楊宗耀 陳 品 紀(jì)月清,3

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095；2.常州工學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇 常州 213032； 3.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 中國糧食安全研究中心，江蘇 南京 210095)

一、引言

在中國城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)型中，大規(guī)模人口的“候鳥式”遷移一直被看作是城鎮(zhèn)化發(fā)展質(zhì)量不高的表現(xiàn)之一。中國農(nóng)村勞動力遷移之所以采用“候鳥”模式而不是舉家形式，主要源于兩大障礙：一方面，作為人口遷入地的城市會設(shè)立戶籍制度限制外來人口及其子女、父母分享社會福利；另一方面，作為人口遷出地的農(nóng)村也傾向于限制人口遷出，特別是遷出家庭對集體公共資源的占用。對于后者，農(nóng)戶享有的土地承包經(jīng)營權(quán)不穩(wěn)定一直被認(rèn)為是阻礙農(nóng)村家庭搬遷和勞動力遷移就業(yè)的重要因素[1][2][3]。在家庭聯(lián)產(chǎn)承包制實施之初，一些村莊基于公平的考慮進(jìn)行頻繁的土地調(diào)整，特別是在過去的土地調(diào)整中承包經(jīng)營權(quán)往往與土地自用、居住地以及戶口所在地掛鉤，這阻礙了農(nóng)村勞動力遷移就業(yè)。進(jìn)入21世紀(jì)后，雖然農(nóng)戶的承包經(jīng)營權(quán)早已不再與土地自用掛鉤，承包戶也不會單純因外出務(wù)工而喪失土地分配資格，但土地調(diào)整中那些戶口遷出、戶口雖未遷出但全家長期脫離村莊，且調(diào)地時沒有返鄉(xiāng)或委托他人代為申訴承包權(quán)，或是土地撂荒的家庭仍可能失去分配資格[4]。馬曉河等指出由于土地產(chǎn)權(quán)制度不完善，農(nóng)戶往往會面臨舉家遷移和保有土地的權(quán)衡取舍[5]。為進(jìn)一步穩(wěn)定土地承包關(guān)系，使外出務(wù)工農(nóng)民吃上“定心丸”，2008年黨的十七屆三中全會提出“現(xiàn)有承包關(guān)系要保持穩(wěn)定并長久不變”，并在全國推廣實施農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記頒證工作(簡稱“農(nóng)地確權(quán)”)來強(qiáng)化對農(nóng)戶承包經(jīng)營權(quán)的物權(quán)保護(hù)。農(nóng)地確權(quán)政策于2009年開始試點，2011年末正式啟動，2013年初全面推廣實施，并最終于2018年底基本完成①。它試圖通過統(tǒng)一登記與頒證、清晰記載地塊實際面積與四至范圍以及設(shè)定更長的土地承包期限來固化農(nóng)戶承包權(quán)，保護(hù)農(nóng)戶承包地使用和處置的自由與權(quán)益。

但是，與預(yù)期不符的是，農(nóng)地確權(quán)似乎未能起到促進(jìn)農(nóng)戶舉家遷移的作用。如圖1所示，自確權(quán)開始全面推廣(2013年)，全國舉家外出農(nóng)民工數(shù)量的增長速度非但沒有加快反而大幅度下降。由此引發(fā)的疑問是，為何確權(quán)推廣會伴隨著農(nóng)戶舉家遷移增速下降②？是由于確權(quán)政策落地增強(qiáng)地權(quán)穩(wěn)定性會抑制農(nóng)戶遷移，還是因為政策落地對遷移的促進(jìn)效果有限，并且確權(quán)推廣實施過程本身會帶來地權(quán)不穩(wěn)定，進(jìn)而暫時妨礙了農(nóng)戶遷移？

圖1 全國農(nóng)地確權(quán)推廣與農(nóng)民工舉家外出情況注：數(shù)據(jù)來自《中國住戶調(diào)查年鑒(2015年)》。

一些學(xué)者強(qiáng)調(diào)保障農(nóng)戶承包經(jīng)營權(quán)長久不變本身具有抑制農(nóng)戶遷移的作用：一是土地作為生產(chǎn)資料，地權(quán)穩(wěn)定后農(nóng)戶能夠進(jìn)行長期投資并增加農(nóng)業(yè)收入，進(jìn)而減少遷移就業(yè)需求[6]；二是土地作為人格化的財產(chǎn)，確權(quán)通過增加農(nóng)民賦予土地的情感價值而減少了舉家遷移[7]。對于前者而言，由于中國農(nóng)戶分得的承包地面積很小，追加投資能夠增加的收入有限，很難影響能夠大幅提升收入的遷移決策。而對于后者，學(xué)界關(guān)于是否存在顯著的稟賦效應(yīng)也一直存有爭議[8][9]。另外，基于微觀數(shù)據(jù)的實證也提供了相悖的結(jié)論，一些研究發(fā)現(xiàn)確權(quán)會顯著抑制遷移就業(yè)[10][11]，另一些研究則發(fā)現(xiàn)確權(quán)顯著促進(jìn)遷移就業(yè)[12][13][14]，還有一些發(fā)現(xiàn)確權(quán)對遷移就業(yè)沒有顯著影響[7]。

