產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的影響

孫小龍，郜亮亮，錢 龍，郭 沛

（1.江蘇省農業科學院農業經濟與發展研究所，江蘇 南京 210014；2.中國社會科學院農村發展研究所，北京 100732；3.南京財經大學糧食安全與戰略研究中心，江蘇 南京 210003；4.中國農業大學經濟管理學院，北京 100083）

1 引言

民以食為天，糧食安全是一國經濟發展、社會穩定、國家自立的基礎。2004—2015年中國糧食生產實現了“十二連增”，到2016年產量雖略有下降，但依然維持在6.16億t的高產水平。盡管糧食產量連年豐收，但糧食生產的生態環境承載壓力不斷加大，其中對耕地質量帶來的影響尤為突出。據原國土資源部和農業部數據顯示，截至2016年末，全國耕地面積為20.24億畝，其中中等和低等地占全國耕地的比重高達70.5%；全國耕地土壤有機質含量僅為2.08%，明顯低于發達國家2.5%～4.0%的水平。因此，穩定耕地數量、提升耕地質量成為未來中國確保糧食安全的必然選擇。

在這樣的現實背景下，要保持數量不減、質量不降的農地存量，以滿足糧食生產的需求，不僅需要政府的宏觀調控，更需要農戶的自身努力，尤其是有機肥使用、打井、修渠等農地長期投資行為[1-2]。從宏觀政策來看，自2004年以來，中央多個“一號文件”都提出要加強耕地質量保護，2017年中央“一號文件”更是強調要“持續加強農田基本建設，實施耕地質量保護和提升行動，開展有機肥替代化肥試點。”從農戶層面來看，產權穩定性是影響農戶進行農地投資的重要政策手段之一。然而，由于研究地區與方法的差異，關于地權穩定性與農戶長期投資行為的關系至今仍無定論。多數學者認為土地使用權的穩定性對農戶長期投資行為有促進作用[3-5]，而且使用權穩定性越高，農戶對農業生產的長期投資越多[6-10]。但是，也有學者認為地權穩定性對農戶長期投資行為并沒有顯著影響[11-12]，甚至對長期投資激勵有反向作用[13]。

已有研究探討了產權穩定性與農戶長期投資行為的關系，為農地產權制度改革提供了重要的理論參考，但仍然存在一些可改進空間：第一，研究視角的改進。產權穩定性包括法律、事實（實際）和感知三個層面的穩定[14-15]，現有文獻主要選用法律穩定或事實穩定兩者之一作為衡量產權穩定性的指標，多數文獻沒有把產權的法律穩定和事實穩定放在同一個框架內進行分析①因為產權感知穩定是一種主觀判斷，會受到法律穩定、事實穩定及個人特征的影響，存在內生和多重共線的問題，一般不和法律穩定、事實穩定放在一起分析。。第二，研究數據的改進。多數研究基于小樣本的農戶數據，一方面可能會出現由于樣本量小、代表性不足而導致產權穩定差異性不大的問題；另一方面忽視了地塊層面差異化的影響，受家庭聯產承包責任制農地分配規則的影響，農村每家每戶的承包地都是由多塊不同質量的農地構成，不僅土地質量有差異，地塊的面積、所處地理位置、離水源的距離等都不同，而地塊本身的客觀條件也會在一定程度上影響農戶投資。鑒于此，本文利用全國8省地塊層面的數據，從農地產權的“法律穩定”和“事實穩定”的角度，檢驗產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的影響，為農地產權制度改革提供針對性的政策建議。

2 理論分析

本文用一個兩階段農戶決策模型作為檢驗產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的實證研究基礎[16]。在任何時期，效用都被定義為消費，那么家庭的標準效用函數為U（C1，C2） = ln（C1）+θln（C2），這里的C1和C2是農戶家庭在第一階段和第二階段的消費，θ是貼現率。本文假定農戶每一階段的勞動力都是固定的，第一階段和第二階段的勞動力分別為和每個階段農戶都可以分配勞動力從事農業勞動（la）、非農工作（lo）②第一階段從事非農勞動的工資為w1，第二階段從事非農勞動的工資為w2。和農地投資（li），與土地有關的初始資本為K1。在第一階段，農戶可以把初始資本K1和從事農業勞動的勞動力la投入到農業生產中，那么第一階段農戶家庭的農業生產函數為Y1=f（K1+同時，農戶在第一階段還可以安排一定的勞動力（li）進行農地投資，農戶農田基本建設投資行為屬于農地投資一種，從而增加第二階段的資本存量，即為簡化起見，這里假定關于是非減的。另外，在第一階段結束后，村級層面有可能會對農戶的農地進行調整或重新分配。本文假設這種產權不穩定的概率為δ∈[0，1］，S1和S2分別代表第一階段的產權穩定和第二階段的產權穩定，并假設是產權穩定在第二階段（S2）的函數，而S2同樣是產權穩定和進行農地投資勞動力（li）在第一階段（S1）的函數，本文假設那么，第二階段的農戶家庭的農業生產函數為此時，農戶家庭效用最大化的問題可以表述如式（1）：

