新一輪農(nóng)地確權(quán)對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響研究

周力 王鐿如

摘要本研究基于長(zhǎng)江中下游地區(qū)的湖南、江西、江蘇三省的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Ⅳmvtobit等方法，實(shí)證分析了新一輪農(nóng)地確權(quán)對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響。結(jié)果表明：①對(duì)承包地而言，確權(quán)會(huì)促使化肥施用減少、配方肥施用增加;促使有機(jī)肥施用增加，對(duì)秸稈還田影響不顯著;確權(quán)會(huì)促使風(fēng)險(xiǎn)偏好型農(nóng)戶在承包地上增施有機(jī)肥，對(duì)損失規(guī)避型農(nóng)戶沒(méi)有顯著影響。②對(duì)轉(zhuǎn)入地而言，確權(quán)僅促使化肥施用減少，對(duì)其他耕地質(zhì)量保護(hù)行為沒(méi)有顯著影響?！暗盅浩沸?yīng)”是存在的，確權(quán)通過(guò)放松土地經(jīng)營(yíng)權(quán)信貸配給的機(jī)制，提升了農(nóng)戶對(duì)抵押物的投資行為（在轉(zhuǎn)入地上增施有機(jī)肥）;但是，“控制權(quán)偏好”并不存在，因?yàn)榇_權(quán)并未改變轉(zhuǎn)入地的租金及交易費(fèi)用。③從技術(shù)組合視角看，化肥施用-配方肥施用行為之間呈現(xiàn)顯著的替代關(guān)系，有機(jī)肥施用-秸稈還田行為之間相互獨(dú)立。確權(quán)政策可有效促使化肥減少、進(jìn)而間接促使配方肥施用的增加，這意味著相關(guān)研究不能忽視農(nóng)地確權(quán)通過(guò)化肥減量而促使配方肥施用增加的間接效應(yīng)。④從政策組合視角看，補(bǔ)貼、提供測(cè)土配方信息卡與秸稈禁燒等政策對(duì)相應(yīng)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響非常顯著，實(shí)證分析時(shí)需要控制這類關(guān)聯(lián)政策。雖然，該研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)承包地存在積極影響，但對(duì)轉(zhuǎn)入地而言的積極貢獻(xiàn)非常有限，這或者能解決中國(guó)耕地質(zhì)量保護(hù)中的極小部分問(wèn)題。未來(lái)，可以嘗試建立“生態(tài)農(nóng)場(chǎng)”認(rèn)證制度，以釋放土地確權(quán)對(duì)于農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的正外部性，它將為耕地質(zhì)量保護(hù)提供政策抓手，促進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)實(shí)現(xiàn)升級(jí)換代。

關(guān)鍵詞農(nóng)地確權(quán);產(chǎn)權(quán);耕地質(zhì)量保護(hù)

中圖分類號(hào)F321.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼A文章編號(hào)1002-2104（2019）02-0063-09DOI：10.12062/cpre.20180918

2013年中央“一號(hào)文件”提出，用5年時(shí)間基本完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)確權(quán)登記頒證工作，這標(biāo)志著中國(guó)進(jìn)入落實(shí)農(nóng)地確權(quán)登記頒證的新階段。有關(guān)農(nóng)地確權(quán)制度的政策影響已被廣泛探討，農(nóng)地確權(quán)與耕地質(zhì)量保護(hù)的關(guān)系即是熱議話題之一。但現(xiàn)有研究主要考察了2013年之前的確權(quán)效果[1-3]（大多數(shù)采樣地區(qū)的確權(quán)登記頒證工作未完成），而尚未考察新一輪農(nóng)地確權(quán)頒證的政策效果。若基于特征事實(shí)作直觀判斷，新一輪農(nóng)地確權(quán)對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)的影響未必是積極的。具體表現(xiàn)為：農(nóng)地確權(quán)頒證工作開(kāi)展的同時(shí)，中國(guó)耕地質(zhì)量保護(hù)面臨的形勢(shì)并不樂(lè)觀。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，重化肥、輕有機(jī)肥，重大量元素肥料、輕中微量元素肥料，重氮肥、輕磷鉀肥“三重三輕”問(wèn)題依然突出;測(cè)土配方施肥、“按方抓藥”等實(shí)施成本高，農(nóng)戶需求明顯不足;耕地土壤表層有機(jī)質(zhì)含量也明顯低于歐美發(fā)達(dá)國(guó)家的水平[4]。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2015年中國(guó)農(nóng)用化肥施用強(qiáng)度為361.5 kg/hm2，是日本的1.4倍、美國(guó)的2.7倍、法國(guó)的2.6倍。為透過(guò)表現(xiàn)看本質(zhì)影響，相關(guān)實(shí)證檢驗(yàn)亟待開(kāi)展。本文基于地塊層面的第一手?jǐn)?shù)據(jù)，擬實(shí)證分析技術(shù)組合與政策組合背景下，新一輪農(nóng)地確權(quán)對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響，并針對(duì)“風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)”與“抵押品效應(yīng)”等機(jī)制展開(kāi)實(shí)證檢驗(yàn)，給出合理政策建議。