另外一些學(xué)者強(qiáng)調(diào)，雖然地權(quán)穩(wěn)定對農(nóng)村勞動力遷移就業(yè)至關(guān)重要，但并不代表確權(quán)能夠產(chǎn)生良好的預(yù)期效果。例如，在確權(quán)實施之前，農(nóng)戶的地權(quán)穩(wěn)定性就已經(jīng)非常高，土地調(diào)整特別是大調(diào)整很少發(fā)生[15]；對于大量遵守中央調(diào)地規(guī)定的村莊，可能“長久不變”一經(jīng)提出就讓農(nóng)民吃上“定心丸”，并不需要等到確權(quán)頒證工作完成[4]。特別是，確權(quán)作為土地產(chǎn)權(quán)界定與確認(rèn)的過程，其推廣實施本身會引致產(chǎn)權(quán)風(fēng)險，降低地權(quán)穩(wěn)定性。實踐中，一些村莊在確權(quán)臨近或期間進(jìn)行土地調(diào)整，土地權(quán)屬爭議及糾紛有所增加或由擱置轉(zhuǎn)為顯現(xiàn)。一項2016年針對17個省份的調(diào)查顯示，近12%的村莊在確權(quán)時進(jìn)行了調(diào)地，近27%的農(nóng)戶對確權(quán)結(jié)果存有異議[16]。針對上述現(xiàn)象，一些研究專門進(jìn)行了討論。如羅明忠等揭示了確權(quán)期間地權(quán)穩(wěn)定性的下降，并發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶為防止撂荒地被收回會進(jìn)行復(fù)耕[17]。紀(jì)月清等發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶在尚未確權(quán)但預(yù)期即將確權(quán)時，就會為防止轉(zhuǎn)出地被收回而暫緩轉(zhuǎn)出決策[4]。遺憾的是，目前鮮有研究關(guān)注確權(quán)推廣實施本身對農(nóng)戶遷移就業(yè)決策的影響。更重要的是，準(zhǔn)確評估確權(quán)政策效果，需要區(qū)分政策各階段進(jìn)行考察，即區(qū)分無確權(quán)時、預(yù)期確權(quán)將實施到落地前以及確權(quán)落地后三個階段的影響差異。然而，已有實證研究大多僅劃分出“有確權(quán)”和“無確權(quán)”兩階段，此時無論將確權(quán)預(yù)期或?qū)嵤﹦潥w哪一階段均可能導(dǎo)致有偏誤的估計結(jié)果。本文推斷，這或許是導(dǎo)致相關(guān)經(jīng)驗證據(jù)存在差異的一個重要原因。

本文關(guān)于確權(quán)影響遷移的分析將以農(nóng)戶舉家遷移決策為核心。因為在國家推廣確權(quán)前，農(nóng)戶已經(jīng)享有充分的土地流轉(zhuǎn)權(quán)，土地調(diào)整中農(nóng)戶只要留有部分成員申訴土地承包經(jīng)營權(quán)即可，地權(quán)不穩(wěn)定可能主要抑制舉家遷移和戶口遷移[4]。舉家遷移關(guān)系著擺脫“候鳥式”的遷移模式，從而實現(xiàn)城鎮(zhèn)化的高質(zhì)量發(fā)展。根據(jù)鄧曲恒對2005年全國1%人口抽樣調(diào)查的1/5樣本數(shù)據(jù)整理，有成員遷移的農(nóng)村核心家庭(夫婦及未婚子女組成的家庭)中舉家遷移的比例達(dá)到48.9%[18]；《中國流動人口發(fā)展報告2017》顯示，在流入地有3人及以上共同居住的農(nóng)村家庭超過50%。舉家遷移日益增多也為本文的考察提供了條件。

針對確權(quán)全面推廣期間農(nóng)戶舉家遷移增速放緩的現(xiàn)象，本文通過分析確權(quán)不同階段農(nóng)戶地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期的動態(tài)變化進(jìn)行解釋，并利用江蘇省771家農(nóng)戶兩期面板數(shù)據(jù)實證檢驗確權(quán)各階段的影響差異。本文可能的邊際貢獻(xiàn)是，將關(guān)于確權(quán)影響農(nóng)戶遷移決策的討論從個人層面拓展到家庭層面，并揭示確權(quán)政策推廣與落地的影響差異及作用機(jī)制。本文余下部分的結(jié)構(gòu)如下：第二部分是理論分析，構(gòu)建農(nóng)戶舉家遷移理論模型并引入確權(quán)政策進(jìn)行討論；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源與實證模型設(shè)定，以及描述當(dāng)前農(nóng)村產(chǎn)權(quán)風(fēng)險情況；第四部分為實證估計結(jié)果分析；最后是全文總結(jié)與政策建議。

二、理論分析框架

(一)產(chǎn)權(quán)風(fēng)險下農(nóng)戶舉家遷移決策分析

借鑒紀(jì)月清等的研究[19]，本文構(gòu)建一個理論模型分析農(nóng)戶舉家遷移決策。理性的農(nóng)戶追求家庭效用最大化。農(nóng)戶家庭的效用水平U取決于消費(fèi)品數(shù)量X及其價格P，而其購買能力Y則受限于家庭資源稟賦數(shù)量(包括勞動力數(shù)量L和以土地為代表的資本數(shù)量A)及其價格(工資w和利息τ)，即滿足Y=Lw+Aτ=I+K。一般來說，城鄉(xiāng)間工資有差距，利息無差異。農(nóng)戶舉家遷移前后其購買決策模型分別是：

