張同龍 黃曉雯 張林秀

一、引言

產(chǎn)權(quán)是經(jīng)濟(jì)增長的決定因素，其作用機(jī)制在于只有穩(wěn)定受保護(hù)的產(chǎn)權(quán)才能誘發(fā)大量的投資。①關(guān)于產(chǎn)權(quán)的作用，Besley 和Ghatak (2010)識別了四個主要機(jī)制:激勵投資，降低保護(hù)成本，促進(jìn)市場交易，使信貸可得。即使認(rèn)知到產(chǎn)權(quán)被侵害的可能，但在經(jīng)驗研究中，從微觀層面通過系統(tǒng)性大樣本來觀測侵害事件幾乎是不可能的(Jacoby 等，2002)。產(chǎn)權(quán)往往是復(fù)雜背景制度環(huán)境中的一部分，為其尋找可比的“對照組”以識別潛在的因果關(guān)系更是困難。

早期的研究多使用國家層面的數(shù)據(jù)，以法律或政治變量代理產(chǎn)權(quán)安全性(穩(wěn)定性)，以檢驗相關(guān)假說(North 和Weingast，1989；Shleifer 和Vishny，1994；Keefer 和Knack，1997；Bohn 和Deacon，2000；Acemoglu 等，2001)。為免除國家層面的異質(zhì)性，學(xué)者們轉(zhuǎn)向更為微觀的社區(qū)(村莊)層級的數(shù)據(jù)，比如在研究發(fā)展中國家的農(nóng)村土地的文獻(xiàn)中，多利用歷史制度 “遺產(chǎn)”的外生變化進(jìn)行檢驗 (Dell，2010；Banerjee 和Iyer，2005)。隨后的研究則細(xì)化到家戶甚至個人層面，利用個體的政治和社會地位以及個體經(jīng)歷來刻畫產(chǎn)權(quán)，觀察其對隨后投資行為的影響(Banerjee 等，2002；Bai 等，2014)。雖然測度更加細(xì)致，觀察愈加入微，但外生的變異源更難獲得，而且依然不是對于產(chǎn)權(quán)安全性(或征收風(fēng)險)的直接觀察。如果能在戶內(nèi)獲得變異，如觀察到同一農(nóng)戶對于自家不同地塊的投資行為，甚至對于同一地塊在不同時期的不同投資行為，才是從根本上對于產(chǎn)權(quán)安全性和投資行為關(guān)系的直接觀察(Gao 等，2017)。

中國農(nóng)村土地制度變遷為研究這一主題提供了絕佳的制度環(huán)境。首先，在宏觀層面上，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性在不斷加強(qiáng)，這可以從20 世紀(jì)80 年代初的家庭聯(lián)產(chǎn)承包制改革、90 年代末的“30 年不變”的二輪承包、21 世紀(jì)初的農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革，以至于近年來的土地確權(quán)中體現(xiàn)。然而，從社區(qū)(村莊)層面上看，即使在二輪承包以后，村莊范圍內(nèi)的土地重新調(diào)整仍時有發(fā)生(張同龍和張林秀，2017b)。也有研究發(fā)現(xiàn)，土地調(diào)整受家庭特征影響(Rozelle 和Li，1998；Liu 等，1998)，只是調(diào)整時間對于農(nóng)戶并不確定。甚至有研究在地塊層面上發(fā)現(xiàn)，同一農(nóng)戶持有的不同地塊受調(diào)整影響也可能有所不同(Bai等，2014)。從這個意義上講，基于中國農(nóng)地產(chǎn)權(quán)變遷的微觀數(shù)據(jù)能夠同時提供必要的橫截面和時序變化，為因果關(guān)系的判定提供識別機(jī)會。

以中國農(nóng)地制度為背景探討這一主題的經(jīng)驗研究眾多，但并未達(dá)成一致結(jié)論。大部分研究都確認(rèn)穩(wěn)定的產(chǎn)權(quán)能夠促進(jìn)土地投資，但多數(shù)以有機(jī)肥或農(nóng)家肥測度投資(Deininger 和Jin，2006；Fenske，2011；Abdulai 等，2011；朱民等，1997；俞海等，2003；Gao 等，2017；Jacoby 等，2002；Li 等，1998；孫琳琳等，2020)，也有不少研究對這一結(jié)論提出挑戰(zhàn)(Deininger 和Ali，2008；Brasselle 等，2002；許慶和章元，2005；陳鐵和孟令杰，2007；鐘甫寧和紀(jì)月清，2009；徐志剛和崔美齡，2021)。這些研究之間的分歧，關(guān)鍵在于對關(guān)鍵變量的測度。

