土地確權(quán)與農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長

張國林 何麗

摘? ?要：土地確權(quán)通過頒發(fā)經(jīng)營權(quán)證書的方式保障農(nóng)民合法的土地轉(zhuǎn)讓權(quán)，對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入具有直接和間接的促增效應(yīng)。利用2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS2015）的數(shù)據(jù)，從土地流轉(zhuǎn)的角度考察了土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響。實(shí)證結(jié)果表明，土地確權(quán)顯著提高了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款是土地確權(quán)促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長的重要機(jī)制。發(fā)揮土地確權(quán)對(duì)于農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長的促進(jìn)作用，應(yīng)進(jìn)一步完善土地確權(quán)改革的相關(guān)配套措施，整合土地經(jīng)營權(quán)交易網(wǎng)絡(luò)，推動(dòng)土地經(jīng)營權(quán)市場化。

關(guān)鍵詞：土地確權(quán);農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入;土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn);土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款

中圖分類號(hào)：F321.1? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ?文章編號(hào)：1003-7543（2021）03-0121-13

當(dāng)前我國已經(jīng)實(shí)現(xiàn)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口全部脫貧，但城鄉(xiāng)居民收入差距問題仍然較為突出，這可能成為影響我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定的不確定性因素?！吨泄仓醒腙P(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》明確提出，要“堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需這個(gè)戰(zhàn)略基點(diǎn)，加快培育完整內(nèi)需體系”。城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會(huì)抑制國內(nèi)需求的增長，既不利于中央一系列擴(kuò)大內(nèi)需政策的實(shí)施，又不利于城鄉(xiāng)消費(fèi)市場的拓展。當(dāng)前，“三農(nóng)”工作的重心已經(jīng)進(jìn)入全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興階段，農(nóng)民收入問題成為事關(guān)我國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標(biāo)能否順利實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵問題之一。

近年來，我國農(nóng)民收入保持持續(xù)較快增長。2015—2019年，農(nóng)民收入的年均增速達(dá)7.4%，但農(nóng)民的工資性收入保持高速增長的壓力較大。受農(nóng)民人口數(shù)量較大和地方財(cái)政壓力等的限制，農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入短期內(nèi)上升空間也較為有限。在當(dāng)前農(nóng)戶普遍處于分化的大背景下[1]，土地仍然是我國農(nóng)民擁有的最主要的財(cái)產(chǎn)，目前土地流轉(zhuǎn)收入和征地補(bǔ)償是農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的主要來源。隨著中央逐漸放松土地流轉(zhuǎn)的限制和外出務(wù)工農(nóng)民的增多，我國土地流轉(zhuǎn)規(guī)模不斷增大，土地租賃市場迅速發(fā)展，客觀上要求對(duì)土地進(jìn)行確權(quán)。2009年中央在全國范圍內(nèi)啟動(dòng)土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)、頒證的試點(diǎn)工作。2013年中央“一號(hào)文件”明確提出“用5年時(shí)間基本完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記頒證工作”[2]。2019年，我國有超過2億農(nóng)戶完成土地確權(quán)，確權(quán)的土地面積達(dá)到0.99億公頃。截至2020年，我國已經(jīng)基本完成土地確權(quán)工作，土地確權(quán)的政策效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)[3]。基于上述背景，本文使用2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS2015）的數(shù)據(jù)實(shí)證考察土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

土地確權(quán)的實(shí)質(zhì)是明晰產(chǎn)權(quán)。國內(nèi)外學(xué)者圍繞土地確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)村勞動(dòng)力資源配置、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、農(nóng)民參與信貸抵押市場、農(nóng)民收入的影響進(jìn)行了研究。

