土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響
——基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)的雙重差分研究

王萍萍

(北京大學(xué) 國家發(fā)展研究院，北京100871)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率問題是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本問題，尤其是對于我國這樣的發(fā)展中大國來說，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率不僅是國民財富增長的核心議題，更是解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵。改革開放四十多年來，我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率經(jīng)歷了快速的增長。1978—2019年，我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增長率為3.83%[1]，比2019年全球農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率平均增速1.63%的兩倍還多。雖然成績矚目，但是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的持續(xù)增長也面臨著發(fā)展的瓶頸。一方面，近期我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長已呈現(xiàn)出放緩的跡象，特別是最近10年來，年均增長率明顯下降，并且促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的主要驅(qū)動力也在逐漸削弱；另一方面，化肥和農(nóng)藥濫用導(dǎo)致的土壤退化不利于主要農(nóng)作物的產(chǎn)量提升，同時不斷上漲的土地租金和日益短缺的農(nóng)村勞動力導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本上升，也威脅著長久以來依靠勞動力密集型技術(shù)生產(chǎn)的我國農(nóng)業(yè)[2]。如何進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率已成為我國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展中面臨的突出議題。

有保障的土地產(chǎn)權(quán)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長的必要條件[3]。不穩(wěn)定的土地產(chǎn)權(quán)就如同對農(nóng)戶征收“隨機(jī)稅”，不僅影響其農(nóng)業(yè)投資和生產(chǎn)的積極性，還可能導(dǎo)致頻繁的土地糾紛，進(jìn)而影響農(nóng)戶的經(jīng)營效率[4-5]。同時，若產(chǎn)權(quán)不明晰、不穩(wěn)定，正常的土地流轉(zhuǎn)市場是難以形成的。這會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中小農(nóng)戶過多，而集約化生產(chǎn)的大農(nóng)場過少，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因此難以實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，將會影響農(nóng)業(yè)要素的配置效率，從而最終導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的下降[6]。土地產(chǎn)權(quán)的清晰界定：一方面，可以提升地權(quán)穩(wěn)定性，增強(qiáng)農(nóng)戶對土地權(quán)利的信心和對土地使用權(quán)的長期預(yù)期，相當(dāng)于減小了加在投資上的隨機(jī)稅，有助于提高投資回報的期望值，激勵農(nóng)戶更積極地對所經(jīng)營的土地進(jìn)行長久的投資，從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率；另一方面，可以有效降低土地流轉(zhuǎn)的成本和風(fēng)險，從而可以通過將土地重新分配給利用效率更高的生產(chǎn)者來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。此外，地權(quán)的改善還使得農(nóng)戶能夠通過土地抵押更容易地從農(nóng)村金融市場上取得貸款，從而幫助農(nóng)戶緩解從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時受到的信貸約束，這也會帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的改善[7-8]。

作為理論的政策回應(yīng)，從20世紀(jì)90年代開始，在世界銀行和聯(lián)合國糧食及農(nóng)業(yè)組織等國際機(jī)構(gòu)的支持下，一些發(fā)展中國家和地區(qū)陸續(xù)開展了大規(guī)模的土地確權(quán)與登記政策改革。關(guān)于土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，國外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了一些研究，但并未得到一致的結(jié)論。拉丁美洲和亞洲的證據(jù)表明，土地確權(quán)在一定程度上可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[9-10]，但非洲的證據(jù)卻比較復(fù)雜。雖然有一些研究發(fā)現(xiàn)，土地的確權(quán)與登記對非洲地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率起到了顯著的正向促進(jìn)效應(yīng)，而且這種效應(yīng)的獲得與投資可能性的增加有關(guān)[11-13]；但是，也有部分研究表明，確權(quán)戶與未確權(quán)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率在統(tǒng)計上沒有顯著差異，并且也沒有跡象顯示土地所有權(quán)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資、信貸獲得和長期最大化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為有明顯影響[14-16]。

本文關(guān)注我國土地確權(quán)改革對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響。在我國，土地的所有權(quán)屬于村集體，農(nóng)戶只擁有土地的承包經(jīng)營權(quán)。地方政府不可預(yù)期的征地和土地調(diào)整行為不利于地權(quán)的穩(wěn)定[17]。為了增強(qiáng)農(nóng)戶對土地產(chǎn)權(quán)的安全感和信心，中央政府出臺了多項(xiàng)政策對土地確權(quán)問題做出明確安排。早在1982年，中央一號文件就明確提出必須抓好農(nóng)村土地承包合同的訂立工作。1997年，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳發(fā)布《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》，開始了針對農(nóng)村承包地的首次大規(guī)模確權(quán)。但受觀念和條件限制，這項(xiàng)工作并沒有受到地方政府重視，相關(guān)政策沒有落實(shí)到位，一直未能建立一個清晰的登記賬目，土地邊界多處于村集體或農(nóng)戶默認(rèn)狀態(tài)，缺乏書面憑證[18]。從2009年開始，中央開啟了新一輪的土地確權(quán)工作，旨在通過確定每宗土地的面積、四至、空間位置等信息，從法律層面明確農(nóng)戶的土地產(chǎn)權(quán)，并通過頒發(fā)土地承包經(jīng)營權(quán)證書的形式，賦予農(nóng)戶對承包地占有、使用、收益、流轉(zhuǎn)和抵押擔(dān)保的權(quán)能。新一輪土地確權(quán)改革為探究中國場景下地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率之間的關(guān)系提供了一次絕佳的機(jī)會；但從掌握的文獻(xiàn)來看，已有研究著重考查了此次確權(quán)對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)、非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)投資的影響[19-21]，而針對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響的研究較少。其中，較具代表性的是林文聲等[22]的文章，其使用中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)2014年和2016年的混合截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，新一輪確權(quán)能顯著提高農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。但基于相同數(shù)據(jù)集，耿鵬鵬等[23]卻發(fā)現(xiàn)，確權(quán)對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率并無明顯作用，甚至反而會誘發(fā)純技術(shù)效率耗散。近來，高敘文等[24]發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響具有時間異質(zhì)性，其影響主要產(chǎn)生于確權(quán)1年以上的農(nóng)戶中。

