農地賦權與農村內部收入不平等
——基于農地流轉與勞動力轉移的中介作用

牛坤在，許恒周

（天津大學管理與經濟學部，天津 300072）

1 引言

自20世紀70年代末以來，中國農村收入分配不平等呈現不斷惡化的趨勢[1]。2000年中國農村20%高收入戶與20%低收入戶的人均純收入差為6.47倍，2019年擴大至8.46倍[2]。農村內部收入不平等加劇意味著收入向少數農村居民流動，將造成嚴重的階層分化。這不僅會降低農村居民獲得感、幸福感和安全感，還會對經濟發展和社會穩定產生嚴重后果。在中國經濟社會發展的重要轉折時期，縮小不同階層收入差距、提高中低收入群體收入、擴大中等收入群體規模對實現共同富裕和增進民生福祉至關重要。

產權是促進經濟發展的重要因素。家庭聯產承包責任制將農地承包經營權落實到戶，起到了公平分配生產資料，抑制農村收入不平等的積極作用[3]。以激活農地經營權為核心的“三權分置”改革，是繼家庭聯產承包責任制改革后，國家治理現代化條件下增強產權經濟屬性、弱化其社會屬性的表現[4]?！笆奈濉币巹澲赋觥疤剿魍ㄟ^土地、資本等要素使用權、收益權增加中低收入群體要素收入”，其核心要義之一就是通過農地賦權激活土地等要素流動性，提高產權主體收入水平，抑制收入不平等。農地賦權是國家以農村土地集體所有制為前提，將農地確權頒證作為主要手段，從法律層面賦予和保障農戶土地經營權、收益權等權能并落實到戶，以增強產權主體對土地等要素的自主決定和處置能力的過程[5]。這將改變農村土地的原有分配結構和農戶生計模式，進而對收入不平等產生影響。但卻鮮有文獻分析農地賦權對收入不平等的影響及其作用機制。雖然高帆等采用FY方法測算得到2015年農地確權對我國農戶收入不平等的貢獻率為0.182%，卻未對此做進一步的分析和解釋[6]。

農地流轉和勞動力轉移是農地賦權影響農戶家庭收入的關鍵傳導路徑，因而可將與本文主題相關的文獻劃分為農地賦權與農地流轉、勞動力轉移，要素流動與收入不平等兩類，相關研究成果日益豐碩。一方面，雖然農地賦權對農地流轉和勞動力轉移的研究結論尚未統一，但主流觀點支持農地賦權通過強化農地產權安全性、穩定性和排他性，激勵農戶優化家庭要素配置行為，即農地賦權有助于農地流轉[7]和勞動力轉移[8]。另一方面，既有文獻不斷細化農地流轉和勞動力轉移對收入不平等的影響。首先，關于農地流轉方面，一種觀點支持農地流轉對整體收入分配發揮均衡作用。如ZHANG[9]發現，農地通過流向非農收入來源較少的農戶，提高這類農戶耕地和農業收入份額，抵消他們在非農收入渠道方面的劣勢，進而降低農村收入差距。另一種觀點認為，發展中地區普遍存在要素市場不完善的問題[10]，由于高收入農戶所具備的資本優勢和能力，其流轉土地數量多、獲益多，加劇了農村收入差距[2]。在此基礎上，部分學者細分了農地轉入與農地轉出的影響[11]。其次，有關勞動力轉移方面，現有研究表明，雖然勞動力非農轉移是提高貧困群體經濟水平的潛在方式[12]，但是勞動力轉移獲得非農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戶通常缺乏非農收入來源[13]。與之相反的觀點認為，農戶是基于理性選擇較高預期回報的生計方式，并且貧窮家庭將從勞動力轉移中獲得好處[14]，因而適量規模的勞動力轉移對低收入家庭和中等收入家庭的發展有顯著的促進作用[15]。