學(xué)術(shù)界關(guān)于土地確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響持有不同的觀點(diǎn)。主流觀點(diǎn)認(rèn)為，土地確權(quán)能夠通過降低土地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，以及提高土地流轉(zhuǎn)交易的安全性來促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。Deininger等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)能夠顯著提高農(nóng)民流轉(zhuǎn)土地的概率，且農(nóng)民更傾向于與非親屬進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)交易[4]。Holden等的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)提高了土地流轉(zhuǎn)的交易量，且女性轉(zhuǎn)出土地的意愿比男性更高[5]。丁玲、鐘漲寶將土地流轉(zhuǎn)細(xì)分為轉(zhuǎn)出土地和轉(zhuǎn)入土地，他們發(fā)現(xiàn)土地確權(quán)對(duì)轉(zhuǎn)出土地具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，但對(duì)轉(zhuǎn)入土地沒有顯著的影響。部分學(xué)者則認(rèn)為土地確權(quán)對(duì)于土地流轉(zhuǎn)具有抑制效應(yīng)[6]。Jacoby等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)具有一定的抑制效應(yīng)[7]。羅必良、洪煒杰認(rèn)為，土地確權(quán)之后，農(nóng)民產(chǎn)權(quán)意識(shí)增強(qiáng)，導(dǎo)致農(nóng)民提高轉(zhuǎn)出土地的價(jià)格，從而對(duì)土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生抑制效應(yīng)[8]。還有學(xué)者認(rèn)為，土地確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)并沒有顯著的影響。胡新艷等通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)對(duì)于農(nóng)民是否流轉(zhuǎn)土地并未產(chǎn)生顯著的影響[9]。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)土地確權(quán)與農(nóng)村勞動(dòng)力資源配置也有諸多研究。學(xué)者們普遍認(rèn)為，土地確權(quán)有利于優(yōu)化農(nóng)村勞動(dòng)力資源配置。Mu等研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門就業(yè)具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)[10]。許慶等研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)能夠降低農(nóng)民轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)之后的失地風(fēng)險(xiǎn)，提高農(nóng)民轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門或城市地區(qū)就業(yè)的概率[11]。此外，高強(qiáng)等提出，研究土地確權(quán)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力資源配置的影響，還需要進(jìn)一步考慮土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門或城市部門就業(yè)之間的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)[3]。

土地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率的影響也引起了國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。土地確權(quán)的目的之一就是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率。Deininger等學(xué)者從土地確權(quán)提高產(chǎn)權(quán)安全性的角度，研究土地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率的影響，發(fā)現(xiàn)土地確權(quán)對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資具有正向影響[12]。公茂剛等研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)能夠提高農(nóng)民對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)、人力資本等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投資意愿[13]。但也有學(xué)者通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資的影響并不顯著。這可能是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資受到土地確權(quán)、農(nóng)民個(gè)體差異，以及其他政策等多種因素的交互影響[14]。

學(xué)術(shù)界對(duì)土地確權(quán)之于農(nóng)民參與信貸抵押市場行為的影響也進(jìn)行了探討。部分學(xué)者認(rèn)為，土地確權(quán)有利于幫助農(nóng)民獲得貸款。Alston等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)能夠提高農(nóng)民參與信貸抵押市場并獲得貸款的概率[15]。姜美善等通過調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)能夠提高農(nóng)民參與信貸抵押市場的意愿，有助于農(nóng)民通過抵押土地經(jīng)營權(quán)獲得貸款[16]。但也有學(xué)者對(duì)此持有不同的觀點(diǎn)。如李江一通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)對(duì)于農(nóng)民參與信貸抵押市場、申請(qǐng)貸款均沒有顯著的影響[17]。

對(duì)于土地確權(quán)是否有利于促進(jìn)農(nóng)民收入增長，部分國內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了探討。寧靜等研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)有利于提高貧困地區(qū)農(nóng)民的收入[18]。楊宏力等對(duì)土地確權(quán)與農(nóng)民收入增長的機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)土地確權(quán)通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)業(yè)短期投入的方式促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入、總收入的增長，但土地確權(quán)并沒有通過家庭勞動(dòng)分工、經(jīng)營權(quán)抵押貸款的方式促進(jìn)農(nóng)民收入增長[19]。也有學(xué)者對(duì)此問題持有不同的觀點(diǎn)。賀雪峰認(rèn)為，土地確權(quán)可能會(huì)導(dǎo)致耕地細(xì)碎化問題更加嚴(yán)重，因而土地確權(quán)并不能促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入的增長[20]。從實(shí)踐邏輯來看，土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響意義更大，這是因?yàn)?，土地是我國農(nóng)民最主要的財(cái)產(chǎn)。目前，尚未有土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入影響的相關(guān)研究。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，以土地確權(quán)為邏輯起點(diǎn)，考察其對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響，實(shí)證評(píng)估兩者的因果效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，以土地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款為中介變量，驗(yàn)證土地確權(quán)→中介變量→農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的作用機(jī)制，計(jì)算中介變量對(duì)綜合效應(yīng)（土地確權(quán)影響農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)性收入的概率）的貢獻(xiàn)率。

二、理論分析

我國的土地產(chǎn)權(quán)制度奠基于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)代，其主要的特點(diǎn)是政府采用行政命令代替市場交易來實(shí)現(xiàn)土地資源的配置，而法律對(duì)于農(nóng)民承包地轉(zhuǎn)讓權(quán)的界定嚴(yán)重滯后。土地確權(quán)之前，農(nóng)民承包地面積、四至、登記都比較模糊，農(nóng)民并未完全享有對(duì)承包地自由轉(zhuǎn)讓的權(quán)利。土地確權(quán)實(shí)現(xiàn)了地塊、承包合同、證書落實(shí)到農(nóng)戶，增強(qiáng)了農(nóng)民對(duì)承包地的實(shí)際控制。土地確權(quán)不僅不會(huì)削弱國家對(duì)土地所有權(quán)的控制，而且能為農(nóng)民增收提供保障[21]。