(1)

式(1)中，下標(biāo)r和u分別表示遷移前(居住農(nóng)村)和遷移后(居住城鎮(zhèn))。遷移后的家庭購買能力為Yu=Yr+G-λK，其中，G表示遷移后獲取的城鄉(xiāng)工資差距。λ表示與舉家遷移相伴的土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險，0≤λ≤1。當(dāng)前我國農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險主要包括兩方面：一方面是土地被村集體重新調(diào)整；另一方面是土地權(quán)屬爭議及糾紛，包括相鄰地塊邊界爭議，少數(shù)農(nóng)戶在二輪承包時沒分得地、土地臺賬不全等歷史遺留問題，承租人違約或不足額歸還原地塊等[20][21]。

ΔV=Vu-Vr=V(Pu,Yr+G-λK)-V(Pr,Yr)

(2)

由式(2)可知，農(nóng)戶是否舉家遷移取決于遷移后消費(fèi)品價格、資源稟賦數(shù)量及其價格變化帶來的家庭效用變化是否大于0。當(dāng)遷移凈效用ΔV>0時，農(nóng)戶會選擇舉家遷移，反之則不遷移。舉家遷移凈效用的增加額為遷移收益，獲取城鄉(xiāng)工資差距是該收益的主要來源。遷移凈效用的減少額為遷移成本，是指所有阻礙舉家遷移的因素，本文主要關(guān)注土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險。城鄉(xiāng)消費(fèi)品價格差異既定時，ΔV取決于城鄉(xiāng)工資差距G和土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險λ。城鄉(xiāng)工資差距越大，或土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險越小，則遷移凈效用越高，農(nóng)戶舉家遷移的概率也就越大。

進(jìn)一步區(qū)分家庭類型進(jìn)行考察，這里分析有老年人和無老年人兩類家庭。對于有老年人家庭，舉家遷移并不會增加多少遷移收益，理由是老年人在城鎮(zhèn)就業(yè)中處于劣勢，更難獲取城鄉(xiāng)工資差距；并且當(dāng)前農(nóng)村社會保障制度不健全，而土地具有提供工資、收入以及保障生存所需的功能，因此產(chǎn)權(quán)風(fēng)險因素對這類家庭是否遷移而言是重要的。而對于無老年人家庭，產(chǎn)權(quán)風(fēng)險帶來的遷移成本往往不足以抵消遷移收益，因此可能不會明顯影響其舉家遷移決策。據(jù)此，本文的基本判斷是，確權(quán)主要影響農(nóng)村有老年人的家庭遷移。下面引入確權(quán)政策，討論政策推廣與落地的影響差異。

(二)確權(quán)政策推廣過程和政策預(yù)期對農(nóng)戶舉家遷移決策的影響分析

確權(quán)作為土地產(chǎn)權(quán)界定與確認(rèn)的過程，其推廣實施本身蘊(yùn)含產(chǎn)權(quán)風(fēng)險并階段性降低農(nóng)戶的穩(wěn)定性預(yù)期。這主要體現(xiàn)在兩方面：一方面，確權(quán)臨近或期間土地被村集體重新調(diào)整，而在土地調(diào)整中那些戶口遷出、戶口雖未遷出但全家長期脫離村莊且調(diào)地時沒有返鄉(xiāng)或委托他人代為申訴承包權(quán)的家庭可能會失去土地。首先，考慮到確權(quán)后土地調(diào)整的難度會增加，一些有調(diào)地慣例或需求的村莊有動機(jī)在確權(quán)臨近或確權(quán)期間進(jìn)行調(diào)地。其次，少數(shù)在二輪承包時沒能分得承包地的村集體成員可能會在確權(quán)時要求補(bǔ)回承包地。實踐中，一些有條件的地方確實滿足了這些農(nóng)戶的部分正當(dāng)訴求，少數(shù)地方還因此進(jìn)行打亂重分式的大調(diào)整。再次，關(guān)于因開荒復(fù)墾、規(guī)劃整理等新增的承包地以及機(jī)動地處置問題也會增加調(diào)地的可能性。最后，一些地方可能會借助確權(quán)的契機(jī)，組織農(nóng)戶自愿互換并地、按戶連片經(jīng)營來解決承包地細(xì)碎化問題，這在政策上也是鼓勵的。另一方面，土地權(quán)屬爭議及糾紛也會因確權(quán)而有所增加或由擱置轉(zhuǎn)為顯現(xiàn)，舉家遷移戶的土地可能會被界定給他人。這主要有兩點體現(xiàn)：一是確權(quán)時相鄰地塊邊界模糊或被更改。在實踐中，農(nóng)村土地存在不同的面積測算口徑，譬如往往小于實測面積的承包合同面積，根據(jù)糧食產(chǎn)量等標(biāo)準(zhǔn)劃分的“習(xí)慣畝”。當(dāng)確權(quán)結(jié)果以實測面積為準(zhǔn)時，其他口徑下少出或多出的面積來源問題可能會引起權(quán)屬爭議[22]。特別是對于在長期流轉(zhuǎn)或連片流轉(zhuǎn)中失去邊界標(biāo)識的地塊，實測面積多出部分的權(quán)屬爭議問題很容易引發(fā)糾紛。二是歷史遺留問題凸顯。不少地方存在少數(shù)農(nóng)戶在一二輪承包時沒有分地、承包土地臺賬不全以及新增面積處置爭議等歷史遺留問題。確權(quán)使擱置的歷史遺留問題集中爆發(fā)，而處置不當(dāng)又將誘發(fā)新的糾紛[23]。

