人力資本、社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響研究

楊晶　丁士軍　鄧大松

摘要 城鎮(zhèn)化進(jìn)程中土地征收對失地農(nóng)民收入分配和可持續(xù)生計(jì)的影響一直是全社會各階層關(guān)注的熱點(diǎn)問題。本文利用2016年“中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)CFPS”，基于可持續(xù)生計(jì)分析框架和個(gè)體相對剝奪視角，利用Kakwani指數(shù)測算失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等狀況，并探究不同類型人力資本、異質(zhì)性社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響。研究結(jié)果表明：①失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等指數(shù)處于較高剝奪區(qū)間，且呈現(xiàn)出自東向西遞增的空間分布特征，東、中、西部地區(qū)的指標(biāo)值分別達(dá)到0.516、0.552、0.595。②失地農(nóng)民人力資本越豐富，越容易降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等程度，健康狀況好的失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等水平比健康狀況差的失地農(nóng)民低0.065個(gè)單位，由基礎(chǔ)教育和技術(shù)技能培訓(xùn)反映的人力資本積累對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響效應(yīng)分別為-0.034、-0.046。③不同類型社會資本與失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等也呈顯著負(fù)相關(guān)，失地后傳統(tǒng)的以血緣和親緣為核心的紐帶型社會資本在降低微觀個(gè)體收入不平等方面的效果依然存在，其對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響效應(yīng)為-0.032。④異質(zhì)性研究再次證實(shí)人力資本要素集聚和社會資本積累在縮減不同收入階層收入差距中的積極作用，同時(shí)，不同失地群體個(gè)體收入不平等和影響因素在空間上受到區(qū)域發(fā)展不平衡的影響，以組織身份衡量的連接型社會資本僅與東部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等呈顯著負(fù)相關(guān)，抑制效應(yīng)為-0.055。在精準(zhǔn)扶貧背景下，需要進(jìn)一步通過提升失地農(nóng)民人力資本水平和社會資本水平來防止群體固化和收入剝奪惡化問題，各區(qū)域應(yīng)采用因地制宜的消減收入剝奪的政策措施，這對于新時(shí)代降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等、緩解地區(qū)發(fā)展不平衡不充分狀況具有積極的參考價(jià)值。

關(guān)鍵詞 失地農(nóng)民;家庭稟賦;生計(jì);個(gè)體收入不平等;影響因素

中圖分類號 F328

文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A文章編號 1002-2104（2019）03-0148-11DOI：10.12062/cpre.20181008

改革開放40年來，中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)快速轉(zhuǎn)型和城市化步伐加快，但在取得令世界驚嘆的成就的同時(shí)，因土地征收引發(fā)的經(jīng)濟(jì)糾紛和社會沖突層出不窮。我們應(yīng)該注意到，失地農(nóng)民發(fā)展不平衡不充分問題日趨嚴(yán)峻，這不僅影響了社會穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也對新時(shí)期農(nóng)村土地征收和收入分配改革提出挑戰(zhàn)。事實(shí)上，失地沖擊加劇了福利分布的馬太效應(yīng)，使農(nóng)戶群體失地后的福利分布更加不均衡，進(jìn)而造成排斥、剝奪[1-2]。部分失地農(nóng)民由于缺乏有效的“農(nóng)轉(zhuǎn)非”增收渠道，因生計(jì)不穩(wěn)定逐漸排斥到社會發(fā)展的邊緣，淪落到收入分布的底端和陷入相對貧困[3]。這顯然與農(nóng)村征地政策的設(shè)計(jì)初衷相悖。土地征收是致貧陷阱還是致富機(jī)遇？在快速的人口老齡化和城鎮(zhèn)化背景下，這種失地沖擊已經(jīng)備受民眾和媒體的關(guān)注。因而迫切需要考察失地農(nóng)民收入不平等問題，基于家庭資源和制度安排來幫助失地農(nóng)民提高收入以及實(shí)現(xiàn)生計(jì)轉(zhuǎn)型。為此，本文將基于可持續(xù)生計(jì)分析框架和個(gè)體相對剝奪視角，探究失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等惡化的“能力”誘因及其收入創(chuàng)造和生計(jì)轉(zhuǎn)型機(jī)制，以期為政府制定合意的收入分配改革和弱勢群體的利益保障政策提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述

“相對剝奪”（Relative deprivation）是社會學(xué)“沖突”理論的一個(gè)基本概念，Runciman[4]準(zhǔn)確地給出了關(guān)于相對剝奪的詳細(xì)解釋。以往的研究認(rèn)為，“剝奪”是指一種狀態(tài)，而不是指強(qiáng)勢群體對弱勢群體的剝奪，富裕群體對中低收入者的剝奪等行為。在幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，廣義上“個(gè)體相對剝奪”是指被剝奪者的一種主觀心理狀態(tài)，即人們在與他人比較后感覺到的不公平、被侵害及不滿的矛盾心理狀態(tài)。由于個(gè)人收入與主觀幸福感存在正相關(guān)關(guān)系，而參照組內(nèi)其他成員的收入與自己的幸福感負(fù)相關(guān)，即“收入-幸?！敝i，這種現(xiàn)象也被稱為“攀比效應(yīng)”或“相對剝奪效應(yīng)”[5-6]。狹義上的收入剝奪是指客觀經(jīng)濟(jì)收入上的個(gè)體相對剝奪狀態(tài)，以后的學(xué)者進(jìn)一步闡釋并發(fā)展了這一理論，引入“參照群體”概念，后來“個(gè)體相對剝奪”分析框架逐漸被廣泛應(yīng)用于收入分配領(lǐng)域，反映個(gè)體層面收入不平等的狀態(tài)[7]。阿瑪?shù)賮啞ど璠8]基于多維度貧困測量指數(shù)（multidimensional poverty index，MPI）把貧困的概念從收入不足拓展至多維度的可行能力。按照阿瑪?shù)賮啞ど睦碚?，個(gè)體的福利或被剝奪不能僅從消費(fèi)或收入單一維度進(jìn)行測量，需要從可行能力和自由等多個(gè)維度進(jìn)行考察。還有學(xué)者利用剝奪指數(shù)（index of multiple deprivation， IMD），建立包括教育、就業(yè)、收入、住宅、基礎(chǔ)設(shè)施和健康六個(gè)域的結(jié)構(gòu)方程模型，發(fā)現(xiàn)教育剝奪對就業(yè)剝奪有顯著正影響，而就業(yè)剝奪會導(dǎo)致收入剝奪顯著增加[9]。Saltkjel和Malmberg-Heimonen[10]研究指出，福利的普遍性減弱了物質(zhì)剝奪和收入貧困的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而有助于解決社會的不平等性問題。Ren和Pan[11]利用新的相對剝奪指數(shù)，更好的反映了個(gè)體相對剝奪的內(nèi)涵，并利用CGSS2008農(nóng)村數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了個(gè)體相對剝奪指數(shù)對極高收入更敏感，較高收入的增長使得收入剝奪更加激烈。在我國，著名學(xué)者李強(qiáng)[12]較早地提出了“相對剝奪”的概念，并對農(nóng)民工在經(jīng)濟(jì)收入、福利保障方面的絕對剝奪、相對剝奪、多階剝奪等問題進(jìn)行了較為全面的分析。然而，從理論和實(shí)證兩方面來看，國內(nèi)大部分學(xué)者側(cè)重于整體剝奪問題研究，對個(gè)體相對剝奪的研究明顯關(guān)注不夠。并且，就方法而言，以往學(xué)者測度收入不平等時(shí)側(cè)重于使用Atkinson不平等指數(shù)、收入基尼系數(shù)、回歸分解和多維貧困等方法，遺憾的是，已有文獻(xiàn)這些測算方法只能從整體上，籠統(tǒng)地反映收入不平等狀況，所得到的“不平等”概念其實(shí)并不精準(zhǔn)。相對于以上方法而言，收入剝奪指數(shù)（Relative Deprivation in Income）基于擬序和不平等判定，具有嚴(yán)格偏好和傳遞性，提供了一種清晰明確的排序，能在個(gè)體層面測度收入不平等狀況，從而更精準(zhǔn)地反映收入分化背后的收入不平等微觀特征，為我們理解個(gè)體收入不平等問題提供了一個(gè)新的視角。此外，盡管以往的一些研究從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度在微觀層面定量分析個(gè)體收入剝奪的驅(qū)動因素并尋找微觀機(jī)理，但尚沒有基于一個(gè)理論框架來闡明個(gè)體收入剝奪變量選擇的依據(jù)，因此，變量選取具有一定隨意性，總體理論性不夠，最后的政策建議針對性不夠強(qiáng)，對個(gè)體收入剝奪問題的分析還需進(jìn)一步深化。

