農地調整經歷、勞動力非農轉移與農業生產績效

一、問題的提出

制度變遷主要表現為兩種方式：一是政策制定者以法律或命令等形式自上而下推行的強制性變遷；二是個人或團體受到潛在的利益驅使，通過自發組織和倡導等形式自下而上形成的誘致性變遷

。制度實施及其績效與人們的制度信念緊密關聯，而這種信念的形成往往受到行為主體歷史經驗的影響。所以，制度安排不能忽略歷史的作用

。行為心理學的研究表明，基于小概率事件的記憶與信息處理，在人們面對現實環境進行決策時仍然發揮著特別重要的作用

。正如弗洛伊德

強調的，人類的行動受過去經驗記憶及知識積累的影響，通過條件反射和學習形成信念，從而指導當前和未來的行動。因而社會的經濟績效不僅與制度安排有關，同樣也會受到個體經歷或記憶的影響。

制度對經濟增長的決定論已成為學術界的基本共識

。明晰而穩定的產權通過規范經濟主體的行為預期，并由此激勵其長期投資，進而提高整個社會的經濟績效。在農業生產領域，有效的制度安排以及由此內生出的產權激勵和經濟主體的穩定預期同樣是改善農業生產績效的根源

。對此，中國政府為賦予農民長久而穩定的土地承包權作出了持久的努力。其中，2009年開始試點并于2014年全面推進的農村土地承包經營權確權登記頒證工作，對于妥善解決農戶承包地塊面積不準、“四至”不清等問題，具有重要的基礎性制度意義。農業農村部的數據表明，截至2018年底，農村土地承包經營權確權登記頒證基本完成，頒證率已超過96%，覆蓋全國2 838個縣(市、區)、3.4萬個鄉鎮、55萬多個行政村、兩億多個農戶。

數據來源：https://www.chinanews.com.cn/sh/2020/11-03/9329635.shtml。：莊 健(1994-)，女，遼寧阜新人，博士研究生，主要從事農業經濟和制度經濟研究。E-mail：zhuangjian12@126.com謝 琳(通訊作者)(1983-)，男，湖南漣源人，副教授，主要從事農業經濟和制度經濟研究。E-mail：xielin@scau.edu.cn

作為一項維護地權穩定和產權安全的制度安排，農地確權的社會經濟效應已受到學術界的廣泛關注。然而，已有研究大多聚焦于從地權不穩定到農地確權的政策轉變所引發的行為效果

，卻鮮有研究關注在農地確權工作完成之后，農戶的農業生產績效是否存在差異以及差異生成的根源。筆者推測，農地確權對農業生產績效的影響并非是獨立事件，而是具有重要的情境依賴性。其中，農戶過往經歷的農地調整及其產權不穩定記憶具有重要作用。

本文以農地確權登記頒證工作的收官之年2018年作為研究起點，通過構建“農地調整經歷—勞動力非農轉移—農業生產績效”的分析框架，并采用中國勞動力動態調查(CLDS)2018年數據，利用線性回歸模型、傾向得分匹配模型和中介效應模型，分析農地確權背景下農戶的農地調整經歷對農業生產績效的影響及其內在的傳導機制，并進一步從代際分布、經營稟賦以及經濟區位等多個角度，考察農戶的農地調整經歷對農業生產績效影響的異質性，由此揭示行為主體的過往經歷對制度績效的決定機理。

本文的邊際貢獻在于：首先，在技術層面，突破已往文獻從“是”“否”二分法來刻畫農地調整，而是按調整程度將其細化為無調整、小調整和大調整三種不同情形予以刻畫。其次，在理論層面，通過分析農地確權背景下農戶的農業生產績效差異，由此闡明同樣的制度安排并不一定導致同樣行為效果的理論機理。

二、理論基礎與研究假設

(一)農地確權背景下農業生產績效的決定：農地調整經歷

農地確權不僅使農戶承包權“四至”的空間邊界得以明晰，更是固化了“生不增、死不減”的集體成員身份

。因此，隨著2018年農地確權頒證登記制度的全面落實，地權趨于穩定已成為基本事實。理論上，農地確權通過提升農戶的行為預期，改善農業生產績效。但是，已有研究仍然表明，制度變遷和制度績效與社會信念、制度目標和制度遺產等有關，具有情境依賴性