綜上而言，農(nóng)戶在預(yù)期即將確權(quán)時，會擔(dān)心村莊借機(jī)進(jìn)行土地調(diào)整或擔(dān)心發(fā)生土地權(quán)屬爭議而失去一些土地。特別是對于有老年人家庭而言，產(chǎn)權(quán)風(fēng)險的階段性提升會帶來遷移凈效用的明顯下降，因此他們有激勵暫緩遷移決策，直到完成承包地面積的測量與確認(rèn)?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)1：

H1：即將實施確權(quán)的預(yù)期會抑制農(nóng)村家庭特別是有老年人的家庭遷移。

(三)確權(quán)政策落地對農(nóng)戶舉家遷移決策的影響分析

農(nóng)地確權(quán)旨在以“確權(quán)強(qiáng)能”的方式強(qiáng)化對農(nóng)戶土地承包權(quán)的物權(quán)保護(hù)，不僅強(qiáng)調(diào)承包地塊四至清晰、承包關(guān)系長久不變，還試圖以法律形式賦予農(nóng)戶抵押擔(dān)保等財產(chǎn)權(quán)能[24]。理論上，確權(quán)政策落地主要通過下面兩條途徑影響農(nóng)戶的遷移決策。

最常提及的直接途徑是，確權(quán)政策落地會通過提高農(nóng)戶的穩(wěn)定性預(yù)期來激勵遷移決策。地權(quán)穩(wěn)定性可分為不同層面，例如法律層面、事實層面以及認(rèn)知層面[25]。具體而言，確權(quán)是國家明晰和穩(wěn)定土地承包關(guān)系、依法賦予和保障農(nóng)民土地權(quán)益的重要手段，無疑會提高法律層面的地權(quán)穩(wěn)定性。不少村莊在之前一二輪土地承包時并沒有建立清晰的土地臺賬，承包關(guān)系處于村集體或小組默認(rèn)狀態(tài)。此次確權(quán)以法律憑證為載體明確農(nóng)戶對承包地的事實物權(quán)，不僅使承包關(guān)系得到更廣泛認(rèn)同，也有利于減少村集體違規(guī)調(diào)地、土地權(quán)屬爭議及糾紛。當(dāng)然，確權(quán)的實際效果最終取決于農(nóng)戶穩(wěn)定性預(yù)期的提升幅度。一項針對農(nóng)戶主觀認(rèn)知的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，相比無確權(quán)戶，確權(quán)戶對未來村里調(diào)地的預(yù)期明顯更低[26]。不過，大部分地區(qū)遵循二輪承包“30年不變”的制度安排，失去承包地或發(fā)生土地權(quán)屬爭議及糾紛總體上是小概率事件。僅對于那些經(jīng)歷過土地調(diào)整、產(chǎn)權(quán)風(fēng)險較高的地區(qū)，確權(quán)落地才可能會較大幅度降低產(chǎn)權(quán)風(fēng)險并提高農(nóng)戶的穩(wěn)定性預(yù)期，使有老年人家庭的遷移凈效用明顯上升，激勵其舉家遷移。

間接途徑是，確權(quán)政策落地會通過強(qiáng)權(quán)賦能提升土地價值，增加放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)會成本(或者說是縮小城鄉(xiāng)收入差距，使農(nóng)戶遷移凈效用下降)，從而起到抑制遷移的作用。這里的地價提升路徑包含三部分：其一是投資價值。大量研究發(fā)現(xiàn)確權(quán)能夠激勵農(nóng)戶進(jìn)行土地投資[26][27]。但由于我國地塊面積普遍狹小，大量土地投資(如基礎(chǔ)設(shè)施投資和改變用途投資)表現(xiàn)出公共物品特征，往往是村集體與上級政府決策或相關(guān)農(nóng)戶集體決策的領(lǐng)域，與個體承包權(quán)穩(wěn)定性關(guān)系并不大[15]；而農(nóng)戶私人投資僅限于有機(jī)肥等土壤保護(hù)性投資，未必能顯著提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。因此投資價值提升的遷移抑制作用在實踐中可能并不突出。其二是情感價值。如果關(guān)于稟賦效應(yīng)的闡述成立，那么確權(quán)提升了土地的情感價值，必然會抑制遷移。其三是抵押價值。政策上確權(quán)賦予了農(nóng)戶承包權(quán)抵押、擔(dān)保權(quán)能，但該實踐尚在試點階段，大多數(shù)地區(qū)并未允許土地抵押，因此在當(dāng)前可能很難觀察到確權(quán)通過影響抵押價值來影響遷移。

綜上而言，確權(quán)政策落地對農(nóng)戶舉家遷移決策存在正反機(jī)制，各機(jī)制的實際效果取決于無確權(quán)時土地產(chǎn)權(quán)狀況、確權(quán)對承包權(quán)保護(hù)的實際提升幅度以及社會經(jīng)濟(jì)或配套制度等環(huán)境條件。特別地，一些作用機(jī)制是即時顯現(xiàn)的，如地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期機(jī)制；另一些機(jī)制需要多年調(diào)適，如土地抵押權(quán)的具體實現(xiàn)形式；還有些機(jī)制可能要幾十年才能完全顯現(xiàn)，如所謂的稟賦效應(yīng)。當(dāng)前關(guān)于確權(quán)政策落地對農(nóng)戶遷移決策的作用效果測算主要反映的是即時機(jī)制的影響?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設(shè)2：

