楊金陽 周應恒 黃昊舒

(1.南京農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095； 2.耶魯大學 公共衛(wèi)生學院，美國 紐黑文 06510)

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)、勞動力轉(zhuǎn)移和城鄉(xiāng)收入差距

楊金陽1，2周應恒1黃昊舒1

(1.南京農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095； 2.耶魯大學 公共衛(wèi)生學院，美國 紐黑文 06510)

通過構(gòu)建一個相對完整的分析框架，區(qū)分農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的兩種效應——生產(chǎn)率改進效應和勞動力轉(zhuǎn)移成本降低效應，分析其對農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動力轉(zhuǎn)移的影響機制，以及最終如何影響城鄉(xiāng)收入差距。數(shù)值模擬結(jié)果顯示：農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強化未必能促進勞動力由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，但是能夠帶來城鄉(xiāng)收入差距的縮??；如果城鄉(xiāng)的資產(chǎn)分配狀況不改善，僅僅依靠勞動力流動，城鄉(xiāng)收入差距難以有較大改觀。分別運用RUMiC微觀調(diào)研數(shù)據(jù)和省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，試圖檢驗農(nóng)地“大調(diào)整”和“小調(diào)整”對家庭非農(nóng)勞動參與的影響以及省級層面的征地補償費用(指代農(nóng)地產(chǎn)權(quán)狀況)和城鄉(xiāng)收入差距之間的聯(lián)系，結(jié)果傾向于支持強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)能夠促進城鄉(xiāng)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(qū)往往城鄉(xiāng)收入差距越小。

產(chǎn)權(quán)強度；勞動力轉(zhuǎn)移；城鄉(xiāng)收入差距；農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率；兩部門模型

一、引言及相關(guān)文獻回顧

中國的城鄉(xiāng)收入差距十分巨大。改革開放以后，城鄉(xiāng)收入差距經(jīng)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(xiāng)收入比達到最高為3.33，之后才出現(xiàn)略微下降的趨勢。截止2013年，城鄉(xiāng)收入比仍維持在3以上。李實等(2011)認為，當前城鄉(xiāng)收入差距有較大程度的低估。城鄉(xiāng)的巨大差異不僅體現(xiàn)在收入水平上，也體現(xiàn)在制度安排上，尤其是土地產(chǎn)權(quán)制度安排。城市土地依照法律歸國家所有，但是使用權(quán)可以流轉(zhuǎn)；農(nóng)村土地法律意義上歸集體所有，但對農(nóng)地的限制諸多，且國家干預嚴重(姚洋,2000)。在農(nóng)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(nóng)工作，補貼家用。貧苦的農(nóng)民為了維護自身權(quán)益常不惜代價上訪，因農(nóng)地征用而引起的群體性事件已經(jīng)成為社會不穩(wěn)定的一個重要因素。究竟農(nóng)民在土地問題上的談判地位變化會如何影響其境遇，城鄉(xiāng)在土地制度上的差異和收入差距之間有怎樣的聯(lián)系？強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)能否增加農(nóng)村務(wù)農(nóng)者的進城機會？