。農地確權是在土地調整的情境中實施的，因而農地確權的實施效果必將受其影響

。行為心理學強調，過往的經歷往往會形成對某一事件的先驗態度

，并影響人們的行為選擇。因此，在同等賦權強度下，確權主體的績效差異可能與其過往的農地調整經歷密切相關。

2.中介效應模型

知識資源的規范化表示包含信息資源的規范化表示和用戶需求的規范化表示[11]。復雜工程在建設過程中積累了大量的實踐數據，其中包括國際國內標準和行業規范、設計、施工手冊以及科學支撐數據等顯性知識，也包括工程案例、專家經驗及實驗與仿真分析數據等隱性知識。面對這些多源異構的信息資源，首要任務就是通過準備、檢測和清洗對其進行知識的規范化表示，然后進行主題分類和標引形成具有領域知識屬性特征的結構化知識，這是構建面向服務的知識庫的基礎工作，也是建立與用戶需求之間細粒度映射問題匹配的前提條件。

損失規避理論強調，與等量的收益相比，損失會帶給人更強烈的心理效應

。正如斯密

所描述的：狀況由好變壞時，人們所承受的痛苦往往要比由壞變好時所體驗到的快樂多。由此可以認為，無調整經歷的農戶由于從未體會過失去農地的“痛苦”心理，輕易獲得并持續擁有的農地剩余控制權反而會弱化其對農地的珍惜程度，并由此形成農地“低價值”的心理定位，從而誘發“持有型懈怠”，造成農業生產績效損失

。對比之下，在農地調整經歷中遭受損失的農戶對于農地產權有著更強烈的感受，并更有可能珍惜已獲取的資源，由此形成的“先驗態度”在獲得確權的政策補償后，將激勵農戶優化要素配置結構，提高農業生產績效。但值得注意的是，盡管“約束機制”在某種程度上可以激發農民的生產性努力，但如果農戶面臨的損失程度過大，反而會過猶不及。換言之，具有大調整經歷的農戶，其產權的安全性感知是最低的，大調整意味著一旦在農地上進行跨期投資，就有可能面臨“竹籃打水一場空”的局面。因此，大調整經歷會顯著弱化農戶對農地確權政策的制度信任，形成較弱的制度可信性預期。農戶由于擔心以農地確權為標志的法律意義上的產權無法保護自身權益，導致其改善農業生產的動機較弱，很難產生農業生產的激勵作用

。基于此，筆者推斷：在不同的調整經歷下，農戶面臨的損失經歷以及由此引發的產權約束強度并不相同。無調整和大調整分別由于“安于覆盂”“過猶不及”并不利于農業生產，對比之下，農戶的小調整經歷對于農業生產績效的改善更為有利。據此，筆者提出如下假設：

：農戶的農地調整經歷與農業生產績效之間存在倒U型關系，即與無調整和大調整相比，經歷農地小調整的農戶是農業生產績效最高的經營主體。

(二)機制分析：對“約束機制”的行為響應

將硝酸鎘和4,4′-二(1-咪唑基)苯硫醚混合,水熱法合成了一個新的六核配合Cd(BIDPT)2(NO3)2·(H2O)2,并對其進行了結構分析和表征.鎘離子通過4,4′-二(1-咪唑基)苯硫醚配體橋聯成8字型一維鏈結構.硝基苯化合物對配合物的熒光性質有不同程度的淬滅作用對2,4,6-三硝基苯酚的檢測具有很好的靈敏性.

