楊丹等:農(nóng)地確權(quán)緩解了農(nóng)戶(hù)收入不平等嗎？

——基于IVQR模型的分析

[摘要]緩解農(nóng)戶(hù)收入不平等對(duì)我國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定與發(fā)展具有重要意義。土地要素是緩解農(nóng)戶(hù)收入不平等的重要因素，而農(nóng)地確權(quán)作為切實(shí)保障農(nóng)民土地權(quán)益的重要舉措，是否能夠減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等十分值得關(guān)注。本文通過(guò)構(gòu)建理論框架分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響，并基于中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）2014年的數(shù)據(jù)使用工具變量分位數(shù)回歸（IVQR）方法和Bootstrap技術(shù)，在處理農(nóng)地確權(quán)的內(nèi)生性基礎(chǔ)上研究其對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響，并進(jìn)行區(qū)域異質(zhì)性分析。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)確實(shí)有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等，東部和西部地區(qū)效果尤為明顯。本研究對(duì)于評(píng)估農(nóng)地確權(quán)政策效果、深化農(nóng)村土地制度改革，助力實(shí)現(xiàn)全面脫貧目標(biāo)和實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要的參考價(jià)值。

[關(guān)鍵詞]農(nóng)地確權(quán)；分位數(shù)回歸；收入不平等；非參數(shù)回歸；Bootstrap技術(shù)

一、引言

農(nóng)地確權(quán)是明晰農(nóng)民土地產(chǎn)權(quán)，切實(shí)保障農(nóng)戶(hù)收益的重要舉措，是深化農(nóng)村土地制度改革的重要基礎(chǔ)。2008年，黨的十七屆三中全會(huì)就明確提出要“賦予農(nóng)民更加充分而有保障的土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)”和“搞好農(nóng)村土地確權(quán)、登記、頒證工作”。2013年中央一號(hào)文件《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，進(jìn)一步增強(qiáng)農(nóng)村發(fā)展活力的若干意見(jiàn)》又進(jìn)一步提出全面開(kāi)展農(nóng)村土地確權(quán)登記頒證工作，用5年時(shí)間基本完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)確權(quán)登記頒證工作，妥善解決農(nóng)戶(hù)承包地塊面積不準(zhǔn)、四至不清等問(wèn)題。2018年，中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)要全面完成土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)確權(quán)登記頒證工作，實(shí)現(xiàn)承包土地信息聯(lián)通共享。在此背景下，對(duì)農(nóng)地確權(quán)的政策效果評(píng)估便成為了重要的研究議題。與此同時(shí)，中國(guó)居民收入不平等程度不斷擴(kuò)大，尤其是農(nóng)村內(nèi)部農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等程度加劇引起了學(xué)者們的持續(xù)關(guān)注。農(nóng)戶(hù)收入不平等的持續(xù)加劇不僅不利于農(nóng)村全面脫貧，也不利于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施，還影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的穩(wěn)定與發(fā)展。而土地要素是緩解農(nóng)戶(hù)收入不平等的重要因素。因此，本文旨在從理論和實(shí)證角度探討農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響。

與本文相關(guān)的現(xiàn)有研究主要包括農(nóng)戶(hù)收入不平等產(chǎn)生的原因，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入及其不平等的影響等方面。關(guān)于農(nóng)戶(hù)收入不平等的研究主要從農(nóng)村區(qū)域間的不平等和農(nóng)戶(hù)內(nèi)部收入不平等兩方面展開(kāi)。影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的宏觀因素主要包括：產(chǎn)業(yè)分異[1]、非農(nóng)就業(yè)和勞動(dòng)力流動(dòng)[2][3]、區(qū)域發(fā)展以及制度與政策差異等[4]；從微觀因素來(lái)看，農(nóng)戶(hù)的人力資本[5][6]、物質(zhì)資本、金融資產(chǎn)以及社會(huì)資本[7] [8]等是造成農(nóng)戶(hù)收入不平等的重要根源。現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于農(nóng)地制度改革的研究非常多，但關(guān)于農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等影響的直接研究相對(duì)較少。有文獻(xiàn)指出農(nóng)地制度改革減緩了土地分配本身存在的不平等現(xiàn)象[9][10]，并有助于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等[11]；還有文獻(xiàn)表明農(nóng)地確權(quán)有助于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[12]；并增加農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入[13][14]。缺乏正式的財(cái)產(chǎn)權(quán)對(duì)窮人構(gòu)成嚴(yán)重的限制[15]，農(nóng)地確權(quán)有助于增加貧困人口的脫貧能力[16]，并減少貧困[15]。而間接的證據(jù)表明，農(nóng)地確權(quán)有利于促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)[17][18]、有效激勵(lì)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資[19][20]、促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移[21]、緩解農(nóng)戶(hù)信貸約束[22]，從而減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等[23] [24][25]。

