洪煒杰 羅必良

一、問題的提出

穩(wěn)定而明晰的產(chǎn)權(quán)被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要基石，原因在于它能夠穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期并激勵長期投資，aFurubotn, E. G., S. Pejovich,“Property Rights and Economic Theory: A Survey of Recent Literature”，Journal of Economic Literature, vol.10, no.4, 1972, pp.1137-1162.進(jìn)而提高整個社會的經(jīng)濟(jì)績效。bSokoloff, K. L., S. L. Engerman, “History Lessons: Institutions, Factors Endowments, and Paths of Development in the New World”，Journal of Economic Perspectives, vol.14, no.3, 2000, pp.217-232.在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)通過兩方面作用于農(nóng)業(yè)長期投資。其一是改善土地的生產(chǎn)性功能并產(chǎn)生直接增收效應(yīng)。穩(wěn)定的產(chǎn)權(quán)有助于改善農(nóng)戶的行為激勵以及對未來產(chǎn)出的預(yù)期。相反，不穩(wěn)定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)則可能會導(dǎo)致農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營被迫中斷，前期投資無法收回，這相當(dāng)于對農(nóng)戶的未來農(nóng)業(yè)產(chǎn)出征收隨機(jī)稅，會抑制農(nóng)戶長期投資的積極性。cBesley, T.,“Property Rights and Investment Incentives: Theory and Evidence from Ghana”，Journal of Political Economy, vol.103, no.5, 1995, pp.903-937.其二是通過改善土地的交易性功能而產(chǎn)生財產(chǎn)性交易收益效應(yīng)。d姚洋：《農(nóng)地制度與農(nóng)業(yè)績效的實證研究》，《中國農(nóng)村觀察》1999年第5期。安全的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)更有利于農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育，農(nóng)戶不必?fù)?dān)心其現(xiàn)期投資在未來流轉(zhuǎn)中貶值，這有利于增加農(nóng)戶對未來市場價值實現(xiàn)的信心，并由此增加長期投資。

