土地確權與農民財產性收入增長

張國林 何麗

摘? ?要：土地確權通過頒發經營權證書的方式保障農民合法的土地轉讓權，對農民財產性收入具有直接和間接的促增效應。利用2015年中國家庭金融調查（CHFS2015）的數據，從土地流轉的角度考察了土地確權對農民財產性收入的影響。實證結果表明，土地確權顯著提高了農民財產性收入，土地經營權流轉、土地經營權抵押貸款是土地確權促進農民財產性收入增長的重要機制。發揮土地確權對于農民財產性收入增長的促進作用，應進一步完善土地確權改革的相關配套措施，整合土地經營權交易網絡，推動土地經營權市場化。

關鍵詞：土地確權;農民財產性收入;土地經營權流轉;土地經營權抵押貸款

中圖分類號：F321.1? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2021）03-0121-13

當前我國已經實現現行標準下農村貧困人口全部脫貧，但城鄉居民收入差距問題仍然較為突出，這可能成為影響我國經濟發展和社會穩定的不確定性因素。《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》明確提出，要“堅持擴大內需這個戰略基點，加快培育完整內需體系”。城鄉收入差距擴大會抑制國內需求的增長，既不利于中央一系列擴大內需政策的實施，又不利于城鄉消費市場的拓展。當前，“三農”工作的重心已經進入全面推進鄉村振興階段，農民收入問題成為事關我國鄉村振興戰略目標能否順利實現的關鍵問題之一。

近年來，我國農民收入保持持續較快增長。2015—2019年，農民收入的年均增速達7.4%，但農民的工資性收入保持高速增長的壓力較大。受農民人口數量較大和地方財政壓力等的限制，農民轉移性收入短期內上升空間也較為有限。在當前農戶普遍處于分化的大背景下[1]，土地仍然是我國農民擁有的最主要的財產，目前土地流轉收入和征地補償是農民財產性收入的主要來源。隨著中央逐漸放松土地流轉的限制和外出務工農民的增多，我國土地流轉規模不斷增大，土地租賃市場迅速發展，客觀上要求對土地進行確權。2009年中央在全國范圍內啟動土地承包經營權確權、頒證的試點工作。2013年中央“一號文件”明確提出“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”[2]。2019年，我國有超過2億農戶完成土地確權，確權的土地面積達到0.99億公頃。截至2020年，我國已經基本完成土地確權工作，土地確權的政策效應逐漸顯現[3]。基于上述背景，本文使用2015年中國家庭金融調查（CHFS2015）的數據實證考察土地確權對農民財產性收入的影響。

一、相關文獻綜述

土地確權的實質是明晰產權。國內外學者圍繞土地確權對土地流轉、農村勞動力資源配置、農業生產經營、農民參與信貸抵押市場、農民收入的影響進行了研究。

學術界關于土地確權對土地流轉的影響持有不同的觀點。主流觀點認為，土地確權能夠通過降低土地流轉過程中的交易成本，以及提高土地流轉交易的安全性來促進土地流轉。Deininger等實證研究發現，土地確權能夠顯著提高農民流轉土地的概率，且農民更傾向于與非親屬進行土地流轉交易[4]。Holden等的實證研究發現，土地確權提高了土地流轉的交易量，且女性轉出土地的意愿比男性更高[5]。丁玲、鐘漲寶將土地流轉細分為轉出土地和轉入土地，他們發現土地確權對轉出土地具有顯著的促進效應，但對轉入土地沒有顯著的影響。部分學者則認為土地確權對于土地流轉具有抑制效應[6]。Jacoby等實證研究發現，土地確權對土地流轉具有一定的抑制效應[7]。羅必良、洪煒杰認為，土地確權之后，農民產權意識增強，導致農民提高轉出土地的價格，從而對土地流轉產生抑制效應[8]。還有學者認為，土地確權對土地流轉并沒有顯著的影響。胡新艷等通過實證研究發現，土地確權對于農民是否流轉土地并未產生顯著的影響[9]。

國內外學者對土地確權與農村勞動力資源配置也有諸多研究。學者們普遍認為，土地確權有利于優化農村勞動力資源配置。Mu等研究發現，土地確權對于農村勞動力轉移至非農部門就業具有顯著的促進效應[10]。許慶等研究發現，土地確權能夠降低農民轉出土地經營權之后的失地風險，提高農民轉移至非農部門或城市地區就業的概率[11]。此外，高強等提出，研究土地確權對農村勞動力資源配置的影響，還需要進一步考慮土地流轉與農村勞動力轉移至非農部門或城市部門就業之間的聯動效應[3]。