1理論分析

1.1概念界定

本研究所界定的耕地質(zhì)量保護(hù)行為，首先區(qū)分為兩大類——養(yǎng)分平衡行為和有機(jī)質(zhì)提增行為，再將其進(jìn)一步細(xì)分為兩種代表性的養(yǎng)分平衡行為——化肥減量行為、配方肥施用行為與兩種代表性的有機(jī)質(zhì)提增行為——有機(jī)肥施用行為、秸稈還田行為。

1.2理論分析

就承包地而言，農(nóng)地確權(quán)頒證主要通過(guò)提高地權(quán)安全性等機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶對(duì)承包地的耕地質(zhì)量保護(hù)行為[5]。新一輪確權(quán)過(guò)程中要求對(duì)每一宗土地的面積、四至和用途進(jìn)行逐一確認(rèn)，這賦予了農(nóng)民更加正式、更加清晰和更加完整的土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)[6]。新一輪農(nóng)地確權(quán)頒證，還意味農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的固化和不可調(diào)整，從而有利于農(nóng)戶對(duì)其未來(lái)收回承包地投資收益形成穩(wěn)定性預(yù)期[7]。有學(xué)者從“稟賦效應(yīng)”做出解釋，即人們普遍存在損失規(guī)避心理，也就是相對(duì)于得到等量?jī)r(jià)值的物品而言，損失帶來(lái)的心理感受更加強(qiáng)烈[8]?，F(xiàn)實(shí)表現(xiàn)為：損失規(guī)避程度越高的農(nóng)戶越傾向于在承包地上采取土壤保護(hù)性投資措施[9]。但本文對(duì)此持不同觀點(diǎn)，認(rèn)為耕地質(zhì)量保護(hù)行為（例如，農(nóng)戶在承包地上增施有機(jī)肥）本質(zhì)上是一種謀求經(jīng)濟(jì)利益的、有一定風(fēng)險(xiǎn)的生產(chǎn)性投資行為，而非單純地保障耕地質(zhì)量的損失規(guī)避行為。這意味著，“稟賦效應(yīng)”可能并不必然存在，農(nóng)戶在承包地上增加耕地保護(hù)行為應(yīng)源于投資者的“風(fēng)險(xiǎn)偏好”效應(yīng)，而非產(chǎn)權(quán)所有者的“損失規(guī)避”效應(yīng)。基于此，提出如下假說(shuō)。

假說(shuō)1：新一輪農(nóng)地確權(quán)頒證會(huì)促使“風(fēng)險(xiǎn)偏好型”農(nóng)戶在承包地上增加耕地質(zhì)量保護(hù)行為。

對(duì)于轉(zhuǎn)入地而言，據(jù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，2016年開(kāi)展的土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)，可以促使農(nóng)戶通過(guò)土地抵押而獲得較高額度的正規(guī)銀行貸款，這些資金至少有一部分被應(yīng)用于耕地質(zhì)量保護(hù)之中，以確保抵押物——經(jīng)營(yíng)耕地的未來(lái)價(jià)值（農(nóng)戶獲有經(jīng)營(yíng)權(quán)耕地的質(zhì)量提升就是一種體現(xiàn)）。而這一效應(yīng)在以往研究中因?yàn)槿狈山?jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款試點(diǎn)樣本而未觀測(cè)到。新一輪農(nóng)地確權(quán)頒證賦予農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押、擔(dān)保權(quán)能，這有助于農(nóng)戶通過(guò)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押方式提高信貸可得性和減少信貸配給問(wèn)題，從而增加其投資能力和耕地質(zhì)量保護(hù)行為。基于此，提出：