中國不斷擴大的城鄉(xiāng)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(xiàn)實的鴻溝，卷帙浩繁，皆著述于此。首先受詬病的是數(shù)據(jù)衡量的偏誤。Gollin et al.(2004)指出，由于忽略了家庭產(chǎn)品(home production)，發(fā)展中國家農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)值可能被低估了。中國的統(tǒng)計部門在核算城市和農(nóng)村居民收入時，其調(diào)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(nóng)村收入水平的低估(蔡昉 等,2009)。當然，城市和農(nóng)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(nèi)的發(fā)展中國家城鄉(xiāng)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(tài)下城市和農(nóng)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(nóng)村勞動的邊際收益產(chǎn)品也應當相等?；谏鲜鰞蓚€假設(shè)，在城鄉(xiāng)勞動收入占比大致相當?shù)那闆r下，城鄉(xiāng)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(jié)論也應當成立，因而對城鄉(xiāng)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(diào)農(nóng)地市場的不完善所可能引致的后果，而農(nóng)地的產(chǎn)權(quán)是其市場完善的基礎(chǔ)。我們尤其關(guān)注農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對城鄉(xiāng)勞動力流動的限制，進而如何影響城鄉(xiāng)收入差距。什么是土地產(chǎn)權(quán)及其強度？周其仁(1995a,1995b)對土地私有權(quán)的獲取進行了分類：一是通過自由的交換契約獲得產(chǎn)權(quán)(產(chǎn)權(quán)市場自發(fā)交易的產(chǎn)物)；二是通過國家干預的土地市場在形式上獲得產(chǎn)權(quán)(對土地產(chǎn)權(quán)自發(fā)交易過程中施加某些限制的產(chǎn)物)；三是通過國家強制的制度安排而完全不經(jīng)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(chǎn)權(quán)的結(jié)果)。羅必良(2014)引述了周其仁的上述觀點，并認為三類產(chǎn)權(quán)的強度具有依次弱化的特點。羅必良(2014)進一步指出產(chǎn)權(quán)強度的生成機理來自三個方面：法律賦權(quán)(合法性)、社會認同(合理性)和行為能力(合意性)。法律賦權(quán)從合法性、強制性與權(quán)威性方面提升產(chǎn)權(quán)強度；社會認同從合理性、道義性與規(guī)范性方面強化產(chǎn)權(quán)強度；行為能力從合意性、偏好性與行為性方面決定產(chǎn)權(quán)強度(鐘文晶 等,2013;羅必良,2014)。對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度的研究多數(shù)來自羅必良，他在考慮農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度時主要從土地流轉(zhuǎn)的角度出發(fā)。而現(xiàn)今的研究還很少涉及到對勞動力轉(zhuǎn)移和城鄉(xiāng)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(fā)展中國家農(nóng)村的產(chǎn)權(quán)不能得到有效保護，因為農(nóng)村的精英階層通過弱的產(chǎn)權(quán)(weak property rights)迫使農(nóng)民留在農(nóng)村以較低的工資水平為其工作。Fergusson(2013)構(gòu)建了城鄉(xiāng)兩部門模型，并將農(nóng)村部門劃分為精英子部門(elite subsector)和農(nóng)民子部門(peasant subsector)，當農(nóng)村精英子部門能夠控制產(chǎn)權(quán)的強弱和稅收時，就可以通過這兩種政策工具組合實現(xiàn)自身消費最大化。模型的諸多假設(shè)并不適合中國，卻有助于我們理解中國當前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度如何影響勞動力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)收入差距。在理論框架部分，本文將農(nóng)村部門簡化為一個整體，并把農(nóng)地產(chǎn)權(quán)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(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門存在生產(chǎn)率差距只能來自勞動力市場的摩擦或者數(shù)據(jù)偏誤，并且嚴格論證了數(shù)據(jù)偏誤不能完全解釋農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門生產(chǎn)率差距。本文則進一步將上述分析從農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門生產(chǎn)率差距擴展至城鄉(xiāng)居民收入差距，并且詳細闡述農(nóng)地產(chǎn)權(quán)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(yōu)先發(fā)展的政府戰(zhàn)略，造成城市部門就業(yè)需求的相對下降，進而城市化進程延緩，農(nóng)村居民不能有效地向城市轉(zhuǎn)移，城鄉(xiāng)收入差距擴大。與陳斌開等(2013)類似，本文認為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度同樣限制了勞動力轉(zhuǎn)移和城市化，并試圖利用省級統(tǒng)計數(shù)據(jù)樣本驗證這一觀點。

二、理論分析框架

在分析城鄉(xiāng)收入差距之前，先必須了解城鄉(xiāng)收入來源。這里做一個簡單劃分，即把經(jīng)濟體分為農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門，在此劃分下，城鄉(xiāng)家庭的收入或來自農(nóng)業(yè)部門，抑或來自非農(nóng)部門?？稍龠M一步假定：城鎮(zhèn)家庭收入只來自非農(nóng)部門，而農(nóng)村家庭收入既包括農(nóng)業(yè)部門也包括非農(nóng)部門。如是，城鄉(xiāng)收入差距應當取決于農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率差異(或稱農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門收入差距)，以及農(nóng)村家庭中從事非農(nóng)生產(chǎn)的勞動力(也即農(nóng)村家庭勞動力轉(zhuǎn)移)比例。本部分將闡述農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度如何影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率差異，最終影響城鄉(xiāng)收入差距。

回到Gollin et al.(2014a)的研究，首先設(shè)想一個不存在勞動力市場摩擦的經(jīng)濟帶給我們的啟示。假定存在一個經(jīng)典的農(nóng)業(yè)-非農(nóng)兩部門經(jīng)濟，兩部門的生產(chǎn)函數(shù)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(chǎn)函數(shù)可以表達為：

(1)

(2)

其中：下標a和n分別代表農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門；Y、L和K分別代表產(chǎn)出、勞動投入和資本投入。這里進一步假定兩部門產(chǎn)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(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門在均衡狀態(tài)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(chǎn)品價值，因此兩個部門的邊際產(chǎn)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(chǎn)率也應當相等。用等式表達該結(jié)論，即：

(3)

這里忽略價格因素，因此把產(chǎn)出認為是收入。并認為勞動力同質(zhì)，每個工人提供一單位的勞動，因此ya和yn分別代表農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門的勞動生產(chǎn)率。需要注意的是，要達成上述結(jié)論并不依賴于對其他要素市場的假設(shè)，也就是說，即使資本市場發(fā)生嚴重錯配，只要勞動力市場符合經(jīng)典的完全競爭假設(shè)，兩部門的邊際產(chǎn)品價值必然相等，最終勞動生產(chǎn)率也會相等。而如果兩部門的人均收入不相等，并且數(shù)據(jù)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(diào)增，表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平，刻畫農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的第一種效應。這里假定農(nóng)村的土地均勻分配給生產(chǎn)者(這大致符合家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制改革后的中國現(xiàn)狀)。

