農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的影響研究*

劉淑云，韓家彬，劉玉豐

（1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100083；2.遼寧工程技術(shù)大學(xué)工商管理學(xué)院，遼寧 葫蘆島 125105）

一、引 言

耕地是最寶貴的農(nóng)業(yè)資源、最重要的生產(chǎn)要素。長期以來，我國農(nóng)業(yè)以高產(chǎn)為主要目標(biāo)，追求單位土地產(chǎn)量最大化，耕地長期高強度、超負(fù)荷利用，造成基礎(chǔ)地力下降，耕地質(zhì)量狀況堪憂。牢固樹立農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展理念，加強農(nóng)業(yè)資源保護和高效利用，成為新時代推動農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。而農(nóng)戶對耕地質(zhì)量保護投資意愿和水平，直接關(guān)系農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的有效推進(jìn)。因此，調(diào)動農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資積極性，對于推進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有十分重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)于土地產(chǎn)權(quán)改革與農(nóng)業(yè)投資的關(guān)系，現(xiàn)有研究仍存在分歧。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的直接激勵效應(yīng)、抵押信貸效應(yīng)和交易收益效應(yīng)影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資（Besley，1995；Brasselle等，2002）。在亞洲和拉美國家，擁有正式農(nóng)地確權(quán)證書的農(nóng)戶，其土地投資明顯高于其他農(nóng)戶（Markussen等，2014），即農(nóng)地確權(quán)通過提高農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性激勵農(nóng)戶增加農(nóng)業(yè)投資，但在非洲國家并未觀測到這種激勵效應(yīng)（Holden等，2002）。Heidi等（2019）認(rèn)為若土地流轉(zhuǎn)期限是長期，則農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入土地和自有土地的耕地質(zhì)量保護投資趨于均等。此外，只有農(nóng)戶不受流動性約束，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性才會促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資需求，否則農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性與農(nóng)業(yè)投資間可能不顯著相關(guān)（Carter等，2003）。針對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資關(guān)系的研究分歧，吉登艷等（2014）認(rèn)為產(chǎn)權(quán)安全的界定與衡量指標(biāo)的差異、土地投資類型的不同，以及研究方法和數(shù)據(jù)方面的缺陷均可能對研究結(jié)果產(chǎn)生影響，從而導(dǎo)致已有研究結(jié)論存在差異。

雖然研究農(nóng)地確權(quán)或農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性的文獻(xiàn)較為豐富，但限于家庭微觀層面數(shù)據(jù)的獲取，僅有少量文獻(xiàn)檢驗了農(nóng)地確權(quán)與耕地質(zhì)量保護投資間的直接或間接關(guān)系。如黃季焜等（2012）研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地使用權(quán)確權(quán)提高了土地使用權(quán)穩(wěn)定性，從而激發(fā)農(nóng)戶長期投資意愿，提高有機肥施用量；應(yīng)瑞瑤等（2018）基于原農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點2010～2015年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)顯著提高了農(nóng)家肥投資，且經(jīng)過土地調(diào)整的農(nóng)戶農(nóng)家肥投資更多，農(nóng)戶對自有農(nóng)地的農(nóng)家肥投資水平高于轉(zhuǎn)入農(nóng)地；周力等（2019）運用湖南、江西、江蘇三省數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)自有農(nóng)地和轉(zhuǎn)入農(nóng)地的化肥使用量減少，配方肥和有機肥使用量增加，對其他耕地質(zhì)量保護行為影響不顯著。最近的國外研究最具代表性的是（Markus等，2018），通過劃界來提高土地產(chǎn)權(quán)安全性，可增加農(nóng)戶23%～43%用于已確權(quán)地塊的長期投資，這一效應(yīng)在女性經(jīng)營的土地中更明顯。相比于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文存在以下不同：第一，注意到耕地質(zhì)量保護投資收益具有外溢性和跨期性；第二，基于不完全契約理論分析農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的機制，并檢驗這一機制存在土地調(diào)整和土地流轉(zhuǎn)異質(zhì)性。第三，分類討論農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶采用有機質(zhì)提升技術(shù)、農(nóng)家肥和有機肥、輪休輪耕等不同耕地保護投資行為的差異性。

