農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響機(jī)理研究*
——交易成本和稟賦效應(yīng)的雙重中介作用

許佳賢，皮婷婷，鄭逸芳

（福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福州 350002）

0 引言

近年來(lái)，為改善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)模糊問(wèn)題，保護(hù)農(nóng)民土地權(quán)益，激活農(nóng)村土地要素市場(chǎng)，中央著力推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)頒證。自2008年“中央一號(hào)文件”首次提出要建立土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)登記制度并在部分地區(qū)開(kāi)展試點(diǎn)以來(lái)，2013年“中央一號(hào)文件”要求用5年時(shí)間在全國(guó)完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的確權(quán)登記頒證工作。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，2018年年底全國(guó)共計(jì)0.98億hm2（14.8億畝）承包地獲得確權(quán)①數(shù)據(jù)來(lái)源于人民網(wǎng)“去年完成承包地確權(quán)登記面積0.98億hm2（14.8億畝）”http://politics.people.com.cn/n1/2019/0118/c1001-30574905.html，2020年年底則有1億hm2（15億畝）承包地獲得確權(quán)，頒證率超96%②數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)政府網(wǎng)“農(nóng)村承包地確權(quán)登記頒證工作基本完成”http://www.gov.cn/xinwen/2020-11/03/content_5556878.htm。這意味著我國(guó)農(nóng)地確權(quán)頒證工作已基本完成，下一步需要著力推進(jìn)解決遺留問(wèn)題，拓展確權(quán)成果應(yīng)用。由此，作為明晰產(chǎn)權(quán)的一項(xiàng)重要工作，評(píng)估確權(quán)的工作成效勢(shì)在必行。而我國(guó)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的發(fā)展形勢(shì)并不樂(lè)觀[1]，且在《關(guān)于引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營(yíng)權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)》政策文件中，中央將確權(quán)視為促進(jìn)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)的重要基礎(chǔ)性工作。因此，評(píng)估確權(quán)的工作成效尤其是在土地流轉(zhuǎn)方面的工作成效尤為重要。

回顧學(xué)界在確權(quán)影響土地流轉(zhuǎn)方面的研究，發(fā)現(xiàn)有較多學(xué)者認(rèn)為確權(quán)有利于促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)[2-10]，原因是確權(quán)通過(guò)明晰產(chǎn)權(quán)能夠有力保障農(nóng)戶土地權(quán)益，降低交易成本及風(fēng)險(xiǎn)，于需求端激發(fā)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的積極性，并于供給端激勵(lì)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)，進(jìn)而激活了農(nóng)村土地要素市場(chǎng)。然而，也有不少學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)起到了抑制作用[11-14]，以羅必良為代表的學(xué)者對(duì)此的解釋是，確權(quán)強(qiáng)化了農(nóng)戶的稟賦效應(yīng)，過(guò)強(qiáng)的稟賦效應(yīng)使交易雙方難以就流轉(zhuǎn)價(jià)格達(dá)成一致，從而提高了土地交易的難度[15,16]。同時(shí)，還有學(xué)者認(rèn)為確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響不顯著[17-24]，并將其歸因于確權(quán)工作成效的滯后性、原有產(chǎn)權(quán)足夠安全以致確權(quán)失效以及土地產(chǎn)權(quán)并非流轉(zhuǎn)的決定性因素等。

可見(jiàn)，關(guān)于確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響，盡管學(xué)界研究成果頗為豐富，但在研究結(jié)論上存在較大分歧。其中的爭(zhēng)議和分歧主要集中在產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)派和行為經(jīng)濟(jì)學(xué)派理論闡釋的邏輯差異。產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)派基于科斯產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為確權(quán)通過(guò)降低交易成本有利于促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，行為經(jīng)濟(jì)學(xué)派則由泰勒的稟賦效應(yīng)理論出發(fā)認(rèn)為確權(quán)通過(guò)增強(qiáng)稟賦效應(yīng)會(huì)抑制土地流轉(zhuǎn)。而學(xué)界鮮少有學(xué)者就兩派之爭(zhēng)做出實(shí)質(zhì)性回應(yīng)。理論研究方面，盡管胡新艷等就兩派觀點(diǎn)予以充分的理論分析，提出應(yīng)整合兩個(gè)學(xué)派來(lái)研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)問(wèn)題，但缺少定量資料的實(shí)證檢驗(yàn)[25]。經(jīng)驗(yàn)研究方面，黃佩紅等[13]以及李江一[23]分別研究了交易成本和稟賦效應(yīng)的中介作用，但僅關(guān)注其中一個(gè)方面，林文聲等[20]以及馮華超和鐘漲寶[8]雖然將交易成本和意愿轉(zhuǎn)出價(jià)格納入同一研究框架，但二者相互獨(dú)立，且同時(shí)探討了勞動(dòng)力流動(dòng)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)激勵(lì)等的中介作用，并沒(méi)有回應(yīng)兩派爭(zhēng)議，可喜的是錢龍[14]以及王士海、王秀麗[26]提出確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響需要同時(shí)考慮交易成本的促進(jìn)作用和稟賦效應(yīng)的抑制作用，但他們僅提出了這種力量對(duì)比情況存在的可能性，并未進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。此方面研究的缺乏也導(dǎo)致學(xué)界就二者關(guān)系的認(rèn)識(shí)各執(zhí)一詞。在確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響中，交易成本和稟賦效應(yīng)的作用機(jī)理究竟如何？二者的作用強(qiáng)度孰大孰小？對(duì)此問(wèn)題的回應(yīng)將有助于深化認(rèn)識(shí)確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的作用機(jī)理，無(wú)論是對(duì)交易成本和稟賦效應(yīng)兩大理論，還是對(duì)完善確權(quán)和推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，均具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

為此，文章基于CHARLS2018年數(shù)據(jù)，使用傾向得分匹配法研究確權(quán)在流轉(zhuǎn)方面的工作成效，并利用一元并行多重中介模型檢驗(yàn)交易成本和稟賦效應(yīng)在其中的作用機(jī)理和力量對(duì)比情況。以期回應(yīng)上述問(wèn)題，深化對(duì)確權(quán)與流轉(zhuǎn)二者關(guān)系的理論認(rèn)識(shí)，并為建立配套制度進(jìn)行確權(quán)成果應(yīng)用以及完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)制度提供政策參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 理論分析