對于無調整經歷的農戶，產權的“約束機制”是近乎失效的。因為這部分群體的生產行為從未受到來自產權變動的約束，因而其改善農業生產的動機是最弱的。正如行為主義心理學所強調的，人的行為主要通過后天習得，并且因獎懲機制而得到強化或者削弱

。農地無調整意味著，珍惜農地并不會使經營主體獲得更多的土地，不珍惜也不會因此而失去。因此，這部分群體無論是否表現出珍惜的舉動，都不會受到任何獎懲，由此將很難激發起該群體對于土地的珍惜心理。換言之，無調整經歷的農戶之所以難以產生改善農業生產的內驅力，本質上是因為“珍惜”行為與“獎懲”之間并沒有建立有效的聯結機制，這也是“約束機制”失效的主要原因。農地確權代表著地權的賦能和集體成員權身份的固化，地權的高度穩定與農地的低價值定位的現實矛盾為農戶離農提供了可能的空間。因此，當農戶的生計選擇空間不斷擴大，無調整經歷的農戶有可能策略性地選擇離農。由此可以推測：“安于覆盂”的地權經歷將導致“約束機制”失效，那么在非農勞動力市場釋放出較高的價格信號時，無調整經歷的農戶將傾向于向非農領域轉移。

農地大調整意味著所有農戶的土地邊界及產權均會受到影響，因而其背后所蘊含的約束程度是最大的。雖然農地調整“約束機制”在某種程度上可以激發農民的生產性努力，但如果約束過度，就容易在行為主體身上形成超限效應。

對于經歷大調整并承受較大損失的農戶，在大調整中所形成的“先驗態度”使其衍生出對于農地確權政策的不信任心理，并由此引發兩種可能：一是逃離農業以避免地權再次變動所造成的損失。農地產權的不穩定意味著對農地未來收益的不確定，一旦農地被重新調整，附著在土地上的中長期投資將一并失去。因此，頻繁的土地調整相當于對農民征收隨機稅

。大調整經歷的農戶為了避免遭受失地損失，可能選擇改變從業方式，進入非農生產領域。二是調整種植結構以避免地權再次變動所造成的損失。地權不穩定所導致的投資預期穩定性的降低，往往會影響農業生產的連續性。顯然，對于偏好農業生產卻又經歷大調整的確權農戶而言，應對產權風險的一個重要表現就是縮短農作物的種植周期以適應農地調整，從而形成勞動力非農轉移的擠出效應

。由此推斷：“過猶不及”的地權調整經歷將導致部分農戶逃離農業或調整種植結構，從而促進勞動力的非農轉移。

在中國股市成立初期，由于受到國內管制較多，中國股票市場與國際股市的相依性非常低，這一點已經過多數學者的驗證。因此，本文將樣本區間設置為2001年1月1日至2015年11月30日，數據頻率采用日度數據，研究數據來自雅虎財經。

小調整通常只發生在人口發生變化的農戶家庭。換言之，如果家庭人口并未改變，農戶依舊可以擁有原來的承包地。人口減少使得家庭在小調整中失去部分土地，人口增加則有助于家庭新增部分土地。在小調整中，原有承包地塊位置發生大幅度變化的可能性較小，由此所隱含的農地產權不穩定程度往往介于不調整與大調整之間。所以，對比其他兩種調整情形，小調整經歷對勞動力非農轉移的影響也因此存在一定的差異。與無調整相比，經歷小調整的農戶獲得了來自基層政府(村集體)關于農地的“獎勵”或“懲罰”，由此所形成的“先驗態度”將在農地確權政策的補償效應下強化該群體對于農地的珍惜程度，并表現為減少農業勞動力向非農領域的過度轉移。因此，農戶的農地小調整經歷對勞動力非農轉移的影響并沒有無調整明顯。與大調整相比，小調整借助適度的產權管制可以激發農民的生產性努力，同時由于承包地塊邊界和位置的變化幅度較小，農地長期投資的預期較為穩定，對農業經營連續性的影響程度也可能低于大調整。因此，農戶的農地小調整經歷對勞動力非農轉移的影響也沒有大調整明顯。由此可以推測：在不同的調整經歷下，農戶的行為響應強度并不相同，經歷無調整和大調整的農戶分別由于“安于覆盂”和“過猶不及”的產權經歷，更有可能促進勞動力非農轉移，對比之下，經歷小調整的農戶的勞動力非農轉移程度較低。據此，筆者提出如下假設：

：與無調整和大調整相比，經歷農地小調整的農戶家庭勞動力非農轉移程度較低。

3)運用有限元法對卷筒結構在整個工作循環中的疲勞壽命進行分析，計算得出其疲勞壽命為1.1×108次循環。同時研究了不同存活率下卷筒結構的疲勞壽命，并給出了不同負載對疲勞壽命估算的影響。