農(nóng)地確權(quán)的本質(zhì)是土地剩余控制權(quán)由基層政府和村集體向農(nóng)民轉(zhuǎn)移，以保障農(nóng)民土地投資的事后收益。隨著土地產(chǎn)權(quán)制度改革深入推進(jìn)，土地剩余控制權(quán)的偏好將激勵農(nóng)戶增加耕地質(zhì)量保護投資。因此，本文嘗試從不完全契約理論的角度研究農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的機制，檢驗農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的關(guān)系，探討土地調(diào)整和土地流轉(zhuǎn)在農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資過程中的異質(zhì)性，最后依據(jù)研究結(jié)論提出相關(guān)政策建議。

二、理論邏輯與研究假設(shè)

耕地質(zhì)量保護投資是指有利于耕地質(zhì)量保持或提高的生產(chǎn)性投資，包括秸稈還田、種植綠肥、施用農(nóng)家肥和商品有機肥、測土配方施肥等改善耕地貧瘠的措施，以及整修水渠、土地平整與深耕等提高土壤保水、保土和保肥能力的措施。廣義上耕地質(zhì)量保護包括耕地數(shù)量和耕地質(zhì)量兩方面，本文研究農(nóng)戶的耕地質(zhì)量保護投資行為側(cè)重于耕地質(zhì)量方面，是指在土地利用過程中農(nóng)戶實施的有利于維持和提升耕地質(zhì)量的投資行為，包括土壤有機質(zhì)提升技術(shù)、農(nóng)家肥和有機肥、休耕等農(nóng)藝措施。

根據(jù)不完全契約理論，農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資決策行為取決于其承包經(jīng)營權(quán)能否得到有效保護，即農(nóng)戶耕地保護投資所產(chǎn)生的全部剩余能否得到保障。參考Hart等（1999）的模型，建立一個包含村集體C和一個農(nóng)戶H的兩時期模型，如圖1所示。村集體和農(nóng)戶在時期0締結(jié)承包合同，在時期1分配收益，考慮到耕地質(zhì)量保護投資的收益具有跨期屬性（徐志剛等，2018），時期0到時期1的時間足夠長。假定在這兩個時期間，存在一個時期1/2，農(nóng)戶為了保護耕地進(jìn)行投資；合同雙方都是風(fēng)險中性，即不具有投資約束；合同雙方足夠理性以實現(xiàn)投資期望收益最大化。

農(nóng)戶與村集體的承包合同屬于不完全合同（韓家彬等，2019），原因有三：一是村集體和農(nóng)戶的有限理性，幾乎不可能對未來發(fā)生的所有情況或事件做出預(yù)測；二是即使能對未來做出提前預(yù)測，也很難將這些情況或事件寫進(jìn)承包合同中，因為很難找到一種令締約各方都滿意的共同語言去描述；三是即使能將未來情況或事件的預(yù)測寫進(jìn)承包合同中，當(dāng)出現(xiàn)合同糾紛時，諸如法院之類的第三方權(quán)威機構(gòu)也很難證實締約雙方約定的條款（韓家彬等，2018）。為簡單起見，在不完全合約下，假定農(nóng)戶獲得耕地質(zhì)量保護投資收益的概率為p（0≤p≤1），在時期1/2的單位土地投資成本為c（c≥0），時期1的全部投資收益為π(c)，π(c)滿足π'(c)＞0和π''(c)＜0。那么，農(nóng)戶在時期1獲得的最大化實際單位耕地質(zhì)量保護收益V可表示為。

在不完全承包合約下，村集體憑借基層政府代理人、農(nóng)村社區(qū)的公共管理者和村集體資產(chǎn)運營管理者的身份，獲得農(nóng)地剩余控制權(quán)。此時，村集體為攫取所有剩余，無法承諾不與農(nóng)戶就土地調(diào)整和征地等問題再談判，從而使農(nóng)戶喪失在時期1/2進(jìn)行耕地質(zhì)量保護投資的全部激勵。對應(yīng)式（1）中，當(dāng)農(nóng)戶獲得耕地質(zhì)量保護投資收益的概率p降低時，期望的實際收益V也會降低，故農(nóng)戶會降低投資c。特別是當(dāng)p趨近于0時，農(nóng)戶最優(yōu)選擇c=0。

