土地所有權認知與耕地保護性投資

蘇柳方，張瑞，陸岐楠，仇煥廣*

（1. 中國人民大學農業與農村發展學院，北京 100872；2. 美國威斯康辛大學麥迪遜分校農業與應用經濟系，美國 威斯康辛州53706）

貧困、農業發展滯后和農地資源退化的惡性循環一直是困擾發展中國家的重點難題之一[1]。農地投資，尤其是梯田建設、土壤污染治理、平整土地、有機肥施用等耕地保護性投資對于打破這種惡性循環，遏制土地資源退化具有重要作用[2-3]。在眾多政策手段中，農地產權制度安排是影響農戶采取耕地保護性投資、可持續利用土地資源的重要政策手段[4-5]。因此，研究農地產權對農戶耕地保護性投資行為的影響是眾多學者感興趣的熱點問題[6-9]。

已有研究認為，土地確權、承包權登記等產權制度安排提高了農地產權的安全性和穩定性，進而對農戶的耕地保護性投資行為具有正面影響[5-6,8-9]。相反，土地頻繁調整等導致農地產權不穩定的制度安排會抑制耕地保護性投資[10-12]。農地產權的交易性也對農戶當期的長期投資強度具有顯著影響，即存在交易收益效應[13-15]。然而，也有一些研究認為農地產權制度對耕地保護性投資的影響較小[16-17]，甚至兩者之間可能并無顯著關聯[7,18-19]。農地產權對農戶耕地保護性投資的影響可能并不像目前理論預期的那樣簡單，也不會一成不變[20]。

可以發現，目前有關農地產權制度影響耕地保護性投資的研究已經比較豐富。但是已有的研究較多關注客觀的產權制度安排對農戶耕地保護投資行為的影響，缺乏對農戶主觀產權認知的探討。隨著制度認知理論和行為經濟學的興起，許多研究已經注意到資本、土地與勞動之外的非物質因素的重要作用，產權認知無疑是很重要的非物質因素之一。Broegaard[21]認為產權認知形成了農戶決策和行動的基礎，只有將農戶產權認知作為中心因素進行分析才能更好地理解農戶的行為。主觀層面的產權認知并未否定客觀產權制度安排的作用，但認為由于農戶的認識水平、偏好等因素差異的存在，不同農戶在面對同樣的客觀產權制度時，主觀的產權認知可能不一樣。以農地所有權為例，《土地管理法》（第十條）規定，農地所有權的主體有：鄉（鎮）農民集體、村民小組集體或村民小組農民集體，但是農戶對農地所有權的認知仍存在較大偏差。據一項針對中國（17省份）農村土地權利認知的調查顯示，39.3%的農民認為農村土地是國家或政府的，32.7%認為是農民的，8.5%表示不清楚農地的所有權屬，僅有19.5%表示農地歸村（組）集體所有。已有研究表明農地所有權認知會影響土地流轉決策、土地流轉契約安排、征地糾紛等農戶行為[22-24]，也可能對農戶的耕地保護性投資產生重要影響[25]。

目前，農地產權認知影響農戶耕地保護性投資行為的相關研究相當匱乏，尚未有將農戶的產權認知狀況作為一個影響因素納入到計量經濟模型中進行分析，沒能說明控制其他影響因素后產權認知是否會對耕地保護性投資產生顯著影響。忽略農戶的主觀產權認知也極可能是導致目前農地產權影響耕地保護性投資的相關研究未得出一致結論的重要原因之一。這些都為本文的研究提供了進一步拓展的空間。鑒于此，本文基于預期理論和“公地悲劇”理論，構建了土地所有權認知影響耕地保護性投資的理論框架，利用8個省份4466個地塊的微觀調查數據，采用Tobit模型和Probit模型進行基準回歸分析，并通過CMP模型糾正可能存在的內生性偏誤和通過變量調整、PSM匹配估計等方法進行穩健性檢驗，探討農地所有權認知對農戶耕地保護性投資行為的影響，從產權認知的視角為促進耕地保護性投資提出政策建議。

1 理論邏輯與研究假說

結合產權制度影響耕地保護性投資的相關研究，土地所有權認知影響農戶耕地保護性投資的作用原理可以歸納為預期效應和“公地悲劇”效應。

1.1 預期效應

人的行為是受預期該行為將會帶來什么結果所支配。農戶在決定是否進行耕地保護性投資時，往往是依據投資收益的預期所決定的。只有形成“投資收益不確定性較低”的預期，農戶才會進行投資[15]。

