陳 飛,劉宣宣

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院/經(jīng)濟(jì)計(jì)量與預(yù)測研究中心,遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

黨的十一屆三中全會以來，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制取代了人民公社，極大地調(diào)動了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，對我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)恢復(fù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展起到了重要作用。但隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快以及大量農(nóng)村勞動力向城市遷移，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制所帶來的土地細(xì)碎化經(jīng)營方式以及承包經(jīng)營權(quán)無法分割，導(dǎo)致其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的阻礙作用開始逐步顯現(xiàn)。主要表現(xiàn)為：其一，擔(dān)心出租的土地被村集體收回，務(wù)工農(nóng)民寧可將土地拋荒也不愿租出土地，抑制了土地從低效率生產(chǎn)者向高效率生產(chǎn)者的重新配置。其二，由于土地經(jīng)營權(quán)不穩(wěn)定，農(nóng)戶擔(dān)心投資的成果被他人掠奪，在其租賃的土地上投資動力不足。其三，由于土地?zé)o法做為貸款抵押品，減少了農(nóng)戶信貸的獲得途徑，不利于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高。為進(jìn)一步完善農(nóng)民的土地權(quán)利，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率和農(nóng)民收益，農(nóng)業(yè)部在2011年初發(fā)布《關(guān)于開展農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)登記試點(diǎn)工作的意見》，正式揭開了全國范圍內(nèi)土地確權(quán)登記試點(diǎn)的序幕。2013年中央一號文件更是明確提出“用五年的時(shí)間基本完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記工作”，由此土地確權(quán)工作在我國全面展開。2018年是農(nóng)村土地確權(quán)頒證的收官之年，同時(shí)也是農(nóng)村土地制度改革進(jìn)入深化階段的轉(zhuǎn)折年。在此背景下，探討土地確權(quán)的政策效果具有極為重要的現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文的主要工作是考察土地確權(quán)政策能否有效提升農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率？如果兩者具有因果效應(yīng)，其背后的形成機(jī)制又是什么？

國內(nèi)外關(guān)于土地產(chǎn)權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的文獻(xiàn)主要集中在三個(gè)方面：其一，土地產(chǎn)權(quán)對土地投資的影響。自Besley[1]最早研究加納土地產(chǎn)權(quán)制度與農(nóng)戶長期投資關(guān)系后，大量實(shí)證研究在多個(gè)國家均驗(yàn)證了土地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定能夠激發(fā)農(nóng)戶農(nóng)地投資的積極性[2-3]，而土地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定則表現(xiàn)為土地的頻繁調(diào)整，在一定程度上削弱了農(nóng)民投資的積極性，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[4]。其二，部分學(xué)者關(guān)注了土地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶信貸的影響。如鐘甫寧和紀(jì)月清[5]研究發(fā)現(xiàn)，地權(quán)的穩(wěn)定性對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)投資總量并沒有顯著的直接影響，但土地經(jīng)營收益與貸款可獲得性對農(nóng)戶投資具有顯著正向影響。他們認(rèn)為在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，投資固然重要，但是信貸的獲得也是不可或缺的。繆德剛和龍登高[6]則認(rèn)為，土地確權(quán)是實(shí)現(xiàn)土地可抵押的前提，而土地抵押貸款的早日實(shí)現(xiàn)，不僅有助于緩解農(nóng)村資金短缺，還能促進(jìn)農(nóng)業(yè)市場化和農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。其三，土地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響。如Adamopoulos和 Restuccia[7]研究了菲律賓的土地制度改革對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)限制土地流轉(zhuǎn)將降低土地規(guī)模和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。而Melesse和Bulte[8]利用埃塞俄比亞的微觀家庭數(shù)據(jù)和傾向得分匹配方法，研究了土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)效率的影響，發(fā)現(xiàn)土地確權(quán)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。蓋慶恩等[9]評價(jià)了家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下土地資源誤配的影響程度，發(fā)現(xiàn)若土地能夠有效配置，將使農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高1.36倍。Adamopoulos等[10]利用我國家庭的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，由于家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，我國農(nóng)村的土地市場和資本市場存在很大弊端，擁有高生產(chǎn)率的農(nóng)民的能力將受到限制，勞動力分配不合理，降低了農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。

與已有文獻(xiàn)相比較，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：其一，以土地確權(quán)為邏輯起點(diǎn)，探討其影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的理論機(jī)制。其二，實(shí)證評估了兩者之間的因果效應(yīng)，并對研究中可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其三，將家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸做為中介變量，驗(yàn)證土地確權(quán)→中介變量→農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響傳導(dǎo)渠道，以及中介變量對(土地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率)總效應(yīng)的貢獻(xiàn)率。為實(shí)現(xiàn)上述工作，本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論分析與研究假設(shè)，第三部分是數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)描述，第四部分是計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果討論，最后給出結(jié)論與政策含義。