1.1.1 農(nóng)地確權(quán)、交易成本與土地轉(zhuǎn)出

科斯三大定理闡明了產(chǎn)權(quán)安排、交易成本和資源配置三者之間的關(guān)系，即不同的產(chǎn)權(quán)安排蘊(yùn)含不同的交易成本，進(jìn)而決定資源的配置效率及社會(huì)總福利[27]。因此，以科斯為代表的產(chǎn)權(quán)學(xué)派尤為注重產(chǎn)權(quán)的清晰界定和安排，認(rèn)為產(chǎn)權(quán)界定清晰有利于通過(guò)增強(qiáng)產(chǎn)權(quán)排他性和規(guī)范產(chǎn)權(quán)主體交易行為降低交易費(fèi)用，從而促進(jìn)資源優(yōu)化配置，提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率。改革開(kāi)放后，我國(guó)農(nóng)地制度實(shí)行集體所有制下的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制。然而，21世紀(jì)以來(lái)，不斷有學(xué)者批評(píng)指出此農(nóng)地制度是有意的產(chǎn)權(quán)模糊，所有權(quán)主體不明確，土地調(diào)整頻繁，農(nóng)戶承包經(jīng)營(yíng)權(quán)易受侵害等問(wèn)題廣泛存在，造成了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)殘缺，不利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的形成和發(fā)展[28,29]。伴隨著新一輪農(nóng)地確權(quán)的開(kāi)展，我國(guó)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革針對(duì)上述問(wèn)題優(yōu)化了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安排：一是提高地權(quán)穩(wěn)定性，時(shí)間上賦予農(nóng)戶長(zhǎng)久不變的承包經(jīng)營(yíng)權(quán)，空間上借助測(cè)繪技術(shù)等明確農(nóng)戶承包地四至和面積等信息；二是強(qiáng)化地權(quán)排他性，賦予農(nóng)戶土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)物權(quán)屬性并頒發(fā)證書(shū)，使農(nóng)戶土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)儼然成為集體所有制下的“準(zhǔn)所有權(quán)”；三是優(yōu)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)權(quán)能，由兩權(quán)分離演變?yōu)槿龣?quán)分置，激活了土地經(jīng)營(yíng)權(quán)，并賦予承包地流轉(zhuǎn)、抵押和擔(dān)保等多項(xiàng)權(quán)能。由此，土地登記造冊(cè)提高了農(nóng)地信息的完全性和對(duì)稱性，有利于減少交易對(duì)象搜尋等的成本。同時(shí)，地權(quán)排他性的增強(qiáng)提高了農(nóng)戶的話語(yǔ)權(quán)和談判地位。確權(quán)證書(shū)也使交易雙方無(wú)需就承包地反復(fù)測(cè)量確認(rèn)，減少了合同簽訂的額外費(fèi)用。此外，確權(quán)時(shí)已理清村集體與村民及村民與村民之間的權(quán)屬不清等問(wèn)題，且承包期內(nèi)發(fā)包方不得收回承包地，不得隨意調(diào)整土地，有利于減少土地糾紛，減少違約風(fēng)險(xiǎn)，從而穩(wěn)定實(shí)施流轉(zhuǎn)合同，減少履約成本。而交易成本的降低省去了不必要的花費(fèi)，將使土地流轉(zhuǎn)更加簡(jiǎn)易和便捷，流轉(zhuǎn)雙方達(dá)成交易的概率更高，進(jìn)而農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性更高。

1.1.2 農(nóng)地確權(quán)、稟賦效應(yīng)與土地轉(zhuǎn)出

Radin將財(cái)產(chǎn)區(qū)分為人格化財(cái)產(chǎn)和可替代財(cái)產(chǎn)[30]。相比可替代財(cái)產(chǎn)，人格化財(cái)產(chǎn)多蘊(yùn)含了一份產(chǎn)權(quán)主體對(duì)產(chǎn)權(quán)客體的主觀情感，無(wú)法通過(guò)等量的財(cái)物來(lái)替代損失，具有更強(qiáng)的稟賦效應(yīng)。于中國(guó)農(nóng)民而言，土地產(chǎn)出的農(nóng)作物是用于交易的可替代財(cái)產(chǎn)，而承包地則承載著“戀地”“惜地”等鄉(xiāng)土情結(jié)，是農(nóng)民依據(jù)其集體成員權(quán)身份而獲得，具有產(chǎn)權(quán)身份壟斷性和產(chǎn)權(quán)地理壟斷性，是典型的人格化財(cái)產(chǎn)。而確權(quán)強(qiáng)化了承包地人格化財(cái)產(chǎn)的特征，使之具有更強(qiáng)的稟賦效應(yīng)[31]。那么，確權(quán)為什么能夠強(qiáng)化稟賦效應(yīng)呢？一方面，產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度與稟賦效應(yīng)的強(qiáng)弱直接相關(guān)[32]。以往農(nóng)地產(chǎn)權(quán)模糊使得農(nóng)戶對(duì)承包地患得患失，擔(dān)憂土地隨時(shí)有可能因土地調(diào)整或土地糾紛等原因被收回，產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度弱，稟賦效應(yīng)也弱。而確權(quán)使農(nóng)戶獲得“相對(duì)所有權(quán)”，強(qiáng)化了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，直接改變了農(nóng)戶的心理狀態(tài)，稟賦效應(yīng)相應(yīng)增強(qiáng)。另一方面，確權(quán)通過(guò)強(qiáng)化人地依賴關(guān)系間接強(qiáng)化了稟賦效應(yīng)。過(guò)去人多地少且生產(chǎn)力低使農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地形成了就業(yè)、收入和社會(huì)保障上的生存依賴。盡管隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)部分農(nóng)民外出務(wù)工在就業(yè)和收入方面已不再依賴于農(nóng)地，但農(nóng)地依然是廣大農(nóng)民面臨風(fēng)險(xiǎn)時(shí)穩(wěn)固的社會(huì)保障。確權(quán)無(wú)疑強(qiáng)化了農(nóng)戶的土地保障，同時(shí)這份保障也強(qiáng)化了農(nóng)戶對(duì)承包地的控制權(quán)意識(shí)，防止農(nóng)地質(zhì)量受損的欲望更強(qiáng)烈。如此，農(nóng)戶對(duì)土地視若珍寶也使得稟賦效應(yīng)增強(qiáng)。而稟賦效應(yīng)的增強(qiáng)將導(dǎo)致轉(zhuǎn)出方出高價(jià)轉(zhuǎn)出甚至不愿轉(zhuǎn)出，縮小了流轉(zhuǎn)雙方就土地租金達(dá)成一致進(jìn)而實(shí)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)的概率，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性降低。羅必良的研究也指出強(qiáng)化人格化財(cái)產(chǎn)的產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度將會(huì)阻礙市場(chǎng)化交易[33]。