由式(4)可以求得代表性生產(chǎn)者的工資和租金：

(5)

(6)

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移至城市非農(nóng)部門后，和原本城市非農(nóng)部門勞動力并不能等同：首先原本農(nóng)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(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移至城市從事非農(nóng)工作后，在現(xiàn)行制度下往往和原本的城市勞動力處于不同行業(yè)，二者并不能完美替代。為刻畫上述現(xiàn)實，采用CES函數(shù)來描述非農(nóng)部門最終的有效勞動。非農(nóng)部門的生產(chǎn)函數(shù)表示為：

(7)

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

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

(8)

(9)

(10)

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移成本的影響具體表現(xiàn)為：其一，在農(nóng)戶承包權(quán)沒有完全保障的情況下，農(nóng)戶從事非農(nóng)工作或進城后(特別是針對整戶的勞動力轉(zhuǎn)移)，可能擔憂面臨失去土地的風險；其二，由于土地流轉(zhuǎn)市場的不完善以及缺乏對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的保護，土地流轉(zhuǎn)的租金可能被壓低，增加勞動力轉(zhuǎn)移的機會成本，這種情況以親友間的轉(zhuǎn)包最為明顯。為了考慮上述影響，當農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門時，由于土地產(chǎn)權(quán)強度不同，假定轉(zhuǎn)移到非農(nóng)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)的所有農(nóng)民分享。因而對于農(nóng)民而言，如果土地均等分配，留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得的收益Va為：

(11)

式(11)中，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)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(nóng)民自有土地，另一部分來自分享。而農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門所得收益Vm為：

(12)

同樣，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門的收益為非農(nóng)部門工資及農(nóng)村土地的部分地租之和。

如果勞動力轉(zhuǎn)移存在一個固定成本c，只有邊際勞動力轉(zhuǎn)移的收益大于其機會成本(即務(wù)農(nóng)收益與轉(zhuǎn)移成本之和)時，轉(zhuǎn)移才會發(fā)生。

Vm≥Va+c

(13)

而農(nóng)業(yè)勞動力是異質(zhì)的，潛在收入高的農(nóng)業(yè)勞動者率先跨過機會成本的門檻，從而轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門，潛在收入低的勞動者將留在農(nóng)業(yè)部門。勞動力轉(zhuǎn)移存在斷點，斷點處為h=1.5-m，此時公式(13)變?yōu)榈仁?。將公?5)、(6)、(9)、(11)、(12)帶入改寫成等號的公式(13)，可以得到均衡狀態(tài)下農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)地產(chǎn)權(quán)之間的關(guān)系：

(14)

由式(14)可知，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的數(shù)量受到農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度影響，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度的影響路徑有：一方面改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，提高農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度就提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，使得從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益增加，加大了農(nóng)民留在農(nóng)業(yè)部門的動力；另一方面農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度的提升也改善了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移成本，具有促進勞動力轉(zhuǎn)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(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量并非簡單地隨μ單調(diào)增或者減。

為對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度如何影響勞動力轉(zhuǎn)移有一個更加直觀的認識，此處利用一個簡單的數(shù)值模擬來表述二者關(guān)系。為此，我們首先需要知道除m和μ外的其他參數(shù)。這里不必把每個參數(shù)的具體數(shù)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(shù)選取的基準年份：2013年中國農(nóng)業(yè)GDP占總GDP比重約10%，如果GDP與資本存量成比例，那么農(nóng)業(yè)與非農(nóng)部門的資本存量之比應當是1∶9；當前的城鎮(zhèn)化率約為53.7%，但中國社科院發(fā)布的《城市藍皮書》指出2012年按戶籍計算的城鎮(zhèn)化率僅有35.3%，因此可以將農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門的初始勞動力資源稟賦之比設(shè)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(shù)ρ=0.8，β=1.2。勞動力轉(zhuǎn)移成本c如何度量？c是固定成本，因此我們找到勞動力轉(zhuǎn)移為0的初始狀態(tài)，以完全產(chǎn)權(quán)下的農(nóng)業(yè)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?？梢院唵渭俣ˋn=1，Aa(μ)為冪函數(shù)形式，Aa(μ)=μα(其中α為常數(shù)，取值為0.5)。將上述參數(shù)代入等式(14)，可以得出每種農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度下的農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量，并在坐標中描繪出兩者關(guān)系(圖1)。圖1中(a)-(f) 給出了各個參數(shù)在不同取值下的結(jié)果，并作以對比，每張圖的實線為基準結(jié)果。總體上可以得出：

命題1：其他條件不變情況下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度對農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的影響并非單調(diào)，存在先促進后抑制的趨勢。