自上而下推行的農(nóng)地確權(quán)頒證是黨中央保護農(nóng)戶土地剩余控制權(quán)的有力背書，即承諾村集體不再就承包合同再談判。此時，存在一種能實現(xiàn)最優(yōu)的方式：賦予農(nóng)戶在時期1獲得全部耕地質(zhì)量保護投資收益的權(quán)利。當(dāng)農(nóng)戶預(yù)期到這種情況會發(fā)生時，農(nóng)戶將在時期1/2進(jìn)行有效的耕地質(zhì)量保護投資。在式（1）中，當(dāng)農(nóng)戶獲得耕地質(zhì)量保護投資收益的概率p提高時，期望的實際收益V也會提高，故農(nóng)戶會提高投資c。特別是當(dāng)p趨近于1時，農(nóng)戶的最優(yōu)選擇是使V最大化的投資c?；谝陨戏治?，本文提出如下研究假說：

假說1：農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資。

改革開放以來土地調(diào)整是中國土地承包制度的一個重要特征。由于農(nóng)村土地所有者缺位，造成土地產(chǎn)權(quán)模糊和不穩(wěn)定，進(jìn)而導(dǎo)致土地被頻繁調(diào)整（豐雷等，2013）。土地承包制度所內(nèi)含的“均分”基因和植入的“變更”基因、農(nóng)村人口變動和政治關(guān)聯(lián)增加了農(nóng)地調(diào)整的頻率（李尚蒲等，2015）。土地頻繁調(diào)整嚴(yán)重影響農(nóng)戶的耕地質(zhì)量保護投資，降低農(nóng)戶中長期土地投資的激勵，不利于農(nóng)地改良和耕地保護（俞海等，2003）。

根據(jù)作為參考點的合同理論（Hart等，2008），初始的承包制合約為農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資提供了參考點。如表1所示，在未確權(quán)頒證的情況下，未經(jīng)歷土地調(diào)整農(nóng)戶的耕地質(zhì)量保護投資收益為(c,pπ(c)-c)，這是一個參照點。而經(jīng)歷土地調(diào)整的農(nóng)戶，會自認(rèn)為未獲得在承包制下應(yīng)得的耕地質(zhì)量保護投資收益，進(jìn)而降低實質(zhì)績效，即“折減”耕地質(zhì)量保護投資，“折減”系數(shù)為θ（0≤θ＜1），其對應(yīng)的投資收益為(θc,pπ(θc)-θc)。農(nóng)地確權(quán)頒證保障了農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的事后收益，耕地質(zhì)量保護投資均達(dá)到c*(c*＞c＞θc)的水平。由此可得出，c*-θc＞c*-c。其經(jīng)濟學(xué)直覺是，是否經(jīng)歷土地調(diào)整會影響農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的激勵程度：未經(jīng)歷土地調(diào)整的農(nóng)戶，其耕地質(zhì)量保護投資的概率和水平本身較高，農(nóng)地確權(quán)相當(dāng)于強化農(nóng)地剩余控制權(quán)；而經(jīng)歷土地調(diào)整的農(nóng)戶，其耕地質(zhì)量保護投資的概率和水平本身存在一定程度的“折減”，低于未經(jīng)歷土地調(diào)整的農(nóng)戶，故農(nóng)地確權(quán)能更大程度提高其耕地質(zhì)量保護投資的概率和水平?；谝陨戏治?，本文提出如下研究假說：

表1 土地調(diào)整下農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資—收益矩陣

假說2：土地調(diào)整降低了農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資激勵；相較于未經(jīng)歷土地調(diào)整村莊農(nóng)戶，農(nóng)地確權(quán)對經(jīng)歷土地調(diào)整農(nóng)戶的耕地質(zhì)量保護投資促進(jìn)作用更強。

