一.   问题的提出

党的二十大报告指出，实现全体人民共同富裕是中国式现代化的本质要求之一，要扎实推进共同富裕。共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征^[1]。我国已经进入扎实推动共同富裕的历史阶段，然而发展不平衡不充分的问题大大制约了共同富裕的进程，我国城乡区域发展和收入分配差距仍然较大。

中华人民共和国成立后，百废待兴，且受西方国家的封锁，工业原始积累只能从农业农村来；改革开放后，城市化和工业化导向的市场经济发展，仍然需要从农村获取土地、劳动力和资金，造成农村这三大要素长期净流出，并长期通过价格剪刀差的方式将农村的资源向城市转移，“三农”问题因此呈现出越来越严峻的局面^[2]。党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央坚持把“三农”问题作为全党工作的重中之重；党的十九大提出乡村振兴战略并将其作为新时代“三农”工作的总抓手；党的二十大报告再次强调要全面推进乡村振兴，坚持农业农村优先发展。“三农”问题关系我国发展全局，促进共同富裕，最艰巨最繁重的任务始终在农村。

实现乡村振兴，要从深化农村经济体制改革特别是土地制度改革入手，提高农村居民财富保有量和财产性收入^[3]。土地征收补偿是实现农民财产性收入的一个重要方面。史清华等^[4]、汪险生和郭忠兴^[5]等研究发现征地能够提高被征地农民的收入。但也有很多研究发现征地补偿不合理极大损害了农民利益，如何为等估算我国1990—2010年土地征收补偿标准不合理造成的农民利益损失为42 985.272 7亿元^[6]。刘守英^[7]、蒋震和安体富^[8]、许坤等^[9]、韦朕韬和赵仁康^[10]等研究指出征地价格不合理会对农村居民消费和居民财产性收入的差距产生负面影响。

2020年城镇居民人均可支配财产净收入为4 627元，而农村居民人均可支配财产净收入只有419元，城镇居民人均可支配财产净收入是农村居民的11倍。“农民有地而贫穷，城里人没地但富裕”成为我国经济发展中的一大现象。党的二十大报告明确指出，要深化农村土地制度改革，赋予农民更加充分的财产权益。但当前我国很多省份征地价格调整慢(与要求的2—3年的调整周期相差甚远)，且征地补偿标准过低，而土地出让价格却随着我国经济快速增长不断上涨，造成征地价格扭曲，极大制约着农民财产性收入的增长，导致农村和农民不能平等分享我国经济增长的好处。征地价格扭曲本质是城乡“价格剪刀差”在当前发展阶段的一种延续。在我国城乡融合和乡村振兴的背景下，征地价格扭曲会对农民收入造成什么影响？会对共同富裕造成什么影响？我国现行征地补偿制度该如何调整以促进共同富裕的实质性进展？这些问题值得深入研究。

本文利用手动收集的各省平均征地补偿标准与平均土地出让价格衡量征地价格扭曲程度，考察了征地价格扭曲对我国共同富裕的影响。本文的边际贡献在于，第一，聚集征地价格扭曲，分析其对城乡收入差距、收入分配和农村发展的影响。现有研究主要关注土地市场扭曲对城乡收入差距的影响。征地价格扭曲与土地市场扭曲明显不同，前者反映的是农民征地补偿与土地出让价格存在巨大差距，通常用1-征地补偿标准/土地出让价格(农地市场价值)衡量；后者反映的是商业、住宅和工业用地价格之间的差距，通常用商业用地价格与工业用地价格之比衡量。征地价格扭曲更能体现征地补偿对农民收入的影响，也更能考察我国征地补偿制度对共同富裕的影响。本文的分析视角能对现有研究形成较好的补充。第二，基于笔者手动收集的我国20个省份的平均征地补偿标准，发现多数地方政府未能做到2—3年调整一次征地补偿标准，而调整速度慢是造成征地价格扭曲的主要原因。第三，征地价格扭曲加剧了土地财政依赖度，政府将土地出让增值收益更多地用于城市发展，并且征地价格扭曲会抑制农村创业水平，导致农村发展不充分，加剧城乡发展不平衡，扩大城乡收入差距。同时，征地价格扭曲还会恶化城市的收入分配格局。我国农村发展不充分、城乡发展不平衡和收入差距较大是当前共同富裕的重点问题，本文将从这三个方面考察征地价格扭曲对共同富裕的影响。

二.   制度背景和特征事实

一   制度背景

城乡二元结构是我国在特殊历史条件下形成的一种制度，主要表现为城乡之间的户籍壁垒、两种不同资源配置制度以及在城乡户籍壁垒基础上的其他问题。在这种制度下，我国农业、农村、农民为我国工业化和城镇化发展作出了巨大贡献。首先，工农产品价格“剪刀差”为我国工业发展提供了大量的资金。据孔祥智测算，1978—1997年国家以工农产品价格“剪刀差”方式从农村抽离资金9 152亿元，平均每年457.6亿元^[11]。其次，农村成为就业“蓄水池”。在工业化、城镇化需要大量劳动力参与建设时，大量农民从农村走向城市成为“农民工”，为工业化、城镇化提供了大量的廉价劳动力(突出体现在农民工与城镇职工“同工不同酬”以及无法享受城镇职工的公共福利待遇上)，促进了我国工业化、城镇化的迅速发展；在经济(就业)形势不好时，这些“农民工”又回到农村务农，极大缓解了城镇就业压力，有利于社会稳定。最后，土地价格“剪刀差”为城镇化、工业化提供大量资金。我国存在土地制度不公平、土地市场不完善等问题，不仅低价征收农民集体用地，而且采取城市偏向政策，即将大部分土地增值收益用于城市建设而非农村发展。