2.不同響應強度下的農業生產績效差異

新遷移經濟學(NELM)理論強調，勞動力轉移對家庭生產的影響是極其復雜的：一方面，勞動力轉移會造成農業勞動力要素的短缺；另一方面，由勞動力轉移產生的匯款可以幫助家庭克服流動性約束限制，并提高風險應對能力

。檢驗NELM假說的計量分析結果也表明，由于遷移匯款的流向具有不確定性，勞動力非農轉移對農業生產的影響并沒有一個確切的結論

。但是在勞動力轉移過程中存在的一個基本事實是，農業的生計地位會伴隨勞動力轉移而發生動態變化。當少量的家庭勞動力流向非農產業時，意味著農民對于農業仍然具有較高的生存依賴性。此時勞動力轉移將對農業生產帶來兩種可能性：一是通過生產要素替代(如農業機械化)彌補家庭務農勞動力不足。二是將務工收入投入到投資回報率相對較高的經濟作物。但已有文獻指出，勞動力轉移更有可能引發種植結構的趨糧化

。因為糧食作物屬于土地密集型產品，在農業分工上更具優勢，所以理性的小農會遵循要素的配置邏輯，優先種植勞動生產率高的糧食作物

。因此，勞動力轉移是否會通過增加經濟作物種植來提高農業生產績效還有待商榷。由此可以推測：家庭內部小規模的勞動力非農轉移可能通過生產要素替代對農業生產帶來積極影響。

表2是農戶的農地調整經歷影響農業生產績效的回歸結果。先進行的識別不足檢驗和弱工具變量檢驗結果表明，本文選取的工具變量不存在識別不足和弱工具變量問題。再進行杜賓—吳—豪斯曼的檢驗結果表明，基準模型并不存在嚴重的內生性問題。因此，本部分主要以OLS的估計結果作為解釋的依據。

為了進一步檢驗結果的穩健性，本部分采用CLDS2016年數據樣本重新進行估計。CLDS2016年數據中有效農戶樣本為2 476個，其中，已確權農戶樣本為1 361個。回歸結果表明，無論是全部樣本農戶還是已確權樣本農戶，農地調整程度及其平方項均在5%的統計水平上顯著，再次說明農地調整程度與農業生產績效之間的倒U型關系具有較好的穩健性。

3.關于內生性問題。

三、研究設計

(一)數據來源

本文所用數據來源于中山大學社會科學調查中心開展的中國勞動力動態調查(CLDS)。該數據涵蓋中國29個省份(西藏、海南、港澳臺除外)。其中，2018年調研數據共涉及樣本16 537個勞動力個體、13 501個受訪家庭以及368個社區。在剔除非農村戶口居民和關鍵變量嚴重缺失的樣本后，將農戶家庭問卷、個體問卷以及村居問卷進行匹配合并，最終獲得2 259個農戶家庭樣本。鑒于2018年中國已經基本完成農村土地承包經營權的確權登記頒證工作，所以在CLDS問卷中這些樣本農戶均被視為農地確權農戶。

1.基于勞動力轉移的行為響應

(二)變量選取

1.被解釋變量：農業生產績效

筆者借鑒李寧等

的研究，以2017年單位土地農業產出值的自然對數作為農業生產績效的測度指標。

經過以上多元路徑的開發，拓展性課程結構已初步具備，配合教學進度實施，根據課堂實施情況，逐步根據生成適當調整，以保證課程資源更貼近學生的生活和學習實際，微課程設計流程如圖1.

2.解釋變量：農地調整經歷

主要包括2003年至今農地是否無調整、小調整和大調整三種情形。其中，根據李尚蒲和羅必良

對農地調整的劃分，將“村組內部分農戶土地小調整”“利用村里的機動土地進行調整”視為農地小調整；將“村組內土地打亂重分”視為農地大調整。

從 “夏偉訴亞馬遜公司擅自刪除訂單”案的判決看出，該案的主要爭議點在于:亞馬遜公司提供的“格式條款”是否對夏偉形成了法律約束力。因此，本文將主要圍繞兩個問題進行探討：第一，電商平臺提供的格式條款在形式和程序上需要受什么規則約束；第二，進一步思考，假設本案中的格式條款訂入了合同，那格式條款的內容本身是否會因為更改了《合同法》關于合同成立的規則而產生效力瑕疵？以下將具體展開分析。