當農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度極低時，農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)率水平極低，大量勞動力傾向于轉(zhuǎn)移至非農(nóng)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)后，生產(chǎn)率效應超過了轉(zhuǎn)移成本效應，能夠吸引勞動力回流至農(nóng)業(yè)部門。而當農(nóng)地產(chǎn)權(quán)基本穩(wěn)定后，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平大幅提高，進一步鞏固產(chǎn)權(quán)的生產(chǎn)率效應開始下降，而對降低勞動力轉(zhuǎn)移成本的作用開始顯現(xiàn)出來，勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量隨之上升。這恰似中國改革開放后的情形。根據(jù)模擬結(jié)果：在基準參數(shù)取值下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度取0.44時，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移比例降至極值點，此時農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移的比例為49%。當農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度趨于1時，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)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(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移水平就十分困難，城市化率只統(tǒng)計“常住人口”，存在嚴重低估。大量轉(zhuǎn)移人口在本地鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、農(nóng)村的非農(nóng)部門(大城市的遠郊農(nóng)村)工作，還有相當一部分轉(zhuǎn)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(tǒng)計范疇。

針對不同參數(shù)不同取值的情形，基本可以分為三類：一是該參數(shù)的取值影響曲線上升時的斜率(改變農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的作用強弱)，二是改變極值點位置(影響農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的作用方向)，三是影響產(chǎn)權(quán)強度趨于1時的勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量(體現(xiàn)該參數(shù)本身對勞動力轉(zhuǎn)移的影響)。這里重點關(guān)注不同生產(chǎn)率形式對曲線的影響(圖1(a))，因為這涉及生產(chǎn)率效應的穩(wěn)健性。不同取值下，曲線先下降后上升的基本形狀不變?？梢钥闯?，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(chǎn)權(quán)強度情況下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)越強化越有可能促進勞動力轉(zhuǎn)移，并且促進作用越明顯。這是因為α越小，初期生產(chǎn)率上升速度越快，生產(chǎn)率效應大幅度超過轉(zhuǎn)移成本效應，導致勞動力迅速回流，后期生產(chǎn)率效應變化平緩，轉(zhuǎn)移成本效應相對增強，促使農(nóng)業(yè)勞動力再次向外流動。生產(chǎn)率形式并不具備第三類影響，也即其本身對勞動力轉(zhuǎn)移沒有直接影響，只是產(chǎn)權(quán)強度作用的一個媒介。與生產(chǎn)率形式有類似效果的參數(shù)是勞動收入占比θ(圖1(f))。勞動收入占比越低，強化產(chǎn)權(quán)所帶來的轉(zhuǎn)移成本效應越大，對勞動力轉(zhuǎn)移的促進作用也越大。圖1(b)-1(e)所代表的參數(shù)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度的作用方向，也不改變作用強弱，只改變產(chǎn)權(quán)強度趨于1時的勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量。這類參數(shù)不影響農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對勞動力轉(zhuǎn)移的作用，但本身能夠影響勞動力轉(zhuǎn)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(xiāng)勞動力替代彈性(圖1(e))改變農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門的工資水平，從而改變勞動力轉(zhuǎn)移的收益，繼而影響勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量。勞動力轉(zhuǎn)移成本(圖1(c))則直接改變了農(nóng)業(yè)勞動力進入非農(nóng)部門的門檻，必然影響勞動力轉(zhuǎn)移。

(a)

(b)

(c)

(d)

(e)

(f)

(g)

假定農(nóng)村勞動力同質(zhì)，城鄉(xiāng)勞動力完美替代、回報率相同，不存在勞動力轉(zhuǎn)移的固定成本，我們得到理想化的勞動力轉(zhuǎn)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(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移?？紤]這些摩擦后，也強化了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對于勞動力轉(zhuǎn)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(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動生產(chǎn)率差異。該比值是一個復合隱函數(shù)，難以從表達式中直接推敲出農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動生產(chǎn)率差異與農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度之間的關(guān)系，利用數(shù)值模擬則可以直觀反映(圖2(a))。我們意外地發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動生產(chǎn)率差異隨著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強化首先經(jīng)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(zhuǎn)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)的強化并不能使得農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動生產(chǎn)率差異消失，但產(chǎn)權(quán)強度趨于1時的兩部門勞動力生產(chǎn)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(chǎn)率，盡管農(nóng)業(yè)遺留人口所能提供的有效勞動少，但是其有效勞動生產(chǎn)率水平不會受影響，真正影響兩部門有效勞動生產(chǎn)率水平差異的只有轉(zhuǎn)移成本c。

(a)

(b)

圖2 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度與收入差距

但農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動生產(chǎn)率差異并非等同于城鄉(xiāng)收入差距。在衡量城鄉(xiāng)收入差距時必須考慮到農(nóng)村不同勞動力所能提供的有效勞動異質(zhì)性。同時正如本節(jié)內(nèi)容最初所給出的假定：農(nóng)村居民收入中一部分來自非農(nóng)部門就業(yè)收入，而另一部分來自農(nóng)業(yè)部門收入；城市居民收入則全部來自非農(nóng)部門收入。由此可見，城鄉(xiāng)收入差距一方面取決于農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門收入差距，另一方面還取決于農(nóng)業(yè)向非農(nóng)部門勞動力轉(zhuǎn)移的比例。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度分別作用于農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動力轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動力生產(chǎn)率差異，其對城鄉(xiāng)收入差距具體的影響機制見圖3。