1.2 研究假設(shè)

由以上理論分析可知，在農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響中，存在兩股作用方向相反的作用力，正向上確權(quán)通過(guò)降低交易成本促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出，反向上確權(quán)卻也通過(guò)增強(qiáng)稟賦效應(yīng)抑制了土地轉(zhuǎn)出。從而，確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響效應(yīng)中可能會(huì)發(fā)生交易成本和稟賦效應(yīng)兩種作用機(jī)制的相互牽扯。

綜合上述分析，提出如下研究假設(shè)。

假設(shè)1：農(nóng)地確權(quán)能夠降低交易成本。

假設(shè)2：交易成本在農(nóng)地確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中具有中介作用，農(nóng)地確權(quán)可以通過(guò)降低交易成本促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出。

假設(shè)3：農(nóng)地確權(quán)能夠強(qiáng)化稟賦效應(yīng)。

假設(shè)4：稟賦效應(yīng)在農(nóng)地確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中具有中介作用，農(nóng)地確權(quán)可以通過(guò)強(qiáng)化稟賦效應(yīng)抑制土地轉(zhuǎn)出。

假設(shè)5：確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響取決于交易成本和稟賦效應(yīng)的力量對(duì)比情況，當(dāng)其中一個(gè)起主導(dǎo)作用時(shí)，確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響方向?qū)⑴c其一致，即當(dāng)交易成本占主導(dǎo)時(shí)，確權(quán)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出，而當(dāng)稟賦效應(yīng)占主導(dǎo)時(shí)，確權(quán)抑制土地轉(zhuǎn)出。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

該文所用數(shù)據(jù)來(lái)自2018年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS2018）數(shù)據(jù)庫(kù)。該數(shù)據(jù)調(diào)查面向我國(guó)45歲及以上的中老年家庭和個(gè)人，就其基本信息、健康狀況和收入資產(chǎn)等展開(kāi)了詳盡調(diào)查。選擇此數(shù)據(jù)開(kāi)展研究的原因主要有兩個(gè)方面：一是2018年該數(shù)據(jù)共調(diào)查了來(lái)自28個(gè)省份的1.154 4萬(wàn)戶家庭，調(diào)查范圍廣樣本規(guī)模大，滿足了大樣本要求；二是該數(shù)據(jù)詳細(xì)調(diào)查了農(nóng)戶的土地資源和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況，同該文研究?jī)?nèi)容及指標(biāo)測(cè)量要求相符。因而選擇此數(shù)據(jù)開(kāi)展研究。依據(jù)關(guān)鍵變量剔除含有異常值和缺失值的樣本后共計(jì)得到2 375個(gè)樣本。

2.2 變量選取

（1）因變量：土地流轉(zhuǎn)一般包含土地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入?？紤]我國(guó)小農(nóng)戶數(shù)量多且土地細(xì)碎化的分配格局，而土地能否轉(zhuǎn)出進(jìn)而實(shí)現(xiàn)集中連片是我國(guó)農(nóng)地能否實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)的決定性因素。同時(shí)，土地轉(zhuǎn)入主體還包含合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)等，具有多樣化特征，而CHARLS2018數(shù)據(jù)僅對(duì)村莊農(nóng)戶展開(kāi)了調(diào)查，對(duì)轉(zhuǎn)入主體的覆蓋不具備隨機(jī)性和相對(duì)完備性。因此，該文僅關(guān)注土地轉(zhuǎn)出，因變量為土地是否轉(zhuǎn)出。2 375個(gè)農(nóng)戶中共有731個(gè)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地。

（2）自變量：自變量即農(nóng)戶的承包地是否獲得確權(quán)，其中確權(quán)樣本1 715個(gè)，未確權(quán)樣本660個(gè)。

（3）控制變量：控制變量選取是傾向得分匹配法運(yùn)用中的重要一步，要求盡可能納入可能會(huì)對(duì)因變量和自變量產(chǎn)生影響的相關(guān)變量。為此，控制變量含4個(gè)層面：①戶主特征，CHARLS數(shù)據(jù)并未指明誰(shuí)是農(nóng)戶家庭的戶主，參考許慶等[34]的研究，將主要受訪者視為戶主，選擇其性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、政治面貌、健康狀況和養(yǎng)老保險(xiǎn)作為控制變量；②家庭特征，包括贍養(yǎng)比、撫養(yǎng)比、承包地面積、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)、務(wù)農(nóng)人數(shù)和非農(nóng)就業(yè)時(shí)長(zhǎng)；③村莊特征，由于CHARLS數(shù)據(jù)沒(méi)有每年都調(diào)查村莊信息，僅存的村莊信息為2011年調(diào)查所得，距2018年足足有7年時(shí)間，多數(shù)信息已失去時(shí)效性，因而選取地形、大姓、少數(shù)民族、允許親戚以及非親戚承租土地的開(kāi)始年份等不會(huì)隨時(shí)間發(fā)生變化的變量作為控制變量。