鑒于生產和消費的可分離性，進一步簡化：

這些一階條件的經濟學含義是非常直觀的，比如式（4）和式（5）意味著無論在哪個階段，農業生產中勞動力的邊際產量都等于非農工資平均水平。式（1）—式（3）意味著在上述假設條件下，第一階段投資的邊際成本等于工資利率。這些一階條件，可以比較靜態分析農地產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的影響。

如果產權穩定性是嚴格外生的，式（3）的第二部分將會被刪除，這里可以用S1來替代S2（S1，li1），式（1）—式（3）就可以轉化為：

把式（4）和式（5）帶入到式（6）中，得出：

假設e′（·）＞0，δ′（·）＞0，e″（·）＞0，那么：

式（9）表明：農地產權越穩定對農戶農田基本建設投資行為的效應越強烈。

3 數據來源及描述性證據

3.1 數據來源

本文所用的數據來自中科院農業政策研究中心（CCAP）于2013年在全國8個省（山東、陜西、吉林、浙江、河南、甘肅、湖南和四川）96個村進行的入戶實地調查①感謝中國人民大學農業與農村發展學院仇煥廣教授和西北農林科技大學經濟管理學院賈相平教授提供的數據。。在具體調查中，主要采用多階段分層隨機抽樣的方法。首先，確定樣本縣。在每個樣本省的內部，按農民人均純收入指標將各省所轄縣分為高、中、低3類，從每類中隨機選取1個樣本縣，共選取24個樣本縣。其次，確定樣本鄉（鎮）。在選取的樣本縣內，每個縣隨機選取2個鄉（鎮），1個經濟發展水平較高，1個經濟發展水平較低，共選取48個鄉（鎮）。最后，確定樣本村和樣本農戶。在所選取的每個樣本鄉（鎮）中，隨機選取2個樣本村，每個樣本村內按照等距抽樣原則，隨機抽取12個農戶進行入戶調研。地塊層面，在農戶所種植的地塊中再隨機抽取2個地塊（僅有1個地塊時，就調查1個）。

調查分為村級和農戶兩類問卷，分別在村干部②村干部主要包括村支書、主任和會計等。和農戶兩個群體中進行調研。村級問卷的內容主要包括樣本村莊的社會經濟和自然地理等基本情況，重點關注了農地調整的相關信息，如調整的頻率③第二輪土地承包開展以來你們村共調整過幾次土地？、時間和依據等。農戶問卷的內容主要包括農戶家庭的基本特征和所經營地塊的有關信息。農戶家庭的基本特征具體包括戶主的個人特征（性別、年齡、受教育年數和風險規避程度等）和家庭的基本概況（農地經營面積和非農就業人數等）。地塊相關信息包括該地塊有沒有使用憑證④使用憑證指土地承包合同或土地承包經營權證書。、地塊離家距離、地塊面積、地塊質量（高、中、低）、地塊類型（沙土、壤土、粘土）、能否灌溉以及是否平地等。將村級問卷的土地調整信息和農戶問卷的家庭信息及地塊信息相匹配，剔除信息缺失、數據異常、編碼匹配不上等無效樣本后，就形成了本文所用的數據，共采集了8個省96個村962個農戶2 308個地塊信息。

從抽樣分布（表1）可以看出，種植小麥的樣本地塊652塊，主要分布在山東（212塊）、陜西（87塊）、河南（203塊）、甘肅（125塊）和四川（25塊）5?。环N植玉米的樣本地塊1 118塊，所調查的8個省份都有涉及；種植水稻的樣本地塊538塊，主要分布在吉林（31塊）、浙江（109塊）、湖南（220塊）和四川（178塊）4省。

表1 地塊分布情況Tab.1 The distribution of farmland plots

3.2 描述性證據

3.2.1 農地產權穩定性與農田基本建設投資⑤本文的農田基本建設投資主要指農戶在地塊上自費進行土地平整、打井、修水渠、修梯田、挖塘等。

為了研究產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的影響，本文按照農地產權法律穩定和事實穩定等特征對樣本地塊進行了分類，用來描述產權穩定性與農田基本建設投資之間的關系（表2）。

