農地產權穩定性、非農就業與農戶耕地撂荒行為

○安海燕 何金彪 李琴

（貴州大學經濟學院，貴州 貴陽 550025）

一、引言

糧食事關國運民生，糧食安全是國家安全的重要基礎。但我國人地矛盾突出，人多地少是長期以來制約我國農業發展的重要瓶頸[1]，且我國土地資源配置效率較低，最明顯的特征就是緊張的耕地資源出現撂荒，糧食安全問題引人擔憂。2021 年農業農村部印發的《關于統籌利用撂荒地促進農業生產發展的指導意見》中也指出：“受農業比較效益偏低、耕種條件差、農民外出務工等因素影響，一些地方出現了不同程度的耕地撂荒現象，導致土地資源浪費、耕地質量下降，給國家糧食安全和重要農產品有效供給帶來一定影響”。有學者利用235個山區樣本研究發現，高達78.30%的村莊發生過土地撂荒，土地撂荒率達到14.32%[2]。非農就業趨勢下，農村大面積的耕地撂荒造成了土地資源的極大浪費甚至是永久性退化，在當前全球糧食產量很不穩定形勢下，嚴重威脅到國家糧食安全[3]。所以在此背景下，守住耕地這個根基，研究耕地撂荒的影響因素并探尋其有效的治理路徑、提高土地資源利用效率對國運民生具有重大意義。

在糧食安全背景下，耕地撂荒治理的重要性日益凸顯，引起了國內外學術界的廣泛關注。學術界對此問題的研究主要有以下兩個方面：第一，耕地撂荒原因的探討。學者們認為，土地質量[4]、土地細碎化[5]、勞動力年齡[6]、農村勞動力流出[7-8]、農業生產成本[9]等因素均會影響或加劇耕地撂荒；代際差異也會影響農戶耕地撂荒行為，耕地規模、塊數和土地流轉是決定新生代農戶是否撂荒的關鍵因素[10]；此外，非農就業也是影響耕地撂荒的重要因素，非農就業每提升10%，耕地撂荒占比會增加1.11%[11]。第二，耕地撂荒治理的研究。許多學者從農業社會化服務角度考慮，如羅必良等[5]、曾福生和史芳[12]認為農業社會化服務能夠顯著抑制農戶耕地撂荒行為。由于農業機械化和土地流轉是緩解山區耕地撂荒的重要舉措[11]，所以需加強農地流轉服務體系[13]和“耕、種、防、收”四個生產環節的農機社會化服務[12,14]。也有許多學者已從農地確權等產權視角分析認為，農地確權頒證能顯著抑制農戶耕地撂荒行為，而且確權頒證時間越長，其對農地撂荒的抑制效應越大[15-17]；但部分學者則持相反觀點，認為確權前的產權不穩定會使農戶對土地沒有安全感而不敢將土地撂荒[18]，農地確權頒證后使農戶的安全感上升，不再擔心失去土地而選擇撂荒土地。雖然農地確權時能減少農戶土地撂荒，但農戶主要是對自有土地的暫時性復耕[15]，農民對耕地的利用效率低，表現為隱性撂荒[14]。

從既有文獻分析，學界對于耕地撂荒做了大量研究，但從農地產權穩定的視角來研究其對農戶耕地撂荒行為是抑制還是促進仍存爭議，其作用機制也仍有廣闊的研究空間。在農地確權以及第二輪承包到期后再延長30 年的政策下，農地產權不斷穩固，明確其對農戶撂荒行為究竟是促進還是抑制，對承包關系“長久不變”下耕地撂荒治理具有現實意義。鑒于此，本文的邊際貢獻主要有以下幾點：第一，從農地產權穩定性的視角來研究農戶耕地撂荒行為，探討制度的滯后性及其效應。第二，用“農地確權時長”代替“農地是否確權”作為土地產權穩定性的代理變量，研究農地產權穩定性對農戶土地處置行為的影響。第三，剖析農地確權時長對耕地撂荒的傳導機制，將非農就業作為中介變量，進一步明確了產權穩定性何以影響農戶耕地撂荒行為。

