農地產權、勞動力轉移和城鄉收入差距

楊金陽 周應恒 黃昊舒

(1.南京農業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210095； 2.耶魯大學 公共衛生學院，美國 紐黑文 06510)

農地產權、勞動力轉移和城鄉收入差距

楊金陽1，2周應恒1黃昊舒1

(1.南京農業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210095； 2.耶魯大學 公共衛生學院，美國 紐黑文 06510)

通過構建一個相對完整的分析框架，區分農地產權的兩種效應——生產率改進效應和勞動力轉移成本降低效應，分析其對農業-非農勞動力轉移的影響機制，以及最終如何影響城鄉收入差距。數值模擬結果顯示：農地產權強化未必能促進勞動力由農業向非農部門轉移，但是能夠帶來城鄉收入差距的縮小；如果城鄉的資產分配狀況不改善，僅僅依靠勞動力流動，城鄉收入差距難以有較大改觀。分別運用RUMiC微觀調研數據和省級面板數據進行實證分析，試圖檢驗農地“大調整”和“小調整”對家庭非農勞動參與的影響以及省級層面的征地補償費用(指代農地產權狀況)和城鄉收入差距之間的聯系，結果傾向于支持強化農地產權能夠促進城鄉收入差距的縮小(盡管作用有限)，并且征地補償費用越高的地區往往城鄉收入差距越小。

產權強度；勞動力轉移；城鄉收入差距；農業勞動生產率；兩部門模型

一、引言及相關文獻回顧

中國的城鄉收入差距十分巨大。改革開放以后，城鄉收入差距經歷了一個短暫的下降過程，自80年代中期開始便在波動中上升，直到2009年城鄉收入比達到最高為3.33，之后才出現略微下降的趨勢。截止2013年，城鄉收入比仍維持在3以上。李實等(2011)認為，當前城鄉收入差距有較大程度的低估。城鄉的巨大差異不僅體現在收入水平上，也體現在制度安排上，尤其是土地產權制度安排。城市土地依照法律歸國家所有，但是使用權可以流轉；農村土地法律意義上歸集體所有，但對農地的限制諸多，且國家干預嚴重(姚洋,2000)。在農村，隨處可見大量老人和婦孺留守在家中，守著幾畝地維持生計而不愿進城，或者在離家較近的縣城謀求一份非農工作，補貼家用。貧苦的農民為了維護自身權益常不惜代價上訪，因農地征用而引起的群體性事件已經成為社會不穩定的一個重要因素。究竟農民在土地問題上的談判地位變化會如何影響其境遇，城鄉在土地制度上的差異和收入差距之間有怎樣的聯系？強化農地產權能否增加農村務農者的進城機會？

中國不斷擴大的城鄉收入差距有悖于劉易斯模型及其推論(Lewis,1954)。為填平理論與現實的鴻溝，卷帙浩繁，皆著述于此。首先受詬病的是數據衡量的偏誤。Gollin et al.(2004)指出，由于忽略了家庭產品(home production)，發展中國家農業部門的產值可能被低估了。中國的統計部門在核算城市和農村居民收入時，其調查制度亦忽略了“城市常住人口”，導致城市收入水平的夸大和農村收入水平的低估(蔡昉 等,2009)。當然，城市和農村人力資本水平及工作時間的差異也不可忽略。但即使剔除上述因素，包括中國在內的發展中國家城鄉收入差距依然存在，且十分嚴重(蔡昉 等,2009;Gollin et al.,2014a)。

如果勞動力可以自由流動，均衡狀態下城市和農村的工資水平必然相等。另外如果假定勞動力市場完全競爭，城市和農村勞動的邊際收益產品也應當相等。基于上述兩個假設，在城鄉勞動收入占比大致相當的情況下，城鄉的收入差距不可能存在。即使存在市場不完善和其他要素的扭曲，這一結論也應當成立，因而對城鄉收入差距的解釋只可能歸咎于勞動力市場摩擦(Gollin et al.,2014a,2014b)。

本文強調農地市場的不完善所可能引致的后果，而農地的產權是其市場完善的基礎。我們尤其關注農地產權對城鄉勞動力流動的限制，進而如何影響城鄉收入差距。什么是土地產權及其強度？周其仁(1995a,1995b)對土地私有權的獲取進行了分類：一是通過自由的交換契約獲得產權(產權市場自發交易的產物)；二是通過國家干預的土地市場在形式上獲得產權(對土地產權自發交易過程中施加某些限制的產物)；三是通過國家強制的制度安排而完全不經過市場途徑所獲得的土地(國家組織社會政治運動直接分配土地產權的結果)。羅必良(2014)引述了周其仁的上述觀點，并認為三類產權的強度具有依次弱化的特點。羅必良(2014)進一步指出產權強度的生成機理來自三個方面：法律賦權(合法性)、社會認同(合理性)和行為能力(合意性)。法律賦權從合法性、強制性與權威性方面提升產權強度；社會認同從合理性、道義性與規范性方面強化產權強度；行為能力從合意性、偏好性與行為性方面決定產權強度(鐘文晶 等,2013;羅必良,2014)。對農地產權強度的研究多數來自羅必良，他在考慮農地產權強度時主要從土地流轉的角度出發。而現今的研究還很少涉及到對勞動力轉移和城鄉收入差距的影響。