發(fā)展中國家普遍存在的產(chǎn)權(quán)模糊問題被認(rèn)為是這些國家投資不足的主要原因。e姚洋：《土地、制度和農(nóng)業(yè)發(fā)展》，北京：北京大學(xué)出版社，2004年。改革開放以來，我國農(nóng)戶的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)有不斷強(qiáng)化的趨勢。經(jīng)營權(quán)方面，自1985年中央“1號文件”規(guī)定“任何單位都不得再向農(nóng)民下達(dá)指令性生產(chǎn)計劃”后，農(nóng)戶擁有了較為充足的自主經(jīng)營決策權(quán)。農(nóng)地流轉(zhuǎn)權(quán)方面，也由原先只能在小組內(nèi)部流轉(zhuǎn)逐步放開，到現(xiàn)階段多個1號文件鼓勵農(nóng)地流轉(zhuǎn)，農(nóng)戶能充分自主進(jìn)行農(nóng)地經(jīng)營權(quán)的流轉(zhuǎn)。在地權(quán)穩(wěn)定方面，國家政策法規(guī)層面做出了持續(xù)的努力，如1993年11月中共中央和國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于當(dāng)前農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的若干政策措施》，要求在第一輪承包到期后，將承包期再延長30年，并要求在承包期內(nèi)實行“增人不增地，減人不減地”；2003年施行的《中華人民共和國農(nóng)村土地承包法》更是規(guī)定“承包期內(nèi)，發(fā)包方不得調(diào)整承包地”。然而，寫在紙上的制度與實施運(yùn)行的制度并不完全一致。在實踐層面，農(nóng)地調(diào)整時有發(fā)生，李尚蒲和羅必良根據(jù)2012年對26 省的調(diào)查數(shù)據(jù)表明，土地調(diào)整的發(fā)生率仍高達(dá)45.39%。f李尚蒲、羅必良：《農(nóng)地調(diào)整的內(nèi)在機(jī)理及其影響因素分析》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2015年第3期。Yao and Carter認(rèn)為農(nóng)地調(diào)整是村莊為了追求公平而形成的一種制度實踐；gYao, Y., M. R. Carter,“Specialization without Regret: Transfer Rights, Agricultural Productivity, and Investment in an Industrializing Economy”，Policy Research Working Paper, 1999.Brandt et al.認(rèn)為農(nóng)地調(diào)整是在缺乏農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的背景下，農(nóng)村集體借以提高資源利用效率的一個重要手段。hBrandt, L., S. Rozelle, M.A. Turner,“Local Government Behavior and Property Right Formation in Rural China”，Journal of Institutional & Theoretical Economics Jite, vol.160, no.4, 2004, pp. 627-662.李尚蒲和羅必良認(rèn)為，農(nóng)地調(diào)整來源于長期制度實踐下農(nóng)地保障功能的“均分基因”，農(nóng)地調(diào)整是村莊自發(fā)的產(chǎn)權(quán)界定方式，符合傳統(tǒng)的土地治理規(guī)范和集體行動邏輯，通過農(nóng)地調(diào)整來表達(dá)集體成員權(quán)是產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性增強(qiáng)的重要表現(xiàn)。但是，更多文獻(xiàn)認(rèn)為農(nóng)地調(diào)整是我國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定的一個重要表征。有鑒于此，已有文獻(xiàn)關(guān)注農(nóng)地調(diào)整對改善農(nóng)業(yè)專用性投資的影響。其主要觀點認(rèn)為承包期的延長或者土地調(diào)整發(fā)生率的降低有利于激勵農(nóng)戶向農(nóng)地投入更多的綠肥或有機(jī)肥。ij姚洋：《農(nóng)地制度與農(nóng)業(yè)績效的實證研究》，《中國農(nóng)村觀察》1998年第5期。但是，許慶、章元發(fā)現(xiàn)，無論是“增人增地”還是“減人減地”對農(nóng)戶農(nóng)家肥的使用量都沒有顯著影響。k許慶、章元：《土地調(diào)整、地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)民長期投資激勵》，《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第10期。此外，部分研究證明，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)及其穩(wěn)定與否，無論是農(nóng)戶在小規(guī)模經(jīng)營情景下的投資，還是在地塊不相連分散經(jīng)營情景下的投資，其影響程度也是有限的。l鐘甫寧、陸五一、徐志剛：《農(nóng)村勞動力外出務(wù)工不利于糧食生產(chǎn)嗎?——對農(nóng)戶要素替代與種植結(jié)構(gòu)調(diào)整行為及約束條件的解析》，《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2016年第7期。不過要強(qiáng)調(diào)的是，部分有機(jī)肥（尤其是速效有機(jī)肥與復(fù)合肥）的施用并不一定表達(dá)農(nóng)戶的長期投資行為，綠肥種植與否，也并不完全是產(chǎn)權(quán)獨立決定的結(jié)果。

事實上，在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，表達(dá)農(nóng)戶投資經(jīng)營行為的長期性，不僅表現(xiàn)在要素投入方面，而且還體現(xiàn)在對不同周期性作物品種的選擇。其中，長周期作物的種植不僅是一種生產(chǎn)行為，也是一種投資行為。相對于綠肥和有機(jī)肥等要素投入，跨期經(jīng)濟(jì)作物初始投入大，回收周期更長。不僅如此，農(nóng)戶對跨期經(jīng)濟(jì)作物的選擇不僅能夠反映農(nóng)戶對產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定預(yù)期，同時也是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素長期配置的一種結(jié)果。已有文獻(xiàn)注意到農(nóng)業(yè)勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)選擇所帶來的影響。特別是農(nóng)業(yè)勞動力的剛性約束，將導(dǎo)致農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)的短周期化，減少勞動密集型作物的種植，降低對長周期經(jīng)濟(jì)作物的選擇并由此抑制農(nóng)戶的長期投資。

