李江一 仇童偉

(1.四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610065；2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

一、引言

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是一定地域范圍農(nóng)業(yè)內(nèi)部各生產(chǎn)部門的組成及其相互關(guān)系，通常用農(nóng)、林、牧、副、漁各業(yè)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值或總產(chǎn)量所占比重來表示(周曙東，2015)，對(duì)于與土地直接相關(guān)聯(lián)的農(nóng)業(yè)和林業(yè)，還可用其播種面積所占比重來表示。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是度量一個(gè)國家或地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展動(dòng)態(tài)與質(zhì)量的重要指標(biāo)。一方面，科學(xué)地確定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)內(nèi)部的比例及其相互關(guān)系，是保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)健康發(fā)展的關(guān)鍵；另一方面，中國目前正在進(jìn)行農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，通過調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)來實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域去產(chǎn)能、降成本、補(bǔ)短板是促進(jìn)改革的重要途徑(孔祥智，2016)。在這樣的背景下，理解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化的原因便具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

從本質(zhì)上講，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是由農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為決定的，而農(nóng)戶決定“生產(chǎn)什么”以及“生產(chǎn)多少”受到一系列約束條件所限制。因此，探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化原因的關(guān)鍵在于厘清農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的約束。經(jīng)典的生產(chǎn)者理論認(rèn)為，土地是農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)面臨的主要約束之一，而現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論認(rèn)為，產(chǎn)權(quán)決定著資源配置的效率(Coase，1960)。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的基本經(jīng)濟(jì)體制，其蘊(yùn)含的約束條件不僅會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)土地資源的配置，而且會(huì)由于外部性影響其它要素的配置，進(jìn)而影響農(nóng)戶行為(宋洪遠(yuǎn)，1994)，農(nóng)戶行為的改變勢(shì)必對(duì)最終農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。自實(shí)施農(nóng)村土地家庭承包責(zé)任制以來，中國農(nóng)民的土地承包經(jīng)營權(quán)受法律保護(hù)的程度得以不斷強(qiáng)化，從第一輪土地承包時(shí)規(guī)定土地承包最低年限15年不變，到第二輪土地承包時(shí)規(guī)定土地承包最低年限30年不變，再到2009年開始試點(diǎn)實(shí)施農(nóng)村土地確權(quán)以強(qiáng)調(diào)保持農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)長久不變，農(nóng)民土地的權(quán)利界定越來越清晰化、規(guī)范化和制度化。那么，基于“農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安排-農(nóng)戶生產(chǎn)決策-農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)”的理論傳導(dǎo)機(jī)制，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)是否會(huì)通過影響農(nóng)戶行為而改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)呢？若會(huì)，其影響的內(nèi)在機(jī)制如何？對(duì)這些問題的回答不僅可為現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論提供經(jīng)驗(yàn)佐證，也可從實(shí)踐上為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化提供一個(gè)新的解釋。

鑒于此，本文以“新一輪”農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記試點(diǎn)作為準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，利用2013年與2015年中國家庭金融調(diào)查(China Household Financial Survey，CHFS)數(shù)據(jù)，采用雙重差分法來探究農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間的因果聯(lián)系及其內(nèi)在機(jī)制，為理解轉(zhuǎn)型時(shí)期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化提供參考依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與理論分析

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是農(nóng)戶行為變化的內(nèi)生變量，那么，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度究竟如何影響農(nóng)戶行為呢？Besley(1995)和Besley et al.(2010)的理論研究為分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對(duì)農(nóng)戶行為的影響提供了基本的分析框架，他們的研究指出，界定清楚、保護(hù)嚴(yán)格的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度可從以下四個(gè)方面影響農(nóng)戶行為：(1)減少農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)的短視行為，從而促進(jìn)農(nóng)業(yè)長期投資；(2)減少用于保護(hù)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的勞動(dòng)力投入，進(jìn)而可將勞動(dòng)力配置到更有效率的生產(chǎn)部門；(3)減少土地交易過程中的成本，進(jìn)而促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)或交易；(4)使土地易于抵押，進(jìn)而幫助農(nóng)戶獲取銀行信貸。對(duì)于中國的農(nóng)地確權(quán)，其帶來的影響主要體現(xiàn)在前三個(gè)方面，第四個(gè)方面的影響由于相關(guān)配套機(jī)制尚不完善而暫時(shí)較弱。

基于上述理論機(jī)制，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)可從三個(gè)方面影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。第一，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)缺乏保護(hù)會(huì)增加農(nóng)業(yè)投資的風(fēng)險(xiǎn)，這會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)的短視行為，進(jìn)而使得農(nóng)民更愿意從事投資周期短的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，而不愿意從事投資周期長的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)。通常而言，種植經(jīng)濟(jì)作物、養(yǎng)殖牲畜或水產(chǎn)品比種植糧食作物具有更長的投資周期。一方面，種植經(jīng)濟(jì)作物或養(yǎng)殖牲畜和水產(chǎn)品具有較高的技術(shù)門檻，這要求農(nóng)戶在生產(chǎn)前期進(jìn)行技術(shù)投資；另一方面，種植經(jīng)濟(jì)作物或養(yǎng)殖牲畜和水產(chǎn)品通常需要一定的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施，這要求農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行投資，比如大棚、圈舍、水箱等。水果、牲畜或水產(chǎn)品通常具有更長的生長周期。從這一角度講，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)可能使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)從種植糧食作物向種植經(jīng)濟(jì)作物或養(yǎng)殖牲畜和水產(chǎn)品調(diào)整。第二，由于包括中國在內(nèi)的許多國家都將農(nóng)民的土地承包權(quán)或所有權(quán)與其是否耕種掛鉤，農(nóng)民閑置土地將很有可能被政府或村集體強(qiáng)制收回，這導(dǎo)致農(nóng)戶不能自由配置其勞動(dòng)力(Janvry et al.，2015)，比如，參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)(Rozelle et al.，1998)。從這個(gè)角度講，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)將使農(nóng)村勞動(dòng)力從土地依賴度高但收益低的行業(yè)向土地依賴度低但收益高的行業(yè)流動(dòng)，比如，在糧食作物的經(jīng)濟(jì)收益低于養(yǎng)殖業(yè)和非農(nóng)就業(yè)的現(xiàn)實(shí)下(王燕青 等，2016)，農(nóng)戶可能從種植糧食作物轉(zhuǎn)向養(yǎng)殖業(yè)，甚至是轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門。第三，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)也可以通過促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)來影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，但這取決于農(nóng)戶出租土地和從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)與 直接從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)之間的相對(duì)收益。當(dāng)出租土地和從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)能夠帶來更高收入時(shí)，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)將促進(jìn)農(nóng)戶出租土地而退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，相反，則將促進(jìn)農(nóng)戶租入土地而擴(kuò)大更具比較收益的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。由此可見，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)具有不確定性，有待采用科學(xué)的方法和數(shù)據(jù)予以實(shí)證檢驗(yàn)。