二、理論分析與研究假設

我國仍處于工業化城鎮化快速發展時期，保護耕地的壓力越來越大①2021年農業農村部《關于統籌利用撂荒地促進農業生產發展的指導意見》。；同時，為確保糧食安全，牢牢守住十八億畝耕地紅線②黨的二十大報告中強調，“全方位夯實糧食安全根基，全面落實糧食安全黨政同責，牢牢守住十八億畝耕地紅線”。，需有效遏制耕地撂荒。為探尋耕地撂荒原因和撂荒機理，構建了“農地產權穩定性—非農就業—耕地撂荒”的邏輯分析框架（見圖1）。

圖1 “農地產權穩定性、非農就業和耕地撂荒”分析框架

（一）農地產權穩定性對耕地撂荒的影響

依據制度經濟學理論，產權是人們對其財產的權利，且產權作為一種權利束，包括所有權、占有權、收益權和處置權等權利[19]。農地產權可認為是依托農村土地所形成的經濟和財產關系，包括農村土地所有權、使用權、收益權和處分權等各種權利的權力束[20]。不少研究認為，農地確權可以減少農地拋荒[15]。由于農地的產權殘缺和不穩定導致土地流轉存在較高的交易成本，通過確權頒證和合同，清晰的產權有助于穩定流轉關系、降低交易成本，進而促進農地的流轉和集中[21,23]，土地流轉又會促進農地資源的優化配置[24-25]，進而降低耕地閑置撂荒的可能。

但現實并非一定如此，雖然全國大部分農村地區2018 年就基本完成農地確權工作，但農地產權穩定性并沒有顯著抑制耕地撂荒現象，隨著時間的推移，農村土地依然存在不同程度的撂荒或隱性撂荒[26]。究其原因或有以下三點：第一，農業生產效益低，農戶種糧積極性不高?！袄硇孕∞r”理論認為，農戶是理性的，小農戶家庭在競爭市場中會依據市場的刺激和機會，積極利用各種資源實現利潤最大化，即農戶家庭會堅持利益最大化的理性原則[27]。所以，一部分兼業戶和非農業戶認為，與非農收入相比土地收益太低，耕種不劃算；或租金太低而不愿土地流轉，認為轉出會損害土地質量，寧愿撂荒土地或粗放式經營，為自身非農就業、進城落戶等提供保障，此時土地財產功能優先于生產功能。而另一部分有土地轉出意愿的農戶也期望最大程度提高地租、實現土地經濟價值，但想進行規模生產經營戶并不愿承擔高昂租金，交易成本高，因此供需無法匹配，土地流轉也無法實現。在不具備土地流轉條件的地區，非農就業農戶的土地通常只有閑置撂荒，且隨著確權時間的延續其閑置撂荒現象或將愈加嚴重。第二，產權穩定背景下，農村勞動力人口流失。農地產權持續穩定下，加速農村土地流轉的同時也加速了農村勞動力人口的大量外流[28]，農村無人種地問題引人擔憂，大部分地區尤其是丘陵山區無土地流轉的條件，進而只能撂荒耕地或隱性撂荒。第三，農戶法律意識淡薄，農地私有意識加強。我國法律明確規定，禁止棄耕拋荒土地，如《農村土地承包法》（2018 年修訂）第六十四條規定，土地經營權人棄耕拋荒連續兩年以上，發包方有權要求終止土地經營權流轉合同。但幾十年來的農村土地承包關系未發生變化，產權的穩定一定程度上強化了農戶的私有意識，農戶認為土地就是自己的③此次調研數據顯示，有23.12%的農戶認為家里承包地所有權也屬于自己，地分到自家就是自己的。；同時，農戶法律意識淡薄，因而未認識到撂荒耕地是違法行為，進而隨意處置其承包地。