上述文獻(xiàn)已經(jīng)關(guān)注于地權(quán)穩(wěn)定與否對農(nóng)戶要素投入的影響，但卻沒有重視農(nóng)業(yè)要素配置的相互性；即使討論了農(nóng)戶在勞動力約束下種植行為的選擇機(jī)理，但卻沒有顧及農(nóng)地產(chǎn)權(quán)產(chǎn)生作用的依存性條件。隨著農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)空間的不斷擴(kuò)展與外出務(wù)工工資的不斷上漲，意味著農(nóng)戶務(wù)農(nóng)的機(jī)會成本將不斷提升。在這一背景下，農(nóng)戶的理性選擇是更多地選擇對勞動力需求更低的種植結(jié)構(gòu)，降低務(wù)農(nóng)的勞動力成本，提高家庭總體收入。農(nóng)戶對跨期經(jīng)濟(jì)作物種植的選擇，不僅僅取決于投資預(yù)期回報的高低，并且也是基于勞動力務(wù)農(nóng)和非農(nóng)之間收益比較的結(jié)果。考慮到跨期經(jīng)濟(jì)作物往往具有勞動密集的特點，從而使得農(nóng)戶種植跨期作物的種植可能會面臨勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移而受到抑制。由此提出的悖論是：農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的提高能夠降低未來損失風(fēng)險，有利于激勵農(nóng)戶進(jìn)行長期作物的種植；而非農(nóng)轉(zhuǎn)移強(qiáng)化勞動力的剛性約束，則會降低農(nóng)戶種植跨期經(jīng)濟(jì)作物的可能性。因此，本文認(rèn)為，在農(nóng)業(yè)勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移背景下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)或許不再是決定農(nóng)戶是否進(jìn)行長期農(nóng)業(yè)投資的唯一因素，而勞動力的有效配置將成為農(nóng)戶不得不考慮的一個重要因素。本文的目的就在于對這一判斷進(jìn)行理論梳理與實證檢驗。

二、邏輯分析

以一個代表性農(nóng)戶對該問題進(jìn)行分析，由于每個農(nóng)戶的稟賦相同，所以不存在農(nóng)戶之間相互幫工的情況，也不存在農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，并進(jìn)一步將農(nóng)地面積標(biāo)準(zhǔn)化為1。種植跨期經(jīng)濟(jì)作物是勞動力密集型的種植行為，也是長期投資行為，因此，對于跨期經(jīng)濟(jì)作物，資本和勞動之間具有典型的互補(bǔ)特征，故假設(shè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，Y為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，I是農(nóng)業(yè)投資，設(shè)農(nóng)業(yè)投資的消耗速度是時間的線性函數(shù)，簡單起見，假設(shè)單位時間的消耗速率為1。L是勞動力投入，a是勞動力的邊際產(chǎn)出，農(nóng)地調(diào)整的周期為t，農(nóng)戶根據(jù)農(nóng)地調(diào)整的周期進(jìn)行投資，投資是調(diào)整周期的函數(shù)：

農(nóng)戶投資的回報周期和農(nóng)地的調(diào)整周期相等。農(nóng)地調(diào)整之后，農(nóng)戶在農(nóng)地尚未消耗的投資無法回收。農(nóng)戶的目標(biāo)函數(shù)為：

其中U是農(nóng)戶家庭總收入，是家庭總勞動力，務(wù)農(nóng)勞動力，p是農(nóng)產(chǎn)品價格，c是投資的單位成本，w是非農(nóng)報酬，Y是農(nóng)戶全部投資I消耗完的農(nóng)業(yè)收入。由于資本消耗速率是時間線性函數(shù)，且消耗速率為1，所以當(dāng)農(nóng)地發(fā)生調(diào)整時，農(nóng)地投資的消耗量為t，所以農(nóng)地調(diào)整時的產(chǎn)出為由（3）可知，農(nóng)戶收入由農(nóng)業(yè)的總收入，打工收入和投資成本三部分構(gòu)成。如果農(nóng)地發(fā)生調(diào)整，農(nóng)業(yè)的總收入會降低，而投資一旦發(fā)生，投資的成本就不變，為。