對于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性，已有研究多采用簡單直接的測度，如地塊持有期限、預(yù)期持有時間和調(diào)整經(jīng)歷等，總是引發(fā)爭論(姚洋，2000；Jacoby 等，2002)。以地塊持有期限為例，多數(shù)文獻(xiàn)簡單認(rèn)為持有期越長產(chǎn)權(quán)越穩(wěn)定。這種做法存在三個問題:首先，地塊持有期限是代理而不是測度，因為持有期限部分是隨機(jī)決定的；其次，地塊持有期限會帶來內(nèi)生性困擾，特別是存在遺漏變量或反向因果的嫌疑(得到更多投資的地塊更不容易被調(diào)整)；最后，較長持有期往往意味著調(diào)整的可能性更大(到期面臨再調(diào)整)。少數(shù)研究提供了不同視角，俞海等(2003)直接比較了同一家戶的自留地和承包地，Gao 等(2017)直接比較了同一家戶的自留地和轉(zhuǎn)入田。由于這是戶內(nèi)比較，在很大程度上解決了戶間差異所造成的內(nèi)生性問題，也表明了控制家戶固定效應(yīng)是必要的。但這兩篇文章的結(jié)論只是定性意義的，仍需深入研究農(nóng)戶在其持有比例最大的承包地上的投資行為。

值得注意的是，Jacoby 等(2002)提供了對單個地塊持有期進(jìn)行風(fēng)險分析的方法，其模型考慮了政策、村莊以及家戶甚至地塊特征，由此預(yù)測的失地風(fēng)險是測度地權(quán)穩(wěn)定性的合適指標(biāo)。然而，其研究中所使用的地塊數(shù)據(jù)是截面性質(zhì)的，無法觀測未來失去地塊的時間點，只能人為設(shè)定地塊可能的持有期限，因此是不完整的地塊“生命周期”。Bai 等(2014)沿襲了這一方法，但只基于家戶層面的數(shù)據(jù)，無法識別地塊特征。另外，前者的數(shù)據(jù)只到1995 年，后者延展到2002 年，都遠(yuǎn)不能反映近年來的中國農(nóng)村農(nóng)地產(chǎn)權(quán)狀況。本文使用一套新近的細(xì)化到地塊層級的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，克服以往研究的缺憾，重新量化隨時間變化的失地風(fēng)險，并估計其對農(nóng)地投資的影響。

大部分研究僅使用有機(jī)肥或農(nóng)家肥①這里要注意區(qū)分投入和投資，投入只對即期生產(chǎn)起作用，如化肥。而投資會帶來長時段的收入流，如有機(jī)肥將會在接下來的四五年中提高土壤肥力。來測度農(nóng)地投資，忽略了對土地的固定投資，如灌溉、改良土壤，甚至是將農(nóng)田改為果園、大棚等(Besley，1995)。然而恰恰是后者才是大幅度提高農(nóng)地生產(chǎn)率的關(guān)鍵，也是最需要農(nóng)戶作為決策主體進(jìn)行權(quán)衡取舍的投資抉擇。有研究表明，這類投資的短缺已成為制約農(nóng)業(yè)發(fā)展的瓶頸。此外，以有機(jī)肥或農(nóng)家肥來測度投資還存在幾個問題:首先，農(nóng)家肥對地力的改進(jìn)是小幅的，減少其投入帶來的社會成本很低(Jacoby 等，2002)；其次，農(nóng)家肥多是由自家飼養(yǎng)牲畜的糞肥構(gòu)成，而隨著農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，其可得性變得越來越低；最后，施用農(nóng)家肥需要大量勞動力投入①根據(jù)Jacoby 等(2002)的測算，要占到全年勞動力投入的8%。，在勞動力機(jī)會成本大幅上升的背景下，經(jīng)濟(jì)可行性也越來越低。因此，僅以農(nóng)家肥或者有機(jī)肥來測度有失妥當(dāng)，而鮮有研究全面考慮農(nóng)地長期投資類型。值得注意的是，中國農(nóng)地分布細(xì)碎化的事實以及這類固定投資成本相對較高，使得此類投資往往以村集體/政府出資加農(nóng)戶出工出資的配套出現(xiàn)，并主要由村或小組來組織實施，由此研究的視角也要走出私人投資和單人決策，轉(zhuǎn)向公共投資和集體行動。

本文的潛在貢獻(xiàn)在以下四個方面:第一，在理論層面，通過澄清產(chǎn)權(quán)對不同投資主體的激勵效應(yīng)，彌合理論分歧并具體演繹出其對于私人投資的促進(jìn)效應(yīng)和公共投資的抑制效應(yīng)。第二，對于產(chǎn)權(quán)本身的測度，本文通過地塊層面的“生存分析”以解決相關(guān)研究使用代理變量所帶來的測度問題。第三，對于農(nóng)地投資的測度，本文細(xì)致考察所有類別與農(nóng)地相關(guān)的投資，并進(jìn)一步區(qū)分投資主體和性質(zhì)，使得對土地投資的測度更全面且完整。第四，本文通過嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶嵶C模型設(shè)定透析相關(guān)實證研究的分歧，得到更為穩(wěn)健的估計結(jié)果，從而推進(jìn)對中國農(nóng)村土地投資方面的理解。

二、數(shù)據(jù)來源和變量描述

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心于2014 年對全國5 個省份(江蘇、四川、陜西、吉林、河北)60 個村1 200 個農(nóng)戶的入戶訪談問卷。為了保證調(diào)查取樣的代表性，樣本的選取過程采用了分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的辦法。②具體的抽樣方法請參考參考張同龍和張林秀(2017a)。

