農(nóng)地確權(quán)如何影響投資激勵(lì)

胡新艷 陳小知 王夢(mèng)婷

(華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

新一輪農(nóng)地“確權(quán)登記頒證”從法律制度層面正式化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)，是建立安全產(chǎn)權(quán)的重要途徑。但是農(nóng)地確權(quán)是否引起投資激勵(lì)、如何引起投資激勵(lì)，不僅在理論分析方面存在爭(zhēng)議和分歧，而且兩者關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果并未取得一致結(jié)論，更缺乏文獻(xiàn)將確權(quán)投資激勵(lì)效應(yīng)的多重作用路徑進(jìn)行區(qū)分并全部納入實(shí)證驗(yàn)證中。鑒于此，本文以我國(guó)新一輪農(nóng)地確權(quán)為背景，將確權(quán)通過收益保障、貸款可得性、農(nóng)地流轉(zhuǎn)進(jìn)而影響投資激勵(lì)的三條作用路徑納入實(shí)證檢驗(yàn)框架中，全面分析確權(quán)對(duì)農(nóng)地投資激勵(lì)的影響機(jī)制，由此避免建立單線因果關(guān)系而掩蓋實(shí)踐本身的復(fù)雜性，進(jìn)而明確回答：確權(quán)引致的投資激勵(lì)效應(yīng)中，多少是源于產(chǎn)權(quán)安全的收益保障效應(yīng)，多少是源于確權(quán)促進(jìn)貸款可得性，多少是源于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的要素交易效應(yīng)。本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)在于：以農(nóng)地確權(quán)對(duì)投資激勵(lì)的主要影響機(jī)制為著眼點(diǎn)，結(jié)合中介路徑分析方法，驗(yàn)證分析了確權(quán)與農(nóng)地投資激勵(lì)三條作用路徑的顯著性及其作用程度，進(jìn)而提出相應(yīng)的投資激勵(lì)政策。

一、農(nóng)地確權(quán)與投資激勵(lì)：基于文獻(xiàn)的梳理

主流文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)產(chǎn)權(quán)制度對(duì)發(fā)展的重要意義(North et al.，1973)，且其刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要途徑是激勵(lì)投資。隨著發(fā)展中國(guó)家農(nóng)地確權(quán)工作的開展，已有大量文獻(xiàn)從理論或?qū)嵶C角度對(duì)農(nóng)地確權(quán)的投資激勵(lì)效應(yīng)進(jìn)行了分析。

(一)產(chǎn)權(quán)安全效應(yīng)：確權(quán)—收益保障—投資激勵(lì)

從產(chǎn)權(quán)安全效應(yīng)出發(fā)分析農(nóng)地投資激勵(lì)行為，最經(jīng)典的解釋源自Besley(1995)，其認(rèn)為，不穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度相當(dāng)于對(duì)農(nóng)戶征收隨機(jī)稅，會(huì)降低其投資積極性。因?yàn)榈貦?quán)越不穩(wěn)定，意味著在不可預(yù)見的將來，農(nóng)戶的部分土地可能被分給其他人，這會(huì)一同帶走他們?cè)谕恋厣系闹虚L(zhǎng)期投資，那部分被侵占的投資收益相當(dāng)于對(duì)農(nóng)戶被征收了隨機(jī)稅，會(huì)抑制農(nóng)戶的投資行為，甚至帶來土地掠奪式利用、破壞地力、降低土地產(chǎn)出等一系列后果(Banerjee et al.，2008)。與之相反，穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)能夠保護(hù)資產(chǎn)擁有者的未來收益不受其他人剝奪，強(qiáng)化對(duì)未來收益的穩(wěn)定預(yù)期，由此激發(fā)農(nóng)戶長(zhǎng)期資本投資動(dòng)機(jī)，促進(jìn)投資及資本形成。從上述分析中可以看出，產(chǎn)權(quán)安全效應(yīng)形成的是“確權(quán)—收益保障—投資激勵(lì)”作用路徑。

