農地產權制度改革對城鄉收入差距的影響作用研究
——基于農地“三權分置”改革的實證檢驗

賈 雨 璇

(安徽財經大學 國際經濟貿易學院,安徽 蚌埠 233000)

黨的二十大明確提出,“中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。共同富裕是中國特色社會主義的本質要求,也是一個長期的歷史過程”。共同富裕的內涵在于其是一種合理的和有差別的富裕,而非均等的富裕。實現共同富裕的方式應是在實現權利平等和機會均等的基礎上,在人人參與共建共享發展的過程中達到富裕社會[1]。城鄉收入差距是實現共同富裕過程中亟需解決的關鍵問題之一。實現共同富裕與縮小城鄉收入差距的關鍵在于增加農民的收入。農地“三權分置”制度改革作為農業方面重要的制度創新,自2014年在各省陸續實施以來,將農村土地經營權從承包經營權中進一步分離出來,形成了所有權、承包權和經營權的三權分置以及經營權流轉的格局,更適應農業的現代化要求。

一、文獻綜述

目前,關于城鄉收入差距影響因素的研究比較豐富,歸納起來主要有兩個方面:一是城鄉二元經濟結構,二是城鄉二元體制結構。現代化的、發達的且生產力水平較高的城市經濟與傳統的、落后的且生產力水平較低的農村經濟并存的事實是構成城鄉收入差距的重要因素[2]。此外,在體制性因素影響下,中國二元經濟結構的長期存在也加重了農村與城市的生產要素錯配程度,進而維系并強化了二元經濟結構對擴大城鄉收入差距的作用[3-5]。

關于農地產權制度影響效應的研究主要圍繞技術進步效應、要素配置與農戶增收以及農業發展等方面展開。農地產權制度改革合乎制度環境需求,對技術引進與創新主體有積極促進與激勵作用,可以刺激技術需求和增加技術供給[6]。農地產權“三權分置”有利于農戶充分調動各項農業生產要素的投入,同時保證農戶按照需求進行土地以及其他與農業相關生產要素的流轉,從而促進生產收益的最大化[7]。農地“三權分置”改革政策設計出發點在于擴展農村土地權能,打通增加農民財產收入的通道[8]。但就目前政策實施效果而言,“三權分置”對多元主體收入的影響存在差異,收益在農村居民內部分布不均[9]。具體而言,高階層農戶有機會和權力選擇農地流轉[10-11],而低階層農戶從農地流轉獲益較小[12]。此外,農地“三權分置”改革能夠通過生產要素的配置與投入促進農業內生發展[13],這有利于促進農業產業集聚與農村勞動力轉移,從而提升農業現代化發展效率[14]。

通過文獻梳理可以發現,農地產權制度改革對農戶增收十分重要,但尚未有研究基于共同富裕背景探討農地產權制度改革對城鄉收入差距的影響。由此,文章從以下4方面展開研究:一是基于2011—2020年的省際面板數據,將農地“三權分置”制度改革作為虛擬變量構建基準回歸模型;二是采取可檢驗并修正虛擬變量內生性的條件混合過程估計方法(CMP)進行基準回歸與分析;三是根據政府干預程度將全國樣本分組以檢驗異質性;四是進一步檢驗農地“三權分置”影響城鄉收入差距的作用機制。

二、變量選取與模型設計

變量的指標選取與度量方式是建立基準回歸模型的基礎,下文主要說明文章所用變量的選取與度量方式以及研究采用的基準回歸模型和數據來源。

(一)指標選取

考慮到核心解釋變量可能存在內生性問題,因此引入了工具變量。

1.被解釋變量:城鄉收入差距

目前,度量城鄉收入差距主要采用城鄉居民人均可支配收入比、基尼系數和泰爾指數3種方法。相較于基尼系數與城鄉居民人均可支配收入比,泰爾指數同時考慮了人口結構與城鄉收入分布,故文章采用泰爾指數作為城鄉收入差距的代理變量。同時,使用城鄉人均可支配收入比進行穩健性檢驗。需要說明的是,2013年之前使用農村居民家庭人均純收入計算城鄉人均可支配收入比,但因2013年之后統計局不再公布或統計該指標,所以文章使用農村居民人均可支配收入替代農村居民家庭人均純收入進行計算。泰爾指數計算公式如下:

(1)

式(1)中,theil表示城鄉收入差距,P1t和P2t分別表示第t期城市和農村居民的總收入;Pt表示第t期的總收入;Z1t和Z2t分別表示第t期城市和農村的人口數;Zt表示第t期總人口數。

2.核心解釋變量:農地“三權分置”政策

承包地確權登記頒證是“三權分置”改革的前提。只有明確農地所有權、承包權和經營權主體,并通過法律形式予以確認才能持續深化“三權分置”改革,充分發揮其權利結構效應。因此,文章采用實施整省農地確權登記頒證的具體時間代表農地“三權分置”政策的實施。具體而言,設置虛擬變量代表農村承包地“三權分置”改革政策,開始實施及以后年份取值為1,尚未開始的年份則為0。各省政策實施時間不一,具體為:安徽省、山東省和四川省于2014年開始整省改革;江蘇省、江西省、湖北省、湖南省、甘肅省、寧夏回族自治區、吉林省、貴州省、河南省和上海市于2015年開始整省改革;河北省、山西省、內蒙古自治區、遼寧省、黑龍江省、浙江省、廣東省、海南省、云南省和陜西省于2016年開始整省改革;北京市、天津市、福建省、廣西壯族自治區、青海省和重慶市于2017年開始整省改革;新疆維吾爾自治區于2018年開始整省改革。

3.控制變量

除制度變量外,文章選取一些影響城鄉收入差距的控制變量,分別為:城市化水平(urban),以城鎮人口與年末常住人口之比來表示;地區開放水平(open),用外商投資總額與地區生產總值之比來測度;財政支農水平(gov),用地方財政農林事務支出與地方財政一般預算支出之比來衡量;基礎設施建設(inf),選取每萬人公路里程來衡量;社會保障支出份額(social),用政府部門社會保障與就業支出占一般公共預算支出的比重來衡量。

4.工具變量

考慮到核心解釋變量為虛擬變量,可能具有內生性,故文章選取工具變量進行檢驗。參考公茂剛等[6]的方法,采用勞均農業機械總動力(mach)作為“三權分置”改革的工具變量,該變量由農業機械總動力與農林牧漁業從業人員數之比計算而得。

(二)模型設定

構建以下基準回歸模型:

(2)

式(2)中,theil同式(1),sqfz表示農地“三權分置”政策,i表示省份,t表示年份;Xit表示控制變量;γi和δt分別表示個體固定效應和時間固定效應;β0和εit分別表示常數項和誤差項。

(三)數據來源與變量描述性統計

采用2011—2020年中國30個省區①的面板數據進行建模分析。文中數據來自國家統計局網站、各省統計年鑒以及《中國農村統計年鑒》,少量缺失值采用插值法補齊。各主要變量描述性統計特征見表1。

三、實證分析

在考慮虛擬核心解釋變量內生性問題的基礎上進行基準回歸與分析,考察政府干預程度對農地產權制度改革效應的異質性,并進一步構建中介效應模型以檢驗農地“三權分置”影響城鄉收入差距的作用機制。

(一)基準回歸結果分析

文章利用Stata軟件對基準回歸模型進行估計,得到基準回歸模型結果(表2),為詳細說明,下文分層次對回歸結果進行介紹。

表2 基準回歸

1.基準回歸方法

表2中的模型1以農地“三權分置”為核心解釋變量,以泰爾指數作為城鄉收入差距代理指標與被解釋變量;模型2以農地“三權分置”為核心解釋變量,以城鄉人均可支配收入比為被解釋變量。由于農地“三權分置”改革用虛擬變量表示,容易產生內生性問題,因此文章采用可檢驗并修正虛擬變量內生性的條件混合過程估計方法(CMP)。CMP方法包含主方程與工具變量方程,主方程如式(1)所示;工具變量方程中將農地“三權分置”改革作為被解釋變量,并采用probit模型進行估計。從表2可以看出,模型1與2中的內生性檢驗atanhrho值在1%的水平上顯著,這表明虛擬變量存在內生性,故采用CMP方法進行估計。同時,模型1與模型2的整體擬合效果較好。