與本文最為相近的研究來自Fergusson(2013)、Gollin et al.(2014a)以及陳斌開等(2013)。Fergusson(2013)解答了為何在許多發展中國家農村的產權不能得到有效保護，因為農村的精英階層通過弱的產權(weak property rights)迫使農民留在農村以較低的工資水平為其工作。Fergusson(2013)構建了城鄉兩部門模型，并將農村部門劃分為精英子部門(elite subsector)和農民子部門(peasant subsector)，當農村精英子部門能夠控制產權的強弱和稅收時，就可以通過這兩種政策工具組合實現自身消費最大化。模型的諸多假設并不適合中國，卻有助于我們理解中國當前農地產權強度如何影響勞動力轉移與城鄉收入差距。在理論框架部分，本文將農村部門簡化為一個整體，并把農地產權強度作為外生給定條件，分析其作用機理。Gollin et al.(2014a)簡明扼要地從理論上闡明了農業-非農部門存在生產率差距只能來自勞動力市場的摩擦或者數據偏誤，并且嚴格論證了數據偏誤不能完全解釋農業-非農部門生產率差距。本文則進一步將上述分析從農業-非農部門生產率差距擴展至城鄉居民收入差距，并且詳細闡述農地產權強度在其中的作用。在另一份相近的研究中，陳斌開等(2013)指出，旨在鼓勵資本密集型部門優先發展的政府戰略，造成城市部門就業需求的相對下降，進而城市化進程延緩，農村居民不能有效地向城市轉移，城鄉收入差距擴大。與陳斌開等(2013)類似，本文認為農地產權強度同樣限制了勞動力轉移和城市化，并試圖利用省級統計數據樣本驗證這一觀點。

二、理論分析框架

在分析城鄉收入差距之前，先必須了解城鄉收入來源。這里做一個簡單劃分，即把經濟體分為農業部門和非農部門，在此劃分下，城鄉家庭的收入或來自農業部門，抑或來自非農部門。可再進一步假定：城鎮家庭收入只來自非農部門，而農村家庭收入既包括農業部門也包括非農部門。如是，城鄉收入差距應當取決于農業-非農部門勞動生產率差異(或稱農業-非農部門收入差距)，以及農村家庭中從事非農生產的勞動力(也即農村家庭勞動力轉移)比例。本部分將闡述農地產權強度如何影響農村勞動力轉移和農業-非農部門勞動生產率差異，最終影響城鄉收入差距。

回到Gollin et al.(2014a)的研究，首先設想一個不存在勞動力市場摩擦的經濟帶給我們的啟示。假定存在一個經典的農業-非農兩部門經濟，兩部門的生產函數為柯布-道格拉斯形式，并且勞動力可以自由流動，勞動力市場是完全競爭的。兩部門的生產函數可以表達為：

(1)

(2)

其中：下標a和n分別代表農業和非農部門；Y、L和K分別代表產出、勞動投入和資本投入。這里進一步假定兩部門產出中勞動所占的份額相同*Gollin et al.(2014a)論證了該假定的合理性。，皆為θ。

由于勞動力是自由流動的，因此農業和非農部門在均衡狀態下的工資必然相等。又假定勞動力市場是完全競爭的，那么工人的工資必然等于其邊際產品價值，因此兩個部門的邊際產品價值也相等。最后，因為勞動在收入中所占份額相等，最終兩部門的勞動生產率也應當相等。用等式表達該結論，即：

(3)

這里忽略價格因素，因此把產出認為是收入。并認為勞動力同質，每個工人提供一單位的勞動，因此ya和yn分別代表農業和非農部門的勞動生產率。需要注意的是，要達成上述結論并不依賴于對其他要素市場的假設，也就是說，即使資本市場發生嚴重錯配，只要勞動力市場符合經典的完全競爭假設，兩部門的邊際產品價值必然相等，最終勞動生產率也會相等。而如果兩部門的人均收入不相等，并且數據衡量不存在偏誤，那只能出自一種可能——勞動力市場存在摩擦(Gollin et al.,2014a)。

(4)

其中Aa(μ)隨μ單調增，表示農業生產率水平，刻畫農地產權的第一種效應。這里假定農村的土地均勻分配給生產者(這大致符合家庭聯產承包責任制改革后的中國現狀)。

由式(4)可以求得代表性生產者的工資和租金：

(5)

(6)