（4）中介變量：該文中介變量包含交易成本和稟賦效應(yīng)。關(guān)于交易成本的測(cè)量，羅必良等構(gòu)建的交易成本測(cè)量指標(biāo)體系中含農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金[35]，而林文聲等的研究中以“1—轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入市場(chǎng)發(fā)育程度”，即“1—本村其他農(nóng)戶進(jìn)行農(nóng)地轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入的比重”來(lái)分別測(cè)量土地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入的交易費(fèi)用[20]。但以上2種測(cè)量均存在不足之處。農(nóng)地流轉(zhuǎn)租金對(duì)應(yīng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易價(jià)格，并非完全代表交易成本。轉(zhuǎn)出/轉(zhuǎn)入市場(chǎng)發(fā)育程度上，一方面農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)中轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入是共同存在、雙向互動(dòng)的，雙方達(dá)成一致才能實(shí)現(xiàn)流轉(zhuǎn)，僅從其中一個(gè)方面測(cè)量交易費(fèi)用存在偏頗；另一方面，每一農(nóng)戶家庭的實(shí)際談判能力及現(xiàn)實(shí)情況等存在差異性，導(dǎo)致即使是同村的農(nóng)戶也會(huì)面臨不同的交易成本以及機(jī)會(huì)成本。在科斯交易成本范式的基礎(chǔ)之上，羅必良和吳晨認(rèn)為我國(guó)農(nóng)地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)中為完成交易所花費(fèi)的總的交易成本應(yīng)該是機(jī)會(huì)成本與實(shí)際交易成本之和[36]。因而以機(jī)會(huì)成本與實(shí)際交易成本之和來(lái)測(cè)量土地流轉(zhuǎn)中的交易成本，如式（1）所示。對(duì)于農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地可能面臨的機(jī)會(huì)成本，在李孔岳研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上以家庭非農(nóng)就業(yè)收入占比來(lái)測(cè)量[37]。原因是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢(shì)，單位時(shí)間內(nèi)農(nóng)戶所能獲得的非農(nóng)收入遠(yuǎn)大于農(nóng)業(yè)收入，這意味著農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)收入占比越高，其花費(fèi)時(shí)間精力等進(jìn)行農(nóng)地轉(zhuǎn)出的機(jī)會(huì)成本也就越高。對(duì)于農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地實(shí)際花費(fèi)的交易成本，在林文聲等[20]研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上以“土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育程度”來(lái)表征，而“土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育程度”以“本村其他農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的比重”來(lái)測(cè)量，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育程度越高，交易成本越低[38,39]。機(jī)會(huì)成本和實(shí)際交易成本的測(cè)量如式（2）（3）所示。兩式中分別以村土地流轉(zhuǎn)租金乘以兩比例的原因，一方面是因?yàn)榻灰變r(jià)格中含交易成本，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易成本越高對(duì)應(yīng)的交易價(jià)格也更高[40]，另一方面是起到統(tǒng)一量綱的作用。

關(guān)于稟賦效應(yīng)，學(xué)界的測(cè)量方式主要有兩種，即農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)出價(jià)格和意愿轉(zhuǎn)入價(jià)格的比值或差值[41]，但考慮市場(chǎng)參與主體普遍存在高價(jià)賣出低價(jià)買進(jìn)的偏好，容易同稟賦效應(yīng)相混淆。而農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的意愿價(jià)格本身就是農(nóng)戶對(duì)自身所擁有的土地的價(jià)值評(píng)價(jià)，此價(jià)值評(píng)價(jià)包含了農(nóng)戶對(duì)土地財(cái)產(chǎn)及其人格化財(cái)產(chǎn)特征等的考量。因而以農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的意愿價(jià)格來(lái)測(cè)量稟賦效應(yīng)。需要特別說(shuō)明的是，該文對(duì)上述變量測(cè)量中涉及的土地流轉(zhuǎn)租金設(shè)置了每畝每年2 000元的閾值上限（1畝=0.067hm2）①轉(zhuǎn)出租金、轉(zhuǎn)入租金、意愿轉(zhuǎn)出租金3個(gè)指標(biāo)各自的有效值中，大于5 000元的占比依次對(duì)應(yīng)6.66%、16.89%和0.53%，3個(gè)指標(biāo)的最大值依次對(duì)應(yīng)250 000、100 000和51 000元，最大值甚至達(dá)10萬(wàn)元以上，這同現(xiàn)實(shí)常理不符?？紤]可能是農(nóng)戶或錄入員在調(diào)查時(shí)將農(nóng)戶所有土地的租金當(dāng)作每畝土地租金填入（1畝=0.067hm2），甚至是該農(nóng)戶所有土地多年份一次性流轉(zhuǎn)的租金才導(dǎo)致租金數(shù)值如此之大，而據(jù)汪險(xiǎn)生和李寧（2021）、宋亮等（2019）、拜茹（2019）和王倩等（2018）基于全國(guó)公開(kāi)數(shù)據(jù)或多省份全國(guó)性調(diào)查的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，土地流轉(zhuǎn)租金最大值在2 000元上下。故設(shè)置租金閾值上限為2 000元。對(duì)于大于2 000元的樣本，依次以轉(zhuǎn)出租金、轉(zhuǎn)入租金、意愿轉(zhuǎn)出租金除以轉(zhuǎn)出土地面積、轉(zhuǎn)入土地面積和承包地面積以減少誤差。對(duì)于數(shù)值過(guò)大經(jīng)數(shù)據(jù)清理后仍大于2 000元的樣本，可能是多年份流轉(zhuǎn)，由于無(wú)法再進(jìn)一步確定具體年份，不得已只能舍去這部分樣本。具體各變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1 傾向得分匹配模型

對(duì)農(nóng)地確權(quán)在土地轉(zhuǎn)出方面工作成效的評(píng)估，最理想的辦法是對(duì)比同一農(nóng)戶在確權(quán)和未確權(quán)兩種情況下的土地轉(zhuǎn)出狀況。但歷史無(wú)法重演，研究者往往無(wú)法獲取確權(quán)農(nóng)戶在未確權(quán)情況下的土地轉(zhuǎn)出狀況。而Rosenbaum和Rubin提出的傾向得分匹配法是解決此問(wèn)題的有效計(jì)量方法[42]。其基本思想是基于反事實(shí)框架，于控制組中尋找與實(shí)驗(yàn)組特征相近的個(gè)體構(gòu)建隨機(jī)分組。該方法能夠有效解決樣本的選擇偏差問(wèn)題。傾向得分匹配法應(yīng)用的步驟如下。

首先需要選擇控制變量估計(jì)傾向得分，即個(gè)體i進(jìn)入確權(quán)組的條件概率，該文使用Logit模型進(jìn)行估計(jì)，相應(yīng)的條件概率模型構(gòu)建為：