縱觀相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于土地確權(quán)究竟會如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，無論是國外還是國內(nèi)研究均未達(dá)成共識。這種分歧既可能源自不同研究所使用的數(shù)據(jù)樣本、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率測度指標(biāo)的差異，也可能與沒有充分考慮確權(quán)影響的異質(zhì)性或研究方法存在一定內(nèi)生性問題有關(guān)。針對上述不足，本文使用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2013年和2015年的兩輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用新一輪確權(quán)在村莊之間的進(jìn)度差異構(gòu)造多時點(diǎn)雙重差分(Staggered DID)模型，檢驗(yàn)土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制。與已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：1)不僅檢驗(yàn)土地確權(quán)能否提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，更聚焦探討土地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的機(jī)制，這既可以為現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論提供來自中國土地產(chǎn)權(quán)制度的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，亦能引發(fā)如何利用這些中間機(jī)制提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的決策思考；2)不僅考查土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的平均影響，也考查對不同土地規(guī)模、不同地區(qū)、不同生產(chǎn)率農(nóng)戶的異質(zhì)性影響，有助于厘清土地確權(quán)政策效果發(fā)揮的邊界條件；3)基于村莊間的土地確權(quán)進(jìn)度差異構(gòu)造雙重差分模型，相比采用橫截面或者面板估計的研究，不僅可以有效地解決估計中面臨的內(nèi)生性和處理效應(yīng)大小識別問題，而且可以更好地利用樣本中的信息，降低由于測量誤差造成的估計偏誤。

1 理論分析

關(guān)于土地產(chǎn)權(quán)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的關(guān)系，至少可以追溯到Besley[7]、Brasselle等[8]的研究。根據(jù)其研究，由確權(quán)引致的土地產(chǎn)權(quán)安全性增強(qiáng)可以通過3種途徑影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率：投資激勵效應(yīng)、土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)和信貸抵押效應(yīng)。

第一，投資激勵效應(yīng)。對于處在資本相對匱乏的欠發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中的農(nóng)戶，增加對土地、農(nóng)具等的投資對于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有重要推動作用；但產(chǎn)權(quán)的不穩(wěn)定性使得農(nóng)戶對經(jīng)營土地缺乏長期預(yù)期，沒有信心在土地上投入大量專用性程度高的固定資產(chǎn)，其結(jié)果是投資需求和生產(chǎn)率下降。確權(quán)帶來了土地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定：一方面，保障了農(nóng)戶對土地投資的剩余索取權(quán)，使其對未來獲取現(xiàn)期投資收益更有信心，從而增強(qiáng)其投資動力[25-26]；另一方面，則有助于促進(jìn)土地要素市場的發(fā)育，使得長周期的農(nóng)業(yè)投資可以從市場交易中得到確認(rèn)，降低農(nóng)業(yè)投資被“搭便車”的風(fēng)險，這也會激勵農(nóng)戶對土地進(jìn)行投資以實(shí)現(xiàn)土地的增值保值[19]。

第二，土地流轉(zhuǎn)效應(yīng)。除了提高投資的作用外，土地確權(quán)還可以通過促進(jìn)土地市場交易的順利運(yùn)作來影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[23]。一方面，明晰的產(chǎn)權(quán)界定是土地市場交易發(fā)生的基礎(chǔ)，也只有產(chǎn)權(quán)明晰才可能形成健康的土地流轉(zhuǎn)市場；另一方面，土地流轉(zhuǎn)能夠使得土地在更大范圍內(nèi)得到優(yōu)化配置，并通過土地集中產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)和分工引致的專業(yè)化效應(yīng)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。首先，優(yōu)化土地資源配置。土地流轉(zhuǎn)本質(zhì)上是土地要素實(shí)現(xiàn)再配置的過程，在這一過程中，土地從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力較低的生產(chǎn)者向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力較高的生產(chǎn)者配置，將有助于改善土地錯配狀況，使有限的土地資源得到更高效的利用，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。其次，促進(jìn)土地集中并形成規(guī)模效應(yīng)。土地流轉(zhuǎn)促進(jìn)了土地的集中化，為土地的連片經(jīng)營和規(guī)?；N養(yǎng)提供了可能，不僅有助于農(nóng)戶通過獲取潛在的規(guī)模效應(yīng)來降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，而且有利于農(nóng)戶引進(jìn)和使用更先進(jìn)的農(nóng)業(yè)機(jī)械、技術(shù)和管理手段，促使其生產(chǎn)率得到更大幅度提高。最后，土地流轉(zhuǎn)還具有“選擇”功能，可以通過淘汰低效率的農(nóng)戶來進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)加總生產(chǎn)率水平。