2.核心解釋變量基準回歸結果分析

表2的模型1檢驗了農地“三權分置”改革對城鄉收入差距的影響,并加入了其他控制變量。由表2可知,農地“三權分置”改革能夠促進城鄉收入差距的縮小,且其系數在1%的顯著性水平下通過檢驗。這可能是由于農村土地“三權分置”改革強化了集體所有權、穩定承包權和放活經營權,進而直接促進了農戶收入的增長,縮小了城鄉收入差距。模型2中的農地“三權分置”的回歸系數在1%的顯著性水平也通過了檢驗,這表明農村土地“三權分置”改革確實有利于城鄉收入差距的縮小,回歸結果具有穩健性。

3.控制變量基準回歸結果分析

從表2可知,模型1中的城市化水平與地區對外開放水平均能促進城鄉收入差距的縮小,且在1%的顯著性水平下通過檢驗。隨著新型城鎮化的推進,農村勞動力能夠享受更多城鎮基本公共服務和城市經濟發展成果,其收入結構得到進一步優化,并實現了增收。對外開放水平的提升加快了中國制造業與服務業的發展,創造了更多吸納農業勞動者就業的崗位,進而增加了農村居民的收入。基礎設施建設、財政支農水平與社會保障支出份額的系數為正,但均未通過顯著性檢驗。模型2中的控制變量系數與顯著性水平檢驗未呈現明顯差異,僅有具體數值有細微變化,說明實證回歸結果具有可靠性。

(二)異質性分析

由于農業發展深受政府扶持影響,因此,農地產權制度改革對中國城鄉收入差距的影響可能存在政府干預程度的異質性。文章以地方財政農林水事務支出與地方財政一般預算支出之比作為政府干預程度的代理指標,將所有樣本劃分為政府強干預、適度干預與弱干預地區,并分別進行回歸。由于政府強干預與弱干預地區的內生性檢驗均拒絕原假設,因此沿用CMP方法對兩者回歸;由于政府適度干預地區樣本采取CMP方法回歸時內生性檢驗不拒絕原假設,因此采用OLS回歸。同時,根據Hausman檢驗結果,文章采用隨機效應模型對3類樣本進行回歸(表3)。

表3 政府干預程度異質性

從表3可以看出,農地“三權分置”制度改革縮小城鄉收入差距的程度隨著政府干預程度的增強而逐漸減小,甚至阻礙了城鄉收入差距的縮小。可能原因在于政府干預程度負相關于地區經濟發展水平,即政府干預程度較強的地區均位于經濟發展水平較低的中西部地區,政府干預程度較弱的地區大多為經濟發展水平較高的東部地區。相較于東部地區,中西部地區的基礎設施、對外開放水平以及勞動力質量較為落后,即使加大政府財政支持力度,農地產權制度改革仍缺乏配置措施。因此,無法有效提升農戶的收入。此外,農地“三權分置”制度改革旨在通過分離農地經營權促進農地流轉以及勞動力轉移,進而刺激技術需求、提升技術供給及增加兼業農民的就業選擇與人力資本積累。而地方政府的過度干預不利于非農就業的增加、技術進步和農民人力資本投資。因此,過度的地方政府干預會降低農地“三權分置”改革促進城鄉收入差距縮小的邊際效應。