由（1）可知農(nóng)戶在最優(yōu)決策點上，農(nóng)業(yè)產(chǎn)出、投資和勞動力之間存在如下關(guān)系：

結(jié)合（2）（4），對（3）可轉(zhuǎn)化為：

由此有：

情形一：在不存在非農(nóng)就業(yè)市場的情形下，即w=0，那么（5）可轉(zhuǎn)變?yōu)椋?/p>

由（8）可知，隨著調(diào)整周期的延長，農(nóng)戶會增加對農(nóng)地的長期投資，意味著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶長期投資是重要的，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)會激勵農(nóng)戶進(jìn)行長期投資。

情形二：存在非農(nóng)就業(yè)市場的情形下，由于存在非農(nóng)勞動力市場，農(nóng)戶將部分勞動力進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)可以獲得一定的工資收入，此時w≠0，結(jié)合（4），（5） 可得：

整理可得，存在非農(nóng)市場的情況下：

由（11）可知，在存在非農(nóng)就業(yè)的情況下，農(nóng)地調(diào)整周期的延長對農(nóng)地投資的激勵效應(yīng)要小于不存在非農(nóng)就業(yè)市場的情況。由此說明，在非農(nóng)市場情況下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性對農(nóng)戶長期投資的激勵效應(yīng)被削弱了。

三、數(shù)據(jù)、變量和模型

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心2014年完成的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查”（China Labor-force Dynamic Survey，簡稱CLDS）。CLDS采用多階段、多層次、與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，通過對中國城市和農(nóng)村的村居進(jìn)行入戶調(diào)查，建立以勞動力為調(diào)查對象的綜合性數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)覆蓋29個省市，401個村居，14214戶家庭，其中城市家庭為6183戶，農(nóng)村家庭為8031戶。本文僅使用農(nóng)村樣本。由于部分重要變量存在缺失值，經(jīng)數(shù)據(jù)清理，本文最終使用的樣本量為7217個農(nóng)戶。

（二）變量與描述

因變量：以農(nóng)戶果園種植面積為主要因變量?？紤]到各省市農(nóng)戶擁有農(nóng)地大小差異較大，在模型中控制省份虛擬變量的基礎(chǔ)上，使用的另一個因變量為農(nóng)戶家庭果園種植面積占家庭經(jīng)營總面積的比值。

核心自變量：（1）地權(quán)穩(wěn)定性，以2003年以來農(nóng)地是否發(fā)生調(diào)整進(jìn)行衡量，若農(nóng)地沒有進(jìn)行過調(diào)整則賦值為1表示地權(quán)是穩(wěn)定的，若農(nóng)地進(jìn)行過調(diào)整則賦值為0，表示地權(quán)不穩(wěn)定。（2）非農(nóng)就業(yè)機(jī)會。由于考察的是存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會背景下農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對長期投資的影響，因此以農(nóng)戶所在村莊是否有二三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行衡量。如果農(nóng)戶所在村莊有非農(nóng)就業(yè)機(jī)會則賦值為1，否則賦值為0，使用存在是否有非農(nóng)就業(yè)機(jī)會進(jìn)行衡量的另一個原因是該變量是村莊層面的變量，能夠降低內(nèi)生性問題對本文回歸系數(shù)的影響。

其他控制變量：（1）家庭基本情況。包括人員構(gòu)成，以及農(nóng)地總面積。（2）村莊情況。包括本村是否由機(jī)耕服務(wù)，是否實行統(tǒng)一灌溉以及存在水果種植面積占比。此外，考慮到我國各省情況區(qū)別比較大，在模型中控制省份虛擬變量。各個變量的基本情況見表1。

表1 變量賦值及基本情況

（三）模型選擇

本文使用的基本模型如下：

其中i是第i個農(nóng)戶，investment指果園種植面積，secure指地權(quán)安全性，industry指村莊是否有二三產(chǎn)業(yè)，control是其他控制變量。式（1）用于分析總體上當(dāng)?shù)貦?quán)穩(wěn)定時，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會將如何影響農(nóng)戶水果種植面積；式（2）重點關(guān)注交互項的系數(shù)，用于觀察存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的情況下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)將如何影響農(nóng)戶的水果種植。