在實(shí)證研究上，主流文獻(xiàn)關(guān)注確權(quán)對(duì)農(nóng)地投資的激勵(lì)效應(yīng)；在驗(yàn)證路徑上，一般直接采用農(nóng)戶是否擁有產(chǎn)權(quán)證書或承包經(jīng)營(yíng)合同證書來衡量確權(quán)，進(jìn)而觀察其對(duì)投資行為的影響。Alston et al.(1996)、黃季焜等(2012)驗(yàn)證了兩個(gè)變量之間的正向促進(jìn)關(guān)系，指出確權(quán)能夠增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)投資收益的穩(wěn)定預(yù)期，從而促進(jìn)農(nóng)地投資。其實(shí)，在其理論解釋中，“對(duì)投資收益的穩(wěn)定預(yù)期”暗含了將確權(quán)政策轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶主觀認(rèn)知的收益保障效應(yīng)這一前提條件。也就是說，農(nóng)地確權(quán)必須轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性帶來的預(yù)期收益保障的認(rèn)知，才能激勵(lì)農(nóng)戶投資。這表明，與法律層面的產(chǎn)權(quán)安全性相比，人們對(duì)產(chǎn)權(quán)安全性的主觀感知是決定其投資經(jīng)營(yíng)決策的關(guān)鍵(Broegaard，2010)。從這一角度看，在農(nóng)地確權(quán)的法律賦權(quán)政策下，選擇農(nóng)戶層面對(duì)農(nóng)地投資收益保障的感知作為中間變量，則可以直接對(duì)“確權(quán)—收益保障—投資激勵(lì)”作用路徑進(jìn)行驗(yàn)證。

也有文獻(xiàn)提出農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)地投資并無顯著聯(lián)系(鐘甫寧 等，2009；Braselle et al.，2002)，兩者之間存在其他重要影響因素。需要指出的是，確權(quán)不僅通過收益保障效應(yīng)作用于投資激勵(lì)，也會(huì)通過促進(jìn)資金借貸、農(nóng)地流轉(zhuǎn)等要素交易行為影響農(nóng)地投資。但這些作用路徑一般并未被全部納入“確權(quán)—投資激勵(lì)”的分析框架中。

(二)要素交易效應(yīng)Ⅰ：確權(quán)—貸款可得性—投資激勵(lì)

激勵(lì)投資行為不僅要求有保障的產(chǎn)權(quán)，也需要產(chǎn)權(quán)充當(dāng)?shù)盅何镞M(jìn)入資本市場(chǎng)，為農(nóng)戶生產(chǎn)投資提供重要的資金來源(胡方勇，2009)。信貸約束是制約農(nóng)戶生產(chǎn)投資的一個(gè)關(guān)鍵因素(譚焱良 等，2012)，而造成農(nóng)戶面臨信貸約束的一個(gè)重要原因是缺乏有效抵押物。這意味著，農(nóng)地投資行為與農(nóng)地抵押貸款的可得性密切相關(guān)。

理論上而言，以法律制度方式正式化土地產(chǎn)權(quán)，使得土地資產(chǎn)能進(jìn)入到正規(guī)表述的制度體系中，有利于提供金融機(jī)構(gòu)貸款所需的有效抵押擔(dān)保品(索托，2007)。與此同時(shí)，確權(quán)后的土地作為有“可見標(biāo)志”的資產(chǎn)，能成為資產(chǎn)所有者的信譽(yù)證明，改善信息流動(dòng)，從而刺激信譽(yù)擴(kuò)展和信任體系的建立，緩解農(nóng)戶在生產(chǎn)投資過程中的信貸約束，促進(jìn)投資，由此形成“確權(quán)—貸款可得性—投資激勵(lì)”的作用路徑。