然而，目前尚未有文獻(xiàn)實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。相關(guān)研究主要集中于檢驗(yàn)Besley et al.(2010)在理論分析中提出的直接機(jī)制。比如，一些研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的提高也會(huì)使得農(nóng)戶增加對(duì)農(nóng)地的長期性投資(Jacoby et al.，2002；Goldstein et al.，2008；Deininger et al.，2011；Fenske，2011；Leight，2016；胡雯 等，2020)。另一些研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)(Janvry et al.，2015；Chernina et al.，2014；Valsecchi，2014)。Do et al.(2008)在分析越南1993年實(shí)施的農(nóng)地確權(quán)政策效果時(shí)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶在土地確權(quán)后更傾向于種植經(jīng)濟(jì)周期更長的農(nóng)作物，這可能影響種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)。羅必良等(2018)對(duì)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度與農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系進(jìn)行了理論闡述和實(shí)證檢驗(yàn)，但其關(guān)于強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)會(huì)使農(nóng)戶更愿意種植糧食作物的研究結(jié)論值得商榷。其實(shí)證研究結(jié)果表明，當(dāng)采用probit進(jìn)行估計(jì)時(shí)產(chǎn)權(quán)安全性與種植經(jīng)濟(jì)作物正相關(guān)，而采用IV估計(jì)時(shí)呈負(fù)相關(guān)，這表明其實(shí)證結(jié)果可能缺乏穩(wěn)健性，工具變量的有效性值得商榷，另外，他們也沒有對(duì)除種植結(jié)構(gòu)外的其它農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)展開深入分析。

本文也彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)在分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響因素方面存在的不足。圍繞這一主題，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用規(guī)范性的分析方法，即使是實(shí)證研究，也多采用宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。張同龍(2008)對(duì)中國1914—1936年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出的“過密化”現(xiàn)象進(jìn)行了理論解釋，他指出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)由種植糧食轉(zhuǎn)向種植勞動(dòng)更為密集的經(jīng)濟(jì)作物是由外生的相對(duì)價(jià)格變化引起的?？镞h(yuǎn)配等(2016)利用宏觀數(shù)據(jù)構(gòu)建了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)，并采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)從多個(gè)維度檢驗(yàn)了影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理化的因素，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)、消費(fèi)需求、農(nóng)業(yè)科技和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理化具有正向影響，而農(nóng)業(yè)貿(mào)易和農(nóng)業(yè)投資的影響則相反。該研究的不足之處在于其構(gòu)建的合理化指標(biāo)是根據(jù)農(nóng)、林、牧、漁各業(yè)產(chǎn)值計(jì)算得出的綜合指數(shù)，難以體現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)內(nèi)部的動(dòng)態(tài)演變，且難以揭示各因素的影響機(jī)制。王萍萍等(2001)基于1998年全國農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)信號(hào)會(huì)誘導(dǎo)農(nóng)戶減少糧、棉、油、糖等資源密集型農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，轉(zhuǎn)而增加蔬菜、水果、水產(chǎn)品等勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，并不斷提高產(chǎn)品的產(chǎn)量和品質(zhì)。鐘甫寧等(2016)發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力外出會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶種植糧食作物并減少種植經(jīng)濟(jì)作物。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文的分析提供了可靠的理論支撐，但實(shí)證研究還存在諸多不足。第一，大多數(shù)研究集中于分析種植業(yè)或種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動(dòng)的決定因素，而忽視了對(duì)農(nóng)業(yè)內(nèi)部各業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的決定因素的分析。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是一個(gè)整體，僅著眼于種植業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響因素難以揭示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)整體變動(dòng)的規(guī)律。第二，現(xiàn)有研究大都采用宏觀數(shù)據(jù)或局部調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，基于宏觀數(shù)據(jù)的分析難以揭示內(nèi)在影響機(jī)制，而基于局部調(diào)研數(shù)據(jù)的分析所獲得的結(jié)論難以具有普遍適用性。第三，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的研究還十分缺乏。宋洪遠(yuǎn)(1994)指出經(jīng)濟(jì)體制是農(nóng)戶行為的內(nèi)生變量，經(jīng)濟(jì)體制改革會(huì)通過改變農(nóng)戶行為而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化的方向。顯然，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是中國在實(shí)施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展最基本的經(jīng)濟(jì)體制，而農(nóng)地確權(quán)便是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革中具有里程碑意義的一步，檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