農村勞動力轉移至城市非農部門后，和原本城市非農部門勞動力并不能等同：首先原本農村勞動力和城市勞動力熟練程度存在差異，城市勞動力熟練程度普遍較高，回報率也較高；其次農業勞動力轉移至城市從事非農工作后，在現行制度下往往和原本的城市勞動力處于不同行業，二者并不能完美替代。為刻畫上述現實，采用CES函數來描述非農部門最終的有效勞動。非農部門的生產函數表示為：

(7)

其中1/(1-ρ)代表城市非農勞動力和農村轉移勞動力之間的替代彈性，用β>1刻畫城市非農勞動力報酬高于農村轉移勞動力。

非農部門的城市勞動力以及農村轉移勞動力工資水平分別為wu和wr，資本報酬為rn：

(8)

(9)

(10)

農地產權對勞動力轉移成本的影響具體表現為：其一，在農戶承包權沒有完全保障的情況下，農戶從事非農工作或進城后(特別是針對整戶的勞動力轉移)，可能擔憂面臨失去土地的風險；其二，由于土地流轉市場的不完善以及缺乏對農地產權的保護，土地流轉的租金可能被壓低，增加勞動力轉移的機會成本，這種情況以親友間的轉包最為明顯。為了考慮上述影響，當農業勞動力轉移到非農部門時，由于土地產權強度不同，假定轉移到非農部門的勞動力只能獲得μ倍的土地租金，而剩下的(1-μ)倍土地租金將被從事農業生產的所有農民分享。因而對于農民而言，如果土地均等分配，留在農村從事農業生產獲得的收益Va為：

(11)

式(11)中，從事農業生產的總收益即為等式右邊第一項勞動報酬與第二項地租之和。在后一項地租中，一部分來自農民自有土地，另一部分來自分享。而農業勞動力轉移至非農部門所得收益Vm為：

(12)

同樣，農業勞動力轉移至非農部門的收益為非農部門工資及農村土地的部分地租之和。

如果勞動力轉移存在一個固定成本c，只有邊際勞動力轉移的收益大于其機會成本(即務農收益與轉移成本之和)時，轉移才會發生。

Vm≥Va+c

(13)

而農業勞動力是異質的，潛在收入高的農業勞動者率先跨過機會成本的門檻，從而轉移至非農部門，潛在收入低的勞動者將留在農業部門。勞動力轉移存在斷點，斷點處為h=1.5-m，此時公式(13)變為等式。將公式(5)、(6)、(9)、(11)、(12)帶入改寫成等號的公式(13)，可以得到均衡狀態下農業勞動力轉移和農地產權之間的關系：

(14)

由式(14)可知，農業勞動力轉移的數量受到農地產權強度影響，農地產權強度的影響路徑有：一方面改變農業生產率，提高農地產權強度就提高了農業生產率，使得從事農業生產的收益增加，加大了農民留在農業部門的動力；另一方面農地產權強度的提升也改善了農村勞動力轉移成本，具有促進勞動力轉移作用。這兩方面效應一正一負，其相對大小決定了最終的總效應，使得農村勞動力轉移數量并非簡單地隨μ單調增或者減。

為對農地產權強度如何影響勞動力轉移有一個更加直觀的認識，此處利用一個簡單的數值模擬來表述二者關系。為此，我們首先需要知道除m和μ外的其他參數。這里不必把每個參數的具體數值代入，只需獲得兩個部門的相對比值就能滿足等式。把2013年左右作為本文參數選取的基準年份：2013年中國農業GDP占總GDP比重約10%，如果GDP與資本存量成比例，那么農業與非農部門的資本存量之比應當是1∶9；當前的城鎮化率約為53.7%，但中國社科院發布的《城市藍皮書》指出2012年按戶籍計算的城鎮化率僅有35.3%，因此可以將農業和非農部門的初始勞動力資源稟賦之比設為1∶0.5左右；取勞動報酬在收入中所占的份額θ為0.3，參數ρ=0.8，β=1.2。勞動力轉移成本c如何度量？c是固定成本，因此我們找到勞動力轉移為0的初始狀態，以完全產權下的農業部門人均收入的5%為基準取值。其次，我們需要知道An和Aa(μ)的具體形式。可以簡單假定An=1，Aa(μ)為冪函數形式，Aa(μ)=μα(其中α為常數，取值為0.5)。將上述參數代入等式(14)，可以得出每種農地產權強度下的農業勞動力轉移數量，并在坐標中描繪出兩者關系(圖1)。圖1中(a)-(f) 給出了各個參數在不同取值下的結果，并作以對比，每張圖的實線為基準結果。總體上可以得出：

