農(nóng)地確權(quán)如何影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)？
——來自中國家庭金融調(diào)查的新證據(jù)

李江一

(四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610065)

一、引言與文獻(xiàn)回顧

促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)既是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營、進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的內(nèi)在需要，也是農(nóng)村勞動力向非農(nóng)業(yè)部門或城市轉(zhuǎn)移后的主觀意愿。改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的帶動下得到了飛速發(fā)展，糧食產(chǎn)量得到很大提高[1][2]，以占世界7%的耕地養(yǎng)活了占世界22%的人口，創(chuàng)造了世界奇跡。然而，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制在實(shí)施初期之所以能夠產(chǎn)生巨大的經(jīng)濟(jì)效益與該時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率低下和城鄉(xiāng)勞動力市場分割有關(guān)。隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步以及農(nóng)民工進(jìn)城門檻的降低，小農(nóng)經(jīng)營與不斷發(fā)展的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力之間的矛盾、農(nóng)村勞動力不斷向非農(nóng)業(yè)部門或城市轉(zhuǎn)移與農(nóng)村土地大量閑置之間的矛盾越來越嚴(yán)重，在堅持農(nóng)村土地集體所有的前提下，促進(jìn)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)是解決上述兩大矛盾的有效途徑[3]。因此，探討如何促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)便成為學(xué)者和政策制定者共同關(guān)注的話題。

在眾多影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的因素中，地權(quán)安全性被認(rèn)為是重要因素之一，這是由于現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)缺乏保障會增加農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，進(jìn)而抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)[4][5][6]，但實(shí)證檢驗(yàn)該命題是否成立的研究遠(yuǎn)未達(dá)成一致結(jié)論，一個重要的原因是地權(quán)安全性本身是內(nèi)生的，從而使得實(shí)證研究難以準(zhǔn)確識別出土地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的因果影響[7][8]。一些研究發(fā)現(xiàn)強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)有助于促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)。Macours 等(2010)基于多米尼加共和國的微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)考察了正式產(chǎn)權(quán)與非正式產(chǎn)權(quán)對農(nóng)地出租的影響，其中，正式產(chǎn)權(quán)是指被法律認(rèn)可的土地產(chǎn)權(quán)，而非正式產(chǎn)權(quán)是指除法律因素外其他影響地權(quán)是否安全的因素，比如家庭規(guī)模、該地區(qū)歷史上是否發(fā)生過土地被侵占行為等。研究發(fā)現(xiàn)，在影響農(nóng)戶是否出租土地的因素中，正式產(chǎn)權(quán)具有重要的促進(jìn)作用，非正式產(chǎn)權(quán)的作用不大[9]。Holden等(2011)對埃塞俄比亞的研究發(fā)現(xiàn)，1998年該國開始實(shí)施的農(nóng)地確權(quán)既促進(jìn)了土地所有者出租土地，也促進(jìn)了佃農(nóng)租入土地[10]。此外，Chernina等(2014)在分析沙皇俄國1906年實(shí)施的土地賦權(quán)改革對移民的影響時發(fā)現(xiàn)，土地賦權(quán)顯著提高了農(nóng)戶出售土地而退出再分配公社(Repartition Communes)的概率[11]。

另一些研究卻發(fā)現(xiàn)強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)并不會影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)。比如，同樣是針對埃塞俄比亞農(nóng)地確權(quán)改革的研究，Deininger等(2011)發(fā)現(xiàn)，當(dāng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計時，農(nóng)地確權(quán)顯著提高了農(nóng)戶出租土地的概率。然而，當(dāng)采用更嚴(yán)格的固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計時，農(nóng)地確權(quán)不會顯著影響農(nóng)戶是否出租[12]。Kemper等(2015)分析越南1993年開始實(shí)施的農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響時發(fā)現(xiàn)，在不控制任何變量的OLS估計中，農(nóng)地確權(quán)顯著提高了農(nóng)戶出租土地的概率，一旦控制更多變量或采用工具變量估計，農(nóng)地確權(quán)不再顯著影響農(nóng)戶是否出租土地[13]。Do和Iyer(2008)基于雙重差分模型的估計也發(fā)現(xiàn)，越南1993年開始實(shí)施的農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)無顯著影響[14]。由此可見，遺漏變量偏誤可能是導(dǎo)致現(xiàn)有研究結(jié)論不一致的重要原因。

在國內(nèi)研究方面，中國在2009年才開始進(jìn)行新一輪土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)，因此，早期針對中國的研究大多以是否擁有舊的土地承包證書或合同來衡量地權(quán)安全性①[15][16][17][18]。該衡量方式存在如下問題：第一，即使擁有舊的土地承包證書或合同，村干部仍有調(diào)整土地的權(quán)利，農(nóng)戶的土地承包經(jīng)營權(quán)依然得不到法律保護(hù)[2][19][20]；第二，舊的土地承包證書或合同沒有對土地的空間位置、四至以及面積進(jìn)行準(zhǔn)確界定，因此，即使擁有舊的土地承包證書或合同也無法保證地權(quán)不受他人侵犯；第三，舊的土地承包證書或合同的發(fā)放通常由地方政府或村委決定[18]，它受到地方政府和村干部個人特質(zhì)等因素的影響[19]，忽視這些因素必然導(dǎo)致研究結(jié)果產(chǎn)生偏誤。正因?yàn)槿绱?，相關(guān)研究爭議較大。馬賢磊等(2015)和Wang等(2015)發(fā)現(xiàn)擁有舊的土地承包證書或合同對農(nóng)地流轉(zhuǎn)有正向影響[15][18]，而Jin和Deininger(2009)卻發(fā)現(xiàn)影響并不顯著[17]。林文聲等(2016)甚至發(fā)現(xiàn)相互矛盾的結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)擁有舊的土地承包證書可促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，但擁有舊的土地承包合同會抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)[16]。