三、制度背景與識(shí)別策略

(一)制度背景

自實(shí)施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來，中國農(nóng)民的生產(chǎn)積極性得以充分調(diào)動(dòng)，糧食產(chǎn)量得到快速提升(Lin，1992；Brandt et al.，2002)。但這一制度并未對(duì)農(nóng)戶的土地承包經(jīng)營權(quán)做出清晰界定和切實(shí)保護(hù)。主要存在三方面的問題：一是空間權(quán)屬界定不清。具體來說，農(nóng)戶的承包地存在面積不準(zhǔn)、四至不清、空間位置不明等問題。二是時(shí)間延續(xù)性缺乏保障。由于農(nóng)戶只擁有土地承包經(jīng)營權(quán)而沒有所有權(quán)，導(dǎo)致農(nóng)地所有權(quán)人——村集體可以不定期調(diào)整土地(Brandt et al.，2002；Deininger et al.，2009；葉劍平 等，2010)。三是農(nóng)戶土地承包經(jīng)營權(quán)缺乏正式法律文件的保護(hù)。盡管中央政府在二輪土地承包開始初期便出臺(tái)相關(guān)文件，并明確規(guī)定“要及時(shí)向農(nóng)戶頒發(fā)由縣或縣級(jí)以上人民政府統(tǒng)一印制的土地承包經(jīng)營權(quán)證書”“發(fā)包方和承包方應(yīng)當(dāng)訂立承包合同，約定雙方的權(quán)利和義務(wù)”等，但截至2008年，仍有超過40%的農(nóng)戶并未領(lǐng)到土地承包經(jīng)營權(quán)證書或承包合同(葉劍平 等，2010)。更為嚴(yán)重的是，各地頒發(fā)的土地承包經(jīng)營權(quán)證書和承包合同普遍存在不統(tǒng)一、不規(guī)范、登記內(nèi)容不全等問題，且證書難以起到應(yīng)有的法律效力。

為完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，2009 年中央一號(hào)文件提出開展“新一輪”農(nóng)地確權(quán)登記試點(diǎn)?！靶乱惠啞鞭r(nóng)地確權(quán)具有如下新特點(diǎn)：第一，清楚界定農(nóng)地的空間權(quán)屬，即準(zhǔn)確界定農(nóng)地的面積、四至以及空間位置；第二，穩(wěn)定地權(quán)，即通過確權(quán)將農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)長久地確立下來，杜絕隨意調(diào)整農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)，消除農(nóng)民對(duì)失去農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)的擔(dān)憂；第三，頒發(fā)權(quán)威證書，即確權(quán)證書統(tǒng)一由中華人民共和國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部監(jiān)制、省人民政府印制、縣級(jí)人民政府頒發(fā)，在經(jīng)濟(jì)社會(huì)各界都具有充分的被認(rèn)可的法律效力。由此可見，“新一輪”農(nóng)地確權(quán)是針對(duì)農(nóng)戶的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)而言的，且強(qiáng)化地權(quán)是農(nóng)地確權(quán)的重要目標(biāo)和任務(wù)。

(二)識(shí)別策略

農(nóng)地確權(quán)登記試點(diǎn)為識(shí)別農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間的因果關(guān)系提供了天然實(shí)驗(yàn)，這一政策特征使得本文可以采用雙重差分模型來避免因果關(guān)系識(shí)別中存在的內(nèi)生性問題。雙重差分模型的核心思想是通過比較實(shí)驗(yàn)組(農(nóng)地確權(quán)組)和控制組(農(nóng)地未確權(quán)組)在政策發(fā)生前后的相對(duì)差異來實(shí)現(xiàn)對(duì)政策效應(yīng)的一致估計(jì)，實(shí)施這一估計(jì)策略的前提條件是實(shí)驗(yàn)組和控制組在不受政策影響的條件下滿足共同趨勢(shì)假定，通常而言，這一假定不易滿足，但可以通過排除其它變量的影響來盡可能保證共同趨勢(shì)假定成立，此時(shí)，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的政策影響可由如下線性概率模型獲得：

Yijt=α+βDjt+xijt∏+ci+yeart+εijt

(1)

其中：Yijt表示t時(shí)期j村莊農(nóng)戶i的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)；Djt表示村莊j在t年是否實(shí)施農(nóng)地確權(quán)，若實(shí)施取值為1，否則取值為0；yeart表示年份啞變量(時(shí)間固定效應(yīng))，2013年取值為0，2015年取值為1；ci表示個(gè)體固定效應(yīng)，個(gè)體固定效應(yīng)可以控制一些不隨時(shí)間變化的因素的影響，比如地形、地理位置、自然資源稟賦、性別、年齡、受教育程度、個(gè)人能力等；Xijt表示其它控制變量；在共同趨勢(shì)假定下，β的估計(jì)量便是農(nóng)地確權(quán)政策效果的一致估計(jì)。

自2013年全面開展“新一輪”農(nóng)地確權(quán)工作以來，各個(gè)省內(nèi)部幾乎都以縣為單位逐步開展，這表明確權(quán)這一政策對(duì)農(nóng)戶而言是外生的，但在縣域內(nèi)，各個(gè)村莊確權(quán)的先后順序可能并不是外生的。比如，政府可能優(yōu)先選擇村干部能力較強(qiáng)、地理環(huán)境較好、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)矛盾較少的村開展農(nóng)地確權(quán)登記試點(diǎn)，這可能違背DID估計(jì)需要滿足的平衡趨勢(shì)假定。本文將采用兩種方法來克服這一難題：一是盡可能控制不同特質(zhì)村莊的時(shí)間固定效應(yīng)，這一處理方式與Leight(2016)的研究相同；二是采用基于傾向匹配的雙差分模型(PSM-DID)，即首先通過匹配與實(shí)驗(yàn)組特征相近的樣本作為控制組，再利用匹配成功的樣本進(jìn)行雙重差分估計(jì)。

四、數(shù)據(jù)來源、變量與描述統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源和處理

本文用于估計(jì)計(jì)量模型的數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2013年和2015年的全國代表性微觀數(shù)據(jù)(1)關(guān)于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的詳細(xì)信息可見其官方網(wǎng)站：https://chfs.swufe.edu.cn/。目前CHFS已公開發(fā)布2011、2013、2015、2017年的四輪調(diào)查數(shù)據(jù)，但2011年沒有調(diào)查社區(qū)(村莊)，2017年社區(qū)(村莊)數(shù)據(jù)暫無法申請(qǐng)使用，這導(dǎo)致本文的關(guān)鍵解釋變量——農(nóng)地確權(quán)在2011年和2017年缺失。因此，本文沒有使用CHFS 2011年和2017年數(shù)據(jù)。。CHFS是一項(xiàng)追蹤訪問調(diào)查，其樣本涵蓋個(gè)體、家庭和社區(qū)(村莊)三個(gè)層面的信息。2013年數(shù)據(jù)覆蓋了全國除西藏、新疆和港、澳、臺(tái)地區(qū)外的97916個(gè)家庭成員、28143戶家庭、1048個(gè)社區(qū)(村莊)。2015年樣本進(jìn)一步擴(kuò)充至125315個(gè)家庭成員、37340戶家庭、1430個(gè)社區(qū)(村轉(zhuǎn))。其中，追訪成功70037個(gè)家庭成員、21775戶家庭。特別地，CHFS家庭問卷詳細(xì)記錄了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征，社區(qū)(村莊)問卷則詳細(xì)詢問了該社區(qū)(村莊)的農(nóng)用土地是否確權(quán)以及確權(quán)的時(shí)間，因此，本文的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)信息為農(nóng)戶層面變量，而農(nóng)地確權(quán)信息為村莊層面變量。