命題1：其他條件不變情況下，農地產權強度對農業勞動力轉移的影響并非單調，存在先促進后抑制的趨勢。

當農地產權強度極低時，農業部門的生產率水平極低，大量勞動力傾向于轉移至非農部門，為避免勞動力的蜂擁而至，有必要采取限制人口流動的措施，這恰似中國改革開放前的格局。在保護農地產權后，生產率效應超過了轉移成本效應，能夠吸引勞動力回流至農業部門。而當農地產權基本穩定后，農業生產率水平大幅提高，進一步鞏固產權的生產率效應開始下降，而對降低勞動力轉移成本的作用開始顯現出來，勞動力轉移數量隨之上升。這恰似中國改革開放后的情形。根據模擬結果：在基準參數取值下，農地產權強度取0.44時，農業勞動力轉移比例降至極值點，此時農業勞動力轉移的比例為49%。當農地產權強度趨于1時，農業勞動力轉移比例達70%。但僅憑以上描述仍無法判斷當前是否處于上升階段。事實上，要衡量清楚目前農業勞動力轉移水平就十分困難，城市化率只統計“常住人口”，存在嚴重低估。大量轉移人口在本地鄉鎮企業、農村的非農部門(大城市的遠郊農村)工作，還有相當一部分轉移勞動力每年在城市停留時間少于6個月，這些都不被納入“城市化率”的統計范疇。

針對不同參數不同取值的情形，基本可以分為三類：一是該參數的取值影響曲線上升時的斜率(改變農地產權的作用強弱)，二是改變極值點位置(影響農地產權的作用方向)，三是影響產權強度趨于1時的勞動力轉移數量(體現該參數本身對勞動力轉移的影響)。這里重點關注不同生產率形式對曲線的影響(圖1(a))，因為這涉及生產率效應的穩健性。不同取值下，曲線先下降后上升的基本形狀不變。可以看出，隨著α取值減小，極值點位置左移，上升階段的斜率增大，在給定既有產權強度情況下，農地產權越強化越有可能促進勞動力轉移，并且促進作用越明顯。這是因為α越小，初期生產率上升速度越快，生產率效應大幅度超過轉移成本效應，導致勞動力迅速回流，后期生產率效應變化平緩，轉移成本效應相對增強，促使農業勞動力再次向外流動。生產率形式并不具備第三類影響，也即其本身對勞動力轉移沒有直接影響，只是產權強度作用的一個媒介。與生產率形式有類似效果的參數是勞動收入占比θ(圖1(f))。勞動收入占比越低，強化產權所帶來的轉移成本效應越大，對勞動力轉移的促進作用也越大。圖1(b)-1(e)所代表的參數具有另一種類似的效果：基本不具備第一類和第二類影響，即不改變農地產權強度的作用方向，也不改變作用強弱，只改變產權強度趨于1時的勞動力轉移數量。這類參數不影響農地產權對勞動力轉移的作用，但本身能夠影響勞動力轉移。城市勞動力相對回報(圖1(b))、初始勞動力資源稟賦(圖1(d))以及城鄉勞動力替代彈性(圖1(e))改變農業勞動力轉移至非農部門的工資水平，從而改變勞動力轉移的收益，繼而影響勞動力轉移數量。勞動力轉移成本(圖1(c))則直接改變了農業勞動力進入非農部門的門檻，必然影響勞動力轉移。

(a)

(b)

(c)

(d)

(e)

(f)

(g)

假定農村勞動力同質，城鄉勞動力完美替代、回報率相同，不存在勞動力轉移的固定成本，我們得到理想化的勞動力轉移模型，以圖1(g)虛線表示的曲線。與理想模型相比，這些勞動力市場摩擦制約了約15%的農業勞動力向非農部門轉移。考慮這些摩擦后，也強化了農地產權對于勞動力轉移的影響。

(15)

(16)

(17)

① 在式(18)中，右邊第一、二項的表達式分別為：

其中Rna代表農業-非農勞動生產率差異。該比值是一個復合隱函數，難以從表達式中直接推敲出農業-非農勞動生產率差異與農地產權強度之間的關系，利用數值模擬則可以直觀反映(圖2(a))。我們意外地發現，農業-非農勞動生產率差異隨著農地產權強化首先經歷一個接近水平的階段，然后迅速下降，并不存在類似勞動力轉移曲線的二次形式。與不考慮其他勞動力市場摩擦的情況(以圖2(a)中虛線表示)相比，農地產權的強化并不能使得農業-非農勞動生產率差異消失，但產權強度趨于1時的兩部門勞動力生產率十分接近，比值也接近1。原因是此處以有效勞動來衡量勞動生產率，盡管農業遺留人口所能提供的有效勞動少，但是其有效勞動生產率水平不會受影響，真正影響兩部門有效勞動生產率水平差異的只有轉移成本c。

(a)

(b)

圖2 農地產權強度與收入差距

但農業-非農勞動生產率差異并非等同于城鄉收入差距。在衡量城鄉收入差距時必須考慮到農村不同勞動力所能提供的有效勞動異質性。同時正如本節內容最初所給出的假定：農村居民收入中一部分來自非農部門就業收入，而另一部分來自農業部門收入；城市居民收入則全部來自非農部門收入。由此可見，城鄉收入差距一方面取決于農業-非農部門收入差距，另一方面還取決于農業向非農部門勞動力轉移的比例。農地產權強度分別作用于農業-非農勞動力轉移和農業-非農勞動力生產率差異，其對城鄉收入差距具體的影響機制見圖3。