本文主要關(guān)注與農(nóng)地調(diào)整和投資相關(guān)的信息，共搜集了農(nóng)戶自“二輪承包”以來持有的7 161 塊農(nóng)地的信息，包括地塊的獲取年份、失去年份、有無投資、投資年份、投資類型、投資金額、投資主體等。其中，5 186 塊為農(nóng)戶仍然持有的地塊，1 975 塊為已經(jīng)失去的地塊。③這些地塊主要是由于土地調(diào)整失去的，也有少數(shù)是由于征地失去。所有地塊中共有523 塊地具有投資的相關(guān)信息。問卷中共設(shè)置了18 種與農(nóng)地相連的長期投資類型:建引水渠、建排水溝、排水設(shè)備、建蓄水庫、建水泥渠堤、修路、平整土地、改良土壤、興修梯田、耕地改魚塘、耕地改果園、塑料大棚、田邊防護(hù)林、種經(jīng)濟(jì)林、修籬笆、打井、施有機(jī)肥和退耕還林。由于所有搜集的數(shù)據(jù)中沒有建水泥渠堤和興修梯田這兩類投資，所以實際只收集到16 類農(nóng)地長期投資的數(shù)據(jù)。另外，此次調(diào)查也搜集了農(nóng)地、家戶和村莊特征的信息。

(二)農(nóng)地投資概覽

按資金來源劃分農(nóng)地投資類型。對于所有的農(nóng)地投資項目，平均每項投入資金約7 600元④這里將農(nóng)戶出工部分通過當(dāng)?shù)禺?dāng)時的工資率進(jìn)行折算。，其中農(nóng)戶負(fù)擔(dān)2 100 元，占27%。除地塊所在農(nóng)戶出資外，其他資金來源包括:上級政府的項目資助；村或小組進(jìn)行配套投入；其他農(nóng)戶進(jìn)行的合作投資。按照資金來源，可以把全部投資項目分為三類:本戶單獨出資項目(A)；本戶未出資項目①除了本戶以外的其他三類主體中的一類或者幾類共同出資。但在本文的數(shù)據(jù)中不存在僅有其他農(nóng)戶投資的情形，因此這類投資具體包含了僅有政府、村集體和村民小組出資的項目。(B)；本戶和外部資源共同出資項目②除了本農(nóng)戶，投資主體還包括其余三類投資主體中的一類或幾類。這類投資具體包括本農(nóng)戶和其他農(nóng)戶共同出資的項目、本農(nóng)戶和政府共同出資的項目、本農(nóng)戶和村集體或者小組共同出資的項目。(C)。其中，農(nóng)戶參與投資的項目占97%；由農(nóng)戶單獨出資的項目達(dá)60%，但投資金額平均不到3000 元；農(nóng)戶未出資的項目則不足3%，但此類項目的總投資額平均高達(dá)2.1 萬元；共同出資的項目約占40%，平均投資額超過1.4 萬元。

按投資主體劃分農(nóng)地投資類型。不同的出資主體對地權(quán)穩(wěn)定性的考慮顯然不同。農(nóng)戶單獨投資的項目可視為私人投資，其性質(zhì)與以往研究所關(guān)注的一致。而有外部資金參與(共同出資)的項目可視為公共投資③嚴(yán)格來講，只有農(nóng)戶未出資的項目才算純粹的公共投資項目。但考慮到這類項目數(shù)量太少，故選擇將其與共同投資項目歸并。實際上，大部分共同投資項目中農(nóng)戶只是參與了在自家地塊施工時的幫工。，這部分是以往研究較少關(guān)注的。如表1所示，公共部分項目規(guī)模大、投資金額高，但其中由農(nóng)戶出資的比例很低，不足6%。據(jù)此，我們將農(nóng)地投資項目按投資主體分為兩類:私人投資 (A)和公共投資(B ＋C)④有別于從公共品供給者的視角對公共投資和私人投資進(jìn)行分類，本文站在本農(nóng)戶的視角，將私人投資嚴(yán)格限定為本農(nóng)戶單獨出資，而將其他所有涉及外部資金的投資項目歸類為公共投資。因此，本農(nóng)戶和其他農(nóng)戶之間的共同投資也被歸類為公共投資，因為這一類投資不嚴(yán)格屬于本文所定義的私人投資的范疇。由此，本文所定義的公共投資有多主體共同投資的意思。。

表1 農(nóng)地投資按資金來源分類統(tǒng)計

按實際投資項目劃分投資類型，共可以歸為5 類(見表2)。其中，灌溉類占比最大，其投資金額高達(dá)1.3 萬多元，但農(nóng)戶出資的比例不到10%。其次為投入有機(jī)肥(或農(nóng)家肥)的項目，投資金額平均只有3 600 元，本戶出資比例超過80%。改良土壤類的項目占比超過20%，平均投資金額接近3000 元，其中農(nóng)戶出資比例接近80%。耕地改果園類的項目有35 項，投資金額平均只有1 400 元，幾乎源于本戶資金。耕地改大棚類項目只有15 項，但投資金額平均接近2 萬元，其中由本戶出資比例占37%。這說明不同的投資類型間存在明顯的異質(zhì)性，將農(nóng)地投資一概而論容易造成歧義。參照經(jīng)濟(jì)學(xué)中對公共物品的定義⑤投資具有明顯規(guī)模報酬遞增和回報具有溢出效應(yīng)的項目歸為公共投資。，灌溉類和改良土壤類屬于公共投資，而有機(jī)肥、耕地改果園和耕地改大棚屬于私人投資。結(jié)合按照投資主體的項目分類，灌溉類投資可以視為典型的公共投資項目，而有機(jī)肥可以視為典型的私人投資項目。