基于本文的研究目標(biāo)，本文對(duì)數(shù)據(jù)做了如下清理。首先，本文剔除了從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)信息缺失的樣本(2)在2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)中，由于問卷設(shè)置邏輯跳轉(zhuǎn)錯(cuò)誤，導(dǎo)致部分從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本缺失農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)信息，盡管在調(diào)研中途發(fā)現(xiàn)問題并更正，但仍損失了大量樣本。通過比較損失樣本與非損失樣本的家庭特征，二者之間無顯著差異，因此，損失樣本不會(huì)影響本文的研究結(jié)論。。其次，本文剔除了沒有農(nóng)用土地(包括耕地、林地、草地和園地等)的家庭。最后，由于本文使用的是CHFS 2013年和2015年數(shù)據(jù)，若一個(gè)村莊在2013年之前就已實(shí)施了農(nóng)地確權(quán)，那么其在政策發(fā)生之前的狀態(tài)便無法觀測(cè)到，因此，本文還剔除了在2013年以前(不含)就已實(shí)施農(nóng)地確權(quán)的村莊，這一處理方式與賈俊雪等(2019)相同，這樣處理的另一個(gè)好處是可以保證本文定義的農(nóng)地確權(quán)一定是“新一輪”農(nóng)地確權(quán)。經(jīng)上述清理后，最終獲得3483個(gè)有效樣本。因一些控制變量可能存在缺失值，在回歸分析中的有效樣本還會(huì)有所不同。

(二)變量與描述統(tǒng)計(jì)

1.核心解釋變量——農(nóng)地確權(quán)

該變量的定義為農(nóng)戶所在村莊的農(nóng)用土地是否實(shí)施土地確權(quán)。由于CHFS詢問的是農(nóng)戶上一年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，即2013年調(diào)查詢問的是2012年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，2015年詢問的是2014年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況。因此，本文將農(nóng)地確權(quán)定義為村莊在2012年或2014年是否實(shí)施了農(nóng)用土地確權(quán)，若在這兩年間開展了農(nóng)地確權(quán)頒證則為實(shí)驗(yàn)組，取值為1，否則為控制組，取值為0。在3483個(gè)農(nóng)戶樣本中，523個(gè)農(nóng)戶為實(shí)驗(yàn)組，占比15.02%。

2.關(guān)鍵被解釋變量——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)

該變量的定義為農(nóng)戶是否從事某類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，具體包括糧食作物、經(jīng)濟(jì)作物、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)五類，若農(nóng)戶從事某類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取值為1，否則取值為0，對(duì)應(yīng)5個(gè)虛擬變量(3)由于一個(gè)農(nóng)戶可以選擇從事多種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此，各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比例之和并不一定等于1。。根據(jù)樣本是否包含沒有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶，可將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的定義劃分為廣延邊際和集約邊際兩種，前者包括所有農(nóng)戶，后者僅包括從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶。

表1同時(shí)報(bào)告了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的廣延邊際和集約邊際定義。從廣延邊際來看，兩輪調(diào)查期間，從事種植業(yè)(糧食作物和經(jīng)濟(jì)作物)、漁業(yè)的比例下降，從事林業(yè)的比例變化不大，但從事畜牧業(yè)和未從事任何農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶比例增加。分樣本來看具有如下規(guī)律：(1)兩組農(nóng)戶從事糧食作物生產(chǎn)的比例均下降，但確權(quán)組下降得更多；(2)確權(quán)組種植經(jīng)濟(jì)作物的比例兩年間變化不大，而未確權(quán)組下降得更多；(3)兩組農(nóng)戶從事畜牧業(yè)的比例均增加，但確權(quán)組增加得更多；(4)兩組農(nóng)戶從事漁業(yè)的比例變化完全相反，確權(quán)組增加，未確權(quán)組下降；(5)兩組農(nóng)戶均具有非農(nóng)化傾向，但確權(quán)組非農(nóng)化傾向更強(qiáng)。

表1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)

從集約邊際來看也具有相似規(guī)律，對(duì)于兩輪調(diào)查時(shí)都從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶，從事糧食作物的比例增加1.19個(gè)百分點(diǎn)，且這一比例的增加主要來源于未確權(quán)農(nóng)戶，而確權(quán)農(nóng)戶從事糧食作物的比例反而下降2.1個(gè)百分點(diǎn)。從事經(jīng)濟(jì)作物的農(nóng)戶比例下降4.99個(gè)百分點(diǎn)，且這一比例的下降主要來源于未確權(quán)農(nóng)戶，其從事經(jīng)濟(jì)作物的比例下降6.4個(gè)百分點(diǎn)，而確權(quán)農(nóng)戶從事經(jīng)濟(jì)作物的比例反而上升了3.89個(gè)百分點(diǎn)。漁業(yè)的變動(dòng)規(guī)律與經(jīng)濟(jì)作物相似，總體而言，從事漁業(yè)的農(nóng)戶比例是下降的，但確權(quán)組農(nóng)戶是上升的。對(duì)于畜牧業(yè)，兩組農(nóng)戶從事畜牧業(yè)的比例均增加，但確權(quán)組增加8.08個(gè)百分點(diǎn)，比未確權(quán)組高出6.75個(gè)百分點(diǎn)。

從簡(jiǎn)單的描述統(tǒng)計(jì)可以看出，農(nóng)地確權(quán)使得從事糧食作物的農(nóng)戶比例減少，但從事經(jīng)濟(jì)作物、畜牧業(yè)和漁業(yè)的農(nóng)戶比例增加，且使農(nóng)戶有非農(nóng)化傾向。