式（4）中，i表示第i個(gè)農(nóng)戶，p表示傾向得分，Right為自變量，Right=1表示農(nóng)戶承包地獲得確權(quán)，Right=0表示沒(méi)有獲得確權(quán)，而x為可能會(huì)對(duì)因變量和自變量產(chǎn)生影響的控制變量。

其次是進(jìn)行傾向得分匹配。由于存在多種進(jìn)行傾向得分匹配的方法，分為近鄰匹配法和整體匹配法，不同的匹配方法由于匹配依據(jù)不同匹配結(jié)果也會(huì)存在差異，且不存在適用于一切情形的匹配方法。因而需要嘗試多種匹配方法。若不同方法所得的結(jié)果相似，則說(shuō)明結(jié)果穩(wěn)健。選擇的匹配方法主要有核匹配、近鄰匹配、半徑匹配和卡尺內(nèi)近鄰匹配。

最后是依據(jù)匹配結(jié)果估計(jì)處理組的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated，ATT），進(jìn)而識(shí)別確權(quán)對(duì)轉(zhuǎn)出的影響效應(yīng)：

式（5）中，Y1i表示個(gè)體i獲得確權(quán)后的土地轉(zhuǎn)出狀況，Y0i則表示個(gè)體i未獲得確權(quán)的土地轉(zhuǎn)出狀況。由于上式E[Y1i|Righti=1，P(xi)]可以直接通過(guò)觀測(cè)得到，而E[Y0i|Righti=0，P(xi)]無(wú)法直接觀測(cè)到，因而需要運(yùn)用傾向得分匹配法構(gòu)造替代變量。

2.3.2 中介效應(yīng)模型

在農(nóng)地確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中，考慮中介變量交易成本和稟賦效應(yīng)之間是并行的多重中介，參考溫忠麟等[43]，以及柳士順和凌文輇[44]對(duì)中介效應(yīng)模型的概述，構(gòu)建一元并行多重中介模型為：

式（6）至（9）中，Yi、Right和Xi的含義同前文保持不變，新增變量Tran cos t和Endowment分別表示中介變量交易成本和稟賦效應(yīng)，α0、β0、γ0和δ0為常數(shù)項(xiàng)，α1、β1、γ1、δ1、δ2和δ3為中介效應(yīng)模型中關(guān)鍵的待估參數(shù)，ε1～ε4為隨機(jī)誤差項(xiàng)。式（6）為確權(quán)對(duì)轉(zhuǎn)出的影響效應(yīng)，式（7）（8）分別為確權(quán)對(duì)中介變量交易成本和稟賦效應(yīng)的影響效應(yīng)，式（9）在式（6）的基礎(chǔ)上同時(shí)加入中介變量交易成本和稟賦效應(yīng)。一元并行多重中介模型是指只有一個(gè)自變量而有多個(gè)并列的中介變量的中介效應(yīng)模型。使用該模型的原因在于：一方面，該模型能在控制其他中介變量的情況下探討一個(gè)中介變量的中介效應(yīng)，從而減少簡(jiǎn)單中介模型因忽視其他中介變量而導(dǎo)致的參數(shù)估計(jì)偏差；另一方面，利用該模型可以得到對(duì)比中介效應(yīng)，判斷哪個(gè)中介變量的效應(yīng)更大，作用更強(qiáng)。對(duì)該模型進(jìn)行檢驗(yàn)的步驟與溫忠麟等[43]逐步檢驗(yàn)的檢驗(yàn)步驟相同。而依據(jù)柳仕順、凌文輇[44]對(duì)一元并行多重中介模型的介紹可知，δ1為確權(quán)對(duì)轉(zhuǎn)出的直接效應(yīng)，β1δ2為確權(quán)通過(guò)交易成本影響土地轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng)，γ1δ3為確權(quán)通過(guò)稟賦效應(yīng)影響土地轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng)。由于因變量土地轉(zhuǎn)出為虛擬變量，依據(jù)Breen等的研究[45]，此處確權(quán)影響土地流轉(zhuǎn)的總效應(yīng)不再是α1，而是β1δ2+γ1δ3+δ1。

3 實(shí)證分析

3.1 農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響

3.1.1 平衡性檢驗(yàn)

此外，為保證傾向得分匹配的估計(jì)質(zhì)量，需考察匹配后實(shí)驗(yàn)組和控制組是否存在系統(tǒng)性差異，進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。由表2可知，匹配后模型的總體偏誤由9.1下降至1.4，Pseudo R2由0.026下降至0.001，而B(niǎo)值低于25%，R值介于0.5到2之間，符合Rubin所說(shuō)的判斷標(biāo)準(zhǔn)[46]。表明匹配后實(shí)驗(yàn)組和控制組的差異明顯下降，最大限度降低了樣本選擇偏誤，符合平衡性假設(shè)。

表2 傾向得分匹配法的平衡性檢驗(yàn)

3.1.2 平均處理效應(yīng)

使用核匹配、近鄰匹配、半徑匹配和卡尺內(nèi)近鄰匹配4種方法對(duì)上述模型進(jìn)行傾向得分匹配，其中近鄰匹配按照Abadie等的建議進(jìn)行一對(duì)四匹配[47]，而卡尺匹配中，計(jì)算0.25倍的傾向得分標(biāo)準(zhǔn)差，結(jié)果為0.020，為保險(xiǎn)起見(jiàn)將卡尺范圍設(shè)定為0.010。平均處理效應(yīng)（ATT）估計(jì)結(jié)果如表3所示。由表3可知，4種匹配方法獲得的估計(jì)結(jié)果均較為接近，表明估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。為方便實(shí)證分析，計(jì)算ATT的平均值表征確權(quán)對(duì)轉(zhuǎn)出的影響效應(yīng)。4種匹配方法的ATT值均在1%水平上顯著，相應(yīng)的ATT均值為0.066，表明農(nóng)地確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出具有促進(jìn)作用，相比未確權(quán)者，確權(quán)者轉(zhuǎn)出土地的概率提高6.60%。

表3 農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的平均處理效應(yīng)

