轉的角度進行了較多探討，但并未得出一致的結論。一部分研究認為，土地流轉有助于促進勞動力向非農(nóng)部門轉移，增加低收入農(nóng)戶家庭的工資性收入，從而抑制農(nóng)村內部收入差距的加?。ㄌ站?，2009；史常亮，2020）。另一部分研究認為，確權后土地流轉和勞動力要素的流動能夠促進收入增長，但也會加劇農(nóng)戶之間的收入差距（朱建軍和胡繼連，2015；李成明等，2019）。還有研究指出，農(nóng)地確權與土地流轉對農(nóng)村內部收入差距的影響受地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)戶家庭內部人力資本積累情況等多方面因素的影響，并不確定（韓菡和鐘甫寧，2011）。針對第二個問題，現(xiàn)有研究在分析農(nóng)地確權時主要關注政策對于總體農(nóng)戶家庭的影響，忽略了政策對于不同收入水平農(nóng)戶家庭的異質性影響（耿鵬鵬，2020）。對于低收入農(nóng)戶家庭而言，土地不僅是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中不可或缺的要素投入，還是農(nóng)戶的重要生計退路，是社會保障制度不完善時的補充保障。在土地產(chǎn)權不明晰的情況下，低收入家庭失地后不僅會損失土地產(chǎn)出品的價值，還喪失了土地所提供的口糧保障和就業(yè)支持作用。因此，土地保障作用的存在也勢必會導致農(nóng)地確權對不同收入水平農(nóng)戶家庭的作用具有異質性。

本文的邊際貢獻主要表現(xiàn)在以下兩個方面：其一，為深入理解農(nóng)地確權政策的影響提供了新的視角。目前，關于農(nóng)地確權政策的研究多集中于效率方面，對農(nóng)地確權政策對農(nóng)戶內部收入分配等社會公平問題的研究相對較少，結論也尚未統(tǒng)一。本文利用新一輪農(nóng)地確權政策作為準自然實驗，運用雙重差分法實證分析了農(nóng)地確權頒證與農(nóng)戶家庭收入剝奪指數(shù)之間的因果關系，為農(nóng)地確權能夠縮小農(nóng)戶內部收入差距這一觀點提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。其二，本文在微觀層面揭示了農(nóng)地確權頒證縮小農(nóng)村內部收入差距的作用機制。具體而言，本文結合詳細的調查數(shù)據(jù)，從土地和勞動力要素的配置行為和配置收益角度詳細分析了農(nóng)地確權頒證政策如何通過改變要素配置行為、增加低收入農(nóng)戶家庭的要素配置收益，進而縮小農(nóng)村內部收入差距的作用渠道。此外，本文還進一步分析了農(nóng)地確權頒證政策縮小農(nóng)村內部收入差距的作用如何受到農(nóng)地資源稟賦、社會保障狀況和地區(qū)要素市場發(fā)育水平的影響，識別出了農(nóng)地確頒證政策與其他影響因素的作用合力。

二、理論分析

根據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)權契約理論，產(chǎn)權預期穩(wěn)定性是影響要素配置成本和效率的重要因素。對于中國農(nóng)村家庭而言，土地的產(chǎn)權安全便是影響其家庭生產(chǎn)行為最為重要的因素之一。然而，由于土地在中國農(nóng)村扮演了特殊的生計保障作用，因此不同收入水平和生計模式的農(nóng)村家庭受產(chǎn)權安全影響的程度也不盡相同。

與高收入農(nóng)戶家庭相較而言，低收入農(nóng)戶家庭總收入中的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的比重明顯較高，更加依賴土地所提供的的產(chǎn)出來滿足生存與發(fā)展需求。此外，在農(nóng)村社會保障體系有待完善的情況下，低收入農(nóng)戶家庭往往缺乏參與商業(yè)保障體系內生動力與能力，在面臨自然或市場沖擊時更加依賴的承包地所發(fā)揮出的“救生網(wǎng)”的作用（徐志剛等，2018；趙立娟等，2021）。因此，低收入農(nóng)戶家庭在土地產(chǎn)權不明晰時為了保留承包地的生計保障作用，避免因承包糾紛或村莊土地調整帶來的短期亦或長期失地風險，并不會根據(jù)家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)生產(chǎn)之間的相對比較優(yōu)勢選擇是否轉出或轉入土地以實現(xiàn)預期收益最大化，反而會一味地排斥市場化流轉土地，或是選擇不流轉土地，或是選擇將流轉對象限制在親友及同一村組內進行低價和無償流轉以便能夠及時收回土地的實際使用權。因此，低收入農(nóng)戶家庭往往被邊緣化于土地流轉市場之外，在產(chǎn)權不穩(wěn)定的情況下難以實現(xiàn)最優(yōu)配置家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素并獲得最大收益（林文生等，2018；史長亮，2020）。對于農(nóng)村收入水平較高的農(nóng)戶家庭而言，面積有限的承包地所提供的產(chǎn)出和保障作用十分有限。較高的收入也使其有能力參與商業(yè)保障體系，享受到商業(yè)保險所提供到的分擔作用，并不依賴承包地所提供的生計保障作用。因此，在產(chǎn)權模糊的情況下，高收入農(nóng)戶家庭通常能夠承受市場流轉土地過程中可能出現(xiàn)的短期失地風險，根據(jù)家庭勞動力的相對比較優(yōu)勢，選擇是否流轉土地及如何最大化土地租金收益，并實現(xiàn)預期收益的最大化目標。