中國在2009年開始的新一輪農(nóng)地確權(quán)為識別地權(quán)安全性與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間的因果關(guān)系提供了一個“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。一方面，農(nóng)地確權(quán)通常以縣、行政村或村小組為單位來開展試點(diǎn)，這使得確權(quán)登記對農(nóng)戶而言是外生的。另一方面，農(nóng)地確權(quán)采取試點(diǎn)先行、逐步推廣的模式，這一模式必然使得在某一時點(diǎn)上一些農(nóng)戶受到農(nóng)地確權(quán)政策的影響，而另一些農(nóng)戶則不受農(nóng)地確權(quán)政策的影響。新一輪農(nóng)地確權(quán)的這兩個特征使得本文可以采用雙重差分模型(Difference-in-Difference)來識別農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的因果影響，從而避免現(xiàn)有研究可能存在的遺漏變量偏誤。

目前，國內(nèi)已有一些學(xué)者考察了新一輪農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的效果，但這些研究大多基于橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，由于使用橫截面數(shù)據(jù)較難處理計量模型中存在的內(nèi)生性問題，研究結(jié)論值得商榷。程令國等(2016)和林文聲等(2017)均采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)考察了新一輪農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，前者發(fā)現(xiàn)新一輪農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)戶出租土地的概率提高4.9個百分點(diǎn)，而后者發(fā)現(xiàn)新一輪農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地出租無顯著影響，但會顯著抑制農(nóng)地租入[21][22]。然而，中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)僅采集受訪者在45周歲及以上的家庭信息，該數(shù)據(jù)適宜研究老齡化問題，在研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)時不具有代表性，與此同時，CHARLS問卷中對農(nóng)地確權(quán)的定義為“二輪承包以來，村莊是否土地確權(quán)”，顯然，二輪承包以來(1997年)既覆蓋舊的農(nóng)地確權(quán)，也覆蓋新一輪農(nóng)地確權(quán)，這就難以準(zhǔn)確定義農(nóng)地確權(quán)是新一輪農(nóng)地確權(quán)還是舊的農(nóng)地確權(quán)。付江濤等(2016)、胡新艷和羅必良(2016)基于局部調(diào)查數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)相反結(jié)論，前者對江蘇省的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的概率提高約26.4個百分點(diǎn)，而后者對廣東、江西兩省的研究卻發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出土地?zé)o顯著影響[23][24]。由此可見，數(shù)據(jù)是否具有代表性、變量定義是否準(zhǔn)確以及實(shí)證研究方法是否合理會對研究結(jié)果產(chǎn)生較大影響。

縱觀國內(nèi)外相關(guān)研究可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前關(guān)于農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間關(guān)系的實(shí)證研究還不多，少數(shù)研究進(jìn)行了有益的探索，但仍存在一些局限性。第一，由于數(shù)據(jù)的限制，現(xiàn)有研究未能較好地解決內(nèi)生性問題，特別是國內(nèi)的研究，這使得現(xiàn)有研究結(jié)論存在較大分歧，新一輪農(nóng)地確權(quán)是否具有促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用有必要進(jìn)一步厘清。第二，現(xiàn)有研究缺少對農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的內(nèi)在機(jī)理的探討，農(nóng)地確權(quán)是否通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)而促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)？農(nóng)地確權(quán)是否具有其他影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的機(jī)制？比如，通過促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)[25]、通過提高土地租金而產(chǎn)生“稟賦效應(yīng)”，進(jìn)而抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)[26]或通過促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資而增加土地需求并減少土地供給[27]。顯然，對這些問題的回答具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。第三，現(xiàn)有研究缺少基于全國代表性數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，研究結(jié)論難以具有普遍適用性。

與現(xiàn)有研究相比，本文的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)在于：首先，本文利用中國家庭金融調(diào)查(China Household Financial Survey，CHFS)在2013年與2015年采集的微觀面板數(shù)據(jù)，以新一輪農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記試點(diǎn)作為外生政策沖擊，采用雙重差分模型來識別農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間的因果關(guān)系，可以較好地解決內(nèi)生性問題，研究結(jié)果更加可信，是對現(xiàn)有研究的補(bǔ)充；其次，本文通過深入分析新一輪農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的內(nèi)在機(jī)理，既可從理論上對現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論進(jìn)行再檢驗(yàn)，又可從實(shí)踐上為如何促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營提供決策參考，具有一定的理論和實(shí)踐價值；最后，使用具有全國代表性的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行研究使得本文的結(jié)論更具一般性。文章剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分介紹相關(guān)制度背景，在此基礎(chǔ)上說明本文的識別策略；第三部分是數(shù)據(jù)來源、變量說明與描述性統(tǒng)計；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析；最后是結(jié)論與政策啟示。