根據(jù)產(chǎn)權(quán)理論，明晰的產(chǎn)權(quán)能夠提高產(chǎn)權(quán)交易主體的收入。土地是我國農(nóng)民擁有的最主要的財(cái)產(chǎn)，目前土地流轉(zhuǎn)收入和征地補(bǔ)償是農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的主要來源。土地確權(quán)之后，農(nóng)民享有土地資源的排他性使用權(quán)、將土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)給其他市場主體的轉(zhuǎn)讓權(quán)，以及通過土地資源獲得租金收入的收益權(quán)[22]。一方面，土地確權(quán)從制度和法律層面賦予了農(nóng)民承包權(quán)經(jīng)營權(quán)，突破了村集體與農(nóng)民之間具有債權(quán)性質(zhì)的土地承包合同關(guān)系，不僅可有效抵制村集體對(duì)土地流轉(zhuǎn)的干預(yù)，而且還能有效降低村莊土地調(diào)整頻率。另一方面，土地確權(quán)能夠增加土地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，從而提高土地經(jīng)營權(quán)的市場交易價(jià)格和農(nóng)民的潛在收益。土地確權(quán)能夠保障、提高農(nóng)民轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)的收益，持有土地經(jīng)營權(quán)證書的農(nóng)民可以放心地將承包地的經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓給其他市場主體，直接獲得土地租金收入，即土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長具有直接的促增效應(yīng)。根據(jù)以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：土地確權(quán)能夠提高農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入。

除直接促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長外，土地確權(quán)還可能通過土地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)或抵押貸款的路徑，間接促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長（見圖1）。主要表現(xiàn)為：其一，轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)民可能會(huì)進(jìn)城務(wù)工或者從事其他經(jīng)營活動(dòng)，從而獲得更高的工資收入或經(jīng)營性收入。轉(zhuǎn)入土地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率更高，這部分農(nóng)民可能通過轉(zhuǎn)入土地經(jīng)營權(quán)獲得更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入。隨著農(nóng)民收入增長，在滿足消費(fèi)性需求之后，農(nóng)民有可能進(jìn)行儲(chǔ)蓄或者參與投資，并獲得利息收入、資產(chǎn)增值收益等財(cái)產(chǎn)性收入。從理論上看，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)可能是土地確權(quán)提高農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的一條重要機(jī)制。其二，土地確權(quán)明晰了土地權(quán)利邊界，有利于降低土地糾紛發(fā)生的概率。這是因?yàn)?，土地確權(quán)的產(chǎn)權(quán)擔(dān)保機(jī)制能夠?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)后地權(quán)邊界被打破、土地被承租方非法侵占等糾紛提供解決的依據(jù);同時(shí)，土地確權(quán)有助于降低土地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，提高土地的市場價(jià)值。農(nóng)民通過土地經(jīng)營權(quán)抵押并獲得貸款的幾率更高。農(nóng)民可以利用抵押貸款參與投資獲得利息收入或資產(chǎn)增值收益，或者從事其他生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)并獲得更高的收入。隨著收入的增長，農(nóng)民可能會(huì)逐漸積累起一定數(shù)量的財(cái)產(chǎn)。只有當(dāng)擁有一定的財(cái)產(chǎn)之后，才有機(jī)會(huì)參與資本市場投資，把握市場投資機(jī)遇并依靠個(gè)人能力取得財(cái)產(chǎn)性收入。因此，土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款也可能是土地確權(quán)提高農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的另一條重要機(jī)制。根據(jù)以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：促進(jìn)土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，以及促進(jìn)土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款，是土地確權(quán)提高農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制。

三、模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選擇

（一）模型構(gòu)建

本文在前人研究的基礎(chǔ)上，提出土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的基本模型：

其中，Yi代表農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入。landri代表土地①是否確權(quán)。Xi代表其他影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的控制變量向量，包括戶主特征變量、家庭財(cái)產(chǎn)總量、地區(qū)虛擬變量。其中，戶主的特征變量包含：戶主的學(xué)歷、性別、年齡、自評(píng)健康狀況和政治面貌。wi 為方程（1）的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)上文所述，土地確權(quán)可能通過土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長，因而本文構(gòu)建了如下中介效應(yīng)模型：

