土地確權對農業生產性投資的影響
——基于土地經營規模的調節效應

劉 艷 馬康偉

［內容提要］ 本文基于中國家庭大數據庫(CFD)2015和2017年的調查數據,運用面板固定效應模型實證檢驗土地確權對農業生產性投資的具體影響,并引入土地經營規模作為調節變量,分析土地經營規模對土地確權與農業生產性投資關系的調節效應。結果表明:土地確權顯著促進農戶的生產性固定投資,而土地經營規模能夠強化這一效應。相較于未進行土地轉入的農戶,土地確權的固定投資激勵效應在進行了土地轉入的農戶中表現得更為明顯。土地確權政策的實施年限對固定投資的促進作用開始顯現,農戶持有土地經營權證書的時間越長,其固定投資的水平也會越高,但土地確權政策及其實施年限對生產性流動投資均無顯著影響。

一、引言

2018年中國農村經營管理統計年報數據顯示,我國85.2%的農戶擁有的耕地面積在10畝以下,精耕細作的小規模生產方式在長時間內仍占據主導地位。家庭承包經營所形成的農地細碎化經營對傳統農業的現代化轉型形成了阻礙(Blarel et al, 1992)。在堅持農村土地集體所有制和堅守家庭聯產承包經營體制兩個大前提下,分戶配置承包地產權所帶來農地細碎化經營難以形成有效的投資激勵(Bently, 1987; Mwebaza &Gaynor, 2002),致使小農經營的生產性投資不足成為近二三十年間持續阻礙農業進一步發展的存在,以農業農村現代化為目標的鄉村振興戰略實施首先要突破的障礙亦在于此。擺脫小農經營生產性投資追加不足的困境必須追本溯源,從產權配置環節入手,在保持承包權穩定的基礎上,以經營權重組配置促進現代農業生產要素的追加,以達到要素投入水平與農業經營規模化程度適配乃至提高農業生產經營現代化水平的目的。由于小農經營適用的傳統生產方式天然難以自洽于現代農業發展的需求,農地經營適度規模化在其間的調節作用就需要顯現出來,這也是在農地產權穩定基礎上實現生產性投資增加的最重要影響變量。如果通過農地經營權流轉可以克服小農經營存在的天然缺陷,那么還需要解決因承包權與經營權分置后所產生的產權撕裂性隱患——分權與確權的錯位脫節問題。產權理論認為,產權邊界清晰是實現有效產權安排與經營的首要前提。現階段,我國的農村土地確權工作已全面完成,并且在《農村土地承包法》修訂中也對“三權分置”衍生的土地經營權予以了高位的法律認可,以物權和債權的雙重法律保護消除了業界過去關于農地“三權分置”后可能產生權利撕裂的隱憂,至此,農村承包地產權清晰性問題基本得以解決,但如何使產權的穩定清晰在消弭家庭承包經營紅利漸趨弱化的同時釋放出更明顯的投資激勵效應,進而促進小農戶與現代農業有效銜接并催生農業高質量發展的內生動力,關乎農業生產經營方式現代化轉型,是農村土地確權的價值旨歸,也是后確權時代需要著力解決的現實難題。為此,必須深層解構農地產權穩定對農業經營投資的影響才能為支持現代農業發展的政策制定提供更有指向性的依據。