3.其它控制變量

參照現(xiàn)有研究(李江一，2020)，本文還控制了其它可能影響農(nóng)戶生產(chǎn)決策的變量，主要有兩類。一是隨時(shí)間變化的變量，包括家庭人口結(jié)構(gòu)、土地是否被征收、農(nóng)戶信息獲取能力以及受訪者健康狀況。其中，家庭人口結(jié)構(gòu)會(huì)影響農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入，本文選擇家庭總?cè)藬?shù)、16歲(含)以下少年占比和60歲(含)以上老年占比三個(gè)變量衡量家庭人口結(jié)構(gòu)；土地征收代表農(nóng)戶在土地投入上受到的沖擊，本文以過去兩年土地是否被征來度量該沖擊，是取值為1，否則取值為0；信息獲取能力可能影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策的效率，本文以受訪者是否關(guān)注經(jīng)濟(jì)信息來衡量，是取值為1，否則取值為0；健康是最重要的人力資本，本文根據(jù)受訪者自評(píng)健康5級(jí)量化指標(biāo)來度量健康資本，若自評(píng)健康為“好”“非常好”取值為1，否則取值為0。二是不隨時(shí)間變化的變量，這類變量與時(shí)間固定效應(yīng)交互可以控制不同特征農(nóng)戶的時(shí)間變動(dòng)趨勢(shì)，這可以進(jìn)一步排除影響共同趨勢(shì)假定成立的干擾因素，這類變量包括受訪者的性別、年齡、受教育年限、受訪者和配偶(除自己外)的兄弟姐妹數(shù)。其中，性別為男性取值為1，女性取值為0；年齡雖然隨時(shí)間變化，但每個(gè)個(gè)體相對(duì)不變；受教育年限根據(jù)受訪者回答的受教育程度換算而來，比如，文盲為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，以此類推。表2報(bào)告了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)地確權(quán)組和未確權(quán)組農(nóng)戶在各類特征上均比較接近，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，確權(quán)農(nóng)戶與未確權(quán)農(nóng)戶之間僅在慢性病患病比例和兄弟姐妹數(shù)這兩個(gè)特征上存在顯著差異(數(shù)據(jù)未匯報(bào)，需要可向作者索取)，而在其它特征上不具顯著差異，這在一定程度上表明農(nóng)地確權(quán)頒證對(duì)農(nóng)戶而言是比較外生的。

表2 控制變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本模型的估計(jì)

表3展示了農(nóng)地確權(quán)是否影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了農(nóng)戶種植糧食作物的概率，但顯著提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物以及從事畜牧業(yè)的概率，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶從事漁業(yè)的概率具有不顯著的正向影響。具體來講，其它因素不變，農(nóng)地確權(quán)后，農(nóng)戶種植糧食作物的概率下降了7.8個(gè)百分點(diǎn)，種植經(jīng)濟(jì)作物的概率提高了6.5個(gè)百分點(diǎn)，從事畜牧業(yè)的概率提高3.9個(gè)百分點(diǎn)，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。表3模型(6)的估計(jì)結(jié)果還顯示，農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶不再務(wù)農(nóng)的概率增加了3.7個(gè)百分點(diǎn)，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

表3 農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響

由此可見，農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)從糧食作物向經(jīng)濟(jì)作物、畜牧業(yè)轉(zhuǎn)變，并使農(nóng)戶有非農(nóng)化傾向。這與Besley(1995)和Besley et al.(2010)的理論結(jié)論一致。一方面，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)可減少農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)的短視行為，促進(jìn)農(nóng)業(yè)長期投資，比如激勵(lì)農(nóng)戶從投資周期短但效益低的糧食作物轉(zhuǎn)向投資周期長但效益高的經(jīng)濟(jì)作物。另一方面，農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶不必親自耕種土地而依然享有土地承包權(quán)，這有利于勞動(dòng)力的重新優(yōu)化配置，比如，農(nóng)戶可減少用于土地耕作上的勞動(dòng)投入，而更多地將勞動(dòng)投入到與土地關(guān)聯(lián)較弱但收益更高的副業(yè)和漁業(yè)，甚至從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。本文的發(fā)現(xiàn)也與Do et al.(2008)的研究結(jié)果一致，即農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶更愿意種植經(jīng)濟(jì)作物。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確?；灸Ｐ?表3)的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健可信，本文還做了如下拓展性分析。首先，前文提到政府可能并非隨機(jī)選擇試點(diǎn)村，這可能違背DID估計(jì)需要滿足的共同趨勢(shì)假定，假如這一假定不滿足的原因是由于村莊異質(zhì)性所致，那么，通過控制村莊特征可以緩解這一問題。為此，本文在基本模型的基礎(chǔ)上加入如下村莊特征：(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地方越有能力為農(nóng)地確權(quán)提供經(jīng)濟(jì)保障。本文采用訪員對(duì)受訪戶所在村的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度的打分(1-10個(gè)等級(jí)，越高表示越發(fā)達(dá))來度量該變量；(2)村干部個(gè)人能力，村干部個(gè)人能力可能影響確權(quán)進(jìn)度。本文新增村支部書記或主任的年齡、受教育程度、是否是黨員三個(gè)變量以控制村干部能力；(3)村莊地理位置及其它特征，這些特征可能影響村莊農(nóng)地確權(quán)的難易程度。包括村莊2013年村莊黨員人數(shù)、家庭總戶數(shù)、村委會(huì)到鄉(xiāng)或鎮(zhèn)政府的路程距離(km)、村委會(huì)到區(qū)或縣政府的路程距離(km)、村莊耕地面積(平方公里)、村莊地形(是否平原，是取值為1，否取值為0)以及村莊城鄉(xiāng)屬性啞變量(4)由于版面原因未列示具體村級(jí)特征變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)，如有興趣，可向作者索要。。表4Panel A的結(jié)果顯示(5)由于村級(jí)特征變量存在缺失值，因此，控制村級(jí)特征后的有效樣本與前文有所不同。，控制不同村莊特征后(村莊特征×年份虛擬變量)，農(nóng)地確權(quán)依然負(fù)向影響農(nóng)戶種植糧食作物的概率，正向影響農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)的概率，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響的顯著性水平有所降低(p-value=0.115)，但估計(jì)系數(shù)與表3模型(6)的結(jié)果幾乎無差異。由此可見，控制村莊特征后，本文的估計(jì)結(jié)果依舊穩(wěn)健。