土地確權對農業生產經營效率的影響也引起了國內外學者的關注。土地確權的目的之一就是提高農業生產經營效率。Deininger等學者從土地確權提高產權安全性的角度，研究土地確權對農業生產經營效率的影響，發現土地確權對于農業生產性投資具有正向影響[12]。公茂剛等研究發現，土地確權能夠提高農民對于農業生產技術、人力資本等農業生產要素的投資意愿[13]。但也有學者通過實證研究發現，土地確權對農業生產性投資的影響并不顯著。這可能是由于農業生產性投資受到土地確權、農民個體差異，以及其他政策等多種因素的交互影響[14]。

學術界對土地確權之于農民參與信貸抵押市場行為的影響也進行了探討。部分學者認為，土地確權有利于幫助農民獲得貸款。Alston等實證研究發現，土地確權能夠提高農民參與信貸抵押市場并獲得貸款的概率[15]。姜美善等通過調查研究發現，土地確權能夠提高農民參與信貸抵押市場的意愿，有助于農民通過抵押土地經營權獲得貸款[16]。但也有學者對此持有不同的觀點。如李江一通過實證研究發現，土地確權對于農民參與信貸抵押市場、申請貸款均沒有顯著的影響[17]。

對于土地確權是否有利于促進農民收入增長，部分國內學者進行了探討。寧靜等研究發現，土地確權有利于提高貧困地區農民的收入[18]。楊宏力等對土地確權與農民收入增長的機制進行了實證分析，發現土地確權通過促進土地流轉、農業短期投入的方式促進農民農業收入、總收入的增長，但土地確權并沒有通過家庭勞動分工、經營權抵押貸款的方式促進農民收入增長[19]。也有學者對此問題持有不同的觀點。賀雪峰認為，土地確權可能會導致耕地細碎化問題更加嚴重，因而土地確權并不能促進農業生產經營收入的增長[20]。從實踐邏輯來看，土地確權對農民財產性收入的影響意義更大，這是因為，土地是我國農民最主要的財產。目前，尚未有土地確權對農民財產性收入影響的相關研究。本文在前人研究的基礎上，以土地確權為邏輯起點，考察其對農民財產性收入的影響，實證評估兩者的因果效應。在此基礎上，以土地經營權的流轉、土地經營權抵押貸款為中介變量，驗證土地確權→中介變量→農民財產性收入的作用機制，計算中介變量對綜合效應（土地確權影響農民擁有財產性收入的概率）的貢獻率。

二、理論分析

我國的土地產權制度奠基于計劃經濟時代，其主要的特點是政府采用行政命令代替市場交易來實現土地資源的配置，而法律對于農民承包地轉讓權的界定嚴重滯后。土地確權之前，農民承包地面積、四至、登記都比較模糊，農民并未完全享有對承包地自由轉讓的權利。土地確權實現了地塊、承包合同、證書落實到農戶，增強了農民對承包地的實際控制。土地確權不僅不會削弱國家對土地所有權的控制，而且能為農民增收提供保障[21]。

根據產權理論，明晰的產權能夠提高產權交易主體的收入。土地是我國農民擁有的最主要的財產，目前土地流轉收入和征地補償是農民財產性收入的主要來源。土地確權之后，農民享有土地資源的排他性使用權、將土地經營權流轉給其他市場主體的轉讓權，以及通過土地資源獲得租金收入的收益權[22]。一方面，土地確權從制度和法律層面賦予了農民承包權經營權，突破了村集體與農民之間具有債權性質的土地承包合同關系，不僅可有效抵制村集體對土地流轉的干預，而且還能有效降低村莊土地調整頻率。另一方面，土地確權能夠增加土地產權強度，從而提高土地經營權的市場交易價格和農民的潛在收益。土地確權能夠保障、提高農民轉出土地經營權的收益，持有土地經營權證書的農民可以放心地將承包地的經營權轉讓給其他市場主體，直接獲得土地租金收入，即土地確權對農民財產性收入增長具有直接的促增效應。根據以上分析，提出如下假設：

