产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的影响

孙小龙，郜亮亮，钱 龙，郭 沛

（1.江苏省农业科学院农业经济与发展研究所，江苏 南京 210014；2.中国社会科学院农村发展研究所，北京 100732；3.南京财经大学粮食安全与战略研究中心，江苏 南京 210003；4.中国农业大学经济管理学院，北京 100083）

1 引言

民以食为天，粮食安全是一国经济发展、社会稳定、国家自立的基础。2004—2015年中国粮食生产实现了“十二连增”，到2016年产量虽略有下降，但依然维持在6.16亿t的高产水平。尽管粮食产量连年丰收，但粮食生产的生态环境承载压力不断加大，其中对耕地质量带来的影响尤为突出。据原国土资源部和农业部数据显示，截至2016年末，全国耕地面积为20.24亿亩，其中中等和低等地占全国耕地的比重高达70.5%；全国耕地土壤有机质含量仅为2.08%，明显低于发达国家2.5%～4.0%的水平。因此，稳定耕地数量、提升耕地质量成为未来中国确保粮食安全的必然选择。

在这样的现实背景下，要保持数量不减、质量不降的农地存量，以满足粮食生产的需求，不仅需要政府的宏观调控，更需要农户的自身努力，尤其是有机肥使用、打井、修渠等农地长期投资行为[1-2]。从宏观政策来看，自2004年以来，中央多个“一号文件”都提出要加强耕地质量保护，2017年中央“一号文件”更是强调要“持续加强农田基本建设，实施耕地质量保护和提升行动，开展有机肥替代化肥试点。”从农户层面来看，产权稳定性是影响农户进行农地投资的重要政策手段之一。然而，由于研究地区与方法的差异，关于地权稳定性与农户长期投资行为的关系至今仍无定论。多数学者认为土地使用权的稳定性对农户长期投资行为有促进作用[3-5]，而且使用权稳定性越高，农户对农业生产的长期投资越多[6-10]。但是，也有学者认为地权稳定性对农户长期投资行为并没有显著影响[11-12]，甚至对长期投资激励有反向作用[13]。

已有研究探讨了产权稳定性与农户长期投资行为的关系，为农地产权制度改革提供了重要的理论参考，但仍然存在一些可改进空间：第一，研究视角的改进。产权稳定性包括法律、事实（实际）和感知三个层面的稳定[14-15]，现有文献主要选用法律稳定或事实稳定两者之一作为衡量产权稳定性的指标，多数文献没有把产权的法律稳定和事实稳定放在同一个框架内进行分析①因为产权感知稳定是一种主观判断，会受到法律稳定、事实稳定及个人特征的影响，存在内生和多重共线的问题，一般不和法律稳定、事实稳定放在一起分析。。第二，研究数据的改进。多数研究基于小样本的农户数据，一方面可能会出现由于样本量小、代表性不足而导致产权稳定差异性不大的问题；另一方面忽视了地块层面差异化的影响，受家庭联产承包责任制农地分配规则的影响，农村每家每户的承包地都是由多块不同质量的农地构成，不仅土地质量有差异，地块的面积、所处地理位置、离水源的距离等都不同，而地块本身的客观条件也会在一定程度上影响农户投资。鉴于此，本文利用全国8省地块层面的数据，从农地产权的“法律稳定”和“事实稳定”的角度，检验产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的影响，为农地产权制度改革提供针对性的政策建议。

2 理论分析

本文用一个两阶段农户决策模型作为检验产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的实证研究基础[16]。在任何时期，效用都被定义为消费，那么家庭的标准效用函数为U（C1，C2） = ln（C1）+θln（C2），这里的C1和C2是农户家庭在第一阶段和第二阶段的消费，θ是贴现率。本文假定农户每一阶段的劳动力都是固定的，第一阶段和第二阶段的劳动力分别为和每个阶段农户都可以分配劳动力从事农业劳动（la）、非农工作（lo）②第一阶段从事非农劳动的工资为w1，第二阶段从事非农劳动的工资为w2。和农地投资（li），与土地有关的初始资本为K1。在第一阶段，农户可以把初始资本K1和从事农业劳动的劳动力la投入到农业生产中，那么第一阶段农户家庭的农业生产函数为Y1=f（K1+同时，农户在第一阶段还可以安排一定的劳动力（li）进行农地投资，农户农田基本建设投资行为属于农地投资一种，从而增加第二阶段的资本存量，即为简化起见，这里假定关于是非减的。另外，在第一阶段结束后，村级层面有可能会对农户的农地进行调整或重新分配。本文假设这种产权不稳定的概率为δ∈[0，1］，S1和S2分别代表第一阶段的产权稳定和第二阶段的产权稳定，并假设是产权稳定在第二阶段（S2）的函数，而S2同样是产权稳定和进行农地投资劳动力（li）在第一阶段（S1）的函数，本文假设那么，第二阶段的农户家庭的农业生产函数为此时，农户家庭效用最大化的问题可以表述如式（1）：

鉴于生产和消费的可分离性，进一步简化：

这些一阶条件的经济学含义是非常直观的，比如式（4）和式（5）意味着无论在哪个阶段，农业生产中劳动力的边际产量都等于非农工资平均水平。式（1）—式（3）意味着在上述假设条件下，第一阶段投资的边际成本等于工资利率。这些一阶条件，可以比较静态分析农地产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的影响。