假說(shuō)2：可經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款可獲性會(huì)促使確權(quán)地區(qū)農(nóng)戶增加其獲有經(jīng)營(yíng)權(quán)耕地的質(zhì)量保護(hù)行為。

但在另一方面，也有一部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)地確權(quán)會(huì)通過(guò)“控制權(quán)偏好”機(jī)制抑制農(nóng)戶對(duì)轉(zhuǎn)入地的質(zhì)量保護(hù)行為。具體表現(xiàn)為，農(nóng)地一旦流轉(zhuǎn)，轉(zhuǎn)入方并不會(huì)像原承包地農(nóng)戶那樣有著同樣的激勵(lì)去小心使用農(nóng)地，而是可能采取施用大量化肥農(nóng)藥以及過(guò)度利用等短期掠奪性經(jīng)營(yíng)行為[10];為了預(yù)防這種機(jī)會(huì)主義行為，轉(zhuǎn)出戶可能提高土地租金，并偏好于正式與短期契約、支付方式以短期支付為主。程令國(guó)、張曄、劉志彪[11]的研究就支持此觀點(diǎn)，他們發(fā)現(xiàn)：與非確權(quán)村相比，確權(quán)村農(nóng)戶的土地租金率顯著高出約43%;而在村莊層面上，確權(quán)村的土地租金率甚至高出 70.5%～77.8%?；诖?，筆者提出：

假說(shuō)3：農(nóng)地確權(quán)會(huì)提高土地租金，進(jìn)一步擠出農(nóng)戶對(duì)轉(zhuǎn)入地的質(zhì)量保護(hù)行為。

因?yàn)榛谕荒繕?biāo)的耕地質(zhì)量保護(hù)行為往往是替代的，同時(shí)因變量有大量的0值存在，因此，采用mvtobit展開(kāi)進(jìn)一步分析。其中，對(duì)于承包地樣本而言，88%的樣本農(nóng)戶未施用“配方肥”;對(duì)于轉(zhuǎn)入地樣本而言，83%的樣本農(nóng)戶未施用“配方肥”。盡管變量“化肥”的0值較少，但是tobit仍可以得出與OLS一致的估計(jì)。有機(jī)肥與秸稈還田的模型設(shè)計(jì)機(jī)制與此思路相同，本文不再贅述。

2.3變量設(shè)定

2.3.1因變量

我們采用“化肥”與“配方肥”來(lái)反應(yīng)養(yǎng)分平衡行為，用化肥施用折純量（kg/km2）來(lái)度量。調(diào)研隊(duì)員入戶時(shí)使用手機(jī)拍攝上一茬化肥/配方肥的袋子，并記錄下氮磷鉀成分（對(duì)于未留存包裝袋的個(gè)別農(nóng)戶樣本，采用同村農(nóng)戶最常用化肥/配方肥的袋子替代）。采用“有機(jī)肥”“秸稈還田”來(lái)反應(yīng)有機(jī)質(zhì)提增行為，用有機(jī)肥施用量（kg/hm2）與秸稈還田量（kg/hm2）來(lái)表示，其中，秸稈還田量等于該地塊的稻谷產(chǎn)量×稻谷秸稈比×還田比例，稻谷秸稈比設(shè)定為0.9。

2.3.2核心解釋變量及其工具變量

“確權(quán)頒證”指2013年之后的新一輪確權(quán)頒證中，樣本戶是否拿到農(nóng)地確權(quán)證。本文參考豐雷、蔣妍、葉劍平[12]的思路，選取了樣本縣的“鄉(xiāng)村人口變化率”（%）與“地方財(cái)政支出變化率”（%）作為工具變量處理內(nèi)生性，前者反映鄉(xiāng)村人口變化的誘致因素，后者反映財(cái)政分權(quán)的制度因素。兩個(gè)變量的變化率是采用2012年與2006年的對(duì)比分析，選擇這個(gè)時(shí)間區(qū)間的原因在于，中國(guó)新一階段的確權(quán)工作從2007年被提出，2013年正式貫徹落實(shí)[13]。我們選取的工具變量體現(xiàn)了新一輪確權(quán)工作從政策萌生到執(zhí)行過(guò)程中的背景變化。選擇縣級(jí)的“鄉(xiāng)村人口變化率”（%）與“地方財(cái)政支出變化率”（%）作為工具變量，符合兩個(gè)條件：第一，它與影響農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護(hù)的不可觀測(cè)因素之間沒(méi)有相關(guān)性;第二，它與農(nóng)戶是否獲得農(nóng)地確權(quán)證顯著相關(guān)。