通過(guò)梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響研究主要是間接研究，因此本文旨在直接分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響，以對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)做有益的補(bǔ)充；也試圖從農(nóng)戶(hù)收入不平等的角度評(píng)估農(nóng)地確權(quán)的政策效果，為全面脫貧目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施提供理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文嘗試從農(nóng)戶(hù)微觀層面分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)收入不平等的影響，因此在實(shí)證分析過(guò)程中采取分位數(shù)回歸（QR）方法[26] [27]，分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)不同分位水平下農(nóng)戶(hù)收入的影響，然后分別估計(jì)農(nóng)地確權(quán)對(duì)不同收入組農(nóng)戶(hù)收入的邊際貢獻(xiàn)。若農(nóng)地確權(quán)對(duì)低收入組農(nóng)戶(hù)收入的邊際貢獻(xiàn)大于中等收入人群和高收入人群，則表明農(nóng)地確權(quán)減緩了農(nóng)戶(hù)收入不平等，反之則擴(kuò)大了農(nóng)戶(hù)收入不平等。同時(shí)，為保證結(jié)論的可靠性，本文在分位數(shù)回歸的基礎(chǔ)上進(jìn)一步采用分位差異檢驗(yàn)，檢驗(yàn)高分位點(diǎn)與低分位點(diǎn)的系數(shù)差在統(tǒng)計(jì)意義是否顯著。

本文其余章節(jié)安排如下：第二部分是理論分析框架；第三部分是實(shí)證研究設(shè)計(jì)，包括數(shù)據(jù)來(lái)源、變量定義、描述性統(tǒng)計(jì)以及實(shí)證模型設(shè)定；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析，包括分位數(shù)回歸（Quantile regression，QR）分析結(jié)果，工具變量分位數(shù)回歸（Instrumental variable quantile regression，IVQR）分析結(jié)果，分位差異性檢驗(yàn)，以及不同區(qū)域的異質(zhì)性分析；最后一部分是結(jié)論與啟示。

二、理論分析框架

理論研究表明，農(nóng)地確權(quán)能夠通過(guò)降低農(nóng)戶(hù)對(duì)土地產(chǎn)權(quán)的不確定預(yù)期，從而通過(guò)影響農(nóng)戶(hù)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)、家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移以及農(nóng)戶(hù)信貸約束等途徑減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。農(nóng)地確權(quán)通過(guò)促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的途徑減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等主要是因?yàn)檗r(nóng)地確權(quán)能保障地權(quán)完整性，提高農(nóng)戶(hù)對(duì)土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的認(rèn)知，增強(qiáng)其對(duì)地權(quán)穩(wěn)定性的信心、明晰土地產(chǎn)權(quán)邊界、減少土地交易糾紛、提高地權(quán)穩(wěn)定性，從而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)[28][29]。而農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后留下的“剩余土地”若流向小農(nóng)戶(hù)，則能夠促進(jìn)小農(nóng)戶(hù)實(shí)現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營(yíng)，并實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)效益增值，因此農(nóng)地流轉(zhuǎn)有助于縮小農(nóng)戶(hù)收入差距[23]。農(nóng)地確權(quán)通過(guò)促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的途徑減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等主要是因?yàn)檗r(nóng)地確權(quán)不僅影響著土地資源的利用方式和效率，而且直接影響農(nóng)戶(hù)的就業(yè)選擇和轉(zhuǎn)移方式。一方面農(nóng)地確權(quán)通過(guò)促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)釋放更多剩余勞動(dòng)力，促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移；另一方面農(nóng)地確權(quán)有利于穩(wěn)定地權(quán)，保障農(nóng)戶(hù)的土地權(quán)益，減輕外出務(wù)工農(nóng)戶(hù)的后顧之憂，降低勞動(dòng)力遷移的機(jī)會(huì)成本，從而促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移[30] [21]。而農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移不僅能夠提高農(nóng)村居民收入水平，縮小農(nóng)村居民的收入差距，而且可以改善貧困農(nóng)村居民的收入不平等，進(jìn)而緩解農(nóng)戶(hù)的貧困狀況[24]。農(nóng)地確權(quán)通過(guò)緩解農(nóng)戶(hù)信貸約束，增加農(nóng)戶(hù)信貸可得性的途徑減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等主要是因?yàn)檗r(nóng)地確權(quán)賦予了土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的抵押擔(dān)保權(quán)能，讓其能夠成為農(nóng)村正規(guī)金融機(jī)構(gòu)認(rèn)可的有效抵押品，使農(nóng)戶(hù)有機(jī)會(huì)通過(guò)抵押貸款的方式獲得信貸融資，解決農(nóng)戶(hù)的標(biāo)準(zhǔn)抵押品不足的問(wèn)題，緩解農(nóng)戶(hù)的信貸約束 [13] [31]。而農(nóng)戶(hù)信貸約束的緩解，有利于改善農(nóng)戶(hù)收入不平等[25]。

