蘇柳方，張瑞，陸岐楠，仇煥廣*

（1. 中國人民大學(xué)農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872；2. 美國威斯康辛大學(xué)麥迪遜分校農(nóng)業(yè)與應(yīng)用經(jīng)濟(jì)系，美國 威斯康辛州53706）

貧困、農(nóng)業(yè)發(fā)展滯后和農(nóng)地資源退化的惡性循環(huán)一直是困擾發(fā)展中國家的重點(diǎn)難題之一[1]。農(nóng)地投資，尤其是梯田建設(shè)、土壤污染治理、平整土地、有機(jī)肥施用等耕地保護(hù)性投資對于打破這種惡性循環(huán)，遏制土地資源退化具有重要作用[2-3]。在眾多政策手段中，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度安排是影響農(nóng)戶采取耕地保護(hù)性投資、可持續(xù)利用土地資源的重要政策手段[4-5]。因此，研究農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶耕地保護(hù)性投資行為的影響是眾多學(xué)者感興趣的熱點(diǎn)問題[6-9]。

已有研究認(rèn)為，土地確權(quán)、承包權(quán)登記等產(chǎn)權(quán)制度安排提高了農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的安全性和穩(wěn)定性，進(jìn)而對農(nóng)戶的耕地保護(hù)性投資行為具有正面影響[5-6,8-9]。相反，土地頻繁調(diào)整等導(dǎo)致農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定的制度安排會(huì)抑制耕地保護(hù)性投資[10-12]。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的交易性也對農(nóng)戶當(dāng)期的長期投資強(qiáng)度具有顯著影響，即存在交易收益效應(yīng)[13-15]。然而，也有一些研究認(rèn)為農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度對耕地保護(hù)性投資的影響較小[16-17]，甚至兩者之間可能并無顯著關(guān)聯(lián)[7,18-19]。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶耕地保護(hù)性投資的影響可能并不像目前理論預(yù)期的那樣簡單，也不會(huì)一成不變[20]。

可以發(fā)現(xiàn)，目前有關(guān)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度影響耕地保護(hù)性投資的研究已經(jīng)比較豐富。但是已有的研究較多關(guān)注客觀的產(chǎn)權(quán)制度安排對農(nóng)戶耕地保護(hù)投資行為的影響，缺乏對農(nóng)戶主觀產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的探討。隨著制度認(rèn)知理論和行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起，許多研究已經(jīng)注意到資本、土地與勞動(dòng)之外的非物質(zhì)因素的重要作用，產(chǎn)權(quán)認(rèn)知無疑是很重要的非物質(zhì)因素之一。Broegaard[21]認(rèn)為產(chǎn)權(quán)認(rèn)知形成了農(nóng)戶決策和行動(dòng)的基礎(chǔ)，只有將農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)認(rèn)知作為中心因素進(jìn)行分析才能更好地理解農(nóng)戶的行為。主觀層面的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知并未否定客觀產(chǎn)權(quán)制度安排的作用，但認(rèn)為由于農(nóng)戶的認(rèn)識(shí)水平、偏好等因素差異的存在，不同農(nóng)戶在面對同樣的客觀產(chǎn)權(quán)制度時(shí)，主觀的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知可能不一樣。以農(nóng)地所有權(quán)為例，《土地管理法》（第十條）規(guī)定，農(nóng)地所有權(quán)的主體有：鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）農(nóng)民集體、村民小組集體或村民小組農(nóng)民集體，但是農(nóng)戶對農(nóng)地所有權(quán)的認(rèn)知仍存在較大偏差。據(jù)一項(xiàng)針對中國（17省份）農(nóng)村土地權(quán)利認(rèn)知的調(diào)查顯示，39.3%的農(nóng)民認(rèn)為農(nóng)村土地是國家或政府的，32.7%認(rèn)為是農(nóng)民的，8.5%表示不清楚農(nóng)地的所有權(quán)屬，僅有19.5%表示農(nóng)地歸村（組）集體所有。已有研究表明農(nóng)地所有權(quán)認(rèn)知會(huì)影響土地流轉(zhuǎn)決策、土地流轉(zhuǎn)契約安排、征地糾紛等農(nóng)戶行為[22-24]，也可能對農(nóng)戶的耕地保護(hù)性投資產(chǎn)生重要影響[25]。