H2：在產(chǎn)權(quán)風(fēng)險較高地區(qū)，確權(quán)政策落地對有老年人家庭的遷移有促進(jìn)作用。

三、數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定與基本描述

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自課題組于2015年7～8月和2018年1月在江蘇省開展的農(nóng)戶追蹤調(diào)查。調(diào)查遵循多階段隨機(jī)抽樣原則，具體抽樣方式如下。第一階段，從2014年省政府選定的16個確權(quán)試點縣中隨機(jī)抽取9個縣，并在每個縣所在的地級市抽取一個地理毗鄰、社會經(jīng)濟(jì)條件近似的非試點縣作為對照。第二階段，每縣隨機(jī)抽取2～4個村，每村隨機(jī)抽取1個村民小組。第三階段，為克服常住戶抽樣調(diào)查遺漏舉家遷移農(nóng)戶的問題，在農(nóng)戶抽樣時采用“以地查人”的方式：在每個被選定的樣本村組以隨機(jī)方式提前確定一大片耕地，按照由北到南、由左至右的次序挨個列出在這片耕地上分得承包地的所有農(nóng)戶名單，入戶訪問名單中前20～25戶左右的農(nóng)戶。對于因舉家遷移等無法面訪的農(nóng)戶，通過訪問親戚、鄰居和村干部等知情人采集包括流動人口在內(nèi)的完整且準(zhǔn)確的家庭信息?；€調(diào)查共訪問了18個縣66個村的1627戶農(nóng)戶。2018年1月進(jìn)行追蹤調(diào)查，抽取名單上前15戶左右進(jìn)行回訪，共計追蹤調(diào)查了971家農(nóng)戶。兩次調(diào)查均詢問了農(nóng)戶家庭所有成員過去一年居住地等情況，2018年調(diào)查還詢問了村干部本村確權(quán)推廣起止年份，數(shù)據(jù)可以滿足本研究的需要。

關(guān)于數(shù)據(jù)使用有以下幾點說明：(1)剔除截至2018年1月仍未實施確權(quán)村莊的樣本，理由是2017年底江蘇省農(nóng)地確權(quán)工作已全面完成，個別村莊因征地等特殊原因未被納入確權(quán)實施范圍；(2)由于本文使用個體和家庭面板數(shù)據(jù)，為避免家庭結(jié)構(gòu)變動的影響，將2015～2017年間因分家、離世、新生、婚嫁和離異等原因而新增或減少的家庭成員排除在分析樣本外；(3)分析樣本也不包括在校學(xué)生和16歲以下未成年人；(4)剔除重要變量缺失或有錯誤的樣本。最后經(jīng)整理得到18個縣54個村771戶2300個成年人的2014年和2017年數(shù)據(jù)。本文將遷移人口定義為過去1年在村外居住6個月以上的農(nóng)村成年人。需特別指出的是，舉家遷移是指家中每個成年人均遷移的情形。

(二)模型設(shè)定與變量選取

檢驗確權(quán)對農(nóng)戶遷移決策的影響，一般的實證策略是采用雙重差分法進(jìn)行估計。農(nóng)地確權(quán)政策是漸次推廣的，不同地區(qū)確權(quán)推廣實施進(jìn)程不同且所處政策階段隨時間變化而改變。為此，本文采用多時點雙重差分法進(jìn)行估計，計量模型設(shè)定如下：

Yit=αLantLit+βLdurLit+γLaftLit+Zit+δi+μt+εit

(3)

式(3)中，Yit表示農(nóng)戶i在t年是否舉家遷移(遷移=1，否則為0)；antLit、durLit和aftLit分別表示處于確權(quán)預(yù)期(確權(quán)前1年)、確權(quán)實施(確權(quán)第1～3年)和確權(quán)落地(頒證第1～3年)這些政策階段中第L年的虛擬變量(處于該年份=1，否則為0)，設(shè)定無確權(quán)階段(確權(quán)前2年及以前)為對照組。Zit為影響遷移的控制變量，主要包括家庭特征和區(qū)域特征。家庭特征中，結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，選取家庭中兒童和在校學(xué)生的比例變量。區(qū)域特征中，結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，選取本村常住人口非農(nóng)就業(yè)比例和本縣其他村人口遷出比例兩類指標(biāo)，前者越小或后者越大，意味著遷出地的推力越大，這兩個變量均由個人層面調(diào)查數(shù)據(jù)加總得到。δi和μt分別表示農(nóng)戶和年份固定效應(yīng)，用來控制農(nóng)戶及所在地區(qū)和年份層面的固定因素。εit是隨機(jī)擾動項。系數(shù)αL、βL和γL的值若為正，表明該政策時點對遷移有促進(jìn)作用，反之則是抑制作用。

進(jìn)一步測度確權(quán)政策效果的異質(zhì)性：一是檢驗確權(quán)政策效果的農(nóng)戶異質(zhì)性，這里區(qū)分有無老年人(60歲以上)的家庭分別進(jìn)行回歸估計，模型設(shè)定同式(3)；二是檢驗確權(quán)政策效果的區(qū)域異質(zhì)性，模型設(shè)定如下：