表2 產權穩定性與農田基本建設投資的關系Tab.2 The relationship between property rights stability and farmland infrastructure investment

描述性統計分析結果表明，樣本地塊中有6.20%的地塊進行了農田基本建設投資。需要說明的是，這里的農田基本建設投資特指農戶出資自發產生的真實投資行為，不包括公共支出性質的農田基本建設投資。

從農地產權法律穩定的角度來看，農戶在有使用憑證的地塊上更傾向于進行農田基本建設投資。數據顯示，在有使用憑證的地塊中，有7.03%的地塊進行了農田基本建設投資，比沒有使用憑證的地塊高出2.54個百分點。

從農地產權事實穩定的角度來看，農地調整越頻繁，農戶進行農田基本建設投資的概率越小。沒有發生過農地調整的農戶地塊樣本中，有8.06%的地塊進行了農田基本建設投資，這一比例比其他兩類農戶分別高出3.85個百分點和8.06個百分點。

3.2.2 其他因素與農田基本建設投資

基于現有文獻，在考察農地產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的影響時，還需考慮其他因素的影響，如農戶特征和地塊特征等（表3）。從農戶家庭特征來看，農戶風險規避程度越高，進行農田基本建設投資的可能性越高。與風險規避指數在0.7以下的兩類農戶相比，風險規避指數在0.7及以上的農戶進行農田基本建設投資的比例為7.62%，分別比其他兩類農戶高4.45個百分點和0.41個百分點。從地塊特征來看，地塊離家距離越遠，農戶進行農田基本建設投資的概率越大。當地塊離家距離大于1 km時，農戶在該類地塊上進行農田基本建設投資的概率為8.39%，比離家距離在0.25～1 km之間的地塊低2.14個百分點，比離家距離在0.25 km以內的地塊低3.17個百分點。類似，地塊的面積越大，農戶進行農田基本建設投資的可能性越大。當地塊面積大于0.15 hm2時，農戶在該類地塊上進行農田基本建設投資的概率為9.19%，比面積在0.07～0.15 hm2之間的地塊高4.13個百分點，比面積在0.07 hm2以內的地塊高4.47個百分點。此外，農戶在不同類型、地形及灌溉條件地塊上進行農田基本建設投資的情況也不同，相比而言農戶更傾向于在沙土、平地、可灌溉的地塊上進行農田基本建設投資。

表3 其他因素與農田基本建設投資的關系Tab.3 The relationship between other factors and farmland infrastructure investment

上文的描述性統計分析結果表明，農戶農田基本建設投資行為可能與農地產權穩定性以及地塊特征有一定關系，但僅僅是單因素的分析，并沒有控制其他變量的影響，從而不能將某一因素對農戶農田基本建設投資行為的影響單獨分離出來。因此，為了深入探究農地產權穩定性的影響，需要借助計量模型對樣本數據進行分析。

4 計量模型檢驗與分析

4.1 模型設定

根據已有研究可知，農戶農田基本建設投資行為受多種因素的影響，除了農地產權穩定性外，農戶家庭特征和地塊特征等也可能會影響農戶的農地投資行為。為了將農地產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的影響分離出來，本文建立如下計量模型：

式（10）中：因變量Oij為第i個農戶第j個地塊的農田基本建設投資情況①只要在地塊層面自費進行過土地平整、打井、修水渠、修梯田、挖塘等行為，就認為是農田基本建設投資。（1=投資，0=未投資）；T、H、L為一系列影響農戶農地投資行為的自變量。其中：Ti為關鍵自變量，表示第i個農戶的農地產權穩定性情況，選用該塊地是否有相應使用憑證和二輪承包以來村級土地調整頻率（次數）分別作為農地產權法律穩定和事實穩定的識別變量；H為農戶特征變量，包括戶主的年齡、受教育年數以及農戶家庭非農就業人數；L為地塊的特征變量，包括地塊離家的距離、地塊的面積、質量、類型及灌溉條件等。此外，為控制作物品種差異以及區域差異對農戶農地投資行為的因素，本文在模型中添加了作物虛擬變量和省級虛擬變量，在模型估計時分別以小麥和山東省作為基準值。εij表示隨機誤差項，a0為常數項，βs、δh和γl是待估參數為待估計系數。模型中有關變量的定義及描述性統計如表4。