2.3.3控制變量

（1）地塊特征。已有研究主要考慮了地面面積、地塊質(zhì)量、土地斜坡系數(shù)等地塊特征變量[5-8]。本文納入了“地塊面積”“地塊坡度”“地塊距離”“地塊肥力”四個(gè)變量。

（2）戶主特征。一般認(rèn)為，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策主要由農(nóng)戶的戶主做出，因此，戶主的年齡、受教育年數(shù)、健康程度對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策具有重要影響[13]。

（3）風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。本文參考Tanaka、Camerer和Nguyen[14]的做法，用實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)方法測(cè)度農(nóng)民的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。通過(guò)實(shí)驗(yàn)，我們可以算出3個(gè)系數(shù)：①σ表示值函數(shù)的曲率，可以用來(lái)表示“風(fēng)險(xiǎn)偏好”程度，σ值越大，表示農(nóng)民的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高，農(nóng)民越愿意冒險(xiǎn);②α表示“概率權(quán)重”，α值越大，表示農(nóng)民對(duì)小概率的“幸運(yùn)事件”越不感興趣;③λ表示“損失規(guī)避”程度，λ值越大，表示損失給農(nóng)民帶來(lái)的負(fù)效用大于同樣的收獲給農(nóng)民所帶來(lái)的正效用，農(nóng)民損失規(guī)避程度越高。

（4）家庭特征。一般認(rèn)為人均經(jīng)營(yíng)耕地規(guī)模越大，農(nóng)戶進(jìn)行耕地質(zhì)量保護(hù)投入的成本可能越大，農(nóng)戶采取耕地質(zhì)量保護(hù)措施的可能性越小;但是，較大的耕地經(jīng)營(yíng)規(guī)模同時(shí)也意味著規(guī)模經(jīng)濟(jì)，因此也存在提高農(nóng)戶進(jìn)行保護(hù)性投入的可能性[14]。其次，村干部與科技示范戶擔(dān)負(fù)著耕地質(zhì)量保護(hù)的宣傳、帶頭作用，因而，本文預(yù)期“村干部”、“示范戶”對(duì)農(nóng)戶采取耕地質(zhì)量保護(hù)行為有積極影響。再次，家庭總收入越高，農(nóng)戶進(jìn)行耕地質(zhì)量保護(hù)的可能性越高（特別對(duì)于購(gòu)買與施用商品有機(jī)肥等勞動(dòng)-資金雙密集型技術(shù)而言）;在收入一定的情況下，農(nóng)戶非農(nóng)收入比例越高，其勞動(dòng)力務(wù)農(nóng)的機(jī)會(huì)成本越高，所以開(kāi)展耕地質(zhì)量保護(hù)的可能性越小[9]。此外，我們還控制了“合作社”以反映產(chǎn)業(yè)組織對(duì)農(nóng)戶行為的影響。

（5）其他政策。現(xiàn)有關(guān)于確權(quán)的實(shí)證研究往往忽略了其他政策的共同作用。本文認(rèn)為，由于同一目標(biāo)下的耕地質(zhì)量保護(hù)行為之間呈替代關(guān)系，致使實(shí)施某一政策可能引起農(nóng)戶替代行為的減少，從而抵消了其他政策的作用效果[15-16]。本文進(jìn)一步納入了3個(gè)補(bǔ)貼政策變量（配方肥補(bǔ)貼、有機(jī)肥補(bǔ)貼、秸稈還田補(bǔ)貼）、4個(gè)信息政策變量（測(cè)土配方肥技術(shù)培訓(xùn)、測(cè)土配方信息卡、有機(jī)肥技術(shù)培訓(xùn)、秸稈還田技術(shù)培訓(xùn)）以及1個(gè)強(qiáng)制性懲罰政策（秸稈禁燒）?？紤]到農(nóng)戶是否享有補(bǔ)貼、是否參加培訓(xùn)、是否因禁燒被處罰等農(nóng)戶層面的政策變量都可能存在的內(nèi)生性，因此我們以縣為單位，采用區(qū)域均值作為相關(guān)政策的代理變量。

（6）地區(qū)差異。為了分析區(qū)域間農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護(hù)行為是否存在差異[17-21]，本文引入了省級(jí)虛擬變量組“湖南省”“江西省”，將“江蘇省”作為基準(zhǔn)變量。