關于農地產權穩定對農業經營投資的影響,理論界的看法迥異。一種觀點認為產權穩定對投資收益產生直接影響。因為不穩定的地權意味著投資的收益在未來有被他人占有的風險,即投資存在外部性,使得農戶的投資激勵不足,抑制了農戶對土地的投資(Besley, 1995)。而穩定的地權可以促進農戶的財富向資本的轉化,并成為減輕貧困的重要工具(Galiani &Schargrodsky, 2010),因而有利于促進農戶對土地的投資(姚洋,1998;Jacoby, 2002; 洪煒杰和羅必良,2018)。黃季焜和冀縣卿基于中國科學院農業政策研究中心(CCAP)的調查數據發現,土地確權能夠提高農戶對土地的有機肥投資(黃季焜和冀縣卿,2012),許慶和章元基于我國四省的面板數據也得出類似研究結論(許慶和章元,2005)。對于與特定地塊不相連的資本投資,土地確權也顯示出了顯著的促進作用(孫琳琳等,2020)。除了通過資本化對投資施加影響,土地確權因顯著正向影響農戶的投資意愿,進而影響農業投資行為(胡新艷等,2017)。另一種觀點認為,農地產權穩定對農業經營投資產生的影響存在中間杠桿。胡雯等基于對全國9省的調查數據分析,提出農地產權不直接影響農戶的投資決策,而是通過土地流轉的配置行為間接發揮作用(胡雯等,2020)。應瑞瑤等基于農業部農村固定觀察點搭載問卷數據的研究發現,土地確權對于農業長期投資的作用會受到土地產權狀態的影響,尤其在進行了土地流轉的條件下,農戶對于自有土地的長期投資水平顯著高于轉入土地(應瑞瑤等,2018)。同時,土地確權能夠通過德·索托效應提高農戶的信貸可得性(Boucher et al,2005),葉劍平等基于中國17個省份的農村土地調查數據證實了這一點,發現穩定地權有利于農民將土地權利作為抵押以獲取信貸,并通過信貸對土地的投資起支持作用(葉劍平等,2006)。另外,土地確權對經歷過較大農地調整的農戶的投資會產生負向影響(胡新艷和洪煒杰,2019)。第三種觀點認為,提升土地產權的穩定性并不能顯著地激勵農戶的投資。鐘甫寧和紀月清發現地權穩定性的變化不能顯著影響到農戶農業投資,而非農就業可能才是主要的影響因素(鐘甫寧和紀月清,2009)。與此同時,土地缺乏抵押價值(Gerezihar &Tilahun, 2014)、信貸市場不完善(Besley et al, 2012; Deininger &Feder, 2009)也會使得改善地權的效力無法充分發揮,使農戶的投資需求無法實現。

關于地權穩定對農戶投資的影響及其影響機制,已有研究并未達成共識,而且對地權穩定施加于農戶投資的影響中,土地經營規模在其間的作用鮮有論及。相較于未轉入土地的農戶,對于采取了轉入土地這一決策的農戶而言,土地確權又是否會產生更高的投資激勵?這些問題都有待深入研究。如前所述,如果掣肘現代農業發展的不是家庭聯產承包責任制而是單體的家庭承包經營問題,就更需要對土地經營規模的影響進行分析了。同時,已有關于土地確權影響農業投資的研究中,缺少按不同年限進行劃分的投資的研究,且多數研究使用截面數據或小范圍的面板數據,這會導致結果缺乏全國代表性,本文將農業生產性投資劃分為生產性固定投資和生產性流動投資,并基于浙江大學中國家庭大數據庫(CFD)2015和2017年的全國調查數據,在分析土地確權對農戶生產性投資的影響機理的基礎上,運用面板固定效應模型實證分析了土地確權對農戶生產性投資的影響以及農戶土地經營規模在其中可能發揮的作用,以期獲得后土地確權時代的農業投資政策啟示。

二、理論分析與研究假設

(一)土地確權對農戶生產性投資的影響

制約農戶進行生產性固定投資的一個主要原因在于農戶缺乏對于土地的產權安全感知。由于土地調整等的歷史經驗,農戶為了規避投資報酬被他人占有的可能性往往進行短期性投資。土地確權登記頒證給予農戶穩定的產權預期,提高其對于土地的產權安全感知,從而增加了其長期投資的信心,并激勵其進行生產性固定投資。其次,土地確權明晰特定地塊的承包經營權,以降低交易雙方的信息不對稱,從而減少土地流轉的交易費用,同時減少農戶的失地顧慮,有利于促使農戶向非農產業進行充分轉移,使農戶對土地的稟賦效應也不斷減弱(王麗媛和韓媛媛,2020),從而降低了交易價格,因而有利于土地從低效使用者流向高效使用者并追加固定投資。土地確權可能對生產性流動投資不產生顯著影響,原因有以下兩點:第一,流動投資具有時效快的特征。土地確權能夠激勵農戶進行長期投資的主要原因在于其賦予了農戶穩定的產權預期,農戶相信投資收益在未來一定年限內能夠被收回。而流動投資具有時效快的短期化特征(吉登艷等,2014),農戶能夠在較短時間內收回投資收益,因而地權穩定性對其造成的影響較小。第二,流動投資具有成本低的特征。流動投資的低成本意味著其投資門檻較低,地權不穩定雖會帶來一定的失地風險,但進行流動投資一般具有穩定的生產率和回報率,其期望收益為正,因此即使地權不穩定,農戶依然會進行流動投資,因而地權穩定性對生產性流動投資無顯著影響。基于上述分析,可得:

假說1:土地確權顯著提高生產性固定投資水平,而對生產性流動投資無顯著影響。

(二)土地確權與生產性投資:土地經營規模的調節效應

土地的經營規模與農戶的生產性固定投資密切相關。傳統的農業生產規模一般較小,缺少先進的技術以及生產要素的投資激勵。對于生產經營規模較大的農戶而言,投入這些新技術和生產要素會產生規模經濟效益,土地確權引致投資風險降低帶來的投資凈收益越大,因而土地確權通過提高其土地產權安全感知產生的投資激勵效應越強。其次,生產經營規模較大也促使農戶增加相對豐富的生產要素的投入,而減少相對稀缺的要素投入(張笑寒和岳啟凡,2019)。當土地經營規模較小時,農戶自身的勞動力能夠滿足生產經營的需求,但是隨著土地規模的擴大,土地的生產經營對于勞動力的需求也越來越大,勞動力這一生產要素變得稀缺。根據邊際報酬遞減規律,為了使生產要素的投入比例接近最佳,農戶會選擇更多地增加農業機械等生產要素的投入并節約相對稀缺的勞動力,而地權穩定性的提高能夠減少農戶增加農業機械等生產要素的顧慮和風險,因此伴隨著土地經營規模的擴大,土地確權對固定投資具有更強的促進作用。最后,土地細碎化帶來的田間管理不便增加了生產經營的成本,且易造成資源浪費,例如增加邊界地埂和占用溝渠,除此以外,較小的土地規模還限制了需要一定作業面積的農機的使用,降低了農田水利基礎設施建設的投入,而較大的經營規模有利于轉變土地經營格局(劉彤和楊郁,2018),促進農業機械、基礎設施等要素的投入,因此隨著土地確權引致的投資風險降低,較大的土地經營規模能夠強化土地確權的固定投資激勵效應。而生產性流動投資所包含的種子、化肥、小型農機具等無法實現規模經濟效益或改善生產要素投入比例,也不利于轉變土地經營格局,同時由于其時效快、成本低的特點使得地權穩定性對其不能產生顯著影響,因此土地經營規模對于土地確權對生產性流動性投資影響不存在調節效應。基于上述分析,可得:

假說2:土地經營規模在土地確權對生產性固定投資的促進作用中具有正向調節效應,但土地經營規模對于土地確權對生產性流動投資的影響不存在調節效應。

(三)土地確權與生產性投資:轉入戶與非轉入戶的差異

土地確權能否激勵農戶進行生產性固定投資的一個關鍵問題在于,土地確權能否穩固農戶的土地產權長期自持預期。家庭聯產承包責任制全面推開以后的兩輪承包期內,盡管存在“增人不增地、減人不減地”的原則要求,甚至有農村土地承包經營權物權定性的法律規定加持,依然沒有改變實踐中為緩和緊張人地矛盾的農村土地個別調整。而且,本輪的農村土地確權賦予對承包戶的權利期限也基本截止于二輪承包期結束,在土地承包經營權屬存在松動的個案示例下,隨著二輪承包期的臨近,即使有再延長土地承包期30年的政策允諾,也不能完全阻止農戶對土地產權穩定預期的逐步減弱。土地調整的記憶積淀勢必會對農戶的土地權利保障的信心產生不利影響(錢龍等,2021),土地確權可能并不會使農戶的產權自持預期變得更加穩定,確權也將不存在促使農戶進行固定投資的激勵。相較于未轉入土地的農戶而言,進行了土地轉入的農戶可能由于經歷的土地調整次數更少,從而具有更高的土地產權自持預期。因此,對于進行了土地轉入的農戶,土地確權通過穩定產權預期直接激勵固定投資的效應可能會更強。土地確權能否激勵農戶進行生產性固定投資的另一個關鍵問題在于,進行固定投資能否在未來的一定年限里給農戶帶來正的投資收益。理性的農戶總會通過資源的合理配置實現自身利益最大化。在城鎮化和工業化加快推進的背景下,非農就業是配置勞動力的另一方式,部分農業生產經營能力不強的農戶通過利益權衡可能會進行非農就業,而進行土地轉入的農戶依然從事農業生產的一個重要原因是,其可能擁有更強的農業生產經營能力,即相較于非轉入戶,轉入戶進行資本投資更有機會帶來正的投資收益。因此,相較于非轉入戶而言,土地確權對于轉入戶可能會產生更強的生產性固定投資的激勵。但是,生產性流動投資并不會因為農戶有無轉入土地而存在顯著差異:一方面,地權穩定性并不對生產性流動投資的收益造成威脅,即轉入戶與非轉入戶的產權預期差異對生產性流動投資影響較小;另一方面,生產性流動投資的應用門檻較低,即使農戶不具備較強的生產經營能力,也能夠從生產性流動投資中獲得相當的收益,即轉入戶與非轉入戶的生產經營能力差異對生產性流動投資的影響也較小。

假說3:土地確權對于轉入戶的生產性固定投資起到顯著的促進作用,但對非轉入戶的作用相對較弱。土地確權對于轉入戶和非轉入戶的生產性流動投資的作用不存在顯著差異。

三、研究方法

(一)數據來源

考慮到數據的可得性和研究問題,實證部分采用了浙江大學中國家庭大數據庫(CFD)2015和2017年的調查數據。2015年樣本覆蓋全國29個省(自治區、直轄市)596個村莊,為了進一步增加農村樣本,2017年在全國29個省份的基礎上將農村樣本擴展到775個村莊。調查數據包含了家庭的農業生產經營項目、收入和土地情況等信息,為本文研究土地確權對生產性投資的影響提供了數據支撐。在樣本數據處理中,首先篩選出農村戶籍的樣本;然后根據研究對象和CFD題目設置選取已有變量構造代表土地確權、土地經營規模、土地轉入和生產性投資的主要變量以及相關控制變量;刪除了部分的無效信息樣本及含有極端值的樣本。經過上述處理,最終得到由4594戶農戶共9188份樣本組成的兩期平衡面板數據,樣本覆蓋全國29個省(自治區、直轄市),具有較好的全國代表性。

(二)變量說明

1.農業生產性投資

現有研究并沒有對農業生產性投資進行明確地劃分,不同研究對于生產性投資的表征方式也不同。參考已有研究,并結合CFD的調查數據,采用固定投資和流動投資兩個指標刻畫生產性投資(吳笑語和蔣遠勝,2020;楊芳等,2019),由此檢驗土地確權對于農戶長期化與短期化投資的激勵效應。流動投資用農戶采購的種子、化肥、小型農機具等花費的貨幣價值來表示,固定投資用農戶家庭擁有的農業機械總價值來表示,兩類投資均進行對數化處理。

2.土地確權

CFD家庭問卷中對農戶是否取得土地經營權證書進行了調查。2015年的調查結果顯示,取得土地經營權證書的樣本農戶占比為47.71%,2017年的調查結果顯示,取得土地經營權證書的樣本農戶占比為68.00%。根據調查問卷“您家是否取得土地經營權證書”,設置土地確權為二值變量,對于農戶肯定的回答賦值為1,否則為0。

3.土地經營規模與轉入戶

以農戶實際的耕種面積來刻畫土地經營規模,即用農戶自身的承包地面積加上轉入的土地面積再減去轉出的土地面積。轉入戶也為二值變量,由農戶家庭當年是否轉入土地來表示,若轉入了土地,則賦值為1,若未轉入土地賦值為0,并剔除了既轉入又轉出土地的農戶數據。