但是已有實(shí)證研究并未沿著“確權(quán)—貸款可得性—投資激勵(lì)”的邏輯進(jìn)行正面回應(yīng)并驗(yàn)證：既有研究要么驗(yàn)證農(nóng)地確權(quán)對(duì)貸款可得性的影響，要么分析貸款可得性對(duì)投資行為的影響，而且經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論并未達(dá)成一致。關(guān)于確權(quán)對(duì)貸款可得性的研究，國(guó)外的主流觀點(diǎn)是正式的土地法律文件會(huì)明顯提高農(nóng)戶將土地作為抵押物獲得貸款的可能性以及貸款規(guī)模，因此對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展具有長(zhǎng)期正向的影響(Beekman et al.，2012；Routray et al.，1995)。國(guó)內(nèi)研究中，米運(yùn)生等(2015)得出了類似的結(jié)論，認(rèn)為農(nóng)地確權(quán)有利于促進(jìn)人際信任轉(zhuǎn)向制度信任，降低地權(quán)抵押風(fēng)險(xiǎn)，使得土地更易成為被金融機(jī)構(gòu)所接受的有效抵押品，提高農(nóng)戶的貸款可得性。但是鐘甫寧等(2009)指出，由于農(nóng)戶土地規(guī)模小、農(nóng)業(yè)用地價(jià)值低，即使進(jìn)行土地確權(quán)，金融機(jī)構(gòu)也不愿意接受農(nóng)地作為貸款抵押物。關(guān)于貸款可得性與投資行為之間的研究，普遍認(rèn)為資金借貸對(duì)農(nóng)戶投資有正向影響，兩者存在很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系(林毅夫，2000；劉承芳 等，2002)。

(三)要素交易效應(yīng)Ⅱ：確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)

假定資金或其他投入要素的供給不受約束，過小的農(nóng)場(chǎng)規(guī)模使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本邊際生產(chǎn)率很低，因此土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模小被認(rèn)為是妨礙和抑制投資的重要因素(林毅夫，1994)。依此邏輯，可以預(yù)期：如果確權(quán)能夠促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)集中，那么投資會(huì)出現(xiàn)擴(kuò)張的趨勢(shì)。

理論上而言，確權(quán)以法律制度方式明晰地界定農(nóng)地產(chǎn)權(quán)主體、權(quán)利范圍和內(nèi)容等，使得在農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易過程中，產(chǎn)權(quán)制度將“作為個(gè)體行動(dòng)空間限制模型”而存在，一方面約束了行動(dòng)者的行為選擇，另一方面使行動(dòng)者的行為具有可預(yù)測(cè)性(諾斯，2008)，從而降低交易的不確定性和交易成本，促進(jìn)交易。此外，更清晰的產(chǎn)權(quán)界定，使得“誰是侵權(quán)者”更容易被發(fā)現(xiàn)并受到制裁，侵權(quán)機(jī)會(huì)成本的上升有利于規(guī)范雙方交易行為，減少交易的糾紛與爭(zhēng)議，由此保障產(chǎn)權(quán)本身及其交易安全性?？梢?，從產(chǎn)權(quán)理論角度，確權(quán)建構(gòu)起“秩序觀念”的約束規(guī)則體系，能緩解因產(chǎn)權(quán)模糊所導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易滯后的問題，促進(jìn)土地市場(chǎng)發(fā)育；進(jìn)一步地，通過土地市場(chǎng)解決土地分配的暫時(shí)無效率，可以將土地資源集中到更有能力的投資經(jīng)營(yíng)主體手中，從而促進(jìn)農(nóng)地投資(吉登艷 等，2014；姚洋，1998)。上述的作用機(jī)理可以總結(jié)為“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)”。

但是“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)”作用路徑也未得到全面的實(shí)證驗(yàn)證。已有研究重點(diǎn)關(guān)注了確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，部分研究分析了農(nóng)地流轉(zhuǎn)與投資的關(guān)系。程令國(guó)等(2016)、Deininger et al.(2005)對(duì)我國(guó)的研究表明，確權(quán)頒證在減少交易成本、增加產(chǎn)權(quán)權(quán)利價(jià)值、促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)等方面發(fā)揮了作用。但是，也有實(shí)證研究表明，確權(quán)對(duì)目前的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為并沒有顯著效果(胡新艷 等，2016b)，甚至存在抑制作用(林文聲 等，2016)。關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)農(nóng)地投資行為的影響，有研究表明，農(nóng)地規(guī)模小確實(shí)限制了農(nóng)民對(duì)農(nóng)地的投資(朱民 等，1997)，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入比例越高，土地投入也越大(葉劍平 等，2010)。同時(shí)也有研究指出，農(nóng)地流轉(zhuǎn)在一定程度上對(duì)投資激勵(lì)沒有促進(jìn)作用(龍?jiān)?等，2016)，甚至可能不利于激勵(lì)農(nóng)戶在現(xiàn)期增加對(duì)轉(zhuǎn)入土地的長(zhǎng)期投資(郜亮亮 等，2011)?？傊壳叭狈⒋_權(quán)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)和投資激勵(lì)三者結(jié)合起來的實(shí)證研究。