(三)機制檢驗

“三權分置”的意義不僅在于放活經營權,更在于推動了農地流轉,實現了土地價值,更激發了土地活力[15]。因此,考慮到農地“三權分置”改革可能會加速農地流轉,文章通過構建中介效應模型以檢驗農地“三權分置”改革是否提升了農民增收能力,進而有利于縮小城鄉收入差距。

1.中介效應模型構建

文章選取農地流轉作為中介變量,以家庭承包耕地流轉總面積與經營耕地面積之比作為代理指標,構建以下中介效應模型:

(3)

(4)

式中,ndlz表示農地流轉;θ、δ為變量的回歸系數。若θ1、δ1與δ2的系數均顯著且δ1的系數小于基準回歸結果的系數,則表明模型存在中介效應。

2.作用機制檢驗結果分析

表4為機制檢驗結果。其中,由于模型3采用CMP方法回歸時內生性檢驗不顯著,且Hausman檢驗結果表明隨機效應優于固定效應模型。因此,模型3采用隨機效應模型,模型4沿用基準回歸的方法,模型5則為穩健性檢驗。

表4 機制檢驗結果

從表4可以看出,模型3中的農地“三權分置”政策能夠促進農地流轉,且在1%的顯著性水平下通過檢驗;模型4與模型5中農地“三權分置”改革與農地流轉的回歸系數均顯著,且農地“三權分置”改革回歸系數小于基準回歸中的系數,這表明存在中介效應。“三權分置”通過產權重構推動農地經營權的流轉。因此,農地流轉是目前三權分置農地制度改革在操作層面最重要也是最直接的表現[9]。根據馬克思經濟學理論,價值是在流通中實現的。而土地流轉則凸顯了土地價值,并從以下幾方面推動農民的收入增加:一是農戶的土地承包經營權轉化為股權,并能夠獲取貨幣化的股權收益;二是土地流轉給村集體,經由村集體發包能夠降低交易成本,而且土地在經過集體統一規劃和整理后積累了土地資本,能夠增加承包地的流轉總體收入;三是兼業農民能夠從農業生產中完全脫離出來,從而擁有更多的就業選擇,并通過持續的人力資本積累獲得加薪和升職機會,這都有助于農民工的收入增加[16]。

四、結論與政策建議

文章通過基準模型回歸、異質性檢驗與中介效應模型探討了農地“三權分置”政策對城鄉收入差距的影響作用和機制,得出以下結論與建議。

(一)研究結論

從全國樣本回歸結果來看,農地“三權分置”政策能夠有效促進城鄉收入差距的縮小,并在1%的顯著性水平下通過檢驗,且該回歸結果具有穩健性。而政府干預程度異質性檢驗結果表明,農地“三權分置”制度改革縮小城鄉收入差距的程度隨著政府干預程度的增強而逐漸減小,甚至阻礙了城鄉收入差距的縮小。此外,農地“三權分置”制度改革能夠通過促進農地流轉間接縮小城鄉收入差距。

(二)政策建議

基于上述研究結論,文章提出以下政策建議:一是應持續推進承包地確權登記頒證工作及其成果的應用,并嚴格按照文件規定落實制度改革以確保確權質量,規范專項資金的使用;二是良好的制度能夠大幅降低交易成本、控制生產要素之間的風險分配和提高生產效率[17],要健全并完善農地流轉市場以及相關管理制度,以更好保障政策改革效果;三是應強化農地流轉對生產要素的促進作用,要分別從資本、技術以及勞動供給3個層面促進農業的內生增長,提升農戶的增收能力。

綜上,農地“三權分置”改革作為農村土地制度改革的重要內容,對縮小中國城鄉收入差距和實現共同富裕具有重要意義。基于此,文章結合理論與實證探討農地產權制度改革對城鄉收入差距的影響效應與作用機制,并針對研究結論提出持續深化農地“三權分置”改革、健全并完善相關制度與規定和規范農地流轉市場等建議,以期提升農戶增收能力,縮小城鄉收入差距,進而實現共同富裕。

注 釋：

① 由于西藏、港澳臺數據部分缺失,故予以剔除。