城鎮(zhèn)化進(jìn)程中土地征收對失地農(nóng)民收入分配和可持續(xù)生計(jì)的影響一直是全社會各階層關(guān)注的熱點(diǎn)問題。然而，盡管在中國的土地征收和收入分配這一主題上已經(jīng)有了大量的文獻(xiàn)[13-15]，但學(xué)術(shù)界對失地農(nóng)民這一特殊群體“相對剝奪”問題的考察還比較缺乏。中國現(xiàn)階段失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等狀況如何？不同類型的家庭稟賦加劇或抑制了失地農(nóng)民的收入不平等問題？如何降低富裕群體對低收入失地群體的收入擠壓和剝奪，進(jìn)一步遏制收入差距的擴(kuò)大和改善收入分配不均？現(xiàn)有文獻(xiàn)對這些問題缺乏足夠重視。此外，大多數(shù)中國失地農(nóng)民收入不平等相關(guān)的研究主要關(guān)注的是整體層面的收入分布及因素貢獻(xiàn)，鮮有研究基于個(gè)體相對剝奪視角準(zhǔn)確研判失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等狀況，更缺乏從人力資本和社會資本對失地農(nóng)民收入不平等問題進(jìn)行整體、系統(tǒng)的分析。

本文基于可持續(xù)生計(jì)框架，嘗試引入Kakwani指數(shù)作為失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的測度指標(biāo)，并結(jié)合2016年“中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)CFPS”，就人力資本和社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響及其內(nèi)在機(jī)理開展實(shí)證分析。本文的特色主要體現(xiàn)在：一是以失地農(nóng)民為典型樣本，在既有研究的基礎(chǔ)上，在研究視角和方法上拓展了過去對失地農(nóng)民收入不平等研究的思路;二是基于可持續(xù)生計(jì)分析框架，構(gòu)建失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等機(jī)制路徑，為深入研究不同制度背景下農(nóng)民收入分化問題提供了一個(gè)新的視角，是對已有研究的有益補(bǔ)充。在控制一系列可能影響失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的因素后，本文研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 理論基礎(chǔ)

基于個(gè)體相對剝奪視角，建立失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等分析框架，考察失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的機(jī)制路徑。在本文中，失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等指失地農(nóng)民收入“被剝奪”的一種狀態(tài)。一般來說，土地征收同時(shí)意味著農(nóng)戶生計(jì)資本遭受破壞，喪失了維持基本生活的土地保障，直接導(dǎo)致農(nóng)民的要素稟賦結(jié)構(gòu)在失地前后發(fā)生變化。由于內(nèi)生資源稟賦差異，土地被征收后農(nóng)民可持續(xù)發(fā)展能力受損，失地后農(nóng)民的生計(jì)資產(chǎn)分布可能更不規(guī)整。理論上而言，如果不平等的資源稟賦使受益在社會階層中分配不均，則會造成弱勢群體占據(jù)多數(shù)的下層群體的個(gè)體相對剝奪更加強(qiáng)烈。進(jìn)一步地，通過收入測算和收入位序排列，就可得到失地農(nóng)民個(gè)體收入剝奪狀況。在收入位置的相對分割中，一些具有明顯貧困脆弱性的個(gè)體的收入水平相對較低，故而群組內(nèi)其他個(gè)體對自身的收入地位的剝奪較明顯。個(gè)體收入與個(gè)體收入剝奪呈負(fù)相關(guān)，失地農(nóng)民收入水平越低，所遭受的剝奪越明顯，其個(gè)體收入不平等程度越深。

基于以往的研究[15]，我們提出了失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等分析框架（見圖1）。對于中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中失地農(nóng)民而言，作為一個(gè)傳統(tǒng)理論意義上的基本經(jīng)濟(jì)單元，土地被征收后部分農(nóng)民生計(jì)方式發(fā)生變化，流動、剝奪和排斥可能打破了原有的人力資本積累，同時(shí)失地農(nóng)民面臨著社會關(guān)系變遷和重組，導(dǎo)致其原來積累的家庭人力資本和社會資本遭受損失。失地作為一種外界沖擊，必然會導(dǎo)致農(nóng)民原有的生計(jì)資本狀況發(fā)生變化，這種變化表現(xiàn)為生計(jì)資本的流動。土地被征收前農(nóng)民已經(jīng)具備了一定的生計(jì)資本水平與結(jié)構(gòu)，在土地被征收后農(nóng)民在資產(chǎn)、收入和財(cái)富等方面的差異會引起農(nóng)民生計(jì)策略非農(nóng)化和多元化，進(jìn)而導(dǎo)致生計(jì)結(jié)果分化，尤其是土地被征收前后農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)和收入來源發(fā)生劇烈變動。從理論上而言，失地農(nóng)民收入持續(xù)分化，必然會造成不同家庭稟賦的失地農(nóng)民收入地位的變換，出現(xiàn)土地被征收后農(nóng)民收入地位的競爭性排位，進(jìn)而不同個(gè)體收入剝奪狀況可能存在差別。失地沖擊下農(nóng)民短期經(jīng)濟(jì)福利的分化及其收入位置的變化會產(chǎn)生“排序效應(yīng)”，社會群體生計(jì)結(jié)果被逐漸分化，收入群體發(fā)生分異，進(jìn)而引致失地農(nóng)民收入剝奪效應(yīng)。大量經(jīng)驗(yàn)研究的證據(jù)表明，貧困農(nóng)民在失地沖擊下表現(xiàn)出更大的脆弱性，農(nóng)民在失去穩(wěn)定的土地保障后更容易陷入持續(xù)貧困，遭受處于資源稟賦富裕群體的相對剝奪。盡管在我國失地農(nóng)民能夠獲得一定的征地補(bǔ)償，但是，這種一次性補(bǔ)償只是財(cái)富存量而不是收入流量，不同征地補(bǔ)償政策差異也會誘發(fā)收入的差異，可能加劇不同失地農(nóng)民收入狀態(tài)的“分割”。從長遠(yuǎn)角度來看，因征地導(dǎo)致的自然資本損失、土地承包經(jīng)營權(quán)和未來增值收益的喪失，使得失地農(nóng)民在失去農(nóng)業(yè)性收入來源的同時(shí)，面臨人力資本不均和社會資本損失帶來的可持續(xù)生計(jì)發(fā)展問題，成為失地農(nóng)民收入分化和個(gè)體收入不平等狀況持續(xù)惡化的深層次誘因。