四、實證結(jié)果分析

（一）地權(quán)穩(wěn)定性、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會和農(nóng)業(yè)長期投資

計量結(jié)果見表2。其中，模型2-1分析地權(quán)穩(wěn)定性、非農(nóng)就業(yè)機(jī)會對農(nóng)戶果園種植面積的影響?？紤]到各個省份情況差異較大，模型2-2在模型2-1的基礎(chǔ)上控制省份虛擬變量。可以發(fā)現(xiàn)，兩個模型各個變量回歸系數(shù)的方向和顯著性基本一致，計量結(jié)果穩(wěn)健。從模型2-1和模型2-2知，相對2003年以來經(jīng)歷過農(nóng)地調(diào)整的農(nóng)戶，沒有經(jīng)歷農(nóng)地調(diào)整的農(nóng)戶種植果園面積多6%左右。這說明，地權(quán)穩(wěn)定性的提高能夠誘導(dǎo)農(nóng)戶在農(nóng)地上進(jìn)行長期投資，種植跨期經(jīng)濟(jì)作物。相反，如果農(nóng)地進(jìn)行了調(diào)整，農(nóng)戶會減少對農(nóng)地的長期投資。盡管本文使用果園種植面積這種跨期作物衡量農(nóng)地的長期投資，不過這個研究結(jié)論和以往對有機(jī)肥和綠肥的研究結(jié)論基本上是一致的，即地權(quán)穩(wěn)定性的提高能夠激勵農(nóng)地長期投資。

非農(nóng)就業(yè)機(jī)會對農(nóng)戶果園種植面積的影響不顯著。如果村莊存在二三產(chǎn)業(yè)等非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，并不會顯著影響到農(nóng)戶對農(nóng)地的長期投資。村莊存在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)可以為農(nóng)戶提供離家比較近的就業(yè)機(jī)會，非農(nóng)收入的增加可能會緩解農(nóng)戶農(nóng)地投資的資金約束，但是非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移同時強(qiáng)化農(nóng)戶的勞動力約束，降低種植對勞動力需求較大的跨期經(jīng)濟(jì)作物的可能性。在上述兩種相反方向作用效果的共同影響下，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會對農(nóng)地長期投資沒有顯著影響。

其他變量中，統(tǒng)一灌溉的系數(shù)為負(fù)，說明如果村莊的水利條件比較好，可能會導(dǎo)致農(nóng)戶種植對水源需求的其他作物（例如水稻），而降低果樹的種植面積。家庭勞動力越多，農(nóng)戶種植果園的面積越大，這意味著類似果樹這類長期投資對勞動力的需求較大，非農(nóng)就業(yè)背景下，隨著勞動力的非農(nóng)就業(yè)，這類長期投資可能由于勞動力的剛性約束而受到抑制。農(nóng)地總面積越大種植果樹的面積越大，農(nóng)地面積增加1畝，農(nóng)戶種植果樹面積會增加0.28%，果樹這類投資對農(nóng)地規(guī)模同樣存在要求。此外，村莊種植果園的面積占比越多，農(nóng)戶種植果樹的面積也會增加。