二、理論分析與研究假設(shè)

土地確權(quán)制度從法律層面確定了農(nóng)地所有權(quán)、承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)的權(quán)利歸屬，承認(rèn)了農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)的物權(quán)化。一方面，承包權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離能夠促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)[11]，租出土地的農(nóng)戶獲得租金，將土地經(jīng)營權(quán)的物權(quán)化部分轉(zhuǎn)為資本化；租入土地的農(nóng)戶則實(shí)現(xiàn)了土地經(jīng)營的規(guī)?；?，減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際成本。另一方面，界定清晰和穩(wěn)定的土地產(chǎn)權(quán)便于農(nóng)戶將土地做為貸款抵押品，增加其獲得信貸的途徑。此外，確權(quán)還通過強(qiáng)化農(nóng)地物權(quán)保障，調(diào)動農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的積極性，促使其增加農(nóng)業(yè)投資，改良土壤，保護(hù)農(nóng)地的長期生產(chǎn)能力。上述機(jī)制均有利于提升農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，其中，耕地規(guī)模擴(kuò)大和農(nóng)戶信貸增加是發(fā)揮確權(quán)制度效應(yīng)的兩條重要途徑。

(一)土地確權(quán)、家庭耕地規(guī)模與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率

在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下，農(nóng)地使用權(quán)的不清晰和不穩(wěn)定性增加了土地流轉(zhuǎn)的不可預(yù)見風(fēng)險(xiǎn)[12]。這一方面形成了“地拴人”現(xiàn)象。部分計(jì)劃外出務(wù)工的農(nóng)民，由于沒有穩(wěn)定的土地產(chǎn)權(quán)，存在土地被村集體征用的風(fēng)險(xiǎn)，故被迫留在家中耕種，農(nóng)地的存在反而阻礙了農(nóng)戶增收。另一方面導(dǎo)致了農(nóng)村土地撂荒。隨著我國城市化和工業(yè)化進(jìn)程的加快，大量農(nóng)村勞動力遷移到城市，但由于土地對農(nóng)民具有就業(yè)保障、福利保障和養(yǎng)老保障等功能，從事非農(nóng)業(yè)活動的農(nóng)民寧愿粗放經(jīng)營或者拋荒，也不愿意放棄土地的占有權(quán)，這直接導(dǎo)致了農(nóng)地的閑置，造成土地資源的浪費(fèi)。無論是“地拴人”還是土地撂荒，都嚴(yán)重阻礙了土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，不利于發(fā)揮農(nóng)業(yè)技術(shù)優(yōu)勢。

通過正式的土地確權(quán)取消土地承包權(quán)與使用權(quán)之間的聯(lián)系，能夠在大范圍內(nèi)優(yōu)化勞動力資源與土地資源配置[13]。土地使用權(quán)畢竟也是一種資源，只有通過不斷流轉(zhuǎn)才能實(shí)現(xiàn)其最優(yōu)組合[14]。在土地流轉(zhuǎn)過程中，土地從低效率的農(nóng)戶向高效率的農(nóng)戶手中轉(zhuǎn)移，使土地更加集中，有利于促使農(nóng)業(yè)平均產(chǎn)出的增加，提高土地資源的利用率和產(chǎn)出率。此外，由于土地規(guī)模的擴(kuò)大和集中，使得機(jī)械化生產(chǎn)更為便捷，農(nóng)業(yè)新技術(shù)推廣更為容易，土地的生產(chǎn)和管理更加高效，土地的經(jīng)營模式也將從傳統(tǒng)經(jīng)營迅速轉(zhuǎn)向現(xiàn)代化經(jīng)營[15]，不斷改善的生產(chǎn)模式將促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高?；谏鲜隼碚摲治?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：土地確權(quán)通過擴(kuò)大家庭耕地規(guī)模對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。

