新一輪農地確權對耕地質量保護行為的影響研究

周力 王鐿如

摘要本研究基于長江中下游地區的湖南、江西、江蘇三省的農戶調研數據，采用Ⅳmvtobit等方法，實證分析了新一輪農地確權對耕地質量保護行為的影響。結果表明：①對承包地而言，確權會促使化肥施用減少、配方肥施用增加;促使有機肥施用增加，對秸稈還田影響不顯著;確權會促使風險偏好型農戶在承包地上增施有機肥，對損失規避型農戶沒有顯著影響。②對轉入地而言，確權僅促使化肥施用減少，對其他耕地質量保護行為沒有顯著影響。“抵押品效應”是存在的，確權通過放松土地經營權信貸配給的機制，提升了農戶對抵押物的投資行為（在轉入地上增施有機肥）;但是，“控制權偏好”并不存在，因為確權并未改變轉入地的租金及交易費用。③從技術組合視角看，化肥施用-配方肥施用行為之間呈現顯著的替代關系，有機肥施用-秸稈還田行為之間相互獨立。確權政策可有效促使化肥減少、進而間接促使配方肥施用的增加，這意味著相關研究不能忽視農地確權通過化肥減量而促使配方肥施用增加的間接效應。④從政策組合視角看，補貼、提供測土配方信息卡與秸稈禁燒等政策對相應耕地質量保護行為的影響非常顯著，實證分析時需要控制這類關聯政策。雖然，該研究發現農地確權對承包地存在積極影響，但對轉入地而言的積極貢獻非常有限，這或者能解決中國耕地質量保護中的極小部分問題。未來，可以嘗試建立“生態農場”認證制度，以釋放土地確權對于農業可持續發展的正外部性，它將為耕地質量保護提供政策抓手，促進家庭農場實現升級換代。

關鍵詞農地確權;產權;耕地質量保護

中圖分類號F321.1

文獻標識碼A文章編號1002-2104（2019）02-0063-09DOI：10.12062/cpre.20180918

2013年中央“一號文件”提出，用5年時間基本完成農村土地承包經營權確權登記頒證工作，這標志著中國進入落實農地確權登記頒證的新階段。有關農地確權制度的政策影響已被廣泛探討，農地確權與耕地質量保護的關系即是熱議話題之一。但現有研究主要考察了2013年之前的確權效果[1-3]（大多數采樣地區的確權登記頒證工作未完成），而尚未考察新一輪農地確權頒證的政策效果。若基于特征事實作直觀判斷，新一輪農地確權對耕地質量保護的影響未必是積極的。具體表現為：農地確權頒證工作開展的同時，中國耕地質量保護面臨的形勢并不樂觀。農業生產中，重化肥、輕有機肥，重大量元素肥料、輕中微量元素肥料，重氮肥、輕磷鉀肥“三重三輕”問題依然突出;測土配方施肥、“按方抓藥”等實施成本高，農戶需求明顯不足;耕地土壤表層有機質含量也明顯低于歐美發達國家的水平[4]。據國家統計局數據，2015年中國農用化肥施用強度為361.5 kg/hm2，是日本的1.4倍、美國的2.7倍、法國的2.6倍。為透過表現看本質影響，相關實證檢驗亟待開展。本文基于地塊層面的第一手數據，擬實證分析技術組合與政策組合背景下，新一輪農地確權對耕地質量保護行為的影響，并針對“風險偏好效應”與“抵押品效應”等機制展開實證檢驗，給出合理政策建議。

1理論分析

1.1概念界定

本研究所界定的耕地質量保護行為，首先區分為兩大類——養分平衡行為和有機質提增行為，再將其進一步細分為兩種代表性的養分平衡行為——化肥減量行為、配方肥施用行為與兩種代表性的有機質提增行為——有機肥施用行為、秸稈還田行為。