2004年8月28日第十届全国人民代表大会常务委员会第十一次会议对《中华人民共和国土地管理法》进行了第二次修正，规定“国家为了公共利益的需要，可以依法对土地实行征收或者征用并给予补偿”。笔者着重强调“公共利益”一词，这意味着为了公共利益是可以向农民(村集体)征收土地的。但随之而来的是土地财政的发展，即一些地方政府依靠出让土地使用权的收入来维持地方财政支出。这种土地财政要通过低价征收土地且高价卖出获得巨大的收入。2005年，国土资源部(2018年正式撤销，其大部分职能划归新组建的自然资源部)公布《关于开展制定征地统一年产值标准和征地区片综合地价工作的通知》，要求各省各市根据当地实际情况制定征地补偿标准。考虑经济不断发展和通货膨胀等因素，2010年7月13日国土资源部发布《国土资源部关于进一步做好征地管理工作的通知》，要求各地建立征地补偿标准的动态调整机制，根据当地人均收入增幅，每2—3年对征地补偿标准进行调整，逐步提高征地补偿水平。但是在国土资源部提出2—3年调整征地补偿标准的要求后，很多省份并没有执行到位，这意味着农民承受了更多的经济损失。柴国俊和陈艳根据CHFS2011年微观汇总数据与国家统计局统计年鉴宏观数据中的征地面积在时间维度上的简单比较，发现约75%的被征地家庭所获得的货币补偿仅达到政策最低标准^[12]。2020年，中央发布《关于调整完善土地出让收入使用范围优先支持乡村振兴的意见》(简称《意见》)，要求到“十四五”期末，地方土地出让收入用于农业农村比例达到50%以上。在具体实施举措上，《意见》提出有两种方式可供选择：一是按照当年土地出让收入用于农业农村的资金占比逐步达到50%以上计提，若计提数小于土地出让总收入8%的，则按不低于土地出让总收入8%计提；二是按照当年土地出让总收入用于农业农村的资金占比逐步达到10%以上计提。《意见》的出台意味着地方政府将大部分土地出让收入投入城市发展已成为历史，更有利于农村的发展，但仍没有解决征地补偿标准低、调整慢的问题。将更多的土地出让收入用于农村，对于农民而言是一种间接补偿，而征地补偿标准低和调整慢则造成被征地农民直接的利益损失。我国对征用农民(集体)土地的管理在不断完善，征地补偿标准也一直提高，较大程度上改善了之前的状况，但仍有需改进的地方，这对乡村振兴战略的有效实施和共同富裕的实质性推进具有重要意义。

二   特征事实

1   征地补偿标准调整慢

受征地补偿标准数据的披露情况所限，笔者手动从各省(市)政府官网、报纸以及可信的第三方网站仅收集了20个省征地补偿标准(土地补偿费和人员安置费)的数据。根据是否做到国土资源部2010年提出的2—3年调整征地补偿标准的要求，绘制了表 1。时间范围设定为2010—2017年的原因在于：其一，2010年提出的2—3年调整一次征地补偿标准；其二，2017年国土资源部在线上公布了各省各地区征地补偿标准，各地区最新的征地补偿标准都可在官网查询；其三，虽然时间范围在2010—2017年，但实际考察的是2010年前最近的一次调整到2017年后最近的一次调整之间是否做到了每2—3年调整一次。从表 1来看，20个省(自治区、直辖市)中仅有安徽、广西、河北和河南严格做到了每2—3年调整一次征地补偿标准，其余16个省(自治区、直辖市)均未做到，大多是4—5年调整一次。个别省份调整时间过长，例如天津市在2007年和2014年分别调整了一次征地补偿标准，时间跨度为7年，与要求的2—3年相差甚远。2010年国土资源部发布文件规定了征地补偿标准动态调整的周期，并强调目前实施的征地补偿标准已经超过规定调整年限的省份应按要求尽快调整修订，未及时调整的，将不予通过用地审查。但实际执行上，大多地区仍未能很好地执行，这种现象还反映在各政府官网的“政府留言”这一“民声”上。^①

征地补偿标准调整慢严重损害了被征地农户的经济利益。这20个省(自治区、直辖市)每次征地补偿标准调整幅度均高于物价水平，从当年来看，被征地农户收益确实可以实现正增长，但由于征地补偿标准并未随着经济发展和物价上涨作出及时调整，在后来未进行调整的时间里，农户所得到的征地补偿收益实际是在不断降低的。征地补偿标准调整时间跨度越长，被征地农户遭受的损失就越大。不仅如此，林乐芬和金媛运用江苏省镇江市40个村1 703户农户调查数据还发现，地方政府征地补偿政策执行滞后偏离程度越大，被征地农户受偿满意程度越低^[13]。由此可见，征地补偿标准调整慢在物质收益和精神获得感上都对农民造成了不利影响。

表  1  征地补偿标准调整情况

调整时间	省份
2—3年	河北、河南、安徽、广西
4—5年	内蒙古、山西、甘肃、重庆、湖北、江西、浙江、上海、福建、广东、海南、云南
6年及以上	陕西、山东、辽宁、天津
注：表中信息来自各省(市)政府文件、网页以及相关报纸和百度文档等搜集到的征地补偿标准细则文件，由笔者手动搜集整理所得。受披露情况所限，笔者只搜集到20个省(自治区、直辖市)的相关信息，黑龙江、吉林、北京、江苏、湖南、贵州、四川、宁夏、青海、西藏、新疆、台湾、香港、澳门信息缺失。