表2 地權(quán)穩(wěn)定性對果園種植面積的影響

模型2-3顯示了存在非農(nóng)就業(yè)的情況下，農(nóng)地安全性的提高對農(nóng)戶果園種植面積的影響。模型2-4在模型2-3的基礎(chǔ)上控制了省份虛擬變量。兩個模型的變量方向和顯著性水平基本一致，結(jié)果穩(wěn)健。結(jié)果表明，村莊沒有二三產(chǎn)業(yè)的情況下，地權(quán)穩(wěn)定性顯著提高果園種植面積9.13%，比模型2-2所報告的系數(shù)高出約1/3。地權(quán)穩(wěn)定性*非農(nóng)就業(yè)機(jī)會變量則說明如果存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，地權(quán)穩(wěn)定性僅會促進(jìn)農(nóng)戶果園種植面積增加2.25%（9.13%-6.88%）。地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)戶長期投資的激勵效果大大降低，這和數(shù)理模型推導(dǎo)的結(jié)果一致。這意味著，由于類似果樹種植這類長期投資對勞動力存在一定的需求，在存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的情況下，勞動力務(wù)農(nóng)的機(jī)會成本上升。因此，盡管地權(quán)穩(wěn)定可以提高農(nóng)戶長期投資的預(yù)期回報，但是由于長期投資的成本還需要包括與之相匹配勞動力的成本，這導(dǎo)致長期的投資總成本也上升了。所以在其他條件不變，在存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的情況下，地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)戶長期投資的重要性可能下降?？梢?，如果不考慮勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移，僅通過提高地權(quán)穩(wěn)定性來誘導(dǎo)農(nóng)戶進(jìn)行長期投資，其效果可能是有限的。

（二）內(nèi)生性討論

地權(quán)穩(wěn)定性和非農(nóng)就業(yè)機(jī)會都是村莊層面的變量，對于農(nóng)戶果園的種植是外生的。但是存在一種可能情況是，農(nóng)戶通過種植果樹來對抗村莊的農(nóng)地調(diào)整。例如Brasselle et. al等發(fā)現(xiàn)在非洲存在農(nóng)戶通過種樹強(qiáng)化其農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的現(xiàn)象。aBrasselle A. S., Gaspart F., Platteau J. P., et al.,“Land Tenure Security and Investment Incentives: Puzzling Evidence from Burkina Faso”，Journal of Development Economics, vol.67, no.4, 2002, pp.373-418.種植果樹等跨期經(jīng)濟(jì)作物會抑制農(nóng)地調(diào)整，同時農(nóng)地調(diào)整會反過來抑制農(nóng)戶種植跨期作物。換而言之，農(nóng)地調(diào)整和跨期作物種植之間存在雙向因果的內(nèi)生性問題。如果這種可能性存在，則本文的估計結(jié)果可能是有偏。

為此，本文選取同一個縣其他村是否進(jìn)行農(nóng)地調(diào)整作為本文的工具變量。盡管2003年中央提出了30年承包期不變的政策，但很多地方依然進(jìn)行了農(nóng)地調(diào)整，例如本文樣本中超過33%的農(nóng)戶在2003年之后經(jīng)歷過農(nóng)地調(diào)整。邏輯上，同一個縣各個村30年不變的政策由同一個部門執(zhí)行，各村之間30年不變是否執(zhí)行和落實情況是高度相關(guān)的，也就是說各個村之間地權(quán)穩(wěn)定性是相關(guān)的。同時，同一個縣其他村農(nóng)地調(diào)整情況并不直接影響本村某一個農(nóng)戶的種植行為，也就是相對于農(nóng)戶的種植行為，該變量是外生的，符合排他性原則。利用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計（表3）。

表3 內(nèi)生性討論的計量結(jié)果

模型3-1第一階段工具變量對地權(quán)穩(wěn)定性的系數(shù)為-0.313，在1%的水平上顯著，說明同縣其他村發(fā)生農(nóng)地調(diào)整，本村農(nóng)地也發(fā)生調(diào)整的可能性更大，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安全性會顯著降低，符合邏輯預(yù)期。DWH檢驗顯示有使用工具變量的需要，最小特征值統(tǒng)計量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，故該工具變量不是弱工具變量（Weak Instrument）。第二階段顯示，地權(quán)穩(wěn)定性的系數(shù)為0.137，在1%的水平上顯著，且比模型2-1和模型2-1中的估計系數(shù)大。這說明在考慮內(nèi)生性以后，地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)戶果園種植面積的影響效果更大，地權(quán)穩(wěn)定能夠提高農(nóng)戶果園種植面積13.7%。