圖3 農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度對城鄉(xiāng)收入差距的影響機制

同樣，對于農(nóng)村家庭，由于其勞動力異質(zhì)性，可以求得分別從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門收入之和的期望值以代表農(nóng)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(nóng)村和城市居民的人均收入。Rur代表城鄉(xiāng)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(shù)方法求解其邊際效應過于繁瑣，此處仍采用數(shù)值模擬勾勒出二者的簡單關(guān)系(圖2(b))。此處意外發(fā)現(xiàn)，盡管農(nóng)村的優(yōu)質(zhì)勞動力全部流向非農(nóng)部門，城鄉(xiāng)收入差距仍然隨著勞動力的轉(zhuǎn)移而縮小，并且這種變化是單調(diào)的，而非類似于勞動力轉(zhuǎn)移的二次形式，也不同于農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動生產(chǎn)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度對城鄉(xiāng)收入差距的影響在基準參數(shù)設(shè)定下被強化了，曲線的斜率一直維持較高，但是產(chǎn)權(quán)強度趨于1時的城鄉(xiāng)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度雖然有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但是遠不能達到城鄉(xiāng)收入趨同的效果。

命題2：其他條件不變情況下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度的提高有助于縮小農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門勞動生產(chǎn)率差異，進而有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

這里所展現(xiàn)的城鄉(xiāng)收入差距比農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門收入差距大很多(產(chǎn)權(quán)強度趨于1時，基準參數(shù)設(shè)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(jié)果的主要原因是：本文嚴格假定農(nóng)業(yè)-非農(nóng)部門的轉(zhuǎn)移勞動力無法分享非農(nóng)部門的資本收益，資產(chǎn)的這種基于戶籍的分配方式是不均等的，造成城鄉(xiāng)資產(chǎn)性收入的巨大差距，即使勞動收入均等化，城鄉(xiāng)收入差距也不會被抹平。這一結(jié)論也說明，在不改變資產(chǎn)分配情況下，如果僅僅寄希望于勞動力流動來達到城鄉(xiāng)收入的趨同是極為困難的。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來源及描述

為驗證上文命題1與命題2，需要度量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度，而這在現(xiàn)有的數(shù)據(jù)庫中是很難實現(xiàn)的。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的衡量需要從微觀到宏觀不同層面的數(shù)據(jù)，精準測度十分困難。早前研究著重于地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)業(yè)投資與生產(chǎn)的影響(姚洋，1998，2000；余海 等，2003；許慶 等，2005)，并以農(nóng)地“大調(diào)整”和“小調(diào)整”的次數(shù)來衡量地權(quán)穩(wěn)定性。羅必良等提出的法律賦權(quán)(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(nóng)地產(chǎn)權(quán)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(shù)據(jù)的局限，本文退而求其次，用能夠?qū)崿F(xiàn)的最好的指標去衡量農(nóng)地產(chǎn)權(quán)，努力得到一個穩(wěn)健的結(jié)論。首先整合“中國城鄉(xiāng)勞動力流動課題組”(RUMiC)在2008和2009兩年的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，形成截面數(shù)據(jù)樣本，驗證農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對于勞動力轉(zhuǎn)移的影響(命題1)，其中產(chǎn)權(quán)強度以地權(quán)穩(wěn)定性衡量。再以省級加總數(shù)據(jù)補充驗證命題1是否成立，最后以該數(shù)據(jù)檢驗農(nóng)地產(chǎn)權(quán)與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系(命題2)。宏觀層面以2009、2011和2012三年中國30個省級單位構(gòu)成面板數(shù)據(jù)樣本，其中農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度以單位面積的征地補償費用衡量。因2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)缺失而未被納入該樣本。

RUMiC的抽樣調(diào)查對象大致可以分為三類：農(nóng)村(戶籍)住戶(約8000戶)、城鎮(zhèn)(戶籍)住戶(約5000戶)以及進入城鎮(zhèn)的農(nóng)村戶籍流動戶(約5000戶)。這三類住戶數(shù)據(jù)都包含了家庭及其成員特征、健康狀況、就業(yè)、收入、就業(yè)與培訓、社會網(wǎng)絡(luò)等內(nèi)容。本文所利用的是2008和2009兩年的農(nóng)村住戶數(shù)據(jù)。2008年的農(nóng)村住戶數(shù)據(jù)統(tǒng)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(nóng)村家庭中轉(zhuǎn)移人口，2009年的調(diào)研未統(tǒng)計該項，但補充統(tǒng)計了農(nóng)戶土地情況，因此在回歸模型中除土地情況采用2009年數(shù)據(jù)外，其他變量均來自RUMiC2008。構(gòu)建微觀家庭勞動力轉(zhuǎn)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(qū)的面板數(shù)據(jù)樣本。本文所構(gòu)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(xiāng)收入差距inc_ratio，用城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入與農(nóng)村居民的人均純收入之比衡量，另一個是農(nóng)業(yè)-非農(nóng)勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量labor_m，用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口比重衡量。Land_prop代表農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度；X為其他控制變量，根據(jù)前文所述，各個控制變量的選取應當是關(guān)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(nóng)業(yè)和非農(nóng)部門資本流動和資產(chǎn)分配的因素。對各個解釋變量的選取作如下具體說明：