農(nóng)地確權(quán)頒證之前，農(nóng)地剩余控制權(quán)歸屬村集體，農(nóng)戶出于對自身承包經(jīng)營權(quán)益的保護，多采取短期化、非正規(guī)化的土地租約（應(yīng)瑞瑤等，2018），故轉(zhuǎn)入戶缺乏對耕地質(zhì)量保護投資事后收益的保障，對轉(zhuǎn)入耕地進(jìn)行“掠奪性”經(jīng)營，“折減”耕地質(zhì)量保護投資。郜亮亮等（2011）也觀測到租賃土地的不穩(wěn)定性對耕地質(zhì)量保護投資具有抑制效應(yīng)。如表2所示，在未確權(quán)頒證的情況下，相較于自有地，轉(zhuǎn)入戶對轉(zhuǎn)入地的耕地質(zhì)量保護投資存在一個“折減”系數(shù)δ（0≤δ＜1），其對應(yīng)的耕地質(zhì)量保護投資收益為(δc,pπ(δc)-δc)。相反，農(nóng)地確權(quán)頒證不僅清晰界定了農(nóng)地剩余控制權(quán)歸屬，使承包土地經(jīng)營權(quán)固化和不可調(diào)整（程令國等，2016），還降低了轉(zhuǎn)出戶土地遭受非法侵占的可能性，更有利于促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同的正規(guī)化和流轉(zhuǎn)期限的延長，保障轉(zhuǎn)入戶的耕地保護投資事后收益，進(jìn)而激勵轉(zhuǎn)入戶增加耕地質(zhì)量保護投資。農(nóng)戶對轉(zhuǎn)入地的耕地質(zhì)量保護投資倍增，倍增系數(shù)為?(?＞1)，且滿足?θc＜c*?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僬f：

表2 土地流轉(zhuǎn)下農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資—收益矩陣

假說3：農(nóng)地確權(quán)在一定程度上提高了轉(zhuǎn)入戶耕地質(zhì)量保護投資水平，但相較于轉(zhuǎn)入農(nóng)地，農(nóng)戶更偏向于對自家承包地進(jìn)行耕地質(zhì)量保護投資。

三、數(shù)據(jù)來源、研究方法與數(shù)據(jù)描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于原農(nóng)業(yè)部2016年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策第三方評估農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)、2016年耕地質(zhì)量保護與提升政策研究農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)。這兩項調(diào)查的實施時間是2017年9～10月。為保證樣本的代表性，兩項調(diào)查從不同的省份根據(jù)村級單位數(shù)量、地理和經(jīng)濟特征等賦予不同的抽樣權(quán)重。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策第三方評估農(nóng)戶調(diào)查主要包括農(nóng)地確權(quán)、土地流轉(zhuǎn)、家庭農(nóng)場和新型職業(yè)農(nóng)民培訓(xùn)等相關(guān)問題，耕地質(zhì)量保護與提升政策研究農(nóng)戶調(diào)查主要涵蓋農(nóng)戶基本生產(chǎn)經(jīng)營情況和耕地質(zhì)量保護與提升相關(guān)情況。本文數(shù)據(jù)樣本是將這兩個調(diào)查數(shù)據(jù)合并后的樣本，剔除家庭農(nóng)場、合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)等大型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體樣本和主要變量缺失樣本后，最終獲得4 535個有效樣本，樣本農(nóng)戶涉及江蘇、遼寧、山東、河北、河南、山西、安徽、江西、湖北、貴州、四川、陜西12個省份。

（二）研究方法與數(shù)據(jù)描述

為量化研究農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資行為的影響，本文構(gòu)建農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資行為模型：

式（2）中，Yi表示農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資行為，包括是否采用土壤有機質(zhì)提升技術(shù)（秸稈還田腐熟技術(shù)、綠肥栽培還田技術(shù)、大豆接種根瘤菌技術(shù)、施用土地調(diào)理劑和測土配方施肥技術(shù)等），是賦值為1，否賦值為0；是否施用農(nóng)家肥和有機肥，是賦值為1，否賦值為0；農(nóng)家肥和有機肥施用數(shù)量；是否輪休輪耕，是賦值為1，否賦值為0；輪休輪耕面積占總經(jīng)營面積的比重。Ei表示是否農(nóng)地確權(quán)，若農(nóng)戶土地已確權(quán)頒證，則Ei=1，否則Ei=0，β表示農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的影響程度。Xi是控制變量（匹配變量），主要包括家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者特征、家庭特征和區(qū)域特征（見表3），γ為控制變量的系數(shù)，α為常數(shù)項，εi為隨機擾動項?？紤]到農(nóng)地確權(quán)村是政府選擇的結(jié)果（胡新艷等，2016），可能受到某些不可觀測因素影響，而這些不可觀測因素被放到εi中，導(dǎo)致式（2）中的Ei與εi相關(guān)，故直接采用線性概率模型和歸并回歸模型可能存在估計偏誤。而傾向得分匹配法（PSM）能找出隱藏在數(shù)據(jù)中的隨機化實驗樣本，分析匹配后的樣本，估計結(jié)果更加穩(wěn)健，對模型設(shè)定形式不再敏感。運用傾向得分匹配法識別因果效應(yīng)參數(shù)的前提是滿足條件獨立性假設(shè)（CIA）：