二、制度背景與識別策略

(一)制度背景

自1949年以來，中國的農(nóng)地制度經(jīng)歷了從人民公社制向家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的轉(zhuǎn)變。不可否認(rèn)，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制極大地調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，促進(jìn)了糧食產(chǎn)量提高[1][2]，但家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制并未賦予農(nóng)民長久的土地承包經(jīng)營權(quán)——農(nóng)村集體可以根據(jù)家庭人口變動或土地耕種狀況等因素而不定期調(diào)整土地[2]，即使2002年通過的《中華人民共和國農(nóng)村土地承包法》中明確規(guī)定“土地承包最低年限為30年，除特殊情形外，發(fā)包方不得收回承包地”，但仍有許多地區(qū)存在非法調(diào)整土地的現(xiàn)象[19][20]。根據(jù)現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論，地權(quán)缺乏保障會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成諸多不利影響，其中最重要的一個方面便是抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)，進(jìn)而降低土地資源配置的效率[4][5][6]。

為賦予農(nóng)民更加充分且有保障的土地承包經(jīng)營權(quán)，降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，優(yōu)化土地資源配置效率，2009 年中央一號文件明確提出“穩(wěn)步開展農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)登記試點(diǎn)”(簡稱“農(nóng)地確權(quán)”)。新一輪農(nóng)地確權(quán)的目標(biāo)是將農(nóng)戶承包土地的權(quán)利以證書的形式長久地確立下來，妥善地解決由于歷史遺留問題導(dǎo)致的承包土地面積不準(zhǔn)、四至不清、空間位置不明、登記簿不健全等問題，從根本上強(qiáng)化對農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)的物權(quán)保護(hù)，杜絕村干部隨意調(diào)整農(nóng)民承包土地的行為，徹底消除農(nóng)民對失去土地的擔(dān)憂。截至2018年底，我國完成承包地確權(quán)登記面積14.8億畝，占承包地實(shí)測面積的89.2%，30個省份已報告基本完成承包地確權(quán)登記②。

(二)識別策略

2009年開始逐步實(shí)施的農(nóng)地確權(quán)登記試點(diǎn)使得本文可以采用雙重差分模型來識別農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的影響，雙重差分模型的思想是通過比較實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策發(fā)生前后的相對差異來實(shí)現(xiàn)對政策效應(yīng)的一致估計，但其前提條件是實(shí)驗(yàn)組和控制組滿足共同趨勢假定，即在不受政策影響的情況下，實(shí)驗(yàn)組和控制組在因變量的變動上具有相同趨勢。這一假定通常不易滿足，這時可以通過控制其他變量來盡可能保證，具體模型設(shè)定如下：

Yit=α+βDi×POSTt+γXit+ci+POSTt+εit

(1)

式(1)中，Yit表示農(nóng)戶i在第t期是否參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的啞變量，若參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)取值為1，否則取值為0，本文將分別從農(nóng)地出租和農(nóng)地租入兩個角度進(jìn)行分析。Di表示農(nóng)戶i所在家庭是否獲得農(nóng)地確權(quán)證書啞變量，若獲得農(nóng)地確權(quán)證書取值為1，否則取值為0。POSTt表示年份啞變量，2015年取值為1，2013年取值為0。ci表示個體固定效應(yīng)，Xit是控制變量向量，it是隨機(jī)誤差項(xiàng)。便是農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的邊際影響。

盡管農(nóng)地確權(quán)通常以縣、行政村或村小組為單位進(jìn)行試點(diǎn)，即農(nóng)地確權(quán)登記對農(nóng)戶而言是外生的，但政府可能并不是隨機(jī)地選擇試點(diǎn)縣或村，比如，政府可能選擇土地流轉(zhuǎn)市場較為發(fā)達(dá)的村優(yōu)先開展農(nóng)地確權(quán)試點(diǎn)，這可能違背共同趨勢假定，進(jìn)而造成的估計存在偏誤。本文采用兩種方法來解決這一問題：一是控制每個地級及以上城市和不同特質(zhì)村莊的時間固定效應(yīng)；二是采用傾向匹配和雙重差分模型相結(jié)合的方法(PSM-DID)來保證實(shí)驗(yàn)組和控制組具有同質(zhì)性，以盡可能滿足共同趨勢假定，其基本思路是：通過尋找與實(shí)驗(yàn)組特征相近的個體作為控制組，再運(yùn)用雙重差分模型對配對成功的實(shí)驗(yàn)組與控制組進(jìn)行分析。

三、數(shù)據(jù)來源、變量與描述統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源和處理

本文所用數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)在2013年與2015年搜集的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。CHFS采用分層、三階段與概率比例規(guī)模(PPS)抽樣法在全國抽取家庭樣本，且每兩年對抽樣家庭進(jìn)行一次追蹤訪問。2013年，CHFS在全國除西藏、新疆和港澳臺地區(qū)外的29個省(自治區(qū)、直轄市)搜集了28143戶家庭、97916個家庭成員的信息，樣本具有全國和省級代表性。2015年，CHFS對2013年樣本進(jìn)行了追訪，并將調(diào)查樣本擴(kuò)充至37340戶家庭、125315個家庭成員，樣本在全國、各省及各副省級城市均具有代表性。其中，追訪成功21775戶家庭、70037個家庭成員。調(diào)查信息包括基本的人口統(tǒng)計特征、主觀態(tài)度、金融和非金融資產(chǎn)、負(fù)債、家庭支出與收入、社會保障與保險等。特別地，CHFS問卷詳細(xì)記錄了農(nóng)戶是否獲得農(nóng)地確權(quán)證書、獲得農(nóng)地確權(quán)證書的時間以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況。