4.控制變量

戶主特征變量包含戶主性別、年齡和受教育程度;家庭特征變量包含是否從事工商業、是否有村干部、勞動人口數量、是否有農業補貼、是否獲得農業技術指導;村級層面選取了村莊財政收入變量加以控制。以上各變量定義與描述性統計見表1。

(三)模型構建

為考察土地確權對農戶生產性投資的影響,首先構建基本回歸方程,表達式如下:

Yit=a0+a1RIGit+ a2Xit+λt+μi+εit

(1)

式中,t和i分別代表年份和農戶個體,被解釋變量Yit表示農戶t年的生產性投資,采用固定投資和流動投資兩個指標。RIGit為農戶是否取得土地經營權證書,如果農戶已經取得,則RIGit=1,否則RIGit=0;Xit為其他控制變量向量;λt和μi分別為時間固定效應和個體固定效應;εit為隨機擾動項。

進一步地,為考察土地經營規模在土地確權影響農戶生產性投資中的調節作用,以及土地確權對生產性投資的影響在轉入戶與非轉入戶之間可能存在的差異,在(1)式的基礎上,分別引入土地確權與農戶土地經營規模的交乘項和土地確權與轉入戶的交乘項,表達式分別為:

Yit=a0+a1RIGit+a2RIGit×LANDit+a3Xit+λt+μi+εit

(2)

Yit=a0+a1RIGit+a2RIGit×TRANit+a3Xit+λt+μi+εit

(3)

式中,RIGit×LANDit表示土地確權和土地經營規模的交乘項,RIGit×TRANit表示土地確權和轉入戶的交乘項,其余變量與(1)式一致。

以上的均值回歸模型雖然能夠識別出土地經營規模對土地確權的調節效應,但無法更進一步識別出不同的生產性投資水平中土地經營規模的調節效應,面板分位數回歸不僅能在一定程度上消除異方差的影響,而且能夠揭示被解釋變量條件分布的全貌(Koenker,2004)。因此,本文利用面板分位數回歸模型探討在土地經營規模約束條件下土地確權對農戶生產性投資的影響,該模型無常數項,具體表達式如下:

Qτ(Yit)= a1τRIGit+a2τRIGit×LANDit+a3τXit+λt+μi+εit

(4)

式中,Qτ(Yit)表示農戶生產性投資的τ分位數,a1τ為核心解釋變量的τ分位數回歸系數,a2τ為交乘項的τ分位數回歸系數,a3τ為控制變量的τ分位數回歸系數,其余變量解釋同上。本文重點關注交乘項的τ分位數回歸系數a2τ,進一步識別不同生產性投資水平中土地經營規模的調節效應。

四、結果與分析

(一)土地確權對農業生產性投資的影響分析

表2和表3分別為土地確權對農戶生產性固定投資和生產性流動投資的回歸結果。表2模型1中,土地確權政策變量的回歸系數為0.258,另外考慮到土地確權政策的推進在時間趨勢上可能與其他因素相關,為了排除這些特征變量的時間趨勢導致的差異,本文在模型2加入了特征變量與時間趨勢項的交互項,土地確權政策變量的系數降為0.257,模型3進一步控制了省份虛擬變量與時間趨勢的交互項,土地確權政策變量的系數進一步降低至0.245,但依然都在1%顯著水平下通過顯著性檢驗,表明土地確權是影響農戶生產性固定投資的重要因素,原因在于土地確權通過賦予農戶穩定的產權預期,增加其長期投資的信心,進而正向影響農戶的生產性固定投資行為,土地確權還通過“四至”的確權方式降低交易雙方的信息不對稱從而減少土地流轉的交易費用,同時有助于減少農戶的失地顧慮,促使農戶向非農產業的充分轉移從而降低交易價格,因而土地確權有利于土地從低效使用的農戶流向高效使用的農戶并追加固定投資。表3中土地確權政策變量均未通過顯著性檢驗,表明土地確權對農戶生產性流動投資沒有顯著影響,可能的原因是流動投資一方面具有時效快的短期化特征,農戶收回投資收益所需時間較短,使得地權的穩定性無法對其造成過大影響,另一方面又具有成本低的特征,具有穩定的生產率和回報率,農戶進行流動投資的門檻較低,因而土地確權對其影響較小。