(二)土地確權(quán)、農(nóng)戶信貸與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率

除了擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的先決條件外，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)還需要跳出低投入低產(chǎn)出的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，通過增加資金投入來提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)裝備、改善基礎(chǔ)設(shè)施條件，發(fā)展智能化、信息化農(nóng)業(yè)。因此，解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資金問題是實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的關(guān)鍵。長期以來，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入基本上是依賴于小規(guī)模低層次的自我積累，由于缺少有效產(chǎn)權(quán)作為抵押，金融機(jī)構(gòu)不愿意給農(nóng)戶貸款，認(rèn)為農(nóng)業(yè)貸款風(fēng)險(xiǎn)高且回報(bào)低，缺乏面向農(nóng)業(yè)融資的積極性。而非正規(guī)渠道資金又難以支持大規(guī)模的生產(chǎn)經(jīng)營需求，農(nóng)村的融資難、貸款難問題嚴(yán)重制約了我國規(guī)模農(nóng)業(yè)和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展[6]。土地制度改革的三權(quán)分立形式將土地經(jīng)營權(quán)從所有權(quán)中分離出來，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)民土地承包經(jīng)營權(quán)的物權(quán)化向資本化轉(zhuǎn)移[16]，并最終形成信貸抵押品，緩解了缺乏抵押品的信貸約束問題，增加了農(nóng)戶信貸的可獲得性。此外，Routray 和Sahoo[17]的研究也指出，有正式土地法律文件保障的農(nóng)戶將土地作為抵押品，獲得貸款的可能性和貸款規(guī)模都高于沒有正式法律文件保護(hù)的農(nóng)戶。因此，土地確權(quán)制度是農(nóng)地經(jīng)營權(quán)抵押貸款的基石，是農(nóng)戶獲得信貸的先決條件。鑒于此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：土地確權(quán)通過提升農(nóng)戶信貸能力對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。

三、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)描述

本文使用的村莊和家庭層面數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)數(shù)據(jù)集。該調(diào)查是由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主持、北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心與北京大學(xué)團(tuán)委共同執(zhí)行的大型跨學(xué)科調(diào)查項(xiàng)目，覆蓋了全國28個(gè)省份150個(gè)縣區(qū)單位450個(gè)村級單位。在2011年開展的全國基線調(diào)查問卷中，包含了個(gè)人、家庭和村莊三個(gè)層次的豐富信息，樣本范圍廣代表性強(qiáng)。尤其是，在CHARLS問卷中包含村莊土地確權(quán)、家庭農(nóng)業(yè)收入和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面的詳細(xì)信息，使得本文研究成為可能。

本研究的核心變量包括：農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率、土地確權(quán)、家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸。其中，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率為被解釋變量，用每個(gè)農(nóng)業(yè)勞動者每年創(chuàng)造的農(nóng)業(yè)收入來衡量，具體地，用家庭農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值減去當(dāng)年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的中間投入和固定資產(chǎn)投入得到農(nóng)業(yè)增加值指標(biāo)，再將農(nóng)業(yè)增加值除以家庭勞動力數(shù)量并進(jìn)行對數(shù)化處理，最終得到農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率指標(biāo)。土地確權(quán)為核心解釋變量，是指將土地使用權(quán)以法律形式固定下來，并向農(nóng)戶發(fā)放證書。在CHARLS社區(qū)問卷中包括了“村莊是否進(jìn)行了土地確權(quán)”問題。若農(nóng)戶所在村莊進(jìn)行了確權(quán)，則該變量賦值為1，否則賦值為0。家庭耕地規(guī)模是指農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中實(shí)際耕種的土地面積，該指標(biāo)用農(nóng)戶從村集體分配的土地面積加上租入土地面積再減去租出土地面積得到。農(nóng)戶信貸用村莊中獲得信用社貸款的家庭比例衡量，該指標(biāo)可以從社區(qū)問卷中直接得到。

為從CHARLS問卷中獲得研究所需數(shù)據(jù)，首先，在2011年個(gè)人調(diào)查問卷中篩選出每個(gè)家庭的第一位受訪人作為戶主，從而避免了家庭數(shù)據(jù)的重復(fù)。其次，根據(jù)家庭代碼將個(gè)人信息與家庭信息進(jìn)行匹配，得到完整的家庭信息。最后，利用村莊代碼將家庭信息與村莊信息進(jìn)行匹配，最終得到包括305個(gè)村莊7 446戶家庭的橫截面數(shù)據(jù)集。其中，確權(quán)家庭為2 307戶，非確權(quán)家庭為5 139戶。確權(quán)農(nóng)戶與非確權(quán)農(nóng)戶各特征指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 確權(quán)農(nóng)戶和非確權(quán)農(nóng)戶特征指標(biāo)差異的描述性統(tǒng)計(jì)