目前，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)認(rèn)知影響農(nóng)戶耕地保護(hù)性投資行為的相關(guān)研究相當(dāng)匱乏，尚未有將農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知狀況作為一個(gè)影響因素納入到計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中進(jìn)行分析，沒能說明控制其他影響因素后產(chǎn)權(quán)認(rèn)知是否會(huì)對耕地保護(hù)性投資產(chǎn)生顯著影響。忽略農(nóng)戶的主觀產(chǎn)權(quán)認(rèn)知也極可能是導(dǎo)致目前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)影響耕地保護(hù)性投資的相關(guān)研究未得出一致結(jié)論的重要原因之一。這些都為本文的研究提供了進(jìn)一步拓展的空間。鑒于此，本文基于預(yù)期理論和“公地悲劇”理論，構(gòu)建了土地所有權(quán)認(rèn)知影響耕地保護(hù)性投資的理論框架，利用8個(gè)省份4466個(gè)地塊的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Tobit模型和Probit模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，并通過CMP模型糾正可能存在的內(nèi)生性偏誤和通過變量調(diào)整、PSM匹配估計(jì)等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，探討農(nóng)地所有權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶耕地保護(hù)性投資行為的影響，從產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的視角為促進(jìn)耕地保護(hù)性投資提出政策建議。

1 理論邏輯與研究假說

結(jié)合產(chǎn)權(quán)制度影響耕地保護(hù)性投資的相關(guān)研究，土地所有權(quán)認(rèn)知影響農(nóng)戶耕地保護(hù)性投資的作用原理可以歸納為預(yù)期效應(yīng)和“公地悲劇”效應(yīng)。

1.1 預(yù)期效應(yīng)

人的行為是受預(yù)期該行為將會(huì)帶來什么結(jié)果所支配。農(nóng)戶在決定是否進(jìn)行耕地保護(hù)性投資時(shí)，往往是依據(jù)投資收益的預(yù)期所決定的。只有形成“投資收益不確定性較低”的預(yù)期，農(nóng)戶才會(huì)進(jìn)行投資[15]。

當(dāng)農(nóng)戶對土地所有權(quán)持有強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，即認(rèn)為承包的農(nóng)地歸個(gè)人或村民小組集體所有時(shí)，他們會(huì)認(rèn)為其耕地保護(hù)性投資的未來收益能不受其他人（至少是除村民小組成員之外的其他人）的剝奪，從而強(qiáng)化對未來收益的穩(wěn)定預(yù)期，由此激發(fā)農(nóng)戶耕地保護(hù)性長期資本投資動(dòng)機(jī)，促進(jìn)投資及資本形成。與之相反，若持有弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，即認(rèn)為承包的農(nóng)地歸國家或政府所有，或不清楚其歸屬時(shí)，農(nóng)戶會(huì)擔(dān)心在不可預(yù)見的將來，其部分土地可能被分給其他人。這會(huì)削減他們在土地上的中長期投資，那部分被侵占的投資收益相當(dāng)于對農(nóng)戶征收了隨機(jī)稅，會(huì)抑制農(nóng)戶的耕地保護(hù)性投資行為，甚至帶來土地掠奪式利用、破壞地力等一系列后果[26]。

由此可知，當(dāng)農(nóng)戶對土地所有權(quán)持有強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，即認(rèn)為承包的農(nóng)地歸個(gè)人或村民小組集體所有時(shí)，會(huì)形成“耕地保護(hù)性投資收益不確定性較低”的預(yù)期，從而促進(jìn)投資；反之，若持有弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，即認(rèn)為承包的農(nóng)地歸國家或政府所有，或不清楚其

歸屬時(shí)，則會(huì)形成“耕地保護(hù)性投資收益不確定性較高”的預(yù)期，從而抑制耕地保護(hù)性投資。

1.2 “公地悲劇”效應(yīng)

1968年加利特·哈丁首次提出了“公地悲劇”觀點(diǎn)，認(rèn)為不明晰的產(chǎn)權(quán)制度安排會(huì)導(dǎo)致“公地悲劇”發(fā)生，人們對公共資源只利用不保護(hù)，忽略資源的可持續(xù)發(fā)展問題。本文認(rèn)為，即使是清晰的產(chǎn)權(quán)制度，若只是停留在“紙上”，沒能貫通到農(nóng)戶的認(rèn)知層面，同樣也會(huì)發(fā)生“公地悲劇”。

圖1 土地所有權(quán)認(rèn)知影響耕地保護(hù)性投資的理論框架圖Fig. 1 Theoretical framework of the CLO affecting the PIF