2.3.4變量描述統(tǒng)計(jì)

變量設(shè)定及其描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。我們的樣本中有大約60%的農(nóng)地獲有相應(yīng)的新一輪確權(quán)證。

3實(shí)證結(jié)果

3.1技術(shù)組合實(shí)證結(jié)果

3.1.1模型的驗(yàn)證

由表2可見(jiàn)，采用Mvtobit聯(lián)合分析化肥與配方肥施用行為是合適的。相關(guān)系數(shù)的LR檢驗(yàn)表明，對(duì)于承包地或者轉(zhuǎn)入地而言，化肥與配方肥這兩個(gè)方程殘差不相關(guān)的原假設(shè)被拒絕，化肥和配方肥存在替代關(guān)系;但是，有機(jī)肥與秸稈還田這兩個(gè)方程殘差不相關(guān)的原假設(shè)未能被拒絕，無(wú)法證明有機(jī)肥和秸稈還田存在替代關(guān)系，表明就有機(jī)質(zhì)提增的兩個(gè)行為而言，Mvtobit估計(jì)結(jié)果等同于兩個(gè)獨(dú)立的Tobit模型。

本文采用基于工具變量的Ⅳmvtobit模型進(jìn)行回歸分析。Wald 內(nèi)生性均顯著，說(shuō)明回歸模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，因此采用工具變量法是有效的。在承包地模型中，工具變量“鄉(xiāng)村人口變化率”的估計(jì)參數(shù)為-0.019，“地方財(cái)政支出變化率”的估計(jì)參數(shù)為-0.004;在轉(zhuǎn)入地模型中，工具變量“鄉(xiāng)村人口變化率”的估計(jì)參數(shù)為-0.065，“地方財(cái)政支出變化率”的估計(jì)參數(shù)為-0.002，所有估計(jì)參數(shù)都至少在10%的水平上顯著。模型的工具變量 F 值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，模型并不存在弱工具變量問(wèn)題。與未采用工具變量的Tobit模型相比，Ⅳ-tobit中確權(quán)的估計(jì)積極效應(yīng)顯增強(qiáng)?？梢?jiàn)，忽略內(nèi)生性問(wèn)題，會(huì)低估農(nóng)地確權(quán)對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)的貢獻(xiàn)。

如表2所示，在采用Ⅳmvtobit方法，控制了技術(shù)組合關(guān)系的情況下，研究發(fā)現(xiàn)：確權(quán)對(duì)自有土地的影響非常顯著，促使化肥減量施用，促使配方肥與有機(jī)肥施用量增加;促使轉(zhuǎn)入地的化肥減量施用。但是，研究發(fā)現(xiàn)確權(quán)導(dǎo)致了秸稈還田量下降。

3.1.2風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)

通過(guò)確權(quán)與風(fēng)險(xiǎn)偏好系數(shù)交互項(xiàng)的估計(jì)，本文認(rèn)為“風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)”在一定程度上是存在的。如表3所示，風(fēng)險(xiǎn)偏好型農(nóng)戶在確權(quán)之后會(huì)在自有耕地上更多施用有機(jī)肥，但是，在減施化肥、增施配方肥及秸稈還田的行為上并無(wú)太大變化。并且，確權(quán)與風(fēng)險(xiǎn)偏好系數(shù)的所有交互項(xiàng)在所有轉(zhuǎn)入地模型中都不顯著。本文研究發(fā)現(xiàn)，確權(quán)和損失規(guī)避的所有交互項(xiàng)都不顯著，“稟賦效應(yīng)”并不存在?？梢?jiàn)，確權(quán)引致農(nóng)戶增施有機(jī)肥是因?yàn)檗r(nóng)戶把它視為一個(gè)有風(fēng)險(xiǎn)的投資行為，越是偏好風(fēng)險(xiǎn)（而非損失規(guī)避）的農(nóng)戶越可能在確權(quán)地塊上增施有機(jī)肥。

3.1.3抵押品效應(yīng)