第三，信貸抵押效應(yīng)。信貸約束是制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的關(guān)鍵因素，長期的信貸約束將限制農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資，使得他們只能進(jìn)行簡單重復(fù)和低效率的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，陷入一種低效率均衡狀態(tài)。土地作為農(nóng)民的主要資產(chǎn)，也是最適合用作抵押的資產(chǎn)，但一直以來囿于農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)的模糊界定，農(nóng)村土地難以發(fā)揮其資產(chǎn)屬性，普遍成為“沉睡的資產(chǎn)”。確權(quán)釋放了土地作為資產(chǎn)的抵押和擔(dān)保權(quán)能，使得農(nóng)戶能夠通過土地抵押更容易地從農(nóng)村正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲取急需的生產(chǎn)性資金，有效緩解家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的資金約束，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資(尤其是購置農(nóng)機(jī)具)，進(jìn)而帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高[24]。

2 識別策略、數(shù)據(jù)與變量

2.1 識別策略

不同于國外由農(nóng)戶自主提出確權(quán)申請，我國的土地確權(quán)是一種“自上而下”的改革行動，普遍以建制村或村小組為單位統(tǒng)一展開。我國新一輪的確權(quán)采取“試點(diǎn)先行、逐步推開”的模式，這必然使得在某一時點(diǎn)上一些村莊會受到土地確權(quán)政策的影響，而另一些村莊則不受影響，這為我們構(gòu)造“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”并使用雙重差分法(DID)識別土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的凈效應(yīng)創(chuàng)造了條件?；诖?，本文將基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定為

Ecvht=α+βTvt+λXcvht+δv+γt+φct+εcvht；

(1)

Tvt=Cv×Pt。

(2)

式(1)、(2)中：下標(biāo)c、v、h、t分別表示縣市、村莊、農(nóng)戶和年份；被解釋變量Ecvht為農(nóng)戶h在第t年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，用單位耕地面積凈利潤(即土地生產(chǎn)率)的自然對數(shù)值表示；交互項(xiàng)Cv×Pt為本文關(guān)注的核心解釋變量，其中，Cv為村莊層面上的土地確權(quán)率，用村莊v中已領(lǐng)取到土地經(jīng)營權(quán)證書的農(nóng)戶所占比重表示，Pt為政策時期分組虛擬變量，政策實(shí)施前取值為1，實(shí)施后取值為0；Xcvht是一組隨時間變化的農(nóng)戶特征變量；δv為村莊固定效應(yīng)，用以控制村莊層面不隨時間變化的不可觀測卻存在系統(tǒng)性差異的因素的影響；γt為年份固定效應(yīng)，用以控制對所有農(nóng)戶相同但隨時間變化的不可觀測因素的影響；φct為縣市-年份交互固定效應(yīng)，以控制不同縣市的宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素；α、β、λ為待估參數(shù)(向量)；εcvht為隨機(jī)誤差項(xiàng)，考慮到新一輪土地確權(quán)工作通常在村莊層面推進(jìn)和落實(shí)，本文將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到村層面。

在式(1)的模型設(shè)定中，由于同時控制了村莊與年份固定效應(yīng)，因而利用交互項(xiàng)Cv×Pt計算出的就是類似雙重差分(DID)的處理效應(yīng)。這種Staggered DID方法雖然形式上不同于傳統(tǒng)的DID，但本質(zhì)上都是利用政策實(shí)驗(yàn)“自然”將整個樣本分為處理組(政策力度較大的地區(qū))和對照組(政策力度較小的地區(qū))來識別政策實(shí)施的效果。與傳統(tǒng)的DID相比，Staggered DID的優(yōu)勢是可以體現(xiàn)不同處理組處理強(qiáng)度不同的差異(在本文中表現(xiàn)為每個村莊的土地確權(quán)率不同)，避免了信息的流失，并且能盡量減少模型的內(nèi)生性問題。當(dāng)然，由于同屬于DID方法，在運(yùn)用Staggered DID模型進(jìn)行政策效應(yīng)評估時，除了政策實(shí)施需要滿足隨機(jī)實(shí)驗(yàn)條件外，還需要處理組和對照組在時間上滿足共同趨勢。這一假定通常不易滿足，我們通過控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，以及合理增加控制變量來盡可能保證。此外，為了進(jìn)一步保證處理組與對照組的共同趨勢假設(shè)，本文在模型中納入縣市虛擬變量與年份虛擬變量的交互項(xiàng)，從而排除由不同縣級行政區(qū)發(fā)展趨勢導(dǎo)致的差異。最后，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文還利用傾向得分匹配(PSM)方法篩選村莊樣本，根據(jù)可觀測特征增強(qiáng)處理組和對照組樣本的可比性。