2.2 研究假設(shè)

本文理論框架建立在可持續(xù)生計(jì)框架和相對剝奪理論的基礎(chǔ)上，并從相關(guān)理論中歸納得出人力資本、社會資本影響失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的機(jī)制路徑。從以往的大量研究成果來看，社會資本和人力資本對減少失地農(nóng)民貧困發(fā)生率具有重要的影響作用。越來越多的學(xué)者將人力資本（醫(yī)療、教育、培訓(xùn)和勞動力）和社會資本（諸如親屬關(guān)系網(wǎng)、朋友和社團(tuán)等社會關(guān)系的范圍和種類）納入到失地農(nóng)民收入不平等決定模型中，但是缺乏科學(xué)歸類和系統(tǒng)性分析。有學(xué)者認(rèn)為，健康與教育所體現(xiàn)的人力資本是影響農(nóng)民收入水平的顯著因素，個(gè)體在技能、文化、健康等人力資本方面的分化會加劇個(gè)體收入不平等[16]。較強(qiáng)的社會網(wǎng)絡(luò)或人際關(guān)系對失地農(nóng)民的職業(yè)選擇具有重要的作用，會影響農(nóng)民可行動能力[3]，產(chǎn)生個(gè)體收入不平等效應(yīng)。并且，在我國，規(guī)模龐大的失地農(nóng)民福利分化和生計(jì)能力受損已經(jīng)成為一個(gè)不爭的事實(shí)。一方面，人力資本不僅可以通過提高農(nóng)民勞動生產(chǎn)率從而促進(jìn)工資增長，而且還體現(xiàn)在增加勞動力的非農(nóng)參與機(jī)會上。另一方面，社會資本較高有助于提升土地被征收后社會資源的可獲得性，從而拓展自身的發(fā)展空間。但是，由于失地沖擊下社會關(guān)系面臨重組，社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等可能產(chǎn)生的影響效應(yīng)可能遠(yuǎn)小于人力資本的影響效應(yīng)。

2.2.1 人力資本影響個(gè)體收入不平等的作用機(jī)理

如前所述，失地后可持續(xù)發(fā)展能力的受損不僅會抑制人們收入的恢復(fù)，而且會壓縮個(gè)人或群體的發(fā)展空間，使其長久地陷入貧困。失地農(nóng)民人力資本主要包括教育、健康和勞動技能培訓(xùn)等不同類型。由于被征地后，部分處于優(yōu)勢地位的失地農(nóng)民可能擇優(yōu)選擇性轉(zhuǎn)移就業(yè)，實(shí)現(xiàn)生計(jì)的順利轉(zhuǎn)型，而人力資本方面劣勢累積則不利于失地農(nóng)民生計(jì)轉(zhuǎn)型，造成土地被征收后失地失業(yè)、生計(jì)缺乏保障。盡管也有部分失地農(nóng)民繼續(xù)在本地務(wù)農(nóng)，但是失地后農(nóng)業(yè)性收入的貢獻(xiàn)減弱。理論上而言，人力資本分布不均等可能通過影響失地農(nóng)民擇優(yōu)轉(zhuǎn)移就業(yè)機(jī)會和生產(chǎn)力，影響人力資本回報(bào)，導(dǎo)致不同人力資本水平的失地農(nóng)民收入分化，最終影響個(gè)體收入不平等。理論上而言，人力資本對失地農(nóng)民可能會產(chǎn)生非常強(qiáng)的促收效應(yīng)，人力資本狀況越富裕的失地農(nóng)民，其獲得較高收入地位的可能性越大，對個(gè)體收入不平等具有抑制作用。尤其是經(jīng)濟(jì)增長較快的發(fā)達(dá)地區(qū)，相對于非熟練勞動力，熟練勞動力的回報(bào)會更高。教育、技能和健康反映失地農(nóng)民的人力資本狀況分布不均勻，形成明顯的人力資本溢出效應(yīng)分化，即失地農(nóng)民人力資本積累呈現(xiàn)出了降低個(gè)體收入不平等的效應(yīng)，而貧乏的人力資本使得失地農(nóng)民收入地位更容易被剝奪?；谝陨戏治?，本文提出如下有待驗(yàn)證的假設(shè)。

H1：人力資本具有增收效應(yīng)，表現(xiàn)為人力資本水平越高，失地農(nóng)民個(gè)體不平等程度越低。

2.2.2 社會資本影響個(gè)體收入不平等的作用機(jī)理

農(nóng)民土地被征收后生計(jì)方式發(fā)生轉(zhuǎn)型已經(jīng)成為我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的普遍現(xiàn)象。如果失地農(nóng)民能夠在新的環(huán)境中構(gòu)建新的社會網(wǎng)絡(luò)，這在某種程度上彌補(bǔ)了“流動”造成的社會資本“損失”。但是，在信息高度不對稱的情況下，由于城鎮(zhèn)化運(yùn)動中存在著狹隘的共容利益，擁有社會資本網(wǎng)絡(luò)或社會資本較強(qiáng)的失地農(nóng)民，更容易在城鎮(zhèn)化推進(jìn)過程中形成非正式的利益聯(lián)盟[17]。在失去土地后利用其社會網(wǎng)絡(luò)，更有動機(jī)和能力謀求更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，從而更容易實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)化身份的轉(zhuǎn)換和收入創(chuàng)造，因此社會資本可能成為個(gè)體收入不平等的非制度誘因，尤其是對傳統(tǒng)地緣社會資本損失后失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等產(chǎn)生明顯影響。此外，由于異質(zhì)性資源稟賦，不同地區(qū)失地農(nóng)民人力資本和社會資本的不均等，可能影響個(gè)體收入不平等在地區(qū)之間分化。因此，本文提出如下假設(shè)。

H2：社會資本能夠降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等，表現(xiàn)為社會資本越豐富，失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等水平越低。

H3：不同類型人力資本和社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響存在地區(qū)差異。

3 失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等現(xiàn)狀測度

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)來源于2016年“中國家庭追蹤調(diào)查CFPS”項(xiàng)目，該項(xiàng)目由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心負(fù)責(zé)執(zhí)行，其目的是通過跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。2016年CFPS調(diào)查問卷涵蓋社會人口學(xué)基本信息、生活條件、工作和社會保障、經(jīng)濟(jì)收支狀況、土地、耐用品與農(nóng)業(yè)機(jī)械、金融資產(chǎn)和社會交往等內(nèi)容，包含33 296個(gè)成年人樣本。本研究主要研究的是失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等方面的問題，研究樣本為2016年家庭經(jīng)歷了土地征用的失地農(nóng)民。文中的農(nóng)民收入是指微觀層面的收入，包含農(nóng)民家庭在一年內(nèi)的全部進(jìn)賬和現(xiàn)金收入，統(tǒng)計(jì)口徑既包括家庭農(nóng)業(yè)收入，以及工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和政府轉(zhuǎn)移性支付收入。為簡明扼要，本文中省略關(guān)于研究所需的數(shù)據(jù)調(diào)查點(diǎn)、抽樣方法等內(nèi)容，加之對變量的考慮和對數(shù)據(jù)質(zhì)量的要求，剔除不相關(guān)和缺失的變量，最終篩選出覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)的1 617個(gè)研究樣本。其中，東部地區(qū)樣本618個(gè)，占比38.22%;中部地區(qū)樣本399個(gè)，占比2467%;西部地區(qū)樣本600個(gè)，占比3711%。已結(jié)婚樣本占比859%;調(diào)查年份主要從事農(nóng)業(yè)的樣本數(shù)為689個(gè)，占比4261%。此外，7415%的失地農(nóng)民工作狀態(tài)為有工作，099%的樣本處于失業(yè)狀態(tài);本省外縣工作的樣本占比427%，外省工作的樣本占比216%，也有相當(dāng)一部分失地農(nóng)民的工作地點(diǎn)不固定。從數(shù)據(jù)描述來看，研究樣本符合我國失地農(nóng)民的基本特征。