當(dāng)農(nóng)戶對土地所有權(quán)持有強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知時(shí)，他們認(rèn)為土地歸自己或者與其生產(chǎn)生活緊密聯(lián)系的村民小組所有，若只利用不保護(hù)，過度利用所造成的損失將由他們自己或村民小組成員共同承擔(dān)。因此持有土地強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的農(nóng)戶會(huì)注重土地的可持續(xù)發(fā)展問題，在一定程度上促進(jìn)其耕地保護(hù)性投資。與之相反，若農(nóng)戶對土地所有權(quán)持有弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，則無論現(xiàn)行的產(chǎn)權(quán)制度如何清晰安排，農(nóng)戶還是會(huì)認(rèn)為充分利用土地會(huì)給他們帶來收益，而與此同時(shí)過度利用所造成的損失由國家或政府承擔(dān)。因此持有弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的農(nóng)戶更注重眼前的收益，忽略土地的可持續(xù)利用，在一定程度上抑制其耕地保護(hù)性投資。

由此可知，當(dāng)農(nóng)戶對土地所有權(quán)持有強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知時(shí)，會(huì)注重土地的可持續(xù)發(fā)展問題，從而促進(jìn)耕地保護(hù)性投資；反之，若持有弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，農(nóng)戶會(huì)更重視土地利用的短期收益，從而抑制耕地保護(hù)性投資。

綜上所述，基于“預(yù)期效應(yīng)”和“公地悲劇效應(yīng)”，本文提出如下假說：農(nóng)戶的土地所有權(quán)認(rèn)知會(huì)影響其耕地保護(hù)性投資行為，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知促進(jìn)耕地保護(hù)性投資（圖1）。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)源自于2013年課題組在全國區(qū)域范圍內(nèi)開展的農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查。本次調(diào)查采用分層抽樣方式選取樣本農(nóng)戶。首先，依據(jù)全國的區(qū)域劃分，在華東、東北、西北、中南和西南地區(qū)分別選取1～2個(gè)種植業(yè)較發(fā)達(dá)的省份——浙江、山東、吉林、甘肅、陜西、河南、湖南和四川8個(gè)省作為樣本省。然后，根據(jù)人均農(nóng)業(yè)收入水平對樣本省的所有縣進(jìn)行排序，并分成高、中、低3組，從每組中隨機(jī)抽取1個(gè)縣。確定樣本縣之后，同樣依據(jù)人均農(nóng)業(yè)收入水平，隨機(jī)抽取鎮(zhèn)和村樣本。最后在每個(gè)樣本村中隨機(jī)抽取8～10戶開展入戶調(diào)查，并詳細(xì)調(diào)查每戶的地塊情況。本文選取其中4466個(gè)有效的地塊樣本作為研究對象。

需要說明的是，本研究共有4466個(gè)有效地塊數(shù)據(jù)，其中僅采集了2229個(gè)三大主糧（水稻、玉米和小麥）地塊的有機(jī)肥施用數(shù)據(jù)。因此探討土地所有權(quán)認(rèn)知對有機(jī)肥施用的影響時(shí)，樣本量為2229個(gè)；探討土地所有權(quán)認(rèn)知對其它耕地保護(hù)投資的影響時(shí)，樣本量為4466個(gè)。

2.2 變量選擇與說明

本研究的被解釋變量為“耕地保護(hù)性投資”，耕地保護(hù)性投資主要包括施用有機(jī)肥、土壤污染治理、平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等對耕地質(zhì)量具有長期影響的投資[11]。本文根據(jù)調(diào)查問卷獲得的數(shù)據(jù)特征，將其進(jìn)一步區(qū)分為有機(jī)肥施用和工程措施（包括平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等）兩類耕地保護(hù)性投資。

核心解釋變量為“土地所有權(quán)認(rèn)知”，用“你覺得你家分到的耕地歸誰所有？”來衡量土地所有權(quán)認(rèn)知，將“歸自家所有”和“歸村民小組集體所有”定義為強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，將“歸政府或者國家所有”定義為弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知。需要說明的是，將“歸村民小組集體所有”定義為強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知主要是因?yàn)樵谖覈?，村集體一般是一個(gè)凝聚力比較強(qiáng)、讓村民最有歸屬感的行政層級，并且村民小組一般都是家族宗親的載體，小組成員的生產(chǎn)生活緊密聯(lián)系，所以將其歸為強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知。