(4)

需要指出的是，雙重差分法并不要求確權(quán)與否在農(nóng)戶間是隨機(jī)分配的，但要求這種非隨機(jī)帶來的差異在受政策影響前不會隨著時間而變化，即需滿足平行趨勢假定。但問題在于，確權(quán)推廣可能存在村莊層面的自選擇問題。有研究發(fā)現(xiàn)，勞動力外出比例較高、地權(quán)穩(wěn)定性較高的村莊更有可能率先確權(quán)[28]。為解決這一問題，本文采取控制農(nóng)戶和年份固定效應(yīng)的方法，這在一定程度上可以消除農(nóng)戶及所在村莊層面非時變特征和時變的增量帶來的影響。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行如下平行趨勢檢驗：

Yit=φLbefLit+αLantLit+βLdurLit+γLaftLit+Zit+δi+μt+εit

(5)

式(5)中，befLit表示處于無確權(quán)階段中“確權(quán)前2年”的0-1虛擬變量，若系數(shù)φL在統(tǒng)計上不顯著異于0，則表明在上述一系列控制后，確權(quán)推廣先后有別的村莊在受政策影響前的舉家遷移變化趨勢無明顯差異，即滿足平行趨勢假定。其他變量設(shè)定同式(3)。

此外，為再次驗證確權(quán)預(yù)期，這里以“在t年本縣其他村實施確權(quán)的比例”代表這一預(yù)期，分析它對未確權(quán)戶(保留確權(quán)啟動前的各期數(shù)據(jù))的影響。構(gòu)造的Probit模型如下：

(6)

表1 模型變量的定義與描述性統(tǒng)計

(三)農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險描述

這里用土地調(diào)整經(jīng)歷來衡量農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)風(fēng)險。本文調(diào)查發(fā)現(xiàn)，57%的村民小組在分田到戶以后進(jìn)行了土地調(diào)整；2000年以來仍有調(diào)地經(jīng)歷的比例下降至21%；而2010年以來有調(diào)地經(jīng)歷的比例更低，僅有12%?？梢灶A(yù)見，隨著村民小組與村莊機(jī)構(gòu)合并，原分田單位逐漸消失，未來調(diào)地的比例將更低。這意味著當(dāng)前農(nóng)村地權(quán)穩(wěn)定性總體較高。調(diào)查結(jié)果也顯示，最近一次土地調(diào)整中戶口遷移戶、戶口在本地的舉家遷移戶和撂荒戶會失去土地分配資格的村莊占比分別是72%、7%和24%。由此可見，土地調(diào)整實踐中舉家遷移戶存在一定的產(chǎn)權(quán)風(fēng)險。

四、實證結(jié)果分析

(一)確權(quán)政策效果分析

表2匯報了確權(quán)政策評估結(jié)果。關(guān)于農(nóng)戶固定效應(yīng)的檢驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶遷移決策存在強(qiáng)烈的家庭層面差異，即在1%統(tǒng)計水平拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的假定。

表2 確權(quán)政策效果估計結(jié)果

首先考察確權(quán)預(yù)期的影響。表2中列(1)的結(jié)果顯示，確權(quán)前1年虛擬變量對農(nóng)戶舉家遷移決策影響為負(fù)且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明即將實施確權(quán)的預(yù)期會顯著抑制農(nóng)村家庭遷移。這主要源于確權(quán)推廣實施過程會增加土地調(diào)整、權(quán)屬爭議及糾紛等產(chǎn)權(quán)風(fēng)險，從而對遷移產(chǎn)生抑制作用。樣本描述顯示，約10%的村民小組在確權(quán)臨近或期間進(jìn)行了調(diào)地。進(jìn)一步區(qū)分農(nóng)戶家庭類型進(jìn)行考察。從表2中列(2)和列(3)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，確權(quán)預(yù)期主要抑制有老年人家庭的遷移。對此的解釋是，這類家庭選擇舉家遷移并不會增加多少遷移收益，相反產(chǎn)權(quán)風(fēng)險因素對其是否遷移而言是重要的。上述結(jié)果驗證了本文的研究假設(shè)1。其次分析確權(quán)實施的影響。表2中各列結(jié)果顯示，確權(quán)第1、2、3年虛擬變量對農(nóng)戶舉家遷移決策的影響在統(tǒng)計上均不顯著。這可能是因為大多數(shù)村莊在確權(quán)啟動時就會立即給出是否調(diào)整土地的決定和權(quán)屬爭議處置的方案，這在很大程度上穩(wěn)定了農(nóng)戶的地權(quán)預(yù)期。最后關(guān)注確權(quán)落地的影響。表2中各列結(jié)果顯示，頒證第1、2、3年虛擬變量對農(nóng)戶舉家遷移決策的影響在統(tǒng)計上也均不顯著。這一結(jié)果表明確權(quán)落地對家庭遷移的總體影響并不明顯。理由如上所述，大部分地區(qū)遵循二輪承包“30年不變”的制度安排，承包地被村集體收回或發(fā)生土地權(quán)屬爭議及糾紛總體上是小概率事件。