本文旨在考察農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，且主要基于雙重差分模型進(jìn)行分析，因此，本文對數(shù)據(jù)做了如下處理：第一，本文剔除了沒有農(nóng)用土地的家庭；第二，本文剔除了后續(xù)計量分析中控制變量存在缺失值的樣本；第三，為盡量保證實(shí)驗(yàn)組和控制組在受到政策影響前具有同質(zhì)性，本文還剔除了在2013年及之前就已獲得農(nóng)地確權(quán)證書的家庭。因此，實(shí)驗(yàn)組是兩輪調(diào)查期間領(lǐng)到確權(quán)證書的農(nóng)戶，控制組是截至2015年調(diào)查時仍未領(lǐng)到確權(quán)證書的農(nóng)戶，這樣可以保證本文定義的實(shí)驗(yàn)組一定是新一輪農(nóng)地確權(quán)農(nóng)戶，從而避免農(nóng)戶將新一輪農(nóng)地確權(quán)與舊農(nóng)地確權(quán)相混淆的問題。經(jīng)上述處理后，最終獲得5967個農(nóng)戶樣本。

(二)變量與描述統(tǒng)計

1.核心解釋變量。本文的核心解釋變量是農(nóng)戶是否領(lǐng)取農(nóng)地確權(quán)證書，其在CHFS問卷中對應(yīng)的問題是“是否有相關(guān)人員將你們家農(nóng)用土地的邊界、四至和面積測量清楚并頒發(fā)一個證書？”③，若農(nóng)戶在2013年和2015年兩輪調(diào)查期間獲得農(nóng)地確權(quán)證書取值為1，否則取值為0，前者為實(shí)驗(yàn)組，后者為控制組。在5967個農(nóng)戶樣本中，實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶有1765個，占比29.58%。

2.被解釋變量。本文的被解釋變量是農(nóng)地流轉(zhuǎn)，具體包括兩個層面：一是農(nóng)戶是否出租土地，出租取值為1，否則取值為0；二是農(nóng)戶是否租入土地，租入土地取值為1，否則取值為0。表1報告了農(nóng)戶在2013年和2015年參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，從2013年到2015年，樣本中農(nóng)戶出租土地的比例提高了5.27個百分點(diǎn)，租入土地的農(nóng)戶比例也提高了1.12個百分點(diǎn)。從分組樣本來看，農(nóng)地確權(quán)組(實(shí)驗(yàn)組)在2013年和2015年出租土地的比例分別為11.43%和19.45%，增加了8.02個百分點(diǎn)，而農(nóng)地未確權(quán)組(控制組)在2013年和2015年出租土地的比例分別為11.95%和16.06%，僅增加了4.11個百分點(diǎn)?？梢园l(fā)現(xiàn)，實(shí)驗(yàn)組和控制組農(nóng)戶在農(nóng)地確權(quán)之前出租土地的比例相差不大，而農(nóng)地確權(quán)后，實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶出租土地的比例的增幅顯著高于控制組農(nóng)戶(t值為2.70)。與農(nóng)地出租變動的特征相反，從2013年到2015年，實(shí)驗(yàn)組農(nóng)戶租入土地的比例有微弱下降，而控制組農(nóng)戶租入土地的比例增加了1.68個百分點(diǎn)，但兩組農(nóng)戶租入土地的比例的變動不具有統(tǒng)計上的顯著差異(t值為-0.98)。初步的描述性統(tǒng)計信息顯示，農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)地出租，但對農(nóng)地租入沒有顯著影響。

表1 農(nóng)地出租與農(nóng)地租入變動情況

注：數(shù)據(jù)由作者根據(jù)CHFS2013年、2015年調(diào)查數(shù)據(jù)整理而來。***表示在1%的統(tǒng)計水平上顯著。

3.控制變量。本文還對一些可能影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的變量進(jìn)行了控制。具體包括兩類：一類是隨時間變化的變量，這類變量可能影響家庭承包土地的規(guī)模，進(jìn)而影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿，具體包括調(diào)查上一年度是否有紅白喜事、過去兩年土地是否被征收及家庭人口特征。其中，調(diào)查上一年度是否有紅白喜事、過去兩年土地是否被征收均為啞變量，若是取值為1，否則取值為0。家庭人口特征包括家庭總?cè)藬?shù)、16歲及以下少年占比和60歲及以上老年占比。另一類是不隨時間變化的變量，這類變量可用于控制不同特征個體的時間變動趨勢，這些特征包括戶主年齡、性別、受教育程度、是否有慢性病、受訪者及配偶兄弟姐妹數(shù)(不含自己)5個變量，其中，性別為啞變量，男性取值為1，女性取值為0；受教育程度包括文盲、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專及以上6個啞變量，在回歸分析時以文盲為參照組。表2報告了上述兩類控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，確權(quán)組和未確權(quán)組農(nóng)戶的各類特征均比較相近，相比較而言，確權(quán)組農(nóng)戶少年和老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)更重、得慢性病的比例更高，兄弟姐妹更多。

表2 控制變量描述性統(tǒng)計

注：數(shù)據(jù)由作者根據(jù)CHFS2013年、2015年調(diào)查數(shù)據(jù)整理而來。給定出生年份，每個人的年齡相對不變。慢性病和兄弟姐妹數(shù)在短期內(nèi)變化的可能性較小。因此本文將年齡、是否有慢性病和兄弟姐妹數(shù)視為不隨時間變化的變量。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本模型的估計