1.2理論分析

就承包地而言，農地確權頒證主要通過提高地權安全性等機制促進農戶對承包地的耕地質量保護行為[5]。新一輪確權過程中要求對每一宗土地的面積、四至和用途進行逐一確認，這賦予了農民更加正式、更加清晰和更加完整的土地承包經營權[6]。新一輪農地確權頒證，還意味農地產權的固化和不可調整，從而有利于農戶對其未來收回承包地投資收益形成穩定性預期[7]。有學者從“稟賦效應”做出解釋，即人們普遍存在損失規避心理，也就是相對于得到等量價值的物品而言，損失帶來的心理感受更加強烈[8]。現實表現為：損失規避程度越高的農戶越傾向于在承包地上采取土壤保護性投資措施[9]。但本文對此持不同觀點，認為耕地質量保護行為（例如，農戶在承包地上增施有機肥）本質上是一種謀求經濟利益的、有一定風險的生產性投資行為，而非單純地保障耕地質量的損失規避行為。這意味著，“稟賦效應”可能并不必然存在，農戶在承包地上增加耕地保護行為應源于投資者的“風險偏好”效應，而非產權所有者的“損失規避”效應。基于此，提出如下假說。

假說1：新一輪農地確權頒證會促使“風險偏好型”農戶在承包地上增加耕地質量保護行為。

對于轉入地而言，據調研發現，2016年開展的土地經營權抵押貸款試點，可以促使農戶通過土地抵押而獲得較高額度的正規銀行貸款，這些資金至少有一部分被應用于耕地質量保護之中，以確保抵押物——經營耕地的未來價值（農戶獲有經營權耕地的質量提升就是一種體現）。而這一效應在以往研究中因為缺乏可經營權抵押貸款試點樣本而未觀測到。新一輪農地確權頒證賦予農地經營權抵押、擔保權能，這有助于農戶通過農地經營權抵押方式提高信貸可得性和減少信貸配給問題，從而增加其投資能力和耕地質量保護行為。基于此，提出：

假說2：可經營權抵押貸款可獲性會促使確權地區農戶增加其獲有經營權耕地的質量保護行為。

但在另一方面，也有一部分學者認為農地確權會通過“控制權偏好”機制抑制農戶對轉入地的質量保護行為。具體表現為，農地一旦流轉，轉入方并不會像原承包地農戶那樣有著同樣的激勵去小心使用農地，而是可能采取施用大量化肥農藥以及過度利用等短期掠奪性經營行為[10];為了預防這種機會主義行為，轉出戶可能提高土地租金，并偏好于正式與短期契約、支付方式以短期支付為主。程令國、張曄、劉志彪[11]的研究就支持此觀點，他們發現：與非確權村相比，確權村農戶的土地租金率顯著高出約43%;而在村莊層面上，確權村的土地租金率甚至高出 70.5%～77.8%。基于此，筆者提出：

假說3：農地確權會提高土地租金，進一步擠出農戶對轉入地的質量保護行為。

因為基于同一目標的耕地質量保護行為往往是替代的，同時因變量有大量的0值存在，因此，采用mvtobit展開進一步分析。其中，對于承包地樣本而言，88%的樣本農戶未施用“配方肥”;對于轉入地樣本而言，83%的樣本農戶未施用“配方肥”。盡管變量“化肥”的0值較少，但是tobit仍可以得出與OLS一致的估計。有機肥與秸稈還田的模型設計機制與此思路相同，本文不再贅述。

2.3變量設定

2.3.1因變量

我們采用“化肥”與“配方肥”來反應養分平衡行為，用化肥施用折純量（kg/km2）來度量。調研隊員入戶時使用手機拍攝上一茬化肥/配方肥的袋子，并記錄下氮磷鉀成分（對于未留存包裝袋的個別農戶樣本，采用同村農戶最常用化肥/配方肥的袋子替代）。采用“有機肥”“秸稈還田”來反應有機質提增行為，用有機肥施用量（kg/hm2）與秸稈還田量（kg/hm2）來表示，其中，秸稈還田量等于該地塊的稻谷產量×稻谷秸稈比×還田比例，稻谷秸稈比設定為0.9。