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2   地方土地出让金用于农村的比例低

财政部公布的地方政府性基金收入(支出)决算表显示，2010年国有土地使用权出让金收入为2.82万亿元，2020年为8.21万亿元，增加了约5.39万亿元。财政部2010—2014年的数据显示了国有土地使用权出让金支出的明细(见表 2)。根据财政部印发的政府收支分类科目，征地和拆迁补偿支出指的是地方人民政府在征地和收购土地过程中支付的土地补偿费、安置补助费、地上附着物和青苗补偿费、拆迁补偿费等支出。征地和拆迁补偿支出可以看作拿地成本。如表 2所示，拿地成本占国有土地使用权出让金支出的比例在2010—2014年总体呈上涨趋势。国有土地使用权出让收入^②中农村支出^③所占的比例，反映了取之于农村和农民的土地收益中有多少部分用于农村和农民。单就农村基础设施建设支出占比来看，如表 2中农村支出占比1所示，2010年农村基础设施建设支出在国有土地使用权出让盈余中占比为6.56%，2014年降为2.49%，并且占比连年下降。就农村基础设施建设支出加上补助被征地农民支出占比来看，如表 2中农村支出占比2所示，2010年为9.34%，到2014年已下降至7.14%，整体也呈现下降趋势。

表  2  国有土地出让金支出情况

年份	国有土地使用权出让金收入安排的支出/亿元	征地和拆迁补偿支出/亿元	农村基础设施建设支出/亿元	补助被征地农民支出/亿元	征地和拆迁补偿支出占比/%	农村支出占比1/%	农村支出占比2/%
2010	26 622.12	10 206.96	1 076.53	457.11	38.34	6.56	9.34
2011	31 052.26	14 358.75	760.45	689.72	46.24	4.56	8.69
2012	26 663.80	13 828.92	486.19	520.75	51.86	3.79	7.85
2013	38 265.60	20 917.69	516.50	852.21	54.66	2.98	7.89
2014	38 700.72	20 281.78	458.50	856.97	52.41	2.49	7.14
数据来源：中华人民共和国财政部预算司的财政数据、2010—2014年的地方政府性基金支出决算表和地方政府性基金收入决算表。

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综上可知一个事实，即我国地方土地出让金用于农村的比例低。 从农村征收的土地，却没有更多地用于农村，这极大地损害了农村和农民的利益、阻碍了农村和农民的长足发展，这应该也是中央发布《意见》的主要原因之一。

三.   理论分析和研究假说

当前我国城乡发展不平衡、农村发展不充分、贫富差距大仍然是社会主要矛盾的体现。农业农村这个短板能不能补上，关系社会主义现代化建设的成色，也关系共同富裕的成效^[14]。共同富裕的内涵丰富，本文从我国实现共同富裕的重点和难点，即城乡发展不平衡、农村发展不充分以及贫富差距这三个角度考察征地价格扭曲对共同富裕的影响。

征地补偿低本质上是农村土地缺乏发展权所致。土地发展权最早起源于英国，随后美国也引进了该制度，其是在土地利用现状基础上进一步开发土地的权利，也是一种可以与土地所有权分离而单独处分的权利，具体说，就是变更土地使用权性质的权利。在我国，土地发展权实际上就是建设用地使用权。我国《土地管理法》(2004年修正)规定，农用地必须转为建设用地才可以从事非农活动，再加上《物权法》(2007)第一百三十五条明确将“建设用地使用权”的设置仅限于国有土地，意味着只有农村土地被征收为国有土地之后才能改变其原有的用途，从事工商业等非农活动。这就导致农村土地发展权实际归国家所有，进而征地只需要对土地原有用途进行补偿。征地补偿标准有两种制定方式，一种是征地区片综合地价，另一种是征地统一年产值标准。有些省份制定征地补偿标准也会同时使用这两种方法。由于土地发展权不归农村(民)所有，所以征地补偿标准通常是对被征收土地按照该土地的原用途进行补偿，增值收益基本归政府和企业所有。黄祖辉和汪晖认为，“涨价归公”的错误理念导致了非公共利益征地行为，这种行为会严重侵犯农民的土地发展权^[15]。多年以来，政府通过“用途管制制度+土地征收制度”将土地发展权从农村土地的产权束中剥离出来，实质上是通过行政权力占有了这部分土地开发利用的权益^[16]。土地发展权归政府所有，容易引起地方政府过度依赖土地财政。我国国有土地出让金收入从2010年的2.8万亿元增至2020年的8.2万亿元，相当于地方本级财政收入的比重从69.4%增至82.0%。范子英研究发现，财政压力并不是土地财政的原因，土地财政的真实原因是投资冲动，即使是中央指定用途的转移支付，都被用于生产性的基础设施建设，而不是基本公共服务的提供^[17]。国土统计年鉴显示，我国土地出让平均成交价款从2007年的520.0万元/公顷增至2017年的2 251万元/公顷，增长了近4倍。上文的特征事实显示，大部分省份并未做到2—3年调整一次征地补偿标准，征地补偿标准调整慢变相降低了土地成本。部分地方政府通过拖延征地补偿标准的调整和提高土地出让价格这两个手段，即加剧征地价格扭曲来达到土地财政的目的。土地财政的结果是把大部分收益投入城市的发展建设，而较少投入农村的发展建设，土地财政推进了中国的城市化和工业化建设^[18-19]，但也加剧了城乡发展不平衡，扩大了城乡收入差距。

征地价格扭曲引起的土地财政会造成明显的负面效应，如助推房价^[20-21]。唐云锋和马春华研究发现，地方政府为缓解财政压力，有动机增加土地财政收入，提高房价以获得高额房地产相关税收；地方政府提高土地出让价格，等同于提高房地产成本，间接提高房价，即地方政府财政压力不仅直接提升房价，还通过土地财政固化了“房价棘轮效应”^[22]。房价上涨造成了居民财富差距拉大，甚至是造成贫富差距的主要原因之一。房价上涨引起的贫富差距过大会导致居民财产性收入差距拉大，恶化收入分配。房价上涨对城镇常住人口的影响更大，对农村常住人口造成的影响较小，因此房价上涨对城镇常住人口的财富差距和收入差距的负面作用会更显著，对农村而言可能不显著。