控制變量則包括地塊特征、家庭特征、戶主特征、作物種類和地區(qū)變量等。具體的變量說明見表1。

表1 變量描述與統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 1 Descriptive statistics of variables

2.3 模型設(shè)定

本文關(guān)注問題是土地所有權(quán)認(rèn)知對耕地保護(hù)性投資的影響。

為考察土地所有權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶有機(jī)肥施用的影響，考慮部分被調(diào)查地塊沒有施用有機(jī)肥，模型的被解釋變量“單位面積有機(jī)肥施用量”在“0”處估計(jì)存在數(shù)據(jù)截?cái)鄦栴}（左截尾）。為避免樣本選擇性偏誤問題，本文采用Tobit模型估計(jì)土地所有權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶地塊單位面積有機(jī)肥施用量的影響作用。其模型設(shè)定為：

式中：yi因變量，表示單位面積有機(jī)肥施用量；CLO為核心變量，表示農(nóng)戶的土地所有權(quán)認(rèn)知；Xi為控制變量，包括農(nóng)戶特征（年齡、受教育年限、是否是村干部）、家庭特征（家庭收入、農(nóng)業(yè)收入占比）、地塊特征（地塊屬性、地塊變化、地塊面積、地塊質(zhì)量、地塊坡度、與水泥硬化鄉(xiāng)級道路的距離）和省份虛擬變量與作物種類虛擬變量。α、β為相應(yīng)的待估計(jì)系數(shù)；εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為考察土地所有權(quán)認(rèn)知是否影響農(nóng)戶的工程措施類耕地保護(hù)性投資，考慮到被解釋變量是二值變量，適用于估計(jì)這類二元選擇問題的計(jì)量模型主要有三種，分別為線性概率模型、Probit模型和Logit模型。一般而言，三種模型的估計(jì)結(jié)果并沒有實(shí)質(zhì)性的區(qū)別。在具體的數(shù)據(jù)分析中，本文同時(shí)使用了這三種估計(jì)方法。由于三者所估計(jì)出的土地所有權(quán)認(rèn)知對工程措施影響的方向和顯著性狀況沒有差異，限于篇幅，本文僅報(bào)告Probit模型估計(jì)結(jié)果。設(shè)定Probit模型為：

式中：Zi表示農(nóng)戶是否進(jìn)行工程措施類耕地保護(hù)性投資；CLO表示農(nóng)戶的土地所有權(quán)認(rèn)知；Xi表示農(nóng)戶特征、家庭特征和地塊特征等一系列控制變量變量；α、β為相應(yīng)的待估系數(shù)。

2.4 模型內(nèi)生性分析方法

從理論上討論模型內(nèi)生性問題。第一，模型有可能存在遺漏變量問題。如果在未控制的影響農(nóng)戶耕地保護(hù)性投資行為的變量中，存在與土地所有權(quán)認(rèn)知相關(guān)的變量，那么模型就面臨著遺漏變量的問題。因此本文在借鑒前人相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，盡可能地控制所有相關(guān)變量，避免此類內(nèi)生性問題；第二，模型都有可能存在聯(lián)立性問題，即不是因?yàn)檗r(nóng)戶的土地所有權(quán)認(rèn)知影響了其耕地保護(hù)性投資，而是其耕地保護(hù)性投資行為影響對土地所有權(quán)的看法。但是依據(jù)Robinson[27]提出的的產(chǎn)權(quán)不確定性內(nèi)生理論，通過增加對農(nóng)地的投資宣誓主權(quán)這種行為往往只會(huì)出現(xiàn)在沒有明確產(chǎn)權(quán)的公共土地，而農(nóng)戶承包的農(nóng)地一般不會(huì)出現(xiàn)這種產(chǎn)權(quán)內(nèi)生的問題；第三，模型有關(guān)變量可能存在測量誤差。這一問題在本文分析中其實(shí)也并不嚴(yán)重。這是因?yàn)殡m然認(rèn)知是一個(gè)意識(shí)形態(tài)的變量，但是該問題的每一個(gè)選項(xiàng)都是具體的，與常見的量表打分測量認(rèn)知變量不同，因此出現(xiàn)測量誤差的可能性較小。綜上所述，從理論上分析，本文的內(nèi)生性問題可能并不嚴(yán)重。