從上述確權(quán)與投資激勵(lì)之間的作用機(jī)理看，收益保障、貸款可得性和農(nóng)地流轉(zhuǎn)是影響確權(quán)與投資間關(guān)系的三個(gè)中間變量。在這種情形下，以中介變量為通道來研究是恰當(dāng)?shù)?。但既有研究確權(quán)與投資的文獻(xiàn)一般僅在理論機(jī)理分析中提及這些作用路徑， 在實(shí)證研究中未沿著“確權(quán)—收益保障—投資激勵(lì)”、“確權(quán)—貸款可得性—投資激勵(lì)”和“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)”三條作用路徑的理論邏輯進(jìn)行正面回應(yīng)。鑒于此，本文結(jié)合中介路徑分析方法，將確權(quán)投資激勵(lì)效應(yīng)的多重作用路徑進(jìn)行區(qū)分，并全部納入到實(shí)證驗(yàn)證框架中(見圖1)。

圖1農(nóng)地確權(quán)與投資激勵(lì)效應(yīng)分析框架

二、數(shù)據(jù)、模型與實(shí)證結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于課題組2014年12月至2015年4月對(duì)我國(guó)9省區(qū)農(nóng)戶的抽樣調(diào)查。抽樣區(qū)域根據(jù)31個(gè)省市區(qū)資源社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征指標(biāo)進(jìn)行聚類分區(qū)，同時(shí)考慮到七大地理分區(qū)特征，最終按照分區(qū)的五個(gè)類型選定廣東、貴州、河南、江蘇、江西、遼寧、寧夏、山西、四川9省區(qū)展開調(diào)查，共調(diào)查了54個(gè)縣的338個(gè)鎮(zhèn)的528個(gè)村。在調(diào)查地點(diǎn)選擇上，所選鄉(xiāng)鎮(zhèn)兼具已完成確權(quán)試點(diǎn)村和未完成確權(quán)試點(diǎn)村，對(duì)兩類村組的農(nóng)戶進(jìn)行等比例抽樣，以保證兩類農(nóng)戶對(duì)比分析時(shí)的匹配性。選擇在春節(jié)期間調(diào)查是考慮到春節(jié)有大量農(nóng)民工返鄉(xiāng)，有利于獲得對(duì)新一輪土地確權(quán)有更清晰了解和認(rèn)識(shí)的被調(diào)查者，以盡量保證調(diào)查信息的準(zhǔn)確性。共發(fā)放問卷2880份，回收問卷2779份，有效問卷2704份，問卷有效率為93.9%。

(二)變量設(shè)定

被解釋變量：農(nóng)地投資意愿?？紤]到農(nóng)地投資類型多樣，不同農(nóng)戶的農(nóng)地投資類型不同，難以歸類加總。因此采用投資意愿作為被解釋變量，將之區(qū)分為“很不同意”至“非常同意”五個(gè)等級(jí)，由此分析確權(quán)政策對(duì)其投資行為的影響趨勢(shì)。

核心解釋變量：農(nóng)地確權(quán)。已確權(quán)，賦值為1，否則賦值為0。農(nóng)地確權(quán)是政府推進(jìn)的政策，通常在村莊層面進(jìn)行落實(shí)，是村莊層面的變量。本文研究的是農(nóng)戶農(nóng)地投資意愿，村莊層面的變量對(duì)于個(gè)體農(nóng)戶來說是外生變量，由此將農(nóng)地確權(quán)視為外生變量。

中介變量：(1)收益保障。采用農(nóng)戶對(duì)承包地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度的主觀感知即“對(duì)承包的土地應(yīng)該屬于農(nóng)戶所有”的認(rèn)可程度來衡量，從“很不同意”到“非常同意”按五個(gè)等級(jí)順序排列。(2)貸款可得性。已有研究表明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)改革和農(nóng)地抵押可以緩解農(nóng)戶信貸約束，提高農(nóng)戶貸款可得性，增加農(nóng)業(yè)投資，從而提高農(nóng)戶收入水平(Besley et al.，2009)。在剔除需求壓抑因素的前提下，農(nóng)戶最為期待的融資渠道仍是農(nóng)村正規(guī)信貸(韓俊 等，2007)。所以選取農(nóng)戶是否從正式機(jī)構(gòu)獲得貸款來衡量貸款可得性，獲得賦值為1，否則賦值為0。(3)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。本文關(guān)注農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶的投資意愿，所以采用農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為進(jìn)行分析，有轉(zhuǎn)入行為賦值為1，否則賦值為0。