圖3 農地產權強度對城鄉收入差距的影響機制

同樣，對于農村家庭，由于其勞動力異質性，可以求得分別從事農業和非農部門收入之和的期望值以代表農村人均收入，而城市家庭的人均收入則來自勞動與資本報酬之和的均值。

(18)

(19)

(20)

其中：yr和yu分別代表農村和城市居民的人均收入。Rur代表城鄉收入差距。由于式(18)的形式過于復雜，在文中不做展開，具體形式參照注釋①。

同樣，式(20)的展開式用代數方法求解其邊際效應過于繁瑣，此處仍采用數值模擬勾勒出二者的簡單關系(圖2(b))。此處意外發現，盡管農村的優質勞動力全部流向非農部門，城鄉收入差距仍然隨著勞動力的轉移而縮小，并且這種變化是單調的，而非類似于勞動力轉移的二次形式，也不同于農業-非農勞動生產率差異曲線的形式。與不考慮其他勞動力市場摩擦下的情形相比(圖2(b)中虛線表示)，農地產權強度對城鄉收入差距的影響在基準參數設定下被強化了，曲線的斜率一直維持較高，但是產權強度趨于1時的城鄉收入差距要遠大于不考慮其他勞動力市場摩擦的情形。由此可以判斷，農地產權強度雖然有助于縮小城鄉收入差距，但是遠不能達到城鄉收入趨同的效果。

命題2：其他條件不變情況下，農地產權強度的提高有助于縮小農業-非農部門勞動生產率差異，進而有助于縮小城鄉收入差距。

這里所展現的城鄉收入差距比農業-非農部門收入差距大很多(產權強度趨于1時，基準參數設定下為5.4，不考慮其他勞動力市場摩擦時為4.6)。造成這個結果的主要原因是：本文嚴格假定農業-非農部門的轉移勞動力無法分享非農部門的資本收益，資產的這種基于戶籍的分配方式是不均等的，造成城鄉資產性收入的巨大差距，即使勞動收入均等化，城鄉收入差距也不會被抹平。這一結論也說明，在不改變資產分配情況下，如果僅僅寄希望于勞動力流動來達到城鄉收入的趨同是極為困難的。

三、變量選取、數據來源及描述

為驗證上文命題1與命題2，需要度量農地產權強度，而這在現有的數據庫中是很難實現的。農地產權的衡量需要從微觀到宏觀不同層面的數據，精準測度十分困難。早前研究著重于地權穩定性對農業投資與生產的影響(姚洋，1998，2000；余海 等，2003；許慶 等，2005)，并以農地“大調整”和“小調整”的次數來衡量地權穩定性。羅必良等提出的法律賦權(合法性)、社會認同(合理性)和行為能力(合意性)三個方面能夠更加全面地衡量農地產權強度(鐘文晶 等，2013；羅必良，2014)，但需要一系列細致的宏微觀層次指標組合才能做到。

有鑒于數據的局限，本文退而求其次，用能夠實現的最好的指標去衡量農地產權，努力得到一個穩健的結論。首先整合“中國城鄉勞動力流動課題組”(RUMiC)在2008和2009兩年的農戶調研數據，形成截面數據樣本，驗證農地產權對于勞動力轉移的影響(命題1)，其中產權強度以地權穩定性衡量。再以省級加總數據補充驗證命題1是否成立，最后以該數據檢驗農地產權與城鄉收入差距之間的關系(命題2)。宏觀層面以2009、2011和2012三年中國30個省級單位構成面板數據樣本，其中農地產權強度以單位面積的征地補償費用衡量。因2010年的相關數據缺失而未被納入該樣本。

RUMiC的抽樣調查對象大致可以分為三類：農村(戶籍)住戶(約8000戶)、城鎮(戶籍)住戶(約5000戶)以及進入城鎮的農村戶籍流動戶(約5000戶)。這三類住戶數據都包含了家庭及其成員特征、健康狀況、就業、收入、就業與培訓、社會網絡等內容。本文所利用的是2008和2009兩年的農村住戶數據。2008年的農村住戶數據統計了與戶主或配偶不在一起生活的16周歲及以上成年子女的基本信息，顯然這其中的一部分應當算作農村家庭中轉移人口，2009年的調研未統計該項，但補充統計了農戶土地情況，因此在回歸模型中除土地情況采用2009年數據外，其他變量均來自RUMiC2008。構建微觀家庭勞動力轉移回歸模型如下：

yi=c0+γlland_realli+γrreall_scopei×land_realli+γXXi+εi

(21)