2.2 數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)來自2013年和2015年兩輪的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)。該調(diào)查采用三階段分層、與人口規(guī)模成比例(PPS)的抽樣方法在全國抽取家庭樣本。其中，2013年調(diào)查樣本覆蓋了全國除西藏、新疆、香港、澳門、臺灣外的29個省(自治區(qū)、直轄市)267個縣(市、區(qū))1 048個村(社區(qū))的28 141戶家庭，其中，農(nóng)村樣本為8 932戶；2015年在對2013年樣本進(jìn)行追訪的同時，將調(diào)查樣本擴(kuò)充至上述29個省(自治區(qū)、直轄市)351個縣(市、區(qū))1 396個村(社區(qū))的37 289戶家庭，其中，追訪成功的農(nóng)村家庭為7 970戶。根據(jù)研究設(shè)計，我們使用追訪成功的7 970戶農(nóng)村樣本進(jìn)行變量處理和樣本篩選。

數(shù)據(jù)處理過程如下：首先，剔除過去一年未從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本；其次，剔除觀測期間非連續(xù)存在的樣本；再次，剔除關(guān)鍵指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失或異常(如投入產(chǎn)出指標(biāo)為零或負(fù)值)的樣本；最后，由于本文將2013年設(shè)定為初始期，對于2013年及以前就已經(jīng)取得土地經(jīng)營權(quán)證書的農(nóng)戶，因?yàn)槿鄙偾捌诘臄?shù)據(jù)，無法得知他們在確權(quán)前的信息，如果將其納入，得到的結(jié)果就不再是雙重差分估計，而僅僅是差分估計，故將該部分樣本剔除。經(jīng)過上述處理，本文最終獲得由5 441個農(nóng)戶-年度觀測值構(gòu)成的非平衡面板樣本。在后文實(shí)證分析中，因各組回歸中使用變量的缺失程度略有不同，有效樣本量還會有所變化。

2.3 變量與描述統(tǒng)計

2.3.1 被解釋變量

本文的被解釋變量是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率(E)，釆用單位耕地面積(以畝計，1畝≈667 m2)凈利潤衡量，其中，凈利潤為農(nóng)作物總產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入之差，耕地面積指農(nóng)戶實(shí)際經(jīng)營的耕地面積，以二者之比的自然對數(shù)值表征。選取該變量主要基于以下3方面的考慮：1)與計算全要素生產(chǎn)率所需的大量投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)相比，該指標(biāo)直觀、計算方便，且具有很強(qiáng)的操作性，可有效規(guī)避數(shù)據(jù)缺失和測量誤差對研究結(jié)論產(chǎn)生的擾動；2)與全要素生產(chǎn)率不同，單位耕地面積凈利潤并未假設(shè)技術(shù)是同質(zhì)性的，也不需要先驗(yàn)的設(shè)定函數(shù)形式[27]；3)無需在控制變量中納入其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入變量向量[28]，可以避免資本與勞動投入內(nèi)生于經(jīng)營規(guī)模且會受到地權(quán)穩(wěn)定性影響而造成的估計偏誤[29]。當(dāng)然，為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，后文也采用了其他生產(chǎn)率測度指標(biāo)用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.3.2 核心解釋變量

本文的核心解釋變量是土地確權(quán)(T)，被定義為村莊層面的土地確權(quán)率(C)和政策時期虛擬變量(P)的交乘項(xiàng)。盡管村莊內(nèi)的土地確權(quán)工作在程序上是同步進(jìn)行的，但是在實(shí)際實(shí)施過程中，不同農(nóng)戶的確權(quán)頒證存在先后順序；因此，即使是同一村莊內(nèi)部的農(nóng)戶，其土地經(jīng)營權(quán)證書持有狀況也可能有所差異。此時，不論是采用“村莊是否確權(quán)”作為分組變量還是直接用“農(nóng)戶是否確權(quán)”作為分組變量都將會產(chǎn)生偏差[30]。本文采用村莊土地確權(quán)率，即村內(nèi)已領(lǐng)取到土地經(jīng)營權(quán)證書的樣本農(nóng)戶比例作為處理組的代理變量，不僅可以更好地利用樣本中的信息降低測量誤差，而且還能夠在一定程度上緩解土地確權(quán)衡量的內(nèi)生性。根據(jù)CHFS問卷中的問題“您家耕地是否取得土地經(jīng)營權(quán)證書？”，若回答“是”，則認(rèn)為該農(nóng)戶家庭已完成土地確權(quán)，標(biāo)記為確權(quán)戶。對于時期虛擬變量，考慮到2014年是土地確權(quán)工作由“整村推進(jìn)”轉(zhuǎn)變?yōu)椤罢⊥七M(jìn)”的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，本文以2014年為界限，將2013年樣本設(shè)定為0，2015年樣本設(shè)定為1。