3.中介變量：勞動力非農轉移

由表5可知，試驗段瀝青路面平整度指標檢測結果均能夠滿足規范要求的不大于3mm標準，試驗段瀝青路面施工完成時路面平整度良好。

用家庭非農勞動力數/家庭勞動力總數衡量。

4.控制變量

本文參照林文聲等

的研究，控制變量包括家庭特征(家庭成員平均年齡、家庭女性占比和家庭成員受教育水平)、生產特征(農業生產人數、家庭耕地面積、棄耕比重、作物類型和農業生產方式)以及外部特征(惠農服務、村莊地形和地理區域)。主要變量定義及描述性統計如表1所示。

(三)模型選擇與說明

1.基準回歸模型

為考察農戶的農地調整經歷與農業生產績效之間的關系，設定模型如下：

(1)

其中，Y

表示農業生產績效，D

和D

分別表示農戶的無調整和大調整經歷的虛擬變量，D

作為小調整經歷的虛擬變量不加入模型，Controls

表示控制變量組，ε

為隨機誤差項。

在中國農村，農地集體所有決定了地權均分的必然性。盡管政府一直致力于強化地權穩定性，但是農地調整在較長一段時期內依然普遍存在。原因在于：一方面，從土地革命戰爭時期的“耕者有其田”，到農業集體化時期的絕對平均地權，再到土地家庭聯產承包責任制下的農地“均包”，都充分體現出土地的“均權”特征，而土地承包經營權的調整，多數是在人地關系發生變化后對要素不平等的響應；另一方面，自中華人民共和國成立以來, 無論是對農地私有制的集體化改造運動，還是家庭聯產承包責任制在全國范圍的普遍推廣，均是國家意志選擇的結果。特殊的農地初始賦權方式意味著，農地調整在一定程度上也是按照國家意圖變更的結果

。然而，學術界就農地調整是否會引起微觀經營主體“消極怠農”是存在分歧的

。從心理學角度看，當行為主體處于非常平衡的狀態，更容易陷入舒適區，并難以產生改善現狀的內驅力，而農地調整是打破農地持有者原有“平衡狀態”的一種方式。由地權變動誘發的失地風險，更有可能使行為主體形成嚴格的自我約束，并在一定程度上刺激行為主體的生產性努力。因此，農地調整表面上是國家基于公平原則自上而下賦予村集體的產權再界定，但從心理學角度出發，還在一定程度上表達為規范農民生產行為的一種“約束機制”。顯然，不同的農地調整方式(無調整、小調整和大調整)隱含著不同的地權損失程度，由此所形成的約束強度和激勵效果也有所差異。

為考察農戶的農地調整經歷對農業生產績效的內在作用機理，本文采用逐步回歸法對影響機制進行檢驗，在模型(1)的基礎上設定模型如下：

(2)

(3)

其中，M

表示中介變量勞動力非農轉移。

綜上，農戶的農地調整經歷不僅對農業生產績效具有直接影響，還通過影響勞動力非農轉移水平間接影響農業生產績效，由此形成“農地調整經歷—勞動力非農轉移—農業生產績效”的分析線索。

由于農戶的農地調整經歷與農業生產績效之間可能存在內生性問題，因此，本文選擇“同一省份內其他村莊不同農地調整情形的均值”作為農地調整的工具變量。原因在于：一是農地調整是以村為單位開展的，同一省份的政策在不同村落之間的執行進程具有相對一致性的特點，滿足相關性條件。同時，農戶農業生產績效通常由所在村莊的農地調整情況所決定，并不會受到外部村落的影響，滿足外生性條件。二是本文在穩健性檢驗部分將采用傾向得分匹配法構造農地調整經歷對農業生產績效影響的反事實框架來糾正可能存在的自選擇問題。三是由于CLDS數據中缺乏耕地細碎化程度和地塊位置等影響農業生產績效的控制變量，本文還增加了外部特征變量來控制遺漏變量問題。