基于現(xiàn)有文獻(xiàn)研究，本文提出農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的理論分析框架，如圖1所示，在此基礎(chǔ)上提出本文的研究假說(shuō)：農(nóng)地確權(quán)能夠減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    因?yàn)橥恋匾厥蔷徑廪r(nóng)戶(hù)收入不平等的重要稟賦因素，農(nóng)地確權(quán)這項(xiàng)農(nóng)地制度改革不僅能夠緩解農(nóng)戶(hù)在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)與農(nóng)業(yè)之間的勞動(dòng)力配置導(dǎo)致的收入差異，還能夠緩解農(nóng)村財(cái)產(chǎn)分配不平等造成的收入不平等的影響。現(xiàn)有大量研究也表明，農(nóng)地確權(quán)能通過(guò)降低農(nóng)戶(hù)對(duì)土地產(chǎn)權(quán)的不確定預(yù)期，影響農(nóng)戶(hù)的農(nóng)地流轉(zhuǎn)、家庭勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移以及農(nóng)戶(hù)信貸約束等途徑減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。因此本文提出農(nóng)地確權(quán)能夠減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等的理論假說(shuō)，并在后文實(shí)證部分用具有代表性的中國(guó)家庭微觀數(shù)據(jù)對(duì)研究假說(shuō)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期獲得農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

    三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

    （一）數(shù)據(jù)與變量

    1.數(shù)據(jù)來(lái)源

    本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的“中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）2014年數(shù)據(jù)。該調(diào)查聚焦于中國(guó)勞動(dòng)力的現(xiàn)狀與變遷，內(nèi)容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、基層組織等眾多研究議題。該調(diào)查樣本覆蓋中國(guó)29個(gè)省市自治區(qū)（除港澳臺(tái)、西藏、海南外）、401個(gè)村莊（社區(qū)），共計(jì)14214個(gè)家庭戶(hù)。調(diào)查對(duì)象為樣本家庭戶(hù)中的全部勞動(dòng)力（年齡15至64歲的家庭成員）。在抽樣方法上，采用多階段抽樣（Multistage ClusterSampling）、多層次抽樣（Stratified Sampling）與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法（PPS Sampling）。該調(diào)查采取計(jì)算機(jī)輔助調(diào)查技術(shù)（Computer Assisted Personal Interviewing，CAPI）開(kāi)展入戶(hù)訪問(wèn)，以期收集多重?cái)?shù)據(jù)，保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，提高整體效率。調(diào)查問(wèn)卷包含了個(gè)人、家庭以及村莊3個(gè)層面的調(diào)查信息。本研究重點(diǎn)關(guān)注的是農(nóng)地確權(quán)，由于上海市、青海省農(nóng)地確權(quán)數(shù)據(jù)缺失，因此在清理數(shù)據(jù)之后，本文最終使用的數(shù)據(jù)包括27個(gè)省市自治區(qū)的5743個(gè)農(nóng)戶(hù)。