土地產(chǎn)權的不穩(wěn)定和不安全還會對依附在土地上的勞動力起到“鎖定效應”，使其無法自由流動。在預期產(chǎn)權不穩(wěn)定的情況下，農(nóng)戶家庭必須花費大量時間和精力保護土地產(chǎn)權和收益權，這導致家庭只能局限在土地或村莊周邊（張麗娜等，2023）。而農(nóng)業(yè)與工業(yè)和服務業(yè)之間日益擴大的勞動生產(chǎn)率差距，以及農(nóng)村地區(qū)長期落后的產(chǎn)業(yè)體系和經(jīng)濟發(fā)展水平，使得被鎖定在土地及農(nóng)村地區(qū)的勞動力在兼業(yè)生產(chǎn)的過程中無法獲得優(yōu)質的非農(nóng)就業(yè)機會，僅能獲得有限的工資收入和農(nóng)業(yè)種植收益。在農(nóng)地確權頒證政策實施前，土地流轉是打破土地產(chǎn)權不穩(wěn)定對勞動力流動的制約的關鍵。通過簽訂土地承包合同，租出土地的農(nóng)戶家庭能夠穩(wěn)定地獲得地租收入，并將保護土地產(chǎn)出權益的責任轉移給承包方，從而擴大了家庭勞動力就業(yè)的范圍，更好地搜索和匹配就業(yè)崗位，進而實現(xiàn)勞動力要素配置的收益最大化。因此，低收入農(nóng)戶家庭被土地流轉市場“邊緣化”不僅會影響家庭的土地要素配置行為，還會進一步制約家庭勞動力要素的優(yōu)化配置，進一步拉開其與其他農(nóng)戶家庭之間的勞動力收入報酬差距。

上述分析可知，土地產(chǎn)權的不穩(wěn)定對以承包地作為重要生計保障的低收入農(nóng)戶家庭造成的要素配置低效率是導致農(nóng)村內部收入差距逐漸擴大的一個重要原因。因此，如果在法律層面賦予并保障農(nóng)戶的土地權益，明確土地的產(chǎn)權所有，提升農(nóng)戶家庭的地權預期穩(wěn)定性，理應能夠促進低收入農(nóng)戶家庭更好地參與要素市場，優(yōu)化低收入農(nóng)戶家庭生產(chǎn)要素的配置方式，減少低收入農(nóng)戶家庭配置生產(chǎn)要素時的生計成本，從而提高要素分配收益，縮小低收入農(nóng)戶家庭與其他家庭之間的相對收入差距。

為了強化農(nóng)村土地產(chǎn)權安全，我國在2009 年開始試點實施了新一輪農(nóng)地確權政策，該政策在法律上規(guī)定了農(nóng)戶的土地財產(chǎn)所有權，通過賦予農(nóng)戶“增人不增地，減人不減地”的排他性產(chǎn)權將土地變?yōu)檗r(nóng)戶家庭“準私有”的財產(chǎn)（耿鵬鵬和羅必良，2022），使得農(nóng)戶在流轉土地時能夠按照合同或約定如期如實的收回承包土地，從而在保留土地對低收入家庭的保障和生計作用的同時，促進低收入家庭根據(jù)收益最大化的準則市場化的配置土地和勞動力要素，而要素配置收益的增加進一步能夠縮小低收入農(nóng)戶家庭與其他家庭之間的收入差距。

新一輪農(nóng)地確權政策能夠縮小農(nóng)戶家年收入差距的作用機制可能有以下兩個主要途徑：首先，農(nóng)地確權還能夠進一步促進農(nóng)地資源市場化配置。在土地制度不完善時期，低收入農(nóng)戶轉出土地可能會面臨著因承租人違約導致土地無法及時收回土地從而造成的生計受損的潛在影響，因此農(nóng)戶在流轉土地時會采取降低租金，增加愿意承租的人數(shù)，將土地租給更值得信賴的承租人，或是直接將土地無償轉讓給值得信賴的親友。農(nóng)地確權后，土地的產(chǎn)權安全有了法律憑證的保護，在承包合同到期后農(nóng)戶能夠合法合理地及時收回承包土地。因此農(nóng)地流轉的范圍和承包關系的認同不再局限于親友或村組內成員之間，交易對象范圍不斷擴大，流程正規(guī)性和合同化不斷增加，農(nóng)地的人格化財產(chǎn)屬性增強，進而幫助轉出土地農(nóng)戶獲得更高的土地租金收益。其次，農(nóng)地確權能夠減弱產(chǎn)權穩(wěn)定性預期不足時，土地對低收入家庭勞動力的“鎖定效應”，從而幫助農(nóng)戶家庭更好地衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和非農(nóng)就業(yè)之間的比較收益，以實現(xiàn)家庭收益最大化。特別是對于擁有非農(nóng)就業(yè)優(yōu)勢的低收入家庭而言，農(nóng)地確權后產(chǎn)權穩(wěn)定性的預期保留了土地能夠給其提供的生計保障，降低了勞動力非農(nóng)轉移的影子成本，從而增加了非農(nóng)就業(yè)收益，對家庭收入增長起到了更加明顯的促進作用。因此，本文提出所要驗證的假設1 和假設2：

