許佳賢，皮婷婷，鄭逸芳

（福建農林大學公共管理學院，福州 350002）

0 引言

近年來，為改善農地產(chǎn)權模糊問題，保護農民土地權益，激活農村土地要素市場，中央著力推進農地確權頒證。自2008年“中央一號文件”首次提出要建立土地承包經(jīng)營權登記制度并在部分地區(qū)開展試點以來，2013年“中央一號文件”要求用5年時間在全國完成農村土地承包經(jīng)營權的確權登記頒證工作。據(jù)農業(yè)農村部官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2018年年底全國共計0.98億hm2（14.8億畝）承包地獲得確權①數(shù)據(jù)來源于人民網(wǎng)“去年完成承包地確權登記面積0.98億hm2（14.8億畝）”http://politics.people.com.cn/n1/2019/0118/c1001-30574905.html，2020年年底則有1億hm2（15億畝）承包地獲得確權，頒證率超96%②數(shù)據(jù)來源于中國政府網(wǎng)“農村承包地確權登記頒證工作基本完成”http://www.gov.cn/xinwen/2020-11/03/content_5556878.htm。這意味著我國農地確權頒證工作已基本完成，下一步需要著力推進解決遺留問題，拓展確權成果應用。由此，作為明晰產(chǎn)權的一項重要工作，評估確權的工作成效勢在必行。而我國農地流轉的發(fā)展形勢并不樂觀[1]，且在《關于引導農村土地經(jīng)營權有序流轉發(fā)展農業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營》政策文件中，中央將確權視為促進土地經(jīng)營權流轉的重要基礎性工作。因此，評估確權的工作成效尤其是在土地流轉方面的工作成效尤為重要。

回顧學界在確權影響土地流轉方面的研究，發(fā)現(xiàn)有較多學者認為確權有利于促進土地流轉[2-10]，原因是確權通過明晰產(chǎn)權能夠有力保障農戶土地權益，降低交易成本及風險，于需求端激發(fā)農戶農業(yè)經(jīng)營的積極性，并于供給端激勵勞動力非農就業(yè)，進而激活了農村土地要素市場。然而，也有不少學者研究發(fā)現(xiàn)確權對土地流轉起到了抑制作用[11-14]，以羅必良為代表的學者對此的解釋是，確權強化了農戶的稟賦效應，過強的稟賦效應使交易雙方難以就流轉價格達成一致，從而提高了土地交易的難度[15,16]。同時，還有學者認為確權對土地流轉的影響不顯著[17-24]，并將其歸因于確權工作成效的滯后性、原有產(chǎn)權足夠安全以致確權失效以及土地產(chǎn)權并非流轉的決定性因素等。

可見，關于確權對土地流轉的影響，盡管學界研究成果頗為豐富，但在研究結論上存在較大分歧。其中的爭議和分歧主要集中在產(chǎn)權經(jīng)濟學派和行為經(jīng)濟學派理論闡釋的邏輯差異。產(chǎn)權經(jīng)濟學派基于科斯產(chǎn)權理論認為確權通過降低交易成本有利于促進土地流轉，行為經(jīng)濟學派則由泰勒的稟賦效應理論出發(fā)認為確權通過增強稟賦效應會抑制土地流轉。而學界鮮少有學者就兩派之爭做出實質性回應。理論研究方面，盡管胡新艷等就兩派觀點予以充分的理論分析，提出應整合兩個學派來研究農地流轉問題，但缺少定量資料的實證檢驗[25]。經(jīng)驗研究方面，黃佩紅等[13]以及李江一[23]分別研究了交易成本和稟賦效應的中介作用，但僅關注其中一個方面，林文聲等[20]以及馮華超和鐘漲寶[8]雖然將交易成本和意愿轉出價格納入同一研究框架，但二者相互獨立，且同時探討了勞動力流動和農業(yè)生產(chǎn)激勵等的中介作用，并沒有回應兩派爭議，可喜的是錢龍[14]以及王士海、王秀麗[26]提出確權對土地流轉的影響需要同時考慮交易成本的促進作用和稟賦效應的抑制作用，但他們僅提出了這種力量對比情況存在的可能性，并未進行計量檢驗。此方面研究的缺乏也導致學界就二者關系的認識各執(zhí)一詞。在確權對土地流轉的影響中，交易成本和稟賦效應的作用機理究竟如何？二者的作用強度孰大孰??？對此問題的回應將有助于深化認識確權對土地流轉的作用機理，無論是對交易成本和稟賦效應兩大理論，還是對完善確權和推進土地流轉，均具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