表3報告了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地出租的影響。模型(1)未加入任何控制變量，模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上加入隨時間變化的控制變量以及不隨時間變化的變量與年份啞變量的交叉項(xiàng)，模型(3)在模型(2)的基礎(chǔ)上加入戶主戶籍所在地級及以上城市啞變量與年份啞變量的交叉項(xiàng)?？梢园l(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)顯著提高了農(nóng)戶出租土地的概率，且這一影響在引入更多控制變量后依然穩(wěn)健。就邊際效應(yīng)而言，當(dāng)其他因素不變時，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)戶出租土地的概率提高4.2個百分點(diǎn)。與控制組在確權(quán)之前的樣本均值相比，農(nóng)地確權(quán)可使參與農(nóng)地出租的農(nóng)戶增加35.15%(=4.2/11.95)。本文中農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地出租的邊際影響小于現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)果[21][23]，這表明現(xiàn)有研究可能存在遺漏變量偏誤而導(dǎo)致估計結(jié)果上偏。

表3 農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地出租和租入的影響

注：括號里是異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***表示在1%的統(tǒng)計水平上顯著。

表3模型(4)～(6)報告了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地租入的影響。各列控制變量的添加方式與該表模型(1)～(3)相同，可以發(fā)現(xiàn)，無論是否加入控制變量，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地租入都沒有顯著影響，本文沒有發(fā)現(xiàn)強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)會增加農(nóng)地需求的證據(jù)。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)本文估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還對基本模型的估計結(jié)果做了分析。首先，羅必良(2014)指出，親友鄰居之間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)并不是純粹意義上的要素市場交易，而是包含了地緣、親緣、人情關(guān)系在內(nèi)的特殊市場交易，這類交易通常是零租金[26]。因此，本文將因變量劃分為出租農(nóng)地并取得正租金和出租農(nóng)地取得零租金，若發(fā)生相應(yīng)行為取值為1，否則取值為0。表4模型(1)和(2)的估計結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)對市場化的農(nóng)地出租行為具有顯著正向影響，但對非市場化的土地出租行為無顯著影響。通常而言，與親友鄰居之間的非市場化交易主要基于長期交互所形成的“默契”與聲譽(yù)機(jī)制，從而能夠?yàn)檗D(zhuǎn)出農(nóng)戶提供穩(wěn)定預(yù)期[26]，這一證據(jù)表明農(nóng)地確權(quán)通過強(qiáng)化地權(quán)穩(wěn)定性而促進(jìn)了農(nóng)地出租。

其次，考慮到同一村內(nèi)不同農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策可能存在相互關(guān)聯(lián)，表4模型(3)報告了聚類到村的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤時的回歸結(jié)果，即使如此，農(nóng)地確權(quán)仍在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響農(nóng)地出租，估計結(jié)果非常穩(wěn)健。

再次，為使實(shí)驗(yàn)組和控制組具有同質(zhì)性以盡可能滿足共同趨勢假定，本文采用傾向匹配雙重差分模型(PSM-DID)進(jìn)行分析。PSM-DID的實(shí)施步驟如下：

第一，估計傾向分值函數(shù)P(Di=1|Xi1)，即利用第1期(2013年)的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計信息預(yù)測家庭i在第2期(2015年)獲得農(nóng)地確權(quán)證書的概率，本文采用probit模型估計傾向分值函數(shù)。農(nóng)地確權(quán)登記通常選取縣、行政村或村小組進(jìn)行試點(diǎn)，因此，導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)組和控制組不同質(zhì)的主要原因在于縣或村的異質(zhì)性，這樣，匹配向量應(yīng)盡可能選擇縣或村級層面的信息?；跀?shù)據(jù)的可得性，本文選取的匹配向量Xi1主要為村級層面的變量，這些變量包括：(1)訪員對受訪戶所在村的馬路整潔程度、建筑格局、擁擠程度和綠化程度的打分；(2)村支部書記或主任的個人特征，包括村支部書記或主任的年齡、性別、學(xué)歷、是否是黨員4個變量；(3)村莊特征，包括村莊2013年家庭戶數(shù)、村莊是否有小學(xué)、村莊到鄉(xiāng)(鎮(zhèn))政府的距離、村莊到區(qū)或縣政府的距離、村莊黨員人數(shù)以及該村是城鎮(zhèn)居委會還是農(nóng)村行政村啞變量。由于村級特征變量存在缺失值，上文沒有控制不同特征村莊的時間趨勢，為保證估計結(jié)果穩(wěn)健，表4模型(4)加入村級特征變量與年份啞變量的交叉項(xiàng)，結(jié)果顯示，控制不同特征村莊的時間趨勢后，本文的估計結(jié)果依然穩(wěn)健。

第二，根據(jù)傾向得分為實(shí)驗(yàn)組尋找最佳匹配對象。本文采用常見的一對一匹配法，最終匹配成功的樣本量為3404，處理組與對照組樣本各占50%。配對成功后，需要檢驗(yàn)匹配的有效性，常見的檢驗(yàn)方法是匹配平衡性檢驗(yàn)④。結(jié)果顯示，匹配后的實(shí)驗(yàn)組與對照組在匹配變量上均不存在顯著差異。同時，匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對值均在10%以下，根據(jù)Rosenbaum和Rubin(1985)的經(jīng)驗(yàn)，若匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對值小于20%，則認(rèn)為匹配效果較好[28]?？傮w而言，本文的匹配結(jié)果較理想。

第三，在檢驗(yàn)通過的基礎(chǔ)上，再采用雙重差分模型僅對匹配成功的樣本進(jìn)行分析。表4模型(5)報告了相應(yīng)估計結(jié)果，模型(6)在模型(5)的基礎(chǔ)上加入控制變量，結(jié)果均穩(wěn)健地顯示，農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)地出租。

表4 農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)地出租的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：除模型(3)采用聚類到村的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤外，其余模型均報告的是異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***、**分別表示在1%和5%的統(tǒng)計水平上顯著。