控制變量：不同行為決策的影響因素不同，但也并不排除可能存在相同的影響因素。中介分析需要對(duì)被解釋變量和中介變量進(jìn)行依次回歸，因此基于學(xué)術(shù)慣例和已有研究，對(duì)不同的回歸模型選擇不同的控制變量。模型中所有變量的選擇、賦值及描述統(tǒng)計(jì)值見表1(剔除了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入占比為0的樣本)。

表1 變量設(shè)置及其賦值表(樣本量N=2238)

(三)模型選擇

以往研究探討的多是僅存在一個(gè)中介變量的情況即簡(jiǎn)單中介效應(yīng)分析，本文所探討的主體存在收益保障、貸款可得性和農(nóng)地流轉(zhuǎn)三個(gè)中介變量，這種在自變量與因變量之間存在多個(gè)中介變量發(fā)生作用的情況被稱為多重中介模型(Taylor et al.，2008)。多重中介模型的分析結(jié)果更準(zhǔn)確、更具理論和實(shí)踐意義，不僅可以得到特定路徑的中介效應(yīng)大小及各自占總效應(yīng)的比例，而且可以對(duì)每條路徑進(jìn)行直觀對(duì)比(瞿小敏，2016)。已有研究發(fā)現(xiàn)對(duì)等級(jí)或分類變量直接采用線性回歸會(huì)導(dǎo)致中介效應(yīng)、標(biāo)準(zhǔn)誤低估以及置信區(qū)間對(duì)真值覆蓋比例偏低等問題(劉紅云 等，2013)，所以建議用Logistic回歸取代線性回歸。對(duì)于圖1所示的中介效應(yīng)模型，當(dāng)因變量為多個(gè)類別的等級(jí)變量時(shí)，應(yīng)該采用累積Logistic模型進(jìn)行回歸分析。

設(shè)因變量Y有K個(gè)等級(jí)，自變量為X，則有K-1個(gè)累積Logistic回歸模型。其中，當(dāng)Y>k(0

(1)

對(duì)任一類別k,LogitP是自變量X的線性函數(shù)，αk為方程的截距項(xiàng)，β為自變量的系數(shù)，e表示方程中的殘差。累積Logistic回歸模型嚴(yán)格遵循成比例發(fā)生比(Proportional Odds)假設(shè)，即自變量的回歸系數(shù)β與k無關(guān)。劉紅云等(2013)把累積Logistic回歸拓展到中介效應(yīng)的分析過程中，則圖1描述的中介效應(yīng)模型可以表示為：

(2)

Y″=Logit P(Y>k|

(3)

M=i3+aX+eM

(4)

其中，Y′和Y″表示被解釋變量投資意愿；X表示核心解釋變量農(nóng)地確權(quán)；M表示中介變量，分別為收益保障、貸款可得性和農(nóng)地流轉(zhuǎn)；系數(shù)c是核心自變量對(duì)被解釋變量的總效應(yīng)；系數(shù)a是核心自變量對(duì)中介變量的回歸系數(shù)；i1k、i2k、i3k為截距項(xiàng)；系數(shù)c′是加入中介變量后核心解釋變量對(duì)被解釋變量的回歸系數(shù)；系數(shù)b是中介變量對(duì)被解釋變量的回歸系數(shù)；e1、er和em是殘差項(xiàng)。

(四)實(shí)證結(jié)果與分析

1.回歸模型設(shè)置及其估計(jì)結(jié)果

基于前文的邏輯，分別建構(gòu)5個(gè)模型：模型1考察的是在控制其他變量后，確權(quán)對(duì)投資意愿的凈相關(guān)(即確權(quán)對(duì)投資意愿的總效應(yīng))；模型2、模型3和模型4分別是核心解釋變量對(duì)收益保障、貸款可得性和農(nóng)地流轉(zhuǎn)三個(gè)中介變量的回歸分析；模型5則是同時(shí)加入核心解釋變量和三個(gè)中介變量對(duì)投資意愿的回歸分析。運(yùn)用STATA軟件得出回歸分析的結(jié)果見表2。