農(nóng)地確權能夠降低農(nóng)村內部收入差距（H1）；

農(nóng)地確權主要通過促進低收入農(nóng)戶家庭優(yōu)化土地和勞動力要素配置從而降低收入差距（H2）。

三、政策背景、數(shù)據(jù)來源與研究設計

（一）政策背景

在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制實施之后，中央政府在后續(xù)農(nóng)村土地改革中圍繞著強權賦能為主線，不斷強化農(nóng)民的土地產(chǎn)權安全。然而，此后較長一段時間多數(shù)農(nóng)戶家庭仍未能獲得土地承包經(jīng)營權的法律文件與證書，農(nóng)民的土地承包經(jīng)營權仍尚未得到法律文件的保障（張英輝，2003；耿鵬鵬和羅必良，2022）。根據(jù)一項調查顯示，截止2011 年全國約有42%的村莊進行了土地調整和重新分配，不少兼業(yè)與非農(nóng)勞動的農(nóng)戶家庭依然面臨著失去土地的風險（Wang et al，2015）。為了進一步完善農(nóng)村產(chǎn)權制度，中央政府2007 年頒發(fā)的《物權法》將農(nóng)地承包經(jīng)營權定義為用益物權，并規(guī)定了不動產(chǎn)登記制度。次年，中央政府審議通過了《關于推進農(nóng)村改革發(fā)展若干重大問題的決定》，提出要開展新一輪農(nóng)村土地確權、登記和頒證工作，要求在現(xiàn)場實測的基礎上了厘清承包地塊的“四至”登記備案，并確保承包地權屬證書落實到戶。2009 年，首批試點地區(qū)的8 村105 縣正式開始新一輪農(nóng)地確權工作，2014 年試點地區(qū)擴大到山東、安徽和四川三個省份，2015 年進一步擴大到吉林、河南、江蘇、湖北、湖南、江西、甘肅、貴州、寧夏9 個省份，并允許其他非試點省份的縣級單位也可結合自己實際情況開展土地確權工作。根據(jù)農(nóng)業(yè)部統(tǒng)計數(shù)據(jù)，截止2015 年，全國2856 個縣中的1988 個縣已經(jīng)開始確權工作②詳見《農(nóng)業(yè)部就土地承包經(jīng)營權確權登記頒證試點等情況舉行發(fā)布會》。。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學中國家庭金融調查中心在2013 年和2015 年開展的中國家庭金融調查（CHFS）數(shù)據(jù)。CHFS 在2013 年調查了全國29 個省市自治區(qū)（除新疆、西藏及港澳臺地區(qū)），267 個區(qū)縣，1048 個村（居）中28141 個家庭，在2015 年調查了全國29 個省市自治區(qū)（除新疆、西藏及港澳臺地區(qū)），351 個區(qū)縣，1396 個村（居）中37289 個家庭，其中追訪家庭21775 個，數(shù)據(jù)具有全國代表性。CHFS 關于農(nóng)村家庭的調查中詳細記錄了農(nóng)業(yè)投資、土地確權、勞動力配置及家庭資產(chǎn)等方面信息，為本文研究提供了高質量的微觀數(shù)據(jù)支持。

根據(jù)研究需要，本文對數(shù)據(jù)進行了如下處理：①僅保留了受到追蹤調查的農(nóng)村地區(qū)樣本，刪除了城鎮(zhèn)地區(qū)樣本；②刪除了在2013 年和2015 年兩次調查中均未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本家庭；③由于在2013 年調查前已有部分地區(qū)開始試點工作，因此根據(jù)CHFS 樣本家庭領取土地確權證書的具體年份，將在2013 年及之前領取到土地確權證書的樣本家庭剔除，僅保留2013 年后領取到土地確權證書及從未領取到確權證書的樣本家庭，從而將2013 年視作政策生效前期，將2015 年視作政策生效后期。經(jīng)過上述處理后，最終獲得7814 個樣本組成的非平衡面板數(shù)據(jù)。

（三）研究方法

為了更好地識別農(nóng)地確權對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的影響，本文采用雙重差分法（difference in differences）進行實證分析，其具體估計模型如式（1）所示。

其中：i為個體家庭；t為年份；yit為農(nóng)戶i在t年份的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資；Postt為時間虛擬變量，表示政策是否生效，政策生效前年份，Postt=0 政策生效后年份Postt=1；Treati為個體虛擬變量，表示個體是否為處理組，若個體為處理組則Treati=1，若個體為對照組則Treati=0；Controlsit為控制變量；γt為年份固定效應；μi為個體固定效應；εit為隨機擾動項；β0為本文重點關注的雙重差分估計系數(shù)，表示土地確權對農(nóng)業(yè)投入的影響；α、β為待估系數(shù)。

政策沖擊的隨機性是保證雙重差分結論可靠的條件之一，就本文所設計的研究而言，農(nóng)地確權政策并非隨機發(fā)生，其主要受到以下4 個方面的影響：一是省級層面，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部在選定省級農(nóng)地確權試點地區(qū)時會綜合考慮各個省份農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度及農(nóng)業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ拇笮?，或?yōu)先選擇人地矛盾更尖銳，農(nóng)地確權收益更顯著的省份作為試點省份，或優(yōu)先選擇土地糾紛更少，確權工作更容易完成的省級作為試點省份；二是縣級層面，對于非試點省份地區(qū)而言，中央政府允許其根據(jù)自身情況開展縣級單位的土地確權工作?？h級層面土地確權工作與省級層面情況相同，縣域的土地矛盾及農(nóng)業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ纫蛩匾彩怯绊懺摽h城是否入選為土地確權試點縣的主要因素；三是村級層面，盡管中央財政給予了農(nóng)地確權試點地區(qū)部分補貼，但地方政府特別是村級政府也要承擔部分成本。根據(jù)一項相關調查，農(nóng)地確權過程中畝均確權成本在40～100 元不等，在中央及省、市財政負擔一部分成本后，村級財政承擔15～30 元的每畝確權成本（北京大學國家發(fā)展研究院綜合課題組，2010）。因此同一確權試點地區(qū)內經(jīng)濟發(fā)展水平較好的村莊更可能較早地開展確權工作；四是農(nóng)戶層面，農(nóng)地確權是以村級為層面同步推行的，但受農(nóng)戶家庭政治面貌、社會資本、土地糾紛及接受農(nóng)地確權的“被動性”等因素的影響，同一村莊內的農(nóng)戶也并非同一時間拿到確權法律證書與文本。這4 個方面的影響農(nóng)地確權的政策因素使得農(nóng)地確權政策沖擊的隨機性難以保證。

在政策沖擊隨機性難以保證的情況下，通過比較政策發(fā)生前的處理組與控制組的事前趨勢和平行趨勢也能夠證明雙重差分結果的有效性，但該方法的實現(xiàn)需要政策發(fā)生前多個時期的調查數(shù)據(jù)。由于本文僅包含政策發(fā)生前及政策發(fā)生后各一個時期的數(shù)據(jù)，缺乏進行事前趨勢檢驗的數(shù)據(jù)基礎，因此擬采用匹配的方法，先通過使用傾向得分匹配法（propensity score matching，PSM）對處理組與對照組農(nóng)戶之間進行匹配，為處理組農(nóng)戶構造一個反事實框架，以降低選擇性偏誤問題導致的估計誤差，進而再利用雙重差分法識別農(nóng)地確權政策沖擊帶來的實際影響。在進行傾向得分匹配時，采用如下二元Logit 模型進行估計。