3.2 失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的測度

本文的被解釋變量為“個(gè)體收入不平等”由被調(diào)查樣本個(gè)體收入相對剝奪指標(biāo)（RD）來反映。對于個(gè)體層面的收入不平等測度，目前比較有代表性的衡量指標(biāo)包括Podder指數(shù)、Yitazhaki指數(shù)和Kakwani指數(shù)等，具體參見任國強(qiáng)、石玉成[7]個(gè)體收入剝奪的相關(guān)文獻(xiàn)。由于Kakwani指數(shù)能夠克服基尼系數(shù)不滿足加和可分解性的缺點(diǎn)，對群組內(nèi)相對剝奪可客觀度量，因此，本文以Kakwani指數(shù)作為失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的測度指標(biāo)。令Y代表一個(gè)群組，樣本數(shù)量為n，將群內(nèi)個(gè)體按收入的升序排列，得到該參照群總體收入分布向量Y=（y1，y2，...，yn），y1≦y2≦…≦yn。第i個(gè)人的相對剝奪RD（yj，yi）意味著yj對yi的收入剝奪，把RD（yj，yi）對j求和，并除以收入均值，則個(gè)體i受到的收入剝奪（RD）為：

RD（y，yi）=1nμyΣnj=i+1（yj-yi）=γ+yi（（μ+yi+yj）/μY）

（1）

其中，μY是群組Y中所有個(gè)體的收入均值，μ+yi是群組Y中收入超過yi的其他樣本的收入均值，γ+yi是群組Y中收入超過yi的樣本數(shù)量占總樣本數(shù)量的百分比。

利用CFPS（2016）數(shù)據(jù)，通過對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等狀況測算發(fā)現(xiàn)，全國樣本的失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等均值為0.556，東部和中部地區(qū)樣本個(gè)體收入不平等均值分別為0.516和0.552，西部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等指數(shù)高于全國平均值以及東部和中部地區(qū)的個(gè)體收入不平等指標(biāo)，指標(biāo)值達(dá)到0.595，說明西部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等狀況相對更嚴(yán)重，且失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等指數(shù)呈現(xiàn)出由東向西遞增的空間分布特征。因此，地區(qū)異質(zhì)性已經(jīng)成為失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的重要表征。為便于對比分析，本文進(jìn)一步將個(gè)體收入不平等指數(shù)取值劃分為5種類型。結(jié)果表明，東部地區(qū)樣本農(nóng)民大多數(shù)分布在（0.4，0.6]這一個(gè)剝奪區(qū)間，占比為28.32%。東部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的程度相對較輕，且收入剝奪等級分布呈現(xiàn)出向左偏移的倒“U”型特征。中部和西部地區(qū)指標(biāo)值集中在（0.6，0.8]、（0.4，0.6]兩個(gè)區(qū)間，其失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等程度更深（見表1）。測算結(jié)果表明，我國失地農(nóng)民收入剝奪整體處于較高剝奪區(qū)間，且在空間上受到區(qū)域發(fā)展不平衡的影響。

4 失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等影響因素模型與實(shí)證結(jié)果

4.1 計(jì)量模型設(shè)定

為探究失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等惡化的“能力”誘因，本文接下來對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等決定因素進(jìn)行回歸分析?；诳沙掷m(xù)分析框架和前文理論機(jī)制分析，本文主要從人力資本和社會資本的角度探究失地農(nóng)民能力稟賦不均等對個(gè)體收入不平等的影響，將失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等作為被解釋變量，看各解釋因素對個(gè)體收入不平等的影響效應(yīng)?；鶞?zhǔn)模型設(shè)定如下：

RDi=C+αCapitali+βSociali+γXi+μi，E（μ）=0

（2）

其中，RDi為被解釋變量，代表失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等（由Kakwani指數(shù)計(jì)算得出），Capital代表人力資本指標(biāo)，Social代表社會資本指標(biāo)，α、β分別表示不同類型人力資本、社會資本的影響。協(xié)變量矩陣X是其他控制變量的集合，γ代表協(xié)變量的影響，μi是隨機(jī)擾動項(xiàng)。為穩(wěn)健性起見，本文采用winsor縮尾法處理了所有連續(xù)變量的上下1%極端值。

4.1.1 人力資本

人力資本強(qiáng)弱關(guān)系到失地農(nóng)民的謀生能力和收入水平高低，進(jìn)而影響失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等狀況。一般而言，教育、健康和技能培訓(xùn)會對失地農(nóng)民生計(jì)活動產(chǎn)生影響，有助于拓展失地農(nóng)民從事非農(nóng)活動的能力和非農(nóng)化就業(yè)渠道，影響就業(yè)機(jī)會和經(jīng)濟(jì)地位，進(jìn)而使得個(gè)體收入不平等程度更低。本研究將失地農(nóng)民人力資本操作化為“文化性人力資本”“技能性人力資本”和“健康人力資本”。考慮到失地農(nóng)民教育狀況普遍不高，因此，本文將教育程度設(shè)置為“初中及以上=1，其他=0”兩分類變量。CFPS（2016）對“技能性人力資本”的測量是通過二分變量來實(shí)現(xiàn)的，問卷調(diào)查中有“參加技術(shù)技能培訓(xùn)”的問題，以“是”賦值為1，否定答案賦值為0。健康也是人力資本的一種形式，不健康直接形成人力資本劣勢。

4.1.2 社會資本

社會資本作為本文核心解釋變量之一，其在既往研究中衡量方法各異。綜合以往研究[18-19]，社會資本區(qū)分為三種類型：①紐帶型社會資本。紐帶型社會資本是指通過血緣、種族或家庭紐帶而形成的一種緊密型社會關(guān)系。親戚給的經(jīng)濟(jì)幫助能夠反映家庭與非同住親戚之間交往聯(lián)絡(luò)的頻率，是以血緣和宗族關(guān)系為代表的結(jié)構(gòu)型社會資本。因此，本文以“是否獲得親戚經(jīng)濟(jì)支持”指標(biāo)作為紐帶型社會資本的代理變量。②橋梁型社會資本。橋梁型社會資本是指通過同事、朋友或朋友的朋友等聯(lián)系起來的社會關(guān)系。我國是一個(gè)人情關(guān)系型社會，禮順人情是農(nóng)村居民維護(hù)其社會網(wǎng)絡(luò)和人際關(guān)系的重要途徑，而禮順人情通常會伴隨著“人情支出”，對失地農(nóng)民而言也是如此。一般來說，失地農(nóng)民參加社會活動的支出越大，擁有的社會資本就越多，因此，選用“人情禮支出”作為橋梁型社會資本的替代變量。③連接型社會資本。連接型社會資本是將不同社會層次的個(gè)人和團(tuán)體連接起來的具有特定組織身份的社會關(guān)系，是一種比較弱的社會關(guān)系。組織身份在某種程度上反映其社會資源狀況，因此選用“個(gè)體勞動者協(xié)會或工會成員”作為連接型社會資本的代理變量。