假設1：土地確權能夠提高農民財產性收入。

除直接促進農民財產性收入增長外，土地確權還可能通過土地經營權的流轉或抵押貸款的路徑，間接促進農民財產性收入增長（見圖1）。主要表現為：其一，轉出土地經營權的農民可能會進城務工或者從事其他經營活動，從而獲得更高的工資收入或經營性收入。轉入土地經營權的農民的農業生產經營效率更高，這部分農民可能通過轉入土地經營權獲得更高的農業生產經營收入。隨著農民收入增長，在滿足消費性需求之后，農民有可能進行儲蓄或者參與投資，并獲得利息收入、資產增值收益等財產性收入。從理論上看，土地經營權流轉可能是土地確權提高農民財產性收入的一條重要機制。其二，土地確權明晰了土地權利邊界，有利于降低土地糾紛發生的概率。這是因為，土地確權的產權擔保機制能夠為土地流轉后地權邊界被打破、土地被承租方非法侵占等糾紛提供解決的依據;同時，土地確權有助于降低土地流轉過程中的交易成本，提高土地的市場價值。農民通過土地經營權抵押并獲得貸款的幾率更高。農民可以利用抵押貸款參與投資獲得利息收入或資產增值收益，或者從事其他生產經營活動并獲得更高的收入。隨著收入的增長，農民可能會逐漸積累起一定數量的財產。只有當擁有一定的財產之后，才有機會參與資本市場投資，把握市場投資機遇并依靠個人能力取得財產性收入。因此，土地經營權抵押貸款也可能是土地確權提高農民財產性收入的另一條重要機制。根據以上分析，提出如下假設：

假設2：促進土地經營權流轉，以及促進土地經營權抵押貸款，是土地確權提高農民財產性收入的重要機制。

三、模型構建、數據來源與指標選擇

（一）模型構建

本文在前人研究的基礎上，提出土地確權影響農民財產性收入的基本模型：

其中，Yi代表農民財產性收入。landri代表土地①是否確權。Xi代表其他影響農民財產性收入的控制變量向量，包括戶主特征變量、家庭財產總量、地區虛擬變量。其中，戶主的特征變量包含：戶主的學歷、性別、年齡、自評健康狀況和政治面貌。wi 為方程（1）的隨機誤差項。

根據上文所述，土地確權可能通過土地經營權流轉、土地經營權抵押貸款促進農民財產性收入增長，因而本文構建了如下中介效應模型：

其中，Yi代表農民是否擁有財產性收入。方程（3）中，Mi表示中間傳導機制，即土地經營權流轉②，以及土地經營權抵押貸款。方程（2）、方程（3）和方程（4）中的Xi代表其他可能影響農民財產性收入的控制變量向量，包含戶主特征變量③、家庭財產總量，以及地區虛擬變量。方程（2）中系數a1表示土地確權對農民擁有財產性收入概率的綜合效應;方程（3）中系數b1代表土地確權對中間傳導機制的影響作用;方程（4）中的系數c1表示土地確權對農民擁有財產性收入概率的直接效應。b1*γ表示中介變量產生的間接效應。νi，μi，εi 分別為方程（2）、方程（3）和方程（4）的隨機誤差項。

（二）數據來源

本文使用2015年中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）的數據，在經驗上識別土地確權對農民財產性收入增長的影響。CHFS是西南財經大學在全國范圍內開展的家庭隨機抽樣調查，覆蓋29個省（區、市）、355個縣級單位、1428個村級單位、3.7萬戶家庭的13.3萬人。CHFS的問卷主要內容包括：社區基本情況、家庭成員基本信息、金融財富、住房資產與土地、負債、收入、消費、社會保障與商業保險、代際轉移支付、就業以及支付習慣等。CHFS還詢問了土地確權、耕地流轉、農民的財產以及財產性收入等較為詳細的信息，為本文研究土地確權與農民財產性收入增長的關系提供了便利。為了從CHFS中整理出研究所需數據，首先將農民個人、家庭以及城市層面的數據進行匹配。同時，為避免家庭和城市層面信息重復而影響研究，選擇農村家庭戶主④作為研究對象，剔除了其他家庭成員的信息;在刪除了財產性收入、土地確權等變量的缺失值后，得到9006戶樣本，其中土地確權組4176戶，未確權組4830戶。