利用2009、2011和2012三年中國30個省市自治區的面板數據樣本。本文所構建的省級宏觀層面計量模型如下：

Yjt=C0+ΓLLand_propjt+ΓXXjt+εjt

(22)

其中：Yjt是被解釋變量，被解釋變量有兩個，一個是城鄉收入差距inc_ratio，用城鎮居民的人均可支配收入與農村居民的人均純收入之比衡量，另一個是農業-非農勞動力轉移數量labor_m，用各地區城鎮人口比重衡量。Land_prop代表農地產權強度；X為其他控制變量，根據前文所述，各個控制變量的選取應當是關于勞動力市場非完全競爭或阻礙勞動力流動的一些因素，抑或是影響農業和非農部門資本流動和資產分配的因素。對各個解釋變量的選取作如下具體說明：

農地產權強度方面，本文采用各地區農地征收的單位面積平均補償費用來衡量。根據《土地管理法》中有關征地補償標準的規定，征用耕地的補償費用包括土地補償費、安置補助費以及地上附著物和青苗的補償費。土地補償費按土地上過去三年平均產值的6至10倍計算；安置補助費依照需要安置的人口來計算，每人補償過去三年平均產值的3至6倍。前兩項加總的每公頃補償費用不超過過去三年平均產值的15倍；地上附著物和青苗補償費的補償標準由省、自治區、直轄市規定。可以看出，《土地管理法》賦予各地在給付征地補償費用時較大的自由裁量空間，具體的補償金額必然依賴于當地農民的談判能力，而這談判能力又部分源自農村土地的產權現狀，即法律賦權、社會認同與行為能力。

控制變量包括：政府行為，主要表現為城市偏向政策(陸銘 等，2004)和對“土地財政”的依賴(中國經濟增長前沿課題組,2011)，以土地出讓金與政府預算內財政收入比值表示，記為gove_be；國有企業比重，體現市場活力，以城鎮職工中國有企業職工所占百分比衡量，記為state_ratio；交通條件，體現勞動力流動的交通成本(Gollin et al.,2014)，采用各地區單位面積鐵路里程和單位面積高速公路里程兩個指標來衡量，分別記為railway和highway；民族分化程度，體現各地勞動力市場分割程度，通過計算各地區不同民族人口的比例，并采用Alesina et al.(2003) 的方法計算其赫芬達爾-赫希曼指數(HHI)來衡量，記為nation，該指數越大，說明民族分化程度越低。

表1 微觀樣本變量描述

表2 省級樣本變量描述

省級層面數據來自《中國統計年鑒》、《中國國土資源年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》以及國家統計局網站所公布的第六次人口普查數據。其中，《中國國土資源年鑒》目前只提供了2009年、2011年和2012年的征地費用數據。西藏地區的部分數據缺失，故在樣本中予以剔除，保留其余30個省、自治區和直轄市。由于無法獲取2009年、2011年和2012年各地區民族人口數據，在衡量民族分化程度時只能采用2010年第六次人口普查數據近似替代，該變量不隨時間變化。

兩個樣本中各個變量的描述性統計見表1和表2。

四、實證結果

為驗證命題1，首先給出微觀樣本的回歸結果。以地權穩定性相關變量代表農地產權強度，以最小二乘法(OLS)估計地權穩定性對于農戶勞動力轉移比例的影響，結果見表3。

模型1和2分別為不添加與添加控制變量之后的回歸結果，模型3和4則進一步控制了以省為單位的地區虛擬變量。從回歸結果中，出乎意料地發現土地的“小調整”和“大調整”對于農戶家庭勞動力轉移有不同方向的影響。無論是否控制地區虛擬變量，land_reall的系數，即土地“小調整”對于農戶勞動力轉移的影響均顯著為正。而land_reall與reall_scope的交互項系數顯著為負，其絕對值也大于land_reall的系數絕對值。即農地“大調整”對于勞動力轉移的影響是這兩個變量系數之和，最終為負。加入控制變量和地區虛擬變量后，“大調整”和“小調整”的影響效應均減小。在模型4中，土地“小調整”頻率每增加一次，能夠促進約2%的農戶人口轉移出去，而土地“大調整”頻率每增加一次，能夠抑制約2.5%的農戶家庭人口轉移。如何解釋“大調整”和“小調整”的相反作用？可能的原因是：在“增人增地、減人減地”的“小調整”情形下，農民能夠對未來有良好預期，不大會改變長期投資(許慶 等，2005)，因而“小調整”幾乎不影響地權穩定性，而“小調整”所起到的社會保障作用(姚洋，2000)促進了農業勞動力轉移；相反，“大調整”會使農民喪失對未來預期(許慶 等，2005)，損害地權穩定性，使得地權穩定性對勞動力轉移的抑制作用蓋過了其社保功能的促進作用。在模型2和模型4中，其他變量系數基本符合預期。除村工業占比vill_ind不顯著外，其他變量均顯著或者在某個模型下顯著。農戶家庭人口數、戶主受教育年限促進勞動力轉移，耕地面積、非生產性資本以及村人口總數抑制勞動力轉移，戶主年齡對家庭勞動力轉移的影響呈現倒U型關系。