4.1.3 其余控制變量

已有研究表明，個(gè)體收入不平等可能受到年齡、性別和婚姻狀況以及家庭背景等變量的影響[7]。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)資本稟賦狀況較好的農(nóng)民具備一定的財(cái)富積累和穩(wěn)定收入來源，可能具有一定的收入慣性[15]。經(jīng)濟(jì)資本越強(qiáng)，個(gè)體相對剝奪效應(yīng)越弱。此外，部分文獻(xiàn)[20]還充分肯定了勞動力外流對緩解農(nóng)村居民貧困的積極作用，究其緣由在于勞動力外流不僅給農(nóng)村居民帶來了可觀的經(jīng)濟(jì)收益，而且打破了原有固化的社會階層，降低了收入不平等，優(yōu)化了絕對收入狀況，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會經(jīng)濟(jì)地位向上流動，防止農(nóng)村居民貧困的代際傳遞性。因此，為盡可能緩解遺漏變量帶來的估計(jì)偏差，本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入“性別、年齡、婚姻狀況”等反映個(gè)體特征的變量，以及物質(zhì)資本、經(jīng)濟(jì)資本、金融資本和勞動力流動等家庭特征指標(biāo)。此外，本文還納入了政府補(bǔ)貼、社會捐助控制變量。表2給出了變量的定義與描述統(tǒng)計(jì)。

4.2 模型估計(jì)結(jié)果與異質(zhì)性研究

4.2.1 基本回歸結(jié)果

由表3第（4）列全樣本的OLS回歸結(jié)果可知，所有類型的人力資本變量均對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等產(chǎn)生了非常顯著的負(fù)向影響，且添加個(gè)體層面、家庭層面與社會層面的控制變量后，以上變量結(jié)果依然穩(wěn)健，所有類型人力資本積累對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的抑制效應(yīng)。因此，人力資本的提升可能是失地農(nóng)民改變劣勢地位，降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等狀況的重要渠道。在人力資本變量中，對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等影響最大的是健康人力資本，健康狀況好的失地農(nóng)民比健康狀況差的失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等水平低0.065個(gè)單位。同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)由基礎(chǔ)教育反映的文化性人力對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等產(chǎn)生了顯著的負(fù)向效應(yīng)，與對照組相比，文化性人力資本積累對收入剝奪指數(shù)的減弱效應(yīng)為0.034個(gè)單位。參加過技術(shù)技能培訓(xùn)所帶來的人力資本積累對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等存在較為顯著的抑制作用，技能性人力資本的提高對收入剝奪指數(shù)的減弱效應(yīng)為0.046個(gè)單位。從收入剝奪視角來看，對于生計(jì)資本已經(jīng)受損的失地農(nóng)民而言，由于被征地后人力資本水平較低的農(nóng)民可能難以從事技術(shù)性較強(qiáng)以及難度較高的服務(wù)型工作，其工資性收入主要是來源于較低層次職業(yè)的勞動收入，由此導(dǎo)致部分失地農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入銳減的同時(shí)工資性收入提升幅度不高，進(jìn)而其差距主要體現(xiàn)在非農(nóng)收入上。文化程度偏低直接形成失地農(nóng)民的人力資本劣勢，導(dǎo)致失地后個(gè)體收入分配狀況惡化。因此，堅(jiān)持提升弱勢失地農(nóng)民人力資本積累，特別是解決健康不平等問題和提升勞動技能水平，對于失地農(nóng)民減貧促收具有較強(qiáng)的政策意義。

從社會資本解釋變量來看，所有類型的社會資本均能夠降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等，同時(shí)，不同維度社會資本的抑制效應(yīng)存在強(qiáng)弱區(qū)別。首先，從紐帶型人力資本而言，相對于沒有獲得親戚經(jīng)濟(jì)支持的失地農(nóng)民而言，獲得過親戚經(jīng)濟(jì)支持的失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等水平低0.032個(gè)單位。這意味著，通過血緣、家族或家庭紐帶而形成的一種緊密型社會關(guān)系，依然是影響土地征收后農(nóng)民個(gè)體收入不平等的重要變量。其次，由人情禮支出衡量的橋梁型人力資本變量也在失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等中也發(fā)揮了較為重要的作用，且橋梁型社會資本每提高1個(gè)單位，失地農(nóng)民個(gè)體不平等水平降低0.018個(gè)單位?？赡艿慕忉屖牵覈且粋€(gè)人情關(guān)系型社會，禮順人情是中國居民維護(hù)其社會網(wǎng)絡(luò)和人際交往的重要途徑，而禮順人情通常會伴隨著“人情支出”，作為社會資本重要衡量指標(biāo)，會通過影響失地農(nóng)民的就業(yè)機(jī)會以及多元化收入渠道，從而對個(gè)體收入不平等產(chǎn)生影響。因此，橋梁型社會資本越強(qiáng)的失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等越弱。最后，以組織身份衡量的連接型社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響也較為顯著，參加了個(gè)體勞動者協(xié)會或工會的失地農(nóng)民比沒有參加的失地農(nóng)民的個(gè)體不平等低0.037個(gè)單位，這佐證了失地沖擊下不同類型社會資本積累對降低農(nóng)民個(gè)體收入不平等發(fā)揮著重要作用。事實(shí)上，在我國，土地征收可能導(dǎo)致失地農(nóng)民社會關(guān)系變遷和重組，傳統(tǒng)以地緣和血緣為中心的社會資本產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)并且可能被逐漸弱化。土地征收造成傳統(tǒng)的地域型社會關(guān)系被打破，以社會組織為連接工具的聯(lián)結(jié)機(jī)制，顯得尤為重要。采用不同的指標(biāo)衡量社會資本，均得出了一致的結(jié)論，即社會資本的提高對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)。以上結(jié)果證實(shí)了失地農(nóng)民人力資本要素集聚和社會資本提升在縮減不同收入階層收入差距中的積極作用。該研究發(fā)現(xiàn)為培育和發(fā)揮失地沖擊背景下的農(nóng)民人力資本和社會資本的作用，進(jìn)而改進(jìn)收入分配的政策制定，提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

此外，與對照組相比，征地補(bǔ)償款數(shù)額越多、家庭實(shí)物資產(chǎn)越多、有存款和養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)民家庭人口規(guī)模越大、收到政府補(bǔ)貼的失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等水平顯著更低。從這些表現(xiàn)顯著的稟賦來看，家庭和社會層面的經(jīng)濟(jì)社會資源相關(guān)變量，都是失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的重要影響變量。這可能的解釋是，失地農(nóng)民實(shí)施生計(jì)多樣化的能力依賴于一定的生計(jì)資本，多元化生計(jì)資本水平的提高有助于擴(kuò)展失地農(nóng)民實(shí)施生計(jì)多樣化的能力[2]，從而促進(jìn)低收入群體收入水平增長和個(gè)體收入不平等降低。此外，勞動力流動能夠影響失地農(nóng)民收入，進(jìn)而成為影響其個(gè)體收入剝奪的重要因素。但是，與傳統(tǒng)的研究結(jié)論“勞動力流動能夠提高農(nóng)村居民收入水平，縮小農(nóng)村居民的收入差距”[20]略有不同，本文進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在既定條件下，失地農(nóng)民本省外縣就業(yè)能夠顯著降低失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等，而跨省就業(yè)卻伴隨著失地農(nóng)民個(gè)體不平等程度提高，意味著與省內(nèi)就業(yè)失地農(nóng)民相比，失地農(nóng)民跨省就業(yè)和外流并不必然帶來收入地位優(yōu)勢，反而可能面臨房租、尋找工作和就業(yè)歧視等轉(zhuǎn)移成本[21]，進(jìn)而生計(jì)轉(zhuǎn)型不順利，這顯然會抑制失地農(nóng)民收入水平提升，個(gè)體收入不平等程度可能會加深。