其中：Logit(·)為Logit 回歸模型；Pi=P(Xi)=Pr(Ti=1|Xi)表示樣本進行處理組的傾向得分，Ti=1 其中表示家庭為處理組，Ti=0 表示家庭為控制組，P(Xi)=Pr(Ti=1|Xi)表示所估計出的農(nóng)戶家庭Xi成為處理組的概率；Basic為用于匹配的協(xié)變量；εi為殘差項。在傾向得分匹配的具體方法上，本文采用了最近鄰一對二卡尺0.05 匹配法。在具體回歸過程中，將實現(xiàn)成功匹配的樣本用于PSM-DID 中。

（四）變量選取

1.被解釋變量

本文的使用Kakwani（1984）提出的個體收入相對剝奪指數(shù)來表示農(nóng)戶內部收入不平等的水平。根據(jù)個體收入相對剝奪理論，農(nóng)戶收入水平在特定群組里越高，則農(nóng)戶的收入劣勢程度和相對剝奪水平也越低，表現(xiàn)為農(nóng)戶內部的收入不平等程度降低。反之，農(nóng)戶收入水平在特定群組里越低，則農(nóng)戶的收入劣勢程度和相對剝奪指數(shù)較高，表現(xiàn)為農(nóng)戶內不收入不平等程度的增加。本文在基準回歸中將群組設定為村，將同村中其他農(nóng)戶家庭設定為參照組，隨后將村莊中每個農(nóng)戶家庭的收入與參照組進行比較，進而計算出每個農(nóng)戶家庭的相對收入剝奪指數(shù)。相對剝奪指數(shù)的具體計算方法如下：

令N代表一個群組（村），群組中個體數(shù)量為n，每個個體的收入為xi，隨后將群組內個體按照收入高低進行升序排列，可得出參照群組的收入分布Ni=(x1，x2，…，xn)，x1≤x2≤… ≤xn。隨后根據(jù)定義，將每個個體與參照組的其他個體xj進行比較，進而可將該個體的相對剝奪表示為

其中：RD(xj，xi)為xj對xi的相對剝奪，將RD(xj，xi)求和后除以農(nóng)戶家庭收入的均值，可以得出第i個農(nóng)戶家庭的平均相對剝奪為

其中：μX為群體中收入的平均值。

通過對式（4）進一步分解后可將農(nóng)戶個體的收入平均相對剝奪指數(shù)表示為

其中：RD(xi)為農(nóng)戶個體的收入平均相對剝奪指數(shù)；μX為群體中所有個體的收入平均值為群體中收入超過xi的個體的數(shù)量為群體中收入超過xi的個體的收入平均值為群體中收入超過xi個體數(shù)在群體中所占的比重。

使用上述方法所計算出的收入相對剝奪指數(shù)RD(xi)具有如下性質：①RD(xi)取值范圍介于0～1，最大值為1，最小值為0；②RD(xi)是收入的嚴格遞減函數(shù)，與個體的相對收入差距呈現(xiàn)正相關，RD(xi)越接近于0 表示個體的相對收入差距越小，RD(xi)越接近于1 表示個體的相對收入差距越大。

2.解釋變量

本文的主要解釋變量為農(nóng)地確權與確權年份的交互項，即“農(nóng)地確權”ד確權年份”。CHFS 在調查時詢問了“您家是否取得土地經(jīng)營權證書”和“您家取得確權證書的年份”，本文將2013 年與2015 年均為取得土地經(jīng)營權證書的家庭設置為控制組（農(nóng)地確權=0），將2013 年未取得但2015 年取得土地經(jīng)營權證書的家庭設置為處理組（農(nóng)地確權=1）；同時，本文將2013 年視作政策發(fā)生前年份（確權年份=0），將2015 年視作政策發(fā)生后年份（確權年份=1）。農(nóng)地確權與確權年份交互項的系數(shù)將用以反映農(nóng)地確權對農(nóng)業(yè)機械化投入影響的大小。

3.控制變量

為了更好控制處理組與對照組之間的差異，本文從家庭和省份兩個層面選取了控制變量。家庭層面的控制變量有戶主年齡、戶主性別、戶主健康水平、戶主教育年限、戶主政治面貌、家庭成員數(shù)、家庭農(nóng)業(yè)勞動力占比、家庭受雇務工比重、家庭自雇創(chuàng)業(yè)比重、家庭社保覆蓋比重、家庭領取農(nóng)業(yè)補貼金額、家庭金融資產(chǎn)、家庭耕地面積。在省級控制變量方面選取了省級經(jīng)濟發(fā)展水平（人均GDP）、省級人均農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總產(chǎn)值、省級農(nóng)產(chǎn)總產(chǎn)值比重（第一產(chǎn)業(yè)GDP 所占比重）、省級財政支農(nóng)支出（萬元）、省級人均耕地面積、本省耕地面積占全國比重、農(nóng)村人口所占比重。戶主和家庭層面的控制變量來自CHFS 數(shù)據(jù)，省級控制變量來自于各省的統(tǒng)計年鑒。上述變量的描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證結果

（一）傾向得分匹配結果

在進行雙重差分回歸之前，本文首先進行傾向得分匹配以提高處理組和控制組之間的可對比性。圖1匯報了進行傾向得分匹配后各樣本的匹配情況，其中圖1（a）匯報了匹配前處理組和控制組傾向得分的核密度圖，圖1（b）匯報了匹配后處理組和控制組傾向得分的核密度圖。從中可以看出，進行按照傾向得分進行匹配后處理組和控制組的核密度圖實現(xiàn)了較好的重合，且處理組與控制組之間均值的差異也有了明顯的縮小，說明處理組和控制組之間實現(xiàn)了完美匹配。