3.2 農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的作用機(jī)理

3.2.1 中介模型估計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步利用一元并行多重中介模型檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的作用機(jī)理，模型估計(jì)結(jié)果如表4所示。表4中的后4列依次對(duì)應(yīng)前文中介效應(yīng)模型的式（6）至（9）。下面利用回歸估計(jì)結(jié)果進(jìn)行雙重并行中介效應(yīng)的逐步檢驗(yàn)：第一步，檢驗(yàn)式（6）回歸系數(shù)α1是否顯著，第2列顯示確權(quán)在1%水平上顯著正向影響土地轉(zhuǎn)出，同前文傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果一致；第二步，依次檢驗(yàn)式（7）回歸系數(shù)β1和式（9）回歸系數(shù)δ2的顯著性，第3列和第5列估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)在1%水平上顯著正向影響交易成本（β1=48.193），而交易成本在1%水平上顯著負(fù)向影響土地轉(zhuǎn)出（δ2=-0.001）；第三步，依次檢驗(yàn)式（8）回歸系數(shù)γ1和式（9）回歸系數(shù)δ3的顯著性，第4列和第5列估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)在1%水平上顯著正向影響稟賦效應(yīng)（γ1=47.713），而稟賦效應(yīng)在1%水平上顯著正向影響土地轉(zhuǎn)出（δ3=0.001），由此可以進(jìn)行最后一步檢驗(yàn)；第五步，檢驗(yàn)式（9）回歸系數(shù)δ1的顯著性，判斷是否完全中介，第5列估計(jì)結(jié)果顯示確權(quán)仍在1%水平上顯著正向影響土地轉(zhuǎn)出（δ1=0.315）。因此，交易成本和稟賦效應(yīng)分別在確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中起到部分中介作用，但作用方向與理論預(yù)期有所沖突，該文假設(shè)1未得到驗(yàn)證，假設(shè)3得到驗(yàn)證，而假設(shè)2和假設(shè)4僅得到部分驗(yàn)證。對(duì)此結(jié)果的理論解釋詳見(jiàn)下文。

表4 農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的作用機(jī)理檢驗(yàn)

控制變量方面，第2列和第5列的估計(jì)結(jié)果基本一致，表明該文實(shí)證模型較為穩(wěn)健。戶主特征中受教育年限越長(zhǎng)，農(nóng)戶掌握相關(guān)信息的能力也越強(qiáng)，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性越高。家庭特征中，撫養(yǎng)比、農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)和務(wù)農(nóng)人數(shù)均顯著抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)出，對(duì)于子女養(yǎng)育負(fù)擔(dān)較重的家庭農(nóng)業(yè)收入也不失為一項(xiàng)收入來(lái)源，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)和務(wù)農(nóng)人數(shù)對(duì)農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)具有鎖定效應(yīng)，轉(zhuǎn)出土地的可能性較低。承包地面積越大，除去自給自足所需的土地面積，農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策更為自由。村莊特征中大姓村莊轉(zhuǎn)出土地的概率更低，允許親戚承租的年份越晚將會(huì)抑制土地轉(zhuǎn)出，而允許非親戚承租的年份越晚約會(huì)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出。一般村莊先是允許親戚承租，而后逐漸放開(kāi)允許非親戚承租，允許親戚承租的年份越晚，意味著村莊流轉(zhuǎn)市場(chǎng)開(kāi)始發(fā)育的時(shí)間較晚，流轉(zhuǎn)市場(chǎng)還處于初始階段，而允許非親戚承租將使農(nóng)戶可選擇的交易對(duì)象增加。

3.2.2 確權(quán)通過(guò)提高交易成本抑制土地轉(zhuǎn)出

由實(shí)證結(jié)果可知，交易成本降低確實(shí)有利于促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出，但確權(quán)反而提高了交易成本，導(dǎo)致確權(quán)通過(guò)交易成本對(duì)土地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生抑制作用，與林文聲等的研究結(jié)論一致[20]。盡管中央和學(xué)界對(duì)確權(quán)工作寄予厚望，但事實(shí)上這種預(yù)期可能高估了[48]。首先，確權(quán)固化了土地細(xì)碎化格局，增加土地流轉(zhuǎn)的談判成本。確權(quán)雖然明確了農(nóng)戶土地的位置和面積，但大多數(shù)地區(qū)是在二輪承包土地分配格局的基礎(chǔ)上進(jìn)行測(cè)量確權(quán)[49]。而二輪承包是對(duì)造成土地細(xì)碎化根源的一輪承包的延續(xù)，且多為走過(guò)場(chǎng)。因此，確權(quán)延續(xù)前兩輪承包雖然能夠在一定程度上保證地權(quán)穩(wěn)定性，但固化了土地細(xì)碎化格局[50,51]。土地細(xì)碎化使得一片土地具有多個(gè)產(chǎn)權(quán)主體，農(nóng)戶進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)時(shí)需要同多個(gè)交易對(duì)象或同一交易對(duì)象的不同地塊進(jìn)行多次談判來(lái)完成交易，遇上釘子戶則會(huì)前功盡棄，增加交易成本[52,53]。其次，確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)形成一定干擾，打亂原有市場(chǎng)秩序產(chǎn)生交易成本。自2013年確權(quán)在全國(guó)鋪開(kāi)以來(lái)，我國(guó)土地流轉(zhuǎn)的增速有所放緩，甚至陷入停滯期[52,54]。究其緣由，可能在于土地流轉(zhuǎn)持續(xù)推進(jìn)的過(guò)程中，全國(guó)性推進(jìn)確權(quán)具有突然性，部分農(nóng)民會(huì)進(jìn)入觀望狀態(tài)[55]，打亂了土地流轉(zhuǎn)的供需平衡，也使原本處于流轉(zhuǎn)中的土地面臨租金抬高和協(xié)議糾紛等風(fēng)險(xiǎn)[54]，流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育也陷入停滯。最后，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的難度增加抬高了機(jī)會(huì)成本。一方面，確權(quán)使產(chǎn)權(quán)相對(duì)穩(wěn)定會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)[20,56]，農(nóng)戶閑暇時(shí)間減少，另一方面，確權(quán)后配套的土地流轉(zhuǎn)服務(wù)組織和交易平臺(tái)尚未建立[57]，使得農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地時(shí)處于缺時(shí)間也缺途徑的狀態(tài)，進(jìn)行土地轉(zhuǎn)出的機(jī)會(huì)成本增加。