表3 地權穩定性與勞動力轉移—基準回歸結果

注：括號內為標準差；*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

表4 省級加總數據樣本—基準回歸結果

注：括號內為標準差；*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

為了驗證結論的穩健性，本文做了以下嘗試：以農戶在過去五年內所經歷的土地調整次數代替上述兩個衡量地權穩定性的村級變量；增加控制村級變量，例如2005年村勞動力轉移情況以及人均農民純收入等。最后發現，結論基本穩健。限于篇幅這些結論不列在文中。

以上結果在微觀層面揭示了農地產權強度與農業勞動力轉移之間的關系，土地調整次數越多，地權穩定性越差，農地產權強度越低，農業勞動力轉移就越會受到抑制。當然，地權穩定性只能衡量產權強度的一個方面，該結論仍然是有局限的。更進一步，本文試圖以宏觀加總數據再次對該結論進行檢驗，并驗證命題2。利用省級加總數據樣本，以單位面積征地補償平均費用代表農地產權強度，得出回歸結果見表4。其中模型5和6的被解釋變量是城市化水平，以代表農業勞動力轉移，模型7和8以城鄉收入比為被解釋變量。模型5和7采用OLS估計方法，而模型6與8采用固定效應模型。由于民族分化程度是隨時間不變的變量，在固定效應模型中被省略。

由模型6可知，考慮固定效應后，征地費用系數在0.001的水平下顯著為正，說明城市化水平隨征地費用增加而提高，即農地產權強度能夠促進農業勞動力轉移。結合微觀樣本的回歸結果，似乎可以得出結論認為，當前處于命題1所描述的二次曲線的上升階段。模型7和8中，征地費用的系數均在0.001的水平下顯著，且符號為負，說明農地產權強度能夠縮小城鄉收入差距，支持了命題2。應指出的是，如果在統計城鎮居民收入和農村居民收入時同時漏掉了流動人口，則根據統計年鑒估算的城鄉收入差距存在偏差。在勞動力轉移較多的地區，城鄉收入差距被高估問題較為嚴重，在勞動力轉移較少的地區，高估問題較為緩和。這時農地產權對于城鄉收入差距的影響可能在模型中被低估。其他變量中，以土地財政依賴度衡量的政府行為在四個模型中系數均不顯著，可能源自與其他變量之間的共線性。民族分化程度在模型7中顯著為負，即分化程度越低的地區，城鄉收入差距越小。國有企業比重上升帶來城市化水平的降低，其系數在模型5和6中均顯著，而對于城鄉收入差距的影響，混合效應和固定效應的結果不一致，混合效應的估計系數顯著為負，而固定效應模型的系數不顯著。令人困惑的是，衡量交通條件的兩個變量，單位面積鐵路里程與高速公路里程，在混合效應與固定效應模型的結果差異很大，甚至符號相反且均顯著。可能的原因是：交通條件存在嚴重內生，地理位置偏遠或者地形崎嶇的地區，更可能擁有較多的單位面積鐵路里程與高速公路里程，但這并不意味著該地區擁有更好的交通狀況。

在檢驗農地產權強度與城鄉收入差距之間的關系時，本文并沒有將人均GDP和人均GDP的平方項納入基準回歸模型，這是因為本文偏向于認為，庫茲涅茨曲線雖然很好地描繪了收入差距與收入水平之間的關系，但是二者更傾向于是相關關系，而非因果關系，對于收入差距的真正解釋不在于收入水平，也并不意味著只要提高收入水平就能擴大或者縮小收入差距。但為了模型的穩健性起見，本文仍然加入收入水平作為解釋變量的回歸結果(限于篇幅未列出)。與陳斌開等(2013)所估計的結果類似，城鄉收入差距和收入水平之間呈現U型曲線關系，而非庫茲涅茨曲線所揭示的倒U型關系。在加入人均GDP和人均GDP的平方項后，農地產權強度的系數仍然顯著。

五、結論與討論

為研究農地產權強度與勞動力轉移和城鄉收入差距之間的關系，本文構建了一個相對完整的分析框架。在該分析中，本文指出農村土地產權的強化可能通過兩種途徑影響勞動力轉移和城鄉收入差距，一是提高農業生產率，二是降低勞動力轉移的成本。二者效應的相對大小決定了強化農地產權是否鼓勵勞動力從農業向非農部門轉移，而強化農地產權卻能帶來城鄉收入差距的縮小。實證結果傾向于認為，當前的勞動力轉移數量是隨農村土地產權強化而增加的，支持了農村土地產權強化將縮小城鄉收入差距的結論。