據此，提出假設H1：農地產權穩定性將顯著影響農戶耕地撂荒行為。

（二）非農就業在農地產權穩定性影響農戶耕地撂荒行為的中介效應

基于產權理論視角，在農村土地產權未明確時，農民長期不耕種會導致土地閑置撂荒，進而可能出現被他人侵占的情況，所以土地無法流轉地區的農民即使外出務工，往往也要配置一定的勞動力從事農業生產，以確保自家土地的產權穩定。在該兼業的情況下，為防范失地風險，往往出現低效率的農業投入和生產，也限制了農村剩余勞動力的非農就業[29-30]。而農地確權厘清了農民土地的“四至”界限，一定程度上解決農地的不完全契約問題，限制村集體和政府對農地調整的權利，降低了非農就業農戶的機會成本，從而推動農戶非農就業[31]，VALSECCHI 和MICHELE[32]對墨西哥土地制度改革研究也表明，確權和賦權后遷移的人口和非農就業的人口明顯增加。此外，也有研究表明，農地確權也可通過影響土地流轉間接影響農民的非農就業[30]。所以，農地確權通過賦予農民穩定的土地產權，能降低非農就業農戶的機會成本、促進土地流轉，解放農村剩余勞動力，促進了農民的非農就業。“理性小農”的經濟理性假設表明，由于種地的成本高于個人收益，所以許多農民不愿意待在農村，而愿意離鄉打工以獲得非農收入來維持生計。非農就業趨勢下，農戶外出務工沒有時間管理自己的土地、且土地流轉市場尚未成熟，由此“人地分離”下，土地逐漸被農民忽視甚至撂荒，特別是在農村勞動力流出達到劉易斯拐點之后，丘陵山區出現明顯的耕地撂荒現象[10]。不少研究也表明，非農就業的提高將顯著促進耕地撂荒[11,33]。據此，農地產權穩定性也或通過影響非農就業進而影響耕地撂荒。

假設H2：農地產權穩定性可以通過非農就業正向影響農戶耕地撂荒行為。

三、數據來源、變量選取與模型設定

（一）數據來源

本文使用的數據來源于2021年課題組對我國貴州、四川、重慶、云南、河南等16個省（直轄市）農業戶口農戶開展的專題問卷調查。此專題調研采取分區域與隨機抽樣相結合的方法抽取樣本，以面對面形式訪問，共收集549 戶有效問卷，通過對原始數據的篩選，剔除關鍵變量數據缺失的樣本后得到有效樣本506 份。問卷主要內容包括農戶家庭基本信息、家庭土地信息、土地相關政策認知以及風險與教育等模塊，能基本覆蓋目前該研究領域的主要內容，且各地區受訪農戶承包地確權時間不一致，同時包含在家務農、在外務工和務農務工兼業的農戶，所以樣本具有良好的代表性。

（二）變量選取

結合已有研究和本文需要，變量的選擇、定義與賦值如表1 所示，包括被解釋變量、核心解釋變量、中介變量和控制變量。

表1 相關變量描述性統計分析

1.被解釋變量：耕地撂荒。借鑒已有對耕地撂荒的研究思路[15-16]，以“是否撂荒”（1=撂荒；0=未撂荒）和“耕地撂荒占比”（耕地撂荒面積/家庭承包地總面積）作為被解釋變量的測度項。

2.核心解釋變量：農地產權穩定性。農地確權是土地產權身份固化和土地產權排他性的象征，能顯著增強農戶地權的穩定性并在一定程度上減少土地權屬、邊界等糾紛問題[34]。以往研究中學者較傾向于用“農地是否確權”衡量土地產權穩定性，但農地是否確權只是一個結果變量，而農地確權時長更能體現農戶土地產權穩定的過程。因此，本文借鑒高敘文等[35]的方法，用“農地確權時長”來衡量農戶土地產權穩定性，對農戶土地確權3年及以上的認為其產權穩定性好，并賦值為1，確權在3年以內則認為其穩定性還較弱，賦值為0。

3.中介變量：非農就業。本文認為土地產權穩定性對耕地撂荒行為的影響主要是通過農戶非農就業進行傳導的，農地確權時間越久越能促進農戶的非農就業，進而影響農戶的土地處置行為。所以本文引入中介效應模型來檢驗以上傳導機制。使用農戶家庭成員是否有外出務工作為農戶非農就業的衡量指標，將有外出務工賦值為1，無外出務工賦值為0。