2.3.2核心解釋變量及其工具變量

“確權頒證”指2013年之后的新一輪確權頒證中，樣本戶是否拿到農地確權證。本文參考豐雷、蔣妍、葉劍平[12]的思路，選取了樣本縣的“鄉村人口變化率”（%）與“地方財政支出變化率”（%）作為工具變量處理內生性，前者反映鄉村人口變化的誘致因素，后者反映財政分權的制度因素。兩個變量的變化率是采用2012年與2006年的對比分析，選擇這個時間區間的原因在于，中國新一階段的確權工作從2007年被提出，2013年正式貫徹落實[13]。我們選取的工具變量體現了新一輪確權工作從政策萌生到執行過程中的背景變化。選擇縣級的“鄉村人口變化率”（%）與“地方財政支出變化率”（%）作為工具變量，符合兩個條件：第一，它與影響農戶耕地質量保護的不可觀測因素之間沒有相關性;第二，它與農戶是否獲得農地確權證顯著相關。

2.3.3控制變量

（1）地塊特征。已有研究主要考慮了地面面積、地塊質量、土地斜坡系數等地塊特征變量[5-8]。本文納入了“地塊面積”“地塊坡度”“地塊距離”“地塊肥力”四個變量。

（2）戶主特征。一般認為，農業生產決策主要由農戶的戶主做出，因此，戶主的年齡、受教育年數、健康程度對農業生產決策具有重要影響[13]。

（3）風險態度。本文參考Tanaka、Camerer和Nguyen[14]的做法，用實驗經濟學方法測度農民的風險態度。通過實驗，我們可以算出3個系數：①σ表示值函數的曲率，可以用來表示“風險偏好”程度，σ值越大，表示農民的風險偏好程度越高，農民越愿意冒險;②α表示“概率權重”，α值越大，表示農民對小概率的“幸運事件”越不感興趣;③λ表示“損失規避”程度，λ值越大，表示損失給農民帶來的負效用大于同樣的收獲給農民所帶來的正效用，農民損失規避程度越高。

（4）家庭特征。一般認為人均經營耕地規模越大，農戶進行耕地質量保護投入的成本可能越大，農戶采取耕地質量保護措施的可能性越小;但是，較大的耕地經營規模同時也意味著規模經濟，因此也存在提高農戶進行保護性投入的可能性[14]。其次，村干部與科技示范戶擔負著耕地質量保護的宣傳、帶頭作用，因而，本文預期“村干部”、“示范戶”對農戶采取耕地質量保護行為有積極影響。再次，家庭總收入越高，農戶進行耕地質量保護的可能性越高（特別對于購買與施用商品有機肥等勞動-資金雙密集型技術而言）;在收入一定的情況下，農戶非農收入比例越高，其勞動力務農的機會成本越高，所以開展耕地質量保護的可能性越小[9]。此外，我們還控制了“合作社”以反映產業組織對農戶行為的影響。

（5）其他政策。現有關于確權的實證研究往往忽略了其他政策的共同作用。本文認為，由于同一目標下的耕地質量保護行為之間呈替代關系，致使實施某一政策可能引起農戶替代行為的減少，從而抵消了其他政策的作用效果[15-16]。本文進一步納入了3個補貼政策變量（配方肥補貼、有機肥補貼、秸稈還田補貼）、4個信息政策變量（測土配方肥技術培訓、測土配方信息卡、有機肥技術培訓、秸稈還田技術培訓）以及1個強制性懲罰政策（秸稈禁燒）。考慮到農戶是否享有補貼、是否參加培訓、是否因禁燒被處罰等農戶層面的政策變量都可能存在的內生性，因此我們以縣為單位，采用區域均值作為相關政策的代理變量。

（6）地區差異。為了分析區域間農戶耕地質量保護行為是否存在差異[17-21]，本文引入了省級虛擬變量組“湖南省”“江西省”，將“江蘇省”作為基準變量。

2.3.4變量描述統計

變量設定及其描述統計如表1所示。我們的樣本中有大約60%的農地獲有相應的新一輪確權證。

3實證結果

3.1技術組合實證結果

3.1.1模型的驗證

由表2可見，采用Mvtobit聯合分析化肥與配方肥施用行為是合適的。相關系數的LR檢驗表明，對于承包地或者轉入地而言，化肥與配方肥這兩個方程殘差不相關的原假設被拒絕，化肥和配方肥存在替代關系;但是，有機肥與秸稈還田這兩個方程殘差不相關的原假設未能被拒絕，無法證明有機肥和秸稈還田存在替代關系，表明就有機質提增的兩個行為而言，Mvtobit估計結果等同于兩個獨立的Tobit模型。