當農戶對土地所有權持有強產權認知，即認為承包的農地歸個人或村民小組集體所有時，他們會認為其耕地保護性投資的未來收益能不受其他人（至少是除村民小組成員之外的其他人）的剝奪，從而強化對未來收益的穩定預期，由此激發農戶耕地保護性長期資本投資動機，促進投資及資本形成。與之相反，若持有弱產權認知，即認為承包的農地歸國家或政府所有，或不清楚其歸屬時，農戶會擔心在不可預見的將來，其部分土地可能被分給其他人。這會削減他們在土地上的中長期投資，那部分被侵占的投資收益相當于對農戶征收了隨機稅，會抑制農戶的耕地保護性投資行為，甚至帶來土地掠奪式利用、破壞地力等一系列后果[26]。

由此可知，當農戶對土地所有權持有強產權認知，即認為承包的農地歸個人或村民小組集體所有時，會形成“耕地保護性投資收益不確定性較低”的預期，從而促進投資；反之，若持有弱產權認知，即認為承包的農地歸國家或政府所有，或不清楚其

歸屬時，則會形成“耕地保護性投資收益不確定性較高”的預期，從而抑制耕地保護性投資。

1.2 “公地悲劇”效應

1968年加利特·哈丁首次提出了“公地悲劇”觀點，認為不明晰的產權制度安排會導致“公地悲劇”發生，人們對公共資源只利用不保護，忽略資源的可持續發展問題。本文認為，即使是清晰的產權制度，若只是停留在“紙上”，沒能貫通到農戶的認知層面，同樣也會發生“公地悲劇”。

圖1 土地所有權認知影響耕地保護性投資的理論框架圖Fig. 1 Theoretical framework of the CLO affecting the PIF

當農戶對土地所有權持有強產權認知時，他們認為土地歸自己或者與其生產生活緊密聯系的村民小組所有，若只利用不保護，過度利用所造成的損失將由他們自己或村民小組成員共同承擔。因此持有土地強產權認知的農戶會注重土地的可持續發展問題，在一定程度上促進其耕地保護性投資。與之相反，若農戶對土地所有權持有弱產權認知，則無論現行的產權制度如何清晰安排，農戶還是會認為充分利用土地會給他們帶來收益，而與此同時過度利用所造成的損失由國家或政府承擔。因此持有弱產權認知的農戶更注重眼前的收益，忽略土地的可持續利用，在一定程度上抑制其耕地保護性投資。

由此可知，當農戶對土地所有權持有強產權認知時，會注重土地的可持續發展問題，從而促進耕地保護性投資；反之，若持有弱產權認知，農戶會更重視土地利用的短期收益，從而抑制耕地保護性投資。

綜上所述，基于“預期效應”和“公地悲劇效應”，本文提出如下假說：農戶的土地所有權認知會影響其耕地保護性投資行為，強產權認知促進耕地保護性投資（圖1）。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文的數據源自于2013年課題組在全國區域范圍內開展的農戶實地調查。本次調查采用分層抽樣方式選取樣本農戶。首先，依據全國的區域劃分，在華東、東北、西北、中南和西南地區分別選取1～2個種植業較發達的省份——浙江、山東、吉林、甘肅、陜西、河南、湖南和四川8個省作為樣本省。然后，根據人均農業收入水平對樣本省的所有縣進行排序，并分成高、中、低3組，從每組中隨機抽取1個縣。確定樣本縣之后，同樣依據人均農業收入水平，隨機抽取鎮和村樣本。最后在每個樣本村中隨機抽取8～10戶開展入戶調查，并詳細調查每戶的地塊情況。本文選取其中4466個有效的地塊樣本作為研究對象。

需要說明的是，本研究共有4466個有效地塊數據，其中僅采集了2229個三大主糧（水稻、玉米和小麥）地塊的有機肥施用數據。因此探討土地所有權認知對有機肥施用的影響時，樣本量為2229個；探討土地所有權認知對其它耕地保護投資的影響時，樣本量為4466個。

2.2 變量選擇與說明

本研究的被解釋變量為“耕地保護性投資”，耕地保護性投資主要包括施用有機肥、土壤污染治理、平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等對耕地質量具有長期影響的投資[11]。本文根據調查問卷獲得的數據特征，將其進一步區分為有機肥施用和工程措施（包括平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等）兩類耕地保護性投資。