2.3.3 控制變量

表1 變量描述統(tǒng)計結(jié)果

對比未確權(quán)戶與確權(quán)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和其他特征方面的差異(表2)，并進(jìn)行均值t檢驗(yàn)，其中，確權(quán)戶是指2013年未確權(quán)而2015年確權(quán)的樣本，未確權(quán)戶是指2013—2015年始終未確權(quán)的樣本?？梢钥闯觯?)未確權(quán)戶與確權(quán)戶的各類特征均比較相近，并且從2013年到2015年相對差異的變動幅度也比較小；2)在2013年，未確權(quán)戶與確權(quán)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平的差別并不大，前者甚至略高于后者，但是在2015年，確權(quán)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率均值水平已高于對照組。因此，從直觀上看，土地確權(quán)對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率有正向的促進(jìn)作用。

表2 確權(quán)戶與未確權(quán)戶的差異比較

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

將土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果整理于表3，所有模型均采用聚類到村莊的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。如前所述，由于本文使用村莊土地確權(quán)率作為處理組的代理變量，因此實(shí)質(zhì)上檢驗(yàn)的是土地確權(quán)率越高的村莊，其農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率是否增長越快。模型1報告了不含其他控制變量的估計結(jié)果?？梢钥吹剑迩f土地確權(quán)率越高，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長越快。具體地，村莊土地確權(quán)率每提高1百分點(diǎn)，平均意義上農(nóng)戶以單位耕地面積凈利潤表征的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率將提高約0.683%，該結(jié)果在1%統(tǒng)計水平上顯著。在模型1的基礎(chǔ)上控制農(nóng)戶的特征因素(模型2)，但T的參數(shù)估計無論是數(shù)值還是顯著性變化都很微小，這意味著處理組和對照組分配的無條件隨機(jī)性在一定程度上得到了保證[32]。根據(jù)模型2的估計結(jié)果，村莊土地確權(quán)率每增加1百分點(diǎn)，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率平均增長約0.691%。進(jìn)一步將樣本整理成農(nóng)戶平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸(模型3)，結(jié)果顯示，村莊土地確權(quán)率的提高依然會顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長，再一次說明了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2 傾向得分匹配分析

雙重差分估計一致可信的一個重要前提是共同趨勢假定。事實(shí)上，不同村莊的土地確權(quán)工作進(jìn)展具有較大的異質(zhì)性，因此可能很難滿足處理組和對照組時間效應(yīng)一致的條件。對此，本文采用傾向得分匹配(PSM)的方法篩選村莊樣本。第一步，按照已確權(quán)農(nóng)戶所占的比例把村莊分為兩組，將確權(quán)戶比例較高的村莊視為處理組，將確權(quán)戶比例較低的村莊視為控制組；第二步，根據(jù)基期村莊經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展等一系列前置指標(biāo)，使用Probit模型計算傾向得分；第三步，基于共同支撐域篩選出傾向得分相近的村莊樣本。本文采用常見的Kernel核匹配方法將處理組與控制組進(jìn)行匹配，最終共成功匹配338個村莊，其中，處理組93個，對照組245個。經(jīng)檢驗(yàn)，匹配后的樣本滿足平衡性假設(shè)和共同支撐域假設(shè)，說明本文的樣本匹配是成功的。

使用匹配成功的樣本重新進(jìn)行雙重差分估計(表4)。其中，模型4是僅采用匹配樣本進(jìn)行估計的結(jié)果，模型5在模型4的基礎(chǔ)上加入了控制變量。估計結(jié)果顯示，在同時控制村莊固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)，以及縣市和年份的交互固定效應(yīng)之后，不管有沒有加入農(nóng)戶層面的特征變量(即控制變量)，變量T均在5%的水平上對變量E在5%的統(tǒng)計學(xué)水平具有顯著正向影響，且系數(shù)值變化不大，穩(wěn)健地驗(yàn)證了土地確權(quán)確實(shí)會顯著地促進(jìn)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。

表4 基于傾向得分匹配(PSM)和工具變量的回歸估計結(jié)果

3.3 工具變量估計

在內(nèi)生性問題上，除了比較常見的因遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性外，我們也不能排除解釋變量和被解釋變量之間存在反向因果的可能性。比如，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率越高的地方，由于土地越肥沃，以及土地越容易流轉(zhuǎn)出去，更有可能被上級政府選擇為確權(quán)試點(diǎn)村，從而影響到處理分組變量T的外生性。此外，各地在推進(jìn)土地確權(quán)的過程中，通常按照先易后難、先局部試點(diǎn)再普遍推廣的路徑來開展，這也會導(dǎo)致不同地區(qū)的農(nóng)戶在能否取得土地經(jīng)營權(quán)證書上不再隨機(jī)，從而帶來內(nèi)生性問題。為了保證估計結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文在DID模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步采用工具變量法作為參照。參考豐雷等[18]的研究，本文使用“縣(市)域內(nèi)其他被調(diào)查村發(fā)放土地經(jīng)營權(quán)證書的比例”作為工具變量。理由是，同一縣域其他村莊發(fā)放土地經(jīng)營權(quán)證書的狀況反映了該縣的土地確權(quán)進(jìn)展，在縣級政府的統(tǒng)一部署下，本村莊也會傾向于盡早推動確權(quán)，從而符合工具變量相關(guān)性的要求；但是本村以外的村莊對于農(nóng)民而言是不同的生活單位，具有明顯的行為差異與生活界限，其土地確權(quán)情況并不會直接影響到本村農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，故滿足工具變量的外生性。