4.2.2 地區(qū)異質(zhì)性研究

失去土地往往位于地理位置優(yōu)越的郊區(qū)，在東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)更是如此，這類失地群體本身存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會上的高度選擇性和更多源化的收入來源。由于異質(zhì)性資源稟賦，地區(qū)之間不同類型人力資本和社會資本發(fā)揮的提

高失地農(nóng)民收入和降低個(gè)體收入不平等的作用機(jī)制可能有所差異。為進(jìn)一步考察土地征收沖擊下人力資本和社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等影響的作用機(jī)制，本文接下來將樣本分為經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)的東部地區(qū)樣本，經(jīng)濟(jì)相對不發(fā)達(dá)且收入剝奪相對較嚴(yán)重的中西部地區(qū)樣本，并利用Kakwani指數(shù)重新計(jì)算出兩類樣本群組個(gè)體收入剝奪狀況，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行分樣本回歸。為穩(wěn)健性起見，在地區(qū)異質(zhì)性研究中同時(shí)引入個(gè)體層面、家庭層面和社會層面控制變量，計(jì)量模型設(shè)定及其他控制變量同表3。

由表4可知：第一，在引入所有變量的情況下，由基礎(chǔ)教育和技術(shù)技能培訓(xùn)反映的人力資本積累對中西部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等產(chǎn)生了顯著的抑制效應(yīng)，成為影響失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的重要因素。具體來說，與對照組相比，基礎(chǔ)教育狀況較高的中西部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等水平低0.034個(gè)單位;與沒有參加技術(shù)技能培訓(xùn)的樣本相比，參加了技術(shù)技能培訓(xùn)的中西部地區(qū)失地農(nóng)民樣本的收入不平等水平低0.05個(gè)單位。并且，在經(jīng)濟(jì)相對不發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)，技術(shù)技能培訓(xùn)和教育水平的提高會對失地農(nóng)民非農(nóng)收入產(chǎn)生顯著的促增效應(yīng)，而東部地區(qū)失地農(nóng)民失去土地往往位于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的郊區(qū)，失地后個(gè)體收入不平等對基礎(chǔ)教育和培訓(xùn)等人力資本稟賦分化并不敏感，因此文化性人力資本和教育性人力資本分布不均等對其個(gè)體收入不平等影響不明顯。第二，健康人力資本對所有失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的抑制效應(yīng)非常顯著，且健康人力資本對東部地區(qū)的影響大于中西部地區(qū)。與對照組相比，東部、中西部健康狀況好的失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等水平大致減輕0.06個(gè)單位。因此，人力資本對不同地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的作用存在一定的差異，這側(cè)面印證了地區(qū)之間人力資本稟賦效應(yīng)差別可能成為影響各地區(qū)個(gè)體收入不平等水平的關(guān)鍵原因。

從社會資本因素來看：第一，以血緣、種族或家庭紐帶衡量的紐帶型社會資本僅對中西部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等存在顯著影響，與對照組相比，紐帶型社會資本使中西部失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等降低0.051個(gè)單位?？赡艿脑蚴?，在失去土地后中西部地區(qū)失地農(nóng)民利用其血緣關(guān)系、親緣關(guān)系和相關(guān)的社會網(wǎng)絡(luò)資源更有動機(jī)尋求更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，因此收入的增加和收入不平等的降低對其紐帶型社會資本較為敏感。而地處經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)東部地區(qū)的失地農(nóng)民本身就擁有更多元的就業(yè)途徑、多源化收入來源和更完善的社會保障體系[22]，東部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等程度對紐帶型社會資本的敏感性弱。因此，紐帶型社會資本對不同地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響效果呈現(xiàn)出異質(zhì)性特征。第二，人情支出衡量的橋梁型社會資本對東部、中西部兩類區(qū)域失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響均極為顯著且回歸系數(shù)始終為負(fù)，再次證實(shí)在我國“禮順人情”的橋梁型社會資本因素在降低不同地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等中發(fā)揮了非常積極的作用。第三，如表4模型（3）所示，在控制一系列特征變量后，以組織身份來衡量的連接型社會資本與東部地區(qū)失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等依然呈現(xiàn)出了顯著負(fù)相關(guān)，其抑制效應(yīng)為-0.055，這進(jìn)一步證實(shí)了社會資本積累在降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等中的重要性。事實(shí)上，傳統(tǒng)地緣社會資本損失后，那些生計(jì)資本更具有優(yōu)勢的東部地區(qū)失地農(nóng)民，能夠選擇性地參加個(gè)體勞動者協(xié)會和工會等社會組織，由此造成連接型社會資本的收入效應(yīng)，進(jìn)而對失地農(nóng)民的個(gè)體收入不平等產(chǎn)生非常顯著的抑制效應(yīng)。以上發(fā)現(xiàn)揭示了中國各地區(qū)收入剝奪及其影響因素確實(shí)存在著明顯的地區(qū)差異性，為人力資本要素集聚和社會資本提升在縮減不同收入階層收入差距中的積極作用提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)?？紤]到區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)實(shí)條件，不同群體居民個(gè)體收入剝奪程度在空間上受到區(qū)域發(fā)展不平衡的影響，因此，各區(qū)域應(yīng)采用因地制宜的消減失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的政策措施。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性討論

4.3.1 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

盡管上述基準(zhǔn)回歸加入個(gè)體、家庭、社會層面的控制變量，但仍可能存在遺漏重要變量導(dǎo)致內(nèi)生性問題。為驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮以下檢驗(yàn)方式。

第一， 添加“少數(shù)民族、醫(yī)療保險(xiǎn)、非農(nóng)就業(yè)”等二分類變量作為新增控制變量。研究發(fā)現(xiàn)，在控制遺漏變量的偏差問題后，人力資本、社會資本與失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等之間的關(guān)系及其顯著性并未發(fā)生變化，二者依然存在顯著的負(fù)向影響。第二，在定量分析中，對健康人力資本的測量比較困難，僅憑單一指標(biāo)得出的結(jié)論往往會遭遇懷疑。為驗(yàn)證模型結(jié)果的可靠性，本文采用失地農(nóng)民“過去半年是否患慢性病”指標(biāo)（賦值“1=無，0=有”）衡量基準(zhǔn)模型中的健康人力資本。理由是該指標(biāo)是比較常見的生理健康臨床測量指標(biāo)之一，與失地農(nóng)民主觀健康指標(biāo)相對。且理論上來說，失地農(nóng)民“過去半年是否患慢性病”對個(gè)體經(jīng)濟(jì)層面有重要影響，而對當(dāng)期農(nóng)村居民個(gè)體收入不平等可能不那么敏感，可能存在滯后的反映[23]。通過采用不同的指標(biāo)衡量健康人力資本，得出一致結(jié)論，即健康人力資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等確實(shí)存在顯著抑制作用。第三，由于失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等指數(shù)的取值范圍為[0，1]，因此，本文采用受限Tobit進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到與穩(wěn)健OLS估計(jì)基本類似的回歸結(jié)果。以上各穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果見表5模型（1）～（3）估計(jì)結(jié)果。第四，本文進(jìn)一步使用“收入剝奪等級”作為失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的替代變量，其中，受輕微剝奪、受一定剝奪、受較強(qiáng)剝奪、受嚴(yán)重剝奪、受極度剝奪分別賦值“1、2、3、4、5”。由于變換數(shù)據(jù)后的被解釋變量為有序多分類變量，因此采用非線性O(shè)rdered Logistic模型進(jìn)行分析較為合理（見表5第（4）欄）。與整體性檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，人力資本、社會資本與失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等仍然存在顯著的負(fù)向影響關(guān)系，所有解釋變量的影響方向不變。