表2 農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)戶農(nóng)地投資意愿的回歸分析

(續(xù)表2)

變量投資意愿收益保障貸款可得性農(nóng)地流轉(zhuǎn)投資意愿農(nóng)戶特征勞動(dòng)力總數(shù)-0．002(0．033)-0．101??(0．046)0．007(0．066)-0．174(0．162)0．008(0．034)家庭負(fù)擔(dān)比0．0194(0．187)-0．777???(0．246)0．916???(0．320)-0．821(0．986)0．025(0．189)總收入0．044(0．041)-0．149??(0．062)0．232???(0．078)0．160(0．236)0．041(0．041)農(nóng)業(yè)收入占比0．003??(0．001)-0．001(0．002)0．002(0．003)0．011(0．007)0．003??(0．001)是否大姓-0．048(0．077)0．256??(0．113)-0．244(0．151)-0．077(0．394)-0．062(0．077)親戚曾擔(dān)任村干部-0．210?(0．121)-0．287(0．202)-0．451??(0．229)-0．031(0．575)-0．214?(0．122)農(nóng)地調(diào)整經(jīng)歷-0．013(0．102)0．158(0．163)0．125(0．202)0．916??(0．417)-0．024(0．103)糧食作物銷售收入0．031(0．056)-0．228???(0．079)參加金融組織0．733(0．559)農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)價(jià)值0．106???(0．027)親朋好友數(shù)量0．425(0．377)-0．906?(0．501)土地資源稟賦經(jīng)營(yíng)地面積0．026???(0．004)0．003(0．006)0．029???(0．007)0．097???(0．036)0．022???(0．005)土壤肥力0．074(0．059)0．118(0．075)-0．168(0．108)-0．297(0．293)0．075(0．059)灌溉條件-0．024(0．051)0．072(0．068)0．191??(0．083)0．369(0．263)-0．031(0．051)實(shí)際租金-0．161??(0．063)其他農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施滿意度0．045(0．053)農(nóng)業(yè)貸款政策滿意度-0．011(0．071)農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策滿意度0．005(0．244)中介變量收益保障0．132???(0．040)貸款可得性0．202??(0．096)農(nóng)地流轉(zhuǎn)0．259??(0．120)Constantcut1-2．272???(0．35)-3．321???(0．739)-1．704???(0．384)Constantcut2-0．716??(0．349)-1．837???(0．703)-0．146(0．383)Constantcut30．703??(0．351)-0．540(0．697)1．279???(0．385)Constantcut42．065???(0．355)1．048(0．694)2．651???(0．389)Constant-0．644(0．964)-2．127(2．204)

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的置信區(qū)間上顯著；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。Constant cut為分界點(diǎn)的臨界值。

2.三條作用路徑的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)及其顯著性檢驗(yàn)

根據(jù)上述回歸結(jié)果，通過標(biāo)準(zhǔn)化轉(zhuǎn)換實(shí)現(xiàn)回歸系數(shù)的等量尺化(MacKinnon et al.，1993)，得到三個(gè)中介變量在確權(quán)和投資意愿之間的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)(見表3)。

表3 三個(gè)中介變量在確權(quán)和投資意愿之間的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)

從表3可以看出，確權(quán)對(duì)投資意愿的總效應(yīng)為0.052，且在5%的水平上顯著。確權(quán)對(duì)中介變量收益保障、貸款可得性和農(nóng)地流轉(zhuǎn)的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.114、0.590、0.331，收益保障和貸款可得性的回歸系數(shù)分別在10%和1%的水平上顯著，但農(nóng)地流轉(zhuǎn)的系數(shù)不顯著。加入中介變量后，中介變量對(duì)被解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.071、0.045、0.048，收益保障系數(shù)在1%水平上顯著，貸款可得性和農(nóng)地轉(zhuǎn)入在5%水平上顯著。在對(duì)等級(jí)因變量的中介效應(yīng)估計(jì)中，系數(shù)乘積法得到的結(jié)果優(yōu)于系數(shù)差異法(劉紅云 等，2013)，所以采用系數(shù)乘積法來估計(jì)中介效應(yīng)量即astdbstd。最常用的中介效應(yīng)占比是中介效應(yīng)量占總效應(yīng)的比例(Alwin et al.，1975)，即astdbstd/