表3 土地確權對生產性流動投資的影響

(二)穩健性檢驗

地方政府在選擇確權試點村莊時可能并不是隨機挑選而是基于某些特征針對性地挑選,因此考慮到樣本自選擇問題可能存在的干擾,本文使用傾向得分匹配法(PSM)進行處理檢驗,另外由于土地確權政策推廣的漸進性,本文對樣本逐年進行傾向得分匹配。將每年的樣本農戶按是否確權領證分為兩組,并為每個已確權領證的農戶匹配一個未確權領證的農戶,并使這兩個農戶的其他特征相似。在匹配方法上,本文采用了核匹配。根據傾向得分,兩年中匹配成功的樣本數量共為9159,使用該匹配成功樣本進行的回歸結果如表4的模型1和模型2所示。回歸結果中土地確權政策變量系數在模型1中為0.238,且在1%顯著水平下顯著,而在模型2中不顯著,說明土地確權對生產性固定投資存在顯著的激勵作用,而對生產性流動投資影響較小,與原回歸結果基本一致,結果較為穩健。另外,考慮到被解釋變量固定投資和流動投資為歸并數據,有大量為0的觀測值,表現出向左歸并的特點,因此模型3和模型4為采用面板Tobit模型估計的結果,土地確權政策變量系數在模型3中為1.024,且在1%顯著水平下顯著,并在模型4中不顯著,與原回歸結果依舊無顯著差別。

表4 穩健性檢驗

(三)土地確權、土地經營規模與農業生產性投資

表5的模型1和模型2為在原有土地確權政策變量和控制變量的基礎上引入了土地確權與土地經營規模交乘項后的回歸結果,結果顯示:首先,在模型1中土地確權與土地經營規模交乘項的系數為0.238,在10%顯著水平下顯著,表明土地經營規模在土地確權對生產性固定投資的促進作用中具有正向調節效應。較大的土地經營規模有利于增加固定投資的規模經濟效益,也有利于通過增加固定投資從而優化生產要素的投入比例,同時經營規模擴大帶來的土地經營格局轉變也有利于促進農機等要素的投入,因此,隨著土地經營規模的擴大,土地確權引致投資風險降低帶來的投資凈收益越大,土地確權通過提高農戶土地產權安全感知產生的投資激勵效應越強。其次,模型2考察了土地經營規模對于土地確權對生產性流動投資影響可能存在的調節效應,土地確權與土地經營規模交乘項的系數為0.048,但并不顯著,表明并不存在調節效應,原因可能在于生產性流動投資無益于規模經濟效益的實現,也無法改善生產要素投入比例或轉變經營格局,并且由于其時效快、成本低的特征使得土地確權對其影響較小,這也證明了土地確權對于生產性流動投資無顯著影響。

表5 土地確權、土地經營規模與農戶生產性投資的回歸結果

模型3和模型4為在原有土地確權政策變量和控制變量的基礎上引入了土地確權與轉入戶的交乘項后的回歸結果,結果顯示:模型3中土地確權與轉入戶的交乘項系數為0.382,在5%顯著水平下顯著,說明土地確權對于轉入戶的生產性固定投資起到更為顯著的促進作用。轉入戶可能經歷的土地調整次數較少,并擁有較強的農業生產經營能力,土地確權能夠賦予其更加穩定的產權預期以及長期投資收益預期,從而對其產生更強的長期投資激勵。該交乘項系數在模型4中為0.146,但并不顯著,說明土地確權對于轉入戶和非轉入戶的生產性流動投資的作用不存在顯著差異,可能原因在于土地確權對生產性流動投資的影響較小,因而轉入戶與非轉入戶的產權預期差異對流動投資的影響較小,并且由于流動投資的投入低門檻和應用低門檻,轉入戶與非轉入戶的生產經營能力差異對流動投資的影響也較小。