综上所述，本文提出假说1和假说2。

假说1  征地价格扭曲会拉大城乡收入差距，不利于共同富裕的实现。

假说2  征地价格扭曲会拉大城镇内部的收入差距，不利于共同富裕的实现。

四.   研究设计

一   模型设计

鉴于目前尚无权威的共同富裕指数，本文从城乡收入差距、城镇内部收入差距以及农村发展不充分这三个方面来分析征地价格扭曲对共同富裕的影响。

为考察征地价格扭曲对城乡收入差距的影响，本文建立以下模型：

式(Ⅰ)中，GAP_it指的是i省t时期的城乡收入比，LPD_it指的是i省t时期的征地价格扭曲程度，X_it是控制变量，μ_i指的是不随时间变化的个体效应，ε_it为扰动项。本文基准回归以式(Ⅰ)展开。

为考察征地价格扭曲对城镇内部收入差距的影响，本文建立以下模型：

式(Ⅱ)中，CID_it指的是i省t时期的城镇内部收入差距，LPD_it指的是i省t时期的征地价格扭曲程度，X_it是控制变量，μ_i指的是不随时间变化的个体效应，ε_it为扰动项。

二   变量选取与数据说明

1   城乡收入比

本文用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入之比衡量城乡收入比，由于2013年居民收入的统计口径发生变化，与之前的数据不可比，因此本文所使用数据的时间跨度为2013—2017年。

本文使用泰尔指数替换核心解释变量作为稳健性。计算公式如下：

式(Ⅲ)中，Y₁和Y₂分别表示城镇和农村居民的收入，P₁和P₂表示城镇和农村的人口数，Y和P分别表示城乡总收入和总人口。收入用的是居民人均可支配收入，人口用的是常住人口。数据来源于国家统计局。

2   城镇内部收入差距

单一的指标难以全面衡量收入差距和收入分配格局，需要一些补充性指标^[3]。本文使用城镇收入的基尼系数衡量城镇内部的收入差距，同时使用高收入与低收入之比和中收入与低收入之比作为补充性指标。数据来源于各省统计年鉴中城镇收入分组数据。

3   征地价格扭曲

本文基于各省平均征地补偿标准与各省平均国有建设用地使用权出让价格之比衡量征地价格扭曲程度: 征地价格扭曲=1-征地补偿标准/土地出让价格。借鉴谭术魁和王斯亮的方法计算征地价格扭曲来进行稳健性分析，征地价格扭曲2=1-征地补偿标准/农地市场价值^[23]。

笔者收集了20个省份^④2010—2017年征地补偿标准变动的数据。数据来源于各省(自治区、直辖市)政府官网、报纸、可信的第三方网站和中国国土资源统计年鉴。部分省份在政府官网或者报纸上公布了本省(自治区、直辖市)的平均征地补偿标准(土地补偿费和人员安置费)，其他省份都是根据政府公布的征地补偿标准计算而来。计算过程如下：以各村的征地补偿标准计算简单算术平均值得到县的平均征地补偿标准，再以各县的平均征地补偿标准计算简单算术平均值得到市的平均征地补偿标准，以土地面积作为权重计算得到省的平均征地补偿标准。部分省份公布了市的平均征地补偿标准，则可直接以土地面积为权重得到省的平均征地补偿标准。河北省既公布了省的平均征地补偿标准，也公布了细则的文件。本文从县逐步计算到的省平均征地补偿标准与省直接公布的平均征地补偿标准误差在1%左右，表明本文数据有可信度。

4   控制变量

城市化率，城镇人口与常住总人口之比。城市化发展促进劳动力流动，劳动力流动会使得要素报酬趋于均等化，缩小城乡收入差距。城市化进程中，一部分农村居民转变为城市居民，会影响城乡收入差距，这种作用是正向还是负向取决于这些转变身份的城市居民的收入水平。陆铭和陈钊认为城市化对降低城乡收入差距具有显著作用^[24]。数据来源于国家统计局。

产业结构合理化指数。穆怀中和吴鹏认为产业结构调整与城乡收入差距呈现“倒U型”关系，产业结构的调整使得大量农村劳动力流向城市，农业劳动力流向第二产业和第三产业，对城乡居民的收入产生了不同的影响^[25]。预期产业结构合理化指数对城乡收入差距的影响方向不确定。本文计算方法参考干春晖等^[26]，数据来源于各省统计年鉴。

城乡教育比，即城市人均受教育年限和农村人均受教育年限之比。城镇的人均受教育年限用历年《中国人口和就业统计年鉴》中各地区城市受教育程度人口计算而得。农村的人均受教育年限用历年《中国人口和就业统计年鉴》中各地区乡村受教育程度人口计算而得。计算公式为：教育水平=(未上学人数×1+小学人数×6+初中人数×9+高中人数×12+大专及以上人数×16)/抽样人数。城镇教育水平和农村教育水平计算公式一样。城乡居民在教育水平上的差异是造成城乡收入差距的主要原因之一。预期城乡教育比的提高会拉大城乡收入比。

数字普惠金融指数。数字普惠金融数据选取北京大学数字金融研究中心发布的北京大学数字普惠金融指数。该指数由北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团组成的联合课题组负责编制，具有一定的可靠性和代表性。这套指数包括数字普惠金融指数、数字金融覆盖广度、数字金融使用深度以及普惠金融数字化程度，其中的数字使用深度指数还包含支付、信贷、保险、信用、投资、货币基金等业务分类指数。数字普惠金融的发展使得农村居民更容易享受数字金融服务，例如移动支付、互联网理财和信贷支持。宋晓玲研究发现数字普惠金融的发展能够显著缩小城乡居民收入差距，预期数字普惠金融会降低城乡收入比^[27]。

