張永峰，路 瑤

（南京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，江蘇南京 210093）

一、引言與文獻綜述

中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率長期低于工業(yè)生產(chǎn)率是不爭的事實。中科院中國現(xiàn)代化研究中心數(shù)據(jù)顯示，中國的農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率僅為工業(yè)勞動生產(chǎn)率的1/10。持續(xù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率與工業(yè)生產(chǎn)率剪刀差導(dǎo)致城鄉(xiāng)發(fā)展失衡，嚴(yán)重制約鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施。理論研究表明，造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率過低的一個關(guān)鍵原因在于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資不足［1-3］。與工業(yè)投資不同，農(nóng)業(yè)投資對土地依附性較高，表現(xiàn)出典型的資產(chǎn)專用性特征。由此，地權(quán)穩(wěn)定性成為影響農(nóng)戶投資決策的主要因素［4］。地權(quán)穩(wěn)定性越差，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中面臨的不確定性越大，土地被征收的可能性也就越大；更重要的是，土地被征收不僅僅是收回農(nóng)戶的土地經(jīng)營權(quán)和承包權(quán)，而是同時帶走依附在土地上，與土地不可剝離的農(nóng)業(yè)投資，從而引致農(nóng)戶預(yù)期收益下降和農(nóng)戶投資意愿弱化，最終造成農(nóng)業(yè)投資不足［5］。部分學(xué)者從實證的角度印證農(nóng)地的頻繁調(diào)整削弱了土地及其附著物的投資交易價值，對農(nóng)戶投資行為具有顯著抑制作用［6］。

在農(nóng)村土地三權(quán)分置改革背景下，農(nóng)地確權(quán)成為強化農(nóng)村土地地權(quán)穩(wěn)定性的關(guān)鍵。2013年中共中央國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)進一步增強農(nóng)村發(fā)展活力的若干意見》明確提出“健全農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)登記制度”，開啟了中國新一輪農(nóng)村土地確權(quán)工作的序幕。已有研究表明，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模擴大、農(nóng)業(yè)勞動投入增加、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間延長以及農(nóng)業(yè)經(jīng)營投入提升均具有促進作用［7-11］。例如，Deininger等［2］針對埃塞俄比亞的一項調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在當(dāng)?shù)亻_展的“低成本農(nóng)地頒證”改革對埃塞俄比亞的農(nóng)戶投資和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出均具有顯著的正向促進作用。林文聲等［7］基于2014 年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在排除不同類別的組間協(xié)變量差異性之后，農(nóng)地確權(quán)頒證顯著增加了農(nóng)戶的家庭農(nóng)業(yè)勞動力投入數(shù)量。同時，應(yīng)瑞瑤等［8］利用2010—2015 年農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)顯著提高了與特定地塊相連的以農(nóng)家肥為代表的農(nóng)業(yè)長期投資。而胡新艷等［9］結(jié)合廣東省陽山縣農(nóng)地整合確權(quán)政策實施的準(zhǔn)自然實驗調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地整合確權(quán)政策顯著促進農(nóng)地地塊規(guī)模擴張和農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)。

盡管大量學(xué)者證實了農(nóng)地確權(quán)頒證具有促進農(nóng)業(yè)投資的積極作用，但農(nóng)地確權(quán)可能并不直接作用于農(nóng)戶投資決策，而是通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)的配置行為間接激勵農(nóng)戶短期和長期投資行為，同時農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶的投資激勵作用在不同階段表現(xiàn)出不同的特征，存在歷史動態(tài)的過程［12］。與之相反的觀點是，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶長期農(nóng)業(yè)投資的激勵作用可能有限，尤其是在城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的背景下，農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)意愿更高，更加傾向于轉(zhuǎn)移到城市就業(yè)，因而在農(nóng)村投資土地進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)并非最優(yōu)選擇［13］。Carter和Wiebe［14］針對非洲國家的研究同樣發(fā)現(xiàn)，對農(nóng)地進行登記注冊并未促進非洲國家農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)投資。