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度方面，本文采用各地區(qū)農(nóng)地征收的單位面積平均補償費用來衡量。根據(jù)《土地管理法》中有關(guān)征地補償標準的規(guī)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(qū)、直轄市規(guī)定?？梢钥闯?，《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?shù)剞r(nóng)民的談判能力，而這談判能力又部分源自農(nóng)村土地的產(chǎn)權(quán)現(xiàn)狀，即法律賦權(quán)、社會認同與行為能力。

控制變量包括：政府行為，主要表現(xiàn)為城市偏向政策(陸銘 等，2004)和對“土地財政”的依賴(中國經(jīng)濟增長前沿課題組,2011)，以土地出讓金與政府預算內(nèi)財政收入比值表示，記為gove_be；國有企業(yè)比重，體現(xiàn)市場活力，以城鎮(zhèn)職工中國有企業(yè)職工所占百分比衡量，記為state_ratio；交通條件，體現(xiàn)勞動力流動的交通成本(Gollin et al.,2014)，采用各地區(qū)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(xiàn)各地勞動力市場分割程度，通過計算各地區(qū)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(shù)(HHI)來衡量，記為nation，該指數(shù)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(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國國土資源年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站所公布的第六次人口普查數(shù)據(jù)。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(shù)據(jù)。西藏地區(qū)的部分數(shù)據(jù)缺失，故在樣本中予以剔除，保留其余30個省、自治區(qū)和直轄市。由于無法獲取2009年、2011年和2012年各地區(qū)民族人口數(shù)據(jù)，在衡量民族分化程度時只能采用2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)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(tǒng)計見表1和表2。

四、實證結(jié)果

為驗證命題1，首先給出微觀樣本的回歸結(jié)果。以地權(quán)穩(wěn)定性相關(guān)變量代表農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度，以最小二乘法(OLS)估計地權(quán)穩(wěn)定性對于農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移比例的影響，結(jié)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(jié)果，模型3和4則進一步控制了以省為單位的地區(qū)虛擬變量。從回歸結(jié)果中，出乎意料地發(fā)現(xiàn)土地的“小調(diào)整”和“大調(diào)整”對于農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移有不同方向的影響。無論是否控制地區(qū)虛擬變量，land_reall的系數(shù)，即土地“小調(diào)整”對于農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移的影響均顯著為正。而land_reall與reall_scope的交互項系數(shù)顯著為負，其絕對值也大于land_reall的系數(shù)絕對值。即農(nóng)地“大調(diào)整”對于勞動力轉(zhuǎn)移的影響是這兩個變量系數(shù)之和，最終為負。加入控制變量和地區(qū)虛擬變量后，“大調(diào)整”和“小調(diào)整”的影響效應均減小。在模型4中，土地“小調(diào)整”頻率每增加一次，能夠促進約2%的農(nóng)戶人口轉(zhuǎn)移出去，而土地“大調(diào)整”頻率每增加一次，能夠抑制約2.5%的農(nóng)戶家庭人口轉(zhuǎn)移。如何解釋“大調(diào)整”和“小調(diào)整”的相反作用？可能的原因是：在“增人增地、減人減地”的“小調(diào)整”情形下，農(nóng)民能夠?qū)ξ磥碛辛己妙A期，不大會改變長期投資(許慶 等，2005)，因而“小調(diào)整”幾乎不影響地權(quán)穩(wěn)定性，而“小調(diào)整”所起到的社會保障作用(姚洋，2000)促進了農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移；相反，“大調(diào)整”會使農(nóng)民喪失對未來預期(許慶 等，2005)，損害地權(quán)穩(wěn)定性，使得地權(quán)穩(wěn)定性對勞動力轉(zhuǎn)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(shù)基本符合預期。除村工業(yè)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(nóng)戶家庭人口數(shù)、戶主受教育年限促進勞動力轉(zhuǎn)移，耕地面積、非生產(chǎn)性資本以及村人口總數(shù)抑制勞動力轉(zhuǎn)移，戶主年齡對家庭勞動力轉(zhuǎn)移的影響呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。

表3 地權(quán)穩(wěn)定性與勞動力轉(zhuǎn)移—基準回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準差；*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

表4 省級加總數(shù)據(jù)樣本—基準回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為標準差；*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

為了驗證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文做了以下嘗試：以農(nóng)戶在過去五年內(nèi)所經(jīng)歷的土地調(diào)整次數(shù)代替上述兩個衡量地權(quán)穩(wěn)定性的村級變量；增加控制村級變量，例如2005年村勞動力轉(zhuǎn)移情況以及人均農(nóng)民純收入等。最后發(fā)現(xiàn)，結(jié)論基本穩(wěn)健。限于篇幅這些結(jié)論不列在文中。