cstd。除了計(jì)算中介的效應(yīng)量，還需要對(duì)其顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文運(yùn)用依次檢驗(yàn)和Sobel檢驗(yàn)方法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)(溫忠麟 等，2014)。從表3可知，“確權(quán)—收益保障—投資激勵(lì)”和“確權(quán)—貸款可得性—投資激勵(lì)”兩條作用路徑是顯著的，但確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的回歸系數(shù)不顯著，所以需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。為了更加嚴(yán)謹(jǐn)規(guī)范，本文對(duì)已判斷顯著的中介作用也進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)(見表4)。

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

從表4 可以看出，經(jīng)由收益保障(M1)的中介效應(yīng)為0.008(0.115×0.0696)，占總效應(yīng)的比例為15.4%(0.008÷0.052)，通過Sobel檢驗(yàn)得出Z值等于1.67；經(jīng)由貸款可得性(M2)的中介效應(yīng)為0.027(0.590×0.045)，占總效應(yīng)的比例為51.9%(0.027÷0.052)，對(duì)應(yīng)的Z值是1.73；經(jīng)由農(nóng)地流轉(zhuǎn)(M3)的中介效應(yīng)為0.016(0.331×0.048)，占總效應(yīng)的比例為30.8%(0.016÷0.052)，與之對(duì)應(yīng)的Z值是0.49；通過查表可知，經(jīng)由M1和M2的中介效應(yīng)均在10%的水平上顯著，而經(jīng)由M3的中介效應(yīng)不顯著。

3.結(jié)果分析

根據(jù)上述計(jì)量結(jié)果，可得出：

第一，“確權(quán)—收益保障—投資激勵(lì)”作用路徑顯著，占總效應(yīng)比例為15.4%，即產(chǎn)權(quán)安全效應(yīng)在農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)戶農(nóng)地投資意愿中存在顯著影響。這表明政府推行以明晰、穩(wěn)定和排他為核心要義的農(nóng)地確權(quán)政策，賦予土地產(chǎn)權(quán)的物權(quán)性質(zhì)，有利于強(qiáng)化農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全信號(hào)的認(rèn)同，進(jìn)而使法律層面的產(chǎn)權(quán)安全轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶對(duì)產(chǎn)權(quán)安全性帶來預(yù)期收益保障的認(rèn)知，使得土地經(jīng)營(yíng)者預(yù)期能夠有保障地獲得土地長(zhǎng)期投資所帶來的收益，形成長(zhǎng)期土地投資激勵(lì)。這一結(jié)論與當(dāng)前主流觀點(diǎn)相契合。

第二，“確權(quán)—貸款可得性—投資激勵(lì)”作用路徑顯著，占總效應(yīng)的比例為51.9%。在三條作用路徑中確權(quán)通過貸款可得性激勵(lì)農(nóng)戶農(nóng)地投資的作用路徑所占比重最大，表明要素交易效應(yīng)的貸款可得性這條作用路徑發(fā)揮了重要作用。農(nóng)地確權(quán)后貸款可得性顯著提升，一方面是因?yàn)檗r(nóng)地確權(quán)使農(nóng)地成為有“可見標(biāo)志”的資產(chǎn)，刺激信譽(yù)機(jī)制和信任體系的建立，增加了正式信貸機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶還款能力的信任，放松了因還款能力不足引起的信貸配給；另一方面，農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)地產(chǎn)權(quán)證書成為被法律認(rèn)可的抵押品，能在一定程度上緩解農(nóng)戶因抵押不足而導(dǎo)致的信貸約束(胡新艷 等，2016a)。因此，農(nóng)地確權(quán)可以顯著增加農(nóng)戶抵押貸款的可獲得性，在資金有保障的前提下，激勵(lì)農(nóng)戶的投資意愿?？梢?，在穩(wěn)步推動(dòng)農(nóng)地確權(quán)的前提下，完善農(nóng)地抵押貸款政策，拓展農(nóng)戶資金獲取渠道，緩解資金約束，是激勵(lì)農(nóng)戶投資的重要途徑。