為了檢驗(yàn)“抵押品效應(yīng)”，我們納入了“抵押”這個(gè)變量，以反映農(nóng)戶是否獲取了農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款?？紤]到該貸款也同樣具有內(nèi)生性，因此，我們選取試點(diǎn)縣作為農(nóng)戶是否獲取土地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押貸款的工具變量。其中，試點(diǎn)縣包括了沛縣、安義、漢壽。研究發(fā)現(xiàn)（見(jiàn)表4），抵押與確權(quán)的交互項(xiàng)的估計(jì)參數(shù)在轉(zhuǎn)入地與承包地的有機(jī)肥行為模型中都顯著為正。因此抵押品效應(yīng)是存在的，它有利于農(nóng)戶更多的施用有機(jī)肥（無(wú)論是承包地還是轉(zhuǎn)入地）。這與現(xiàn)有研究結(jié)論不同，例如，林文聲、秦明、王志剛[7]認(rèn)為，地權(quán)抵押增加信貸可得性的影響作用對(duì)農(nóng)業(yè)投資而言，尚未得到充分發(fā)揮作用。

3.1.4控制權(quán)偏好

本研究以276個(gè)最大轉(zhuǎn)入地樣本，實(shí)證分析新一輪確權(quán)對(duì)轉(zhuǎn)入地塊的影響（見(jiàn)表5）。其中，因變量為“土地租金”（元/公頃 ）、“口頭租約”即轉(zhuǎn)入地租約類型（1=口頭;0=書面），“租約期限”即轉(zhuǎn)入地租約簽了幾年（年），以及“支付方式”即轉(zhuǎn)入地租金支付方式（0=一茬一付;1=一年一付;2=多年一付）。研究發(fā)現(xiàn)，新一輪確權(quán)對(duì)土地租金、租約類型、租約期限、支付方式都沒(méi)有影響。我們還控制了轉(zhuǎn)入方的戶主特征、家庭特征重新進(jìn)行了回歸，估計(jì)參數(shù)仍然不顯著?？梢?jiàn)，確權(quán)并未致使轉(zhuǎn)出戶抬高租金、改變土地租約條款等，轉(zhuǎn)出戶的控制權(quán)偏好現(xiàn)象并不存在。因?yàn)橥恋卮_權(quán)對(duì)租金的影響不顯著，所以，本文沒(méi)有進(jìn)一步分析租金對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響。

3.2技術(shù)組合-政策組合視角下的估計(jì)結(jié)果

研究發(fā)現(xiàn)（見(jiàn)表6），控制了相關(guān)的激勵(lì)與懲罰政策后，農(nóng)地確權(quán)對(duì)化肥與有機(jī)肥的影響結(jié)果仍然穩(wěn)健，與郜亮亮[22]等研究結(jié)果相似。他們也發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在轉(zhuǎn)入地上施用有機(jī)肥的概率要比在承包地上施用的概率平均低20%。但是，確權(quán)對(duì)配方肥和秸稈還田的影響變?yōu)椴伙@著的正向影響。

相關(guān)政策的影響表現(xiàn)為：①補(bǔ)貼可以有效促進(jìn)農(nóng)戶在承包地及轉(zhuǎn)入地上開(kāi)展秸稈還田行為。②補(bǔ)貼對(duì)有機(jī)肥施用沒(méi)有顯著影響，這可能是因?yàn)橛袡C(jī)肥施用是勞動(dòng)密集型的。在商品有機(jī)肥中，粉狀肥料相對(duì)便宜、顆粒肥料較貴，因此農(nóng)戶往往偏好前者。但是粉狀施撒麻煩，會(huì)揚(yáng)灰，比較臟，因此，補(bǔ)貼可能對(duì)有機(jī)肥難以構(gòu)成促進(jìn)作用。③補(bǔ)貼對(duì)配方肥施用有負(fù)面影響。以水稻為例，每個(gè)縣一般依主推品種而設(shè)定2～3個(gè)配方。平均補(bǔ)貼額度為300～400元/t，廠商價(jià)格平均為1 500～1 800元/t，政府對(duì)廠商生產(chǎn)配方肥的平均補(bǔ)貼力度為20%左右。因?yàn)榕浞椒实男枨笙薅ㄔ谔囟▍^(qū)域（平均每個(gè)鎮(zhèn)一個(gè)），所以配方肥廠生產(chǎn)的成本高昂，補(bǔ)貼后的配方肥價(jià)格甚至還高于普通復(fù)合肥，農(nóng)戶購(gòu)買意愿較低。④除了秸稈還田培訓(xùn)之外，其他培訓(xùn)政策都沒(méi)有效果。⑤測(cè)土配方信息卡對(duì)配方肥施用有積極影響。⑥此外，本研究表明禁燒政策對(duì)秸稈還田的影響非常大。