4.控制變量。依據產權理論和農戶行為理論，并參考學者鄭沃林和羅必良[16]、謝花林和黃螢乾[11]選取控制變量的思路，將控制變量劃分三類：一是個體特征，包括戶主性別、民族、受教育水平、自費培訓情況；二是家庭特征，主要包括家庭小孩人數、老年人數、女性人數、勞動力人數、人均年支出、人均年收入、落戶意愿及購買社保情況；三是農地特征，主要包括家庭人均耕地面積、土地征用情況、土地價值評估和土地潛在價值。

（三）模型構建

為研究農戶產權穩定性對農戶耕地撂荒行為的影響，檢驗“農地產權穩定性—非農就業—耕地撂荒”的作用機制是否存在，根據圖1的分析框架，構建如下模型。

1.Logit 模型。由于農戶耕地是否有撂荒是一個典型的二分變量，因此建立Logit模型：

其中，FALi為被解釋變量，即有無耕地撂荒行為；SPRi為核心解釋變量，即農地確權時長；Xi為一系列控制變量，β0、β1、β2為待估計參數，εi為隨機擾動項。

2.Tobit 模型?？紤]到農戶耕地撂荒占比是一個介于0～1之間的連續變量，Logit模型分析可能會存在估計參數偏差，而Tobit 模型適用于被解釋變量為受限連續變量的情形，故構建Tobit 模型來分析農戶產權穩定性對耕地撂荒占比的影響，具體模型如下：

其中，PFALi為第I個農戶家庭的耕地撂荒占比的實際觀測值，PFAL*i為其潛變量，其他變量說明同式（1）。

3.中介效應模型。為探究非農就業在農地確權時長與農戶耕地撂荒行為的影響機理。借鑒溫忠麟等[36]的思路，模型設定如下：

其中，NAEi為中介變量，代表農戶的非農就業情況，如果α1顯著則通過第一步檢驗，再檢驗系數θ1、γ1和γ2。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

使用Stata17.0軟件分析農地產權穩定性、非農就業與農戶耕地撂荒行為之間的關系，具體回歸結果如表2所示。在進行基準回歸分析前，為防止解釋變量之間可能存在相關性而影響回歸結果的準確性，采用方差膨脹因子對解釋變量進行了多重共線性檢驗。結果顯示，所有方差膨脹因子均小于10（最大為2.13），說明解釋變量間不存在嚴重多重共線性，可構建回歸模型。表2 中第1 列僅加入核心解釋變量，未加入任何控制變量，結果表明農地確權時長在1%的顯著性水平上正向影響農戶耕地撂荒行為；表2中第2列加入農戶個體特征、家庭特征和農地特征的控制變量，結果依然顯著。這說明農地確權時間越久的農戶耕地撂荒現象越嚴重，農地確權時間越久使得農戶土地產權越穩定，在保證自家土地穩定性后農戶會尋求經濟收益更高的生計活動如非農就業以增加家庭收入，而不是繼續傳統的農耕作業，由此致使土地閑置撂荒增加，假設H1得以驗證。

表2 農地確權時長對農戶耕地撂荒影響的基準回歸結果

在控制變量的影響方面，人均年支出、土地征用情況在1%的顯著性水平上正向影響農戶的土地撂荒行為，可能的解釋是人均年支出越高，意味家庭經濟狀況越好，對耕地重視程度不高而隨意撂荒；同理，家中有土地被征用情況下，家庭經濟狀況改善，農戶或不愿再耕種地導致撂荒增加，且征地會造成農戶土地更加細碎化，耕種成本增加，農戶也會選擇閑置撂荒土地。落戶意愿和土地價值評估在10%的顯著性水平上正向影響農戶的土地撂荒行為，可能的解釋是，家庭城市落戶意愿愈強，愈是不愿意耕地土地，撂荒可能性增加；農戶對土地價值評估雖然高，但仍然覺得土地產出效益低，農戶依然可能閑置撂荒土地。年齡在10%的顯著性水平上負向影響農戶的土地撂荒行為，表明年齡大的（如老年人）在家耕種盤活了小農家庭下的“一畝三分地”，從而有效地緩解了農戶耕地閑置撂荒行為。

（二）穩健性檢驗

1.替換模型。將回歸模型由Logit 模型替換為Probit 模型再次進行回歸分析，通過改變研究數據的分布形式進而進行回歸的穩健性檢驗，結果如表2中的列（3）和列（4）所示。可以發現，改變回歸模型為Probit 模型后，與基準回歸研究結論基本一致，都是在1%的顯著性水平上正向影響回歸結果，只有系數大小的差異，且控制變量的顯著性也基本一致，驗證了回歸模型的穩健性。