為此，文章基于CHARLS2018年數(shù)據(jù)，使用傾向得分匹配法研究確權在流轉方面的工作成效，并利用一元并行多重中介模型檢驗交易成本和稟賦效應在其中的作用機理和力量對比情況。以期回應上述問題，深化對確權與流轉二者關系的理論認識，并為建立配套制度進行確權成果應用以及完善農地流轉制度提供政策參考。

1 理論分析與研究假設

1.1 理論分析

1.1.1 農地確權、交易成本與土地轉出

科斯三大定理闡明了產(chǎn)權安排、交易成本和資源配置三者之間的關系，即不同的產(chǎn)權安排蘊含不同的交易成本，進而決定資源的配置效率及社會總福利[27]。因此，以科斯為代表的產(chǎn)權學派尤為注重產(chǎn)權的清晰界定和安排，認為產(chǎn)權界定清晰有利于通過增強產(chǎn)權排他性和規(guī)范產(chǎn)權主體交易行為降低交易費用，從而促進資源優(yōu)化配置，提高經(jīng)濟運行效率。改革開放后，我國農地制度實行集體所有制下的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制。然而，21世紀以來，不斷有學者批評指出此農地制度是有意的產(chǎn)權模糊，所有權主體不明確，土地調整頻繁，農戶承包經(jīng)營權易受侵害等問題廣泛存在，造成了農地產(chǎn)權殘缺，不利于農地流轉市場的形成和發(fā)展[28,29]。伴隨著新一輪農地確權的開展，我國農地產(chǎn)權制度改革針對上述問題優(yōu)化了農地產(chǎn)權安排：一是提高地權穩(wěn)定性，時間上賦予農戶長久不變的承包經(jīng)營權，空間上借助測繪技術等明確農戶承包地四至和面積等信息；二是強化地權排他性，賦予農戶土地承包經(jīng)營權物權屬性并頒發(fā)證書，使農戶土地承包經(jīng)營權儼然成為集體所有制下的“準所有權”；三是優(yōu)化農地產(chǎn)權權能，由兩權分離演變?yōu)槿龣喾种?，激活了土地?jīng)營權，并賦予承包地流轉、抵押和擔保等多項權能。由此，土地登記造冊提高了農地信息的完全性和對稱性，有利于減少交易對象搜尋等的成本。同時，地權排他性的增強提高了農戶的話語權和談判地位。確權證書也使交易雙方無需就承包地反復測量確認，減少了合同簽訂的額外費用。此外，確權時已理清村集體與村民及村民與村民之間的權屬不清等問題，且承包期內發(fā)包方不得收回承包地，不得隨意調整土地，有利于減少土地糾紛，減少違約風險，從而穩(wěn)定實施流轉合同，減少履約成本。而交易成本的降低省去了不必要的花費，將使土地流轉更加簡易和便捷，流轉雙方達成交易的概率更高，進而農戶轉出土地的可能性更高。

1.1.2 農地確權、稟賦效應與土地轉出

Radin將財產(chǎn)區(qū)分為人格化財產(chǎn)和可替代財產(chǎn)[30]。相比可替代財產(chǎn)，人格化財產(chǎn)多蘊含了一份產(chǎn)權主體對產(chǎn)權客體的主觀情感，無法通過等量的財物來替代損失，具有更強的稟賦效應。于中國農民而言，土地產(chǎn)出的農作物是用于交易的可替代財產(chǎn)，而承包地則承載著“戀地”“惜地”等鄉(xiāng)土情結，是農民依據(jù)其集體成員權身份而獲得，具有產(chǎn)權身份壟斷性和產(chǎn)權地理壟斷性，是典型的人格化財產(chǎn)。而確權強化了承包地人格化財產(chǎn)的特征，使之具有更強的稟賦效應[31]。那么，確權為什么能夠強化稟賦效應呢？一方面，產(chǎn)權強度與稟賦效應的強弱直接相關[32]。以往農地產(chǎn)權模糊使得農戶對承包地患得患失，擔憂土地隨時有可能因土地調整或土地糾紛等原因被收回，產(chǎn)權強度弱，稟賦效應也弱。而確權使農戶獲得“相對所有權”，強化了農地產(chǎn)權強度，直接改變了農戶的心理狀態(tài)，稟賦效應相應增強。另一方面，確權通過強化人地依賴關系間接強化了稟賦效應。過去人多地少且生產(chǎn)力低使農戶對農地形成了就業(yè)、收入和社會保障上的生存依賴。盡管隨著城鎮(zhèn)化的推進部分農民外出務工在就業(yè)和收入方面已不再依賴于農地，但農地依然是廣大農民面臨風險時穩(wěn)固的社會保障。確權無疑強化了農戶的土地保障，同時這份保障也強化了農戶對承包地的控制權意識，防止農地質量受損的欲望更強烈。如此，農戶對土地視若珍寶也使得稟賦效應增強。而稟賦效應的增強將導致轉出方出高價轉出甚至不愿轉出，縮小了流轉雙方就土地租金達成一致進而實現(xiàn)土地流轉的概率，農戶轉出土地的可能性降低。羅必良的研究也指出強化人格化財產(chǎn)的產(chǎn)權強度將會阻礙市場化交易[33]。