圖1 傾向得分匹配核密度圖

在對比匹配前后處理組和控制組傾向得分概率分布的基礎上，本文進一步檢驗了匹配前后處理組和控制組之間解釋變量差異的平衡性檢驗結果。檢驗結果見表2，從表2 中可以看出，匹配后各個解釋變量的標準化偏差均下降到了7.6%及以下，滿足匹配后標準化偏差小于10%的標準，并且極大地降低了處理組和控制組之間的平均偏誤（由匹配前的17.4%下降到匹配后的2.7%）。就平衡兩組樣本之間的解釋變量的分布而言，傾向得分估計和樣本匹配是成功的。

表2 傾向得分匹配平衡性檢驗

（二）基準回歸結果

表3 匯報了使用PSM-DID 所估計出的農(nóng)地確權對農(nóng)戶間收入不平等的影響，其中（1）列僅控制了個體固定效應和時間固定效應，（2）～（4）列在此基礎上逐漸加入戶主控制變量、家庭控制變量和省級控制變量。結果表明，農(nóng)地確權對收入相對剝奪指數(shù)的影響分別在1%和5%的統(tǒng)計性水平上顯著為負，說明農(nóng)地確權政策實施后獲得確權證書的處理組家庭相較于控制組家庭的收入相對剝奪指數(shù)有著顯著的下降，表明農(nóng)地確權能夠緩解農(nóng)戶內部的相對收入差距，證明了本文所提出的假說1。

表3 基準回歸結果

（三）安慰劑檢驗

基準回歸估計所得結果的有效性可能會受到遺漏變量問題或同期政策干擾的影響。為了進一步排除不可觀測隨機因素和其他政策的影響，本文使用雙重差分安慰劑檢驗的方式進行檢驗，通過隨機抽取偽處理組的方式，估計出偽處理組虛假的估計系數(shù)βfalse。若估計出的系數(shù)βfalse服從均值為零的正態(tài)分布，說明偽處理組不會存在真實情況下對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用，即其他不可觀測因素和政策并不會對基準回歸結論的可靠性造成影響。

圖2 繪制了隨機抽取500 次偽處理組的后估計系數(shù)βfalse的核密度圖，從圖2 中可以看出，虛假的估計系數(shù)βfalse幾乎完全滿足均值為零的正態(tài)分布，且絕大部分虛假的估計值全部在真實估計值的左側，僅有少許抽樣獲得的虛假估計值大于真實估計值，說明同期其他政策和不可觀測因素對于真實處理組估計系數(shù)可靠性的影響并不明顯，以此證明了基準回歸中結論的可靠性。

圖2 安慰劑檢驗

（四）異質性分析

基準回歸中基于總樣本所估計出的平均處理效應揭示了農(nóng)地確權頒證政策的整體作用。但對位于不同地理環(huán)境及擁有不同農(nóng)業(yè)資源稟賦的家庭而言，農(nóng)地確權的實際作用必然會有所差異。為了揭示農(nóng)地確權的異質性影響，本文根據(jù)農(nóng)戶家庭所在地區(qū)的地勢地形和土地破碎化程度對樣本進行了劃分，進一步討論了農(nóng)地確權政策的異質性影響。

首先，地理區(qū)域是影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要因素之一，不同地理區(qū)域的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和土地邊界劃分的方式不盡相同，農(nóng)地糾紛的嚴重程度也有所差異，因此農(nóng)地確權政策的影響會因為地理區(qū)域不同而產(chǎn)生差異。本文根據(jù)家庭所在城市，結合國家地理區(qū)域劃分，將位于東北平原、華北平原、長江中下游平原和關中平原的樣本統(tǒng)一定義為平原組，將位于其他地區(qū)的樣本定義為非平原組，進行分組回歸。分組回歸的結果見表4 中（1）列和（2）列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權的回歸系數(shù)均能通過統(tǒng)計性檢驗，但對系數(shù)的大小而言，平原組的估計系數(shù)要小于非平原組，這說明農(nóng)地確權政策對于平原地區(qū)農(nóng)戶間收入不平等的縮小作用更為明顯。結合現(xiàn)實具體情況，本文認為農(nóng)地確權政策對于平原地區(qū)農(nóng)戶家庭作用更為明顯的原因是由于平原地區(qū)的農(nóng)地糾紛更加嚴重，因此農(nóng)地確權帶來的收益也更加明顯。具體而言，這一方面可能是因為平原地區(qū)用作劃分邊界的田坎和田壟是由相鄰農(nóng)戶各自的土地所共同構成，因此在“面積不準、四至不清”的情況下農(nóng)戶有動機進行激烈的利益博弈，從而產(chǎn)生土地糾紛。山地、丘陵等地形崎嶇的地區(qū)在劃分土地時較多利用自然地形作為邊界，因此農(nóng)戶間進行利益博弈的動機較小。另一方面，不同地形區(qū)域之間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式和城市化建設進程的差異也十分明顯，隨著平原地區(qū)的農(nóng)業(yè)規(guī)模化生產(chǎn)進程的加快及城市建設用地面積的迅速擴張，市場對于土地的需求量在速度增加，農(nóng)地的交易價值不斷攀升，因而農(nóng)戶有著更強的經(jīng)濟動機來爭奪產(chǎn)權模糊的農(nóng)地。