（三）指標選擇與描述性統計

本文在基本模型中，選取農民財產性收入、農民是否擁有財產性收入作為被解釋變量。確權農村樣本家庭的平均財產性收入為2696元，在1%的置信水平上顯著高于未確權家庭的1897元。確權家庭擁有財產性收入的比例為16.9%，在1%的置信水平上顯著高于未確權家庭的14.6%。

本文關注的核心解釋變量是土地確權。由于農民是否取得土地經營權證書是土地確權的法律依據，因而本文借用這個指標來衡量土地是否確權。在CHFS的問卷中包括了“您家是否取得土地經營權證書？”這一問題。若取得土地經營權證書，則土地確權賦值為1;若未取得證書，則土地確權賦值為0。在全部農村樣本家庭中，有46.37%的家庭參與土地確權，53.63%的家庭尚未確權。根據上文的理論分析，土地確權對農民財產性收入具有直接和間接的促增效應，但在經驗上土地確權是否顯著提高了農民的財產性收入，還需要根據計量分析結果進行判斷。

本文的中介變量為土地經營權流轉和土地經營權抵押貸款。在CHFS的家庭層面問卷中，既有關于土地經營權轉出的問題：“目前，您家耕地的經營權是否轉讓給他人或機構？”，也有關于土地經營權轉入的問題：“您家是否轉入耕地經營權？”。由于土地流轉決策應該包含流轉雙方的決策，本文分別從土地經營權流轉、土地經營權轉出、土地經營權轉入考察土地經營權流轉的中介效應。土地經營權抵押貸款也是本文的中介變量，在CHFS的家庭層面問卷中有關于土地經營權抵押貸款的相關問題：“您家是否使用過土地經營權向銀行申請貸款？”，以及“您家這筆貸款是否申請成功？”。如果樣本家庭使用土地經營權抵押貸款并且成功獲得貸款，則中介變量“土地經營權抵押貸款”賦值為1，否則為0。從表1（下頁）可知，成功使用土地經營權抵押貸款的農村樣本家庭比例為0.57%，在1%的水平上顯著高于未確權家庭0.19%的比例。

本文在參照前人研究的基礎上，選取了戶主特征變量、家庭財產總量、地區虛擬變量作為控制變量。其中，戶主特征變量包含戶主的學歷、性別、年齡、自評健康狀況，以及政治面貌;家庭財產總量包含農村樣本家庭的金融性財產和非金融性財產;地區虛擬變量分為東部地區、中部地區、西部地區與東北地區。

本文采用地級市平均土地確權率（排除受訪戶主家庭）作為核心解釋變量的工具變量，我國不同地級市的土地確權情況存在差異，地級市的平均土地確權率越高，農村家庭參與土地經營權流轉的可能性越高。而地級市的土地確權率顯然與影響微觀農村家庭財產性收入概率的其他遺漏變量之間的相關性較弱。因此，本文使用地級市平均土地確權率（排除受訪戶主家庭）作為土地確權的工具變量。確權農村樣本家庭的地級市平均土地確權率為50.7%，在1%的置信水平上顯著高于未確權家庭的地級市平均土地確權率30.7%。

四、實證分析

（一）基本結果

首先采用方程（1）估計土地確權對農民財產性收入的綜合效應，OLS回歸結果見表2列（1）。回歸結果顯示，與未確權家庭相比，確權家庭的財產性收入提高了18.5%，并且在1%的置信水平上顯著。根據CHFS2015的數據統計，農村樣本家庭的年均財產性收入為2267元，因而確權家庭的財產性收入平均提高了419元。土地確權的實質是明晰產權，可提高土地經營權的安全性和穩定性，有效減少村集體對農民承包地的干預和調整，確保農民能夠完全自由地轉出、轉入土地經營權，保障農民在土地流轉過程中的權益，對農民財產性收入具有直接的促增效應。顯然，回歸結果驗證了前文提出的假設1：土地確權明顯促進農民財產性收入的增長。