鑒于此，本文關注的核心問題是農地賦權的收入分配不平等問題，分別考察農地流轉和勞動力轉移的作用機制。具體而言，首先，基于“環境—努力”二元因素機會不平等理論視角，梳理農地賦權與收入不平等的關系；其次，借助2017年浙江大學中國農村家庭追蹤調查數據，實證考察農地賦權對收入不平等的影響及其作用機制；最后，針對不同家庭資本特征進行異質性分析。與既有文獻相比，本文的創新體現在以下兩點：第一，將農地賦權、要素流動與收入不平等納入同一研究框架，回應了農地賦權帶來經濟效率提升是否以犧牲平等為代價這一關鍵問題。伴隨工業化、城鎮化和農業現代化的發展，農村土地所表現出來的經濟屬性促使我們關注更高水平的均衡問題，即是否能夠通過農地賦權讓農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，不僅采用基尼系數從村莊層面考察農地賦權對收入差距的影響，還采用收入相對剝奪指數捕捉微觀層面收入不平等問題，并且通過農戶特征細化農地賦權與收入不平等的微觀機制研究，而這被大多數文獻所忽略。

2 理論分析

農地賦權是指國家在法律層面賦予并保障農戶土地使用權、收益權、配置權等產權權利束。其不僅從法律層面明確了農戶在承包期限內使用土地的合法地位，賦予了農戶更多的土地財產權利[17]，還以農地確權為主要手段，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，提高了土地產權安全性、穩定性和排他性。依據ROEMER[18]提出的“環境—努力”二元因素機會不平等理論，“環境”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會不平等，是不公正的，應該被消除；后者包含工作時間、職業選擇等個人行為因素，其造成的收入不平等是公正的，由個體負責?！碍h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，農地賦權是影響收入不平等的外在“環境”因素，通過加強農地產權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權主體自由行動空間，提高行為主體按其自己的決定和計劃行事的可能性[20]，即為農戶自由選擇農地流轉和勞動力轉移提供了制度保障。當低收入農戶在重新配置家庭資源的過程中獲得比高收入農戶更多的收入時，其收入差距縮小，農地賦權便發揮了抑制農村內部收入不平等的積極作用。

具體而言，低收入農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，在土地流轉中擁有更小的競爭力[21]，而且由于其對農地依賴程度較高，失地風險對其沖擊較大，產權不明晰阻礙了農戶的農業投資及勞動力向非農部門轉移，這些特征決定了低收入農戶參與農地流轉或勞動力轉移時面臨更大的阻礙。而農地賦權通過賦予農戶土地財產權利和穩定安全的土地承包權，一方面，在一定程度上解決了低收入農戶所面臨的土地交易費用高的問題，而且通過提高農戶對農業投資獲得穩定收益的信心，激發其從事農業生產的積極性。另一方面，解決了約束農戶釋放農業勞動力的土地糾紛問題[22]。因此，農地賦權將激勵具有不同就業優勢的低收入農戶家庭重新分配家庭土地和勞動力要素資源，實現經濟最大化。在經濟人假設的前提下，具有農業生產優勢且受到農地面積約束的農戶由于農地產權排他性得到提高，更愿意積極地從事農業生產經營活動，進而轉入農地，擴大農地經營規模，實現規模經濟效應，最終獲得更多的經營性財產；具有非農就業優勢的農戶由于農地產權安全性得到保障，降低了農地流轉風險、被征收和被調整風險，農戶傾向轉出農地[23]，通過轉移勞動力獲得農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，本文認為農地賦權將通過提高低收入農戶收入抑制收入不平等，其作用機制是促進農戶參與農地流轉和勞動力轉移。

3 數據來源與研究設計

3.1 數據來源

數據來源于浙江大學中國家庭大數據庫（CFD）和西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心的中國家庭金融（CHFS）調查合成的2017年中國農村家庭追蹤調查數據（CRHPS）。該數據每兩年開展一次，調研問卷包括個人問卷、家庭問卷和村莊（社區）問卷。個人問卷涉及了個人就業、健康、養老等基本內容，家庭問卷涉及了家庭基本結構、財富、土地利用方式、房產、負債等家庭信息，村莊（社區）問卷涉及了村莊基本特征、民主狀況、村莊治理、基礎設施建設等信息。2017年調查數據涉及全國29個?。ㄊ?、區）的農村樣本，實際居住在農村的農村家庭樣本共12 732個家庭45 067人。在刪除異常值和缺失值數據后，得到擁有耕地承包權的農村家庭樣本5 899個。