其中，Yi代表農(nóng)民是否擁有財(cái)產(chǎn)性收入。方程（3）中，Mi表示中間傳導(dǎo)機(jī)制，即土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)②，以及土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款。方程（2）、方程（3）和方程（4）中的Xi代表其他可能影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的控制變量向量，包含戶主特征變量③、家庭財(cái)產(chǎn)總量，以及地區(qū)虛擬變量。方程（2）中系數(shù)a1表示土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)性收入概率的綜合效應(yīng);方程（3）中系數(shù)b1代表土地確權(quán)對(duì)中間傳導(dǎo)機(jī)制的影響作用;方程（4）中的系數(shù)c1表示土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)性收入概率的直接效應(yīng)。b1*γ表示中介變量產(chǎn)生的間接效應(yīng)。νi，μi，εi 分別為方程（2）、方程（3）和方程（4）的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文使用2015年中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）的數(shù)據(jù)，在經(jīng)驗(yàn)上識(shí)別土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長的影響。CHFS是西南財(cái)經(jīng)大學(xué)在全國范圍內(nèi)開展的家庭隨機(jī)抽樣調(diào)查，覆蓋29個(gè)?。▍^(qū)、市）、355個(gè)縣級(jí)單位、1428個(gè)村級(jí)單位、3.7萬戶家庭的13.3萬人。CHFS的問卷主要內(nèi)容包括：社區(qū)基本情況、家庭成員基本信息、金融財(cái)富、住房資產(chǎn)與土地、負(fù)債、收入、消費(fèi)、社會(huì)保障與商業(yè)保險(xiǎn)、代際轉(zhuǎn)移支付、就業(yè)以及支付習(xí)慣等。CHFS還詢問了土地確權(quán)、耕地流轉(zhuǎn)、農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)以及財(cái)產(chǎn)性收入等較為詳細(xì)的信息，為本文研究土地確權(quán)與農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長的關(guān)系提供了便利。為了從CHFS中整理出研究所需數(shù)據(jù)，首先將農(nóng)民個(gè)人、家庭以及城市層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。同時(shí)，為避免家庭和城市層面信息重復(fù)而影響研究，選擇農(nóng)村家庭戶主④作為研究對(duì)象，剔除了其他家庭成員的信息;在刪除了財(cái)產(chǎn)性收入、土地確權(quán)等變量的缺失值后，得到9006戶樣本，其中土地確權(quán)組4176戶，未確權(quán)組4830戶。

（三）指標(biāo)選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

本文在基本模型中，選取農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入、農(nóng)民是否擁有財(cái)產(chǎn)性收入作為被解釋變量。確權(quán)農(nóng)村樣本家庭的平均財(cái)產(chǎn)性收入為2696元，在1%的置信水平上顯著高于未確權(quán)家庭的1897元。確權(quán)家庭擁有財(cái)產(chǎn)性收入的比例為16.9%，在1%的置信水平上顯著高于未確權(quán)家庭的14.6%。

本文關(guān)注的核心解釋變量是土地確權(quán)。由于農(nóng)民是否取得土地經(jīng)營權(quán)證書是土地確權(quán)的法律依據(jù)，因而本文借用這個(gè)指標(biāo)來衡量土地是否確權(quán)。在CHFS的問卷中包括了“您家是否取得土地經(jīng)營權(quán)證書？”這一問題。若取得土地經(jīng)營權(quán)證書，則土地確權(quán)賦值為1;若未取得證書，則土地確權(quán)賦值為0。在全部農(nóng)村樣本家庭中，有46.37%的家庭參與土地確權(quán)，53.63%的家庭尚未確權(quán)。根據(jù)上文的理論分析，土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入具有直接和間接的促增效應(yīng)，但在經(jīng)驗(yàn)上土地確權(quán)是否顯著提高了農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入，還需要根據(jù)計(jì)量分析結(jié)果進(jìn)行判斷。

本文的中介變量為土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)和土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款。在CHFS的家庭層面問卷中，既有關(guān)于土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的問題：“目前，您家耕地的經(jīng)營權(quán)是否轉(zhuǎn)讓給他人或機(jī)構(gòu)？”，也有關(guān)于土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的問題：“您家是否轉(zhuǎn)入耕地經(jīng)營權(quán)？”。由于土地流轉(zhuǎn)決策應(yīng)該包含流轉(zhuǎn)雙方的決策，本文分別從土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入考察土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)。土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款也是本文的中介變量，在CHFS的家庭層面問卷中有關(guān)于土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的相關(guān)問題：“您家是否使用過土地經(jīng)營權(quán)向銀行申請(qǐng)貸款？”，以及“您家這筆貸款是否申請(qǐng)成功？”。如果樣本家庭使用土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款并且成功獲得貸款，則中介變量“土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款”賦值為1，否則為0。從表1（下頁）可知，成功使用土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的農(nóng)村樣本家庭比例為0.57%，在1%的水平上顯著高于未確權(quán)家庭0.19%的比例。

本文在參照前人研究的基礎(chǔ)上，選取了戶主特征變量、家庭財(cái)產(chǎn)總量、地區(qū)虛擬變量作為控制變量。其中，戶主特征變量包含戶主的學(xué)歷、性別、年齡、自評(píng)健康狀況，以及政治面貌;家庭財(cái)產(chǎn)總量包含農(nóng)村樣本家庭的金融性財(cái)產(chǎn)和非金融性財(cái)產(chǎn);地區(qū)虛擬變量分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)與東北地區(qū)。