表4 異質性分析

其次，農(nóng)地確權能夠產(chǎn)生作用的直接原因在于排他性的強約束產(chǎn)權在極大程度上降低了農(nóng)戶的維權成本。因此，農(nóng)地確權政策對于有著不同維權成本的農(nóng)戶家庭的實際影響也會有所區(qū)別。就農(nóng)地的維權成本而言，土地破碎化程度是重要的影響因素之一。破碎而又散布多片的農(nóng)地不僅增加了維護農(nóng)地產(chǎn)權和產(chǎn)出所有權所需的時間和金錢成本，還能夠提高發(fā)生農(nóng)地糾紛的可能。因此，本文根據(jù)家庭土地破碎化程度進行劃分樣本后進行了回歸分析。具體而言，本文參考黃祖輝等（2014）的做法，以家庭總耕地面積與最大一塊耕地面積之比作為耕地破碎化的代理變量，該變量越大表明耕地破碎越嚴重。本文按照代理變量的中位數(shù)進行劃分，將大于等于樣本中位數(shù)的家庭定義為高破碎化家庭，反之為低破碎化家庭，隨后進行分組回歸?；貧w結果見表4 中（3）列和（4）列所示。從中可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權對于高破碎化家庭的估計系數(shù)要明顯小于低破碎化家庭，說明農(nóng)地確權對于土地破碎較為嚴重、維權成本較高家庭的相收入差距的縮小作用更為顯著。同時，這也進一步佐證了農(nóng)地確權頒證政策的確能夠降低維護農(nóng)地產(chǎn)權安全的時間和金錢。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證基準回歸中所得結論的可靠性，本文對基準回歸模型進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。

首先，農(nóng)戶之間收入差距的縮小存在兩種可能：一種可能是低收入農(nóng)戶家庭確權后收入水平有著更為明顯的增加，進而縮小了其與高收入家庭之間的收入差距；另一種可能是高收入農(nóng)戶家庭在城市化過程中的市民化，使得處理組中低收入家庭的收入排序變相提高，進而縮小了農(nóng)戶之間的相對收入差距。為了消除樣本變動可能帶來的混淆影響，本文結合了兩個年份的調查數(shù)據(jù)，剔除了進入與退出的樣本，使用兩年都接受調查的樣本家庭組成的平衡面板數(shù)據(jù)進行了重新估計，估計結果見表5 中（1）列所示，從可以看出，農(nóng)地確權的估計系數(shù)有所下降，但依舊在5%的統(tǒng)計性水平上顯著，說明樣本的進入與退出導致了一定程度上對農(nóng)地確權作用的高估，但農(nóng)地確權對收入差距的縮小作用仍是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

其次，特殊地區(qū)樣本選取和抽樣不均也可能影響結論的穩(wěn)健性。因此，本文首先剔除了北京、天津、上海和重慶4 個地區(qū)的農(nóng)戶樣本家庭，因為這4 個直轄市的經(jīng)濟實力雄厚，且在管理體制、政策自主權、官員考核等方面與其他地區(qū)存在較大差異。此外，本文還剔除了青海、西藏和新疆地區(qū)的樣本家庭（由于CHFS 數(shù)據(jù)在追蹤調查時便未涵蓋港澳臺地區(qū)，因此本文在剔除特殊地區(qū)樣本時所使用的樣本并未不包含港澳臺地區(qū)），因為這三個地區(qū)的自然地理和社會經(jīng)濟狀況與其他地區(qū)明顯不同，而且調查樣本數(shù)量過少。剔除上述地區(qū)樣本家庭后的回歸結果見表5 中（2）列所示，可以看出，農(nóng)地確權的估計系數(shù)的顯著性水平并無明顯變化。

再次，被解釋變量的計算方式和回歸方程的估計方法也可能影響基準結論的可靠性。本文在基準回歸中使用的是以村為群組計算出的相對剝奪指數(shù)，因此，本文在穩(wěn)健性檢驗部分進一步以省為群組計算出了以同一省份其他農(nóng)戶為參照群組所得的相對收入剝奪指數(shù)，用以替換基準回歸中的被解釋變量，并將標準誤差聚類到省級層面重新進行回歸，回歸結果見表5 中（3）列所示，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權也能縮小農(nóng)戶家庭在省級層面的相對收入剝奪指數(shù)，但效應明顯低于村級層面的相對收入剝奪指數(shù)，這可能是由于省內不同區(qū)域之間存在著巨大的發(fā)展鴻溝，因而抑制了確權對于落后地區(qū)農(nóng)戶相對收入組的促進作用。

最后，由于相對收入剝奪指數(shù)屬于雙側截斷變量，本文使用更加適用于截斷數(shù)據(jù)的Tobit 模型進行了重新估計，估計結果如表5 中（4）列所示，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權對相對收入剝奪指數(shù)仍有著顯著的負向影響，進一步證明了基準回歸結論的穩(wěn)健性。

五、機制檢驗與擴展分析

（一）機制檢驗

前文基準回歸分析結果表明，農(nóng)地確權政策的確能夠縮小頒證農(nóng)戶與其他農(nóng)戶之間的相對收入差距。那么，進一步需要分析的便是農(nóng)地確權影響相對收入差距的作用機制。如前文理論分析部分的闡述，農(nóng)地確權影響農(nóng)戶之間收入差距的因素可能在于將土地財產(chǎn)權利變?yōu)槭芊杀Ｗo的“準私有”財產(chǎn)，消除了低收入家庭在配置土地資源時所面臨的制度成本，進而通過提高低收入農(nóng)戶家庭的要素配置效率和收益從而縮小農(nóng)村間的收入差距。因此，本文在這一部分將著重分析農(nóng)地確權如何影響不同收入水平農(nóng)戶家庭的生產(chǎn)要素配置。