3.2 研究設計

3.2.1 變量定義與描述

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

根據相對剝奪理論，在特定群組中，收入水平較高的農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，將同村農戶家庭選為參照群組，每個農戶家庭與參照群中比其收入高的其他家庭進行比較，進而得到收入相對剝奪指數。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的樣本數占總樣本數的百分比。最后得到的收入相對剝奪指數取值范圍在0～1，其系數值越大，表示農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部農戶家庭人均收入的基尼系數表征。基尼系數指標被廣泛用于衡量一個國家或地區居民收入差距，介于0～1之間，其系數值越大，表示居民收入不平等程度越高。

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

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

（3）機制變量。農地賦權不僅能夠產生直接效應，還能夠通過影響“努力”因素作用于收入不平等。對農戶而言，土地和勞動力要素的重新配置體現了農戶就業選擇方式，即可能產生擴大耕地面積進行農業生產和勞動力非農就業兩種行為。因此，分別將農地轉入面積和勞動力轉移情況作為中介變量。在界定勞動力轉移方面，本文主要采用家庭勞動力居住在其他鄉鎮的人員數占家庭總人數的比例衡量，原因是在一定程度上，勞動力轉移的數量和規模能夠代表家庭非農雇傭的水平[12]。此外，采用從事非農就業的家庭成員占家庭人數的比例進行穩健性檢驗。

（4）控制變量。基于家庭層面分析收入不平等選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濟等變量[25]。其中，家庭資本變量是影響農戶收入不平等的重要微觀因素，鑒于數據限制，本文涉及的資本變量包括人力資本、物質資本和政治資本。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。物質資本主要指生產性固定資產價值，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構、勞動力結構、社保情況、經濟發展水平等內容[26]。主要變量的含義及描述性統計見表1和表2。

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

3.2.2 實證策略

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

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

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

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

（3）中介效應模型。基于農地賦權通過促進農戶參與農地流轉和勞動力轉移影響農村內部收入不平等的假設分析，采用中介效應模型檢驗農地流轉和勞動力轉移的具體作用機制。首先檢驗式（2）的直接效應，其次通過式（4）和式（5）檢驗間接效應。

式（4）—式（5）中：Mi表示中介變量，分別通過耕地轉入面積和勞動力轉移比例衡量，二者均為連續變量，因而，式（4）均主要采用OLS方法進行回歸分析。Xi表示家庭農地賦權變量；Zi為相應的控制變量；α表示常數項；β1、β2、βi為待估參數；?i為隨機擾動項。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。

4 實證結果與分析

4.1 農地賦權與收入不平等

4.1.1 農地賦權對收入不平等的影響

表3匯報了農地賦權對收入不平等的影響。首先，采用OLS方法考察家庭層面農地賦權對相對剝奪指數的影響，回歸結果表明相比于未領取農地承包經營權證書的農戶家庭，領取的農戶家庭相對收入剝奪指數更小，并且這種影響在10%的水平上顯著。相對剝奪指數越大，反映了在特定群組內，農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，農戶家庭層面的回歸結果證實了頒發農地確權證書有助于降低農戶的相對剝奪指數，即農地賦權抑制了農村內部收入不平等。其次，采用基尼系數從村莊層面檢驗農地賦權對收入不平等的影響，OLS回歸結果表明村莊開展確權工作能夠在10%的顯著性水平上降低基尼系數，意味著農地賦權抑制農村內部收入不平等的作用得到村莊層面數據的檢驗。因此，國家在法律層面賦予農戶農地產權安全性、穩定性和完整性，保障農戶土地權益和激勵農戶重新配置家庭資源，打破了制約農戶發展的土地制度約束，將有助于農戶內部發展公平，縮小農村內部收入差距。