1.2 研究假設

由以上理論分析可知，在農地確權對農戶土地轉出的影響中，存在兩股作用方向相反的作用力，正向上確權通過降低交易成本促進土地轉出，反向上確權卻也通過增強稟賦效應抑制了土地轉出。從而，確權對土地轉出的影響效應中可能會發(fā)生交易成本和稟賦效應兩種作用機制的相互牽扯。

綜合上述分析，提出如下研究假設。

假設1：農地確權能夠降低交易成本。

假設2：交易成本在農地確權對土地轉出的影響中具有中介作用，農地確權可以通過降低交易成本促進土地轉出。

假設3：農地確權能夠強化稟賦效應。

假設4：稟賦效應在農地確權對土地轉出的影響中具有中介作用，農地確權可以通過強化稟賦效應抑制土地轉出。

假設5：確權對土地轉出的影響取決于交易成本和稟賦效應的力量對比情況，當其中一個起主導作用時，確權對土地轉出的影響方向將與其一致，即當交易成本占主導時，確權促進土地轉出，而當稟賦效應占主導時，確權抑制土地轉出。

2 數(shù)據(jù)來源與模型構建

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文所用數(shù)據(jù)來自2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS2018）數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)調查面向我國45歲及以上的中老年家庭和個人，就其基本信息、健康狀況和收入資產(chǎn)等展開了詳盡調查。選擇此數(shù)據(jù)開展研究的原因主要有兩個方面：一是2018年該數(shù)據(jù)共調查了來自28個省份的1.154 4萬戶家庭，調查范圍廣樣本規(guī)模大，滿足了大樣本要求；二是該數(shù)據(jù)詳細調查了農戶的土地資源和農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營情況，同該文研究內容及指標測量要求相符。因而選擇此數(shù)據(jù)開展研究。依據(jù)關鍵變量剔除含有異常值和缺失值的樣本后共計得到2 375個樣本。

2.2 變量選取

（1）因變量：土地流轉一般包含土地轉出和轉入?？紤]我國小農戶數(shù)量多且土地細碎化的分配格局，而土地能否轉出進而實現(xiàn)集中連片是我國農地能否實現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營的決定性因素。同時，土地轉入主體還包含合作社和農業(yè)企業(yè)等，具有多樣化特征，而CHARLS2018數(shù)據(jù)僅對村莊農戶展開了調查，對轉入主體的覆蓋不具備隨機性和相對完備性。因此，該文僅關注土地轉出，因變量為土地是否轉出。2 375個農戶中共有731個農戶轉出土地。

（2）自變量：自變量即農戶的承包地是否獲得確權，其中確權樣本1 715個，未確權樣本660個。

（3）控制變量：控制變量選取是傾向得分匹配法運用中的重要一步，要求盡可能納入可能會對因變量和自變量產(chǎn)生影響的相關變量。為此，控制變量含4個層面：①戶主特征，CHARLS數(shù)據(jù)并未指明誰是農戶家庭的戶主，參考許慶等[34]的研究，將主要受訪者視為戶主，選擇其性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、政治面貌、健康狀況和養(yǎng)老保險作為控制變量；②家庭特征，包括贍養(yǎng)比、撫養(yǎng)比、承包地面積、農業(yè)固定資產(chǎn)、務農人數(shù)和非農就業(yè)時長；③村莊特征，由于CHARLS數(shù)據(jù)沒有每年都調查村莊信息，僅存的村莊信息為2011年調查所得，距2018年足足有7年時間，多數(shù)信息已失去時效性，因而選取地形、大姓、少數(shù)民族、允許親戚以及非親戚承租土地的開始年份等不會隨時間發(fā)生變化的變量作為控制變量。