表6 中匯報了分別以有償流轉土地（有償流轉=1，否則=0）、土地流轉金額（元）、非農(nóng)就業(yè)時間（月數(shù)）和非農(nóng)就業(yè)收入（元）作為被解釋變量的回歸結果。表6 的（1）列是在全部樣本情況下的進行的回歸，（2）列和（3）列則是根據(jù)家庭在農(nóng)地確權發(fā)生前收入高低進行劃分（家庭收入大于等于總樣本家庭收入中位數(shù)定義為高收入家庭，反之為低收入家庭）后分樣本進行回歸的結果。由表6 中Panel A 可以看出，全樣本回歸情況下農(nóng)地確權對土地有償流轉的系數(shù)在10%的統(tǒng)計性水平上顯著為正，說明農(nóng)地確權促進了土地流轉市場化的發(fā)育，提高了有償轉出土地的概率。在分樣本回歸中，農(nóng)地確權對低收入農(nóng)戶家庭土地有償流轉的系數(shù)在5%的統(tǒng)計性水平上顯著，對高收入家庭土地有償流轉的系數(shù)則不能通過顯著性檢驗，這說明土地產(chǎn)權預期不穩(wěn)定時低收入農(nóng)戶家庭的土地要素往往無法得到最優(yōu)配置，因此確權頒證對低收入家庭土地要素的再配置起著更為明顯的促進作用。

表6 機制檢驗

由表6 中Panel B 可以看出，全樣本回歸情況下農(nóng)地確權對土地流轉收入的系數(shù)在1%的統(tǒng)計性水平上顯著為正，說明農(nóng)地確權后土地財產(chǎn)屬性的增長和土地交易市場的發(fā)展提高了土地要素的市場價格，增加了農(nóng)戶流轉土地獲得的財產(chǎn)性收入。在分樣本回歸中，農(nóng)地確權對不同收入水平農(nóng)戶家庭土地流轉收入的估計系數(shù)均顯著為正，說明農(nóng)地確權后土地流轉市場的發(fā)育在增加低收入家庭土地流轉收入的同時，也提高了土地這一生產(chǎn)要素的整體市場價值，進而使得高收入家庭也從土地流轉中獲得的收入也有所增加，但就系數(shù)大小而言，低收入農(nóng)戶家庭的估計系數(shù)要明顯高于高收入農(nóng)戶家庭，說明低收入農(nóng)戶家庭從土地流轉中獲取的租金收益增長更為明顯。

由表6 中Panel C 部分可以看出，全樣本回歸結果顯示農(nóng)地確權對非農(nóng)就業(yè)的估計系數(shù)并未通過顯著性檢驗。在分樣本回歸中，農(nóng)地確權對高收入農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)時間同樣無法通過顯著性檢驗，但對低收入農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)時間在5%的統(tǒng)計性水平上顯著為正。結合前文理論分析部分可知，這說明農(nóng)地確權在賦予農(nóng)戶家庭“準私有”的土地財產(chǎn)性質后，使得低收入農(nóng)戶家庭能夠在保留土地所發(fā)揮出的生計退路的同時加速了勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部分向非農(nóng)部門的轉移。

由表6 中Panel D 可以看出，全樣本回歸結果顯示農(nóng)地確權對非農(nóng)就業(yè)收入的估計系數(shù)在10%的統(tǒng)計性水平上顯著為正。在分樣本回歸中，農(nóng)地確權對高收入農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)收入的估計系數(shù)未能通過顯著性檢驗，對低收入農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)收入的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計性水平上顯著為正。低收入農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)收入的增加既有農(nóng)地確權使得低收入農(nóng)戶家庭勞動力加速向非農(nóng)部門轉移的原因，還有著產(chǎn)權安全后低收入農(nóng)戶家庭勞動力就業(yè)搜索范圍擴大后使得優(yōu)質就業(yè)機會增加的結果。

綜上所述，證書的領取縮小農(nóng)戶家庭與其他家庭之間相對收入差距的作用機制是：一是農(nóng)業(yè)確權增加了土地的財產(chǎn)性屬性，促進了土地流轉市場的發(fā)展，增加了低收入農(nóng)戶土地轉出的概率，提高了轉出土地獲得的租金收入，進而增加了家庭的財產(chǎn)性收入。二是農(nóng)地確權弱化了產(chǎn)權安全模糊對勞動力轉移的“鎖定效應”，加速了低收入農(nóng)戶家庭勞動力向非農(nóng)就業(yè)部門的轉移速度，增加了非農(nóng)就業(yè)時長，進而對低收入農(nóng)戶家庭工資性收入有著更為明顯的提升作用。

（二）擴展分析

前文中基于全樣本分析了農(nóng)地確權頒證政策對農(nóng)村內部收入差距的實際影響和作用機制，但這一作用是否會受其他因素影響？亦或因其他因素而有所差異？對于上述問題的回答也有利于進一步加深對農(nóng)地確權頒證政策的理解。本文接下來將會結合家庭社會保障情況和地區(qū)要素市場發(fā)育水平進行擴展性分析，以回答上述問題。

1.基于家庭社會保障狀況的擴展性分析

前文分析中，土地所發(fā)揮的非正式社會保障作用是低收入家庭配置資源的影子成本之一。已有研究發(fā)現(xiàn)，社會養(yǎng)老保險不僅能夠直接調節(jié)農(nóng)戶之間的收入差距，而且還有著替代土地養(yǎng)老，進而促進勞動力轉移和縮小收入差距的間接作用（楊晶和鄧悅，2020）。因此，本文接下來根據(jù)家庭社會養(yǎng)老保險參與狀況，嘗試進一步分析社會養(yǎng)老保險是否會影響到農(nóng)地確權的收入差距緩解作用。參考楊晶和鄧悅（2020）的研究，將農(nóng)戶家庭成年人中養(yǎng)老保險覆蓋率作為家庭社會保障的代理變量，將養(yǎng)老保險覆蓋率及其與農(nóng)地確權政策的交互項加入基準回歸中，用以考察農(nóng)地確權對不同。

回歸結果見表7，從表7 中可以看出，家庭養(yǎng)老保險參與率對相對剝奪指數(shù)的系數(shù)顯著為負，說明社會養(yǎng)老保險能夠起到改善低收入農(nóng)戶家庭收入水平，調節(jié)農(nóng)戶之間收入差距的作用，這與楊晶和鄧悅（2020）的研究結果保持一致；農(nóng)地確權政策與家庭養(yǎng)老保險參與率的交互項顯著為負，說明農(nóng)地確權政策對家庭養(yǎng)老保險參與率較高家庭的相對收入剝奪指數(shù)起著更為明顯的降低作用，即農(nóng)地確權政策與社會養(yǎng)老保險能夠形成合力，進而更加有效地發(fā)揮出縮小農(nóng)村內部收入差距的“益貧”作用。