基于計(jì)量方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)生性，借鑒豐雷等[28]的處理方法，選取“本村其他(n-1)個(gè)被調(diào)查農(nóng)戶的平均土地所有權(quán)認(rèn)知”作為農(nóng)戶土地所有權(quán)認(rèn)知的工具變量。其選擇依據(jù)有：1）由于同村其他被調(diào)查農(nóng)戶的土地所有權(quán)認(rèn)知反映了該村的土地所有權(quán)認(rèn)知狀況，這顯然與該農(nóng)戶的土地所有權(quán)認(rèn)知密切相關(guān)。2）由于剔除了該被調(diào)查農(nóng)戶，工具變量與該農(nóng)戶的耕地保護(hù)性投資行為沒有直接的聯(lián)系。因此，可以采用“本村其他(n-1)個(gè)被調(diào)查農(nóng)戶的平均土地所有權(quán)認(rèn)知”作為工具變量。

得到工具變量之后，由于核心解釋變量“土地所有權(quán)認(rèn)知”是虛擬變量，所以本文運(yùn)用CMP模型對Tobit模型和Probit模型進(jìn)行IV估計(jì)[29]。

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。根據(jù)變量的統(tǒng)計(jì)特征可以發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查農(nóng)戶的耕地保護(hù)性投資現(xiàn)狀并不理想，進(jìn)行耕地保護(hù)性投資的樣本地塊占比較低。其中，被調(diào)查的樣本地塊單位面積平均有機(jī)肥施用量為1.442 t/hm2；僅有12.1%的地塊在2009—2012年間進(jìn)行過平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等其它耕地保護(hù)性投資。

為了更為直觀地呈現(xiàn)農(nóng)戶土地所有權(quán)認(rèn)知與耕地保護(hù)性投資的關(guān)系，本文繪制了相關(guān)關(guān)系圖。強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶的地塊單位面積有機(jī)肥投入為1.655 t/hm2，而弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶的地塊單位面積有機(jī)肥投入僅為0.927 t/hm2（圖2）。另外，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的農(nóng)戶中，進(jìn)行過工程措施類耕地保護(hù)性投資的比例為14.00%，而弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的農(nóng)戶中這一比例僅為8.00%。以上描述性分析粗略地表明，土地所有權(quán)認(rèn)知與耕地保護(hù)性投資之間存在正向相關(guān)關(guān)系。

圖2 產(chǎn)權(quán)認(rèn)知與耕地保護(hù)性投資之間的相關(guān)關(guān)系分析Fig. 2 Analysis of the correlation between the CLO and the PIF

3.2 土地所有權(quán)認(rèn)知對有機(jī)肥施用的影響

表2給出了土地所有權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶有機(jī)肥施用影響的Tobit模型估計(jì)結(jié)果。模型1控制了作物種類變量和地區(qū)變量，變量“土地所有權(quán)認(rèn)知”回歸系數(shù)為正，表明強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶的地塊單位面積有機(jī)肥施用量高于弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶（P＜0.01）。模型2在模型1的基礎(chǔ)上，控制了地塊屬性、地塊變化、地塊面積等地塊特征的外生變量，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶與弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶之間的有機(jī)肥施用依然具有顯著的差異（P＜0.01）。模型3在控制了模型2變量的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了農(nóng)戶特征和家庭特征等可能的外生性變量。估計(jì)結(jié)果表明，土地所有權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶的有機(jī)肥施用投入依然具有顯著的正向促進(jìn)作用，在控制其它變量不變的情況下，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶比弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶平均多施有機(jī)肥1.137 t/hm2。綜合模型1～模型3的估計(jì)結(jié)果，可以認(rèn)為，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知促進(jìn)了農(nóng)戶的地塊有機(jī)肥投入。

為糾正土地所有權(quán)認(rèn)知與農(nóng)戶耕地保護(hù)性投資之間可能存在的內(nèi)生性問題，用“本村其他(n-1)個(gè)被調(diào)查農(nóng)戶的平均土地所有權(quán)認(rèn)知”作為工具變量進(jìn)行了CMP估計(jì)。首先，CMP第一階段回歸中工具變量與土地所有權(quán)認(rèn)知在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)。由此可以認(rèn)為，所使用的工具變量對農(nóng)戶土地所有權(quán)認(rèn)知具有較強(qiáng)的解釋力，不存在弱工具變量問題；其次，CMP第二階段回歸中內(nèi)生性檢驗(yàn)參數(shù)atanhrho值無法拒絕土地所有權(quán)認(rèn)知外生于農(nóng)戶有機(jī)肥施用的原假設(shè)。因此，可以認(rèn)為表2估計(jì)結(jié)果不存在內(nèi)生性偏誤。