需要注意的是，由于在模型1中內(nèi)生變量T是以交互項(xiàng)的形式出現(xiàn)，因此，在工具變量回歸中，本文使用“縣(市)域內(nèi)其他被調(diào)查村發(fā)放土地經(jīng)營權(quán)證書的比例”(C1)與時期虛擬變量(P)的交乘項(xiàng)作為工具變量。由基于工具變量的2SLS兩階段估計(模型6)結(jié)果可以看出，在第一階段的回歸中，交互項(xiàng)C1×P的系數(shù)在1%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著，且F統(tǒng)計量遠(yuǎn)大于臨界值10，說明所選取的工具變量不存在弱工具的問題，是相對理想的工具變量。進(jìn)一步地，從第二階段的回歸結(jié)果來看，變量T的系數(shù)在5%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致。這說明，在使用工具變量法糾正了可能的內(nèi)生性偏誤后，確權(quán)仍然顯著地促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。但是，變量T的系數(shù)估計值較基準(zhǔn)回歸有所下降，說明若忽視內(nèi)生性可能會導(dǎo)致土地確權(quán)的效果被高估。

3.4 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.4.1 更換生產(chǎn)率測度指標(biāo)

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率是一個多維度綜合性的概念，除了土地生產(chǎn)率外，至少還應(yīng)包括勞動生產(chǎn)率、技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率[31]。為避免單一土地生產(chǎn)率指標(biāo)對實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性的影響，將被解釋變量依次替換為勞動生產(chǎn)率、技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率重新進(jìn)行回歸(表5)。其中，模型7是以勞動生產(chǎn)率(即單位實(shí)際投入勞動用工的凈利潤的對數(shù)值表示)作為被解釋變量的回歸結(jié)果，模型8和9分別是以技術(shù)效率(采用Cobb-Douglas的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計得到)和全要素生產(chǎn)率(采用索羅余值法測算得到)作為被解釋變量的回歸結(jié)果?？梢钥吹?，不同生產(chǎn)率測度指標(biāo)均一致證實(shí)，土地確權(quán)至少在5%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，說明本文的實(shí)證模型結(jié)果并不會隨農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率測度方法的變化而發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，基準(zhǔn)結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.4.2 重新構(gòu)造對照組和處理組

考慮使用一般DID的政策設(shè)計，重新構(gòu)造處理組和對照組進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參照Do等[33]的做法，當(dāng)村莊中匯報已領(lǐng)到土地經(jīng)營權(quán)證書的農(nóng)戶比例超過50%時，我們認(rèn)為該村莊已進(jìn)行了確權(quán)，定義為處理組，賦值為1；否則視為對照組，賦值為0。然后，進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)DID估計(即模型10)?？梢钥闯?，變量T的系數(shù)在1%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著為正，意味著分組方法并不會影響本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.4.3 選擇子樣本

新一輪土地確權(quán)延續(xù)了我國一貫采用的“先試點(diǎn)、后逐步鋪開”的遞進(jìn)式改革思路，相較于其他省份，那些較早推行整省確權(quán)的試點(diǎn)省份有可能是被“精心挑選”的，其樣本農(nóng)戶的生產(chǎn)行為可能與其他省份農(nóng)戶有所差別。為了糾正由此引起的可能偏誤，本文將2014年最早進(jìn)行整省確權(quán)的山東、安徽、四川3省的樣本剔除，重新進(jìn)行回歸(即模型11)。可以看出，剔除首批整省確權(quán)的樣本后，變量T的回歸系數(shù)依舊在5%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著為正，說明本文的估計結(jié)果對樣本的變化也是穩(wěn)健的。

3.4.4 安慰劑檢驗(yàn)

影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的因素眾多，雖然在前文的識別中我們已盡可能多地控制了可觀測因素，以及隨時間不變和隨時間同步變化的不可觀測因素的影響，從而使核心解釋變量盡量地滿足可忽略性假設(shè)，但由于數(shù)據(jù)所限，仍然很難排除一些不可觀測遺漏因素可能會對估計結(jié)果造成的影響。為檢驗(yàn)這些遺漏因素是否會影響本文結(jié)論的穩(wěn)健性，參考孫琳琳等[21]的做法，開展安慰劑檢驗(yàn)。具體而言，根據(jù)原數(shù)據(jù)中樣本農(nóng)戶的確權(quán)比例，首先隨機(jī)抽取相同數(shù)量的“偽”確權(quán)戶生成“虛假”雙重差分變量，然后將其代入基準(zhǔn)模型替換原變量重新進(jìn)行回歸。如果農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升確實(shí)是由土地確權(quán)導(dǎo)致的，那么給定該“偽”處理組與政策實(shí)施時間的產(chǎn)生過程，在安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果中，“虛假”雙重差分變量的估計系數(shù)應(yīng)不顯著。為提高安慰劑檢驗(yàn)的可識別能力，我們將該隨機(jī)過程重復(fù)2 000次。圖1報告了回歸系數(shù)的分布情況?？梢钥吹剑陔S機(jī)樣本估得的虛擬處理項(xiàng)的系數(shù)明顯集中在0附近，表明上述構(gòu)造的虛擬處理效應(yīng)并不存在，從而排除了其他未觀測因素干擾估計結(jié)果的可能。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果Fig.1 Result of placebo test