3.3穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文還開(kāi)展了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。①將涉及的4個(gè)行為設(shè)定為16種組合，采用mlogit模型展開(kāi)分析，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與僅施用化肥相比，確權(quán)更可能促使農(nóng)戶在承包地上采用化肥+有機(jī)肥的組合，而對(duì)農(nóng)戶的轉(zhuǎn)入地行為沒(méi)有影響[16]。②效仿林文聲、秦明、王志剛[5]，豐雷、蔣妍、葉劍平[12]選取“本縣域其他被調(diào)查農(nóng)戶領(lǐng)到《農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)證書》的占比”作為農(nóng)戶農(nóng)地確權(quán)頒證的工具變量，估計(jì)結(jié)果也十分穩(wěn)健。③考慮了其他政策與確權(quán)的交互項(xiàng)，但估計(jì)參數(shù)都不顯著，納入這些政策交互項(xiàng)也未改變確權(quán)對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響結(jié)果。④此外，本文還采用了分縣的固定效應(yīng)檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果仍是穩(wěn)健的。

4結(jié)論與政策

本研究選擇了長(zhǎng)江中下游地區(qū)的湖南、江西、江蘇三個(gè)水稻主產(chǎn)省展開(kāi)農(nóng)戶及其地塊調(diào)研，基于Ⅳmvtobit等方法，實(shí)證分析了技術(shù)組合與政策組合背景下，新一輪農(nóng)地確權(quán)對(duì)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響。

研究發(fā)現(xiàn)：①對(duì)承包地而言，確權(quán)會(huì)促使化肥施用減少、配方肥施用增加;促使有機(jī)肥施用增加，對(duì)秸稈還田影響不顯著;風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)在一定程度上是存在的，確權(quán)會(huì)促使風(fēng)險(xiǎn)偏好型農(nóng)戶在承包地上增施有機(jī)肥。②對(duì)轉(zhuǎn)入地而言，確權(quán)僅促使化肥施用減少，對(duì)其他耕地質(zhì)量保護(hù)行為沒(méi)有顯著影響?！暗盅浩沸?yīng)”是存在的，確權(quán)通過(guò)放松土地經(jīng)營(yíng)權(quán)信貸配給的機(jī)制，提升了農(nóng)戶對(duì)抵押物的投資行為（在轉(zhuǎn)入地上增施有機(jī)肥）;但是，“控制權(quán)偏好”并不存在，因?yàn)榇_權(quán)并未改變轉(zhuǎn)入地的租金及交易費(fèi)用。③從技術(shù)組合視角看，化肥施用-配方肥施用行為之間呈現(xiàn)顯著的替代關(guān)系，有機(jī)肥施用-秸稈還田行為之間相互獨(dú)立。確權(quán)政策可有效促使化肥減少、進(jìn)而間接促使配方肥施用的增加，這意味著相關(guān)研究不能忽視農(nóng)地確權(quán)通過(guò)化肥減量而促使配方肥施用增加的間接效應(yīng)。④從政策組合視角看，補(bǔ)貼、提供測(cè)土配方信息卡與秸稈禁燒等政策對(duì)相應(yīng)耕地質(zhì)量保護(hù)行為的影響非常顯著，相關(guān)研究需要控制這些關(guān)聯(lián)政策的影響。

我們的結(jié)論并非是樂(lè)觀的，這是因?yàn)檗r(nóng)地確權(quán)對(duì)于轉(zhuǎn)入地而言的積極貢獻(xiàn)非常有限。以本文樣本為例，戶均經(jīng)營(yíng)面積63畝，其中自有耕地面積6畝，僅占9.5%;從最大地塊面積看，承包地2.85畝，轉(zhuǎn)入地32.68畝，后者是前者的11.47倍。雖然，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)承包地存在積極影響，但這或僅能解決中國(guó)耕地質(zhì)量保護(hù)中的極小部分問(wèn)題。未來(lái)，可以嘗試建立“生態(tài)農(nóng)場(chǎng)”認(rèn)證制度，以釋放土地確權(quán)對(duì)于農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的正外部性，它將為耕地質(zhì)量保護(hù)提供政策抓手，推進(jìn)家庭農(nóng)場(chǎng)實(shí)現(xiàn)升級(jí)換代。

（編輯：劉照勝）

參考文獻(xiàn)

[1]FEDERG， LAWRNCE J， LIN J Y. The determimmts of farm investment and residential construction? inpostretbrm China[J]. Economic development and cultural change， 1992， 41（1）： 1-26.