核心解釋變量為“土地所有權認知”，用“你覺得你家分到的耕地歸誰所有？”來衡量土地所有權認知，將“歸自家所有”和“歸村民小組集體所有”定義為強產權認知，將“歸政府或者國家所有”定義為弱產權認知。需要說明的是，將“歸村民小組集體所有”定義為強產權認知主要是因為在我國，村集體一般是一個凝聚力比較強、讓村民最有歸屬感的行政層級，并且村民小組一般都是家族宗親的載體，小組成員的生產生活緊密聯系，所以將其歸為強產權認知。

控制變量則包括地塊特征、家庭特征、戶主特征、作物種類和地區變量等。具體的變量說明見表1。

表1 變量描述與統計結果Table 1 Descriptive statistics of variables

2.3 模型設定

本文關注問題是土地所有權認知對耕地保護性投資的影響。

為考察土地所有權認知對農戶有機肥施用的影響，考慮部分被調查地塊沒有施用有機肥，模型的被解釋變量“單位面積有機肥施用量”在“0”處估計存在數據截斷問題（左截尾）。為避免樣本選擇性偏誤問題，本文采用Tobit模型估計土地所有權認知對農戶地塊單位面積有機肥施用量的影響作用。其模型設定為：

式中：yi因變量，表示單位面積有機肥施用量；CLO為核心變量，表示農戶的土地所有權認知；Xi為控制變量，包括農戶特征（年齡、受教育年限、是否是村干部）、家庭特征（家庭收入、農業收入占比）、地塊特征（地塊屬性、地塊變化、地塊面積、地塊質量、地塊坡度、與水泥硬化鄉級道路的距離）和省份虛擬變量與作物種類虛擬變量。α、β為相應的待估計系數；εi表示隨機誤差項。

為考察土地所有權認知是否影響農戶的工程措施類耕地保護性投資，考慮到被解釋變量是二值變量，適用于估計這類二元選擇問題的計量模型主要有三種，分別為線性概率模型、Probit模型和Logit模型。一般而言，三種模型的估計結果并沒有實質性的區別。在具體的數據分析中，本文同時使用了這三種估計方法。由于三者所估計出的土地所有權認知對工程措施影響的方向和顯著性狀況沒有差異，限于篇幅，本文僅報告Probit模型估計結果。設定Probit模型為：

式中：Zi表示農戶是否進行工程措施類耕地保護性投資；CLO表示農戶的土地所有權認知；Xi表示農戶特征、家庭特征和地塊特征等一系列控制變量變量；α、β為相應的待估系數。

2.4 模型內生性分析方法

從理論上討論模型內生性問題。第一，模型有可能存在遺漏變量問題。如果在未控制的影響農戶耕地保護性投資行為的變量中，存在與土地所有權認知相關的變量，那么模型就面臨著遺漏變量的問題。因此本文在借鑒前人相關研究的基礎上，盡可能地控制所有相關變量，避免此類內生性問題；第二，模型都有可能存在聯立性問題，即不是因為農戶的土地所有權認知影響了其耕地保護性投資，而是其耕地保護性投資行為影響對土地所有權的看法。但是依據Robinson[27]提出的的產權不確定性內生理論，通過增加對農地的投資宣誓主權這種行為往往只會出現在沒有明確產權的公共土地，而農戶承包的農地一般不會出現這種產權內生的問題；第三，模型有關變量可能存在測量誤差。這一問題在本文分析中其實也并不嚴重。這是因為雖然認知是一個意識形態的變量，但是該問題的每一個選項都是具體的，與常見的量表打分測量認知變量不同，因此出現測量誤差的可能性較小。綜上所述，從理論上分析，本文的內生性問題可能并不嚴重。

基于計量方法檢驗模型的內生性，借鑒豐雷等[28]的處理方法，選取“本村其他(n-1)個被調查農戶的平均土地所有權認知”作為農戶土地所有權認知的工具變量。其選擇依據有：1）由于同村其他被調查農戶的土地所有權認知反映了該村的土地所有權認知狀況，這顯然與該農戶的土地所有權認知密切相關。2）由于剔除了該被調查農戶，工具變量與該農戶的耕地保護性投資行為沒有直接的聯系。因此，可以采用“本村其他(n-1)個被調查農戶的平均土地所有權認知”作為工具變量。

得到工具變量之后，由于核心解釋變量“土地所有權認知”是虛擬變量，所以本文運用CMP模型對Tobit模型和Probit模型進行IV估計[29]。

3 結果與分析

3.1 描述性統計分析

各變量的描述性統計結果見表1。根據變量的統計特征可以發現，被調查農戶的耕地保護性投資現狀并不理想，進行耕地保護性投資的樣本地塊占比較低。其中，被調查的樣本地塊單位面積平均有機肥施用量為1.442 t/hm2；僅有12.1%的地塊在2009—2012年間進行過平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等其它耕地保護性投資。