表2 農(nóng)地投資按項目類型分類統(tǒng)計

(三)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)與投資關(guān)系初探

在以往研究中土地調(diào)整作為失地原因多有涉及，其被認(rèn)為是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定的主要因素。但從本文的數(shù)據(jù)上看，其對投資的影響是復(fù)雜的。如表3 所示，總體上，隨著土地調(diào)整經(jīng)歷的次數(shù)增多，農(nóng)戶投資的地塊數(shù)量減少。但如果只比較經(jīng)歷一次調(diào)整和從未調(diào)整過的農(nóng)戶，此結(jié)論不成立。從投資強(qiáng)度(金額)上看，經(jīng)歷多次土地調(diào)整的農(nóng)戶，其地塊的總投資金額較高，甚至當(dāng)考慮農(nóng)戶自身的出資額時也成立。這說明僅使用調(diào)整經(jīng)歷作為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的代理指標(biāo)，測量誤差會很大。

表3 農(nóng)地調(diào)整經(jīng)歷與投資

三、農(nóng)地投資理論模型

我們構(gòu)建了一個簡化的失地風(fēng)險影響農(nóng)地投資的模型?？紤]在一個村莊中存在兩類投資主體，農(nóng)戶和政府。我們將村集體和上級政府投資都?xì)w為政府投資，投資對象為農(nóng)戶所耕種的土地。政府投資屬于公共投資，涉及外部資金的投入。農(nóng)戶使用自有資金投資于其持有的地塊，屬于私人投資。假定農(nóng)戶的生產(chǎn)函數(shù)為f(IP，IG)，政府的生產(chǎn)函數(shù)為F(IP，IG)。生產(chǎn)所需的投入要素僅為以上兩類投資主體對農(nóng)地的投資，即農(nóng)戶對農(nóng)地的私人投資IP，投資成本CP；以及政府投資IG，投資成本CG。兩個生產(chǎn)函數(shù)均滿足一般性質(zhì)，即f1>0，f2>0，f11<0且f22<0 以及F1>0，F(xiàn)2>0，F(xiàn)11<0且F22<0。政府的目標(biāo)是實現(xiàn)宏觀層面的經(jīng)濟(jì)績效以及對政策的執(zhí)行。沿用Besley 和Ghatak (2010)的模型假定，以τ表示農(nóng)戶所持有地塊的失去風(fēng)險(此處可以理解為持有期末期失去土地收益的概率，也可理解為失去的比例)，τ∈[0，1]。雖然也有學(xué)者將這一設(shè)定用于中國農(nóng)村研究(Jacoby 等，2002)，但只是從農(nóng)戶的角度賦予τ失地風(fēng)險的含義，用于表征農(nóng)地產(chǎn)出在政府和農(nóng)戶之間的利益分割，是政府對農(nóng)戶剝奪的比例。但從政府的角度看，其實際并未從中獲得農(nóng)戶的任何產(chǎn)出收益，只是實施了土地調(diào)整這一決策。因此，τ對于政府而言可以理解為所處的制度環(huán)境對其決策行為的約束程度。如果農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度完善，地權(quán)高度穩(wěn)定，那么農(nóng)地制度對政府土地調(diào)整行為的約束力較強(qiáng)，τ相對較小；反之，τ較大。當(dāng)然，本文假定農(nóng)地產(chǎn)出分配不會外溢出村集體，只是在本農(nóng)戶與其他在同一村集體范圍內(nèi)的農(nóng)戶之間進(jìn)行分割。如果考慮村干部可能通過土地調(diào)整來尋租或完成其他行政任務(wù)(Brandt 等，2004；Martinez-Bravo 等，2021)，那么將農(nóng)戶和村集體放在類似的利益對立面也說得通。此時，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)可以視為實現(xiàn)村莊治理的機(jī)制。

(一)失地風(fēng)險對農(nóng)戶私人投資的影響

農(nóng)戶做出投資決策是為了最大化其在農(nóng)地上的總體產(chǎn)出收益，我們將產(chǎn)出價格標(biāo)準(zhǔn)化為1，那么農(nóng)戶的收益最大化問題為:

式(1)的一階條件為:

根據(jù)隱函數(shù)存在性定理以及生產(chǎn)函數(shù)性質(zhì)可知:

這意味著，失地風(fēng)險將會抑制農(nóng)戶對土地的私人投資(假說1)。此處所體現(xiàn)的機(jī)制是傳統(tǒng)觀點中的強(qiáng)化私人產(chǎn)權(quán)促進(jìn)產(chǎn)權(quán)主體的投資激勵。