其次，由于共同趨勢(shì)假定成立的一個(gè)充分條件是實(shí)驗(yàn)組和控制組同質(zhì)(實(shí)驗(yàn)組和控制組是隨機(jī)劃分的)，盡管無法在政策實(shí)施前驗(yàn)證這一條件，但可采用傾向匹配法(Propensity Scoring Matching，PSM)來盡量保證實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策發(fā)生前具有同質(zhì)性，并在此基礎(chǔ)上實(shí)施DID估計(jì)。具體實(shí)施步驟可表示如下：

第一，采用probit模型估計(jì)傾向得分函數(shù)P(Dj=1|Xj1)(6)也可采用logit模型來估計(jì)傾向得分，這不會(huì)影響本文的基本結(jié)論。，即利用基期(2013年)村莊特征Xj1預(yù)測(cè)村莊j在下一期(2015年)實(shí)施農(nóng)地確權(quán)的概率(7)盡管農(nóng)地確權(quán)在各省內(nèi)部幾乎都以縣為單位逐步開展，但在縣域內(nèi)，各個(gè)村莊確權(quán)的先后順序可能并不是外生的，因此，村莊特征對(duì)于村莊未來是否被確權(quán)具有一定預(yù)測(cè)作用。。

第二，根據(jù)傾向得分在控制組中為實(shí)驗(yàn)組尋找最佳匹配對(duì)象。常見匹配法包括一對(duì)一匹配、一對(duì)多匹配、核匹配。本文選擇較為嚴(yán)格的一對(duì)一匹配，最終獲得897個(gè)匹配樣本，其中，確權(quán)農(nóng)戶495個(gè)，未確權(quán)農(nóng)戶402個(gè)。匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果(8)由于版面原因未列示具體匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，如有興趣，可向作者索要。顯示，匹配后的實(shí)驗(yàn)組與控制組在匹配變量上均不存在統(tǒng)計(jì)上的顯著差異?？傮w而言，本文的匹配結(jié)果較理想。

第三，匹配平衡性檢驗(yàn)通過后，再利用匹配樣本進(jìn)行DID估計(jì)。表4 Panel B的估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)降低了農(nóng)戶種植糧食作物的概率，提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)的概率，并促使農(nóng)戶不再從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，均至少在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，結(jié)果十分穩(wěn)健。

再次，前文提到CHFS 2015年問卷相關(guān)問題的跳轉(zhuǎn)設(shè)置在訪問初期存在錯(cuò)誤，盡管這一錯(cuò)誤在訪問中途發(fā)現(xiàn)并更正，仍造成部分從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶未詢問其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)類型，為探究這部分樣本損耗是否造成估計(jì)結(jié)果偏誤，本文采用Heckman兩步法來檢驗(yàn)基本模型估計(jì)結(jié)果是否穩(wěn)健。具體實(shí)施步驟如下：(1)將被解釋變量和隨時(shí)間變化的控制變量均作一階差分處理；(2)基于差分后的變量做Heckman兩步估計(jì)，Heckman兩步法要求樣本選擇方程(是否損耗，損耗取值為0，未損耗取值為1)至少有一個(gè)解釋變量與主回歸方程的解釋變量不同，因此，除了主回歸方程里包括的解釋變量，本文在樣本選擇方程中新增控制了地級(jí)市的固定效應(yīng)。表4 Panel C報(bào)告了糾正樣本損耗可能造成的偏誤后的估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，與基本模型的估計(jì)結(jié)果相比(表3)，糾正樣本損耗偏誤后的估計(jì)系數(shù)大小和顯著性均無明顯變化。與此同時(shí)，所有模型的逆米爾斯比均不顯著，即樣本損耗并沒有造成基本模型的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤，基本模型的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

最后，表3中被解釋變量采用的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的廣延邊際定義，廣延邊際包括了農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門之間的轉(zhuǎn)化，與廣延邊際相對(duì)應(yīng)的是集約邊際，即農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門內(nèi)部不同生產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間的轉(zhuǎn)化。表4 Panel D的結(jié)果顯示，即使只考慮農(nóng)業(yè)部門內(nèi)部，農(nóng)地確權(quán)對(duì)糧食作物從業(yè)農(nóng)戶比例仍具有顯著負(fù)向影響，而對(duì)經(jīng)濟(jì)作物、畜牧業(yè)和漁業(yè)的從業(yè)農(nóng)戶比例仍具有顯著正向影響。與表3的估計(jì)結(jié)果相對(duì)比，農(nóng)地確權(quán)對(duì)糧食作物集約邊際的影響(絕對(duì)值)小于廣延邊際的影響，但對(duì)經(jīng)濟(jì)作物、畜牧業(yè)、漁業(yè)集約邊際的影響大于廣延邊際的影響，這表明農(nóng)地確權(quán)所導(dǎo)致的退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的農(nóng)戶主要來源于種植糧食作物農(nóng)戶的減少。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)影響機(jī)制