5   机制变量

土地财政，即国有建设用地出让成交价款与GDP的比值。土地财政是指一些地方政府依靠出让土地使用权的收入来维持地方财政支出，属于预算外收入。地方政府要从土地中获得更多的财政收入，有两个选择，一是降低土地的征收价格，二是提高土地出让价格。由于国家对征地补偿标准有严格的规定，地方政府只能提高土地出让价格，相对而言，土地征收价格就降低了，造成了征地价格扭曲。征地价格扭曲会加剧土地财政，恶化城乡收入差距。吕炜和许宏伟研究发现土地出让收入和土地出让面积的增加会在短期内加剧城乡收入差距的扩大，长期影响则逐渐减弱^[28]。

三   描述性统计

数据的描述性统计如表 3所示。20个省(市)的城乡收入比在2013—2017年最小值为1.845，最大值为3.556，部分省份存在较大的城乡收入差距。从征地价格扭曲数据来看，均值为0.947，意味着征地补偿标准与土地交易价格之比较低。从城乡教育比来看，最小值为1.147，最大值为1.585，表明部分省份城乡教育差距较大。从土地财政来看，最小值为0.017，最大值为0.132，表明各省份土地财政依赖不一，部分省份几乎不存在土地财政，而部分省份土地财政比较严重。地级市数据根据各地级市《统计年鉴》整理而得。

表  3  描述性统计

变量名	指标说明	样本量	均值	标准差	最小值	最大值
城乡收入比	省级	100	2.571	0.371	1.845	3.556
泰尔指数	省级	100	0.089	0.037	0.020	0.188
征地价格扭曲	省级	100	0.947	0.031	0.804	0.997
征地价格扭曲2	省级	100	0.903	0.058	0.631	0.994
城市化率	省级	100	0.585	0.118	0.401	0.896
产业结构合理化指数	省级	100	0.941	0.324	0.256	1.836
城乡教育比	省级	100	1.363	0.084	1.147	1.585
数字普惠金融指数	省级	100	215.607	45.573	128.39	336.651
土地财政	省级	100	0.054	0.024	0.017	0.132
城乡收入比	地级市	345	2.346	0.394	1.512	3.418
征地价格扭曲)	地级市	378	0.913	0.065	0.325	1.000
人均GDP/万元	地级市	362	5.393	3.934	1.009	29.048
人口自然增长率	地级市	360	9.424	5.843	4.6	38.8
第一产业增加值占比	地级市	362	11.491	6.491	0.340	31.330
教育支出占比	地级市	362	0.185	0.041	0.014	0.292

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五.   实证结果

一   基准回归

为降低异方差的干扰，本文将所有变量取自然对数，同时使用稳健标准误。征地价格扭曲对城乡收入差距的基准回归结果如表 4所示。经过Hausman检验，在5%的显著性水平下选择了固定效应模型。本文采用逐步回归法逐渐加入控制变量。从模型(1)—(4)的结果来看，依次加入控制变量后，ln征地价格扭曲对ln城乡收入比的系数在10%或者5%的水平上显著为正，即征地价格扭曲的变动会引起城乡收入比的同方向变动，征地价格扭曲程度提高会拉大城乡收入差距。从控制变量的结果来看，在模型(1)—(3)中ln城市化率在1%的水平上显著为负，符合预期，模型(4)不显著，可能的原因是与数字普惠金融发展存在高度相关(共线性)；ln城乡教育比始终在1%的水平上显著性为正，表明城乡教育差距会拉大城乡收入差距，与预期相符；ln数字普惠金融指数的系数在1%的水平上显著为负，表明数字普惠金融的发展有利于缩小城乡收入差距，也与预期相符合。从ln征地价格扭曲的系数大小来看，模型(1)—(4)逐渐加入控制变量后并未发生较大的数值变化，说明结果具有一定的稳健性。

表  4  基准回归

模型编号	(1)	(2)	(3)	(4)
ln征地价格扭曲	0.122*	0.134**	0.113*	0.106**
	(0.059 5)	(0.058 6)	(0.060 7)	(0.052 5)
ln城市化率	-0.371***	-0.305***	-0.321***	-0.077 6
	(0.055 8)	(0.064 8)	(0.060 8)	(0.066 3)
ln产业结构合理化指数		0.061 6***	0.049 2***	0.008 73
		(0.019 5)	(0.015 7)	(0.013 9)
ln城乡教育比			0.083 4***	0.061 7***
			(0.017 1)	(0.014 5)
ln数字普惠金融指数				-0.055 5***
				(0.010 7)
_cons	0.735***	0.780***	0.743***	1.176***
	(0.028 8)	(0.035 9)	(0.035 3)	(0.083 3)
N	100	100	100	100
R2_w	0.613	0.664	0.715	0.781
注：括号内的是聚类到省级层面的稳健标准误，*表示对应的伴随概率P < 10%，**表示对应的伴随概率P < 5%，***表示对应的伴随概率P < 1%。下表同。

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二   稳健性分析

本文将城乡收入比替换成泰尔指数作为被解释变量，使用ln征地价格扭曲2为核心解释变量，同时使用固定效应模型和随机效应模型进行稳健性分析，结果如表 5所示。模型(1)—(3)是固定效应模型，模型(4)—(6)是对应的随机效应模型。从模型(1)—(3)的结果来看，替换了被解释变量或征地价格扭曲2后，核心解释变量的系数都在10%的显著性水平下显著为正；模型(4)—(6)为模型(1)—(3)对应的随机效应模型，其征地价格扭曲的系数都在10%的显著性水平下显著为正，数值略高于固定效应模型的系数。可见，征地价格扭曲的提高会拉大城乡收入差距的结论具有稳健性。