第三，“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)”作用路徑總體上不顯著。在前半路徑中，確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)表現(xiàn)出正向作用，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)；在后半路徑中農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)投資激勵(lì)的作用顯著為正。這表明確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用還沒有得到充分發(fā)揮，但在確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響不受約束時(shí)，參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶具有更強(qiáng)的投資意愿。也就是說，作用路徑在“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)”處出現(xiàn)斷點(diǎn)，即確權(quán)目前并未顯著促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生，其原因可能在于：農(nóng)地確權(quán)會(huì)帶來產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性所誘發(fā)的溢價(jià)效應(yīng)與租金看漲預(yù)期。顯然，這有利于農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入的增加，但過高的租金訴求可能反過來抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為。農(nóng)地確權(quán)引致農(nóng)地租金看漲的觀點(diǎn)，已得到程令國(guó)等(2016)、胡新艷等(2016b)實(shí)證研究的驗(yàn)證。因此，為保障要素交易效應(yīng)中的農(nóng)地流轉(zhuǎn)路徑充分發(fā)揮作用，應(yīng)該從土地確權(quán)法律層面出發(fā)，引導(dǎo)實(shí)施配套的農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，促使農(nóng)戶有信心可以通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易市場(chǎng)回收投資，從而打通“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)”作用路徑的斷點(diǎn)，最大化釋放確權(quán)的投資激勵(lì)效應(yīng)。

三、結(jié)論與啟示

本文以新一輪農(nóng)地確權(quán)為背景，將“確權(quán)—收益保障—投資激勵(lì)”、“確權(quán)—貸款可得性—投資激勵(lì)”和“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)”三種作用機(jī)制納入一個(gè)研究框架中，以中介變量為通道進(jìn)行驗(yàn)證分析，進(jìn)而明確地回答：確權(quán)引致的投資激勵(lì)效應(yīng)中，多少是源于產(chǎn)權(quán)安全的收益保障效應(yīng)，多少是源于確權(quán)促進(jìn)貸款可得性，多少是源于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的要素交易效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

(1)農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)地投資意愿的影響機(jī)制中，產(chǎn)權(quán)安全效應(yīng)中的收益保障作用顯著，占總效應(yīng)的15.4%。這表明，通過農(nóng)地確權(quán)登記頒證賦予農(nóng)戶法定權(quán)利，向社會(huì)以及農(nóng)戶傳達(dá)了土地產(chǎn)權(quán)的合法性、穩(wěn)定性和安全性，有利于強(qiáng)化農(nóng)戶主觀層面對(duì)產(chǎn)權(quán)安全效應(yīng)的認(rèn)同，形成一個(gè)安全穩(wěn)定的收益保障預(yù)期，從而激勵(lì)其農(nóng)地投資意愿。

(2)要素交易效應(yīng)中的貸款可得性作用路徑在確權(quán)對(duì)投資激勵(lì)影響作用中也發(fā)揮重要作用，占總效應(yīng)的51.9%，在三條路徑中作用效應(yīng)最大。表明了合法安全的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)證書可以提高農(nóng)戶的貸款可得性，能在一定程度上破解因資金不足導(dǎo)致的投資約束，激勵(lì)農(nóng)戶農(nóng)地投資意愿。今后應(yīng)在穩(wěn)步推動(dòng)農(nóng)地確權(quán)政策的基礎(chǔ)上，強(qiáng)調(diào)突顯農(nóng)地抵押擔(dān)保功能，進(jìn)一步完善農(nóng)地抵押貸款政策，由此提升確權(quán)促進(jìn)資金借貸進(jìn)而激勵(lì)投資的作用。

(3)要素交易效應(yīng)中農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用路徑總體不顯著，其主要原因在于農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用未得到充分發(fā)揮，但后半路徑中農(nóng)地流轉(zhuǎn)對(duì)投資激勵(lì)具有顯著正向影響。因此，要重點(diǎn)關(guān)注如何打通“確權(quán)—農(nóng)地流轉(zhuǎn)—投資激勵(lì)”作用路徑中前半路徑的斷點(diǎn)，進(jìn)而釋放確權(quán)通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)所實(shí)現(xiàn)的投資激勵(lì)效應(yīng)。

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