式（3）說明控制可觀測協(xié)變量Xi后，確權(quán)組和未確權(quán)組兩組農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的潛在結(jié)果分布相似，未觀測變量不會對潛在結(jié)果的分布造成系統(tǒng)性影響。需要指出的是，中國農(nóng)地確權(quán)是以村為單位整村推進(jìn)，能在村內(nèi)部保證農(nóng)戶接受農(nóng)地確權(quán)政策沖擊的外生性（應(yīng)瑞瑤等，2018）。

運用傾向得分匹配法計算平均因果效應(yīng)的一般步驟如下。第一，選擇匹配協(xié)變量。本文選擇農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策者特征、家庭特征和區(qū)域特征作為匹配協(xié)變量，以滿足可忽略性假定。第二，估計傾向得分。運用Logit回歸估計傾向得分值。第三，選擇傾向得分匹配的方法。理論上不同的匹配方法各有優(yōu)劣，但目前文獻(xiàn)中尚未明確指出哪種方法更優(yōu)。因此，本文嘗試用不同的匹配方法，并比較其結(jié)果，以說明結(jié)果的穩(wěn)健性。本文使用的方法主要有核匹配法、k近鄰匹配法、卡尺內(nèi)最近鄰匹配法、半徑匹配法和局部線性回歸匹配法。第四，協(xié)變量平衡性檢驗。對于匹配完成后形成的匹配樣本，需檢驗是否近似于隨機化實驗，以保證干預(yù)組和控制組具有可比性。第五，因果效應(yīng)估計。平均因果效應(yīng)主要可分為干預(yù)組平均因果效應(yīng)（ATT）、控制組平均因果效應(yīng)（ATU）和全樣本平均因果效應(yīng)（ATE），本文主要關(guān)注干預(yù)組平均因果效應(yīng)，其表達(dá)式如下：

式（4）中，y1i為土地確權(quán)農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資情況，y0i為匹配后得到的反事實條件下干預(yù)組農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資情況。E(y1i|Ei=1)可直接觀測，而E(y0i|Ei=1)是反事實的，需通過傾向得分匹配法在控制組農(nóng)戶尋找近似替代。

變量定義、描述性統(tǒng)計和樣本均值的差異檢驗如表3所示。農(nóng)地確權(quán)戶（干預(yù)組）的耕地質(zhì)量保護投資顯著高于未確權(quán)戶（控制組），協(xié)變量也存在顯著差異，為本文使用傾向得分匹配法提供契機。

表3 變量說明與描述統(tǒng)計情況

續(xù)表

四、結(jié)果與分析

（一）數(shù)據(jù)平衡性檢驗

根據(jù)匹配估計量的思想，若農(nóng)戶i屬于確權(quán)組，則需在未確權(quán)組找到某個農(nóng)戶j，使得農(nóng)戶i與農(nóng)戶j的可測變量取值盡可能匹配，即xi≈xj。基于可忽略性假定，農(nóng)戶i與農(nóng)戶j被確權(quán)的概率相近，二者才具有可比性。因此，為了保證匹配的效果，需要對協(xié)變量進(jìn)行平衡性檢驗，結(jié)果如表4所示。

表4 協(xié)變量平衡性檢驗結(jié)果

由表4可知，總體上看，匹配后所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于5%，遠(yuǎn)小于10%的標(biāo)準(zhǔn)紅線，所有協(xié)變量的t檢驗結(jié)果不拒絕干預(yù)組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)。對比匹配前的結(jié)果，除年齡的偏差略有增加外，其他變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均大幅縮小，說明匹配效果較好。