    2.變量定義

    本文的被解釋變量為家庭人均純收入。核心自變量為農(nóng)地確權(quán)，用“家庭是否領(lǐng)到《農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證書(shū)》”進(jìn)行度量。本文重點(diǎn)考慮了農(nóng)地確權(quán)的內(nèi)生性問(wèn)題。原因在于以下幾個(gè)方面：一是農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)戶(hù)收入可能存在反向因果關(guān)系。一方面農(nóng)地確權(quán)的農(nóng)戶(hù)土地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定，更敢于在土地上投資，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率更高，農(nóng)戶(hù)收入也更高；另一方面收入高的農(nóng)戶(hù)更在意土地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定。二是遺漏變量和測(cè)量誤差問(wèn)題。三是現(xiàn)有文獻(xiàn)也在研究中關(guān)注并處理了農(nóng)地確權(quán)的內(nèi)生性問(wèn)題[32] [15] [33]。因此本文引入工具變量處理農(nóng)地確權(quán)的內(nèi)生性問(wèn)題。工具變量需要滿(mǎn)足以下兩個(gè)條件：與家庭農(nóng)地是否確權(quán)相關(guān)，與家庭收入不相關(guān)。本文借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[34]選取村莊農(nóng)地確權(quán)的比例作為工具變量。村莊農(nóng)地確權(quán)的比例對(duì)家庭是否農(nóng)地確權(quán)有影響，但是對(duì)農(nóng)戶(hù)收入沒(méi)有直接影響，以村莊農(nóng)地確權(quán)比例作為家庭是否農(nóng)地確權(quán)的工具變量是可行的。因此，本文的工具變量為村莊中領(lǐng)到《農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證書(shū)》的家庭比例。

    本文的控制變量包括物質(zhì)資本、金融資產(chǎn)、社會(huì)資本、村莊特征和家庭特征等。考慮到具有小農(nóng)經(jīng)濟(jì)特征的家庭主要依賴(lài)土地生產(chǎn)要素，因而本文用家庭耕地面積、家庭是否有大型農(nóng)機(jī)具來(lái)度量物質(zhì)資本。農(nóng)戶(hù)金融資產(chǎn)和借貸已經(jīng)成為影響農(nóng)戶(hù)收入的重要因素[35]，因而本文用家庭負(fù)債和金融產(chǎn)品度量金融資產(chǎn)。本文參照學(xué)者們公認(rèn)的政治面貌[36]和禮金支出[37]作為衡量社會(huì)資本的指標(biāo)，主要包括主事者是否為中共黨員和家庭禮金支出。教育所體現(xiàn)的人力資本是影響農(nóng)戶(hù)收入的重要因素[38]，因而本文選取主事者受教育水平作為人力資本的衡量指標(biāo)。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和特征對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的影響已被眾多研究者所證實(shí)[39]，因此本文選取村人均年收入水平、村莊是否擁有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)以及村莊是否為農(nóng)戶(hù)提供生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)服務(wù)作為村莊特征的衡量指標(biāo)。為了控制農(nóng)戶(hù)異質(zhì)性的影響，設(shè)置家庭特征變量[40]作為控制變量。本文的家庭特征變量主要包括主事者年齡、家庭總?cè)丝凇?wù)工人數(shù)占比、家庭是否有政府補(bǔ)貼、家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入以及家庭信貸可得性。具體的變量定義如下表所示。

表1 變量定義

    3.描述統(tǒng)計(jì)分析

    本文首先采取常用的收入不平等度量指標(biāo)——基尼系數(shù)對(duì)調(diào)查樣本省份的農(nóng)地確權(quán)實(shí)施情況和農(nóng)戶(hù)收入不平等情況進(jìn)行概括性描述。基于CLDS（2014）的微觀數(shù)據(jù)計(jì)算不同省份農(nóng)地確權(quán)的比例及基尼系數(shù)、以及東、中、西部等不同地區(qū)農(nóng)地確權(quán)的比例及基尼系數(shù)，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下表所示。