本文采用地級(jí)市平均土地確權(quán)率（排除受訪戶主家庭）作為核心解釋變量的工具變量，我國不同地級(jí)市的土地確權(quán)情況存在差異，地級(jí)市的平均土地確權(quán)率越高，農(nóng)村家庭參與土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的可能性越高。而地級(jí)市的土地確權(quán)率顯然與影響微觀農(nóng)村家庭財(cái)產(chǎn)性收入概率的其他遺漏變量之間的相關(guān)性較弱。因此，本文使用地級(jí)市平均土地確權(quán)率（排除受訪戶主家庭）作為土地確權(quán)的工具變量。確權(quán)農(nóng)村樣本家庭的地級(jí)市平均土地確權(quán)率為50.7%，在1%的置信水平上顯著高于未確權(quán)家庭的地級(jí)市平均土地確權(quán)率30.7%。

四、實(shí)證分析

（一）基本結(jié)果

首先采用方程（1）估計(jì)土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的綜合效應(yīng)，OLS回歸結(jié)果見表2列（1）。回歸結(jié)果顯示，與未確權(quán)家庭相比，確權(quán)家庭的財(cái)產(chǎn)性收入提高了18.5%，并且在1%的置信水平上顯著。根據(jù)CHFS2015的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，農(nóng)村樣本家庭的年均財(cái)產(chǎn)性收入為2267元，因而確權(quán)家庭的財(cái)產(chǎn)性收入平均提高了419元。土地確權(quán)的實(shí)質(zhì)是明晰產(chǎn)權(quán)，可提高土地經(jīng)營權(quán)的安全性和穩(wěn)定性，有效減少村集體對(duì)農(nóng)民承包地的干預(yù)和調(diào)整，確保農(nóng)民能夠完全自由地轉(zhuǎn)出、轉(zhuǎn)入土地經(jīng)營權(quán)，保障農(nóng)民在土地流轉(zhuǎn)過程中的權(quán)益，對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入具有直接的促增效應(yīng)。顯然，回歸結(jié)果驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)1：土地確權(quán)明顯促進(jìn)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增長。

在控制變量中，戶主的學(xué)歷、年齡對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入具有顯著的正向影響。教育有助于突破參與資本市場投資時(shí)所面臨的知識(shí)壁壘，把握市場投資機(jī)遇并依靠個(gè)人能力取得投資收益。隨著戶主年齡增長，可能會(huì)選擇退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，將閑置的土地流轉(zhuǎn)出去，從而獲得財(cái)產(chǎn)性收入。相對(duì)于男性戶主家庭，女性戶主家庭的財(cái)產(chǎn)性收入更高。家庭財(cái)產(chǎn)總量對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入具有顯著正向影響，這是由于擁有的財(cái)產(chǎn)越多，參與資本市場投資的概率越高，獲得財(cái)產(chǎn)性收入的可能性越大。最后，地區(qū)虛擬變量對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入也具有一定影響，與東北地區(qū)相比，東部地區(qū)農(nóng)村樣本家庭的財(cái)產(chǎn)性收入明顯更高，這與東部地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)市場、資本市場更為發(fā)達(dá)的現(xiàn)實(shí)相吻合。中部地區(qū)、西部地區(qū)與東北地區(qū)農(nóng)村樣本家庭的財(cái)產(chǎn)性收入的差異并不顯著。根據(jù)CHFS2015的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，樣本農(nóng)村家庭中僅有19.25%擁有財(cái)產(chǎn)性收入，占比較低。鑒于此，本文仍采用方程（1）進(jìn)一步估計(jì)土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)性收入概率的影響。在方程（1）中，對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入大于0的家庭，Yi賦值為1;對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入為0的家庭，Yi賦值為0。Probit回歸結(jié)果見表2列（2）。回歸結(jié)果顯示，與未確權(quán)家庭相比，確權(quán)家庭擁有財(cái)產(chǎn)性收入的概率顯著提高了2.4%，且在1%的置信水平上顯著。由于僅有19.25%的樣本農(nóng)村家庭中擁有財(cái)產(chǎn)性收入，因而2.4%的概率增幅也是比較高的。土地確權(quán)顯著提高了農(nóng)村家庭擁有財(cái)產(chǎn)性收入的概率，這也證實(shí)了不明晰的土地產(chǎn)權(quán)制度是造成農(nóng)村家庭缺少財(cái)產(chǎn)性收入的重要原因之一。表2中Probit估計(jì)結(jié)果有可能并不具有一致性。這是因?yàn)?，土地確權(quán)與農(nóng)民是否擁有財(cái)產(chǎn)性收入可能在一定程度上具有逆向因果關(guān)系。土地確權(quán)明確了承包經(jīng)營權(quán)，通過降低交易成本等方式促進(jìn)土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，提高農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)性收入的概率，同時(shí)擁有財(cái)產(chǎn)性收入的農(nóng)村家庭可能更加傾向于將土地流轉(zhuǎn)出去，因而其土地確權(quán)的概率也更高。本文使用地級(jí)市平均土地確權(quán)率（排除受訪戶主家庭）作為土地確權(quán)的工具變量，采用工具變量法（IV Probit）估計(jì)方程（1），回歸結(jié)果見表2列（3）。Wald檢驗(yàn)的P值顯著拒絕了土地確權(quán)是外生變量的原假設(shè)。在工具變量回歸中，第一階段回歸的F值為1777.22，顯著高于F的臨界值10，因而拒絕選取的工具變量（地級(jí)市土地確權(quán)率）是弱工具變量的原假設(shè)。此時(shí)核心解釋變量土地確權(quán)的邊際概率系數(shù)在10%的置信水平上顯著為正，說明土地確權(quán)能夠顯著提高農(nóng)村家庭擁有財(cái)產(chǎn)性收入的概率。具體來看，與未確權(quán)家庭相比，確權(quán)家庭擁有財(cái)產(chǎn)性收入的概率提高了3.3%。