從以上理論模型和實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)論中不難發(fā)現(xiàn)，所有模型中的基準(zhǔn)回歸結(jié)果、加入控制變量后的回歸結(jié)果、以及受限Tobit的回歸結(jié)果具有高度的一致性。無論采用Ordered Logistic模型還是半?yún)?shù)模型，一系列的穩(wěn)健性結(jié)果表明，本文結(jié)論人力資本積累會降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等，同時(shí)，更高社會資本水平能夠降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等是穩(wěn)健可靠的。

4.3.2 內(nèi)生性討論

除了遺漏變量會導(dǎo)致內(nèi)生性外，產(chǎn)生內(nèi)生性的原因還可能是反向因果關(guān)系和樣本選擇偏差。一方面，經(jīng)驗(yàn)研究的證據(jù)表明，農(nóng)戶收入不平等和貧困是人力資本分布不均的結(jié)果[16，21]，而收入分化也可能會進(jìn)一步導(dǎo)致個(gè)體人力資本和社會資本的分化。在本項(xiàng)研究中，以禮金支出衡量的橋梁型社會資本，可能與失地農(nóng)民收入水平存在反向因果關(guān)系，即收入水平越高的失地農(nóng)民禮金支出越多，進(jìn)而可能造成估計(jì)偏誤。考慮到截面數(shù)據(jù)中個(gè)體收入剝奪對農(nóng)村居民健康的影響并不一定在本期發(fā)生，且相關(guān)研究表明個(gè)體收入剝奪的反向影響可能存在延遲和累積[23]。因此，本文主要考慮社會資本的內(nèi)生性問題。另一方面，失地農(nóng)民本身就是一個(gè)特殊的群體，失去土地往往位于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的郊區(qū)，這類群體是否參加技術(shù)技能培訓(xùn)、自評健康、是否參加個(gè)體勞動者協(xié)會或工會，可能存在樣本的選擇性問題，進(jìn)而造成回歸結(jié)果有偏?；诖耍瑸樾拚x擇性偏差和緩解內(nèi)生性問題，本文接下來結(jié)合工具變量法（IV-GMM）和傾向得分匹配方法（PSM），進(jìn)行更穩(wěn)健的因果推斷。

參照已有研究[18-19]的做法，本文以“本村人均禮金支出”（村級ID匹配自2014年CFPS數(shù)據(jù)）和“與被訪者居住同一區(qū)縣的人均禮金支出”作為人情禮支出的工具變量。在工具變量檢驗(yàn)中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值大于10，因此不存在弱工具變量問題。IV-GMM模型的過度約束檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步表明，Hansens J的P值為0.788，由此認(rèn)為模型設(shè)定是正確的，過度約束是合理的。引入工具變量后使用IV-GMM方法的回歸結(jié)果見表5第（5）欄，無論是在基準(zhǔn)回歸模型中還是工具變量模型中，都可以發(fā)現(xiàn)所有類型人力資本、社會資本對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等產(chǎn)生顯著抑制作用。除此之外，為緩解失地農(nóng)民樣本自選擇問題可能帶來估計(jì)結(jié)果偏差，本文借助傾向得分匹配方法（PSM），分別以失地農(nóng)民的技能性人力資本、健康人力資本和連接型社會資本為識別變量，以個(gè)體、家庭和社會層面的變量作為特征變量進(jìn)行近鄰匹配檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在其他因素既定前提下，修正選擇性偏差后，不同變量（技術(shù)技能培

5 主要結(jié)論與政策建議

本文利用2016年“中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)CFPS”，通過建立實(shí)證模型考察失地沖擊下人力資本和社會資本因素對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的影響。本文主要有如下幾點(diǎn)發(fā)現(xiàn)：①失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等指數(shù)處于較高剝奪區(qū)間，且呈現(xiàn)出自東向西遞增的空間分布特征，其中，東、中、西部地區(qū)的指標(biāo)值分別達(dá)到0.516、0.552、0.595。②健康人力資本積累對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等的抑制效應(yīng)非常明顯，健康狀況好的失地農(nóng)民比健康狀況差的失地的個(gè)體收入剝奪指數(shù)低0.065個(gè)單位;由基礎(chǔ)教育和技術(shù)技能培訓(xùn)反映的人力資本積累對失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等產(chǎn)生的抑制效應(yīng)稍弱，其中，基礎(chǔ)教育為初中以上、參加過技術(shù)技能培訓(xùn)的失地農(nóng)民收入剝奪指數(shù)分別比對照組低0.034、0.046個(gè)單位。③所有類型的社會資本變量均有助于降低失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等，且失地后以血緣和親緣為核心的紐帶型社會資本在抑制農(nóng)民個(gè)體收入不平等方面依然發(fā)揮著積極的作用。④異質(zhì)性研究還發(fā)現(xiàn)，失地農(nóng)民個(gè)體收入剝奪程度在空間上受到區(qū)域發(fā)展不平衡的影響。本文研究的重要結(jié)論表明，失地農(nóng)民較嚴(yán)重的個(gè)體收入不平等問題可能源于人力資本不均等和失地后不同類型社會資本的損失，證實(shí)了失地農(nóng)民人力資本要素集聚和社會資本提升在縮減不同收入階層收入差距中的積極作用。本文發(fā)現(xiàn)為政府部門制定失地農(nóng)民利益保障政策提供了有力的微觀證據(jù)，對防止失地農(nóng)民陷入持續(xù)貧困，保障長期收入均等與生計(jì)可持續(xù)發(fā)展有深遠(yuǎn)意義。

基于以上研究結(jié)論，本文具體的政策啟示有：

（1）政府應(yīng)進(jìn)一步提升失地農(nóng)民的受教育水平、技術(shù)技能培訓(xùn)水平和健康水平，開拓多源化收入渠道;促進(jìn)失地農(nóng)民個(gè)體的社會資本積累，提高其進(jìn)入高收入行業(yè)的機(jī)會，防止群體固化和收入剝奪惡化，進(jìn)而緩解個(gè)體收入不平等。同時(shí)，建立貧弱失地農(nóng)民的利益保護(hù)機(jī)制，采取有效的干預(yù)措施降低貧弱失地農(nóng)民的收入劣勢，推動失地農(nóng)民社會資本再造和生計(jì)重建，并著重從生計(jì)能力提升上促進(jìn)處于弱勢地位的失地農(nóng)民生計(jì)恢復(fù)和收入的增長。