2.替換被解釋變量。本文參考鄭淋議[37]、姚冠榮等[13]的研究，將被解釋變量衡量指標“耕地是否撂荒”替換成“耕地撂荒占比”。并用Tobit 模型進行回歸，如表2中的列（5）和列（6）所示，結果表明：（1）農地確權時長在1%的顯著性水平上正向影響耕地撂荒占比，加入農戶個體特征、家庭特征和農地特征的控制變量，結果依然顯著。（2）與基準回歸模型相比較，控制變量的顯著性有了部分差異：變量“土地價值認知”由之前10%的顯著性水平提高到5%；變量“人均年收入”由之前的不顯著變為在5%的顯著性水平上顯著，但總體顯著性水平與基準回歸結果保持一致。

（三）內生性檢驗

由于諸多因素會影響農戶耕地撂荒行為，為減少這些偏差和混雜變量的影響，本文參考姚冠榮等[13]的研究，使用傾向得分匹配（PSM）進一步檢驗農地產權穩定性對耕地撂荒的因果關系。將研究對象分為農地確權時間超過3 年和未超過3 年兩組，在計算ATT 之前對參與匹配的變量進行平衡性檢驗，結果顯示，傾向性得分匹配顯著降低了兩組樣本差異，通過平衡性檢驗。為保證傾向得分匹配結果的可靠性，本文使用近鄰匹配、半徑匹配和核匹配3 種主流方法進行匹配，并采用自助法（Bootstrap）估計農地產權穩定性對耕地撂荒平均處理效應（ATT）的標準誤，處理后的ATT 值都在1%的統計水平上顯著，與基準回歸結果相一致，具體如表3所示。在使用多種匹配方法后得到的結果相似甚至一致，則意味著匹配結果穩健[38]，農地產權穩定性顯著正向影響耕地撂荒行為的效應穩健。

表3 傾向得分匹配的平均處理效應

（四）機制檢驗

本文采用中介效應模型檢驗假設H2。逐步回歸法結果如表4所示，表4中列（1）加入解釋變量農地確權時長的回歸結果，結果顯著；列（2）檢驗農地確權時長對中介變量對家庭非農就業行為的影響，結果顯著；列（3）為同時加入解釋變量和中介變量的回歸結果，表明中介變量非農就業對被解釋變量在5%顯著性水平下顯著，從而拒絕原假設=0，顯著且系數和的乘積與系數的符號同方向，存在中介效應。此外，為確保本文機制的可靠性，進一步采用Bootstrap 方法進行中介效應檢驗（重復抽樣1 000次），并將結果匯報在表5。

表4 農地確權時長對耕地撂荒行為影響的機制分析

表5 Bootstrap檢驗結果

Bootstrap 檢驗結果表明，Bs2 和Bs1 置信區間均不包含0，說明非農就業發揮其部分中介效應作用，且中介效應占總效應的47.93%。以上檢驗說明中介效應結果穩健，且作用系數為正，假設H2得以驗證，即農地產權穩定性能通過非農就業的中介效應正向影響農戶耕地撂荒行為。

（五）異質性分析

由于不同農戶家庭特征的差異性會影響其土地處置行為，因此有必要考慮農戶家庭層面的差異性?？紤]到農戶家庭中是否有老年人影響著其家庭農業生產勞動力的配置和零碎土地耕種情況，將數據問卷中家庭中60 歲以上人員數量為0 的視為家庭中無老年人，并賦值為0，其余視為家庭中有老年人，賦值為1。如表6 所示，不論是Logit 還是Tobit 模型實證結果均顯示，相對于農戶家庭中無老年人而言，家庭中有老年人時農地產權穩定性對其耕地撂荒的影響更小，即能緩釋耕地撂荒行為，這也驗證了前文基準回歸結果。對此，其合理的解釋是大部分農戶家庭只有“一畝三分地”，小農經濟背景下農地生產效益低時，農民更傾向于外出務工，閑置無法流轉的土地，但當農戶家庭中有老年人時，老年人在家則不會輕易撂荒自家耕地，利用了土地資源，從而有效緩解了農戶耕地撂荒行為。