為了更為直觀地呈現農戶土地所有權認知與耕地保護性投資的關系，本文繪制了相關關系圖。強產權認知農戶的地塊單位面積有機肥投入為1.655 t/hm2，而弱產權認知農戶的地塊單位面積有機肥投入僅為0.927 t/hm2（圖2）。另外，強產權認知的農戶中，進行過工程措施類耕地保護性投資的比例為14.00%，而弱產權認知的農戶中這一比例僅為8.00%。以上描述性分析粗略地表明，土地所有權認知與耕地保護性投資之間存在正向相關關系。

圖2 產權認知與耕地保護性投資之間的相關關系分析Fig. 2 Analysis of the correlation between the CLO and the PIF

3.2 土地所有權認知對有機肥施用的影響

表2給出了土地所有權認知對農戶有機肥施用影響的Tobit模型估計結果。模型1控制了作物種類變量和地區變量，變量“土地所有權認知”回歸系數為正，表明強產權認知農戶的地塊單位面積有機肥施用量高于弱產權認知農戶（P＜0.01）。模型2在模型1的基礎上，控制了地塊屬性、地塊變化、地塊面積等地塊特征的外生變量，強產權認知農戶與弱產權認知農戶之間的有機肥施用依然具有顯著的差異（P＜0.01）。模型3在控制了模型2變量的基礎上進一步控制了農戶特征和家庭特征等可能的外生性變量。估計結果表明，土地所有權認知對農戶的有機肥施用投入依然具有顯著的正向促進作用，在控制其它變量不變的情況下，強產權認知農戶比弱產權認知農戶平均多施有機肥1.137 t/hm2。綜合模型1～模型3的估計結果，可以認為，強產權認知促進了農戶的地塊有機肥投入。

為糾正土地所有權認知與農戶耕地保護性投資之間可能存在的內生性問題，用“本村其他(n-1)個被調查農戶的平均土地所有權認知”作為工具變量進行了CMP估計。首先，CMP第一階段回歸中工具變量與土地所有權認知在1%的統計水平上顯著正相關。由此可以認為，所使用的工具變量對農戶土地所有權認知具有較強的解釋力，不存在弱工具變量問題；其次，CMP第二階段回歸中內生性檢驗參數atanhrho值無法拒絕土地所有權認知外生于農戶有機肥施用的原假設。因此，可以認為表2估計結果不存在內生性偏誤。

表2 土地所有權認知對地塊單位面積有機肥施用量的影響：Tobit模型邊際效應估計結果Table 2 Effects of the CLO on the application of manure: Estimation of the marginal effect of the Tobit model

3.3 土地所有權認知對工程措施的影響

表3給出了在其它變量取均值的情況下，土地所有權認知對工程措施類耕地保護性投資的Probit模型估計結果。模型4僅控制地區變量，變量“土地所有權認知”回歸系數為正，表明相比于弱產權認知農戶，強產權認知農戶采取工程措施的概率更高（P＜0.05）。模型5在模型4的基礎上，控制了地塊屬性、地塊變化、地塊面積等地塊特征的外生變量，強產權認知農戶與弱產權認知農戶之間的工程措施采取行為依然具有顯著的差異（P＜0.10）。模型6在控制了模型5變量的基礎上進一步控制了農戶特征和家庭特征等可能的外生性變量。估計結果表明，土地所有權認知對工程措施依然具有顯著的正向促進作用。綜合模型4～模型6的估計結果，可以認為，強產權認知農戶比弱產權認知農戶更有可能進行平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等工程措施類耕地保護性投資。

使用“本村其他(n-1)個被調查農戶的平均土地所有權認知”作為工具變量，CMP估計結果同樣不能拒絕土地所有權認知外生于其工程措施的原假設。因此，表3估計結果不存在內生性估計偏誤。綜合表3中的估計結果，可以認為，土地所有權認知對農戶的平整土地、開壟溝、修建水渠等工程措施類耕地保護性投資具有顯著正向影響。