已有對農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)業(yè)投資的研究大多聚焦于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資，對非正規(guī)借貸投資未能給予足夠的重視。事實上，在“宗族網(wǎng)絡(luò)”緊密交織的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)戶有借貸需求時，借貸方向大多是親友鄰居等非正規(guī)主體，而非銀行信用社等正規(guī)借貸機構(gòu)；而且，農(nóng)村金融發(fā)展滯后和農(nóng)戶缺乏必要的抵押擔(dān)保物，進一步弱化農(nóng)戶向非銀行信用社等正規(guī)金融機構(gòu)的信貸行為。以2015 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為例，農(nóng)戶因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要借貸時，有2 589 人選擇銀行信用社等正規(guī)機構(gòu)，而有5 522 人選擇親友鄰居等非正規(guī)主體，是選擇正規(guī)借貸機構(gòu)人數(shù)的2.13 倍，然而已有研究未能注意到這一點。基于此，本文同時考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資兩個方面可以更加明晰農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的真實作用。

二、理論分析與研究假說

（一）產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)

從產(chǎn)權(quán)安全性出發(fā)分析農(nóng)地投資激勵行為，經(jīng)典的解釋源自Besley［5］于1995年提出，地權(quán)的不穩(wěn)定性相當(dāng)于對農(nóng)戶征收隨機稅，這種隨機稅會降低農(nóng)戶投資積極性。地權(quán)越不穩(wěn)定，農(nóng)戶土地未來被征收的可能性越大，而土地的征收會帶走農(nóng)戶在土地上的中長期投資，從而抑制農(nóng)戶對土地的投資意愿［15］。正規(guī)化的財產(chǎn)權(quán)不僅僅是簡單的發(fā)放憑證、注冊登記的過程，最重要的是提供一種程序和規(guī)則，從而使人們對資產(chǎn)的保存、使用和交換形成共識，對資產(chǎn)達成一致意見的法律表述，從而發(fā)揮資產(chǎn)創(chuàng)造資本的功能［11］。在農(nóng)業(yè)方面，土地投資很難在當(dāng)期獲得回報，農(nóng)地確權(quán)給予農(nóng)戶穩(wěn)定的產(chǎn)權(quán)預(yù)期，降低失地風(fēng)險，增強農(nóng)戶的地權(quán)安全感知，從而提高其投資傾向［8，16］。因此，產(chǎn)權(quán)界定越清晰，土地侵權(quán)者越容易被界定并受到相應(yīng)的懲戒，土地侵權(quán)機會成本的上升有利于規(guī)范雙方交易行為，減少土地交易的糾紛，由此保障產(chǎn)權(quán)本身及其交易安全性［17-18］。地權(quán)不穩(wěn)定性不僅會降低農(nóng)戶整體的農(nóng)業(yè)投資收益，還會影響其農(nóng)業(yè)投資結(jié)構(gòu)［19］?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：農(nóng)地確權(quán)可以強化地權(quán)穩(wěn)定性，形成產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)，促進農(nóng)業(yè)投資。

（二）信貸供給效應(yīng)

制約農(nóng)戶從正規(guī)金融機構(gòu)獲得貸款的一個主要因素是農(nóng)戶大多缺乏有效的抵押品［11，20］。由于借貸雙方的信息不對稱性，金融機構(gòu)為了規(guī)避潛在的道德風(fēng)險和逆向選擇行為，往往追求利息率較低、安全性較高的抵押貸款方式。具有地理空間位置不可移動、預(yù)期土地價值上漲以及不易受到毀壞等資源特性的農(nóng)村土地，往往被視為優(yōu)質(zhì)的抵押品［21］。而產(chǎn)權(quán)模糊導(dǎo)致農(nóng)地價值低估使得農(nóng)地抵押貸款對于借貸雙方而言都不具吸引力。農(nóng)地確權(quán)后農(nóng)地的“四至”和權(quán)屬得以明晰，使農(nóng)戶以農(nóng)地抵農(nóng)地確權(quán)后農(nóng)地的“信貸”成為了可能［8］。以土地證書作為信貸的抵押品，能增加農(nóng)民在正規(guī)渠道獲得信貸的能力，為土地投資提供資金來源［5］。理想狀態(tài)下，農(nóng)地確權(quán)改革在優(yōu)化農(nóng)戶家庭農(nóng)地投資、勞動力配置以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)配置效率的同時，也提高農(nóng)地的抵押品價值，改善農(nóng)戶家庭的信貸獲得能力［22］。從信貸供給來看，確權(quán)使得農(nóng)地產(chǎn)權(quán)信息更加清晰，農(nóng)地形成正式的產(chǎn)權(quán)表達機制，從而降低農(nóng)戶的信貸成本和風(fēng)險，尤其是對于規(guī)模生產(chǎn)的農(nóng)戶而言，確權(quán)后土地資產(chǎn)價值的提高甚則可能覆蓋貸款額度，有助于緩解農(nóng)戶申請貸款面臨的抵押約束［11］?；诖?，提出第二個研究假說：