運用不同的匹配方法檢驗協(xié)變量的平衡性，結(jié)果如表5所示。樣本匹配后，協(xié)變量總體標(biāo)準(zhǔn)化偏差由78.70%降至9.10%～11.20%，滿足總體標(biāo)準(zhǔn)化偏差顯著降低且低于20%的標(biāo)準(zhǔn)。因此，運用傾向得分匹配法能有效降低干預(yù)組與處理組協(xié)變量的分布差異，使識別的因果效應(yīng)更可靠。

表5 不同匹配方法下協(xié)變量平衡性檢驗結(jié)果

（二）農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的影響效應(yīng)估計

為檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用五種匹配方法分別估計式（4）處理效應(yīng)ATT，如表6所示。結(jié)果顯示，運用五種不同的匹配方法，估計結(jié)果基本一致，說明模型具有較好的穩(wěn)健性。無論農(nóng)戶采用哪種耕地質(zhì)量保護投資行為，處理效應(yīng)ATT的估計結(jié)果均顯著為正。具體而言，農(nóng)地確權(quán)頒證使農(nóng)戶采用有機質(zhì)提升技術(shù)、使用農(nóng)家肥和有機肥、輪休輪耕的概率分別提高8.55%、5.50%和2.01%，使農(nóng)家肥和有機肥數(shù)量提高48.85%，使輪耕地比重提高1.42%。表明農(nóng)地確權(quán)保障了農(nóng)戶對農(nóng)地的剩余控制權(quán)，將耕地質(zhì)量保護投資的長期收益分配權(quán)交給農(nóng)戶，激勵農(nóng)戶對耕地質(zhì)量保護的投資，促進(jìn)耕地質(zhì)量保護投資，假說1得以驗證。

表6 傾向得分匹配的估計結(jié)果

（三）土地調(diào)整的異質(zhì)性影響分析

不同農(nóng)戶在農(nóng)地確權(quán)前對耕地質(zhì)量保護投資的預(yù)期可能由于土地調(diào)整而存在系統(tǒng)性差異，即土地調(diào)整在農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的過程中表現(xiàn)出一定異質(zhì)性。具體而言，初始的承包制合約為農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資提供一個參考點，未經(jīng)歷土地調(diào)整農(nóng)戶對耕地質(zhì)量保護投資剩余獲得的預(yù)期較高，農(nóng)地確權(quán)對其耕地質(zhì)量保護投資的激勵有限。與此相反，經(jīng)歷土地調(diào)整農(nóng)戶對耕地質(zhì)量保護投資剩余獲得的預(yù)期較低，相較于未經(jīng)歷土地調(diào)整農(nóng)戶，耕地質(zhì)量保護投資本身存在“折減”，農(nóng)地確權(quán)大幅提高其耕地質(zhì)量保護投資。如表7所示，土地調(diào)整對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資存在負(fù)向投資激勵，農(nóng)地確權(quán)與土地調(diào)整的交互項顯著為正，表明農(nóng)地確權(quán)對經(jīng)歷過土地調(diào)整農(nóng)戶的正向激勵效應(yīng)更大，上述分析得到驗證。

表7 土地調(diào)整的異質(zhì)性估計結(jié)果

（四）土地流轉(zhuǎn)的異質(zhì)性分析

在中國現(xiàn)階段的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度下，農(nóng)地確權(quán)加強了土地經(jīng)營者的權(quán)益保護，也影響轉(zhuǎn)入戶的耕地質(zhì)量保護投資。農(nóng)地確權(quán)之前，農(nóng)地剩余控制權(quán)屬于村集體，出于對承包經(jīng)營權(quán)權(quán)益的保護，轉(zhuǎn)出戶更偏好采用短期的、非正式的租賃合約出租承包地，不可避免地限制轉(zhuǎn)入戶對租入土地的剩余權(quán)利，即轉(zhuǎn)入戶在較短流轉(zhuǎn)期限內(nèi)不能收回耕地質(zhì)量保護投資收益。此外，租期較短也可能導(dǎo)致轉(zhuǎn)入戶的“掠奪性”經(jīng)營行為。因此，轉(zhuǎn)入戶會“折減”耕地質(zhì)量保護投資。而農(nóng)地確權(quán)清晰界定了農(nóng)地剩余控制權(quán)歸屬，提高農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)剩余控制權(quán)，保障土地流轉(zhuǎn)各方的自由選擇權(quán)和自由簽約權(quán)，有利于促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)合同正規(guī)化和流轉(zhuǎn)期限延長，進(jìn)而激勵轉(zhuǎn)入戶增加耕地質(zhì)量保護投資。如表8所示，轉(zhuǎn)入戶耕地質(zhì)量保護投資水平均高于未轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶，轉(zhuǎn)入戶可能通過擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模以提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營收益進(jìn)而促進(jìn)耕地質(zhì)量保護的投資。轉(zhuǎn)入戶與經(jīng)營規(guī)模的交互項系數(shù)顯著為負(fù)，說明相較于自有土地，租入土地增加將降低農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資水平。進(jìn)一步，轉(zhuǎn)入戶、經(jīng)營規(guī)模與農(nóng)地確權(quán)的交互項系數(shù)為正，說明農(nóng)地確權(quán)使得轉(zhuǎn)入農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資水平提高。