在控制變量中，戶主的學歷、年齡對農民財產性收入具有顯著的正向影響。教育有助于突破參與資本市場投資時所面臨的知識壁壘，把握市場投資機遇并依靠個人能力取得投資收益。隨著戶主年齡增長，可能會選擇退出農業生產經營活動，將閑置的土地流轉出去，從而獲得財產性收入。相對于男性戶主家庭，女性戶主家庭的財產性收入更高。家庭財產總量對財產性收入具有顯著正向影響，這是由于擁有的財產越多，參與資本市場投資的概率越高，獲得財產性收入的可能性越大。最后，地區虛擬變量對農民財產性收入也具有一定影響，與東北地區相比，東部地區農村樣本家庭的財產性收入明顯更高，這與東部地區的土地流轉市場、資本市場更為發達的現實相吻合。中部地區、西部地區與東北地區農村樣本家庭的財產性收入的差異并不顯著。根據CHFS2015的數據統計發現，樣本農村家庭中僅有19.25%擁有財產性收入，占比較低。鑒于此，本文仍采用方程（1）進一步估計土地確權對農民擁有財產性收入概率的影響。在方程（1）中，對財產性收入大于0的家庭，Yi賦值為1;對財產性收入為0的家庭，Yi賦值為0。Probit回歸結果見表2列（2）。回歸結果顯示，與未確權家庭相比，確權家庭擁有財產性收入的概率顯著提高了2.4%，且在1%的置信水平上顯著。由于僅有19.25%的樣本農村家庭中擁有財產性收入，因而2.4%的概率增幅也是比較高的。土地確權顯著提高了農村家庭擁有財產性收入的概率，這也證實了不明晰的土地產權制度是造成農村家庭缺少財產性收入的重要原因之一。表2中Probit估計結果有可能并不具有一致性。這是因為，土地確權與農民是否擁有財產性收入可能在一定程度上具有逆向因果關系。土地確權明確了承包經營權，通過降低交易成本等方式促進土地經營權流轉，提高農民擁有財產性收入的概率，同時擁有財產性收入的農村家庭可能更加傾向于將土地流轉出去，因而其土地確權的概率也更高。本文使用地級市平均土地確權率（排除受訪戶主家庭）作為土地確權的工具變量，采用工具變量法（IV Probit）估計方程（1），回歸結果見表2列（3）。Wald檢驗的P值顯著拒絕了土地確權是外生變量的原假設。在工具變量回歸中，第一階段回歸的F值為1777.22，顯著高于F的臨界值10，因而拒絕選取的工具變量（地級市土地確權率）是弱工具變量的原假設。此時核心解釋變量土地確權的邊際概率系數在10%的置信水平上顯著為正，說明土地確權能夠顯著提高農村家庭擁有財產性收入的概率。具體來看，與未確權家庭相比，確權家庭擁有財產性收入的概率提高了3.3%。

（二）傾向得分匹配估計

為檢驗基本模型（1）的OLS回歸結果是否穩定、可靠，接下來采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）對方程（1）進行穩健性檢驗。具體來說，就是利用控制變量為每個確權家庭匹配一個“同質”的未確權家庭，從而確保兩組農村樣本家庭除了在土地是否確權方面不同之外，其他特征盡可能地相似，然后通過對比兩組家庭財產性收入的差異來檢驗土地確權是否顯著促進了農民財產性收入增長。為此，首先使用Logit模型構建土地確權模型。為了提高匹配的質量，在構建農村家庭土地確權的Logit模型中使用了戶主特征變量、家庭財產總量和地區虛擬變量進行回歸①，然后利用Logit模型的回歸結果計算每個農村家庭的傾向得分值（即土地確權的概率），并根據傾向得分值為每個確權家庭匹配“同質”的未確權家庭。

在采用核匹配法（kernel matching）匹配樣本之后，所有控制變量的標準化偏差均控制在1%以內，而且t檢驗的結果②不拒絕確權組和未確權組無系統性差異的原假設。表3列示了核匹配前后控制變量平衡性檢驗結果。表3列（1）顯示，Pseudo-R2值從匹配前的0.023下降到0。列（2）似然比檢驗結果顯示，控制變量的聯合顯著性在匹配前和核匹配I中在1%的置信水平上顯著，在核匹配II中不顯著。列（3）顯示，控制變量的總偏差從75%下降到50%，調整核匹配的帶寬之后最終下降到25%，總偏差大幅度降低，可見匹配結果較好地平衡了數據。

在取得有效的匹配樣本后，進一步計算土地確權影響農民財產性收入的平均處理效應（ATT，Average Treatment Effect on the Treated），結果列示在表4（下頁）的列（3）—（4）。回歸結果表明，確權農村樣本家庭的財產性收入比未確權家庭顯著提高了15.4%～16.9%，且在5%的置信水平上顯著。兩種方法回歸系數比較接近，這也證實對于基本模型（1）的OLS回歸結果是穩健的。