(二)失地風(fēng)險對政府公共投資的影響

政府實施農(nóng)地投資項目的目的是，在既定的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度環(huán)境下實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)。在此情境下，政府對農(nóng)地投資的效益最大化問題為:

式(4)的一階條件為:

根據(jù)隱函數(shù)存在性定理以及生產(chǎn)函數(shù)性質(zhì)可知:

這意味著，失地風(fēng)險將會促進(jìn)政府對土地的公共投資(假說2)。此處所蘊(yùn)含的機(jī)制與前文的私人產(chǎn)權(quán)激勵相對應(yīng)，強(qiáng)化集體產(chǎn)權(quán)(弱化私人產(chǎn)權(quán))可以促進(jìn)公共投資。

綜上所述可以得到:產(chǎn)權(quán)對于投資是一把“雙刃劍”，其所蘊(yùn)含的私人產(chǎn)權(quán)與集體產(chǎn)權(quán)對立可以對不同來源的投資產(chǎn)生完全相反的影響。

(三)失地風(fēng)險對農(nóng)地總投資的影響

失地風(fēng)險對農(nóng)地總投資的影響是由失地風(fēng)險對農(nóng)戶私人投資和政府公共投資影響作用的共同結(jié)果。農(nóng)地的總投資為IT＝IP＋I(xiàn)G，總投資相對于失地風(fēng)險的變化為:

此時，失地風(fēng)險對總投資的影響不確定。根據(jù)前文的事實描述，涉及外部資金的項目的投資額遠(yuǎn)大于農(nóng)戶個人投資額?？梢酝茢?，失地風(fēng)險對公共投資的促進(jìn)作用大于對私人投資的抑制作用。因此，失地風(fēng)險可能會促進(jìn)農(nóng)地的總體投資(假說3)。

四、失地風(fēng)險分析策略與計量結(jié)果

(一)風(fēng)險分析策略

本文對失地風(fēng)險的測度遵循了Jacoby 等(2002)提出的方法。本文采用的數(shù)據(jù)記錄了每個地塊的獲取年份和失去年份，由此可構(gòu)造農(nóng)戶已經(jīng)失去的地塊的真實“生存周期”。①Jacoby 等(2002)所使用的截面數(shù)據(jù)都沒有完整“生存周期”，即他們沒有觀察到地塊被征收的時間，只是主觀假定每塊地都不能被持有超過12 年。Bai 等(2014)也使用了這一方法測度失地風(fēng)險。但遺憾的是，他們的數(shù)據(jù)只是在農(nóng)戶層面，缺乏地塊層面的信息，使得地塊層面的異質(zhì)性無法處理。當(dāng)然，對于農(nóng)戶在調(diào)查時點仍然持有的地塊，根據(jù)地塊的獲取年份，也可知道地塊的持有期。對于這部分地塊，農(nóng)戶未來何時會失去是未知的。據(jù)此數(shù)據(jù)特征，我們通過生存分析來預(yù)測1980—2013 年間②調(diào)查中包括了農(nóng)戶自二輪承包以來所承包過的所有農(nóng)地的信息。這些農(nóng)地最早的獲取時間可以追溯到1980 年，即一輪承包初期。每一年每一塊地所面臨的失去風(fēng)險。

首先，設(shè)定風(fēng)險函數(shù)。已知農(nóng)戶獲得地塊后的持有期為t年。假定該農(nóng)戶在未來的某一年第T年會失去其地塊，那么農(nóng)戶在持有地塊t年的情況下，不會失去地塊的可能性為S(t)＝P(T>t)＝1－F(t)，此式為地塊的生存函數(shù)，t∈[0，∞]，S(t)∈[0，1]。假定地塊的風(fēng)險函數(shù)為h(t)，表示地塊在持有t年后可能失去的風(fēng)險率。h(t)可由S(t)推導(dǎo)得到:

由此可得到，h(t)＝，h(t)∈[0，1]，f(t)是持有期t的概率密度函數(shù)。如前文所述，以地塊的持有期代理地權(quán)穩(wěn)定性并不妥當(dāng)，但可以判斷失地風(fēng)險是否隨著地塊持有期的變化而變化。因此，我們要確定一個參數(shù)α，作為持有期依賴參數(shù)。若α>1，則失地風(fēng)險隨地塊持有期的延長而增加；若α<1，則失地風(fēng)險隨地塊持有期延長而減小；若α＝1，失地風(fēng)險為常數(shù)。我們在風(fēng)險分析中采取參數(shù)估計的方法，設(shè)定的風(fēng)險函數(shù)為:

其中，xj為一系列的協(xié)變量。參照J(rèn)acoby 等(2002)，基礎(chǔ)風(fēng)險函數(shù)h0(t)設(shè)定為Weibull 函數(shù)，即h0(t)＝αtα－1。最終確定的風(fēng)險函數(shù)為:

其中，i表示地塊，Xi表示地塊特征變量，ζh表示家戶特征變量。由此可得到生存函數(shù)為。由此獲得的失地風(fēng)險率作為地塊產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性指標(biāo)，不僅包括不隨時間變化的由地塊和農(nóng)戶特征決定的風(fēng)險θ，也包括隨時間變化的風(fēng)險h0(t)。

(二)風(fēng)險分析結(jié)果

表4 顯示了基于不同模型設(shè)定的風(fēng)險分析結(jié)果。第(1)列控制了已有研究所重視的一些地塊和家戶層面的特征變量，所得到的log(α)為0.41，且統(tǒng)計上顯著異于0。這說明持有期依賴參數(shù)α顯著大于1，即失地風(fēng)險隨地塊持有期的延長而增加。由于在分析中難免會遺漏某些觀測不到的異質(zhì)性從而可能導(dǎo)致參數(shù)α被低估，第(2)列考慮了這些無法觀測的因素，并令其服從Gamma 分布，所得到的log(α)更大。土地調(diào)整是村級的統(tǒng)一決策或行動(Giles 和Mu，2018)，因此第(3)列控制了村莊層面的固定效應(yīng)，所得出的log(α)與第(2)列相比有所減小，與第(1)列相比略有增大?？紤]到農(nóng)戶層面觀測不到異質(zhì)性也會導(dǎo)致失地風(fēng)險的估計偏差，我們在第(4)列控制了家戶固定效應(yīng)，所得的log(α)進(jìn)一步增大。

我們根據(jù)表4 中的模型設(shè)定進(jìn)一步預(yù)測地塊在每一年的失地風(fēng)險率，并計算失地風(fēng)險率的年均值以查看其隨時間的變化趨勢。圖1 中(1)—(4)的預(yù)測結(jié)果分別對應(yīng)了表4中第(1)—(4)列的模型設(shè)定。總體而言，通過不同的風(fēng)險分析設(shè)定所預(yù)測的失地風(fēng)險率均表現(xiàn)出相似的變化趨勢，即失地風(fēng)險隨著時間推移而增長。此外，圖中均存在兩個明顯下降的階段，第一個是在1980—1983 年，即一輪承包初期；第二個是在1997—2000年，即二輪承包初期。以上信息暗示了，即使農(nóng)地調(diào)整的威脅依然存在，一輪承包和二輪承包的實行起到了穩(wěn)定承包權(quán)、降低失地風(fēng)險的作用。四種模型設(shè)定所預(yù)測的年均失地風(fēng)險率均處于相對較低的水平。根據(jù)圖1 (4)所提供的信息，1981 年的平均風(fēng)險率僅為0.38%，2013 年的平均風(fēng)險率也僅達(dá)到3.02%。由于表4 第(4)列的模型設(shè)定最為嚴(yán)格，其所預(yù)測的失地風(fēng)險率的變化趨勢與其他模型設(shè)定相似，最終以其設(shè)定所預(yù)測出1980—2013 年間地塊層面的失地風(fēng)險率，作為測度地權(quán)穩(wěn)定性的指標(biāo)。

表4 風(fēng)險分析結(jié)果

(續(xù)表)

圖1 年均失地風(fēng)險率隨時間的變化趨勢

圖2 未來失去地塊的可能性

五、實證模型設(shè)定與計量結(jié)果

(一)模型設(shè)定

我們估計由風(fēng)險分析得到的失地風(fēng)險率對農(nóng)地投資的影響。實證模型設(shè)定如下:

其中，腳標(biāo)i代表地塊，h代表家戶，v代表村莊，t代表年份。因變量為農(nóng)地投資，測度指標(biāo)分為兩類:定性的為是否有投資；定量的為投資強(qiáng)度。前者定義了在某一年度某個地塊是否有投資；后者以投資金額代表投資強(qiáng)度。①單位是元，加1 后取對數(shù)處理。按照前文對于投資的分類，我們進(jìn)一步將投資分為私人投資和公共投資。私人投資金額為僅本農(nóng)戶對其單獨投資地塊的出資金額(包括投入的非人工成本以及人工成本)，公共投資金額除了本農(nóng)戶對該地塊的投資金額，還包括農(nóng)戶估計的其他投資主體在該地塊上的投資金額(包括非人工成本和人工成本)。Hijvt為前文所得的失地風(fēng)險率②加1 取對數(shù)處理。，用于測度產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性。Plotijvt為地塊層面的特征變量，包括耕地質(zhì)量(水田還是旱地、是否是平原和離家距離)、面積和是否有二輪承包合同或確權(quán)證。由于本文使用的數(shù)據(jù)跨度時間長，為消除時間趨勢以及宏觀經(jīng)濟(jì)形勢等對投資決策的影響，模型控制了年份固定效應(yīng)。另外，為了消除戶間不隨時間變動的異質(zhì)性，模型中控制了家戶層面的固定效應(yīng)(μhv)。在穩(wěn)健性檢驗中，我們會進(jìn)一步控制到地塊層面的固定效應(yīng)。最后，在村莊之間有可能存在異方差或自相關(guān)的情況，因此我們在估計時采用聚類到村莊的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)失地風(fēng)險影響農(nóng)地投資的估計結(jié)果