（4）中介變量：該文中介變量包含交易成本和稟賦效應。關于交易成本的測量，羅必良等構建的交易成本測量指標體系中含農地流轉租金[35]，而林文聲等的研究中以“1—轉出/轉入市場發(fā)育程度”，即“1—本村其他農戶進行農地轉出/轉入的比重”來分別測量土地轉出和轉入的交易費用[20]。但以上2種測量均存在不足之處。農地流轉租金對應農地流轉的交易價格，并非完全代表交易成本。轉出/轉入市場發(fā)育程度上，一方面農地流轉市場中轉出和轉入是共同存在、雙向互動的，雙方達成一致才能實現(xiàn)流轉，僅從其中一個方面測量交易費用存在偏頗；另一方面，每一農戶家庭的實際談判能力及現(xiàn)實情況等存在差異性，導致即使是同村的農戶也會面臨不同的交易成本以及機會成本。在科斯交易成本范式的基礎之上，羅必良和吳晨認為我國農地承包經(jīng)營權流轉中為完成交易所花費的總的交易成本應該是機會成本與實際交易成本之和[36]。因而以機會成本與實際交易成本之和來測量土地流轉中的交易成本，如式（1）所示。對于農戶轉出土地可能面臨的機會成本，在李孔岳研究經(jīng)驗的基礎上以家庭非農就業(yè)收入占比來測量[37]。原因是非農產(chǎn)業(yè)具有比較優(yōu)勢，單位時間內農戶所能獲得的非農收入遠大于農業(yè)收入，這意味著農戶非農就業(yè)收入占比越高，其花費時間精力等進行農地轉出的機會成本也就越高。對于農戶轉出土地實際花費的交易成本，在林文聲等[20]研究經(jīng)驗的基礎上以“土地流轉市場發(fā)育程度”來表征，而“土地流轉市場發(fā)育程度”以“本村其他農戶進行土地流轉的比重”來測量，農地流轉市場發(fā)育程度越高，交易成本越低[38,39]。機會成本和實際交易成本的測量如式（2）（3）所示。兩式中分別以村土地流轉租金乘以兩比例的原因，一方面是因為交易價格中含交易成本，農地流轉的交易成本越高對應的交易價格也更高[40]，另一方面是起到統(tǒng)一量綱的作用。

關于稟賦效應，學界的測量方式主要有兩種，即農戶意愿轉出價格和意愿轉入價格的比值或差值[41]，但考慮市場參與主體普遍存在高價賣出低價買進的偏好，容易同稟賦效應相混淆。而農戶轉出土地的意愿價格本身就是農戶對自身所擁有的土地的價值評價，此價值評價包含了農戶對土地財產(chǎn)及其人格化財產(chǎn)特征等的考量。因而以農戶轉出土地的意愿價格來測量稟賦效應。需要特別說明的是，該文對上述變量測量中涉及的土地流轉租金設置了每畝每年2 000元的閾值上限（1畝=0.067hm2）①轉出租金、轉入租金、意愿轉出租金3個指標各自的有效值中，大于5 000元的占比依次對應6.66%、16.89%和0.53%，3個指標的最大值依次對應250 000、100 000和51 000元，最大值甚至達10萬元以上，這同現(xiàn)實常理不符?？紤]可能是農戶或錄入員在調查時將農戶所有土地的租金當作每畝土地租金填入（1畝=0.067hm2），甚至是該農戶所有土地多年份一次性流轉的租金才導致租金數(shù)值如此之大，而據(jù)汪險生和李寧（2021）、宋亮等（2019）、拜茹（2019）和王倩等（2018）基于全國公開數(shù)據(jù)或多省份全國性調查的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，土地流轉租金最大值在2 000元上下。故設置租金閾值上限為2 000元。對于大于2 000元的樣本，依次以轉出租金、轉入租金、意愿轉出租金除以轉出土地面積、轉入土地面積和承包地面積以減少誤差。對于數(shù)值過大經(jīng)數(shù)據(jù)清理后仍大于2 000元的樣本，可能是多年份流轉，由于無法再進一步確定具體年份，不得已只能舍去這部分樣本。具體各變量的描述性統(tǒng)計情況如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

2.3 模型構建

2.3.1 傾向得分匹配模型

對農地確權在土地轉出方面工作成效的評估，最理想的辦法是對比同一農戶在確權和未確權兩種情況下的土地轉出狀況。但歷史無法重演，研究者往往無法獲取確權農戶在未確權情況下的土地轉出狀況。而Rosenbaum和Rubin提出的傾向得分匹配法是解決此問題的有效計量方法[42]。其基本思想是基于反事實框架，于控制組中尋找與實驗組特征相近的個體構建隨機分組。該方法能夠有效解決樣本的選擇偏差問題。傾向得分匹配法應用的步驟如下。