H2：農(nóng)地確權(quán)可以緩解農(nóng)戶信貸約束，形成信貸供給效應(yīng)，促進農(nóng)業(yè)投資。

（三）要素配置效應(yīng)

假定資金或其他投入要素的供給不受約束，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模過小使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本邊際生產(chǎn)率很低，從而妨礙和抑制農(nóng)業(yè)投資［23］。土地流轉(zhuǎn)可以使得土地從低效使用者流向高效使用者，增加土地產(chǎn)出，提升農(nóng)業(yè)投資回報率，進而提高農(nóng)民投資積極性，并因此追加土地投資［24-27］。理論上講，農(nóng)地確權(quán)以法律制度方式明晰界定農(nóng)地產(chǎn)權(quán)主體、權(quán)利范圍和內(nèi)容等，使得在農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易過程中，產(chǎn)權(quán)制度將作為“個體行動空間限制模型”而存在，一方面約束流轉(zhuǎn)雙方的行為選擇，另一方面使流轉(zhuǎn)雙方的行為具有可預(yù)測性，從而降低交易的不確定性和交易成本，促進土地流轉(zhuǎn)［28］。從產(chǎn)權(quán)理論角度來看，確權(quán)建構(gòu)“秩序觀念”約束規(guī)則體系，能緩解因產(chǎn)權(quán)模糊所導(dǎo)致農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易滯后的問題，促進土地市場發(fā)育；進一步的，通過土地市場解決土地分配的暫時無效率，可以將土地資源集中到更有能力的投資經(jīng)營主體手中，從而促進農(nóng)地投資［17-18］。此外，產(chǎn)權(quán)的明晰和穩(wěn)定有利于農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，利用市場機制調(diào)節(jié)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料配置。即使農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)長期投資在投資期內(nèi)無法收回，農(nóng)戶仍然可以利用農(nóng)地市場出售或租賃土地將投資提前變現(xiàn)，從而降低長期投資風(fēng)險［5］?；诖?，提出第三個研究假說：

H3：農(nóng)地確權(quán)促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)，形成要素配置效應(yīng)，提高農(nóng)業(yè)投資。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2015年西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調(diào)查”項目（CHFS）。CHFS 最早的數(shù)據(jù)是2011 年，目前可公開使用的最新年份數(shù)據(jù)是2017 年，考慮到2017 年CHFS 數(shù)據(jù)中部分變量的不可獲得性，因而本文使用的是2015 年數(shù)據(jù)。2015 年CHFS 涵蓋全國29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），351個縣（區(qū)、縣級市），1 396個村（居）委會，具有較好的代表性。

（二）變量選取

1.被解釋變量 本文的被解釋變量為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資。用“是否因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營有銀行借貸”衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資，用“是否因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營有民間借貸”衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資。一方面，農(nóng)戶在向銀行申請農(nóng)業(yè)生產(chǎn)借貸時，會面臨銀行的嚴(yán)格審批，確保貸款用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。這意味著，通過銀行獲得的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營借貸具有較高的資金專用性特征，即絕大部分是用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。因此，用“是否因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營有銀行借貸”衡量農(nóng)戶的正規(guī)借貸投資具有較大的合理性。另一方面，在“差序格局”特征明顯的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)戶聲譽對于維護親友鄰居的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)至關(guān)重要，盡管向親友鄰居等非正規(guī)主體的借貸行為并不會受到嚴(yán)格審核，但如果農(nóng)戶將以生產(chǎn)經(jīng)營需要為名從親友鄰居獲得的貸款另作他用很有可能產(chǎn)生失信風(fēng)險，導(dǎo)致關(guān)系網(wǎng)絡(luò)難以維持。所以，農(nóng)戶面向親友鄰居的非正規(guī)借貸實際上受到農(nóng)村宗族網(wǎng)絡(luò)的非正式約束。因此，用“是否因農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營有民間借貸”衡量農(nóng)業(yè)農(nóng)戶的生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資同樣具有較大的合理性。此外，本文用農(nóng)戶自有農(nóng)用機械價值衡量農(nóng)業(yè)生產(chǎn)固定投資，同時借鑒錢龍和錢文榮［29］的設(shè)定用農(nóng)戶種子、農(nóng)藥、化肥支出作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)流動性投資的代理變量。