表3 農地賦權與收入不平等Tab.3 Farmland empowerment and income inequality

為檢驗上述結果的穩健性，首先，采用傾向得分匹配（PSM）方法對家庭層面農地確權對相對剝奪指數的影響進行檢驗，結果表明農地確權對農戶家庭的相對剝奪指數的影響依舊顯著。其次，遵循已有文獻的思路[27-28]和既有數據，將同村其他農戶農地確權率以及省內其他村莊的農地確權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GMM進行檢驗。針對家庭層面的分析，異方差穩健的DWH檢驗的p值為0.71，大于0.05，故可認為農地確權對相對剝奪指數的影響不存在顯著的內生性。這一結果與部分文獻的觀點一致，即認為農戶行為不影響農地確權證書的頒發，證書對農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，故可認為村莊層面農地確權對收入不平等的影響存在顯著的內生性，而且檢驗結果拒絕了存在弱工具變量的原假設。最終的回歸結果表明，相比于未開展農地確權的村莊，開展農地確權的村莊依舊顯著降低了基尼系數，即農地賦權抑制農戶收入不平等的回歸結果穩健。但是采用工具變量法的估計系數絕對值和顯著性均強于OLS回歸結果，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，農地賦權抑制農村內部收入不平等的積極作用是穩健的。

此外，根據農戶獲得農地確權證書的時間特征，能夠進一步得到農地賦權對農村內部收入不平等作用的滯后效應。表4全樣本回歸結果顯示，與未獲得農地確權證書的農戶相比，獲得農地確權證書的時間超過5年（≥5年）的農戶更可能具有較低的相對剝奪指數。這表明確權時間超過5年后，農地賦權抑制農村內部收入不平等的作用更顯著。依據農戶獲得農地確權證書的時間是否超過5年進行分組回歸，結果顯示，5年之內農地賦權對農村內部收入不平等的作用并不顯著，而超過5年后，農地賦權能夠在5%的顯著性水平抑制農村內部收入不平等。上述結果均表明農地賦權對收入不平等的作用存在滯后效應，可能的原因是，只有在長期內，農戶真正認同農地確權證書帶來的法律賦權效力時，才會對通過重新配置家庭土地和勞動力資源獲得穩定預期收益產生信心，進而農地賦權對社會公平起到積極作用。

表4 農地賦權的滯后效應Tab.4 Lagging effect of farmland empowerment

上述結果表明，作為影響收入不平等的外在因素，農地賦權通過增加產權強度，即完整性和安全性，抑制了收入不平等。進一步地，為檢驗農地賦權對收入不平等的抑制作用源于高收入農戶收入降低還是低收入農戶收入升高，表5匯報了農地賦權對不同收入分位點農戶家庭人均收入對數的影響。結果發現，農地賦權顯著提高了25分位點農戶的家庭收入水平，卻未顯著提高中等收入農戶和較高收入農戶的家庭收入水平。這意味著農地賦權可能通過提高產權權能的完整性和清晰界定產權邊界降低產權交易成本，促進低收入農戶重新配置家庭資源，進而提高其收入，縮小其與中高收入農戶的收入差距，抑制農村內部收入不平等。而農地賦權未能顯著促進較高收入農戶家庭收入水平的原因可能是農戶收入水平較高意味著農戶已經向高收入地區或行業轉移，或者具備適量的農地規模，農地流轉或勞動力轉移將帶來較高的機會成本，導致農地賦權對其收入影響的邊際效應不顯著。

表5 分位數回歸結果Tab.5 Quantile regression results

最后對表5展示的以相對剝奪指數為被解釋變量得到的回歸結果的控制變量進行分析。家庭勞動力人數占比增加在1%的顯著性水平上抑制農戶收入不平等。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戶收入不平等。上述因素均有助于農戶獲得更高收入，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絡，由此降低其收入差距。物質資本方面，家庭人均耕地面積增加和生產性固定資產增加均有助于降低農戶收入不平等，更多的物質資本為其通過生產性行為獲得更高收入提供了可能。此外，其他變量方面，家庭擁有更多的負債將促進農戶收入不平等，享受了惠農政策和處于經濟發展水平較好的村莊或區域均有助于抑制農戶收入不平等，這一結果與現實情況相符。