表2 土地所有權(quán)認(rèn)知對地塊單位面積有機(jī)肥施用量的影響：Tobit模型邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果Table 2 Effects of the CLO on the application of manure: Estimation of the marginal effect of the Tobit model

3.3 土地所有權(quán)認(rèn)知對工程措施的影響

表3給出了在其它變量取均值的情況下，土地所有權(quán)認(rèn)知對工程措施類耕地保護(hù)性投資的Probit模型估計(jì)結(jié)果。模型4僅控制地區(qū)變量，變量“土地所有權(quán)認(rèn)知”回歸系數(shù)為正，表明相比于弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶采取工程措施的概率更高（P＜0.05）。模型5在模型4的基礎(chǔ)上，控制了地塊屬性、地塊變化、地塊面積等地塊特征的外生變量，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶與弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶之間的工程措施采取行為依然具有顯著的差異（P＜0.10）。模型6在控制了模型5變量的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了農(nóng)戶特征和家庭特征等可能的外生性變量。估計(jì)結(jié)果表明，土地所有權(quán)認(rèn)知對工程措施依然具有顯著的正向促進(jìn)作用。綜合模型4～模型6的估計(jì)結(jié)果，可以認(rèn)為，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶比弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶更有可能進(jìn)行平整土地、修建梯田、開壟溝、修建水渠等工程措施類耕地保護(hù)性投資。

使用“本村其他(n-1)個(gè)被調(diào)查農(nóng)戶的平均土地所有權(quán)認(rèn)知”作為工具變量，CMP估計(jì)結(jié)果同樣不能拒絕土地所有權(quán)認(rèn)知外生于其工程措施的原假設(shè)。因此，表3估計(jì)結(jié)果不存在內(nèi)生性估計(jì)偏誤。綜合表3中的估計(jì)結(jié)果，可以認(rèn)為，土地所有權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶的平整土地、開壟溝、修建水渠等工程措施類耕地保護(hù)性投資具有顯著正向影響。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)表2估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，對表3基準(zhǔn)回歸進(jìn)行了一系列調(diào)整。首先，本文將Tobit模型替換為OLS模型重新回歸；其次，參考郭云南和王春飛[30]的研究，利用PSM匹配后的樣本進(jìn)行回歸，具體而言包括兩種方式：第一種是對平均處理效應(yīng)（ATT值）進(jìn)行t檢驗(yàn)；第二種是利用匹配后的樣本進(jìn)行回歸，包括建立在處理組與控制組共同支持區(qū)間上和建立在處理組與控制組成功匹配的樣本上的兩類回歸；再者，本文嘗試將被解釋變量“地塊單位面積有機(jī)肥施用量”通過分段的方式調(diào)整成分類變量：不施用有機(jī)肥賦值為“1”，有機(jī)肥施用量介于 0～1.6 t/hm2賦值為“2”，介于 1.6～4.5 t/hm2賦值為“3”，介于4.5～15 t/hm2賦值為“4”，大于15 t/hm2則賦值為“5”。變量調(diào)整后利用Oprobit模型和Ologit模型分別進(jìn)行回歸。

替換模型回歸、PSM匹配后回歸和變量調(diào)整后回歸的結(jié)果（表4）與表2基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，不管是變量的顯著性還是系數(shù)的符號，其結(jié)果都是一致的。多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果均支持土地所有權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶有機(jī)肥施用的正向效應(yīng)，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的理論預(yù)期。

表3 土地所有權(quán)認(rèn)知對工程措施的影響：Probit模型邊際效應(yīng)估計(jì)Table 3 Impacts of the CLO on engineering measures: Estimation of the marginal effect of the Probit model

表4 土地所有權(quán)認(rèn)知對地塊單位面積有機(jī)肥施用量影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Robustness test of the effects of the CLO on manure application

同理，通過替換模型和PSM匹配后回歸的方法對表3基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如表5所示，首先，將Probit模型替換成Logit模型后回歸的結(jié)果與表3基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，不管是變量的顯著性還是系數(shù)的符號，其結(jié)果都是一致的；其次，匹配后的共同區(qū)間回歸和成功匹配樣本回歸也支持了土地所有權(quán)認(rèn)知對工程措施的正向效應(yīng)。因此，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸估計(jì)的穩(wěn)健性，也驗(yàn)證了本文的理論預(yù)期。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié)論