2.核心解釋變量與控制變量 本文的核心解釋變量為農(nóng)地確權(quán)，農(nóng)地確權(quán)設(shè)定為虛擬變量，若發(fā)生確權(quán)則等于“1”，若未發(fā)生確權(quán)則等于“0”?？刂谱兞恐袀€人特征的解釋變量，包括是否擔(dān)任村干部、性別、年齡、健康狀況、教育經(jīng)歷、婚姻狀況、政治面貌、工作性質(zhì)；土地特征的解釋變量，包括耕地質(zhì)量，耕地是否適用機械化操作；同時還有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征的解釋變量，包括農(nóng)業(yè)勞動人數(shù)和農(nóng)業(yè)勞動時間。各變量說明與描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

（三）模型選擇

農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資的邊際影響通過如下模型測算：

式（1）中，inv表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資；que是核心解釋變量農(nóng)地確權(quán)；X表示個人特征控制變量；Y表示土地特征控制變量；Z表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)控制變量；ui代表誤差項。

為了進一步厘清農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的影響機制，采用“2000年以來是否經(jīng)歷過土地征收”作為衡量產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)的中介變量，用“是否使用土地經(jīng)營承包權(quán)進行貸款”作為衡量信貸供給本文應(yīng)的中介變量，用“是否進行土地流轉(zhuǎn)”作為衡量要素配置效應(yīng)的中介變量進行中介效應(yīng)檢驗。中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

式（2）～式（4）中，α為農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的總效應(yīng)；γ為農(nóng)地確權(quán)對中介變量的直接效應(yīng)；δ 是在控制中介變量的影響后，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的直接影響；μ是在控制農(nóng)地確權(quán)的影響后，中介變量對農(nóng)業(yè)投資的直接效應(yīng)。

四、結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表2 報告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中模型（1）和模型（4）列是未增加控制變量下農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的估計結(jié)果，模型（2）和模型（5）是增加了個人特征等控制變量后農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的估計結(jié)果，模型（3）和模型（6）是進一步增加土地特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征等控制變量后農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的估計結(jié)果。

表2 基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果

從模型（1）～模型（3）可以看出，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資的估計值均在1%水平上顯著。因此，不論是否增加控制變量，農(nóng)地確權(quán)顯著促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資。同樣，在模型（4）和模型（5）中，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的估計值顯著為正，而在進一步增加農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)特征控制變量后，盡管模型（6）的估計值為負(fù)，但未通過顯著性檢驗，且其擬合程度低于模型（5）。因而模型（5）的估計結(jié)果可能更加真實，也就是說，農(nóng)地確權(quán)同樣促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的增加。對比來看，在增加控制變量后，農(nóng)地確權(quán)對非正規(guī)借貸投資的估計值低于對正規(guī)借貸投資的估計值，尤其是在進一步增加農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)特征控制變量后農(nóng)地確權(quán)對非正規(guī)借貸投資的估計值不顯著，但顯著提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資。這意味著，在以往面臨農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資需求時，農(nóng)戶本來更有可能從親友鄰居借貸。但農(nóng)地確權(quán)后，農(nóng)戶通過銀行、信用社等正規(guī)機構(gòu)借貸的概率超過了親友鄰居等非正規(guī)借貸主體。由此表明，農(nóng)地確權(quán)可能對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資存在擠出效應(yīng)?？赡艿脑蚴侵袊擎?zhèn)化浪潮的快速推進對傳統(tǒng)的以“差序格局”為基礎(chǔ)的鄉(xiāng)村社會形成較大沖擊，正式的制度安排對農(nóng)村中的非正式制度安排起到替代作用。另一方面，農(nóng)地確權(quán)為農(nóng)戶從銀行、信用社等正規(guī)金融機構(gòu)借貸提供了抵押物，同時農(nóng)村地區(qū)銀行、信用社的普及為農(nóng)戶從正規(guī)金融機構(gòu)借貸提供便利，再加上政府各種惠農(nóng)貸政策的推動，顯著提高了農(nóng)戶從銀行信用社等正規(guī)機構(gòu)借貸的可能性。因此，農(nóng)地確權(quán)盡管表現(xiàn)出同時促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資的投資促進作用，但可能對非正規(guī)借貸投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。