4.1.2 間接作用機制分析

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

表6 機制分析Tab.6 Mechanism analysis

4.2 基于家庭異質性的進一步分析

上文基于機會不平等視角分析了農地賦權對收入不平等的影響，理論與實證分析均支持農地賦權“環境”因素能夠抑制農村內部收入不平等，并且為農戶自由就業提供了機會，即通過促進勞動力轉移發揮了其積極作用。然而，一方面，具有不同家庭特征的農戶對農地賦權的反應不同，將影響其勞動力轉移情況；另一方面，農地賦權僅為農戶自由選擇外出就業提供了土地要素保障和可流動性機會，卻無法進一步干涉農戶能否順利進入非農勞動力市場并保障農戶獲得更高的收入。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的重要微觀因素[29-30]，因此，本文借助調節效應模型進一步檢驗家庭資本特征在農地賦權通過勞動力轉移影響收入不平等的機制中所發揮的作用。具體模型設置如下：

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

首先，依據式（6）檢驗家庭資本特征是否影響農地賦權對勞動力轉移的作用強度。表7匯報了勞動力轉移模型中依次加入農地賦權與家庭資本特征的交互項后的回歸結果。結果表明，農地賦權分別與勞均受教育程度和干部戶的交互項均顯著大于零，家庭耕地面積與農地賦權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戶家庭而言，農地賦權對勞動力轉移的正向促進作用更強。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農地賦權對勞動力轉移的促進作用，而后者通常被視為非市場化因素，其所發揮的積極作用是勞動力市場發展不健全的表現[32]。因而，政府應該有針對性地提升農戶家庭人力資本，同時完善勞動力市場機制，減少政治資本對市場的干預。另一方面，家庭農業生產性物質資本的增加將減弱農地賦權對勞動力轉移的促進作用，這表明政府應出臺更完善的土地流轉政策，引導和支持有意愿外出的勞動力轉出農地，釋放農業勞動力。

表7 農地賦權與勞動力轉移中的家庭異質性分析Tab.7 Analysis of family heterogeneity in farmland empowerment and labor transfer

其次，依據式（7）檢驗家庭資本特征是否通過影響農地賦權對勞動力轉移的作用強度而進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移與農戶家庭資本特征的交互項后的回歸結果。結果表明，加入勞動力轉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農地賦權對勞動力轉移的促進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地賦權影響收入不平等的間接機制中發揮了作用。此外，勞動力轉移與勞均受教育程度的交互項系數顯著，表明勞均受教育程度因素還在農地賦權通過勞動力轉移影響收入不平等的后半路徑發揮了作用。可見，在所有家庭資本特征變量中，農戶受教育狀況對農地賦權通過勞動力轉移影響農村內部收入不平等起到了最為重要的作用，提升農戶受教育水平對充分發揮農地制度改革績效、促進勞動力外出就業、縮小收入差距具有重要作用。

表8 農地賦權與收入不平等中的家庭異質性分析Tab.8 Analysis of family heterogeneity in farmland empowerment and income inequality

5 結論與政策啟示

本文從機會不平等理論出發，分析了農地賦權對農村內部收入不平等的作用機制，一定程度上彌補了農地賦權增收效應相關研究的空白，回應了農地賦權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性。實證結果發現：農地賦權顯著抑制了農村內部收入不平等，而且具有顯著的滯后效應，主要通過提高低收入農戶群體收入水平發揮作用；背后的機制是農地賦權打破了約束農戶勞動力轉移的土地要素制約，激勵農戶外出就業，進而降低農戶內部收入差距。此外，具有較高人力資本和政治資本的農戶，農地賦權對促進其勞動力轉移和抑制其收入不平等的作用更強。因此本文認為，農地賦權有助于實現農村經濟發展的均衡。

基于上述結論，得到以下啟示。首先，農地賦權抑制了農村內部收入不平等，表明農地賦權政策對農村經濟增長和均衡具有一定的積極性。因此，應堅持當前農村土地制度改革方向，深化農村土地產權制度改革，賦予和保障農戶更多的自由處置土地的權利。其次，農地賦權通過促進勞動力轉移傳導了對收入不平等的抑制作用，農戶政治資本的提升增強了這一傳導作用。因此，應完善勞動力要素市場，公平地提高農戶非農就業機會，為農戶通過非農就業實現增收和縮小階層差距創造有利的環境。最后，農戶教育資本的提升有助于增強農地賦權對勞動力轉移的促進作用和對收入不平等的抑制作用。因此，應增加農村教育投資，提升農村勞動力受教育水平。