進(jìn)一步考察確權(quán)政策效果的區(qū)域異質(zhì)性。如表3中各列結(jié)果所示，確權(quán)落地(頒證第2年)僅對經(jīng)歷過土地調(diào)整的有老年人家庭的遷移有促進(jìn)作用。這意味著對于那些經(jīng)歷過土地調(diào)整、產(chǎn)權(quán)風(fēng)險較高的地區(qū)，確權(quán)落地才可能產(chǎn)生實質(zhì)性影響。需要指出的是，確權(quán)落地對農(nóng)戶遷移的影響并未在頒證當(dāng)年即刻顯現(xiàn)，而是具有一定的滯后性。上述結(jié)果驗證了本文的研究假設(shè)2。

至于控制變量，本村常住人口非農(nóng)就業(yè)比例越高，越不利于遷移，這可能主要源于本地更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會，會減少其對人口遷出的“推力”或部分抵消遷入地的“拉力”。

表3 確權(quán)政策效果的區(qū)域異質(zhì)性估計結(jié)果

(二)平行趨勢檢驗

表4匯報了平行趨勢檢驗結(jié)果。表4中列(1)結(jié)果顯示，確權(quán)前2年虛擬變量未在統(tǒng)計上顯著異于0。這表明在控制農(nóng)戶和年份固定效應(yīng)后，確權(quán)進(jìn)程不同的村莊在無確權(quán)階段的家庭遷移變化趨勢沒有明顯差異，即滿足平行趨勢假定。表4中列(2)～(6)進(jìn)一步細(xì)分村莊和家庭類型，結(jié)果顯示不論是土地調(diào)整經(jīng)歷不同的村莊，還是有無老人的家庭，在無確權(quán)階段的家庭遷移變化趨勢也均沒有明顯差異。這表明本文使用的實證方法可以較好地解決可能存在的內(nèi)生性問題，從而得到有效的估計結(jié)果。

表4 平行趨勢檢驗結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.確權(quán)預(yù)期的穩(wěn)健性檢驗。這里采取更換確權(quán)預(yù)期衡量指標(biāo)和更換因變量兩種方法檢驗確權(quán)預(yù)期的影響。表5匯報了更換確權(quán)預(yù)期衡量指標(biāo)(替換為“本縣其他村中實施確權(quán)的比例”)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，本縣其他村中實施確權(quán)的比例增加會顯著降低未確權(quán)戶的舉家遷移概率。這是因為本縣范圍內(nèi)實施確權(quán)的村莊越多，未確權(quán)戶越可能產(chǎn)生本村即將實施確權(quán)的預(yù)期，而這種預(yù)期是一種地權(quán)不穩(wěn)定預(yù)期，具有抑制遷移的作用。這再次驗證了確權(quán)預(yù)期影響的存在。

表5 確權(quán)預(yù)期的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：更換自變量

表6匯報了更換因變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。與舉家遷移相關(guān)，這里考察個人層面遷移決策，因變量設(shè)為“個人是否遷移(遷移=1，否則為0)”。結(jié)果顯示，即將實施確權(quán)的預(yù)期會顯著降低農(nóng)村人口特別是老年人的遷移概率，同樣驗證了確權(quán)預(yù)期影響的存在。

2.確權(quán)落地的穩(wěn)健性檢驗。這里采取更換因變量方法(替換為“個人是否遷移”)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表7中各列結(jié)果顯示，確權(quán)落地(頒證第2年)僅對有土地調(diào)整經(jīng)歷的老人的遷移有促進(jìn)作用，驗證了確權(quán)落地影響的異質(zhì)性。

表7 確權(quán)落地的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：更換因變量

(四)機(jī)制分析

如上所述，一方面，確權(quán)會通過影響農(nóng)戶地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期影響遷移決策。詢問農(nóng)戶在確權(quán)前、確權(quán)實施期間和確權(quán)落地后的調(diào)地預(yù)期發(fā)現(xiàn)，分別有21%、23%和15%的農(nóng)戶認(rèn)為村里將來可能調(diào)整土地。從中可以看出，確權(quán)實施期間農(nóng)戶調(diào)地預(yù)期有所提升，而確權(quán)落地后調(diào)地預(yù)期會較確權(quán)前降低。這和本文的理論預(yù)期相符合。此外，6%的農(nóng)戶明確表示在確權(quán)期間擔(dān)心村里會進(jìn)行調(diào)地。另一方面，確權(quán)也可能通過影響土地價值進(jìn)而影響遷移決策。表8匯報了土地價值提升機(jī)制的檢驗結(jié)果。這里用流轉(zhuǎn)地租金衡量土地價值，數(shù)據(jù)分析中僅保留單獨轉(zhuǎn)出的地塊樣本，理由是連片流轉(zhuǎn)地的租金包含了地塊合并產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)價值，且確權(quán)主要影響承包地而非轉(zhuǎn)入地。表8的結(jié)果顯示，頒證第1、2、3年均未對土地價值有顯著影響，這意味著確權(quán)提升土地價值的實際效果并不明顯。因此，現(xiàn)階段確權(quán)對遷移的抑制作用在實踐中并不突出。綜上，當(dāng)前關(guān)于確權(quán)政策對農(nóng)戶遷移決策的作用效果主要反映的是地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期機(jī)制的影響。