（二）傾向得分匹配估計(jì)

為檢驗(yàn)基本模型（1）的OLS回歸結(jié)果是否穩(wěn)定、可靠，接下來采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）對(duì)方程（1）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體來說，就是利用控制變量為每個(gè)確權(quán)家庭匹配一個(gè)“同質(zhì)”的未確權(quán)家庭，從而確保兩組農(nóng)村樣本家庭除了在土地是否確權(quán)方面不同之外，其他特征盡可能地相似，然后通過對(duì)比兩組家庭財(cái)產(chǎn)性收入的差異來檢驗(yàn)土地確權(quán)是否顯著促進(jìn)了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長。為此，首先使用Logit模型構(gòu)建土地確權(quán)模型。為了提高匹配的質(zhì)量，在構(gòu)建農(nóng)村家庭土地確權(quán)的Logit模型中使用了戶主特征變量、家庭財(cái)產(chǎn)總量和地區(qū)虛擬變量進(jìn)行回歸①，然后利用Logit模型的回歸結(jié)果計(jì)算每個(gè)農(nóng)村家庭的傾向得分值（即土地確權(quán)的概率），并根據(jù)傾向得分值為每個(gè)確權(quán)家庭匹配“同質(zhì)”的未確權(quán)家庭。

在采用核匹配法（kernel matching）匹配樣本之后，所有控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均控制在1%以內(nèi)，而且t檢驗(yàn)的結(jié)果②不拒絕確權(quán)組和未確權(quán)組無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)。表3列示了核匹配前后控制變量平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。表3列（1）顯示，Pseudo-R2值從匹配前的0.023下降到0。列（2）似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示，控制變量的聯(lián)合顯著性在匹配前和核匹配I中在1%的置信水平上顯著，在核匹配II中不顯著。列（3）顯示，控制變量的總偏差從75%下降到50%，調(diào)整核匹配的帶寬之后最終下降到25%，總偏差大幅度降低，可見匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)。

在取得有效的匹配樣本后，進(jìn)一步計(jì)算土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的平均處理效應(yīng)（ATT，Average Treatment Effect on the Treated），結(jié)果列示在表4（下頁）的列（3）—（4）。回歸結(jié)果表明，確權(quán)農(nóng)村樣本家庭的財(cái)產(chǎn)性收入比未確權(quán)家庭顯著提高了15.4%～16.9%，且在5%的置信水平上顯著。兩種方法回歸系數(shù)比較接近，這也證實(shí)對(duì)于基本模型（1）的OLS回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

此外，考慮到可能存在的異方差問題會(huì)導(dǎo)致估計(jì)效率的降低，這里再使用加權(quán)最小二乘法（WSL，Weighted Least Square）模型估計(jì)土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響，結(jié)果列示在表4列（2）。對(duì)比WLS與OLS的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩種方法估計(jì)的土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入綜合效應(yīng)在數(shù)值上較為接近，證明對(duì)于基本模型（1）的OLS回歸結(jié)果是有效的。上述結(jié)果與前文提出的假設(shè)1一致，即土地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長。