模型3-2中，由于相互項“地權(quán)穩(wěn)定性*非農(nóng)就業(yè)機(jī)會”包含地權(quán)穩(wěn)定性，所以可能存在內(nèi)生性。故此，本文利用同縣其他村是否有土地農(nóng)地調(diào)整和非農(nóng)就業(yè)機(jī)會相乘構(gòu)造另一個交互項作為工具變量。從第一階段看，兩個工具變量對兩個內(nèi)生變量都有顯著影響。DWH檢驗顯示有使用工具變量的必要，最小特征統(tǒng)計量顯示不存在弱工具變量問題。從第二階段看，在不存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的情況下，地權(quán)穩(wěn)定性的提高能夠顯著促進(jìn)農(nóng)戶果園種植面積35%，而非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的存在會抑制這種激勵作用。在存在非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的情況下，地權(quán)穩(wěn)定性的提高僅能導(dǎo)致農(nóng)戶增加果園種植面積2.2%。這和前文結(jié)論基本一致。

（三）替換關(guān)鍵變量

不同村莊的地域范圍存在差異。在幅員范圍狹小的村莊，即使全部承包地用于果樹的種植，其總的種植規(guī)模也相對有限。如果這些地方更傾向于調(diào)整土地的話，則前文以絕對的種植面積來衡量農(nóng)戶果樹種植行為則可能會導(dǎo)致研究結(jié)論出現(xiàn)偏差。在表4中，模型4-1、模型4-2將因變量由果園種植面積替換為果樹種植面積占比，即以農(nóng)戶家庭果樹種植面積占全家總農(nóng)地面積的比值來衡量農(nóng)戶長期投資行為。其中模型4-1使用分?jǐn)?shù)邏輯回歸（Fractional Logit Regression）進(jìn)行估計，模型4-2使用2SLS進(jìn)行估計，估計的結(jié)果和前文一致，說明前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。模型4-3和模型4-4將因變量替換成是否種植水果，果園面積大于0則賦值為1，否則賦值為0，其中模型4-3使用Probit模型進(jìn)行估計，模型4-4采用2SLS進(jìn)行估計，從估計結(jié)果可知，核心變量系數(shù)方向和顯著性和前文一致，結(jié)論穩(wěn)健。

表4 替換關(guān)鍵變量的計量結(jié)果

表5 公共服務(wù)如何對產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)影響

此外，上文中使用的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會是以村莊是否有二三產(chǎn)業(yè)來衡量的，顯然農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)范圍不僅僅局限于本村。為此，模型4-5、模型4-6進(jìn)一步使用所在縣的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)機(jī)會進(jìn)行衡量。模型4-5使用OLS進(jìn)行估計，模型4-6使用2SLS進(jìn)行估計。結(jié)果和前文一致，結(jié)果穩(wěn)健。

（四）進(jìn)一步討論

如前所述，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性能夠誘導(dǎo)農(nóng)戶進(jìn)行長期投資，即增加果樹的種植面積。但是，非農(nóng)勞動力市場的存在加強(qiáng)了農(nóng)戶家庭勞動力剛性約束，增加農(nóng)戶種植跨期作物的勞動力成本，從而降低農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)戶農(nóng)地投資的激勵效應(yīng)。如果該邏輯成立，就可以推斷：如果農(nóng)戶務(wù)農(nóng)成本降低，則勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移對地權(quán)投資激勵的削弱效應(yīng)會減緩，而提高勞動力非農(nóng)就業(yè)能力則會加大非農(nóng)轉(zhuǎn)移對地權(quán)投資激勵的削弱效應(yīng)。