以上結(jié)果在微觀層面揭示了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度與農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系，土地調(diào)整次數(shù)越多，地權(quán)穩(wěn)定性越差，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度越低，農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移就越會受到抑制。當然，地權(quán)穩(wěn)定性只能衡量產(chǎn)權(quán)強度的一個方面，該結(jié)論仍然是有局限的。更進一步，本文試圖以宏觀加總數(shù)據(jù)再次對該結(jié)論進行檢驗，并驗證命題2。利用省級加總數(shù)據(jù)樣本，以單位面積征地補償平均費用代表農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度，得出回歸結(jié)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(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移，模型7和8以城鄉(xiāng)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(shù)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度能夠促進農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移。結(jié)合微觀樣本的回歸結(jié)果，似乎可以得出結(jié)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(shù)均在0.001的水平下顯著，且符號為負，說明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，支持了命題2。應指出的是，如果在統(tǒng)計城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入時同時漏掉了流動人口，則根據(jù)統(tǒng)計年鑒估算的城鄉(xiāng)收入差距存在偏差。在勞動力轉(zhuǎn)移較多的地區(qū)，城鄉(xiāng)收入差距被高估問題較為嚴重，在勞動力轉(zhuǎn)移較少的地區(qū)，高估問題較為緩和。這時農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對于城鄉(xiāng)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(shù)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(qū)，城鄉(xiāng)收入差距越小。國有企業(yè)比重上升帶來城市化水平的降低，其系數(shù)在模型5和6中均顯著，而對于城鄉(xiāng)收入差距的影響，混合效應和固定效應的結(jié)果不一致，混合效應的估計系數(shù)顯著為負，而固定效應模型的系數(shù)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(jié)果差異很大，甚至符號相反且均顯著?？赡艿脑蚴牵航煌l件存在嚴重內(nèi)生，地理位置偏遠或者地形崎嶇的地區(qū)，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(qū)擁有更好的交通狀況。

在檢驗農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)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(guān)系，但是二者更傾向于是相關(guān)關(guān)系，而非因果關(guān)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(wěn)健性起見，本文仍然加入收入水平作為解釋變量的回歸結(jié)果(限于篇幅未列出)。與陳斌開等(2013)所估計的結(jié)果類似，城鄉(xiāng)收入差距和收入水平之間呈現(xiàn)U型曲線關(guān)系，而非庫茲涅茨曲線所揭示的倒U型關(guān)系。在加入人均GDP和人均GDP的平方項后，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度的系數(shù)仍然顯著。

五、結(jié)論與討論

為研究農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度與勞動力轉(zhuǎn)移和城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系，本文構(gòu)建了一個相對完整的分析框架。在該分析中，本文指出農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)的強化可能通過兩種途徑影響勞動力轉(zhuǎn)移和城鄉(xiāng)收入差距，一是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，二是降低勞動力轉(zhuǎn)移的成本。二者效應的相對大小決定了強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)是否鼓勵勞動力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，而強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)卻能帶來城鄉(xiāng)收入差距的縮小。實證結(jié)果傾向于認為，當前的勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量是隨農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)強化而增加的，支持了農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)強化將縮小城鄉(xiāng)收入差距的結(jié)論。

本文所述農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強化并不等同于完全“私有化”，而是更多強調(diào)對于產(chǎn)權(quán)的清晰劃分以及確保落實。產(chǎn)權(quán)的強化也并非是促成勞動力轉(zhuǎn)移和縮小城鄉(xiāng)收入差距的充分條件，農(nóng)村社會保障不完善等因素都有貢獻。另外，農(nóng)村公共和私人投資的缺乏、城鄉(xiāng)資產(chǎn)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(xiāng)收入難以趨同。事實上，農(nóng)村產(chǎn)權(quán)不止體現(xiàn)在農(nóng)民的土地產(chǎn)權(quán)上，農(nóng)民的宅基地、農(nóng)村住房、農(nóng)民對于農(nóng)村集體財產(chǎn)所享有的各種權(quán)益都會影響到農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，最終影響城鄉(xiāng)收入的鴻溝。這些權(quán)益在中國絕大部分農(nóng)村還不能得到充分保障，宅基地入市、農(nóng)村住房交易、村民集體經(jīng)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(nóng)村的老齡化、留守兒童等現(xiàn)象惡化，抑制了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，擴大了城鄉(xiāng)收入差距。

從歷史的脈絡(luò)看，農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)也確實在經(jīng)歷一個不斷強化的過程，目前在全國鋪展開的農(nóng)村土地確權(quán)頒證工作即是一個很好的例證。確權(quán)頒證的范圍不僅包括農(nóng)戶承包地，也包括宅基地和村集體建設(shè)用地等。這些產(chǎn)權(quán)的強化措施或許對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的促進作用存在爭議(羅必良，2014)，卻有希望促進農(nóng)村的勞動力進一步向城市轉(zhuǎn)移，并且縮小城鄉(xiāng)收入差距。