（三）中介效應(yīng)分析

在清楚土地確權(quán)與農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的因果效應(yīng)之后，接下來利用中介效應(yīng)模型分析土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響過程和作用機(jī)制。基于前文的理論分析，提出土地確權(quán)→中介變量→農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)性收入概率的中介變量影響渠道。中介效應(yīng)模型的作用機(jī)制由方程（2）、方程（3）和方程（4）共同描述，回歸結(jié)果如表5（下頁）所示。表5第2行顯示，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)為20.60%，且其回歸結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著，因而土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的部分中介效應(yīng)成立。第3行顯示，土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng)為29.17%，其回歸結(jié)果也是顯著的，因而土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的部分中介效應(yīng)也成立。第4行顯示，土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng)為1.25%，且其間接效應(yīng)的回歸結(jié)果顯著①，因而土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的部分中介效應(yīng)也成立。第5行顯示，土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的部分中介效應(yīng)不成立。綜上，中介效應(yīng)模型的回歸結(jié)果顯示，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出是土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制，而土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的部分中介效應(yīng)很低，土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的中介效應(yīng)不成立。

考慮中介效應(yīng)模型可能存在內(nèi)生性的問題，接下來以農(nóng)民是否擁有財(cái)產(chǎn)性收入為被解釋變量，以土地確權(quán)為核心解釋變量，以地級(jí)市平均土地確權(quán)率（排除受訪戶主家庭）作為工具變量，采用中介效應(yīng)的工具變量法，分別估計(jì)土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入、土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款對(duì)土地確權(quán)影響農(nóng)民擁有財(cái)產(chǎn)性收入概率的中介效應(yīng)，回歸結(jié)果如表6所示①。表6的第2行以土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)作為中介變量，回歸結(jié)果顯示，土地經(jīng)營流轉(zhuǎn)發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，其占比達(dá)39.37%，因而土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)是土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制之一。表6的第3行以土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出作為中介變量，回歸結(jié)果顯示，土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng)不成立。表6第4行以土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入為中介變量，回歸結(jié)果顯示，土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入的中介效應(yīng)為30.49%。該回歸結(jié)果與前文理論分析一致：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率高的農(nóng)民更傾向于轉(zhuǎn)入土地，這部分農(nóng)民可能通過轉(zhuǎn)入土地經(jīng)營權(quán)獲得更高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入。在滿足消費(fèi)性需求之后，農(nóng)民可能將增加的收入進(jìn)行儲(chǔ)蓄并獲得利息收入，甚至參與投資以獲取資產(chǎn)增值收益。因此，土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入是土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制之一。表6的第5行以土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款為中介變量，回歸結(jié)果顯示，土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的中介效應(yīng)為35.41%，該回歸結(jié)果與理論分析一致：農(nóng)民可以利用土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款參與投資獲得利息收入或資產(chǎn)增值收益，或者從事其他生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)并獲得更高的收入。隨著收入的增長，農(nóng)民可能會(huì)逐漸積累起一定數(shù)量的財(cái)產(chǎn)。只有當(dāng)擁有一定的財(cái)產(chǎn)之后，才有機(jī)會(huì)參與資本市場投資，把握市場投資機(jī)遇，并依靠個(gè)人能力取得財(cái)產(chǎn)性收入。因此，土地經(jīng)營權(quán)抵押是土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制之一。

盡管土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入、土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款對(duì)農(nóng)民是否擁有財(cái)產(chǎn)性收入未能起到完全中介作用，但在土地確權(quán)影響農(nóng)村家庭擁有財(cái)產(chǎn)性收入概率的綜合效應(yīng)中占比分別達(dá)到39.37%、30.49%、35.41%。中介效應(yīng)分析的結(jié)果與上文提出的假設(shè)2是一致的，即促進(jìn)土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)和土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款是土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制。上述結(jié)論對(duì)于政府進(jìn)一步深化土地制度改革具有重要啟示。

五、結(jié)論與政策建議

隨著土地“三權(quán)”分置改革進(jìn)程的推進(jìn)，大量農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力流向非農(nóng)部門就業(yè)，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)率逐漸上升。土地流轉(zhuǎn)率上升是農(nóng)民富余勞動(dòng)力向外流動(dòng)的市場化反映，兩者是相伴相生的關(guān)系?！叭龣?quán)”分置和土地確權(quán)是應(yīng)對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場化的制度創(chuàng)新和重要改革舉措，在進(jìn)行“三權(quán)”分置改革和土地確權(quán)之前，土地流轉(zhuǎn)中相關(guān)產(chǎn)權(quán)主體的行為能力受到較大的限制[23]，“三權(quán)”分置和土地確權(quán)清晰地界定和確定了土地流轉(zhuǎn)中的權(quán)利主體，對(duì)參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)民、村集體以及流入土地的市場主體進(jìn)行了“松綁”。