表8 土地流轉(zhuǎn)的異質(zhì)性估計結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文在理論邏輯分析基礎(chǔ)上，利用原農(nóng)業(yè)部2016年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)政策第三方評估農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)和2016年耕地質(zhì)量保護與提升政策研究農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)評估農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的影響機制。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)保護了農(nóng)戶土地剩余控制權(quán)，對農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資具有正向激勵效應(yīng)。進(jìn)而土地調(diào)整在農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資的過程中表現(xiàn)出一定異質(zhì)性，即相較于未經(jīng)歷土地調(diào)整的農(nóng)戶，農(nóng)地確權(quán)對經(jīng)歷土地調(diào)整的農(nóng)戶耕地質(zhì)量保護投資激勵效應(yīng)更大；轉(zhuǎn)入戶耕地質(zhì)量保護投資總體上高于未轉(zhuǎn)入土地農(nóng)戶，相較于轉(zhuǎn)入地，農(nóng)戶更傾向于對自有地進(jìn)行耕地質(zhì)量保護投資，農(nóng)地確權(quán)使轉(zhuǎn)入戶耕地質(zhì)量保護投資水平提高。

（二）政策建議

第一，穩(wěn)步推進(jìn)承包關(guān)系“長久不變”政策落實落地，保障農(nóng)戶對土地的剩余控制權(quán)和耕地質(zhì)量保護投資權(quán)益。理論研究表明，將土地剩余控制權(quán)配置給耕地質(zhì)量保護投資決策相對重要的一方農(nóng)戶是更有效率的，農(nóng)戶對耕地質(zhì)量保護投資這一生產(chǎn)要素的再配置是對土地產(chǎn)權(quán)內(nèi)在激勵結(jié)構(gòu)變化的響應(yīng)，因此土地產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)向保護農(nóng)戶投資事后收益的方向發(fā)展，是激勵農(nóng)戶持續(xù)增加耕地質(zhì)量保護投資的關(guān)鍵。第二，進(jìn)一步加強土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)管理與服務(wù)，釋放耕地質(zhì)量保護投資的規(guī)模效應(yīng)。土地經(jīng)營權(quán)的平穩(wěn)有序流轉(zhuǎn)和穩(wěn)定經(jīng)營預(yù)期是有效激勵轉(zhuǎn)入戶增加耕地質(zhì)量保護投資的前提條件，因此政府需要強化土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)事中事后監(jiān)管，規(guī)范土地流轉(zhuǎn)程序和土地流轉(zhuǎn)平臺運行，建立多種形式的土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)風(fēng)險防范和保障機制，引導(dǎo)土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)。第三，適當(dāng)調(diào)整耕地地力保護補貼政策。當(dāng)前我國耕地地力保護補貼以農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記面積為依據(jù)，發(fā)放給所有擁有耕地承包權(quán)的農(nóng)戶。但是，隨著我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)規(guī)模不斷擴大，家庭農(nóng)場和農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體快速發(fā)展，將耕地地力補貼僅發(fā)放給擁有承包權(quán)的農(nóng)戶，在實踐中可能會對補貼的效果打折扣。因此，調(diào)整耕地地力保護政策，在補貼發(fā)放中考慮新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，以降低其耕地質(zhì)量保護投資成本和風(fēng)險。