3.4 穩健性檢驗

為了檢驗表2估計結果的穩健性，對表3基準回歸進行了一系列調整。首先，本文將Tobit模型替換為OLS模型重新回歸；其次，參考郭云南和王春飛[30]的研究，利用PSM匹配后的樣本進行回歸，具體而言包括兩種方式：第一種是對平均處理效應（ATT值）進行t檢驗；第二種是利用匹配后的樣本進行回歸，包括建立在處理組與控制組共同支持區間上和建立在處理組與控制組成功匹配的樣本上的兩類回歸；再者，本文嘗試將被解釋變量“地塊單位面積有機肥施用量”通過分段的方式調整成分類變量：不施用有機肥賦值為“1”，有機肥施用量介于 0～1.6 t/hm2賦值為“2”，介于 1.6～4.5 t/hm2賦值為“3”，介于4.5～15 t/hm2賦值為“4”，大于15 t/hm2則賦值為“5”。變量調整后利用Oprobit模型和Ologit模型分別進行回歸。

替換模型回歸、PSM匹配后回歸和變量調整后回歸的結果（表4）與表2基準回歸結果相比，不管是變量的顯著性還是系數的符號，其結果都是一致的。多種穩健性檢驗的結果均支持土地所有權認知對農戶有機肥施用的正向效應，進一步驗證了本文的理論預期。

表3 土地所有權認知對工程措施的影響：Probit模型邊際效應估計Table 3 Impacts of the CLO on engineering measures: Estimation of the marginal effect of the Probit model

表4 土地所有權認知對地塊單位面積有機肥施用量影響的穩健性檢驗結果Table 4 Robustness test of the effects of the CLO on manure application

同理，通過替換模型和PSM匹配后回歸的方法對表3基準回歸結果進行穩健性檢驗。如表5所示，首先，將Probit模型替換成Logit模型后回歸的結果與表3基準回歸結果相比，不管是變量的顯著性還是系數的符號，其結果都是一致的；其次，匹配后的共同區間回歸和成功匹配樣本回歸也支持了土地所有權認知對工程措施的正向效應。因此，進一步驗證了基準回歸估計的穩健性，也驗證了本文的理論預期。

4 結論與政策啟示

4.1 結論

研究表明，強產權認知對農戶有機肥投入有顯著的正向作用，強產權認知農戶比弱產權認知農戶平均多施1.137 t/hm2有機肥。這主要是因為強產權認知的農戶認為其耕地歸自己或者村民小組所有，從而更注重其土地的長期可持續發展，愿意投入更多的有機肥以改善其土地質量，獲得長期收益。因此通過強化農戶的產權認知，加深其“歸屬感”，可以有效促進農戶進行有機肥施用。

表5 地所有權認知對工程措施類耕地保護性投資影響的穩健性檢驗結果Table 5 Robustness test of the effect of the CLO on engineering measures

土地所有權認知對平整土地、修建梯田、開壟溝等工程措施類耕地保護性投資具有顯著穩健的影響，強產權認知會促進農戶采取工程措施。研究發現，強產權認知農戶比弱產權認知農戶采取上述工程措施的概率高4.9%。這主要是因為強產權認知的農戶對土地的這一系列投資的回報有更高的確定性預期，從而促進其投資。因此通過強化農戶的產權認知，降低投資回報的不確定性，有助于促進農戶進行平整土地等耕地保護性投資。

此外，產權是一系列權利束，因此產權認知是一個廣泛的概念，包括所有權認知、承包權認知、經營權認知、抵押權認知等等。本文僅僅探討了農戶土地所有權認知對其耕地保護性投資行為的影響，而承包權、經營權等其它產權認知對耕地保護投資行為的影響同樣重要，值得進一步討論。

4.2 政策建議

要進一步改善我國土地資源退化、耕地保護投資行不足的現狀，僅僅是通過改革客觀的產權制度安排是不夠的。再清晰的產權制度安排若只是停留在“紙上”，沒能貫通到農戶的認知層面，就不能有效促進耕地保護性投資。因此在“制度先行，認知滯后”的背景下，糾正認知偏差，讓“認知”與“制度”契合，強化農戶的產權認知顯得十分必要。

一方面，要確保產權制度得到有效落實，客觀、明確的產權制度是加強農民產權認知的前提。加強和完善農地產權的確權工作，有效結合土地確權登記和頒證，增強農民對農地產權權屬和權能的認知。將政府層面的產權明晰政策作用于農戶，將宏觀和微觀層面有效結合起來才能有效強化農戶對農地歸村集體村民小組所有的認知。

另一方面，有效增加農地產權權屬和權能的知識宣傳，使農民對各項產權權屬和權能有完整、正確的認識。建立各種農地產權知識和改革措施的宣傳渠道，如新媒體、網絡、電視等新興渠道，改變單純依靠村級領導的單一宣傳渠道。各級政府根據農民的實際需要和現狀，共同推動農地產權知識和改革措施，使農民能更多地了解農地政策知識，改善農民的產權認知限制，提高認知能力，糾正認知偏差。