注：①*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。②戶主性別取值為：男性=1，女性=0。③戶主婚姻狀況取值為：有配偶=1，否則=0。④戶主受教育程度從未受過教育到博士畢業(yè)共分為11個(gè)等級，分別用1—11的整數(shù)字表示，受教育程度越高，數(shù)值越大。⑤家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總投入定義為當(dāng)年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中間投入和固定資產(chǎn)投入之和。其中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中間投入包括種子、化肥、農(nóng)家肥、農(nóng)藥、塑料薄膜、雇工費(fèi)和灌溉費(fèi)等費(fèi)用；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)固定資產(chǎn)投入主要包括抽水機(jī)、脫粒機(jī)和機(jī)引農(nóng)具等固定資產(chǎn)的現(xiàn)值，下同。

表1結(jié)果顯示，確權(quán)與非確權(quán)農(nóng)戶的結(jié)果變量具有顯著差異。其一，確權(quán)農(nóng)戶具有更大的家庭耕地規(guī)模(5.574畝)，非確權(quán)農(nóng)戶的家庭耕地規(guī)模僅為4.560畝。確權(quán)增加了土地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性，降低了租入土地農(nóng)戶的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，這有利于家庭土地經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大，緩解了土地細(xì)碎化現(xiàn)象，提高土地資源的利用效率。其二，在確權(quán)村莊中，農(nóng)戶獲得信貸的比例明顯更高。確權(quán)使得農(nóng)村信用社更愿意接受土地作為抵押品，破解了農(nóng)戶資本匱乏的困境，有利于農(nóng)戶從傳統(tǒng)生產(chǎn)模式向現(xiàn)代生產(chǎn)模式轉(zhuǎn)變。其三，確權(quán)農(nóng)戶具有更高的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。盡管目前還無法驗(yàn)證，高的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率是由土地確權(quán)政策所引致的，但這為本文的研究提供了數(shù)據(jù)經(jīng)驗(yàn)支持。

此外，從表1中還可以看出，確權(quán)農(nóng)戶與非確權(quán)農(nóng)戶的各類經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的差異性更多體現(xiàn)在村莊層面上。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平角度來看，確權(quán)村莊的人均純收入和工業(yè)收入占比都顯著低于非確權(quán)村；從現(xiàn)代化設(shè)備使用角度來看，確權(quán)村莊農(nóng)戶使用手機(jī)和收割機(jī)的比例也顯著低于非確權(quán)村莊。這表明確權(quán)村莊的經(jīng)濟(jì)狀況更差，生產(chǎn)條件更為落后。但從交通角度來看，確權(quán)村莊比非確權(quán)村莊離公交站的距離更近，并且公交路線的數(shù)量更多，表明確權(quán)村莊具有更為便利的交通條件。上述分析表明，確權(quán)和非確權(quán)村莊具有較高的異質(zhì)性特征。這既有助于在土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率關(guān)系研究中控制變量的選取，但同時(shí)也對確權(quán)試點(diǎn)村莊選擇的內(nèi)生性檢驗(yàn)提出了要求。

四、計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果討論

(一)因果關(guān)系推斷

為推斷土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間的因果效應(yīng)，本文以農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率為被解釋變量，以土地確權(quán)為核心解釋變量，加入村莊層面和家庭層面的控制變量，建立如下形式的回歸方程：

yij=φ0+θ1Titlingi+φ1Zi+φ2Hij+μij

(1)

其中，下標(biāo)i表示村莊，下標(biāo)j表示農(nóng)戶，yij表示村莊i農(nóng)戶j的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率；Titlingi表示村莊i是否進(jìn)行土地確權(quán)，若進(jìn)行土地確權(quán)則Titlingi=1，否則Titlingi=0；Zi表示村莊特征變量；Hij表示家庭特征變量；μij表示隨機(jī)誤差項(xiàng)；φ1和φ2分別表示村莊特征和家庭特征的回歸系數(shù)；參數(shù)θ1用來衡量土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的凈效應(yīng)，是本文關(guān)心的核心參數(shù)。方程(1)的逐步回歸結(jié)果如表2所示。