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表5 報告了失地風(fēng)險影響農(nóng)地是否投資的估計結(jié)果。第(1)、(2)列和第(3)列分別設(shè)置了三個被解釋變量:全部投資、私人投資和公共投資。第(1)列的結(jié)果顯示，失地風(fēng)險增加并不會減少農(nóng)地總投資，反而會增加投資項目。失地風(fēng)險每上升一倍，進(jìn)行投資的可能性增加近20%。這一結(jié)果與以往大部分研究的結(jié)論對立，且高度顯著。

表5 失地風(fēng)險對農(nóng)地是否投資的影響

這一悖論結(jié)果是否是由于出資主體不同呢? 以往研究所指的產(chǎn)權(quán)激勵投資一般是指私人投資。因此，我們進(jìn)一步按投資主體對投資進(jìn)行分類。第(2)列估計結(jié)果證實了這一猜想，失地風(fēng)險顯著降低私人投資的可能性，但系數(shù)較小，失地風(fēng)險每上升一倍，私人投資的可能性只降低2%。而第(3)列的結(jié)果表明，失地風(fēng)險顯著促進(jìn)了公共投資的可能性。③由于本文對公共投資的分類包含了本農(nóng)戶和其他農(nóng)戶共同投資的項目，因此會顧慮此處的結(jié)果是由農(nóng)戶間共同投資的項目驅(qū)動還是由政府以及村集體參與的投資項目主導(dǎo)。本文“附錄與擴(kuò)展”中表A1 顯示，在公共投資中，農(nóng)戶間共同投資僅占21%。僅對這部分投資作回歸分析時，失地風(fēng)險對農(nóng)戶間是否共同投資以及投資金額均不存在統(tǒng)計上的顯著影響，具體結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”中表A2。也就是說，即使本文對公共投資的定義包含了農(nóng)戶間共同投資這一類型，失地風(fēng)險對公共投資的正向影響也主要由政府以及村集體參與的投資項目主導(dǎo)。失地風(fēng)險上升1 倍，增加公共投資的可能性達(dá)到22%。為什么基于聯(lián)合行動的公共投資和產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性關(guān)系相悖呢? 一個可能的解釋是，公共投資的公共物品性質(zhì)及其背后的聯(lián)合行動或集體行動，可能并不需要對私人產(chǎn)權(quán)進(jìn)行保護(hù)，反而需要私人產(chǎn)權(quán)的對立面即集體產(chǎn)權(quán)的出場。對于集體產(chǎn)權(quán)較強(qiáng)的地塊，村集體對其議價能力較強(qiáng)，也更易于對其施加控制，村集體更傾向于使用其公權(quán)力調(diào)動資金對這部分地塊進(jìn)行公共投資。相應(yīng)地，這部分地塊的產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性反而更低。這是因為相對于集體產(chǎn)權(quán)較弱(或私人產(chǎn)權(quán)較強(qiáng))的地塊，村集體更易于調(diào)整集體產(chǎn)權(quán)較強(qiáng)的地塊(或者對這部分地塊進(jìn)行調(diào)整的成本更低)。

其他解釋變量的估計結(jié)果基本符合預(yù)期。高質(zhì)量的地塊投資較多，特別是私人投資，而公共投資對于地塊質(zhì)量不敏感。面積越大的地塊得到投資的可能性越高，這也反映了土地細(xì)碎化對于投資的影響。有合同或證書保證的地塊的投資效應(yīng)更強(qiáng)。

表6 展示了失地風(fēng)險對投資金額的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，失地風(fēng)險每上升1 個百分點會使得總投資金額上升超過2 個百分點。而第(2)列和第(3)列的結(jié)果再次確認(rèn)了公共投資的集體行動主導(dǎo)了這一正效應(yīng)。

(續(xù)表)

2.穩(wěn)健性檢驗

我們進(jìn)一步解決遺漏變量和數(shù)據(jù)選擇問題給估計結(jié)果帶來的偏差。首先，我們在模型中進(jìn)一步控制到地塊層面的固定效應(yīng)，以克服只控制常見地塊特征仍有遺漏變量的風(fēng)險。表7 上部分的結(jié)果仍然與基準(zhǔn)結(jié)果相似，僅第(2)列和第(5)列中農(nóng)戶私人投資項目系數(shù)的顯著性消失。

其次，對于樣本選擇的穩(wěn)健性檢驗。鑒于本文所使用的數(shù)據(jù)是由農(nóng)戶回憶所得，越久遠(yuǎn)的信息可能越不準(zhǔn)確。因此，我們以二輪承包為界，將數(shù)據(jù)分為兩部分進(jìn)行估計。表7 中間部分的結(jié)果顯示，即使只采用二輪承包以前的數(shù)據(jù)，基本結(jié)論仍然成立，只是系數(shù)值大幅減小，可能是數(shù)據(jù)質(zhì)量較差導(dǎo)致。表7 的下部分，只使用二輪承包后的數(shù)據(jù)所估計的系數(shù)更大，再次驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.不同類別投資項目的異質(zhì)性