3.2.3 確權(quán)通過(guò)增強(qiáng)稟賦效應(yīng)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出

實(shí)證結(jié)果表明確權(quán)確實(shí)會(huì)提高農(nóng)戶的稟賦效應(yīng)，同羅必良的觀點(diǎn)一致[31]，產(chǎn)權(quán)強(qiáng)化會(huì)增強(qiáng)農(nóng)戶稟賦效應(yīng)。但與學(xué)界理論猜想相左的是稟賦效應(yīng)并未抑制土地轉(zhuǎn)出，反而顯著促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出。林文聲等[20]的實(shí)證結(jié)果也發(fā)現(xiàn)確權(quán)通過(guò)強(qiáng)化稟賦效應(yīng)進(jìn)而促進(jìn)轉(zhuǎn)出，并認(rèn)為農(nóng)地確權(quán)通過(guò)增強(qiáng)稟賦效應(yīng)進(jìn)而抑制土地轉(zhuǎn)出的路徑并不存在，即使存在也是微不足道。其中的原因是農(nóng)戶因農(nóng)地依賴的差異性而在農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策中分化出情感理性、工具理性和經(jīng)濟(jì)理性，而羅必良等學(xué)者過(guò)分強(qiáng)調(diào)情感理性。該解釋有其合理性，但該文認(rèn)為稟賦效應(yīng)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出的結(jié)果更可能是由以下兩方面的因素共同促成。一方面，對(duì)于農(nóng)民特別是對(duì)老一輩農(nóng)民而言，盡管他們對(duì)土地具有濃厚情感，但其土地價(jià)值評(píng)價(jià)的參照點(diǎn)是自身及周圍村民農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的收入狀況[52]，而農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的收益普遍偏低[58]，再加上農(nóng)戶受教育程度低①據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的第5號(hào)《2016年第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)》，全國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)人員中，受教育程度為未上過(guò)學(xué)、小學(xué)和初中人員的占比依次對(duì)應(yīng)6.4%、37.0%和48.4%，合計(jì)高達(dá)91.8%，中專及以上文憑僅占8.3%，認(rèn)知較為落后，信息獲取也較為滯后[59]，且長(zhǎng)期的小農(nóng)思想使其并不認(rèn)為土地具有商品性特征[60]，因而農(nóng)戶并未意識(shí)到土地的財(cái)產(chǎn)價(jià)值所在，意愿轉(zhuǎn)出價(jià)格相對(duì)較低；另一方面，近年來(lái)隨著國(guó)家對(duì)“三農(nóng)”問(wèn)題的高度重視，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革不斷推進(jìn)，農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)權(quán)能擴(kuò)展，土地本身的財(cái)產(chǎn)屬性突顯[61]，外加土地流轉(zhuǎn)支持、糧食補(bǔ)貼發(fā)放、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外包服務(wù)供給等一系列惠農(nóng)措施的影響，土地流轉(zhuǎn)租金相應(yīng)提升[62-65]。從而，農(nóng)戶預(yù)期轉(zhuǎn)出價(jià)格雖然隨著確權(quán)有所提升，但大多以農(nóng)業(yè)收入為基準(zhǔn)，低于市場(chǎng)上實(shí)際的流轉(zhuǎn)租金，當(dāng)農(nóng)戶發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)出土地可以獲得比預(yù)期更高的租金收入時(shí)，轉(zhuǎn)出土地的可能性更高。以該文2 375個(gè)樣本中轉(zhuǎn)出租金為有效值的725個(gè)農(nóng)戶為例，用農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)出租金減去轉(zhuǎn)出土地實(shí)際獲得的租金，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表5所示。發(fā)現(xiàn)超過(guò)50%農(nóng)戶的意愿轉(zhuǎn)出租金都低于實(shí)際獲得的轉(zhuǎn)出租金，只有大約20%農(nóng)戶的意愿轉(zhuǎn)出租金大于實(shí)際轉(zhuǎn)出租金，而此差值的總體均值為-267.957，小于0，此結(jié)果進(jìn)一步佐證了上述理論猜想。因此，農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)出價(jià)格即使在確權(quán)后提高了，但依然低于實(shí)際的市場(chǎng)價(jià)格，使得稟賦效應(yīng)具有顯著促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出的作用。并非如林文聲等所言稟賦效應(yīng)的作用微乎其微甚至不存在[20]。農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)確有其特殊性，有農(nóng)戶的心理情感因素存在，但還需結(jié)合我國(guó)農(nóng)戶本身的特性考慮其稟賦效應(yīng)是否實(shí)現(xiàn)了完整且準(zhǔn)確的表達(dá)。原因是農(nóng)戶受教育水平較低具有認(rèn)知局限性，且受限于地理區(qū)位及技術(shù)使用等引起的信息滯后性，對(duì)土地價(jià)值會(huì)存在錯(cuò)誤估計(jì)。而我國(guó)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)展還處于初級(jí)階段并未建立良好的價(jià)格形成表達(dá)機(jī)制[66,67]，這一因素也干擾了農(nóng)戶的土地價(jià)值估計(jì)。而緣何土地租金預(yù)期越低的農(nóng)戶越不會(huì)轉(zhuǎn)出土地，原因在于農(nóng)戶的土地租金預(yù)期即農(nóng)戶認(rèn)為轉(zhuǎn)出土地可能獲得的單位收益，土地轉(zhuǎn)出價(jià)格預(yù)期較低表明農(nóng)戶主觀上認(rèn)為土地轉(zhuǎn)出的收益偏低，甚至遠(yuǎn)不如自己耕種所獲收益，在收益預(yù)期偏低的情況下農(nóng)戶更不會(huì)轉(zhuǎn)出土地。

表5 意愿轉(zhuǎn)出租金與實(shí)際轉(zhuǎn)出租金差值的數(shù)值統(tǒng)計(jì)

3.2.4 交易成本和稟賦效應(yīng)的雙重中介作用中稟賦效應(yīng)占主導(dǎo)