表2 土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率關(guān)系的逐步回歸結(jié)果

注：地形變量包括平原、丘陵、山地、高原和盆地，將地形設(shè)置為虛擬變量，并以盆地為基準(zhǔn)組。

1.土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響

表2中的估計(jì)結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，土地確權(quán)均對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的正向影響。這表明土地確權(quán)制度能夠依法保障農(nóng)民的土地權(quán)利，為農(nóng)民還權(quán)賦能，充分調(diào)動農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，并且優(yōu)化了農(nóng)業(yè)資源配置，從而提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。具體來看，在不加入控制變量的情況下，確權(quán)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率比非確權(quán)農(nóng)戶約高11.9%(結(jié)果(1))。而在控制村莊層面的特征后，確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動勞動生產(chǎn)率的促進(jìn)作用增大到29.0%(結(jié)果(2))，這從另一側(cè)面表明確權(quán)村莊的經(jīng)濟(jì)狀況和生產(chǎn)條件相對更為落后，與表1中的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相一致。當(dāng)進(jìn)一步引入家庭層面的控制變量后(結(jié)果(3))，確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響效應(yīng)基本保持穩(wěn)定。產(chǎn)生該結(jié)果的可能原因在于，我國土地確權(quán)政策的實(shí)施是以村莊為單位，所以土地確權(quán)變量只與村莊特征相關(guān)，而與家庭特征無關(guān)。同時(shí)，這也說明本文實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

2.村莊特征變量對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響

村莊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會保障狀況和自然資源條件是家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要外部環(huán)境，對農(nóng)業(yè)發(fā)展和勞動生產(chǎn)率提升產(chǎn)生系統(tǒng)影響。其中，村莊人均純收入做為村莊整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，其值越高意味著村莊具有更多的投資、就業(yè)機(jī)會以及更好的基礎(chǔ)設(shè)施條件，這有利于促進(jìn)農(nóng)業(yè)資源配置、降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，并最終提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。表2結(jié)果也顯示出村莊人均純收入對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。健康狀況是人力資本的重要組成部分，健康沖擊不僅降低了農(nóng)民的幸福感，同時(shí)也減少其在農(nóng)業(yè)方面的生產(chǎn)性支出和收入水平[18]。因此，農(nóng)民身體健康保障的醫(yī)療機(jī)構(gòu)的設(shè)立對村莊農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有重要支撐作用。實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了這一論點(diǎn)，有醫(yī)療機(jī)構(gòu)村莊的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率比沒有醫(yī)療機(jī)構(gòu)村莊高56.8%，且在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。交通運(yùn)輸是農(nóng)村發(fā)展的原動力，其發(fā)展打破了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)自給自足的小生產(chǎn)格局，架起了農(nóng)產(chǎn)品與市場的橋梁，推動農(nóng)村對外開放[19]。因此，村莊與公交站的距離越近，其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的運(yùn)輸成本越低，越有利于農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營。同時(shí)，與公交站的距離越近，農(nóng)戶接觸市場的機(jī)會越多，越能夠獲得對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有利的信息。類似地，村莊中農(nóng)戶擁有手機(jī)的比例越高，意味著農(nóng)戶接觸現(xiàn)代技術(shù)的可能性越大，越有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)代化，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的提高。此外，農(nóng)戶還可以使用手機(jī)獲得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營信息、市場信息以及作物生長的氣候信息，使得農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營模式由被動變?yōu)橹鲃?，增?qiáng)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)市場中的地位，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)戶收入。表2結(jié)果支持上述論點(diǎn)。

3.家庭特征變量對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響

在家庭特征變量中，農(nóng)業(yè)資本和勞動力是影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的兩個(gè)重要解釋變量。其中，家庭農(nóng)業(yè)總投入對勞動生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。確權(quán)農(nóng)戶通過租入或者置換土地，解決了耕地細(xì)碎化問題并擴(kuò)大家庭經(jīng)營規(guī)模。在此前提下，才更有利于發(fā)揮現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式的產(chǎn)出效應(yīng)，并實(shí)現(xiàn)資本對勞動力的替代，進(jìn)而從多種途徑提升農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。而農(nóng)業(yè)勞動力投入則對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有顯著的負(fù)向作用，這表明我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中仍然存在勞動力過剩問題。因此，充分發(fā)揮土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)資源的再配置效應(yīng)，是促進(jìn)我國農(nóng)業(yè)發(fā)展、增加農(nóng)民收入的有效途徑，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化經(jīng)營的必然選擇，也是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的必要手段。此外，戶主年齡也與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)特征。這是因?yàn)椋挲g大的戶主不僅勞動能力在逐漸減弱，而且不愿意改變傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營模式，從而其農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率偏低。相反，年輕戶主接受農(nóng)業(yè)新技術(shù)的能力相對較強(qiáng)，更有利于破除因循守舊的小農(nóng)意識，進(jìn)行農(nóng)業(yè)的規(guī)模化和機(jī)械化生產(chǎn)。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表1中的描述性統(tǒng)計(jì)顯示，確權(quán)與非確權(quán)農(nóng)戶的特征變量存在顯著差異。這就要求我們對土地確權(quán)政策的外生性進(jìn)行檢驗(yàn)，即地方政府在選擇確權(quán)試點(diǎn)村莊時(shí)，是隨機(jī)選擇的還是有針對性地挑選？本文基于傾向得分匹配(Propensity Score Matching，簡記為PSM)方法和村莊特征變量為每個(gè)確權(quán)村莊匹配一個(gè)“同質(zhì)的”非確權(quán)村莊，從而保證兩類村莊除在土地確權(quán)方面不同外，其他個(gè)體特征均相同。通過比較這兩類村莊農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的差異，進(jìn)而驗(yàn)證土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間的因果效應(yīng)。為確保匹配質(zhì)量，本文在構(gòu)建村莊確權(quán)選擇的Logit模型中使用了更多的村莊層面控制變量。[注]Logit模型的被解釋變量為村莊是否進(jìn)行土地確權(quán)，解釋變量為村莊層面的特征變量，主要包括：村莊人均純收入、工業(yè)收入占比、村莊到公交站的距離、村莊擁有手機(jī)農(nóng)戶的比例、村莊總?cè)丝跀?shù)、65歲以上人口占比、是否使用機(jī)械收割、是否納入城鎮(zhèn)規(guī)劃區(qū)、下雪天數(shù)和地形特征。由于篇幅有限，在正文中沒有給出Logit模型的估計(jì)結(jié)果。在獲得Logit模型的估計(jì)結(jié)果后，計(jì)算村莊參與土地確權(quán)的概率(傾向得分值)，進(jìn)而利用村莊的傾向得分值為每個(gè)確權(quán)村莊匹配“同質(zhì)的”非確權(quán)村莊。表3給出傾向得分匹配前后兩組樣本解釋變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。