為了更清晰地理解本文的估計結(jié)果，我們按照項目類型而非資金來源將投資重新分類并進(jìn)行檢驗。灌溉項目在所有項目中占比最大，且投資金額高。由于投資規(guī)模大，這類項目需要政府或村莊主要出資并組織和協(xié)調(diào)農(nóng)戶共同行動，體現(xiàn)了規(guī)模報酬遞增效應(yīng)和公共物品性質(zhì)。表9 第(1)列結(jié)果顯示，失地風(fēng)險會顯著促進(jìn)灌溉類投資項目的投資。這一結(jié)論與前文所得的失地風(fēng)險促進(jìn)公共投資的結(jié)論一致。以往文獻(xiàn)主要采用有機(jī)肥的使用來刻畫農(nóng)地投資，因為其沒有明顯的外部性，可以顯示私人投資的性質(zhì)。第(2)列中結(jié)果顯示，失地風(fēng)險的增加會顯著減少有機(jī)肥的使用，但系數(shù)并不大。這與以往研究的結(jié)論一致(Jacoby 等，2002)，也與前文所得的失地風(fēng)險顯著抑制私人投資的結(jié)論一致。與有機(jī)肥類似的是，第(4)列和第(5)列展示了將耕地改果園或建大棚的投資項目，這兩種投資更接近于私人投資(但有時政府會出于一些其他考慮給予支持)。其估計結(jié)果也與有機(jī)肥類似。最后，第(3)列改良土壤類的投資與灌溉類相似，其邏輯也基本一致。

表8 農(nóng)地投資與產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性模型分類結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文使用一套細(xì)化到地塊層級的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了中國農(nóng)地制度變遷背景下地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)地投資的關(guān)系。本文觀察到農(nóng)地投資中的資金來源有多種渠道，農(nóng)戶和外部資金的聯(lián)合投資占重要比例。在所有類別的投資中，灌溉類投資居于主體，其公共物品屬性有別于有機(jī)肥投資。此外本文還發(fā)現(xiàn)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性由農(nóng)地調(diào)整主導(dǎo)，但與調(diào)整經(jīng)歷和持有期限并不重合。

利用地塊的“生存周期”，本文首先構(gòu)建風(fēng)險分析模型預(yù)測失地風(fēng)險率。結(jié)果表明，失地風(fēng)險呈緩慢上升趨勢，但總體處于較低水平，說明農(nóng)地產(chǎn)權(quán)總體上相對穩(wěn)定。另外，本文以失地風(fēng)險率代理農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性，估計其對農(nóng)地投資的影響。基本結(jié)論是，失地風(fēng)險顯著增加了農(nóng)地總投資的可能性和強(qiáng)度。按投資主體將投資分為私人投資和公共投資后發(fā)現(xiàn)，地權(quán)穩(wěn)定性只是微弱促進(jìn)私人投資，具體來說，這在有機(jī)肥和將耕地改果園或改建大棚的投資項目中得到充分驗證；而地權(quán)穩(wěn)定性卻會顯著抑制公共投資，這一效應(yīng)主導(dǎo)了其對總投資的抑制效應(yīng)。灌溉和土壤改良類投資項目的證據(jù)佐證了這一結(jié)果?？赡艿慕忉屖?，公共投資項目的公共物品性質(zhì)暗合了強(qiáng)集體產(chǎn)權(quán)的支持作用。

結(jié)合現(xiàn)階段的農(nóng)地政策和現(xiàn)實背景，本文的政策含義具有一定延展性。首先，應(yīng)快速大幅提高農(nóng)地投資水平，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和保障糧食。當(dāng)下農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)民收入來源中占比逐漸降低，加之農(nóng)戶土地經(jīng)營規(guī)模偏下，單獨依靠農(nóng)戶自身來優(yōu)化資源配置、提高投資水平，顯然比較吃力。因此，有必要加大直接投資，特別是公共基礎(chǔ)設(shè)施投資。同時，應(yīng)加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展，以帶動更多現(xiàn)代經(jīng)營主體積極投資農(nóng)地。其次，如果將產(chǎn)權(quán)作為激勵投資的政策工具，要著重考慮誰是主要投資主體和投資的性質(zhì)?，F(xiàn)階段，中國已進(jìn)入大規(guī)模的工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)階段，上級政府會調(diào)動村莊以外的資源直接投資于村莊內(nèi)的農(nóng)地和農(nóng)業(yè)，比如高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)工程。在這種情況下，農(nóng)戶私人投資和村莊內(nèi)集體投資的重要性均有所下降。此時，調(diào)動農(nóng)戶和村莊利用本地信息參與到項目中，以提高公共投資項目的精準(zhǔn)性和實施質(zhì)量更為緊要。最后，在以往村莊治理中農(nóng)地產(chǎn)權(quán)曾經(jīng)扮演重要角色，現(xiàn)在其重要性有所下降，以集體地權(quán)為抓手凝聚村莊集體行動已越來越不可行。切實提高黨支部建設(shè)水平應(yīng)該成為實現(xiàn)德治、法治和自治合一的現(xiàn)代鄉(xiāng)村治理的有效途徑。