接下來，本文進(jìn)一步考察農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的作用渠道。Besley et al.(2010)的理論研究表明，農(nóng)地確權(quán)最直接的影響是確權(quán)可以通過強(qiáng)化地權(quán)穩(wěn)定性和安全性而優(yōu)化農(nóng)戶的土地和勞動(dòng)力投入，比如，從種植短期農(nóng)作物轉(zhuǎn)向種植長期農(nóng)作物，從土地依賴度高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)轉(zhuǎn)向土地依賴度低的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，甚至轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門，進(jìn)而改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。若這一作用渠道成立，那么，農(nóng)地確權(quán)將對(duì)政策實(shí)施前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性或安全性較差的農(nóng)戶產(chǎn)生更大影響(Janvry et al.，2015)。為驗(yàn)證這一假設(shè)，本文參照以往研究，以農(nóng)地調(diào)整度量地權(quán)穩(wěn)定性和安全性(Jacoby et al.，2002；鐘甫寧 等，2009)。囿于數(shù)據(jù)的可得性，本文將農(nóng)地調(diào)整定義為村莊最近一次發(fā)生農(nóng)地調(diào)整的時(shí)間距離調(diào)查訪問時(shí)的年份間隔(2015減去最近一次農(nóng)地調(diào)整年份)，顯然，間隔越久遠(yuǎn)，地權(quán)穩(wěn)定性或安全性越好。進(jìn)一步地，本文以年份間隔的中位數(shù)將樣本劃分為兩組(9)由于部分村莊未報(bào)告最近一次農(nóng)地調(diào)整年份，因此樣本數(shù)據(jù)有所缺失。，樣本中位數(shù)對(duì)應(yīng)的年份為1998年，這恰好是第二輪土地承包開始的年份。

表5的結(jié)果顯示，在第二輪土地承包之后仍有土地調(diào)整的村莊，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了農(nóng)戶種植糧食作物的概率，并顯著提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物、從事畜牧業(yè)以及不再從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率，這與基本模型的估計(jì)結(jié)果一致。然而，如果村莊在二輪土地承包之后沒有再進(jìn)行農(nóng)地調(diào)整，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)戶種植糧食作物的概率降低7.8個(gè)百分點(diǎn)，比有農(nóng)地調(diào)整情形下的估計(jì)系數(shù)低3.9個(gè)百分點(diǎn)(絕對(duì)值)。與此同時(shí)，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物、從事畜牧業(yè)和不再從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響均不顯著。這些發(fā)現(xiàn)表明，地權(quán)穩(wěn)定性或安全性越差，確權(quán)所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)越大，換句話講，農(nóng)地確權(quán)具有通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)重新優(yōu)化調(diào)整的機(jī)制。

表5 農(nóng)地確權(quán)、地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)

(四)異質(zhì)性分析

前文的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)既促進(jìn)了農(nóng)戶從種植糧食作物向種植經(jīng)濟(jì)作物、從事畜牧業(yè)和漁業(yè)調(diào)整，也促進(jìn)了農(nóng)戶從種植糧食作物向非農(nóng)業(yè)部門調(diào)整。那么，一個(gè)自然的問題便是，這些影響在不同地區(qū)是否有差異？對(duì)這一問題的回答有助于因地制宜、精準(zhǔn)施策。從理論上講，確權(quán)使得農(nóng)戶從種植糧食作物轉(zhuǎn)向其它農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或非農(nóng)業(yè)部門的本質(zhì)是不同生產(chǎn)活動(dòng)之間的比較收益，因此，不同地區(qū)各種生產(chǎn)活動(dòng)之間的比較收益差異會(huì)導(dǎo)致農(nóng)地確權(quán)具有差異化影響。一般來講，平原地區(qū)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)達(dá)、土地需求旺盛、土地租金更高，與此同時(shí)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)也更多、非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)工資水平更高，因此，平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)可能會(huì)促使農(nóng)戶出租土地，進(jìn)而參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)市場(chǎng)。與平原地區(qū)相反，非平原地區(qū)土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)相對(duì)更少，因此，非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)更可能會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門內(nèi)部不同產(chǎn)業(yè)之間轉(zhuǎn)移。為檢驗(yàn)上述理論假說，本文繼續(xù)分析農(nóng)地確權(quán)在平原和非平原地區(qū)之間的異質(zhì)性。

表6報(bào)告了平原與非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性，其中，平原與非平原的劃分來源于CHFS社區(qū)調(diào)查問卷中訪員的觀察。估計(jì)結(jié)果顯示，在平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)使得種植糧食作物的農(nóng)戶比例下降了8.8個(gè)百分點(diǎn)，使得從事漁業(yè)的農(nóng)戶比例提高了1.9個(gè)百分點(diǎn)，并使退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶比例提高了6.5個(gè)百分點(diǎn)，均至少在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，然而，農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)均無顯著影響。與平原地區(qū)相比，在非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)依然顯著降低了種植糧食作物的農(nóng)戶比例，不同的是，農(nóng)地確權(quán)并沒有促進(jìn)農(nóng)戶從事漁業(yè)，也沒有使農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，反而提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)的可能性，這與非平原地區(qū)不適合漁業(yè)養(yǎng)殖，而適合種植經(jīng)濟(jì)作物和養(yǎng)殖雞、牛、羊等牲畜有關(guān)。

表6 農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性：平原與非平原

綜上，無論是平原地區(qū)還是非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)都會(huì)降低種植糧食作物的農(nóng)戶比例，但農(nóng)戶退出糧食作物生產(chǎn)后，在平原地區(qū)和非平原地區(qū)的流向各有不同。在平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶從種植糧食作物轉(zhuǎn)向漁業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門，且以轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門為主；而在非平原地區(qū)，退出糧食作物生產(chǎn)的農(nóng)戶則主要轉(zhuǎn)向種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)，且不會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述異質(zhì)性影響的中介機(jī)制，即平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)主要通過影響土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，而非平原地區(qū)則不具這樣的影響機(jī)制。本文接著考察農(nóng)地確權(quán)對(duì)中介變量——土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響，并分析中介變量在確權(quán)所帶來的政策效果中的中介效應(yīng)。其中，土地流轉(zhuǎn)分為農(nóng)地出租和農(nóng)地租入，均為啞變量，若農(nóng)戶有相應(yīng)行為取值為1，否則取值為0。非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與采用家庭中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者比例來衡量，即家庭中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者數(shù)量與家庭總?cè)藬?shù)的比值。