在樣本匹配之后，兩組樣本解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差從73.7%減少到16.9%—18.5%，總偏誤大幅度降低。似然比檢驗(yàn)的P值表明，解釋變量的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)在匹配之前是統(tǒng)計(jì)顯著的，在匹配之后總是被拒絕的。Pseudo-R2值也從匹配之前的0.091下降到匹配之后的0.005—0.006。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，就平衡兩組樣本之間的解釋變量的分布而言，傾向得分估計(jì)和樣本匹配是成功的。在獲得有效的匹配樣本之后，就可以進(jìn)一步計(jì)算土地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng)。計(jì)算結(jié)果在表4的第4列和第5列給出。

表3 傾向得分匹配前后解釋變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

注：核匹配I設(shè)定傾向得分窗寬為0.060，核匹配II設(shè)定傾向得分窗寬為0.100。

表4 土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的因果效應(yīng)(村莊層面，N=2 729)

表4是在村莊層面上考察確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的關(guān)系。結(jié)果顯示，確權(quán)村的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率比非確權(quán)村顯著上升了10.6%—14.4%，并至少在5%的置信水平上顯著。此外，通過對OLS估計(jì)結(jié)果與PSM結(jié)果的比較可以看出，基于兩種方法測度的土地確權(quán)效應(yīng)差異不大，這表明土地確權(quán)政策相對于村莊而言是外生的。而OLS與WLS估計(jì)結(jié)果也具有同質(zhì)性(均具有顯著正向影響，且在數(shù)值上接近)，這說明異方差問題在本文也不是一個(gè)嚴(yán)重問題。

(三)中介效應(yīng)分析

在確定土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率之間的因果聯(lián)系后，我們更希望了解兩者關(guān)系背后的形成機(jī)制是什么？中介效應(yīng)模型經(jīng)常被用來解釋兩變量之間影響的內(nèi)在機(jī)理，并在各類實(shí)證研究中得到廣泛應(yīng)用。如許慶等[20]運(yùn)用中介效應(yīng)模型研究了土地確權(quán)對土地流轉(zhuǎn)的影響，將勞動力流動作為中介變量，發(fā)現(xiàn)土地確權(quán)不僅使農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出概率顯著提高，而且有利于激勵(lì)勞動力外出就業(yè)，進(jìn)而間接推動土地流轉(zhuǎn)。林文聲等[21]構(gòu)建了“農(nóng)地確權(quán)—中間傳導(dǎo)機(jī)制—農(nóng)地流轉(zhuǎn)”的分析框架，識別出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)激勵(lì)、交易費(fèi)用、交易價(jià)格以及農(nóng)業(yè)要素市場聯(lián)動四種中間傳導(dǎo)機(jī)制。本文基于第二部分的理論分析與研究假設(shè)，選擇家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸做為中介變量，分析了土地確權(quán)→中介變量→農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響傳導(dǎo)渠道。中介變量模型的作用過程由方程(1)和下列兩個(gè)回歸方程共同描述：