此外，考慮到可能存在的異方差問題會導致估計效率的降低，這里再使用加權最小二乘法（WSL，Weighted Least Square）模型估計土地確權對農民財產性收入的影響，結果列示在表4列（2）。對比WLS與OLS的回歸結果發現，兩種方法估計的土地確權對農民財產性收入綜合效應在數值上較為接近，證明對于基本模型（1）的OLS回歸結果是有效的。上述結果與前文提出的假設1一致，即土地確權顯著促進了農民財產性收入增長。

（三）中介效應分析

在清楚土地確權與農民財產性收入的因果效應之后，接下來利用中介效應模型分析土地確權對農民財產性收入的影響過程和作用機制。基于前文的理論分析，提出土地確權→中介變量→農民擁有財產性收入概率的中介變量影響渠道。中介效應模型的作用機制由方程（2）、方程（3）和方程（4）共同描述，回歸結果如表5（下頁）所示。表5第2行顯示，土地經營權流轉的中介效應為20.60%，且其回歸結果在統計上顯著，因而土地經營權流轉的部分中介效應成立。第3行顯示，土地經營權轉出的中介效應為29.17%，其回歸結果也是顯著的，因而土地經營權轉入的部分中介效應也成立。第4行顯示，土地經營權轉出的中介效應為1.25%，且其間接效應的回歸結果顯著①，因而土地經營權轉入的部分中介效應也成立。第5行顯示，土地經營權抵押貸款的部分中介效應不成立。綜上，中介效應模型的回歸結果顯示，土地經營權流轉、土地經營權轉出是土地確權影響農民財產性收入的重要機制，而土地經營權轉入的部分中介效應很低，土地經營權抵押貸款的中介效應不成立。

考慮中介效應模型可能存在內生性的問題，接下來以農民是否擁有財產性收入為被解釋變量，以土地確權為核心解釋變量，以地級市平均土地確權率（排除受訪戶主家庭）作為工具變量，采用中介效應的工具變量法，分別估計土地經營權流轉、土地經營權轉出、土地經營權轉入、土地經營權抵押貸款對土地確權影響農民擁有財產性收入概率的中介效應，回歸結果如表6所示①。表6的第2行以土地經營權流轉作為中介變量，回歸結果顯示，土地經營流轉發揮了部分中介效應，其占比達39.37%，因而土地經營權流轉是土地確權影響農民財產性收入的重要機制之一。表6的第3行以土地經營權轉出作為中介變量，回歸結果顯示，土地經營權轉出的中介效應不成立。表6第4行以土地經營權轉入為中介變量，回歸結果顯示，土地經營權轉入的中介效應為30.49%。該回歸結果與前文理論分析一致：農業生產經營效率高的農民更傾向于轉入土地，這部分農民可能通過轉入土地經營權獲得更高的農業生產經營收入。在滿足消費性需求之后，農民可能將增加的收入進行儲蓄并獲得利息收入，甚至參與投資以獲取資產增值收益。因此，土地經營權轉入是土地確權影響農民財產性收入的重要機制之一。表6的第5行以土地經營權抵押貸款為中介變量，回歸結果顯示，土地經營權抵押貸款的中介效應為35.41%，該回歸結果與理論分析一致：農民可以利用土地經營權抵押貸款參與投資獲得利息收入或資產增值收益，或者從事其他生產經營活動并獲得更高的收入。隨著收入的增長，農民可能會逐漸積累起一定數量的財產。只有當擁有一定的財產之后，才有機會參與資本市場投資，把握市場投資機遇，并依靠個人能力取得財產性收入。因此，土地經營權抵押是土地確權影響農民財產性收入的重要機制之一。

盡管土地經營權流轉、土地經營權轉入、土地經營權抵押貸款對農民是否擁有財產性收入未能起到完全中介作用，但在土地確權影響農村家庭擁有財產性收入概率的綜合效應中占比分別達到39.37%、30.49%、35.41%。中介效應分析的結果與上文提出的假設2是一致的，即促進土地經營權流轉和土地經營權抵押貸款是土地確權影響農民財產性收入的重要機制。上述結論對于政府進一步深化土地制度改革具有重要啟示。