表  5  稳健性分析1：变换变量

模型编号	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
被解释变量	ln泰尔指数	ln泰尔指数	ln城乡收入比	ln泰尔指数	ln泰尔指数	ln城乡收入比
ln征地价格扭曲	0.346**			0.409**
	(0.147)			(0.195)
ln征地价格扭曲2		0.169**	0.047 4*		0.204**	0.050 3*
		(0.065 2)	(0.026 5)		(0.084 8)	(0.026 5)
ln城市化率	-0.885**	-0.892**	-0.077 6	-1.392***	-1.398***	-0.147**
	(0.372)	(0.372)	(0.066 4)	(0.392)	(0.392)	(0.073 8)
ln产业结构合理化指数	-0.125	-0.124	0.008 8	-0.011 7	-0.011 3	0.025 6**
	(0.074 3)	(0.074 7)	(0.013 8)	(0.064 7)	(0.065 1)	(0.012 9)
ln城乡教育比	0.033 3	0.035 6	0.062 6***	0.072 4	0.074 6	0.068 9***
	(0.047 6)	(0.047 7)	(0.014 5)	(0.053 3)	(0.053 9)	(0.015 4)
ln数字普惠金融指数	-0.136**	-0.135**	-0.055 3***	-0.031 2	-0.031 0	-0.040 6***
	(0.050 3)	(0.050 1)	(0.010 6)	(0.053 3)	(0.053 2)	(0.011 3)
_cons	-2.304***	-2.313***	1.174***	-3.140***	-3.146***	1.057***
	(0.468)	(0.467)	(0.083 1)	(0.527)	(0.527)	(0.095 9)
N	100	100	100	100	100	100
R2_w	0.841	0.842	0.780	0.819	0.820	0.774
R2_o	0.634	0.638	0.391	0.778	0.778	0.466
注：随机效应模型的R2看R2_overall(R2_o)，固定效应模型的R2看R2_within(R2_w), 下表同。将城乡收入比替换成城乡消费比，结果一致。

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本文用安徽、广东、江西、河北、山东、云南和内蒙古7个省(自治区)的地级市级数据作进一步稳健性分析，结果如表 6所示。鉴于地级市数据的可获得性，控制变量与省级的控制变量不一致。模型(1)—(6)的结果中征地价格扭曲的系数都显著为正，即征地价格扭曲程度的提高会拉大城乡收入比。

表  6  稳健性分析2：地级市数据

模型编号	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
征地价格扭曲	0.458***	0.464***	0.407***	0.598**	0.612**	0.505***
	(0.163)	(0.167)	(0.132)	(0.228)	(0.230)	(0.179)
人均GDP	-0.009 87	0.000 745		-0.009 51	0.000 943
	(0.017 3)	(0.010 7)		(0.019 3)	(0.011 6)
人口自然增长率	-0.002 05*	-0.001 67		-0.003 19*	-0.002 57
	(0.001 22)	(0.001 17)		(0.001 64)	(0.001 54)
第一产业增加值占比		0.049 0***				0.051 1***
		(0.008 39)				(0.009 28)
教育支出占比		1.568***				1.721***
		(0.457)				(0.552)
_cons	1.925***	1.990***	1.118***	1.831***	1.891***	0.948***
	(0.150)	(0.179)	(0.169)	(0.210)	(0.223)	(0.202)
N	328	326	326	224	224	224
R2_w	0.024 7	0.037 7	0.242	0.029 4	0.048 1	0.269
注：括号内的是聚类到市的稳健标准误; (1)—(3)列是非平衡面板(91个市)，(4)—(6)列是平衡面板(56个市)，本研究所涉及城市列表备索；变量取对数的结果一致。

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三   内生性分析

基准模型中可能存在遗漏变量带来的内生性问题。由于农用地转为非农用地必须经过国家征收，行政权力对土地资源配置起着绝对控制和支配作用，地方官员可能会采取多种手段设租寻租^[29]，诱导了土地违法和腐败^[30-31]，以致不少落马贪官涉嫌土地腐败，土地与国企改制、重大工程并列，成为滋生腐败的三大温床^[32]。相关研究中，李力行等采用坡度低于15°的土地比例和市委书记任期作为土地资源错配程度的工具变量^[33]；张少辉和余泳泽用与地形相关的土地坡度均值(与个体相关)及各地市经济增长目标(随时间变化)的交互项作为地方土地出让收入的工具变量^[34]，这种使用一个不随时间变化的严格外生变量与随时间变化的较强相关性变量的交互项作为工具变量是比较常见的。仅用《中国检察年鉴》的职务犯罪案件数作为征地价格扭曲的工具变量，符合工具变量的相关性要求，但存在外生性不足的问题。考虑到案件的立案与实际腐败时间有滞后，本文采用职务犯罪案件数的滞后一阶与河流长度^⑤的交互项作为工具变量。征地补偿标准要根据农地的性质来划分，水田、菜地等的补偿标准高，而旱地等补偿标准低，但有些省份并未划分这么具体，这样就会使被征地农民遭受损失。农地的性质与河流密切相关，若该地区水资源丰富，水田等农地占比就较大。河流长度是严格的外生变量，用河流长度与职务犯罪案件数的滞后一阶相乘可以增强工具变量的外生性。工具变量法的结果如表 7所示。不可识别检验的KP-LM值为2.98，在10%的显著性水平上拒绝不可识别的原假设。弱工具变量检验的CD-Wald-F值为13.142，表明工具变量与核心解释变量具有较强的相关性。使用工具变量法后，ln征地价格扭曲在5%的水平上显著为正，说明基准回归结果具有稳健性。