Mij=γ0+αTitlingi+γ1Zi+γ2Hij+εij

(2)

yij=ρ0+θ2Titlingi+βMij+ρ1Zi+ρ2Hij+νij

(3)

其中，Mij為中介變量(包括家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸)；村莊特征變量Zi和家庭特征變量Hij做為回歸方程的控制變量。εij和vij為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[22]，中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法主要包括逐步法、Sobel法和Bootstrap法。通常來說，逐步法是最為常用的檢驗(yàn)方法，其驗(yàn)證中介效應(yīng)存在應(yīng)滿足以下條件：一是在不考慮中介變量的情況下，將農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率yij對土地確權(quán)Titlingi進(jìn)行回歸，方程(1)中的回歸系數(shù)θ1具有統(tǒng)計(jì)顯著性。[注]基于回歸方程(1)可知，土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率具有顯著正向影響，這一結(jié)論已在表2結(jié)果中被驗(yàn)證。二是將中介變量Mij對土地確權(quán)Titlingi進(jìn)行回歸，回歸系數(shù)α具有統(tǒng)計(jì)顯著性。三是將農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率yij同時(shí)對土地確權(quán)Titlingi和中介變量Mij進(jìn)行回歸，如果中介變量系數(shù)β達(dá)到顯著水平，土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響與沒有加入中介變量相比時(shí)有所下降(即θ2<θ1)且也達(dá)到顯著水平，則稱中介變量發(fā)揮部分中介作用；而如果土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響變?yōu)椴伙@著，則稱中介變量具有完全中介效應(yīng)。本文采用逐步法檢驗(yàn)家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸變量的中介效應(yīng)，[注]若回歸系數(shù)α和β不能同時(shí)滿足統(tǒng)計(jì)顯著條件，則轉(zhuǎn)為利用Bootstrap法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。方程(2)和方程(3)的估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 土地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在估計(jì)方程(2)時(shí)，分別將家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸做為被解釋變量，考察土地確權(quán)對中介變量的影響，估計(jì)結(jié)果在表5的第2列和第3列給出。在估計(jì)方程(3)時(shí)，區(qū)分了將家庭耕地規(guī)模、農(nóng)戶信貸分別或者同時(shí)加入方程三種情況，估計(jì)結(jié)果在表5的第4—6列給出。此外，在進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)，還需要將表2中的結(jié)果(3)與表5中的估計(jì)結(jié)果結(jié)合討論。

由表5的第2列可知，土地確權(quán)對家庭耕地規(guī)模具有正向影響，且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。土地確權(quán)通過降低土地租賃風(fēng)險(xiǎn)和減少交易成本等途徑促進(jìn)了土地流轉(zhuǎn)市場的正式化和常規(guī)化，有利于土地向具有更高的勞動生產(chǎn)率的農(nóng)戶手中集中，從而擴(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。平均來看，確權(quán)農(nóng)戶的家庭耕地規(guī)模比非確權(quán)農(nóng)戶多3.422畝。而將家庭耕地規(guī)模做為中介變量加入到基礎(chǔ)回歸，其估計(jì)結(jié)果由第4列給出，家庭耕地規(guī)模每增加1畝，則農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率增長1.4%，且在1%水平上顯著。Adamopoulos和Restuccia[23]指出，當(dāng)耕地面積擴(kuò)大受到限制時(shí)，農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和勞動生產(chǎn)率都會降低。隨著農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大，土地不再是制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)發(fā)展的瓶頸，有利于提升各種資源的配置效率，而這恰好是我國從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)過渡過程中急需解決的關(guān)鍵問題。此外，土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響效應(yīng)從結(jié)果(3)中0.287下降到結(jié)果(4)中的0.226，但仍保持統(tǒng)計(jì)顯著。根據(jù)中介效應(yīng)判斷準(zhǔn)則可知，家庭耕地規(guī)模在土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，從而驗(yàn)證了假設(shè)1。類似地，將農(nóng)戶信貸作為中介變量時(shí)，由第3列和第5列結(jié)果可知，農(nóng)戶信貸在農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率中也起到部分中介作用。農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)地產(chǎn)權(quán)明晰化和農(nóng)地經(jīng)營權(quán)正式化，有利于農(nóng)戶將農(nóng)地的承包經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)化為信貸抵押品，增加了信貸獲得的可能性。另外，獲得信貸的農(nóng)戶還可以增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入，改善農(nóng)業(yè)設(shè)施和裝備，促進(jìn)農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化和規(guī)模化經(jīng)營，從而提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。上述結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)2。進(jìn)一步，將兩個(gè)中介變量同時(shí)加入回歸模型中，估計(jì)結(jié)果可以看出均在1%的水平下顯著，而且此時(shí)土地確權(quán)仍然在1%的水平下保持顯著，但是其影響效應(yīng)從0.287下降到0.155，表明兩中介變量在影響傳導(dǎo)機(jī)制中同時(shí)發(fā)揮重要作用。