小規模納稅人的科目設置參照《規定》，在“應交稅費”科目下設置“應交增值稅”、“轉讓金融商品應交增值稅”、“代扣代交稅金”明細科目，核算原理同上。

四、實證結果與分析

(一)農地調整經歷對農業生產績效的影響

當家庭勞動力大多流向非農產業時，農業可能副業化。可以認為，土地所承擔的生存保障功能已經大大降低，不再像歷史上任何時期那樣是農民的命根子。按此邏輯，務工農戶家庭將選擇流轉經營權以獲得土地的財產性收益。但由于土地要素市場的扭曲和發育不足，以及土地本身所凝聚著的鄉土情懷與情感關聯，使得大部分農民繼續持有土地成為了占優選擇

。因此，農業生計地位的改變并不足以使農戶放棄經營權，但此時農戶的生產積極性可能會由于農業生計地位的下降而驟減，并表現為通過減少農業資本投入，只維持土地最基本的生產功能。由此可以推測：當家庭成員大多外出務工時，勞動力非農轉移可能對農業生產造成不利影響。據此，筆者提出如下假設：

列(1)顯示，與農地小調整經歷相比，農戶的農地無調整經歷和農地大調整經歷均負向影響農業生產績效，且分別在1%和10%水平上顯著。這意味著，經歷農地小調整的農戶是農業生產績效最高的經營主體。列(2)中的2SLS估計結果和列(1)中的OLS估計結果具有一致性。此外，本文采用2003年至今農地的調整程度(無調整=0，小調整=1，大調整=2)作為農地調整經歷的代理變量，并在模型中引入農地調整程度的平方項，進一步考察農地調整程度對農業生產績效的影響。列(3)顯示，農地調整程度及其平方項均在1%水平上顯著，這說明隨著農地調整程度的增加，農戶的農業生產績效將出現先上升后下降的倒U型變化。上述結果為假設1提供了實證支持。

這個城市的夏天，幾乎每周都有臺風，有時候狂風暴雨，有時候不痛不癢。溫衡的家住在誼愛路的最東邊，而陶小西的家住在最西邊，距離有些遠，所以溫衡決定待在陶小西家等臺風結束再回家。

(二)穩健性檢驗

1.替換研究方法：傾向得分匹配(PSM)法

鄭九娘祖籍江西，先祖官至兵部尚書，傳至曾祖父時舉家遷往南京，乃石頭城中的名門望族。民國二十七年，南京淪陷，鄭府老少三十余口被日軍屠殺，九娘因隨爺爺回江西探親才逃過一劫。因聞其兄鄭正男逃至蘄州，便攜爺爺來找。然而家兄沒有找到，爺爺卻染病身亡。她舉目無親，身陷絕境。

為了解決可能存在的自選擇問題，本部分采用PSM法對樣本進行穩健性檢驗。本文依次將“2003年至今農地未進行調整”“2003年至今農地進行大調整”的樣本設置為處理組，將“2003年至今農地進行小調整”的樣本設置為對照組，分別采用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方式進行檢驗，結果表明，在三種匹配方式下，與農地小調整經歷相比，農戶的農地無調整經歷和大調整經歷依然對農業生產績效具有抑制作用。這說明，本文的實證結果具有較好的穩健性。

2.替換研究樣本：CLDS2016年數據

：與家庭內部大規模的勞動力非農轉移相比，小規模的勞動力非農轉移更有利于農業生產績效的提高。

(三)機制分析

上述實證結果已經表明，在農地已經確權的情境下，不同的農地調整經歷引發了農戶的農業生產績效差異。理論分析表明，與農地小調整經歷相比，農戶的農地大調整和無調整經歷主要通過增加勞動力非農轉移水平而降低農業生產績效。中介效應模型檢驗結果如表3所示。

表3中列(2)顯示，與小調整經歷相比，農地無調整和大調整經歷均在5%的顯著性水平上正向影響農戶的勞動力非農轉移。進一步地，將農地調整經歷和勞動力非農轉移兩個變量同時納入回歸方程后，列(3)顯示，勞動力非農轉移在10%的顯著性水平上負向影響農戶的農業生產績效。由此得出，與農地小調整經歷相比，農戶的農地無調整和大調整經歷主要通過增加勞動力非農轉移降低農業生產績效。這進一步說明，農地小調整經歷的農戶之所以是最有效率的經營主體，主要是由于該群體的非農勞動力轉移水平相對較低。這個結果為假設2和假設3提供了實證支持。