(三)影響機(jī)制分析

接下來，本文進(jìn)一步分析農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)地出租的可能機(jī)制：

1.強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)。根據(jù)Besley(1995)、Besley和Ghatak(2010)的理論研究，農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的一個最直接的渠道是農(nóng)地確權(quán)可以通過強(qiáng)化地權(quán)安全性降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，從而促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)[5][6](P4525-4595)。若這一影響機(jī)制成立，那么，農(nóng)地確權(quán)將更有可能促進(jìn)在政策實(shí)施前地權(quán)安全性較差的農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。因此，參照現(xiàn)有研究的做法，可以將樣本劃分為地權(quán)安全性較好和較差兩組[29]，分別考察農(nóng)地確權(quán)對這兩組農(nóng)戶出租土地的概率是否具有差異化影響來檢驗(yàn)這一影響機(jī)制。本文采用如下兩種方式來度量地權(quán)安全性：第一，現(xiàn)有研究認(rèn)為，在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下，土地調(diào)整的頻率體現(xiàn)了地權(quán)的安全性，土地調(diào)整頻率越高，地權(quán)安全性越差[30]。盡管CHFS未詢問土地調(diào)整頻率，但詢問了農(nóng)戶所在村最近一次土地調(diào)整的年份。因此，本文以農(nóng)戶所在村最近一次農(nóng)地調(diào)整的年份間隔(2015減去最近一次土地調(diào)整年份)來衡量地權(quán)安全性，間隔越長，則表明地權(quán)安全性越好[21][22]。本文以土地調(diào)整時間間隔的中位數(shù)將樣本劃分為兩組，樣本中土地調(diào)整時間間隔的中位數(shù)為17年，所對應(yīng)的年份為1998年，這恰好是第二輪土地承包開始的年份。第二，羅必良(2014)指出，產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度是法律賦權(quán)和社會規(guī)范的函數(shù)，其中，法律賦權(quán)從合法性、強(qiáng)制性與權(quán)威性方面提升產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，而社會規(guī)范從合理性、道義性與規(guī)范性方面強(qiáng)化產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度[26]。因此，獲得法律賦權(quán)或社會規(guī)范保護(hù)的地權(quán)更安全，在農(nóng)地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本更低。從這一視角出發(fā)，可按照如下兩種方式區(qū)分地權(quán)安全性：(1)是否獲得土地承包合同，國家在第二輪土地承包開始時(1998年)要求村集體與農(nóng)戶簽訂土地承包合同，土地承包合同可視為法律賦權(quán)；(2)農(nóng)戶所在村是否有村民公約，村民公約可視為社會規(guī)范。

表5模型(1)和(2)報告了以土地調(diào)整時間間隔來衡量地權(quán)安全性的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，在第二輪土地承包之后仍發(fā)生農(nóng)地調(diào)整的村莊，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)地出租的概率顯著提高4.6個百分點(diǎn)，而在第二輪土地承包之后沒有進(jìn)行農(nóng)地調(diào)整的村莊，農(nóng)地確權(quán)的影響不顯著。表5模型(3)和(4)報告了有、無土地承包合同兩組樣本的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)可使沒有土地承包合同的農(nóng)戶出租土地的概率顯著提高8.4個百分點(diǎn)，但對有土地承包合同的樣本組，農(nóng)地確權(quán)的影響不顯著。由于土地承包合同這一法律賦權(quán)方式具有強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)的作用[15][18]，對于擁有土地承包合同的農(nóng)戶，其地權(quán)已經(jīng)得到一定保護(hù)，因此，新一輪農(nóng)地確權(quán)產(chǎn)生的政策效果就相對較弱。表5模型(5)和(6)報告了有、無村民公約兩組樣本的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，在沒有村民公約的村莊，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)地出租的概率顯著提高10.3個百分點(diǎn)，而相應(yīng)的影響在有村民公約的村莊不顯著。村民公約這一社會規(guī)范具有降低交易成本的作用，因此，新一輪農(nóng)地確權(quán)對這類村莊農(nóng)地流轉(zhuǎn)的促進(jìn)作用就相對較弱。這些證據(jù)均表明，新一輪農(nóng)地確權(quán)可以通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)、降低交易成本而促進(jìn)農(nóng)地出租。

表5 農(nóng)地確權(quán)、地權(quán)安全性與農(nóng)地出租

注：括號內(nèi)是異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，以下表同。

2.促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移。除了通過降低交易成本而直接促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，農(nóng)地確權(quán)還可通過促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移而間接促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)[25]。本文采用中介效應(yīng)模型來檢驗(yàn)這一影響機(jī)制。根據(jù)驗(yàn)證中介效應(yīng)的三個標(biāo)準(zhǔn)[31]：(1)中介變量對自變量回歸，自變量達(dá)到顯著的水平；(2)因變量對自變量回歸，自變量也達(dá)到顯著的水平；(3)因變量同時對中介變量和自變量回歸，如果中介變量達(dá)到顯著的水平，自變量的回歸系數(shù)減小且自變量達(dá)到顯著的水平，則中介變量起部分中介作用，若自變量回歸系數(shù)減小且沒有達(dá)到顯著的水平，則中介變量起完全中介作用。本文中，中介變量為家庭成員中從事非農(nóng)業(yè)勞動的比例，自變量為農(nóng)地是否確權(quán)，因變量為農(nóng)地是否出租。上文已驗(yàn)證第二個標(biāo)準(zhǔn)，接下來，本文將驗(yàn)證第一個和第三個標(biāo)準(zhǔn)。