為定量評價(jià)兩中介變量在土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率影響中的相對重要性，本文計(jì)算了由中介變量產(chǎn)生的間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例，即(θ1-θ2)/θ1。計(jì)算結(jié)果如表6所示。

表6 土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響效應(yīng)測算

表6顯示，家庭耕地規(guī)模的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為21.3%，農(nóng)戶信貸的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為37.3%，兩變量的聯(lián)合中介效應(yīng)占比約為46.0%。上述信息揭示出如下結(jié)論：一是農(nóng)戶信貸的中介效應(yīng)大于家庭耕地規(guī)模。這是因?yàn)?，土地承包?jīng)營權(quán)資本化的實(shí)現(xiàn)更為便捷，而且農(nóng)戶信貸影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的渠道也更為廣泛，如選擇高產(chǎn)出農(nóng)業(yè)項(xiàng)目、改善基礎(chǔ)設(shè)施條件和增加農(nóng)業(yè)中間投入等。此外，農(nóng)戶信貸還是農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營的前提條件，只有獲得了足夠的生產(chǎn)資本，農(nóng)戶才有能力達(dá)到規(guī)模經(jīng)營所要求的生產(chǎn)機(jī)械化和管理現(xiàn)代化。反之，受市場供需、技術(shù)使用和自然環(huán)境等條件的限制，規(guī)?；?jīng)營對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的促進(jìn)作用將經(jīng)過較長一段時(shí)期才能逐漸顯現(xiàn)。二是家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸的聯(lián)合中介效應(yīng)小于每個(gè)變量的各自中介效應(yīng)的加總58.6%，表明兩中介變量之間存在正向交互作用，割裂開來分析將高估兩者對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的影響傳導(dǎo)效應(yīng)。綜上可知，盡管家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸未能起到完全中介作用，但其在土地確權(quán)對農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率增長的影響效應(yīng)中占有重要比重，上述結(jié)論對于地方政府制定針對性農(nóng)業(yè)支持政策具有重要啟示。

五、結(jié)論與政策含義

本文在對土地確權(quán)與農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的理論關(guān)系進(jìn)行細(xì)致梳理的基礎(chǔ)上，利用2011年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)的村莊和家庭層面數(shù)據(jù)，對兩者之間的因果效應(yīng)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷。進(jìn)一步，利用中介效應(yīng)模型研究家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸在土地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率過程中所發(fā)揮的間接效應(yīng)。主要結(jié)論包括：其一，確權(quán)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率比非確權(quán)家庭高28.7%，且在1%的水平上顯著。其二，盡管確權(quán)與非確權(quán)村莊存在較為顯著的異質(zhì)性特征，但PSM檢驗(yàn)表明，確權(quán)試點(diǎn)村莊的選擇不會導(dǎo)致回歸模型的內(nèi)生性問題，本文的實(shí)證結(jié)果相對穩(wěn)健。其三，中介效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果表明，家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸具有部分中介作用，間接效應(yīng)達(dá)到46.0%，且農(nóng)戶信貸的中介效應(yīng)要高于家庭耕地規(guī)模。

本文的政策含義在于，政府部門在進(jìn)行土地制度改革時(shí)，應(yīng)充分意識到家庭耕地規(guī)模和農(nóng)戶信貸對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性，這直接關(guān)系到土地確權(quán)制度紅利的實(shí)現(xiàn)。為此，需要積極完善我國土地流轉(zhuǎn)市場，擴(kuò)大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模，讓低生產(chǎn)率的農(nóng)戶從土地中解放出來。一方面為農(nóng)戶從事其他行業(yè)和獲得更高收入創(chuàng)造條件，另一方面也為高生產(chǎn)率的農(nóng)戶進(jìn)行土地規(guī)?；?jīng)營提供良機(jī)。此外，還需要加大對農(nóng)戶信貸的支持力度，激發(fā)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活力，為農(nóng)戶創(chuàng)造良好的農(nóng)業(yè)經(jīng)營環(huán)境，為農(nóng)業(yè)的科技化現(xiàn)代化提供資金支持，真正做到“藏糧于農(nóng)、藏糧于技”。