表8 確權(quán)對土地價值(流轉(zhuǎn)租金)影響的估計結(jié)果

(五)關(guān)于政策評估的討論

現(xiàn)有實證研究大多忽略了確權(quán)預(yù)期的影響，以“是否頒證”為依據(jù)劃分出“有確權(quán)”和“無確權(quán)”兩個階段。但是，即將實施確權(quán)時一些農(nóng)戶的地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期是降低的，因此采用通常的估計方法，即將頒證前各政策階段均劃歸為“無確權(quán)”階段，可能會高估確權(quán)落地對遷移的促進(jìn)作用?？刂坪筒豢刂拼_權(quán)預(yù)期影響的結(jié)果對比支持了上述猜想：相較于表3，表9列(2)中的頒證第2年變量系數(shù)和顯著水平均更高一些；并且表9列(1)和(3)中也出現(xiàn)了一些“虛假”的顯著系數(shù)。

表9 不控制確權(quán)預(yù)期的政策效果估計結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

研究農(nóng)地確權(quán)政策效果時不能僅局限于討論政策落地穩(wěn)定地權(quán)的含義，也應(yīng)當(dāng)關(guān)注政策推廣實施過程中的產(chǎn)權(quán)風(fēng)險。針對確權(quán)全面推廣期間農(nóng)戶舉家遷移增速放緩的現(xiàn)象，本文通過分析確權(quán)不同階段農(nóng)戶地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期的動態(tài)變化進(jìn)行解釋。具體而言，農(nóng)戶在確權(quán)各階段的地權(quán)穩(wěn)定性預(yù)期及對農(nóng)戶遷移決策的影響存在明顯差異：臨近確權(quán)時，關(guān)于村集體可能進(jìn)行土地調(diào)整的預(yù)期和關(guān)于產(chǎn)權(quán)界定中可能發(fā)生權(quán)屬爭議的預(yù)期，會降低農(nóng)戶對地權(quán)的穩(wěn)定性預(yù)期，從而暫緩遷移決策；而確權(quán)政策落地則會通過強(qiáng)化對承包地的物權(quán)保護(hù)提高農(nóng)戶穩(wěn)定性預(yù)期，從而激勵遷移。基于多時點雙重差分估計策略，本文利用江蘇省兩期農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)評估了確權(quán)從預(yù)期推廣到落地完成各階段的影響差異。實證分析結(jié)果顯示，即將實施確權(quán)的預(yù)期會顯著抑制農(nóng)村家庭特別是有老年人的家庭遷移；確權(quán)政策落地對農(nóng)戶舉家遷移的影響總體并不顯著，僅對經(jīng)歷過土地調(diào)整的有老年人家庭的遷移有促進(jìn)作用。此外，不控制確權(quán)預(yù)期影響的評估方法會高估確權(quán)落地對遷移的促進(jìn)效果。

當(dāng)前農(nóng)戶享有具有保障的承包經(jīng)營權(quán)，相比遷移收入，總面積很小的承包地所能夠提供的收入比較有限，在此背景下，進(jìn)一步加強(qiáng)承包經(jīng)營權(quán)的保護(hù)在促進(jìn)遷移方面的制度紅利是有限的，近在眼前的、會降低地權(quán)穩(wěn)定性的事件才會抑制遷移。相關(guān)的政策啟示有兩方面：一是，需要關(guān)注和治理產(chǎn)權(quán)再界定時間節(jié)點出現(xiàn)的短暫卻顯著的地權(quán)穩(wěn)定預(yù)期下降，特別是即將到來的第二輪土地承包到期與延包。2020年以來發(fā)生的新冠疫情和非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定沖擊可能會凸顯保有承包經(jīng)營權(quán)的重要性，農(nóng)戶可能會增加對土地二輪承包到期會如何延包的關(guān)注。政府需要充分利用確權(quán)結(jié)果減少二輪承包到期時的土地調(diào)整與權(quán)屬再界定；對確定不調(diào)地的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)提前公布延包方案，穩(wěn)定農(nóng)戶的地權(quán)預(yù)期；在因征地或自然災(zāi)害損毀等而需要土地調(diào)整的地區(qū)，需要落實對遷移人口和家庭的承包經(jīng)營權(quán)保護(hù)。二是，需要在地權(quán)穩(wěn)定之外找原因、出政策，有效促進(jìn)農(nóng)戶舉家遷移和城鎮(zhèn)化的高質(zhì)量發(fā)展。現(xiàn)階段，地權(quán)不穩(wěn)定顯然不再是廣大農(nóng)村勞動力選擇“候鳥式”遷移的重要原因，需要進(jìn)一步深化戶籍制度改革并在人口遷入地配置充足的住房、教育、醫(yī)療等資源以促進(jìn)舉家遷移和城鎮(zhèn)化的高質(zhì)量發(fā)展。

注釋：

①2011年10月四部委聯(lián)合發(fā)布《關(guān)于農(nóng)村集體土地確權(quán)登記發(fā)證的若干意見》，標(biāo)志著確權(quán)正式啟動；2013年中央一號文件明確提出“用5年時間基本完成農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記頒證工作”，標(biāo)志著確權(quán)開始全面推廣實施并預(yù)示政策完成時間。

②雖然自2010年起全國農(nóng)民工數(shù)量增速呈現(xiàn)持續(xù)放緩趨勢，但其中舉家遷移農(nóng)民工占比可能持續(xù)快速提高，因此農(nóng)民工數(shù)量增速下降并不一定說明舉家遷移增速下降。