(四)基于不同生產性投資水平的土地經營規模調節效應

本文進一步利用面板分位數回歸模型探討在不同生產性投資水平中土地經營規模的調節效應,土地確權與土地經營規模交乘項的系數及其對應的顯著性水平如表6所示。可以看出固定投資模型中,在99分位點上,該交乘項的系數為1.089,在1%顯著水平下顯著;在90分位點上,該交乘項系數為0.271,在1%水平下顯著,但該交乘項系數在其他所有分位點上都不顯著,這表明在農戶固定投資水平較低的階段,土地經營規模的調節效應較弱,而在農戶固定投資水平較高的階段,隨著土地經營規模的擴大,土地確權可以對農戶的固定投資產生更為顯著的激勵作用。其原因可能在于:當農戶的固定投資水平較低時,農戶可能擁有較小的土地經營規模,失地與否對農戶的影響也較小,使得農戶對其土地產權重視程度不足,而當農戶的固定投資水平較高時,農戶可能擁有較大的土地經營規模,其對土地產權更加重視,失地將會給這部分農戶帶來更為嚴重的損失,因此,土地經營規模擴大后,土地確權將通過賦予這部分農戶更加穩定的產權預期激勵其進行固定投資。另外,對于小規模經營的農戶而言,可能由于農機等固定投資的門檻較高,相對于直接進行固定投資,其可能采用勞動力代替農業機械等生產要素,或尋求農機方面的社會化服務來解決固定投資不足的問題。較高的投資水平所反映的較大的土地經營規模,促進了需要一定作業面積的農機的使用,且規模經營帶來的投資收益可觀,因此,在擴大經營規模后,由于進行固定投資可能會給擁有較高投資水平農戶繼續帶來正的投資收益,土地確權存在使這部分農戶進行固定投資的激勵。在流動投資模型的所有分位點上,土地經營規模對于土地確權對流動投資的影響均無調節效應,這也再次證明了土地確權對于生產性流動投資無顯著影響。

表6 面板分位數回歸結果

(五)時間效應檢驗

農戶的農業生產性投資水平會隨著持有土地經營權證書的時間增長而提高嗎?本文進一步分析土地確權的年限對于農戶生產性投資的影響,以土地確權的年限為核心解釋變量,加入特征變量后分別對生產性固定投資和生產性流動投資進行回歸,同時控制時間固定效應和個體固定效應,結果如表7所示:

表7 土地確權年限的回歸結果

可以看出在模型1中,土地確權年限變量的系數為0.248,在1%顯著水平下顯著,表明土地確權政策的實施年限對于生產性固定投資產生顯著的促進作用。這可能是因為,一方面,土地調整減弱了農戶對于土地確權政策的信任度(胡新艷和洪煒杰,2019),農戶對于新一輪土地確權政策的信任隨時間的積累而逐步提高,土地確權通過穩定產權預期直接激勵固定投資的效應也會隨時間積累而逐漸增強。另一方面,土地確權對于生產要素的優化配置需要時間。由于固定投資具有較高的購入門檻和應用門檻,農戶對于固定投資的資金籌集以及應用到具體的農業生產經營中可能需要一定的時間。在模型2中,土地確權年限變量的系數為-0.009,且不顯著,表明土地確權政策的實施年限對于流動投資無顯著影響。這主要是因為地權穩定性對于流動投資無顯著影響,因此,隨著時間的積累,農戶不斷提高的產權預期對流動投資的激勵效應不會變強,這同樣證明了土地確權政策對于流動投資不存在顯著的影響。

五、結論與政策建議

(一)結論

1.土地確權能對農戶生產性固定投資施以正向影響,關鍵取決于產權預期穩定機制和經營規模調節機制的并行。以上分析還顯示,固定投資水平越高,若能同步擴大土地經營規模,土地確權就越能顯著促進農戶的固定投資。因此,必須充分利用土地經營規模的調節力,只有土地確權與適度規模經營并行聯動,方能使改變傳統小農經營方式成為經營者的迫切需要,持續提高生產性固定投資水平才會成為經營必需。