表6模型(1)檢驗(yàn)了中介效應(yīng)的第一個標(biāo)準(zhǔn)，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)可使家庭成員中參與非農(nóng)業(yè)勞動的比例提高2.4個百分點(diǎn)，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，即滿足中介效應(yīng)的第一個標(biāo)準(zhǔn)。模型(2)檢驗(yàn)了中介效應(yīng)的第三個標(biāo)準(zhǔn)，可以發(fā)現(xiàn)，家庭成員中從事非農(nóng)業(yè)勞動的比例每提高1個百分點(diǎn)，農(nóng)戶出租土地的概率將顯著提高0.067個百分點(diǎn)，但農(nóng)地確權(quán)的估計系數(shù)為0.040，與沒有控制非農(nóng)業(yè)勞動參與比例時的結(jié)果(表3模型(3))相比僅有微弱的下降。綜合驗(yàn)證中介效應(yīng)的三個標(biāo)準(zhǔn)可得，農(nóng)地確權(quán)通過促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移而間接促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的效應(yīng)較弱，平均而言，農(nóng)地確權(quán)通過促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移而間接提高的土地出租概率僅為0.161(=2.4×0.067)個百分點(diǎn)，僅占總效應(yīng)的3.83%(=0.161/4.2)。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

注： “非農(nóng)業(yè)勞動參與比例”是指家庭成員中參與非農(nóng)業(yè)勞動的比例，“農(nóng)業(yè)勞動參與比例”的定義以此類推?！巴獠恐虚g要素投入”包括農(nóng)戶購買農(nóng)藥、化肥、種子等農(nóng)資品，雇傭外部勞動力，租用農(nóng)用機(jī)械設(shè)備所發(fā)生的費(fèi)用支出。“農(nóng)地自評總價”是農(nóng)戶對自己所擁有土地的評估價值。“農(nóng)地自評單價”是農(nóng)戶對自己所擁有土地的評估單價。

3.促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資?，F(xiàn)有研究還指出，農(nóng)地確權(quán)可通過促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資而增加農(nóng)地需求并減少農(nóng)地供給[27]。上文的結(jié)果表明，農(nóng)地確權(quán)并沒有提高農(nóng)戶租入土地的概率，即農(nóng)地確權(quán)并沒有增加農(nóng)地需求。為驗(yàn)證中介效應(yīng)，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)是否可促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資。本文從家庭自有勞動力投入和外部中間要素投入兩個方面進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，家庭自有勞動力投入以家庭成員中從事農(nóng)業(yè)勞動的比例來衡量；外部中間要素投入為農(nóng)戶購買農(nóng)藥、化肥、種子等農(nóng)資品，雇傭外部勞動力，租用農(nóng)用機(jī)械設(shè)備所發(fā)生的費(fèi)用支出。表6模型(3)報告了農(nóng)地確權(quán)對家庭成員中農(nóng)業(yè)勞動參與比例的影響，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動參與比例沒有顯著影響⑤。表6模型(4)的估計結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)后，農(nóng)業(yè)外部中間要素投入并沒有顯著提高。由此可見，農(nóng)地確權(quán)不具有促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資而抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用。

4.“稟賦效應(yīng)”。羅必良(2014)指出，農(nóng)戶的承包地是一種被賦予了特殊情感的人格財產(chǎn)，農(nóng)地確權(quán)會使農(nóng)戶給予土地更高的主觀價值評價，這使得農(nóng)戶出租土地的意愿價格高于市場的平均支付價格，由此產(chǎn)生“稟賦效應(yīng)”，從而導(dǎo)致交易雙方難以在交易價格上達(dá)成一致，進(jìn)而抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)[26]。根據(jù)這一理論，農(nóng)地確權(quán)必然會提高農(nóng)戶出租土地的意愿價格。CHFS數(shù)據(jù)未詢問農(nóng)戶出租土地的意愿價格，但詢問了農(nóng)戶對自己所擁有土地的評估價值，農(nóng)地自我評估價值可視為農(nóng)地意愿出租價格的折現(xiàn)值，因此，本文以農(nóng)地自評價值作為土地意愿出租價格的代理變量。表6模型(5)報告了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地自評總價的影響，模型(6)進(jìn)一步考慮了承包地面積變動的影響，即以農(nóng)地自評單價作為被解釋變量。估計結(jié)果顯示，無論是將農(nóng)地自評總價還是單價作為被解釋變量，農(nóng)地確權(quán)的影響均不顯著。由此可見，農(nóng)地確權(quán)不具有通過增強(qiáng)“稟賦效應(yīng)”而抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)的效應(yīng)。

上文的分析還顯示出一個看似矛盾的現(xiàn)象，即農(nóng)地確權(quán)在促進(jìn)農(nóng)戶出租土地的同時并沒有降低家庭成員中從事農(nóng)業(yè)勞動的比例(表6模型(3))。實(shí)際上，這一現(xiàn)象與理論和現(xiàn)實(shí)均不矛盾。從理論上講，如果資本和勞動可以相互替代，且資本的產(chǎn)出高于勞動的產(chǎn)出，那么，隨著農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)戶可以增加資本投入(比如農(nóng)業(yè)機(jī)械)來替代勞動投入，相反，農(nóng)地經(jīng)營規(guī)?？s小則意味著單位面積上資本投入的成本增加，進(jìn)而可能使得農(nóng)戶以勞動投入為主。從現(xiàn)實(shí)來看，農(nóng)戶的土地可以分成三種狀態(tài)：自己耕種、閑置(既未自己耕種也未出租)和出租，因此，農(nóng)戶出租土地面積的增加并不一定會降低自己耕種的土地面積，而有可能使得閑置土地面積減少。為提供相關(guān)證據(jù)，表7進(jìn)一步考察了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地利用情況的影響。結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)并沒有降低農(nóng)戶自己耕種土地的概率(模型(1))，但使農(nóng)戶閑置土地的概率顯著降低了3.5個百分點(diǎn)(模型(2))，這與農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地出租的邊際影響十分接近。由此可見，農(nóng)地確權(quán)后新增出租的農(nóng)地主要來源于閑置農(nóng)地，即農(nóng)地確權(quán)激活了農(nóng)村閑置的農(nóng)地資源，減少了農(nóng)地資源的浪費(fèi)，提高了農(nóng)地的利用效率。