[2]JACOBY H G， LI G， ROZELLE S. Hazards of expropriation： tenure insecurity and investment ill rural China[J].American economic review，2002， 92（5）： 1420-1447.

[3]仇煥廣，劉樂(lè)，李登旺，等.經(jīng)營(yíng)規(guī)模、地權(quán)穩(wěn)定性與土地生產(chǎn)率——基于全國(guó)4省地塊層面調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2017（6）：30-42.

[4]FAN M， SHEN J， YUAN L， et al. Improving crop productivity and resource use efficiency to ensure food security and environmental quality in China[J]. Journal of experimental botany，2012， 63 （1）： 13-24.

[5]林文聲，秦明，王志剛.農(nóng)地確權(quán)頒證與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資行為[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2017（12）： 4- 13.

[6]付江濤，紀(jì)月清，胡浩.新一輪承包地確權(quán)登記頒證足否促進(jìn)了農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)——來(lái)自江蘇省3縣（市、區(qū)）的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016，16（1）：105-113.

[7]黃季焜，冀縣卿.農(nóng)地使用權(quán)確權(quán)與農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地的長(zhǎng)期投資[J].管理世界，2012（9）： 76- 81.

[8]鐘文晶，羅必良. 稟賦效應(yīng)、產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度與農(nóng)地流轉(zhuǎn)抑制——基于廣東省的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2013（3）： 6-16.

[9]馬賢磊.現(xiàn)階段農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對(duì)農(nóng)戶土壤保護(hù)性投資影響的實(shí)證分析——以丘陵地區(qū)水稻生產(chǎn)為例[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2009（10）： 31-41.

[10]俞海，黃季焜， ROZELLE S，等.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(jì)研究，2003（9）： 82-91.

[11]程令國(guó)，張曄，劉志彪.農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了中國(guó)農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)嗎？[J].管理世界，2016（1）： 88-97.

[12]豐雷，蔣妍，葉劍平.誘致性制度變遷還是強(qiáng)制性制度變遷？——中國(guó)農(nóng)村土地調(diào)整的制度演進(jìn)及地區(qū)差異研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（6）： 4-18.

[13]楊志海，王雅鵬，麥爾旦·吐?tīng)枌O.農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護(hù)性投入行為及其影響因素分析——基于兼業(yè)分化視角[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2015（12）： 105-112.

[14]TANAKAT， CAMERER C， NUYEN Q. Poverty， politics，and preferences： field experiments and survey data from Vietnam， American [J].Economic review， 2010， 100（1）： 557-571.

[15]HOLDENS， LUNDUKA R. Do fertilizer subsidies crowd out organic manures？ the case of Malawi [J]. Agricultural economics， 2012， 43（3）： 303-314.

[16]褚彩虹，馮淑怡，張蔚文.農(nóng)產(chǎn)采用環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)技術(shù)行為的實(shí)證分析——以有機(jī)肥與測(cè)土配方施肥技術(shù)為例[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012（3）：68-77.

[17]曹光喬，張宗毅.農(nóng)戶采納保護(hù)性耕作技術(shù)影響因素研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2008（8）：69-74.

[18]陳明，武小龍，劉祖云.權(quán)屬意識(shí)、地方性知識(shí)與土地確權(quán)實(shí)踐——貴州省丘陵山區(qū)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)確權(quán)的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2014（2）：65-74.

[19]高瑛，王娜，李向菲，等.農(nóng)產(chǎn)生態(tài)友好型農(nóng)田土壤管理技術(shù)采納決策分析——以山東省為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2017（1）：38-47.

[20]李祖佩，管珊.“被產(chǎn)權(quán)”：農(nóng)地確權(quán)的實(shí)踐邏輯及啟示——基于某土地產(chǎn)權(quán)改革試點(diǎn)村的實(shí)證考察[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013（1）：80-87.

[21]肖建英，譚術(shù)魁，程明華.保護(hù)性耕作的農(nóng)戶響應(yīng)意愿實(shí)證研究.中國(guó)土地科學(xué)，2012（12）：57-63.

[22]郜亮亮，黃季焜，ROZELLE S， 等.中國(guó)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的發(fā)展及其對(duì)農(nóng)戶投資的影響[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2011（7）： 1499-1513.