首先需要選擇控制變量估計傾向得分，即個體i進入確權組的條件概率，該文使用Logit模型進行估計，相應的條件概率模型構建為：

式（4）中，i表示第i個農戶，p表示傾向得分，Right為自變量，Right=1表示農戶承包地獲得確權，Right=0表示沒有獲得確權，而x為可能會對因變量和自變量產(chǎn)生影響的控制變量。

其次是進行傾向得分匹配。由于存在多種進行傾向得分匹配的方法，分為近鄰匹配法和整體匹配法，不同的匹配方法由于匹配依據(jù)不同匹配結果也會存在差異，且不存在適用于一切情形的匹配方法。因而需要嘗試多種匹配方法。若不同方法所得的結果相似，則說明結果穩(wěn)健。選擇的匹配方法主要有核匹配、近鄰匹配、半徑匹配和卡尺內近鄰匹配。

最后是依據(jù)匹配結果估計處理組的平均處理效應（Average Treatment Effect on the Treated，ATT），進而識別確權對轉出的影響效應：

式（5）中，Y1i表示個體i獲得確權后的土地轉出狀況，Y0i則表示個體i未獲得確權的土地轉出狀況。由于上式E[Y1i|Righti=1，P(xi)]可以直接通過觀測得到，而E[Y0i|Righti=0，P(xi)]無法直接觀測到，因而需要運用傾向得分匹配法構造替代變量。

2.3.2 中介效應模型

在農地確權對土地轉出的影響中，考慮中介變量交易成本和稟賦效應之間是并行的多重中介，參考溫忠麟等[43]，以及柳士順和凌文輇[44]對中介效應模型的概述，構建一元并行多重中介模型為：

式（6）至（9）中，Yi、Right和Xi的含義同前文保持不變，新增變量Tran cos t和Endowment分別表示中介變量交易成本和稟賦效應，α0、β0、γ0和δ0為常數(shù)項，α1、β1、γ1、δ1、δ2和δ3為中介效應模型中關鍵的待估參數(shù)，ε1～ε4為隨機誤差項。式（6）為確權對轉出的影響效應，式（7）（8）分別為確權對中介變量交易成本和稟賦效應的影響效應，式（9）在式（6）的基礎上同時加入中介變量交易成本和稟賦效應。一元并行多重中介模型是指只有一個自變量而有多個并列的中介變量的中介效應模型。使用該模型的原因在于：一方面，該模型能在控制其他中介變量的情況下探討一個中介變量的中介效應，從而減少簡單中介模型因忽視其他中介變量而導致的參數(shù)估計偏差；另一方面，利用該模型可以得到對比中介效應，判斷哪個中介變量的效應更大，作用更強。對該模型進行檢驗的步驟與溫忠麟等[43]逐步檢驗的檢驗步驟相同。而依據(jù)柳仕順、凌文輇[44]對一元并行多重中介模型的介紹可知，δ1為確權對轉出的直接效應，β1δ2為確權通過交易成本影響土地轉出的中介效應，γ1δ3為確權通過稟賦效應影響土地轉出的中介效應。由于因變量土地轉出為虛擬變量，依據(jù)Breen等的研究[45]，此處確權影響土地流轉的總效應不再是α1，而是β1δ2+γ1δ3+δ1。

3 實證分析

3.1 農地確權對農戶土地轉出的影響

3.1.1 平衡性檢驗

此外，為保證傾向得分匹配的估計質量，需考察匹配后實驗組和控制組是否存在系統(tǒng)性差異，進行平衡性檢驗。由表2可知，匹配后模型的總體偏誤由9.1下降至1.4，Pseudo R2由0.026下降至0.001，而B值低于25%，R值介于0.5到2之間，符合Rubin所說的判斷標準[46]。表明匹配后實驗組和控制組的差異明顯下降，最大限度降低了樣本選擇偏誤，符合平衡性假設。

表2 傾向得分匹配法的平衡性檢驗

3.1.2 平均處理效應

使用核匹配、近鄰匹配、半徑匹配和卡尺內近鄰匹配4種方法對上述模型進行傾向得分匹配，其中近鄰匹配按照Abadie等的建議進行一對四匹配[47]，而卡尺匹配中，計算0.25倍的傾向得分標準差，結果為0.020，為保險起見將卡尺范圍設定為0.010。平均處理效應（ATT）估計結果如表3所示。由表3可知，4種匹配方法獲得的估計結果均較為接近，表明估計結果較為穩(wěn)健。為方便實證分析，計算ATT的平均值表征確權對轉出的影響效應。4種匹配方法的ATT值均在1%水平上顯著，相應的ATT均值為0.066，表明農地確權對土地轉出具有促進作用，相比未確權者，確權者轉出土地的概率提高6.60%。