(四)異質性分析

理論與實證部分表明，農地小調整經歷的農戶是最有效率的經營主體，且該群體主要通過減少勞動力非農轉移從而提高了農業生產績效。但值得關注的是，這種影響可能具有情境依賴性：第一，代際分布。新生代勞動力憑借人力資本積累的優勢，在城市中更容易獲得就業機會和穩定的工資性收入，因而新生代勞動力具有更高的非農偏好。第二，家庭稟賦。農業經營規模過小意味著農業很難滿足生計需求，因而更可能向非農轉移。第三，經濟區位。城郊地區憑借經濟優勢更有可能為勞動力提供較多的非農就業機會。因此，本部分將從農戶家庭的代際分布、家庭稟賦和經濟區位三個角度進行異質性分析。需要說明的是，鑒于本部分主要是考察經歷過小調整對確權農戶的農業生產績效的異質性影響，故均將農戶的小調整經歷賦值為1，其余調整情形賦值為0。

1.代際分布情境下農戶的農地小調整經歷對農業生產績效的影響

本文參照劉炎周等

的研究，將1975年以前出生的家庭戶主視為老一代家庭，1975年及以后出生的家庭戶主視為新生代家庭。將其劃分為新生代家庭和老一代家庭兩組，分別檢驗不同代際分布情境下農戶的農地小調整經歷對農業生產績效的影響，檢驗結果如表4所示。由表4可知，對于新生代家庭，農地小調整經歷對農業生產績效的影響并不顯著，但影響系數為負；對于老一代家庭，農地小調整經歷在1%的顯著水平上正向影響農業生產績效。究其原因，新生代家庭與老一代家庭相比：一方面，由于“少不更事”對農地調整帶來的地權不穩定缺乏深刻的感知，因而其行為影響相對有限；另一方面，新生代勞動力的受教育水平普遍偏高，就業空間的廣泛性和較少的務農經歷強化了非農就業的偏好，從而衍生對農地的“低價值”心理。

1.2.4 C 醫院在進行管理時，可以創立專門的檢查小組，在進行標本儲存時，應當對儲存空間進行合理利用，由于部分標本品種規格有所差異，而且包裝和名稱類似，使用人員可能會出現混淆。而在進行標本儲存時，應當根據標本的具體需求對標本進行保存。同時，對于易損標本和特殊標本，則應當由相關管理人員對其進行標識張貼，提醒用藥人員的注意。

2.家庭稟賦情境下農戶的農地小調整經歷對農業生產績效的影響

突出重點，做好深度貧困地區旅游扶貧工作。建立健全多元的利益聯結機制，讓農民更好分享旅游發展紅利，提高農民參與性和獲得感。探索資源變資產、資金變股金、農民變股東的途徑，引導村集體和村民利用資金、技術、土地、林地、房屋以及農村集體資產等入股鄉村旅游合作社、旅游企業等獲得收益，鼓勵企業實行保底分紅。支持在貧困地區實施一批以鄉村民宿改造提升為重點的旅游扶貧項目，引導貧困群眾對閑置農房升級改造，指導各地在明晰產權的基礎上，建立有效的帶貧減貧機制，增加貧困群眾收益。支持當地村民和回鄉人員創業，參與鄉村旅游經營和服務。鼓勵鄉村旅游企業優先吸納當地村民就業。

本文以樣本農戶的家庭耕地面積(均值為10.41畝)作為劃分依據，將經營規模劃分為經營規模小和經營規模大兩組，分別檢驗不同經營規模下農戶的農地小調整經歷對農業生產績效的影響(估計時剔除了原有控制變量中的“耕地規模”)檢驗結果如表4所示。由表4可知，在不同規模的樣本組中，農地小調整經歷均在1%的水平上顯著為正，但經營規模較大的樣本組邊際效應更大。可見，農地小調整經歷更有利于提高大規模農戶的農業生產績效。從生計角度來看，耕地經營規模較大的農戶一般采取“以農為生”的生計策略，因而這類群體對于農地的生存和情感依附通常較高，其非農轉移水平也相對較低。