國家層面的改革舉措往往滯后于微觀層面的實(shí)踐進(jìn)程，但這些改革舉措在多大程度上完成了改革設(shè)計(jì)的目標(biāo)，還有賴于微觀層面的檢驗(yàn)。從理論上看，土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入具有直接和間接的促增效應(yīng)，且土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)在此過程中發(fā)揮著重要作用。本文利用2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS2015）的數(shù)據(jù)，從土地流轉(zhuǎn)的角度考察了土地確權(quán)對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響，并進(jìn)一步利用中介效應(yīng)模型驗(yàn)證促進(jìn)土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，以及促進(jìn)土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款是否是土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制。通過上述分析，得到了如下結(jié)論：第一，土地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增長。相較于未確權(quán)家庭，確權(quán)農(nóng)村家庭的財(cái)產(chǎn)性收入顯著提高了18.5%，擁有財(cái)產(chǎn)性收入的概率提高了3.3%。第二，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入，以及土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款，是土地確權(quán)影響農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的重要機(jī)制。土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)、土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)入，以及土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的中介效應(yīng)比重分別為39.37%、30.49%和35.41%。土地確權(quán)的推進(jìn)需要落地于土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)這一關(guān)鍵場域。

基于上述結(jié)論，提出如下建議：

第一，完善土地確權(quán)改革的相關(guān)配套措施，為市場主體創(chuàng)造更好的制度環(huán)境。推動(dòng)土地確權(quán)改革，不僅有利于實(shí)現(xiàn)土地經(jīng)營權(quán)的價(jià)值，而且可讓市場的力量發(fā)揮作用，對(duì)農(nóng)村富余勞動(dòng)力資源和土地資源進(jìn)行重新配置。雖然土地確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增長，但部分農(nóng)民在獲得土地承包經(jīng)營權(quán)證書之后并沒有參與土地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)。土地確權(quán)與農(nóng)民轉(zhuǎn)移至非農(nóng)部門或城市地區(qū)就業(yè)、取得土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款之間并沒有必然的邏輯關(guān)系。因此，還需要進(jìn)一步完善土地確權(quán)改革的相關(guān)配套措施，細(xì)化土地確權(quán)、土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)法律法規(guī)和政策，增強(qiáng)法律法規(guī)和政策的協(xié)同性和可操作性，為參與土地流轉(zhuǎn)的市場主體創(chuàng)造更好的制度環(huán)境。

第二，整合土地經(jīng)營權(quán)交易網(wǎng)絡(luò)，提高土地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)效率。土地確權(quán)的實(shí)踐歷程需要落地于土地流轉(zhuǎn)這一關(guān)鍵場域。從土地流轉(zhuǎn)的經(jīng)濟(jì)效率來看，與農(nóng)民之間小范圍的土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)讓相比，有市場主體參與的規(guī)?；⒓s化的土地流轉(zhuǎn)在提高土地經(jīng)營效率的基礎(chǔ)上，能夠?yàn)檗r(nóng)民帶來較高的租金收入。推動(dòng)規(guī)?；?、集約化的土地流轉(zhuǎn)主要有兩個(gè)切入點(diǎn)：一是整合土地經(jīng)營權(quán)交易網(wǎng)絡(luò)，一方面為交易雙方提供更多的信息，降低由于信息不對(duì)稱引起的交易成本，另一方面也便于政府對(duì)交易雙方的行為進(jìn)行適時(shí)、適度干預(yù)，保障土地的生態(tài)安全[24]，最終促進(jìn)各方合作共贏。二是鼓勵(lì)轉(zhuǎn)讓土地經(jīng)營權(quán)的農(nóng)民允許承租方改變各承包地之間的地界，這有利于承租方增加對(duì)承包土地的長期投入，提高土地經(jīng)營產(chǎn)出，也有利于提高農(nóng)民的租金收入。

第三，推動(dòng)土地經(jīng)營權(quán)市場化，讓農(nóng)民享受到土地確權(quán)的制度紅利。通過進(jìn)一步推動(dòng)土地經(jīng)營權(quán)的市場化讓土地所有權(quán)和承包權(quán)的權(quán)益變現(xiàn)，能使農(nóng)民和村集體享受到土地確權(quán)的制度紅利。2018年新修正的《土地承包法》正式確定了土地經(jīng)營權(quán)抵押融資制度。雖然推進(jìn)土地經(jīng)營權(quán)抵押還存在一定的現(xiàn)實(shí)困難，但可以通過制度創(chuàng)新來解決這一問題。為了降低交易成本，激活土地經(jīng)營權(quán)抵押市場，可以考慮采取政府和市場共同治理的模式來實(shí)現(xiàn)土地經(jīng)營權(quán)抵押融資。我國尚未形成完善的土地經(jīng)營權(quán)交易網(wǎng)絡(luò)，土地市場總體上是“薄市場”，導(dǎo)致大部分土地經(jīng)營權(quán)抵押融資采取了組合抵押擔(dān)保模式，為此，有必要大力推動(dòng)土地經(jīng)營權(quán)抵押貸款市場的發(fā)展。

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（責(zé)任編輯：許志敏）