（2）以失地農(nóng)民內(nèi)源要素為依托，設(shè)計(jì)引導(dǎo)不同稟賦特征的失地農(nóng)民生計(jì)轉(zhuǎn)型和收入創(chuàng)造的公共政策。大力推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合，促進(jìn)失地農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)升級和多樣化;為失地農(nóng)民就近就業(yè)提供更優(yōu)質(zhì)的機(jī)會，同時(shí)防范失地農(nóng)民“進(jìn)城”引致的個(gè)體收入不平等加劇問題;堅(jiān)持就業(yè)支持與社會保障兩手抓，增加外出務(wù)工的失地農(nóng)民的就業(yè)機(jī)會和穩(wěn)定的收入來源，并且盡快實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)全覆蓋;實(shí)施差異化安置措施，積極引導(dǎo)失地農(nóng)民積累資產(chǎn)。

（3）鑒于失地農(nóng)民個(gè)體收入不平等效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，針對中西部地區(qū)失地農(nóng)民，可著重從強(qiáng)化勞動技能培訓(xùn)、提高其教育和健康水平，充分發(fā)揮以血緣和地緣為紐帶的社會資本的作用等幾個(gè)方面著手，抑制個(gè)體收入不平等較深的問題;東部地區(qū)著重于促進(jìn)失地農(nóng)民健康人力資本積累，充分利用同事、朋友或朋友的朋友、組織身份等社會資源，推動實(shí)現(xiàn)貧弱失地農(nóng)民的生計(jì)轉(zhuǎn)型。

參考文獻(xiàn)

[1]周義， 李夢玄.失地沖擊下農(nóng)民福利的改變和分化[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2014（1）：73-80.

[2]丁士軍， 張銀銀， 馬志雄.被征地農(nóng)戶生計(jì)能力變化研究——基于可持續(xù)生計(jì)框架的改進(jìn)[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2016， 37（6）：25-34.

[3]馬志雄， 張銀銀， 丁士軍.失地農(nóng)戶生計(jì)策略多樣化研究[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版）， 2016， 15（3）：54-62.

[4]RUNCIMAN W G. Relative deprivation and social justice： a study of attitudes to social inequality in twentieth-century England[M].Berkeley： University of California Press， 1966.

[5]CLARK A E， FRIJTERS P， SHIELDS M A. Relative income， happiness， and utility： an explanation for the Easterlin paradox and other puzzles[J]. Journal of economic literature， 2008， 46（1）：95-144.

[6]ATSUSHI I， KENJI K， HIROSHI H. A paradox of economic growth and relative deprivation[J]. Journal of mathematical sociology， 2014， 38（4）：269-284.

[7]任國強(qiáng)， 石玉成.我國農(nóng)村居民個(gè)體收入剝奪的決定因素研究——基于CGSS2010數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2016（1）：48-59.

[8]SEN A K. From income inequality to economic inequality[J]. Southern economic journal， 1997， 64 （2）：384-401.

[9]RODERO-COSANO M L， GARCIA-ALONSO C R， SALINAS-PREZZ J A. A deprivation analysis for andalusia （Spain）： an approach based on structural equations[J]. Social indicators research，2014，115 （2）：751-765.

[10]SALTKJEL T， MALMBERG-HEIMONEN I. Welfare generosity in europe： a multi-level study of material deprivation and income poverty among disadvantaged groups[J]. Social policy & administration， 2017， 51（7）.

[11]REN G.， PAN X. An individual relative deprivation index and its curve considering income scope[J].Social indicators research， 2016， 126 （3）：935-953.

[12]李強(qiáng).社會學(xué)的“剝奪”理論與我國農(nóng)民工問題[J].學(xué)術(shù)界， 2004（4）：7-22.

[13]HAIJUN B， PENG Y. Effect of land expropriation on land-lost farmers entrepreneurial action： a case study of Zhejiang Province[J]. Habitat international， 2016， 53：342-349.

[14]崔寶玉， 謝煜， 徐英婷.土地征用的農(nóng)戶收入效應(yīng)——基于傾向得分匹配（PSM）的反事實(shí)估計(jì)[J].中國人口·資源與環(huán)境， 2016， 26（2）：111-118.

[15]丁士軍， 楊晶， 陳玉萍.基于流動性視角的失地農(nóng)戶收入變化分析——來自襄陽和昆明的證據(jù)[J].中國農(nóng)村觀察， 2017（1）：29-40.

[16]程名望， JIN Yanhong， 蓋慶恩， 等. 農(nóng)村減貧：應(yīng)該更關(guān)注教育還是健康？——基于收入增長和差距縮小雙重視角的實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)研究， 2014， 49（11）：130-144.

[17]李云新.制度模糊性下中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的社會沖突[J].中國人口·資源與環(huán)境， 2014， 24（6）：1-8.

[18]劉一偉， 汪潤泉.收入差距、社會資本與居民貧困[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究， 2017， 34（9）：75-92.

[19]楊汝岱，陳斌開，朱詩娥.基于社會網(wǎng)絡(luò)視角的農(nóng)戶民間借貸需求行為研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011， 46（11）：116-129.

[20]劉一偉.勞動力流動、收入差距與農(nóng)村居民貧困[J].財(cái)貿(mào)研究，2018，29（5）：54-63.

[21]匡遠(yuǎn)鳳. 選擇性轉(zhuǎn)移、人力資本不均等與中國城鄉(xiāng)收入差距[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題， 2018（4）：23-35.

[22]史清華，晉洪濤，卓建偉.征地一定降低農(nóng)民收入嗎：上海7村調(diào)查——兼論現(xiàn)行征地制度的缺陷與改革[J].管理世界，2011（3）：77-82.

[23]任國強(qiáng)，王福珍，羅玉輝. 收入、個(gè)體收入剝奪對城鄉(xiāng)居民健康的影響──基于CGSS2010數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2016（6）：3-22.

The impact of human capital， social capital on individual income inequality of land-expropriated farmers

YANG Jing1 DING Shi-jun2 DENG Da-song1

（1.The Center for Social Security Studies， Wuhan University， Wuhan Hubei 430072， China; 2.School of Public Administration， Zhongnan University of Economics and Law， Wuhan Hubei 430073， China）

Abstract The impact of land expropriation on the income distribution and sustainable livelihood of farmers in the process of urbanization has always been a hot issue of concern to all sectors of society. Based on the sustainable livelihood analysis framework and relative deprivation perspective， this paper used the 2016 China Family Panel Studies Data and the Kakwani index to measure the individual income inequality of land-expropriated farmers， and to explore the impact of different types of human capital and social capital on individual income inequality and its mechanism. The results showed that： ①The income deprivation index of land-expropriated farmers was in a high deprivation interval， and presented a diminishing spatial distribution characteristic from east to west China. Moreover， the index values of the eastern， central and western regions in China were 0.516， 0.552 and 0.595 respectively. ②The richer the human capital， the easier it is to reduce the individual income inequality. The level of individual income deprivation of land-expropriated farmers with good health condition was 0.065 units lower than that of land-expropriated farmers with poor health status. ③The suppression effect of cultural human capital and skilled human capital reflected by basic education and technical skills training on the individual income inequality were -0.034，-0.046 respectively. ④Heterogeneity research confirmed the positive role of human capital and social capital in reducing the income inequality， and individual income inequality and its influencing factors were spatially affected by regional development imbalance， and the social capital measured by organizational identity was significantly negatively correlated with the income inequality in the eastern region， and its suppression effect was -0.055. In the context of precise poverty alleviation， it is necessary to further avoid group solidification and income deprivation by improving the human capital level and social capital level of land-expropriated farmers. According to local conditions， all regions should adopt policy measures to reduce income deprivation of land-expropriated farmers， which has positive reference value for reducing the individual income inequality and reducing the imbalance of regional development.

Key words land-expropriated farmer; family endowment; livelihood; individual income inequality; influencing factor