表3 農地確權對農戶土地轉出的平均處理效應

3.2 農地確權對農戶土地轉出的作用機理

3.2.1 中介模型估計結果

進一步利用一元并行多重中介模型檢驗農地確權對農戶土地轉出的作用機理，模型估計結果如表4所示。表4中的后4列依次對應前文中介效應模型的式（6）至（9）。下面利用回歸估計結果進行雙重并行中介效應的逐步檢驗：第一步，檢驗式（6）回歸系數(shù)α1是否顯著，第2列顯示確權在1%水平上顯著正向影響土地轉出，同前文傾向得分匹配估計結果一致；第二步，依次檢驗式（7）回歸系數(shù)β1和式（9）回歸系數(shù)δ2的顯著性，第3列和第5列估計結果顯示，農地確權在1%水平上顯著正向影響交易成本（β1=48.193），而交易成本在1%水平上顯著負向影響土地轉出（δ2=-0.001）；第三步，依次檢驗式（8）回歸系數(shù)γ1和式（9）回歸系數(shù)δ3的顯著性，第4列和第5列估計結果顯示，農地確權在1%水平上顯著正向影響稟賦效應（γ1=47.713），而稟賦效應在1%水平上顯著正向影響土地轉出（δ3=0.001），由此可以進行最后一步檢驗；第五步，檢驗式（9）回歸系數(shù)δ1的顯著性，判斷是否完全中介，第5列估計結果顯示確權仍在1%水平上顯著正向影響土地轉出（δ1=0.315）。因此，交易成本和稟賦效應分別在確權對土地轉出的影響中起到部分中介作用，但作用方向與理論預期有所沖突，該文假設1未得到驗證，假設3得到驗證，而假設2和假設4僅得到部分驗證。對此結果的理論解釋詳見下文。

表4 農地確權對農戶土地轉出的作用機理檢驗

控制變量方面，第2列和第5列的估計結果基本一致，表明該文實證模型較為穩(wěn)健。戶主特征中受教育年限越長，農戶掌握相關信息的能力也越強，農戶轉出土地的可能性越高。家庭特征中，撫養(yǎng)比、農業(yè)固定資產(chǎn)和務農人數(shù)均顯著抑制農地轉出，對于子女養(yǎng)育負擔較重的家庭農業(yè)收入也不失為一項收入來源，農業(yè)固定資產(chǎn)和務農人數(shù)對農戶從事農業(yè)具有鎖定效應，轉出土地的可能性較低。承包地面積越大，除去自給自足所需的土地面積，農戶土地轉出決策更為自由。村莊特征中大姓村莊轉出土地的概率更低，允許親戚承租的年份越晚將會抑制土地轉出，而允許非親戚承租的年份越晚約會促進土地轉出。一般村莊先是允許親戚承租，而后逐漸放開允許非親戚承租，允許親戚承租的年份越晚，意味著村莊流轉市場開始發(fā)育的時間較晚，流轉市場還處于初始階段，而允許非親戚承租將使農戶可選擇的交易對象增加。

3.2.2 確權通過提高交易成本抑制土地轉出

由實證結果可知，交易成本降低確實有利于促進土地轉出，但確權反而提高了交易成本，導致確權通過交易成本對土地轉出產(chǎn)生抑制作用，與林文聲等的研究結論一致[20]。盡管中央和學界對確權工作寄予厚望，但事實上這種預期可能高估了[48]。首先，確權固化了土地細碎化格局，增加土地流轉的談判成本。確權雖然明確了農戶土地的位置和面積，但大多數(shù)地區(qū)是在二輪承包土地分配格局的基礎上進行測量確權[49]。而二輪承包是對造成土地細碎化根源的一輪承包的延續(xù)，且多為走過場。因此，確權延續(xù)前兩輪承包雖然能夠在一定程度上保證地權穩(wěn)定性，但固化了土地細碎化格局[50,51]。土地細碎化使得一片土地具有多個產(chǎn)權主體，農戶進行土地流轉時需要同多個交易對象或同一交易對象的不同地塊進行多次談判來完成交易，遇上釘子戶則會前功盡棄，增加交易成本[52,53]。其次，確權對土地流轉形成一定干擾，打亂原有市場秩序產(chǎn)生交易成本。自2013年確權在全國鋪開以來，我國土地流轉的增速有所放緩，甚至陷入停滯期[52,54]。究其緣由，可能在于土地流轉持續(xù)推進的過程中，全國性推進確權具有突然性，部分農民會進入觀望狀態(tài)[55]，打亂了土地流轉的供需平衡，也使原本處于流轉中的土地面臨租金抬高和協(xié)議糾紛等風險[54]，流轉市場發(fā)育也陷入停滯。最后，農戶轉出土地的難度增加抬高了機會成本。一方面，確權使產(chǎn)權相對穩(wěn)定會促進農戶非農就業(yè)[20,56]，農戶閑暇時間減少，另一方面，確權后配套的土地流轉服務組織和交易平臺尚未建立[57]，使得農戶轉出土地時處于缺時間也缺途徑的狀態(tài)，進行土地轉出的機會成本增加。