為此，進(jìn)一步引進(jìn)問卷中“村莊統(tǒng)一防治病蟲”、“村莊統(tǒng)一購買生產(chǎn)資料”、以及“組織安排勞動力外出務(wù)工”三個變量，并構(gòu)造模型5-1，5-2和5-3。而模型5-4為了保證加入新控制變量后計量結(jié)論和原來結(jié)論一致（表5）。從模型5-1、模型5-2和模型5-3可以發(fā)現(xiàn)，地權(quán)穩(wěn)定性的提高可以顯著促進(jìn)農(nóng)戶擴(kuò)大果園種植面積，但是非農(nóng)就業(yè)機(jī)會則削弱這種激勵效應(yīng)，這和前文是一致的。進(jìn)一步在模型5-1、模型5-2加入交互項“地權(quán)穩(wěn)定性*非農(nóng)就業(yè)機(jī)會*防治病蟲”和“地權(quán)穩(wěn)定性*非農(nóng)就業(yè)機(jī)會*購買資料”，發(fā)現(xiàn)這兩個變量系數(shù)顯著為正。而在模型5-3中加入交互變量“地權(quán)穩(wěn)定性*非農(nóng)就業(yè)機(jī)會*組織務(wù)工”，發(fā)現(xiàn)該變量的系數(shù)顯著為負(fù)。這說明，如果村莊統(tǒng)一為農(nóng)戶提供防止病蟲的服務(wù)，或統(tǒng)一購買生產(chǎn)資料這一類降低農(nóng)戶務(wù)農(nóng)成本的服務(wù)能夠降低非農(nóng)就業(yè)機(jī)會對產(chǎn)權(quán)的投資激勵效應(yīng)的削弱作用，而降低農(nóng)戶外出務(wù)工成本則會強(qiáng)化非農(nóng)就業(yè)的抑制作用。

五、結(jié)論與討論

隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的不斷推進(jìn)，務(wù)農(nóng)不再是農(nóng)村勞動力謀生的唯一選擇。在要素流動的背景下，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性會如何影響農(nóng)戶對農(nóng)地的長期投資？本文通過數(shù)理模型，將農(nóng)戶務(wù)農(nóng)的機(jī)會成本約束納入分析框架，并結(jié)合CLDS2014的農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)：總體上，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的提高能夠促進(jìn)農(nóng)戶種植跨期經(jīng)濟(jì)作物，增加對土地的長期投資。但是，在農(nóng)戶所在村莊或所在縣二三產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達(dá)的情況下，地權(quán)穩(wěn)定性對農(nóng)地投資激勵效應(yīng)會減弱。這意味著，隨著城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對于激勵小農(nóng)戶進(jìn)行長期投資的重要性有減弱的趨勢。進(jìn)一步分析表明，增加農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的公共服務(wù)能夠緩解這種趨勢，而強(qiáng)化非農(nóng)就業(yè)公共服務(wù)的供給，則會加速這一進(jìn)程。

本文以跨期經(jīng)濟(jì)作物即果園種植來表達(dá)農(nóng)戶的長期投資的原因在于，一是以往研究較少涉及，二是有利于對農(nóng)業(yè)經(jīng)營格局進(jìn)行預(yù)判。因為跨期經(jīng)濟(jì)作物這類農(nóng)業(yè)投資往往對勞動力的需求比較大，隨著農(nóng)戶家庭勞動力不斷進(jìn)行非農(nóng)轉(zhuǎn)移，農(nóng)戶可能越來越傾向于種植勞動力需求少、種植周期短的作物，這意味農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)的“趨短化”可能是我國農(nóng)業(yè)經(jīng)營格局一種值得關(guān)注的新趨勢。需要強(qiáng)調(diào)的是，農(nóng)戶是否對農(nóng)地進(jìn)行長期投資，一方面和農(nóng)地產(chǎn)權(quán)有著重要關(guān)系，但另一方面卻與其他約束條件密切相關(guān)，如本文所討論的非農(nóng)就業(yè)市場及其要素配置?？梢?，眾多文獻(xiàn)所推崇的改善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性會促進(jìn)農(nóng)業(yè)投資的結(jié)論是值得商榷的。本文有助于深化對正在大力推進(jìn)的農(nóng)地確權(quán)頒證工作的制度含義的認(rèn)識。應(yīng)該說，農(nóng)地確權(quán)是重要的，但僅僅試圖通過農(nóng)地確權(quán)的單一策略來強(qiáng)化農(nóng)戶對農(nóng)地的長期投資，其激勵效果將是有限的。必須輔之與其他措施，特別是強(qiáng)化農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資的政策匹配。