2.土地確權對固定投資的促進作用在進行了土地轉入的農戶中表現得相對更強,進一步印證了經營規模在土地確權與固定投資之間起到了正向調節作用。因此,適度規模經營的新型農業經營主體培育將在土地確權與固定投資之間起到聯結作用,在流轉經營權穩定的基礎上,扶持家庭農場、農民專業合作社等主體組織化運營的同時,更應加大對這些組織體的固定投資支持和整合力度,以調動新型農業經營主體增加固定投資的積極性。

3.土地確權政策的實施年限對固定投資存在顯著促進作用,而土地確權政策及其實施年限對于流動投資均無顯著影響。因此,需提前謀劃好二三輪土地承包政策的銜接,確保確權成果經得起檢驗以及此前簽訂流轉合同期限截止于二輪承包期的經營者能夠實現延續經營的“直通車”,以激勵固定投資的持續增加。

(二)政策建議

土地經營規模對于農村土地確權的投資激勵效應具有不可忽視的影響,同時,還應考慮到農村承包地“三權分置”的改革效應,放活經營權必然伴隨土地經營主體的流動性加大,經營規模和經營期限可能都會隨之發生變化。因此,有關政策的制定和完善必須全方位綜合考慮這些動態因素,合理架構明晰產權關系、促進適度規模經營和優化生產性投資結構的關系。

首先,要推進農村土地產權交易基礎資料檔案化規范管理,保障確權與分權動態有序。鼓勵有條件的地區建設農村土地產權大數據平臺,并配套建立健全土地產權交易電子檔案庫,實現地籍資料和流轉合同電子化管理,并利用互聯網技術實現產權權屬、主體資質、準入條件、經營信用、跟蹤監督等多方面、全過程的信息共享,為土地經營權流轉雙方提供交易前的產權校驗和交易后的信息查詢,盡可能避免流轉中出現產權糾紛,確保土地產權交易市場規范、有序運轉,從而穩定農戶的產權預期,激勵具有一定農業生產經營能力的農戶適度擴大土地經營規模,促進農業的現代化發展。

其次,要進一步優化農機購置補貼政策,激勵規模經營者持續追加固定投資。穩定產權關系有利于發揮土地經營規模的正向調節作用,對規模經營戶可能產生更強的固定投資激勵效應,進入后土地確權時代,根據經營規模實行以差異化補貼為重點的農機購置補貼政策,是進一步激勵經營者投資的關鍵。基于農業規模經營與分散經營并存的現實,對規模經營者宜加大現代高端農機購置補貼力度,而對提供社會化農業生產服務的農事服務中心則更適宜實施專項農機購置補貼,以幫助小規模經營戶和家庭承包經營戶解決農機投資不足的問題,同時也需要加大對固定投資水平較低地區農戶的農機購置補貼力度。另外,必須鼓勵生產性投資追加與農業現代化的需求相銜接,促進農機購置補貼政策由普惠性向特惠性逐步轉型,補貼逐步向智慧農機、多功能農機和大型農機傾斜,促進農業生產固定投資追加漸趨高能高效。

最后,要加強農村土地中長期流轉的配套政策完善,穩定土地流轉雙方的收益預期。中長期流轉更有利于穩定農戶的產權預期,并激勵土地經營者進行長期投資。故而加強中長期土地流轉政策配套尤為重要,一方面,要從農民非農就業能力提升和社會保障托底為抓手,促進勞動力向非農產業的穩定轉移。農村勞動力的非農就業轉移有利于促進土地經營權流轉,而促進土地經營權中長期流轉的核心在于非農就業轉移的穩固性,其穩固性取決于自身的核心技能,必須完善針對轉移農民的專項職業培訓和終身教育體系,同步提高農民養老社會保障水平,幫助轉移農民降低土地依賴,增強其非農就業能力,減少農民返流比例。另一方面,要以健全社會信用體系為中心促進農村土地流轉經營安全、穩定和高效。健全農村社會信用體系是土地動態流轉中穩固承包人與經營者互利關系的關鍵,要盡快把農業經營信用納入統一的社會信用體系管理之中,使對土地流轉經營人的準入審查有依據,防范和降低土地流轉風險,確保流轉安全;使土地流轉經營失信行為受到約束,敦促土地流轉當事人“有約必守”,確保流轉高效。