表  7  内生性检验

	ln城乡收入比
ln征地价格扭曲	0.616**
	(0.302)
ln城市化率	-0.185**
	(0.0876)
ln产业结构合理化指数	0.0175
	(0.0168)
ln城乡教育比	0.0500***
	(0.0190)
ln数字普惠金融指数	-0.0532***
	(0.0111)
N	100
R2_w	0.595
Kleibergen-Paaprk LM statistic	2.98*
Cragg-Donald Wald F statistic	13.142

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六.   机制分析

一   征地价格扭曲会提高土地财政依赖度

一些地方政府为了维持地方财政支出，依靠出让土地使用权获得收入来满足地方财政支出需求，同时避免财政赤字。《中华人民共和国预算法》等法律规定地方政府不允许出现财政赤字，同时《土地管理法》和国务院要求逐步提高征地补偿标准，不得降低征地补偿标准，那么地方政府要获得额外的收入来弥补财政支出，往往会提高土地出让价格。部分省份未能按照要求每2—3年调整补偿标准，变相降低了征地成本，侵害了被征地农民(村)的经济利益。土地出让价格提高、征地补偿标准调整慢加剧了征地价格扭曲，导致土地财政依赖度提高。或者说，地方政府为了获得更多的卖地收入(相当于土地财政依赖度提高)，会通过加剧征地价格扭曲或卖更多土地来实现其目的。征地价格扭曲会加剧土地财政依赖的回归结果如表 8所示。基准回归中的城乡收入比的统计口径在2013年发生变化，为了与上文保持一致，模型(1)的时间跨度为2013—2017年。笔者收集到的征地补偿标准数据的统一时间跨度为2010—2017年，模型(2)的时间跨度为2010—2017年，可以用作稳健性分析。从模型(1)和模型(2)的结果来看，征地价格扭曲程度提高会使土地财政依赖度提高。虽然土地财政对经济发展有一定的正面作用，但是从收入分配的角度看，土地财政的结果是将土地增值收益大部分投向了城市发展，用于农村的支出较少，造成城乡发展不平衡，城乡收入差距拉大。

表  8  机制1：征地价格扭曲与土地财政

	(1)	(2)
ln征地扭曲	8.045*	7.453**
	(3.925)	(3.052)
ln城市化率	1.021	-2.437
	(2.423)	(1.521)
ln产业结构合理化指数	-0.125	0.401
	(0.530)	(0.420)
ln城乡教育比	0.435	0.612
	(0.598)	(0.611)
ln数字普惠金融指数	-1.014*	-0.00206
	(0.494)	(0.114)
_cons	3.265	-4.099**
	(4.088)	(1.450)
N	100	140
R2_w	0.367	0.305

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二   征地价格扭曲会影响城镇收入差距

征地价格扭曲导致房价上涨，引起居民财富差距拉大，同时导致财产性收入差距拉大，恶化了城镇的收入分配格局。本文使用城镇居民收入基尼系数、城镇高收入与低收入之比、城镇中收入与低收入之比和相对贫困作为被解释变量，基于式(Ⅱ)考察征地价格扭曲对收入分配的影响，结果如表 9所示。模型(1)—(3)中ln征地价格扭曲的系数均在5%的水平下显著为正，表明征地价格扭曲的加剧会恶化城镇收入分配。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》指出要扩大中等收入群体。扩大中等收入群体规模，形成中间大、两头小的橄榄形分配结构，是推动共同富裕实现的重要环节。而征地价格扭曲不利于我国城镇扩大中等收入群体、增加低收入人群收入，阻碍了共同富裕的实现。

表  9  征地价格扭曲与城镇收入差距

	(1)	(2)	(3)
被解释变量	ln基尼系数	ln城镇高收入与低收入之比	ln城镇中收入与低收入之比
ln征地价格扭曲	0.671**	1.449**	1.312***
	(0.237)	(0.649)	(0.315)
ln城市化率	1.181***	2.735**	0.491
	(0.332)	(0.965)	(0.562)
ln产业结构合理化指数	0.056 8	0.181	0.019 0
	(0.058 0)	(0.181)	(0.092 8)
ln城乡教育比	0.039 6	-0.168	-0.165
	(0.090 0)	(0.158)	(0.117)
ln数字普惠金融指数	-0.245***	-0.389***	-0.005 83
	(0.040 2)	(0.116)	(0.091 1)
_cons	0.785*	5.423***	1.274
	(0.393)	(1.131)	(0.793)
N	85	74	74
R2_w	0.373	0.350	0.430
注：由于部分年份和部分省份的数据缺失，上述是非平衡面板数据。剔除缺失省份的平衡面板数据的结果与表格一致，限于篇幅，备索。

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七.   征地补偿标准和土地增值收益分配

我国征地补偿标准低的根本原因在于农村土地不具有发展权，或者说农村土地发展权归政府所有。稳步推进城乡土地要素市场化改革^[35]，是限制地方政府土地财政依赖、提高资源配置的有效途径。在农村土地发展权归政府所有的背景下，征地补偿标准多高才合理，目前尚无准确的结论。但征地补偿标准与土地出让价格相比若是降低的，即征地补偿占土地出让价格的比重降低，农民的收益就相对受到了损失。造成征地补偿标准占土地出让价格比重低的主要原因，并不是征地补偿标准调整幅度不高，而是征地补偿标准调整慢。地方政府每次调整征地补偿标准都有较大幅度的提高，超过物价水平的上涨，平均涨幅与存款利率相近。征地补偿标准调整慢，意味着调整周期内被征地农户是遭受了损失的(通货膨胀)，调整得越慢，损失程度越高。2021年6月4日，财政部、自然资源部、税务总局、人民银行联合发布《关于将国有土地使用权出让收入、矿产资源专项收入、海域使用金、无居民海岛使用金四项政府非税收入划转税务部门征收有关问题的通知》(简称《通知》)。国有土地出让金由税务部门征收，是一个好的改革方向。但征地补偿标准及时并适度调整，才能直接惠及被征地农民。