4 拓展性研究

4.1 異質(zhì)性分析

對不同規(guī)模、不同地區(qū)、不同生產(chǎn)率水平的農(nóng)戶進(jìn)行異質(zhì)性分析(表6)。1)分規(guī)模看，土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在經(jīng)營面積在1 hm2以上的大規(guī)模農(nóng)戶中更大、更顯著，表現(xiàn)出一定的規(guī)模偏好特征。這可能是因?yàn)橐?guī)模戶經(jīng)營的土地以轉(zhuǎn)入地為主，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更容易受到地權(quán)不穩(wěn)定的負(fù)面影響，相應(yīng)地，確權(quán)后，其生產(chǎn)率增長的邊際效應(yīng)也更明顯。2)分地區(qū)看，在東部地區(qū)土地確權(quán)顯著提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，而在中、西部地區(qū)這一影響不顯著。究其原因，這既可能是因?yàn)闁|部地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高，由確權(quán)帶來的地權(quán)穩(wěn)定性增強(qiáng)能誘發(fā)更多的農(nóng)業(yè)投資，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用更強(qiáng)；也可能與東部地區(qū)土地流轉(zhuǎn)市場相對發(fā)達(dá)有關(guān)，東部地區(qū)的土地產(chǎn)權(quán)交易體系建設(shè)更為完善，經(jīng)確權(quán)頒證后的土地經(jīng)營權(quán)擁有更為寬闊的流通渠道，為充分發(fā)揮確權(quán)對農(nóng)業(yè)資源的再配置效應(yīng)創(chuàng)造了良好條件。3)從不同生產(chǎn)率分位數(shù)看，土地確權(quán)對高分位數(shù)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)作用，而對中、低分位數(shù)農(nóng)戶的影響不顯著。這說明，對于具有比較優(yōu)勢的高生產(chǎn)率農(nóng)戶，土地確權(quán)帶來的生產(chǎn)率增長效應(yīng)更加明顯，呈現(xiàn)出“馬太效應(yīng)”。

表6 異質(zhì)性分析結(jié)果

4.2 影響機(jī)制檢驗(yàn)

由理論分析可知，土地確權(quán)主要通過影響農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)市場的參與、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資和信貸可得性進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。為識別上述傳導(dǎo)機(jī)制是否真實(shí)存在，在Baron等[34]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下遞歸模型：

Ecvht=cTvt+λXcvht+δv+γt+φct+εcvht；

(3)

Mcvht=aTvt+λXcvht+δv+γt+φct+εcvht；

(4)

(5)

式(3)～(5)中：Mcvht為中介變量；c為土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的總效應(yīng)(對應(yīng)于基準(zhǔn)回歸模型的參數(shù)β)；a為土地確權(quán)對中介變量的效應(yīng)；b是在控制了土地確權(quán)的影響后，中介變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的效應(yīng)；c′是在控制了中介變量的影響后，土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的直接效應(yīng)；a與b的乘積ab即是在考慮作用機(jī)制存在的前提下，土地確權(quán)通過中介變量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生的間接效應(yīng)，也稱中介效應(yīng)。根據(jù)中介效應(yīng)的一般檢驗(yàn)流程，在上述遞歸模型中，我們可以通過關(guān)注系數(shù)a、b、c的顯著性和數(shù)值變化來判斷中介效應(yīng)是否存在及其大小，若存在，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為ab/c。

將針對上述傳導(dǎo)機(jī)制的回歸檢驗(yàn)結(jié)果整理于表7。其中，機(jī)制1報告了土地確權(quán)通過土地流轉(zhuǎn)作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。變量R表示農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)，如果該農(nóng)戶家庭曾轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出過土地，賦值為1，否則為0。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，土地確權(quán)對農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)有正向促進(jìn)作用，其估計系數(shù)在5%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著為正。將是否參與土地流轉(zhuǎn)和土地確權(quán)同時納入DID回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變量R的系數(shù)在1%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著為正，但變量T的系數(shù)在保持原有顯著性水平和符號方向的前提下，其估計值相比基準(zhǔn)回歸有明顯下降(下降約49.8%)，說明土地確權(quán)部分地通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，即存在“土地確權(quán)→土地流轉(zhuǎn)增加→農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高”的作用機(jī)制，該中介效應(yīng)約占總效應(yīng)的20.4%。

機(jī)制2考查土地確權(quán)通過生產(chǎn)性投資作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的效果?？紤]到確權(quán)往往只影響機(jī)械等“固定”資產(chǎn)投資，而不影響化肥、勞動力等“流動”資產(chǎn)投資[35]，本文選取農(nóng)戶年末農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)價值的自然對數(shù)值作為生產(chǎn)性投資變量I的表征。土地確權(quán)與農(nóng)戶的生產(chǎn)性投資有正相關(guān)關(guān)系，其估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著。將生產(chǎn)性投資和土地確權(quán)同時納入DID回歸后，變量I的回歸系數(shù)依舊在1%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著為正，而變量T的回歸系數(shù)較基準(zhǔn)回歸有所下降(下降約44.9%)，說明土地確權(quán)部分地通過促進(jìn)生產(chǎn)性投資提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，即存在“土地確權(quán)→生產(chǎn)性投資增加→農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高”的作用機(jī)制，該中介效應(yīng)約占總效應(yīng)的17.1%。