3.2.3 確權通過增強稟賦效應促進土地轉出

實證結果表明確權確實會提高農戶的稟賦效應，同羅必良的觀點一致[31]，產(chǎn)權強化會增強農戶稟賦效應。但與學界理論猜想相左的是稟賦效應并未抑制土地轉出，反而顯著促進土地轉出。林文聲等[20]的實證結果也發(fā)現(xiàn)確權通過強化稟賦效應進而促進轉出，并認為農地確權通過增強稟賦效應進而抑制土地轉出的路徑并不存在，即使存在也是微不足道。其中的原因是農戶因農地依賴的差異性而在農地轉出決策中分化出情感理性、工具理性和經(jīng)濟理性，而羅必良等學者過分強調情感理性。該解釋有其合理性，但該文認為稟賦效應促進土地轉出的結果更可能是由以下兩方面的因素共同促成。一方面，對于農民特別是對老一輩農民而言，盡管他們對土地具有濃厚情感，但其土地價值評價的參照點是自身及周圍村民農業(yè)經(jīng)營的收入狀況[52]，而農業(yè)經(jīng)營的收益普遍偏低[58]，再加上農戶受教育程度低①據(jù)國家統(tǒng)計局公布的第5號《2016年第三次全國農業(yè)普查主要數(shù)據(jù)公報》，全國農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營人員中，受教育程度為未上過學、小學和初中人員的占比依次對應6.4%、37.0%和48.4%，合計高達91.8%，中專及以上文憑僅占8.3%，認知較為落后，信息獲取也較為滯后[59]，且長期的小農思想使其并不認為土地具有商品性特征[60]，因而農戶并未意識到土地的財產(chǎn)價值所在，意愿轉出價格相對較低；另一方面，近年來隨著國家對“三農”問題的高度重視，農地產(chǎn)權制度改革不斷推進，農戶土地產(chǎn)權權能擴展，土地本身的財產(chǎn)屬性突顯[61]，外加土地流轉支持、糧食補貼發(fā)放、農業(yè)生產(chǎn)外包服務供給等一系列惠農措施的影響，土地流轉租金相應提升[62-65]。從而，農戶預期轉出價格雖然隨著確權有所提升，但大多以農業(yè)收入為基準，低于市場上實際的流轉租金，當農戶發(fā)現(xiàn)轉出土地可以獲得比預期更高的租金收入時，轉出土地的可能性更高。以該文2 375個樣本中轉出租金為有效值的725個農戶為例，用農戶意愿轉出租金減去轉出土地實際獲得的租金，統(tǒng)計結果如表5所示。發(fā)現(xiàn)超過50%農戶的意愿轉出租金都低于實際獲得的轉出租金，只有大約20%農戶的意愿轉出租金大于實際轉出租金，而此差值的總體均值為-267.957，小于0，此結果進一步佐證了上述理論猜想。因此，農戶意愿轉出價格即使在確權后提高了，但依然低于實際的市場價格，使得稟賦效應具有顯著促進土地轉出的作用。并非如林文聲等所言稟賦效應的作用微乎其微甚至不存在[20]。農地流轉市場確有其特殊性，有農戶的心理情感因素存在，但還需結合我國農戶本身的特性考慮其稟賦效應是否實現(xiàn)了完整且準確的表達。原因是農戶受教育水平較低具有認知局限性，且受限于地理區(qū)位及技術使用等引起的信息滯后性，對土地價值會存在錯誤估計。而我國土地流轉市場發(fā)展還處于初級階段并未建立良好的價格形成表達機制[66,67]，這一因素也干擾了農戶的土地價值估計。而緣何土地租金預期越低的農戶越不會轉出土地，原因在于農戶的土地租金預期即農戶認為轉出土地可能獲得的單位收益，土地轉出價格預期較低表明農戶主觀上認為土地轉出的收益偏低，甚至遠不如自己耕種所獲收益，在收益預期偏低的情況下農戶更不會轉出土地。