為進(jìn)一步估算交易成本和稟賦效應(yīng)的中介效應(yīng)并進(jìn)行力量對(duì)比，整理逐步回歸的系數(shù)結(jié)果并計(jì)算兩變量的中介效應(yīng)如表6所示。如中介模型估計(jì)結(jié)果中所言，交易成本和稟賦效應(yīng)在確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中為部分中介作用。具體地，確權(quán)通過(guò)提高交易成本進(jìn)而抑制土地轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng)為-0.034，相應(yīng)的中介效應(yīng)占比為-10.46%。而確權(quán)通過(guò)提高稟賦效應(yīng)進(jìn)而促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng)為0.043，相應(yīng)的中介效應(yīng)占比為13.35%。由此可知，稟賦效應(yīng)中介效應(yīng)比例的絕對(duì)值大于交易成本中介效應(yīng)比例的絕對(duì)值。從而稟賦效應(yīng)的正向中介作用足以抵消交易成本的負(fù)向中介作用，使得兩中介變量的中介效應(yīng)最終呈正向。在確權(quán)影響土地轉(zhuǎn)出的總效應(yīng)等于直接效應(yīng)和中介效應(yīng)之和的情況下，正向的中介效應(yīng)最終使得確權(quán)影響土地轉(zhuǎn)出的總效應(yīng)在直接效應(yīng)的基礎(chǔ)上得以進(jìn)一步強(qiáng)化，而未被交易成本的負(fù)向中介作用所削弱，甚至是抵消直接效應(yīng)導(dǎo)致確權(quán)抑制土地轉(zhuǎn)出。因此，該文假設(shè)5得到部分驗(yàn)證，交易成本和稟賦效應(yīng)確實(shí)存在力量對(duì)比情況，且這一力量對(duì)比結(jié)果將直接影響確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出最終的影響結(jié)果。稟賦效應(yīng)的正向中介作用占主導(dǎo)，從而強(qiáng)化了確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出影響的正向作用。其中的緣由一方面是確權(quán)使產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度增強(qiáng)但產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性依然不足。確權(quán)頒證使農(nóng)戶擁有對(duì)土地財(cái)產(chǎn)的“準(zhǔn)所有權(quán)”，產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度增強(qiáng)，農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)意識(shí)相應(yīng)增強(qiáng)[68]，稟賦效應(yīng)也得到強(qiáng)化。但此輪確權(quán)并未明確承包期限，還有部分地區(qū)確權(quán)證書(shū)發(fā)放不到位[69]，土地政策依然不明朗削弱了地權(quán)穩(wěn)定性，保守型農(nóng)戶擔(dān)憂失地不會(huì)輕易流轉(zhuǎn)土地[70]，從而交易成本相應(yīng)增加。另一方面盡管確權(quán)工作存在提高交易成本的不利影響，也強(qiáng)化了稟賦效應(yīng)，但我國(guó)農(nóng)戶群體是認(rèn)知局限下的“理性經(jīng)濟(jì)人”，以及國(guó)家近年來(lái)強(qiáng)力推進(jìn)的“三農(nóng)”政策具備良好成效能夠發(fā)揮穩(wěn)定器的作用，使強(qiáng)化后的稟賦效應(yīng)發(fā)揮促進(jìn)作用且強(qiáng)于交易成本的中介作用，從而緩沖新近開(kāi)展的確權(quán)工作帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)。

表6 依逐步回歸法估算中介效應(yīng)

4 結(jié)論與政策啟示

利用CHARLS2018數(shù)據(jù)，使用傾向得分匹配模型研究確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響，并利用多重中介效應(yīng)模型研究確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出影響的作用機(jī)理，深入探討交易成本和稟賦效應(yīng)在其中的中介作用及其力量對(duì)比情況。主要得出如下結(jié)論：（1）農(nóng)地確權(quán)顯著促進(jìn)了土地轉(zhuǎn)出，使土地轉(zhuǎn)出的概率提升6.60%；（2）確權(quán)非但沒(méi)有降低反而提高了交易成本，進(jìn)而抑制了土地轉(zhuǎn)出；（3）確權(quán)有利于增強(qiáng)稟賦效應(yīng)，但稟賦效應(yīng)反而促進(jìn)了土地轉(zhuǎn)出；（4）中介效應(yīng)上，交易成本和稟賦效應(yīng)在確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響中起部分中介作用，交易成本的中介效應(yīng)比例為-10.46%，稟賦效應(yīng)的中介效應(yīng)比例為13.35%，稟賦效應(yīng)中介效應(yīng)比例的絕對(duì)值大于交易成本中介效應(yīng)比例的絕對(duì)值，稟賦效應(yīng)的中介作用更強(qiáng)，能夠抵消交易成本的負(fù)向中介作用并最終強(qiáng)化確權(quán)對(duì)土地轉(zhuǎn)出的正向促進(jìn)作用。

為推進(jìn)確權(quán)工作完善和農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)展，該文具有如下的政策啟示：首先，確權(quán)顯著促進(jìn)了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出，說(shuō)明確權(quán)具有活躍和優(yōu)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的作用，因而需要推進(jìn)確權(quán)成果的應(yīng)用；其次，雖然確權(quán)促進(jìn)了轉(zhuǎn)出，但也增加了交易成本，表明農(nóng)地確權(quán)還需進(jìn)一步完善，需要建立配套制度破解農(nóng)村土地細(xì)碎化格局并化解農(nóng)戶土地矛盾糾紛，同時(shí)賦予農(nóng)民穩(wěn)定的土地承包預(yù)期，糾正確權(quán)對(duì)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)展形成的干擾；再次，在土地登記制度建立的基礎(chǔ)上，設(shè)立土地流轉(zhuǎn)中介組織，搭建土地流轉(zhuǎn)信息平臺(tái)，為流轉(zhuǎn)雙方提供便利，減少進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的機(jī)會(huì)成本和實(shí)際交易成本；最后，由稟賦效應(yīng)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出可知，近年來(lái)國(guó)家的“三農(nóng)”政策取得明顯成效，提高了土地價(jià)值并保障了農(nóng)民權(quán)益，對(duì)“三農(nóng)”的重視需要持之以恒，但與此同時(shí)也從側(cè)面反映出政策宣傳不到位致使農(nóng)戶認(rèn)知存在偏差，因而需增強(qiáng)政策的宣傳和普及力度，而此過(guò)程中還需防范稟賦效應(yīng)過(guò)高以及流轉(zhuǎn)租金過(guò)高可能產(chǎn)生的不利影響。