本文采用基于工具變量的Ⅳmvtobit模型進行回歸分析。Wald 內生性均顯著，說明回歸模型存在內生性問題，因此采用工具變量法是有效的。在承包地模型中，工具變量“鄉村人口變化率”的估計參數為-0.019，“地方財政支出變化率”的估計參數為-0.004;在轉入地模型中，工具變量“鄉村人口變化率”的估計參數為-0.065，“地方財政支出變化率”的估計參數為-0.002，所有估計參數都至少在10%的水平上顯著。模型的工具變量 F 值均遠遠大于10，模型并不存在弱工具變量問題。與未采用工具變量的Tobit模型相比，Ⅳ-tobit中確權的估計積極效應顯增強。可見，忽略內生性問題，會低估農地確權對耕地質量保護的貢獻。

如表2所示，在采用Ⅳmvtobit方法，控制了技術組合關系的情況下，研究發現：確權對自有土地的影響非常顯著，促使化肥減量施用，促使配方肥與有機肥施用量增加;促使轉入地的化肥減量施用。但是，研究發現確權導致了秸稈還田量下降。

3.1.2風險偏好效應

通過確權與風險偏好系數交互項的估計，本文認為“風險偏好效應”在一定程度上是存在的。如表3所示，風險偏好型農戶在確權之后會在自有耕地上更多施用有機肥，但是，在減施化肥、增施配方肥及秸稈還田的行為上并無太大變化。并且，確權與風險偏好系數的所有交互項在所有轉入地模型中都不顯著。本文研究發現，確權和損失規避的所有交互項都不顯著，“稟賦效應”并不存在。可見，確權引致農戶增施有機肥是因為農戶把它視為一個有風險的投資行為，越是偏好風險（而非損失規避）的農戶越可能在確權地塊上增施有機肥。

3.1.3抵押品效應

為了檢驗“抵押品效應”，我們納入了“抵押”這個變量，以反映農戶是否獲取了農地經營權抵押貸款。考慮到該貸款也同樣具有內生性，因此，我們選取試點縣作為農戶是否獲取土地經營權抵押貸款的工具變量。其中，試點縣包括了沛縣、安義、漢壽。研究發現（見表4），抵押與確權的交互項的估計參數在轉入地與承包地的有機肥行為模型中都顯著為正。因此抵押品效應是存在的，它有利于農戶更多的施用有機肥（無論是承包地還是轉入地）。這與現有研究結論不同，例如，林文聲、秦明、王志剛[7]認為，地權抵押增加信貸可得性的影響作用對農業投資而言，尚未得到充分發揮作用。

3.1.4控制權偏好

本研究以276個最大轉入地樣本，實證分析新一輪確權對轉入地塊的影響（見表5）。其中，因變量為“土地租金”（元/公頃 ）、“口頭租約”即轉入地租約類型（1=口頭;0=書面），“租約期限”即轉入地租約簽了幾年（年），以及“支付方式”即轉入地租金支付方式（0=一茬一付;1=一年一付;2=多年一付）。研究發現，新一輪確權對土地租金、租約類型、租約期限、支付方式都沒有影響。我們還控制了轉入方的戶主特征、家庭特征重新進行了回歸，估計參數仍然不顯著。可見，確權并未致使轉出戶抬高租金、改變土地租約條款等，轉出戶的控制權偏好現象并不存在。因為土地確權對租金的影響不顯著，所以，本文沒有進一步分析租金對耕地質量保護行為的影響。

3.2技術組合-政策組合視角下的估計結果

研究發現（見表6），控制了相關的激勵與懲罰政策后，農地確權對化肥與有機肥的影響結果仍然穩健，與郜亮亮[22]等研究結果相似。他們也發現農戶在轉入地上施用有機肥的概率要比在承包地上施用的概率平均低20%。但是，確權對配方肥和秸稈還田的影響變為不顯著的正向影響。