表2 不同省份農(nóng)地確權(quán)和農(nóng)戶(hù)收入不平等

    由表2可知，農(nóng)地確權(quán)在不同省份的實(shí)施情況存在較為明顯的差異。確權(quán)比例最高的三個(gè)省份分別為云南省、黑龍江省、吉林省，相應(yīng)的確權(quán)比例為95.26%、92.70%、91.20%。確權(quán)比例最低的三個(gè)省為廣東省、北京市、山西省，相應(yīng)的確權(quán)比例為9.37%、10.71%、26.05%。不同省份的農(nóng)戶(hù)收入不平等狀況也存在一定差異，基尼系數(shù)最高的三個(gè)省份分別為四川省、湖北省、云南省，相應(yīng)的基尼系數(shù)為0.63、0.60、0.59。基尼系數(shù)最低的三個(gè)省份分別為寧夏回族自治區(qū)、河北省、湖南省，相應(yīng)的基尼的系數(shù)為0.38、0.41、0.45。與李永友和鄭春榮[41]等學(xué)者基于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)計(jì)算的2012年中國(guó)家庭人均基尼系數(shù)分別為0.5379、0.5272的結(jié)果基本保持一致。

表3不同地區(qū)農(nóng)地確權(quán)和農(nóng)戶(hù)收入不平等

    由表3可知，東、中、西部地區(qū)農(nóng)地確權(quán)比例存在明顯差異，其中西部地區(qū)農(nóng)地確權(quán)的比例最高，為62.28%，東部地區(qū)農(nóng)地確權(quán)的比例最低，為37.10%。東、中、西部地區(qū)的基尼系數(shù)大致相當(dāng)，均高于0.5，表明東、中、西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)收入不平等狀況普遍較為嚴(yán)重。

    （二）實(shí)證模型設(shè)定（略）

    四、實(shí)證結(jié)果分析

    （一）農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響

    為了全面的給出農(nóng)戶(hù)收入決定方程的分位數(shù)回歸結(jié)果，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)常用的分位點(diǎn)選取[44]，本文選擇了5個(gè)具有代表性的分位數(shù)，收入最低10%分位數(shù)和收入最高10%分位數(shù)代表最低收入組和最高收入組，收入1/4分位點(diǎn)、1/2分位點(diǎn)和3/4分位點(diǎn)分別表示中低收入組、中等收入組和中高收入組。

    1.分位數(shù)回歸（QR）結(jié)果

    本文首先基于全樣本通過(guò)普通分位數(shù)回歸分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)不同收入層次的農(nóng)戶(hù)收入的影響，結(jié)果如下表4所示。 

    由表4可知，基于普通分位數(shù)回歸（QR），對(duì)于高收入組，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著負(fù)向影響，對(duì)于低收入組，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)具有顯著正向影響，對(duì)于中等收入組和中高收入組沒(méi)有顯著性影響，但是系數(shù)為負(fù)，對(duì)于中低收入組沒(méi)有顯著性影響，但是系數(shù)均為正。高分位點(diǎn)與低分位點(diǎn)的系數(shù)之差均為負(fù)，表明農(nóng)地確權(quán)有助于緩解農(nóng)民收入不平等。

    2.工具變量分位數(shù)回歸（IVQR）結(jié)果

    在此基礎(chǔ)上，考慮到農(nóng)地確權(quán)可能存在內(nèi)生性，本文進(jìn)一步采用工具變量分位數(shù)回歸（IVQR）方法分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)不同收入組農(nóng)戶(hù)收入的影響，以使對(duì)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的估計(jì)結(jié)果更可靠。本文基于兩階段最小二乘法對(duì)工具變量有效性檢驗(yàn)，在第一階段回歸中F統(tǒng)計(jì)量為251.69，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，基于經(jīng)驗(yàn)法則，可以不必?fù)?dān)心弱工具變量問(wèn)題，同時(shí)在一階段回歸中，工具變量系數(shù)顯著為正，表明工具變量與家庭農(nóng)地是否確權(quán)顯著正相關(guān)，可見(jiàn)工具變量是有效的。同時(shí)本文使用了自助重復(fù)抽樣（Bootstrap）技術(shù)，在每個(gè)分位進(jìn)行回歸時(shí)均做了200次重復(fù)抽樣，以增強(qiáng)估計(jì)、推斷的效能，回歸結(jié)果如表5所示。