表7報(bào)告了平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)戶出租土地的概率顯著提高5.2個(gè)百分點(diǎn)，使家庭中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者比例顯著提高4個(gè)百分點(diǎn)，但使農(nóng)戶租入土地的概率顯著降低6.8個(gè)百分點(diǎn)，均至少在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著異于零。實(shí)際上，農(nóng)地確權(quán)同時(shí)增加農(nóng)戶土地租出和減少農(nóng)戶土地租入并不矛盾，一個(gè)可能的解釋是農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，從而使得土地向少部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能手集中。表7模型(4)進(jìn)一步將農(nóng)地出租、農(nóng)地租入和家庭中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者比例三個(gè)中介變量加入基礎(chǔ)回歸，結(jié)果顯示，農(nóng)地出租和家庭中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者比例均顯著降低了種植糧食作物的農(nóng)戶比例，而農(nóng)地租入則顯著提高了種植糧食作物的農(nóng)戶比例。與沒加入中介變量的基礎(chǔ)回歸結(jié)果(表3模型(1))相比，農(nóng)地確權(quán)這一核心變量不再顯著，且估計(jì)系數(shù)大小也從-0.078變?yōu)?0.043。根據(jù)Baron et al.(1986)提出的驗(yàn)證中介效應(yīng)的三個(gè)標(biāo)準(zhǔn)可知，在平原地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與在農(nóng)地確權(quán)降低種植糧食作物農(nóng)戶比例的影響渠道中具有完全的中介效應(yīng)。

表7 平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表8報(bào)告的是非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。與平原地區(qū)相比，農(nóng)地確權(quán)對(duì)三個(gè)中介變量的影響系數(shù)(絕對(duì)值)均變小且不再具有統(tǒng)計(jì)顯著性。表8模型(4)的結(jié)果顯示，加入中介變量后，農(nóng)地出租和家庭中非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者比例兩個(gè)中介變量顯著負(fù)向影響農(nóng)戶種植糧食作物的比例，農(nóng)地租入具有不顯著的正向影響，但農(nóng)地確權(quán)的顯著性和系數(shù)大小與不加入中介變量時(shí)相比變化不大。根據(jù)中介效應(yīng)判定方法可知，在非平原地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與在農(nóng)地確權(quán)降低種植糧食作物農(nóng)戶比例的影響渠道中不具有中介效應(yīng)。

表8 非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

綜上所述，在平原地區(qū)，由于土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)達(dá)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)多，農(nóng)地確權(quán)會(huì)使農(nóng)戶增加土地出租、減少土地租入以及參與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)而退出糧食作物的生產(chǎn)，農(nóng)戶退出糧食作物生產(chǎn)后僅少部分轉(zhuǎn)向漁業(yè)，絕大部分轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，農(nóng)戶非農(nóng)化傾向高。但在非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)不會(huì)影響土地出租或租入，也會(huì)不使農(nóng)戶離開農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，農(nóng)地確權(quán)會(huì)直接促進(jìn)農(nóng)戶從種植糧食作物向種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)調(diào)整。這些結(jié)果與平原地區(qū)和非平原地區(qū)所對(duì)應(yīng)的最優(yōu)生產(chǎn)活動(dòng)是一致的。

六、結(jié)論與政策啟示

基于中國家庭金融調(diào)查2013年和2015年面板數(shù)據(jù)，本文采用雙重差分法識(shí)別了農(nóng)地確權(quán)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響。主要研究結(jié)論如下：第一，農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)重新調(diào)整，具體來講，農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶種植糧食作物的概率顯著降低了7.8個(gè)百分點(diǎn)，但使得農(nóng)戶種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)的概率分別增加了6.5和3.9個(gè)百分點(diǎn)，并使農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的概率增加了3.7個(gè)百分點(diǎn)，確權(quán)提高了農(nóng)戶非農(nóng)化傾向。第二，就影響機(jī)制而言，農(nóng)地確權(quán)通過強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度而促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生上述調(diào)整，其表現(xiàn)為農(nóng)地確權(quán)之前的地權(quán)穩(wěn)定性或安全性越差，確權(quán)所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)越大。第三，不同地區(qū)各類經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的比較收益差異導(dǎo)致確權(quán)所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向不同。研究結(jié)果表明，平原地區(qū)由于土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)達(dá)，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)多，出租土地或從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)會(huì)帶來更高的收入，因此，農(nóng)地確權(quán)會(huì)使農(nóng)戶增加土地出租、減少土地租入并使農(nóng)戶退出糧食作物的生產(chǎn)而轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，僅有少部分農(nóng)戶從種植糧食作物轉(zhuǎn)向從事漁業(yè)生產(chǎn)。在非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)則直接促進(jìn)了農(nóng)戶從種植糧食作物向種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)調(diào)整，而并不會(huì)使農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門。

本文的研究結(jié)論具有如下啟示。首先，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是一個(gè)國家制定農(nóng)業(yè)發(fā)展政策的參考依據(jù)，尤其是當(dāng)前正在實(shí)施的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，理解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)會(huì)發(fā)生怎樣的動(dòng)態(tài)調(diào)整對(duì)于制定相關(guān)政策尤為重要。本文的研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)內(nèi)生于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，強(qiáng)化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護(hù)有助于重新優(yōu)化配置農(nóng)村土地和勞動(dòng)力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，因此，未來應(yīng)繼續(xù)完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革，以進(jìn)一步激活農(nóng)業(yè)、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力，提高農(nóng)戶收入水平，逐步消除城鄉(xiāng)之間以及農(nóng)村內(nèi)部之間人民對(duì)美好生活的向往與經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡不充分的矛盾。其次，由于農(nóng)地確權(quán)降低了種植糧食作物的農(nóng)戶比例，為防止農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過度非糧化，確保國家糧食安全，政府應(yīng)進(jìn)一步提高種糧補(bǔ)貼，提高種植糧食作物的比較收益。最后，農(nóng)地確權(quán)后，平原地區(qū)和非平原地區(qū)應(yīng)因地制宜、分類施策。平原地區(qū)應(yīng)完善土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，建立統(tǒng)一的、標(biāo)準(zhǔn)化的土地流轉(zhuǎn)平臺(tái)，降低土地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，推進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營，并積極提供非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)就業(yè)培訓(xùn)，促進(jìn)退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的農(nóng)戶順利再就業(yè)；非平原地區(qū)應(yīng)積極為農(nóng)戶提供種植經(jīng)濟(jì)作物和從事畜牧業(yè)的技術(shù)指導(dǎo)，并為他們提供通暢的融資渠道，促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理調(diào)整，培育特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而提高非平原地區(qū)農(nóng)戶收入水平。