五、結論與政策建議

隨著土地“三權”分置改革進程的推進，大量農村青壯年勞動力流向非農部門就業，農村土地流轉率逐漸上升。土地流轉率上升是農民富余勞動力向外流動的市場化反映，兩者是相伴相生的關系。“三權”分置和土地確權是應對農村土地流轉市場化的制度創新和重要改革舉措，在進行“三權”分置改革和土地確權之前，土地流轉中相關產權主體的行為能力受到較大的限制[23]，“三權”分置和土地確權清晰地界定和確定了土地流轉中的權利主體，對參與土地流轉的農民、村集體以及流入土地的市場主體進行了“松綁”。

國家層面的改革舉措往往滯后于微觀層面的實踐進程，但這些改革舉措在多大程度上完成了改革設計的目標，還有賴于微觀層面的檢驗。從理論上看，土地確權對農民財產性收入具有直接和間接的促增效應，且土地經營權流轉在此過程中發揮著重要作用。本文利用2015年中國家庭金融調查（CHFS2015）的數據，從土地流轉的角度考察了土地確權對農民財產性收入的影響，并進一步利用中介效應模型驗證促進土地經營權流轉，以及促進土地經營權抵押貸款是否是土地確權影響農民財產性收入的重要機制。通過上述分析，得到了如下結論：第一，土地確權顯著促進了農民財產性收入的增長。相較于未確權家庭，確權農村家庭的財產性收入顯著提高了18.5%，擁有財產性收入的概率提高了3.3%。第二，土地經營權流轉、土地經營權轉入，以及土地經營權抵押貸款，是土地確權影響農民財產性收入的重要機制。土地經營權流轉、土地經營權轉入，以及土地經營權抵押貸款的中介效應比重分別為39.37%、30.49%和35.41%。土地確權的推進需要落地于土地經營權流轉這一關鍵場域。

基于上述結論，提出如下建議：

第一，完善土地確權改革的相關配套措施，為市場主體創造更好的制度環境。推動土地確權改革，不僅有利于實現土地經營權的價值，而且可讓市場的力量發揮作用，對農村富余勞動力資源和土地資源進行重新配置。雖然土地確權顯著促進了農民財產性收入的增長，但部分農民在獲得土地承包經營權證書之后并沒有參與土地經營權的流轉。土地確權與農民轉移至非農部門或城市地區就業、取得土地經營權抵押貸款之間并沒有必然的邏輯關系。因此，還需要進一步完善土地確權改革的相關配套措施，細化土地確權、土地流轉的相關法律法規和政策，增強法律法規和政策的協同性和可操作性，為參與土地流轉的市場主體創造更好的制度環境。

第二，整合土地經營權交易網絡，提高土地流轉的經濟效率。土地確權的實踐歷程需要落地于土地流轉這一關鍵場域。從土地流轉的經濟效率來看，與農民之間小范圍的土地經營權轉讓相比，有市場主體參與的規模化、集約化的土地流轉在提高土地經營效率的基礎上，能夠為農民帶來較高的租金收入。推動規模化、集約化的土地流轉主要有兩個切入點：一是整合土地經營權交易網絡，一方面為交易雙方提供更多的信息，降低由于信息不對稱引起的交易成本，另一方面也便于政府對交易雙方的行為進行適時、適度干預，保障土地的生態安全[24]，最終促進各方合作共贏。二是鼓勵轉讓土地經營權的農民允許承租方改變各承包地之間的地界，這有利于承租方增加對承包土地的長期投入，提高土地經營產出，也有利于提高農民的租金收入。

第三，推動土地經營權市場化，讓農民享受到土地確權的制度紅利。通過進一步推動土地經營權的市場化讓土地所有權和承包權的權益變現，能使農民和村集體享受到土地確權的制度紅利。2018年新修正的《土地承包法》正式確定了土地經營權抵押融資制度。雖然推進土地經營權抵押還存在一定的現實困難，但可以通過制度創新來解決這一問題。為了降低交易成本，激活土地經營權抵押市場，可以考慮采取政府和市場共同治理的模式來實現土地經營權抵押融資。我國尚未形成完善的土地經營權交易網絡，土地市場總體上是“薄市場”，導致大部分土地經營權抵押融資采取了組合抵押擔保模式，為此，有必要大力推動土地經營權抵押貸款市場的發展。

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（責任編輯：許志敏）