3.經濟區位情境下農戶的農地小調整經歷對農業生產績效的影響

本文將“農戶所在村莊是否屬于城郊”作為區位特征的代理變量，并將其劃分為城郊區位和非城郊區位兩組，分別檢驗不同區位情境下農戶的農地小調整經歷對農業生產績效的影響，檢驗結果如表4所示。由表4可知，當農戶家庭所在村莊屬于城郊區位時，農地小調整經歷在5%的顯著性水平上抑制了農業生產績效的提高；當所在村莊屬于非城郊區位時，農地小調整經歷在1%的顯著性水平上正向影響農業生產績效。之所以如此，是因為城郊區位在經濟發展水平、資源和信息獲取以及非農務工機會等方面與非城郊區位的差距在不斷擴大，區位經濟優勢更有可能削弱約束機制的反向激勵效果，促使經歷農地小調整的農戶向比較收益更大的非農領域轉移。

本發明公開了一種鉬酸鋰的制備方法，以鉬酸銨為原料，通過加入晶種、控制原料投料方式及反應體系pH的方式制備高純度鉬酸，再將鉬酸與電池級氫氧化鋰反應合成鉬酸鋰。工藝過程包括配料、酸沉反應、鉬酸凈化、堿溶反應、除銨、蒸發濃縮、冷卻結晶、干燥等步驟。本發明的一種鉬酸鋰的制備方法制備的產品純度高、工藝簡單、生產成本低。

五、結論與啟示

已有研究大多聚焦于從地權不穩定到農地確權政策轉變引發的行為效果，較少關注在農地確權工作完成之后，農戶的農業生產績效是否存在差異以及這些差異生成的根源。筆者認為，農戶所經歷的農地調整及其地權不穩定經歷或許是重要誘因。為此，本文以農地確權登記頒證工作的收官之年作為研究起點，構建“農地調整經歷—勞動力非農轉移—農業生產績效”的分析框架，并利用中國勞動力動態調查(CLDS)2018年數據，采用線性回歸模型、傾向得分匹配模型和中介效應模型，實證檢驗了農地確權背景下農戶不同情形的農地調整經歷對農業生產績效的影響。得出以下主要結論：首先，在農地確權以后，農戶所經歷的農地調整程度與農業生產績效呈倒U型關系，即與農地無調整經歷和大調整經歷相比，經歷農地小調整的農戶是農業生產績效最高的經營主體。其次，對比農地無調整和大調整，經歷農地小調整的農戶主要通過減少勞動力非農轉移提高農業生產績效。但這種影響具有情境依賴性，如果農戶的家庭稟賦過小，會顯著弱化農地小調整經歷對農業生產績效的影響；對于新生代和城郊區位的確權農戶，農地小調整經歷對農業生產績效將不再具有顯著的促進作用。

基于上述分析本文得到如下啟示：首先，個體的經歷和記憶會影響制度實施的效果。以往文獻認為，農業生產績效大多與農地確權制度安排有關，本文則從農地調整的角度討論農戶的農地調整經歷如何引發農業生產績效的差異，從而為農地確權后農業生產績效出現差異提供一個可能的邏輯性解釋。農地調整所隱含的“約束機制”會影響農戶對于農地確權的“先驗態度”，并引發農戶不同強度的行為響應，從而使農業生產績效出現差異。換言之，制度是重要的，行為主體的過往經歷及記憶同樣重要。其次，農村土地在賦權強能的同時，不能忽略“約束機制”的有效匹配。從土地第二輪延包時強調的“土地承包關系三十年不變”到土地確權，以及“三權”分置改革，都在試圖形成更穩定的地權關系，在這種情況下，缺乏約束機制的匹配措施將很難激發起農戶對農地的“高價值”定位心理，從而導致農業生產績效的損失。正如本文研究表明，對比農地無調整和大調整，經歷農地小調整的農戶才是農業生產績效最高的經營主體。但本文并非主張農地調整的合理性，而是強調在農地賦權強能的過程中輔之以產權“約束機制”的必要性。

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