（二）影響機制分析

1.產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng) 農(nóng)地確權(quán)強化了農(nóng)村土地的穩(wěn)定性和長期性，對農(nóng)業(yè)投資具有激勵效應(yīng)。土地征收是衡量土地穩(wěn)定性和長期性的重要指標(biāo)，經(jīng)歷土地征收的次數(shù)越少，意味著土地的穩(wěn)定性越高。表3報告了以“是否經(jīng)歷過土地征收”為中介變量的產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)檢驗結(jié)果。

表3 產(chǎn)權(quán)激勵的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果n=61 028

從表3 可以看出，不論是以正規(guī)借貸投資為被解釋變量，還是以非正規(guī)借貸投資為被解釋變量，Sobel 檢驗值均在1 水平上顯著。因此，農(nóng)地確權(quán)通過產(chǎn)權(quán)激勵促進農(nóng)業(yè)投資的作用機制得到驗證。也就是說，農(nóng)地確權(quán)通過降低農(nóng)村土地征地行為提高農(nóng)村土地的穩(wěn)定性和長期性，進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資。對比來看，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資為被解釋變量的模型中，中介效應(yīng)比例小于以非正規(guī)借貸投資為被解釋變量的中介效應(yīng)比例。也就是說，產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)更多的是促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的增加。

2.信貸供給效應(yīng) 本文以“是否使用土地經(jīng)營承包權(quán)進行貸款”作為中介變量，檢驗農(nóng)地確權(quán)的信貸供給效應(yīng)，檢驗結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，不論是以正規(guī)借貸投資為被解釋變量，還是以非正規(guī)借貸投資為被解釋變量，Sobel 檢驗值均在1 水平上顯著，即農(nóng)地確權(quán)具有通過緩解信貸約束促進農(nóng)業(yè)投資的作用機制。這表明，一方面，農(nóng)地確權(quán)通過提高農(nóng)戶的信貸可得性緩解農(nóng)戶的信貸約束，進而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資。另一方面，在以非正規(guī)借貸投資為被解釋變量的中介效應(yīng)模型中，系數(shù)估計值與以正規(guī)借貸投資為被解釋變量的中介效應(yīng)模型一致，均顯著為正，但中介效應(yīng)比例小于以正規(guī)借貸投資為被解釋變量的中介效應(yīng)模型。由此表明，農(nóng)地確權(quán)同樣通過緩解農(nóng)戶信貸約束促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資，但影響小于正規(guī)借貸投資。

表4 信貸供給的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果n=61 028

3.要素配置效應(yīng) 更重要的是，農(nóng)地確權(quán)促進農(nóng)業(yè)投資的關(guān)鍵在于土地流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)土地要素的最優(yōu)配置。土地流轉(zhuǎn)了，土地的碎片化經(jīng)營才能轉(zhuǎn)變?yōu)榧薪?jīng)營，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化發(fā)展，土地投資才能增加。有鑒于此，進一步以“是否進行土地流轉(zhuǎn)”作為要素配置效應(yīng)的中介變量進行中介效應(yīng)檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 要素配置的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果n=61 028

從表5可以看出，不論是以正規(guī)借貸投資為被解釋變量，還是以非正規(guī)借貸投資為被解釋變量，Sobel 檢驗值均在1 水平上顯著，土地流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)得到驗證。由此可見，農(nóng)地確權(quán)通過促進農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資。在以非正規(guī)借貸投資為被解釋變量的中介效應(yīng)模型中，農(nóng)地確權(quán)對非正規(guī)借貸投資的系數(shù)估計值和土地流轉(zhuǎn)的系數(shù)估計值均顯著為正，且土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的邊際影響顯著為正，即農(nóng)地確權(quán)同樣通過土地流轉(zhuǎn)促進了農(nóng)戶的非正規(guī)借貸投資。此外，二者的中介效應(yīng)比例大體一致，表明要素配置效應(yīng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資的促進作用可能不存在顯著區(qū)別。