相關政策的影響表現為：①補貼可以有效促進農戶在承包地及轉入地上開展秸稈還田行為。②補貼對有機肥施用沒有顯著影響，這可能是因為有機肥施用是勞動密集型的。在商品有機肥中，粉狀肥料相對便宜、顆粒肥料較貴，因此農戶往往偏好前者。但是粉狀施撒麻煩，會揚灰，比較臟，因此，補貼可能對有機肥難以構成促進作用。③補貼對配方肥施用有負面影響。以水稻為例，每個縣一般依主推品種而設定2～3個配方。平均補貼額度為300～400元/t，廠商價格平均為1 500～1 800元/t，政府對廠商生產配方肥的平均補貼力度為20%左右。因為配方肥的需求限定在特定區域（平均每個鎮一個），所以配方肥廠生產的成本高昂，補貼后的配方肥價格甚至還高于普通復合肥，農戶購買意愿較低。④除了秸稈還田培訓之外，其他培訓政策都沒有效果。⑤測土配方信息卡對配方肥施用有積極影響。⑥此外，本研究表明禁燒政策對秸稈還田的影響非常大。

3.3穩健性檢驗

本文還開展了一系列穩健性檢驗。①將涉及的4個行為設定為16種組合，采用mlogit模型展開分析，研究結果發現，與僅施用化肥相比，確權更可能促使農戶在承包地上采用化肥+有機肥的組合，而對農戶的轉入地行為沒有影響[16]。②效仿林文聲、秦明、王志剛[5]，豐雷、蔣妍、葉劍平[12]選取“本縣域其他被調查農戶領到《農村土地承包經營權證書》的占比”作為農戶農地確權頒證的工具變量，估計結果也十分穩健。③考慮了其他政策與確權的交互項，但估計參數都不顯著，納入這些政策交互項也未改變確權對耕地質量保護行為的影響結果。④此外，本文還采用了分縣的固定效應檢驗，估計結果仍是穩健的。

4結論與政策

本研究選擇了長江中下游地區的湖南、江西、江蘇三個水稻主產省展開農戶及其地塊調研，基于Ⅳmvtobit等方法，實證分析了技術組合與政策組合背景下，新一輪農地確權對耕地質量保護行為的影響。

研究發現：①對承包地而言，確權會促使化肥施用減少、配方肥施用增加;促使有機肥施用增加，對秸稈還田影響不顯著;風險偏好效應在一定程度上是存在的，確權會促使風險偏好型農戶在承包地上增施有機肥。②對轉入地而言，確權僅促使化肥施用減少，對其他耕地質量保護行為沒有顯著影響。“抵押品效應”是存在的，確權通過放松土地經營權信貸配給的機制，提升了農戶對抵押物的投資行為（在轉入地上增施有機肥）;但是，“控制權偏好”并不存在，因為確權并未改變轉入地的租金及交易費用。③從技術組合視角看，化肥施用-配方肥施用行為之間呈現顯著的替代關系，有機肥施用-秸稈還田行為之間相互獨立。確權政策可有效促使化肥減少、進而間接促使配方肥施用的增加，這意味著相關研究不能忽視農地確權通過化肥減量而促使配方肥施用增加的間接效應。④從政策組合視角看，補貼、提供測土配方信息卡與秸稈禁燒等政策對相應耕地質量保護行為的影響非常顯著，相關研究需要控制這些關聯政策的影響。

我們的結論并非是樂觀的，這是因為農地確權對于轉入地而言的積極貢獻非常有限。以本文樣本為例，戶均經營面積63畝，其中自有耕地面積6畝，僅占9.5%;從最大地塊面積看，承包地2.85畝，轉入地32.68畝，后者是前者的11.47倍。雖然，我們發現農地確權對承包地存在積極影響，但這或僅能解決中國耕地質量保護中的極小部分問題。未來，可以嘗試建立“生態農場”認證制度，以釋放土地確權對于農業可持續發展的正外部性，它將為耕地質量保護提供政策抓手，推進家庭農場實現升級換代。

（編輯：劉照勝）

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