研究表明，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知對農(nóng)戶有機(jī)肥投入有顯著的正向作用，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶比弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶平均多施1.137 t/hm2有機(jī)肥。這主要是因?yàn)閺?qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的農(nóng)戶認(rèn)為其耕地歸自己或者村民小組所有，從而更注重其土地的長期可持續(xù)發(fā)展，愿意投入更多的有機(jī)肥以改善其土地質(zhì)量，獲得長期收益。因此通過強(qiáng)化農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，加深其“歸屬感”，可以有效促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行有機(jī)肥施用。

表5 地所有權(quán)認(rèn)知對工程措施類耕地保護(hù)性投資影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Robustness test of the effect of the CLO on engineering measures

土地所有權(quán)認(rèn)知對平整土地、修建梯田、開壟溝等工程措施類耕地保護(hù)性投資具有顯著穩(wěn)健的影響，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶采取工程措施。研究發(fā)現(xiàn)，強(qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶比弱產(chǎn)權(quán)認(rèn)知農(nóng)戶采取上述工程措施的概率高4.9%。這主要是因?yàn)閺?qiáng)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的農(nóng)戶對土地的這一系列投資的回報(bào)有更高的確定性預(yù)期，從而促進(jìn)其投資。因此通過強(qiáng)化農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知，降低投資回報(bào)的不確定性，有助于促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行平整土地等耕地保護(hù)性投資。

此外，產(chǎn)權(quán)是一系列權(quán)利束，因此產(chǎn)權(quán)認(rèn)知是一個(gè)廣泛的概念，包括所有權(quán)認(rèn)知、承包權(quán)認(rèn)知、經(jīng)營權(quán)認(rèn)知、抵押權(quán)認(rèn)知等等。本文僅僅探討了農(nóng)戶土地所有權(quán)認(rèn)知對其耕地保護(hù)性投資行為的影響，而承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)等其它產(chǎn)權(quán)認(rèn)知對耕地保護(hù)投資行為的影響同樣重要，值得進(jìn)一步討論。

4.2 政策建議

要進(jìn)一步改善我國土地資源退化、耕地保護(hù)投資行不足的現(xiàn)狀，僅僅是通過改革客觀的產(chǎn)權(quán)制度安排是不夠的。再清晰的產(chǎn)權(quán)制度安排若只是停留在“紙上”，沒能貫通到農(nóng)戶的認(rèn)知層面，就不能有效促進(jìn)耕地保護(hù)性投資。因此在“制度先行，認(rèn)知滯后”的背景下，糾正認(rèn)知偏差，讓“認(rèn)知”與“制度”契合，強(qiáng)化農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知顯得十分必要。

一方面，要確保產(chǎn)權(quán)制度得到有效落實(shí)，客觀、明確的產(chǎn)權(quán)制度是加強(qiáng)農(nóng)民產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的前提。加強(qiáng)和完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的確權(quán)工作，有效結(jié)合土地確權(quán)登記和頒證，增強(qiáng)農(nóng)民對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)權(quán)屬和權(quán)能的認(rèn)知。將政府層面的產(chǎn)權(quán)明晰政策作用于農(nóng)戶，將宏觀和微觀層面有效結(jié)合起來才能有效強(qiáng)化農(nóng)戶對農(nóng)地歸村集體村民小組所有的認(rèn)知。

另一方面，有效增加農(nóng)地產(chǎn)權(quán)權(quán)屬和權(quán)能的知識(shí)宣傳，使農(nóng)民對各項(xiàng)產(chǎn)權(quán)權(quán)屬和權(quán)能有完整、正確的認(rèn)識(shí)。建立各種農(nóng)地產(chǎn)權(quán)知識(shí)和改革措施的宣傳渠道，如新媒體、網(wǎng)絡(luò)、電視等新興渠道，改變單純依靠村級領(lǐng)導(dǎo)的單一宣傳渠道。各級政府根據(jù)農(nóng)民的實(shí)際需要和現(xiàn)狀，共同推動(dòng)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)知識(shí)和改革措施，使農(nóng)民能更多地了解農(nóng)地政策知識(shí)，改善農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知限制，提高認(rèn)知能力，糾正認(rèn)知偏差。