（三）異質(zhì)性檢驗

1.農(nóng)地確權(quán)對固定農(nóng)業(yè)投資和流動性農(nóng)業(yè)投資的影響 借鑒錢龍和錢文榮［29］的設(shè)定，用化肥、種子和農(nóng)藥等與土地直接關(guān)聯(lián)的支出作為流動農(nóng)業(yè)投資的代理變量，用自有農(nóng)業(yè)機械價值衡量農(nóng)戶的固定農(nóng)業(yè)投資，進一步測算農(nóng)地確權(quán)對固定農(nóng)業(yè)投資和流動農(nóng)業(yè)投資的影響。

表6 的估計結(jié)果表明，農(nóng)地確權(quán)對固定農(nóng)業(yè)投資的系數(shù)估計值顯著為正；相反，農(nóng)地確權(quán)對流動農(nóng)業(yè)投資的系數(shù)估計值均顯著為負(fù)。也就是說，農(nóng)地確權(quán)降低了流動農(nóng)業(yè)投資，但顯著增加了固定農(nóng)業(yè)投資?？赡艿脑蛟谟?，固定農(nóng)業(yè)投資具有顯著的資產(chǎn)專用性特征，實際上是一種長期投資，而流動農(nóng)業(yè)投資則類似于短期投資。農(nóng)地確權(quán)后，土地轉(zhuǎn)出以及等待轉(zhuǎn)出的土地面積大于土地轉(zhuǎn)入面積，即土地供給大于土地需求。由于土地轉(zhuǎn)出會顯著降低農(nóng)業(yè)投資，由此導(dǎo)致農(nóng)地確權(quán)在短期內(nèi)反而降低了農(nóng)業(yè)投資。長期來看，土地轉(zhuǎn)入的面積會越來越多，而土地轉(zhuǎn)入會顯著促進農(nóng)業(yè)投資。因此，農(nóng)地確權(quán)表現(xiàn)出降低流動農(nóng)業(yè)投資，但促進固定農(nóng)業(yè)投資增加的差異現(xiàn)象。

表6 農(nóng)地確權(quán)對不同類型農(nóng)業(yè)投資的估計結(jié)果

2.區(qū)分土地流轉(zhuǎn)方向后的要素配置效應(yīng) 土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)投資的要素配置效應(yīng)很大程度上受土地流轉(zhuǎn)方向影響。構(gòu)建農(nóng)地確權(quán)和土地租出，農(nóng)地確權(quán)和土地租入的交乘項，檢驗不同土地流轉(zhuǎn)方向的農(nóng)業(yè)投資差異，檢驗結(jié)果如表7所示。

表7 要素配置調(diào)節(jié)效應(yīng)的估計結(jié)果

從表7可以看出，農(nóng)地確權(quán)與土地轉(zhuǎn)出交乘項的估計值均顯著為負(fù)，而農(nóng)地確權(quán)與土地轉(zhuǎn)入交乘項的估計值均顯著為正。隨著土地轉(zhuǎn)出面積的增加，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的促進作用顯著降低，但隨著土地轉(zhuǎn)入面積的增加，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的促進作用顯著提升。這不難理解，農(nóng)戶將土地租出后，自身將不再耕種土地，或者耕種的土地面積相應(yīng)減少，因而其土地投資必然會降低。同理，農(nóng)戶通過土地流轉(zhuǎn)租入土地后，將經(jīng)營更大面積的土地，因而其土地投資必然會增加。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.基于PSM 的穩(wěn)健性檢驗 盡管農(nóng)地確權(quán)由政府主導(dǎo)，但是否進行農(nóng)業(yè)投資的主動權(quán)在農(nóng)戶手中，而農(nóng)業(yè)投資本身受到農(nóng)戶個人的教育經(jīng)歷、工作性質(zhì)等影響，并非隨機行為。PSM 可以減少數(shù)據(jù)偏差和混雜變量的影響，以對實驗組和對照組進行更客觀的比較，因而可以有效處理樣本自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。有鑒于此，按照一對一匹配進行PSM 穩(wěn)健性檢驗，圖1 報告了匹配前后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差，可以直觀地看出幾乎所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后有所縮小，且小于10%。因此，匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)，滿足平衡性假設(shè)檢驗。

圖1 匹配前后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差

表8報告了基于PSM 的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。其中，第1列、第2列、第3列分別是正規(guī)借貸投資為被解釋變量的處理組、控制組的ATT值、ATU值以及二者的差異；第4 列、第5 列和第6 列分別是以非正規(guī)借貸投資為被解釋變量的處理組、控制組的ATT值、ATU值以及二者的差異。