4.2 估計結果

表5為產權穩定性對農田基本建設投資影響的估計結果。整體來看，模型運行結果較好，大多數自變量的系數符號與預期相一致且統計檢驗較為顯著。從產權穩定性角度來看，產權穩定性變量對農田基本建設投資有顯著的影響。產權穩定性越低，農戶進行農田基本建設投資行為的可能性越小。Logit模型估計結果顯示，在控制其他特征變量不變的情況下，與沒有使用憑證的地塊相比，農戶在有使用憑證的地塊上進行農田基本建設投資的概率將提高2.54個百分點；村級土地調整每增加1次，農戶進行農田基本建設投資的概率將下降1.70個百分點。這說明，地塊沒有使用憑證、農戶所在村莊農地調整越頻繁，其進行農田基本建設投資的可能性越低?？赡艿脑蚴牵环€定的農地產權意味著投資不確定性的增加，使得農地投資者的回報缺乏保障，從而削弱農戶對農地的投資熱情。具體而言，地塊缺少使用憑證、農地的頻繁調整提高了農地政策變化的不可預期性，導致農地產權在法律和事實上變得不穩定，進而影響農戶農田基本建設投資。

表4 變量的定義及描述性統計Tab.4 Definitions and descriptive statistics of variables

農戶特征變量中，戶主的年齡和家庭非農就業人數變量都對農田基本建設投資有顯著正向影響，即在保持其他因素不變的前提下，戶主年齡越大、家庭非農就業人數越多，越有可能進行農田基本建設投資?？赡苁且驗槟挲g大的戶主，其農業生產經驗較為豐富，也更加重視農地土壤質量的保護和提高，更有可能進行農田基本建設投資；家庭非農就業人數的農戶家庭，其家庭收入較高，才有資金對進行農田基本建設投資。地塊特征變量中，多數變量的系數符號和預期高度一致，且統計檢驗十分顯著。如地塊面積越大、地塊能灌溉，農戶進行農田基本建設投資的可能性越大。此外，模型中部分控制變量系數沒有達到顯著性水平，如風險規避程度和地塊質量等。與預期一致，風險規避程度負向影響農戶的農田基本建設投資行為，但是并沒有通過顯著性檢驗，說明農戶的風險傾向對這一類投資并不構成實質性影響。相對低質量地塊，農戶對中高質量地塊的投資并無顯著差異。之所以如此，可能是因為地塊質量越好，反而不需要進行農田基本建設投資；而地塊質量越差，進行農田基本建設投資的成本較高。這導致農戶并不明顯區分對待不同質量的地塊，進而表現為地塊質量對農戶農田基本建設投資影響不明顯。

表5 產權穩定性對農田基本建設投資影響的估計結果Tab.5 The estimation results of the relationship between property rights stability and farmland infrastructure investment

為了驗證本文結果的穩健性，本文做了兩個穩健性檢驗：第一，使用LPM計量模型檢驗產權穩定性對農田基本建設投資的影響；第二，由于農戶的轉入地都沒有本研究所強調的使用憑證，會導致一定的選擇性偏誤的問題，鑒于此，選用農地使用憑證比例作為農地產權法律穩定的代理變量，使用Logit模型重新檢驗產權穩定性對農田基本建設投資的影響。穩健性檢驗結果如表明主要自變量系數的符號和前面相一致，且統計檢驗依舊十分顯著，這說明產權穩定性對農田基本建設投資確實有顯著的影響。

5 研究結論與政策含義

本文利用山東、陜西、吉林、浙江、河南、甘肅、湖南和四川8省2 308個地塊的數據，實證檢驗了農地產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為的影響。實證中，選用農戶擁有土地使用憑證的比例和二輪承包以來村級土地調整頻率（次數）分別作為農地產權法律穩定及事實穩定的識別變量。計量模型估計結果表明，產權穩定性對農戶農田基本建設投資行為有顯著影響。產權穩定性越低，農戶進行農田基本建設投資行為的可能性越小。在保持其他條件不變的情況下，與沒有使用憑證的地塊相比，農戶在有使用憑證的地塊上進行農田基本建設投資的概率將提高2.54個百分點；村級土地調整每增加1次，農戶進行農田基本建設投資的概率將下降1.70個百分點。

基于本文的研究結論，可以得到重要的政策啟示：第一，進一步確保農地確權政策的落實，加強確權工作實施指導和監督工作，強化農地產權的法律穩定。地方政府可制定有效的確權操作實務指導文件，建立健全合法合規的產權交易平臺。第二，進一步深化農地產權制度改革，嚴格限制農村農地調整的行為，保障農地產權的事實穩定。在厘清三權分置關系的基礎上，穩定農戶對農地利用穩定性的預期。第三，重視農民產權主觀認知與期望，加強法律知識的宣傳教育，提高農戶對農地產權的感知穩定。引導正確的產權認知行為，避免土地利用過程中產生矛盾。