表7 基于養(yǎng)老保險參與率的擴展性分析

2.基于要素市場發(fā)展情況的異質性分析

農(nóng)地確權頒證政策能夠收入縮小農(nóng)村內部的收入差距得益于確權頒證后低收入農(nóng)戶家庭生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置，但農(nóng)戶家庭的要素配置行為也會受到當?shù)匾厥袌龅陌l(fā)展水平的影響（汪雨雨等，2020）。因此，地區(qū)要素市場的發(fā)展差異也會影響到農(nóng)地確權頒證政策的實際作用大小。本文接下來根據(jù)地區(qū)要素市場發(fā)展水平進行劃分，以分析農(nóng)地確權政策所起到的“增收縮距”作用究竟會受到地區(qū)要素市場的何種影響。具體而言，本文參考楊子等（2019）的做法，使用同一縣域內除本家庭之外其余家庭的平均土地流轉頻率和平均非農(nóng)就業(yè)比重作為反映當?shù)赝恋亟灰资袌龊蛣趧恿蜆I(yè)市場發(fā)展水平的代理指標，隨后將土地交易市場發(fā)展水平和勞動力就業(yè)市場發(fā)展水平分別于農(nóng)地確權政策做交互項加入基準回歸方程中進行實證分析。

回歸結果見表8，表8 中（1）列和（2）列分別匯報了農(nóng)地確權與土地市場發(fā)展水平和勞動力市場發(fā)展水平交互項的回歸結果。從結果中可以看出，農(nóng)地確權政策與土地市場發(fā)展水平和勞動力市場發(fā)展水平的交互項分別在10%和1%的統(tǒng)計性水平上顯著為負，說明在要素市場較為發(fā)達的地區(qū)，農(nóng)地確權政策對農(nóng)戶間相對收入差距所起到的縮減作用更為明顯，即地區(qū)要素市場發(fā)育水平能夠起到強化農(nóng)地確權政策縮小相對收入差距的作用。結合前文分析，這可能是由于較為完善的要素市場能夠更好地發(fā)揮出農(nóng)地確權促進低收入農(nóng)戶家庭更好地優(yōu)化要素配置和提高資源配置收益，進而縮小不同收入水平農(nóng)戶家庭之間從要素配置收益所得收入的差距。

表8 基于要素市場發(fā)育水平的擴展性分析

六、結論

產(chǎn)權不明晰情況下要素配置效率的差異可能是影響農(nóng)村內部收入差距的影響因素之一。本文使用農(nóng)戶家庭微觀調查數(shù)據(jù)，結合分批次試點實施的農(nóng)地確權頒證政策實證分析了農(nóng)地確權對農(nóng)村內部收入差距的影響。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權政策能夠起到降低農(nóng)戶家庭的相對收入差距剝奪指數(shù)，緩解農(nóng)村內部收入差距的作用。但這種“益貧”作用受到農(nóng)戶家庭的農(nóng)地資源稟賦影響，對平原地區(qū)和高土地破碎化的農(nóng)戶家庭作用更為明顯。進一步分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權縮小收入差距的微觀的作用機制是更有效地促進了低收入農(nóng)戶家庭市場化的配置土地和勞動力資源，從而獲得了更高的土地租金和非農(nóng)就業(yè)收入。同時，擴展性分析表明，家庭社會保障狀況和地區(qū)要素市場發(fā)育水平是影響農(nóng)地確權縮小農(nóng)村內部小隊收入差距的重要調節(jié)因素。本文的分析提供了農(nóng)地確權如何通過收斂農(nóng)戶家庭之間要素配置差距從而縮小農(nóng)村內部收入差距的經(jīng)驗證據(jù)，一定程度上彌補了現(xiàn)有關于土地產(chǎn)權與農(nóng)村收入差距之間相關研究的空白，回應了農(nóng)地產(chǎn)權確立能否在提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的同時兼顧公平這一重要問題，為進一步深化改革農(nóng)村土地產(chǎn)權制度以實現(xiàn)農(nóng)村內部包容性增長提供了參考。

從本文研究結果中可得出如下啟示。第一，農(nóng)地確權政策在改善低收入農(nóng)戶家庭生產(chǎn)要素配置效率時能夠發(fā)揮出更加明顯的作用，說明農(nóng)地確權政策對農(nóng)村內部包容性增長起到積極的促進作用。因此，在今后進一步深化農(nóng)村產(chǎn)權制度的改革過程中要堅持保障農(nóng)民土地的產(chǎn)權安全，在保障農(nóng)戶家庭更加自由的處置農(nóng)地的使用權和經(jīng)營權的基礎上進一步發(fā)揮土地財產(chǎn)功效，建立健全農(nóng)村土地產(chǎn)權交易市場，鼓勵土地經(jīng)營權依法自愿有償轉讓。第二，農(nóng)地確權政策除去能夠推動農(nóng)村家庭市場化地流轉土地之外，還能夠促進農(nóng)戶家庭勞動力要素的優(yōu)化配置。因此，在深化農(nóng)村內部產(chǎn)權制度改革的同時，進一步解決城鄉(xiāng)、工農(nóng)之間勞動力要素流動不暢問題，破除阻礙要素自由流動和平等交換的體制機制壁壘，在保障農(nóng)民土地權益的基礎上加速農(nóng)業(yè)勞動力的自由轉移，幫助農(nóng)戶家庭獲得更多的優(yōu)質非農(nóng)就業(yè)機會，為農(nóng)戶家庭通過勞動力轉移實現(xiàn)收入增長和縮小階層差距提供有力支持。