表7 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

機(jī)制3考查土地確權(quán)通過信貸可獲得性作用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的效果。依據(jù)農(nóng)戶的信貸需求是否得到滿足，本文設(shè)置二元虛擬變量對農(nóng)戶信貸可獲得性水平變量Cr進(jìn)行衡量。根據(jù)CHFS問卷的設(shè)計，如果該農(nóng)戶家庭因農(nóng)業(yè)、工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動需要向銀行/信用社貸款的情況是“需要，但沒有申請過”或者“需要，申請過被拒絕”，則認(rèn)為受到信貸約束，賦值為1，否則為0。結(jié)果顯示，土地確權(quán)并沒有顯著提高農(nóng)戶的信貸可獲得性水平。將信貸可獲得性作為控制變量加入DID回歸后，土地確權(quán)變量的估計系數(shù)相較于基準(zhǔn)回歸未有太大改變，且仍舊在1%的統(tǒng)計學(xué)水平上顯著，說明信貸可獲得性并不是土地確權(quán)促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高的一個渠道。一個可能的解釋是，雖然土地經(jīng)營權(quán)被賦予了抵押和擔(dān)保權(quán)能，但抵押貸款試點(diǎn)尚未在全國推廣，相關(guān)金融支持政策尚未落實(shí)到位，導(dǎo)致土地確權(quán)通過促進(jìn)農(nóng)戶信貸可獲得性進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的機(jī)制尚未發(fā)揮作用。

5 結(jié)論與政策啟示

本文基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2013年和2015年的兩期面板數(shù)據(jù)，利用村莊間新一輪土地確權(quán)進(jìn)度的差異構(gòu)造Staggered DID模型，實(shí)證檢驗(yàn)土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)顯著提高了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，傾向得分匹配、工具變量估計和其他一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)證實(shí)了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析表明，土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用具有規(guī)模偏好特征，對大規(guī)模農(nóng)戶的影響強(qiáng)于小規(guī)模農(nóng)戶；土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用還存在顯著的區(qū)域差異，對東部地區(qū)農(nóng)戶的促進(jìn)作用顯著更強(qiáng)，而在中、西部地區(qū)則不顯著；土地確權(quán)對于不同生產(chǎn)率農(nóng)戶的影響存在“馬太效應(yīng)”，在較高生產(chǎn)率分位水平，土地確權(quán)的生產(chǎn)率增長效應(yīng)更大。進(jìn)一步的影響機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，土地確權(quán)主要通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，但尚不具有促進(jìn)信貸可獲得性進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的作用機(jī)制。

上述結(jié)論蘊(yùn)含了明確的政策含義。1)賦予農(nóng)民穩(wěn)定且明晰的土地產(chǎn)權(quán)，一直是政策努力的重點(diǎn)。本文研究表明，土地確權(quán)能顯著提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，尤其是對大規(guī)模農(nóng)戶和高生產(chǎn)率農(nóng)戶的促進(jìn)作用更大。因此，對當(dāng)前這一輪的確權(quán)頒證要予以肯定，高質(zhì)量完成確權(quán)頒證收尾工作，確保土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的促進(jìn)作用能夠持續(xù)有效發(fā)揮。2)土地確權(quán)對不同規(guī)模、不同地區(qū)和不同生產(chǎn)率水平農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響程度存在差異，說明土地確權(quán)的作用發(fā)揮存在邊界，在推進(jìn)確權(quán)政策的實(shí)際落地過程中，應(yīng)當(dāng)考慮到這種異質(zhì)性并進(jìn)行適應(yīng)性調(diào)整。特別應(yīng)注意到，對于土地規(guī)模較小和生產(chǎn)率水平較低的農(nóng)戶而言，確權(quán)并不必然促進(jìn)其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高，因此還需要建立和賦予與土地產(chǎn)權(quán)資格相伴隨的其他機(jī)制。3)土地確權(quán)可通過促進(jìn)農(nóng)戶間土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投資來提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，因此應(yīng)積極探索確權(quán)成果在推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)、鼓勵農(nóng)業(yè)投資方面的轉(zhuǎn)化應(yīng)用，并落實(shí)降低土地流轉(zhuǎn)交易成本和擴(kuò)大農(nóng)戶正規(guī)信貸機(jī)會的政策，使得土地確權(quán)能夠在促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長方面產(chǎn)生更大的乘數(shù)效應(yīng)。4)由于配套制度的缺失，土地確權(quán)還不能有效緩解農(nóng)戶的信貸約束，未來需要繼續(xù)出臺一系列的措施。例如：放寬法律限制，為土地經(jīng)營權(quán)抵押提供法律保障；健全土地產(chǎn)權(quán)交易市場，為擔(dān)保物處置建造便利性通道；建立健全農(nóng)地抵押貸款風(fēng)險緩釋與補(bǔ)償機(jī)制，以進(jìn)一步增強(qiáng)確權(quán)后土地的信貸抵押功能。