表7 農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)地使用情況

注： “自己耕種”是指有農(nóng)用土地的家庭是否從事農(nóng)業(yè)勞動啞變量，是取值為1，否則取值為0，“農(nóng)地閑置”是指有農(nóng)用土地的家庭是否閑置土地啞變量，是取值為1，否則取值為0。

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用中國家庭金融調(diào)查在2013年和2015年搜集的微觀數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。主要研究結(jié)論如下：第一，農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)地出租，在其他因素不變時，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)地出租的概率增加4.2個百分點(diǎn)，但并不顯著影響農(nóng)地租入。第二，農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)了市場化的農(nóng)地出租，但對非市場化的農(nóng)地出租沒有顯著影響，且新增出租的土地主要來源于閑置農(nóng)地，這表明，農(nóng)地確權(quán)激活了農(nóng)村閑置的土地資源，減少了農(nóng)地資源的浪費(fèi)，提高了農(nóng)地的利用效率。第三，從影響機(jī)制來看，農(nóng)地確權(quán)主要通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)而直接促進(jìn)了土地出租，其通過促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移而間接促進(jìn)土地出租的效應(yīng)較弱。與此同時，農(nóng)地確權(quán)不具有通過增強(qiáng)“稟賦效應(yīng)”、促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資而抑制農(nóng)地出租的效應(yīng)。

本文的研究具有重要的政策啟示。首先，農(nóng)地確權(quán)是新一輪農(nóng)村經(jīng)濟(jì)改革發(fā)展的基礎(chǔ)，其目標(biāo)旨在從供給側(cè)消除農(nóng)村土地和勞動力兩大要素自由流動的壁壘，本文的研究結(jié)果表明農(nóng)地確權(quán)通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)而促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，且主要促進(jìn)了市場化的農(nóng)地流轉(zhuǎn)，因此，未來應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)和完善農(nóng)地確權(quán)，為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育和發(fā)展提供良好的制度保障，以逐步提高農(nóng)民的財產(chǎn)性收入。其次，本文的研究表明，制度規(guī)范是影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)的重要因素，因此，除了加強(qiáng)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)外，政府可采取適當(dāng)?shù)拇胧﹣硪?guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，比如，建立公開、公正、透明的農(nóng)地流轉(zhuǎn)網(wǎng)上交易平臺等。最后，盡管農(nóng)地確權(quán)后農(nóng)戶非農(nóng)化傾向增加，但這并不影響農(nóng)地的使用效率，相反，農(nóng)地確權(quán)可減少農(nóng)地閑置，促進(jìn)閑置農(nóng)地的優(yōu)化再配置，因此，就解決農(nóng)地拋荒、撂荒的難題而言，通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)來激勵農(nóng)戶將不愿自己耕種的農(nóng)地流轉(zhuǎn)出租是解決這一難題行之有效的辦法。

注釋：

①為與2009年新一輪農(nóng)地確權(quán)頒發(fā)的證書相區(qū)別，本文把2009年新一輪農(nóng)地確權(quán)之前頒發(fā)的證書或合同稱為“舊的土地承包證書或合同”。政府在第二輪土地承包開始初期出臺的相關(guān)文件——《中共中央辦公廳國務(wù)院辦公廳關(guān)于進(jìn)一步穩(wěn)定和完善農(nóng)村土地承包關(guān)系的通知》(中辦發(fā)[1997]16號)中明確規(guī)定“要及時向農(nóng)戶頒發(fā)由縣或縣級以上人民政府統(tǒng)一印制的土地承包經(jīng)營權(quán)證書”。

②數(shù)據(jù)來源：人民日報，網(wǎng)址：http://paper.people.com.cn/rmrb/html/2019-01/18/nw.D110000renmrb_20190118_4-02.htm。

③這一問題的設(shè)計也在一定程度上避免了受訪者將新一輪農(nóng)地確權(quán)頒證和舊農(nóng)地確權(quán)頒證相混淆的問題，因?yàn)榕f農(nóng)地確權(quán)幾乎不會對農(nóng)地的邊界、四至和面積進(jìn)行準(zhǔn)確測量。

④限于篇幅，匹配變量的定義、描述性統(tǒng)計及匹配平衡性檢驗(yàn)未匯報，若需要，可向作者索取。

⑤本文發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)不會顯著降低農(nóng)業(yè)勞動參與比例(表7模型(3))，但可顯著提高非農(nóng)業(yè)勞動參與比例(表7模型(1))，二者并不矛盾。在作者的另一項(xiàng)研究中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)后，增加的非農(nóng)業(yè)勞動參與者主要來源于農(nóng)村閑置勞動力(家務(wù)勞動者)，而并非來源于農(nóng)業(yè)勞動者。