本研究也涉及到了戶籍制度。一些研究強調(diào)戶籍制度對于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的限制，以及如何造成城鄉(xiāng)收入差距。戶籍制度的本質(zhì)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(xiāng)公共服務(wù)的差異，也包括與之綁定的城鄉(xiāng)在產(chǎn)權(quán)和其他制度規(guī)范上的差異。本文認為，僅僅停留在籠統(tǒng)地談?wù)搼艏贫炔⒉荒艿贸隽钊藵M意的結(jié)論。應當深入不同的細分制度安排，探討它們對城鄉(xiāng)差異的影響。農(nóng)村與城市產(chǎn)權(quán)制度的不同即是戶籍制度的一種含義，這樣的產(chǎn)權(quán)制度差異對城鄉(xiāng)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(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的決策，而在構(gòu)建理論框架部分假定金融市場是完美的，農(nóng)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(nóng)地產(chǎn)權(quán)狀況完整衡量的數(shù)據(jù)庫以支撐結(jié)論，實證模型的結(jié)果可能對樣本數(shù)據(jù)敏感，也提醒我們值得進一步探究。

蔡昉,王美艷. 2009. 為什么勞動力流動沒有縮小城鄉(xiāng)收入差距[J]. 經(jīng)濟學動態(tài)(8):4-10.

陳斌開,林毅夫. 2013. 發(fā)展戰(zhàn)略、城市化與中國城鄉(xiāng)收入差距[J]. 中國社會科學(4):81-102,206.

李實,羅楚亮. 2011. 中國收入差距究竟有多大?對修正樣本結(jié)構(gòu)偏差的嘗試[J]. 經(jīng)濟研究(4):68-79.

陸銘,陳釗. 2004. 城市化、城市傾向的經(jīng)濟政策與城鄉(xiāng)收入差距[J]. 經(jīng)濟研究(6):50-58.

羅必良. 2014. 農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場邏輯:“產(chǎn)權(quán)強度-稟賦效應-交易裝置”的分析線索及案例研究 [J]. 南方經(jīng)濟(5):1-24.

許慶,章元. 2005. 土地調(diào)整、地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)民長期投資激勵[J]. 經(jīng)濟研究(10):59-69.

楊金陽,周應恒,嚴斌劍. 2014. 勞動力市場分割、保留工資與“知識失業(yè)”[J]. 人口學刊(5):25-36.

姚洋. 1998. 農(nóng)地制度與農(nóng)業(yè)績效的實證研究[J]. 中國農(nóng)村觀察(6):1-10

姚洋. 2000. 中國農(nóng)地制度:一個分析框架[J]. 中國社會科學(2):54-65，206.

俞海,黃季焜,Scott Rozelle,等. 2003. 地權(quán)穩(wěn)定性、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)地資源持續(xù)利用[J]. 經(jīng)濟研究(9):82-91,95.

中國經(jīng)濟增長前沿課題組. 2011. 城市化、財政擴張與經(jīng)濟增長[J]. 經(jīng)濟研究(11):4-20.

鐘文晶,羅必良. 2013. 稟賦效應、產(chǎn)權(quán)強度與農(nóng)地流轉(zhuǎn)抑制:基于廣東省的實證分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題(3):6-16，110.

周其仁. 1995a. 中國農(nóng)村改革:國家和所有權(quán)關(guān)系的變化(上):一個經(jīng)濟制度變遷史的回顧[J]. 管理世界(3):178-189,219-220.

周其仁. 1995b. 中國農(nóng)村改革:國家和所有權(quán)關(guān)系的變化(下):一個經(jīng)濟制度變遷史的回顧[J]. 管理世界(4):147-155.

ALESINA A, DEVLEESCHAUWER A, EASTERLY W, et al, 2003. Fractionalization [J]. Journal of Economic Growth, 8(2):155-194.

FERGUSSON L. 2013. The political economy of rural property rights and the persistence of the dual economy [J]. Journal of Development Economics, 103(4):167-181.

GOLLIN D, LAGAKOS D, WAUGH M E. 2014a. The agricultural productivity gap [J]. Quarterly Journal of Economics, 129(2):939-993.

GOLLIN D, PARENTE S L, ROGERSON R. 2004. Farm work, home work and international productivity differences [J]. Review of Economic Dynamics, 7(4):827-850.

GOLLIN D, ROGERSON R. 2014b. Productivity, transport costs and subsistence agriculture [J]. Journal of Development Economics, 107(March):38-48.

LEWIS W A. 1954. Economic development with unlimited supplies of labor [J]. The Manchester School， 22(2):139-191.

(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(nóng)業(yè)大學與美國耶魯大學聯(lián)合培養(yǎng)博士生。 周應恒(1963--)，男，湖南長沙人，南京農(nóng)業(yè)大學經(jīng)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(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院博士生。

國家自然科學基金重點項目“新時期農(nóng)業(yè)發(fā)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(xiāng)一體化對中國居民代際流動性影響研究——基于物質(zhì)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(gòu)建新型農(nóng)業(yè)經(jīng)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(nóng)村研究博士生論壇”上提出的寶貴意見；感謝南京農(nóng)業(yè)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。