表5 意愿轉出租金與實際轉出租金差值的數(shù)值統(tǒng)計

3.2.4 交易成本和稟賦效應的雙重中介作用中稟賦效應占主導

為進一步估算交易成本和稟賦效應的中介效應并進行力量對比，整理逐步回歸的系數(shù)結果并計算兩變量的中介效應如表6所示。如中介模型估計結果中所言，交易成本和稟賦效應在確權對土地轉出的影響中為部分中介作用。具體地，確權通過提高交易成本進而抑制土地轉出的中介效應為-0.034，相應的中介效應占比為-10.46%。而確權通過提高稟賦效應進而促進土地轉出的中介效應為0.043，相應的中介效應占比為13.35%。由此可知，稟賦效應中介效應比例的絕對值大于交易成本中介效應比例的絕對值。從而稟賦效應的正向中介作用足以抵消交易成本的負向中介作用，使得兩中介變量的中介效應最終呈正向。在確權影響土地轉出的總效應等于直接效應和中介效應之和的情況下，正向的中介效應最終使得確權影響土地轉出的總效應在直接效應的基礎上得以進一步強化，而未被交易成本的負向中介作用所削弱，甚至是抵消直接效應導致確權抑制土地轉出。因此，該文假設5得到部分驗證，交易成本和稟賦效應確實存在力量對比情況，且這一力量對比結果將直接影響確權對土地轉出最終的影響結果。稟賦效應的正向中介作用占主導，從而強化了確權對土地轉出影響的正向作用。其中的緣由一方面是確權使產(chǎn)權強度增強但產(chǎn)權穩(wěn)定性依然不足。確權頒證使農戶擁有對土地財產(chǎn)的“準所有權”，產(chǎn)權強度增強，農戶的產(chǎn)權意識相應增強[68]，稟賦效應也得到強化。但此輪確權并未明確承包期限，還有部分地區(qū)確權證書發(fā)放不到位[69]，土地政策依然不明朗削弱了地權穩(wěn)定性，保守型農戶擔憂失地不會輕易流轉土地[70]，從而交易成本相應增加。另一方面盡管確權工作存在提高交易成本的不利影響，也強化了稟賦效應，但我國農戶群體是認知局限下的“理性經(jīng)濟人”，以及國家近年來強力推進的“三農”政策具備良好成效能夠發(fā)揮穩(wěn)定器的作用，使強化后的稟賦效應發(fā)揮促進作用且強于交易成本的中介作用，從而緩沖新近開展的確權工作帶來的負面效應。

表6 依逐步回歸法估算中介效應

4 結論與政策啟示

利用CHARLS2018數(shù)據(jù)，使用傾向得分匹配模型研究確權對土地轉出的影響，并利用多重中介效應模型研究確權對土地轉出影響的作用機理，深入探討交易成本和稟賦效應在其中的中介作用及其力量對比情況。主要得出如下結論：（1）農地確權顯著促進了土地轉出，使土地轉出的概率提升6.60%；（2）確權非但沒有降低反而提高了交易成本，進而抑制了土地轉出；（3）確權有利于增強稟賦效應，但稟賦效應反而促進了土地轉出；（4）中介效應上，交易成本和稟賦效應在確權對土地轉出的影響中起部分中介作用，交易成本的中介效應比例為-10.46%，稟賦效應的中介效應比例為13.35%，稟賦效應中介效應比例的絕對值大于交易成本中介效應比例的絕對值，稟賦效應的中介作用更強，能夠抵消交易成本的負向中介作用并最終強化確權對土地轉出的正向促進作用。

為推進確權工作完善和農地流轉市場發(fā)展，該文具有如下的政策啟示：首先，確權顯著促進了農戶土地轉出，說明確權具有活躍和優(yōu)化農地流轉市場的作用，因而需要推進確權成果的應用；其次，雖然確權促進了轉出，但也增加了交易成本，表明農地確權還需進一步完善，需要建立配套制度破解農村土地細碎化格局并化解農戶土地矛盾糾紛，同時賦予農民穩(wěn)定的土地承包預期，糾正確權對土地流轉市場發(fā)展形成的干擾；再次，在土地登記制度建立的基礎上，設立土地流轉中介組織，搭建土地流轉信息平臺，為流轉雙方提供便利，減少進行土地流轉的機會成本和實際交易成本；最后，由稟賦效應促進土地轉出可知，近年來國家的“三農”政策取得明顯成效，提高了土地價值并保障了農民權益，對“三農”的重視需要持之以恒，但與此同時也從側面反映出政策宣傳不到位致使農戶認知存在偏差，因而需增強政策的宣傳和普及力度，而此過程中還需防范稟賦效應過高以及流轉租金過高可能產(chǎn)生的不利影響。