本文所述農地產權強化并不等同于完全“私有化”，而是更多強調對于產權的清晰劃分以及確保落實。產權的強化也并非是促成勞動力轉移和縮小城鄉收入差距的充分條件，農村社會保障不完善等因素都有貢獻。另外，農村公共和私人投資的缺乏、城鄉資產的流動性太差、戶籍制度導致的勞動力市場分割等(楊金陽 等，2014)都會使城鄉收入難以趨同。事實上，農村產權不止體現在農民的土地產權上，農民的宅基地、農村住房、農民對于農村集體財產所享有的各種權益都會影響到農村勞動力轉移，最終影響城鄉收入的鴻溝。這些權益在中國絕大部分農村還不能得到充分保障，宅基地入市、農村住房交易、村民集體經濟股份的退出補償機制等都沒有完善，都有可能使得當前中國農村的老齡化、留守兒童等現象惡化，抑制了農村勞動力轉移，擴大了城鄉收入差距。

從歷史的脈絡看，農村土地產權也確實在經歷一個不斷強化的過程，目前在全國鋪展開的農村土地確權頒證工作即是一個很好的例證。確權頒證的范圍不僅包括農戶承包地，也包括宅基地和村集體建設用地等。這些產權的強化措施或許對農村土地流轉和農業經營規模的促進作用存在爭議(羅必良，2014)，卻有希望促進農村的勞動力進一步向城市轉移，并且縮小城鄉收入差距。

本研究也涉及到了戶籍制度。一些研究強調戶籍制度對于農村勞動力轉移的限制，以及如何造成城鄉收入差距。戶籍制度的本質不在于其本身，是與之綁定的一系列制度安排的總和。這些制度安排不僅包括常被談起的城鄉公共服務的差異，也包括與之綁定的城鄉在產權和其他制度規范上的差異。本文認為，僅僅停留在籠統地談論戶籍制度并不能得出令人滿意的結論。應當深入不同的細分制度安排，探討它們對城鄉差異的影響。農村與城市產權制度的不同即是戶籍制度的一種含義，這樣的產權制度差異對城鄉收入差距的影響也應當算作戶籍制度限制的重要組成部分。

最后，本文的探討在某些方面仍然是理想化的。例如土地的社保功能，在微觀層面確實影響了農村剩余勞動力轉移的決策，而在構建理論框架部分假定金融市場是完美的，農戶可以通過金融市場抵御風險。在實證部分，缺乏一個對于農地產權狀況完整衡量的數據庫以支撐結論，實證模型的結果可能對樣本數據敏感，也提醒我們值得進一步探究。

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(責任編輯 彭 江)

Farmland Property Rights, Labor Migration and Urban-rural Income Gap

YANG JinYang1,2ZHOU YingHeng1HUANG HaoShu1

(1.College of Economics and Management, Nanjing Agricultural University, Nanjing 210095;2.School of Public Health, Yale University, New Haven, US 06510)

In a formulation based on the classic C-D production function, this paper assumes two channels that how the strength of farmland property rights affects rural labor migration and urban-rural income gap, productivity improvement and migration cost reduction. Numerical simulation indicates that strengthening farmland property rights does not necessarily induce labor migration from agricultural to non-agricultural sectors, but urban-rural income gap is narrowed. Urban and rural income doesn′t converge if the inequality of wealth distribution remains unchanged between urban and rural residents. Utilizing RUMiC survey data and provincial statistics, the paper examines how the adjustment of farmland impacts household non-farm work participation and relationship of the compensation of farmland acquisition (a proxy for farmland property rights) and urban-rural income gap among provinces. The results tend to support the narrowing, but limited, effects of farmland property rights on urban-rural income gap. Provinces that have more generous compensation tend to have narrower income gap between urban and rural areas.

property strength; labor migration; urban-rural income gap; agricultural labor productivity; two-sector model

2016-06-21

楊金陽(1991--)，男，安徽六安人，南京農業大學與美國耶魯大學聯合培養博士生。 周應恒(1963--)，男，湖南長沙人，南京農業大學經濟管理學院教授，博士生導師。 黃昊舒(1986--)，女，安徽蚌埠人，南京農業大學經濟管理學院博士生。

國家自然科學基金重點項目“新時期農業發展的國家政策支持體系研究”(71333008)；國家自然科學基金青年項目“城鄉一體化對中國居民代際流動性影響研究——基于物質資本、人力資本和社會資本的視角”(71503129)；國家社科基金重大項目“加快構建新型農業經營體系研究”(14ZDA037)。

F301；F126.2

A

1001-6260(2016)06-0041-13

* 感謝審稿人給出的真知灼見；感謝張紅宇等專家在“2015清華農村研究博士生論壇”上提出的寶貴意見；感謝南京農業大學胡凌嘯博士、喬輝博士，耶魯大學陳軼博士，中國科學院臧陽光博士等同窗益友在本文寫作和修改過程中提供的支持。當然，文責自負。