表8 PSM穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從表8 可以看出，不論是以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資為被解釋變量還是以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資為被解釋變量，PSM 模型中近鄰匹配和卡尺匹配的ATT估計值均顯著為正。因此，基于PSM 的穩(wěn)健性檢驗同樣表明農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資具有促進作用的結(jié)論是可靠的；同時，正規(guī)借貸投資的ATT值大于非正規(guī)借貸投資的ATT值進一步驗證農(nóng)地確權(quán)更加有助于促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資，而對非正規(guī)借貸投資具有一定的擠出效應(yīng)。

2.替換估計方法 對于二分法結(jié)果，Logit 模型通常比比線性回歸的系數(shù)更穩(wěn)定。在大樣本下，使用Bootstrap自助法能以更快的速度收斂到真實值。有鑒于此，重新用Logit模型和Bootstrap自助法估計農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資的邊際影響。表9 第1 列和第2 列報告了替換估計方法后以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資為被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，第3 列和第4 列則報告了替換估計方法后以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資為被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

表9 更換估計方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

從表9 可以看出，不論是用Logit 模型還是用Bootstrap 自助法，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資的系數(shù)估計值均顯著為正，而其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的系數(shù)估計值為正，且具有邊緣顯著性；同時，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資的系數(shù)估計值遠大于其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)非正規(guī)借貸投資的系數(shù)估計值。因此，替換估計方法后的穩(wěn)健性檢驗同樣支持基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。

五、結(jié)論與啟示

在新一輪農(nóng)地確權(quán)工作基本結(jié)束的背景下，利用2015年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗農(nóng)地確權(quán)對不同性質(zhì)和不同類型農(nóng)業(yè)投資的邊際影響和可能的作用機制。結(jié)果表明：農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資均有促進作用，但其對非正規(guī)借貸投資具有一定的擠出效應(yīng)。具體作用機制有三個方面：一是強化地權(quán)穩(wěn)定性的產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)，二是提高信貸可得性的信貸供給效應(yīng)，三是促進土地流轉(zhuǎn)的要素配置效應(yīng)；其中信貸供給效應(yīng)主要促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資的增加，產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)更多的是推動非正規(guī)借貸投資的增加，而要素配置效應(yīng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正規(guī)借貸投資和非正規(guī)借貸投資的影響不存在顯著差別。同時，土地流轉(zhuǎn)要素配置效應(yīng)的中介效應(yīng)占比顯著大于產(chǎn)權(quán)激勵效應(yīng)和信貸供給效應(yīng)，應(yīng)該說農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的促進作用關(guān)鍵在于土地流轉(zhuǎn)。進一步研究發(fā)現(xiàn)：土地流轉(zhuǎn)中僅有土地轉(zhuǎn)入具有促進農(nóng)業(yè)投資的作用，而土地轉(zhuǎn)出則顯著抑制農(nóng)業(yè)投資；此外，農(nóng)地確權(quán)顯著促進固定農(nóng)業(yè)投資的增加，但降低農(nóng)戶的流動性農(nóng)業(yè)投資。

為了進一步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資，促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，基于研究結(jié)論得到如下政策啟示：首先，地方政府需要加強農(nóng)地確權(quán)頒證政策宣傳，減少土地調(diào)整等弱化地權(quán)穩(wěn)定性的行為，以強化農(nóng)戶認(rèn)知層面的地權(quán)穩(wěn)定性，保障農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)投資的促進作用能夠持續(xù)有效發(fā)揮；其次，應(yīng)當(dāng)將制定促進農(nóng)業(yè)投資政策的著力點聚焦到土地流轉(zhuǎn)上，加快構(gòu)建全國統(tǒng)一、秩序規(guī)范、信息充分、約束有效的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場，優(yōu)化農(nóng)村土地供給與需求匹配程度，提升農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)效率，充分發(fā)揮土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)業(yè)投資的促進作用；最后，不斷發(fā)展和完善農(nóng)村正規(guī)借貸市場，提高農(nóng)村地區(qū)農(nóng)商行、儲蓄所、信用社等正規(guī)借貸機構(gòu)普及率，同時擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貸款品種和范圍，完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)貸款擔(dān)保機制，提供包括小額信貸、農(nóng)業(yè)保險在內(nèi)的多種金融服務(wù)，尤其是大力發(fā)展農(nóng)村普惠金融，提升農(nóng)戶正規(guī)借貸可得性。