    由表5可知，對(duì)于高收入組而言，在5%的顯著性水平下，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著的負(fù)向影響，雖然相比于普通分位數(shù)回歸而言，系數(shù)更小，表明普通分位數(shù)回歸可能會(huì)低估對(duì)于高收入組而言農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入的負(fù)向作用，但是普通分位數(shù)回歸與工具變量分位數(shù)回歸的系數(shù)符號(hào)均為負(fù)。對(duì)于低收入組、中低收入組、中等收入組和中高收入組，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入沒(méi)有顯著性影響，但是對(duì)于低收入組，農(nóng)地確權(quán)的系數(shù)為正，對(duì)于中低收入組、中等收入組，中高收入組，農(nóng)地確權(quán)的系數(shù)為負(fù)。可見(jiàn)，普通分位數(shù)回歸和工具變量分位數(shù)回歸的高分位點(diǎn)與低分位點(diǎn)的系數(shù)差均為負(fù)，表明工具變量分位數(shù)回歸的結(jié)果與分位數(shù)回歸的結(jié)果基本保持一致，即農(nóng)地確權(quán)有助于緩解農(nóng)民收入不平等這一結(jié)論是穩(wěn)健的，同時(shí)也說(shuō)明普通分位數(shù)回歸的結(jié)果是可以接受的。

此外，其他控制變量對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等也存在顯著影響。在物質(zhì)資本方面，除高收入組之外的收入組，耕地面積增加對(duì)農(nóng)戶(hù)收入均具有顯著提升效應(yīng)，對(duì)于低收入組、中低收入組和中等收入組，擁有大型農(nóng)機(jī)具對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著正向影響。在社會(huì)資本方面，對(duì)于低收入組和中低收入組，主事者是中共黨員對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著正向影響，家庭禮金支出增加對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著正向影響。在人力資本方面，主事者受教育水平提升對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著正向影響，且對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)的增收效應(yīng)更大。在村莊特征方面，村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升與村莊有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)均具有顯著正向影響，表明適當(dāng)發(fā)展村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)有利于增加農(nóng)戶(hù)收入。在家庭特征方面，對(duì)于中低收入組和中等收入組，務(wù)工人數(shù)占比提高對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著正向影響。對(duì)于低收入組、中低收入組和中等收入組，農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入增加對(duì)農(nóng)戶(hù)收入具有顯著正向影響。對(duì)于中低收入組、中等收入組、中高收入組和高收入組有政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶(hù)的收入具有顯著負(fù)向影響，表明政府補(bǔ)貼有利于減緩收入不平等。

    3.分位差異性檢驗(yàn)

    本文主要關(guān)注的是農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響，雖然在上面的回歸中，系數(shù)之差就是各變量對(duì)不同收入組農(nóng)戶(hù)收入的邊際貢獻(xiàn)差異，但是無(wú)法很確切地判斷這種差異是否在統(tǒng)計(jì)上顯著。因而本文基于分位數(shù)回歸進(jìn)行分位差異性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。限于篇幅本表僅列示具有代表性的Q90~Q10、Q75~Q25、Q75~Q10、Q90~Q25分位差異檢驗(yàn)結(jié)果。“系數(shù)差”顯著表示該變量對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等有顯著影響。如果其系數(shù)為正，表示該變量拉大了農(nóng)戶(hù)收入不平等；若其系數(shù)為負(fù)，表示該變量減緩了農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    由上表可知，在Q75~Q25列農(nóng)地確權(quán)的系數(shù)不顯著，但是為負(fù)，在Q90~Q10列、Q75~Q10列和Q90~Q25列農(nóng)地確權(quán)的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明總體而言，農(nóng)地確權(quán)顯著減緩了農(nóng)戶(hù)收入不平等，且在Q90~Q10列的系數(shù)最小，表明農(nóng)地確權(quán)縮小高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間收入不平等的作用更大。因此，穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)政策的實(shí)施有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等，助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施。