表6 農戶家庭老年人差異性對其耕地撂荒行為的影響

五、結論與建議

（一）研究結論

本文基于產權和農戶行為理論構建了農地產權穩定性、非農就業影響耕地撂荒的分析框架，并提出了相關假設，隨后使用2021 年課題組對我國貴州、四川、重慶、云南、河南等16 個省調研的數據，并通過實證分析，應用Logit、Tobit 模型和中介效應模型，檢驗農地產權穩定性與耕地撂荒行為之間的因果關系和兩者之間的影響機制，為理論分析提供了實證經驗支持。實證結果表明：（1）農地產權穩定性顯著正向影響農戶耕地撂荒行為。已有研究認為，農地確權可以抑制耕地撂荒現象，而本文的研究結果與此相反，可能的原因在于：第一，多數研究數據正處于農地確權時間節點，此時農地確權政策對農地拋荒的作用機理并不在于產權穩定性的增強，為避免耕地收回，農戶會為對撂荒農地采取暫時性的復耕作為其產權保護的手段，從而在一定程度上表現為撂荒的減少[15]，但隨著確權時間的推移，農戶耕地撂荒現象又不斷增加。第二，隨著農地產權的不斷穩定，農戶農地私有意識也在不斷增強[39]，法律意識淡薄，隨意處置自家耕地，從而耕地撂荒行為增加。第三，樣本量多為貴州、云南、四川等丘陵山地地區，丘陵山區因地形原因土地細碎化嚴重、耕種不便、種地收益低農民不愿意種地和農村勞動力的大量外流等多方面因素，隨著確權時間的推移，丘陵山區撂荒現象仍有發生，從而表現出產權穩定正向影響農戶耕地撂荒。（2）機制檢驗表明，非農就業是農地產權穩定影響農戶耕地撂荒的重要途徑，具有部分中介作用，即農地產權穩定性不僅直接影響農戶耕地撂荒行為，而且還同通過正向影響農戶非農就業，進而間接促進農戶耕地撂荒行為的發生，其中介效應占比47.93%，通過非農就業影響農戶耕地撂荒行為，該實證結果也驗證了謝花林和黃螢等學者的研究[11,33]。（3）異質性分析表明，農戶家庭中有老年人時，農地產權穩定性對其耕地撂荒的影響更小，能有效緩解農戶耕地撂荒行為。

（二）對策建議

基于以上研究結論，本文提出以下對策建議：

第一，宣傳相關法律法規，提升農戶土地制度認知。“農地確權”“長久不變”和“第二輪承包到期后再延長三十年”等一系列政策下農地產權穩定性逐步增強，愈加加深了部分農戶土地“私有”的思想觀念，在耕地利用和處置上認為自己有完全的自主權，隨意閑置撂荒甚至破壞耕地。所以，需要通過健全完善相關法律法規，規范農村土地的使用，并宣傳耕地撂荒是違法行為的法律法規，抑制農戶耕地撂荒行為的發生。

第二，整合細碎化土地，促進土地流轉。非農就業背景下，農村勞動力人口大量流失，農村尤其是丘陵山區土地難以流轉，交易成本高，許多外出務工的農戶家庭只能閑置或撂荒土地；而可以實現流轉的地區，流轉收益也往往低于農戶預期，農戶不愿將土地進行流轉，從而導致土地閑置，極大地影響了土地資源的配置效率。因而，探索“小田”并“大田”的做法和經驗，逐步解決土地細碎化問題，從而為土地規?；鬓D的實現提供可能，進一步提高土地流轉租金，促使農戶閑置土地轉出。

第三，完善農村機耕道等基礎設施，方便老年人耕種。異質性分析表明，農戶家庭中有老年人時能有效緩解農戶耕地撂荒行為。當家庭缺少勞動力，承包地偏遠或耕種不方便也是耕地撂荒的重要原因，所以完善農村基礎設施建設如機耕道和水利電力等，一定程度上可以提高小農經濟下自有農地耕作的便利程度，減少農戶對零碎土地閑置撂荒的可能。