本研究表明，征地价格扭曲会通过土地财政扩大城乡收入差距，恶化城市收入分配格局，其重要原因是地方政府将更多的土地增值收益用于城市而非农村。2020年中央发布《意见》，要求到“十四五”期末，地方土地出让收益用于农业农村比例达到50%以上，意味着土地出让收益不再更多地用于城市发展，而是优先用于农村发展。在这样的背景之下，土地财政并不一定会导致城乡收入差距扩大。此时，合理地调整土地出让收益的支出结构是促进农村充分发展的关键。将土地收益中的一部分用作农村社会保障基金，将有利于农村的长期稳定。土地增值收益除了土地出让收益，还包括企业购买土地后的增值收益。房地产企业和金融机构分享了其中大部分收益^[36]。从平均利润率看，2015—2018年，房地产开发企业的营业利润由0.6万亿元逐年增加至1.9万亿元，增速由0.4%逐年大幅扩大至58.1%，平均利润率由8.8%逐年升至16.4%。2014—2019年，房地产贷款余额由17.4万亿元逐年增加至44.4万亿元，占金融机构人民币各项贷款余额比重由21.3%逐年升至29.0%。对此，可以通过税收的方式进行调节，抑制房地产和金融机构获取过多的利益分配以及居民“炒房”行为，有利于我国降低房价和促使金融资源更好地服务实体经济。

八.   结论与政策建议

本文得到三点主要结论：第一，征地补偿标准调整慢，变相降低了征地成本，严重制约了农民财产性收入的增长，损害了农民的经济利益，且调整时间越长，被征地农民遭受的损失就越多；第二，征地价格扭曲的加剧，会拉大城乡收入差距，征地价格扭曲每降低1%，城乡收入比降低0.616%；第三，征地价格扭曲会恶化城镇收入分配结构，不利于扩大中等收入群体。征地价格扭曲通过影响城乡收入差距、农村发展不充分以及城镇内部收入差距这三个方面最终影响共同富裕的实现。本研究对推动乡村振兴战略的有效实施和共同富裕的实质性推进具有重要的启示作用。

党的十九届五中全会提出，全面建成小康社会、实现第一个百年奋斗目标之后，我国开启全面建设社会主义现代化国家新征程、向第二个百年奋斗目标进军，这标志着我国进入了一个新的发展阶段。共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征，在我国农业、农村和农民为工业和城市发展作出巨大贡献以及城乡融合的双重背景下，征地价格扭曲本质上成为“价格剪刀差”的一种延续，不利于共同富裕的推进，亟待改革。本文提出四点政策建议。

第一，建立合理的征地补偿机制。推动征地补偿价格的市场化生成，同时提高农民在征地补偿水平确定中的参与度，比如定期举办听证会来收集和听取农民关于征地补偿的意见和反馈，适度适时缩小征地补偿价格与出让土地价格的差距，切实保障农民获得合理公平的土地权益，提高征地农民的满意度。

第二，积极推进农村集体经营性建设用地入市改革，提高农民土地增值收益分享比例。农村集体经营性建设用地入市，既有利于增加农民的土地财产权利，让农村资源要素活起来，也可为乡村产业发展、农民返乡创业创新提供土地支撑。政府可支持各地发展各具特色的现代乡村富民产业，并通过完善利益联结机制，如农户土地经营权入股等方式，将“资源变资产、资金变股金、农民变股东”，让农民更多分享产业增值收益，改变以往对农村土地“一征了之、一补了之”的做法，赋予农民更多的财产权利。

第三，调整财政政策方向，将重点放在保护失业者、低收入者和稳住最终需求而非盲目扩大政府投资上，相时而动增加廉租房、公租房和保障性住房供给。随着房地产市场步入调整周期，“去库存化压力”不断加剧，加之住房和土地需求不断下降，土地财政难以为继。政府可在此时收购适用的滞销房产，转为廉租房和公租房，并通过政府采购扩大保障性住房建设，满足城镇低收入和中下收入居民的居住需要，降低由征地价格扭曲带来的土地财政依赖度加剧进而产生的助推房价和拉大城镇居民财富差距效应，从而缩小城镇居民内部收入差距，推动共同富裕。

第四，加强农民土地权益的政策宣传和法律保障。一方面通过政策宣传，让农民对自身所拥有的土地权益有更加清晰明确的认识；另一方面通过加强和完善农村土地确权、登记、发证等法律保障工作，让农民在土地财产权益受到侵害时，不仅能够意识到，还能有法可依、有法可循，通过法律途径维护自己的财产权益。

① 笔者在收集征地补偿标准数据时也留意了相关的政民互动(政府留言)情况，发现部分省份的留言反映该省份未按照要求做到2—3年调整一次征地补偿标准。现在相关留言已被删除，链接已经失效，笔者保留了个别截图，备索。

②本文中国有土地使用权出让收益=国有土地使用权出让金-拿地成本。

③用在农村的主要是农村基础设施建设支出和补助被征地农民支出这两大部分，其中，农村支出占比1=(农村基础设施建设支出)/(国有土地使用权出让金支出-征地和拆迁补偿支出)；农村支出占比2=(农村基础设施建设支出+补助被征地农民支出)/(国有土地使用权出让金支出-征地和拆迁补偿支出)。

④安徽、广西、河北、河南、福建、甘肃、广东、海南、湖北、江西、辽宁、内蒙古、山东、山西、陕西、云南、浙江、重庆、上海、天津。

⑤各省河流长度在时间上是不变的，固定效应模型不能单用其为工具变量。