    在物質(zhì)資本方面，耕地面積的系數(shù)顯著為負(fù)，表明耕地面積增加有利于減緩中高收入組農(nóng)戶(hù)與中低收入組農(nóng)戶(hù)之間和中高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等，在Q90~Q10列大型農(nóng)機(jī)具的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭擁有大型農(nóng)機(jī)具有利于減緩農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等。在金融資產(chǎn)方面，在Q90~Q25列，金融負(fù)債的系數(shù)顯著為正，表明金融負(fù)債增加拉大了高收入組與中低收入組之間的收入不平等。由于對(duì)于收入水平偏低的農(nóng)戶(hù)，生活借貸是家庭借貸的主體。因此，增加低收入農(nóng)戶(hù)的收入，減少其借貸額，可能有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。在社會(huì)資本方面，主事者政治面貌的系數(shù)顯著且為負(fù)，表明主事者是黨員有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。在人力資本方面，在Q90~Q10、Q75~Q25和Q75~Q10列，主事者受教育水平的系數(shù)顯著為負(fù)，表明主事者受教育水平提升會(huì)減緩了高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間、中高收入組與中低收入組之間和中高收入組與低收入組之間的收入不平等。因此，積極提升農(nóng)戶(hù)受教育水平有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    在村莊特征方面，村莊有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)的系數(shù)顯著為負(fù)，且在Q90~Q10列系數(shù)最小，表明村莊有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)減緩了農(nóng)戶(hù)收入不平等，且對(duì)于減緩高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間收入不平等的作用更大。因此，發(fā)展村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)升級(jí)，有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。在家庭特征方面，在Q90~Q25列，務(wù)工人數(shù)占比的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭務(wù)工人數(shù)占比提高有利于減緩高收入組農(nóng)戶(hù)與中低收入組農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等。在Q75~Q10列，家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入增加有利于減緩中高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等。因此，勞動(dòng)力的合理流動(dòng)和家庭農(nóng)業(yè)投入增加，有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    （二）農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的區(qū)域異質(zhì)性分析

    由于不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不一樣，自然條件和農(nóng)戶(hù)資源稟賦存在差異，農(nóng)地確權(quán)的推進(jìn)程度和方式也有所不同，因而本文進(jìn)一步探討農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的區(qū)域異質(zhì)性。本文對(duì)東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)均做了分位差異檢驗(yàn)，結(jié)果如下表7所示。限于篇幅，本文僅列示具有代表性的Q90~Q10、Q75~Q25分位差異檢驗(yàn)結(jié)果。

    由上表可知，對(duì)于東部地區(qū)和西部地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)的系數(shù)顯著為負(fù)，且Q90~Q10列的系數(shù)均小于Q75~Q25列系數(shù)，表明對(duì)于東部地區(qū)和西部地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)顯著減緩了農(nóng)戶(hù)收入不平等，尤其對(duì)高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間收入不平等的減緩作用更明顯。對(duì)于西部地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)的系數(shù)為負(fù)，但是不顯著，表明對(duì)于中部地區(qū)而言，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等沒(méi)有顯著性影響。

    在控制變量方面，對(duì)于東部地區(qū)，在Q90~Q10列村莊有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明對(duì)于東部地區(qū)村莊有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)有利于減緩高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等，家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入的系數(shù)為負(fù)，表明對(duì)于東部地區(qū)，家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)投入有利于緩解農(nóng)戶(hù)收入不平等。對(duì)于中部地區(qū)，在Q90~Q10列村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)顯著為負(fù)，表明對(duì)于中部地區(qū)，村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升有利于緩解農(nóng)戶(hù)收入不平等，務(wù)工人數(shù)占比的系數(shù)顯著為負(fù)，表明對(duì)于中部地區(qū)，增加務(wù)工人數(shù)占比有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。對(duì)于西部地區(qū)，主事者政治面貌的系數(shù)顯著為負(fù)，表明對(duì)于西部地區(qū)主事者是黨員有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    五、結(jié)論與啟示

    中國(guó)農(nóng)戶(hù)收入不平等的持續(xù)加劇不僅不利于農(nóng)村貧困減緩，也不利于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施，還影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的穩(wěn)定與發(fā)展。而農(nóng)地確權(quán)是切實(shí)保障農(nóng)戶(hù)土地權(quán)益的重要舉措，土地是緩解農(nóng)戶(hù)收入不平等的重要因素，因此在2020全面脫貧目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)和鄉(xiāng)村振興實(shí)施的戰(zhàn)略背景下分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響具有十分重要的意義。本文首先構(gòu)建一個(gè)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的理論分析框架，然后基于中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）2014年的數(shù)據(jù)，使用工具變量分位數(shù)回歸（IVQR）方法和Bootstrap技術(shù)在處理農(nóng)地確權(quán)內(nèi)生性基礎(chǔ)上分析農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響。主要結(jié)論及相關(guān)政策啟示為：

第一，農(nóng)地確權(quán)有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。具體而言，農(nóng)地確權(quán)有助于減緩高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間、高收入組農(nóng)戶(hù)與中低收入組農(nóng)戶(hù)之間、中高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等，且對(duì)高收入組農(nóng)戶(hù)與低收入組農(nóng)戶(hù)之間收入不平等的減緩作用更明顯。因此，政府應(yīng)積極穩(wěn)步落實(shí)農(nóng)地確權(quán)頒證工作，明晰農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)，切實(shí)保障農(nóng)民土地權(quán)益，，尤其是對(duì)低收入和中低收入農(nóng)戶(hù)要確保農(nóng)地確權(quán)頒證落到實(shí)處，切實(shí)保障其土地權(quán)益，充分發(fā)揮農(nóng)地確權(quán)政策的政策效應(yīng)，以減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    第二，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響具有區(qū)域異質(zhì)性。具體而言，對(duì)于東部地區(qū)和西部地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等，對(duì)于中部地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等沒(méi)有顯著性影響。因此，政府落實(shí)農(nóng)地確權(quán)政策時(shí)，應(yīng)充分考慮區(qū)域資源稟賦差異包括區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、區(qū)域自然條件等，因地制宜采取合適的配套措施，如對(duì)于東部地區(qū)和西部地區(qū)，積極宣傳農(nóng)地確權(quán)相關(guān)知識(shí)，讓農(nóng)戶(hù)更加了解農(nóng)地確權(quán)相關(guān)政策，以充分發(fā)揮農(nóng)地確權(quán)的政策效應(yīng)，以減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    第三，從農(nóng)戶(hù)所處的外部環(huán)境來(lái)看，村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有利于緩解農(nóng)戶(hù)收入不平等，但存在區(qū)域差異。對(duì)于東部地區(qū)，村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)有利于減緩高收入組與低收入組農(nóng)戶(hù)之間的收入不平等，對(duì)于中部和西部地區(qū)，村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等影響并不顯著。因此，政府應(yīng)鼓勵(lì)和引導(dǎo)發(fā)展非農(nóng)經(jīng)濟(jì)尤其是東部地區(qū)如政府應(yīng)積極鼓勵(lì)農(nóng)產(chǎn)品深加工，延長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)鏈，增加農(nóng)產(chǎn)品附加值，鼓勵(lì)發(fā)展農(nóng)村電商、發(fā)展鄉(xiāng)村旅游等，以調(diào)整優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)升級(jí)，為農(nóng)戶(hù)提供非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)，減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    第四，從農(nóng)戶(hù)自身情況來(lái)看，農(nóng)戶(hù)的非農(nóng)就業(yè)行為有利于減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等，但存在區(qū)域差異。對(duì)于東部和西部地區(qū)，農(nóng)戶(hù)家庭務(wù)工人數(shù)占比提高對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等沒(méi)有顯著性影響，對(duì)于中部地區(qū)，家庭務(wù)工人數(shù)占比提高有利于縮小農(nóng)戶(hù)收入不平等。因此，政府應(yīng)鼓勵(lì)和引導(dǎo)勞動(dòng)力合理流動(dòng)，如不斷完善農(nóng)村社會(huì)保障制度，解決勞動(dòng)力外出面臨“養(yǎng)兒養(yǎng)老”的擔(dān)憂，推進(jìn)戶(hù)籍制度改革，協(xié)同建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場(chǎng)，消除農(nóng)民就業(yè)的制度歧視等，以增加農(nóng)戶(hù)的工資收入，減緩農(nóng)戶(hù)收入不平等。

    需要指出的是，本文的研究?jī)H僅探討了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的影響，尚未估計(jì)農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶(hù)收入不平等的貢獻(xiàn)程度以及探究農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶(hù)收入不平等的機(jī)制，這也是我們未來(lái)的研究方向。

    作者簡(jiǎn)介: 楊丹（1981-），女，湖北宜昌人，博士，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；唐羽（1994-），女，四川蒼溪人，碩士研究生，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，研究方向：經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)。

    中國(guó)鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自： 新疆農(nóng)墾經(jīng)濟(jì)雜志

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