如果产权稳定性是严格外生的，式（3）的第二部分将会被删除，这里可以用S1来替代S2（S1，li1），式（1）—式（3）就可以转化为：

把式（4）和式（5）带入到式（6）中，得出：

假设e′（·）＞0，δ′（·）＞0，e″（·）＞0，那么：

式（9）表明：农地产权越稳定对农户农田基本建设投资行为的效应越强烈。

3 数据来源及描述性证据

3.1 数据来源

本文所用的数据来自中科院农业政策研究中心（CCAP）于2013年在全国8个省（山东、陕西、吉林、浙江、河南、甘肃、湖南和四川）96个村进行的入户实地调查①感谢中国人民大学农业与农村发展学院仇焕广教授和西北农林科技大学经济管理学院贾相平教授提供的数据。。在具体调查中，主要采用多阶段分层随机抽样的方法。首先，确定样本县。在每个样本省的内部，按农民人均纯收入指标将各省所辖县分为高、中、低3类，从每类中随机选取1个样本县，共选取24个样本县。其次，确定样本乡（镇）。在选取的样本县内，每个县随机选取2个乡（镇），1个经济发展水平较高，1个经济发展水平较低，共选取48个乡（镇）。最后，确定样本村和样本农户。在所选取的每个样本乡（镇）中，随机选取2个样本村，每个样本村内按照等距抽样原则，随机抽取12个农户进行入户调研。地块层面，在农户所种植的地块中再随机抽取2个地块（仅有1个地块时，就调查1个）。

调查分为村级和农户两类问卷，分别在村干部②村干部主要包括村支书、主任和会计等。和农户两个群体中进行调研。村级问卷的内容主要包括样本村庄的社会经济和自然地理等基本情况，重点关注了农地调整的相关信息，如调整的频率③第二轮土地承包开展以来你们村共调整过几次土地？、时间和依据等。农户问卷的内容主要包括农户家庭的基本特征和所经营地块的有关信息。农户家庭的基本特征具体包括户主的个人特征（性别、年龄、受教育年数和风险规避程度等）和家庭的基本概况（农地经营面积和非农就业人数等）。地块相关信息包括该地块有没有使用凭证④使用凭证指土地承包合同或土地承包经营权证书。、地块离家距离、地块面积、地块质量（高、中、低）、地块类型（沙土、壤土、粘土）、能否灌溉以及是否平地等。将村级问卷的土地调整信息和农户问卷的家庭信息及地块信息相匹配，剔除信息缺失、数据异常、编码匹配不上等无效样本后，就形成了本文所用的数据，共采集了8个省96个村962个农户2 308个地块信息。

从抽样分布（表1）可以看出，种植小麦的样本地块652块，主要分布在山东（212块）、陕西（87块）、河南（203块）、甘肃（125块）和四川（25块）5省；种植玉米的样本地块1 118块，所调查的8个省份都有涉及；种植水稻的样本地块538块，主要分布在吉林（31块）、浙江（109块）、湖南（220块）和四川（178块）4省。

表1 地块分布情况Tab.1 The distribution of farmland plots

3.2 描述性证据

3.2.1 农地产权稳定性与农田基本建设投资⑤本文的农田基本建设投资主要指农户在地块上自费进行土地平整、打井、修水渠、修梯田、挖塘等。

为了研究产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的影响，本文按照农地产权法律稳定和事实稳定等特征对样本地块进行了分类，用来描述产权稳定性与农田基本建设投资之间的关系（表2）。

表2 产权稳定性与农田基本建设投资的关系Tab.2 The relationship between property rights stability and farmland infrastructure investment

描述性统计分析结果表明，样本地块中有6.20%的地块进行了农田基本建设投资。需要说明的是，这里的农田基本建设投资特指农户出资自发产生的真实投资行为，不包括公共支出性质的农田基本建设投资。

从农地产权法律稳定的角度来看，农户在有使用凭证的地块上更倾向于进行农田基本建设投资。数据显示，在有使用凭证的地块中，有7.03%的地块进行了农田基本建设投资，比没有使用凭证的地块高出2.54个百分点。

从农地产权事实稳定的角度来看，农地调整越频繁，农户进行农田基本建设投资的概率越小。没有发生过农地调整的农户地块样本中，有8.06%的地块进行了农田基本建设投资，这一比例比其他两类农户分别高出3.85个百分点和8.06个百分点。

3.2.2 其他因素与农田基本建设投资

基于现有文献，在考察农地产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的影响时，还需考虑其他因素的影响，如农户特征和地块特征等（表3）。从农户家庭特征来看，农户风险规避程度越高，进行农田基本建设投资的可能性越高。与风险规避指数在0.7以下的两类农户相比，风险规避指数在0.7及以上的农户进行农田基本建设投资的比例为7.62%，分别比其他两类农户高4.45个百分点和0.41个百分点。从地块特征来看，地块离家距离越远，农户进行农田基本建设投资的概率越大。当地块离家距离大于1 km时，农户在该类地块上进行农田基本建设投资的概率为8.39%，比离家距离在0.25～1 km之间的地块低2.14个百分点，比离家距离在0.25 km以内的地块低3.17个百分点。类似，地块的面积越大，农户进行农田基本建设投资的可能性越大。当地块面积大于0.15 hm2时，农户在该类地块上进行农田基本建设投资的概率为9.19%，比面积在0.07～0.15 hm2之间的地块高4.13个百分点，比面积在0.07 hm2以内的地块高4.47个百分点。此外，农户在不同类型、地形及灌溉条件地块上进行农田基本建设投资的情况也不同，相比而言农户更倾向于在沙土、平地、可灌溉的地块上进行农田基本建设投资。

表3 其他因素与农田基本建设投资的关系Tab.3 The relationship between other factors and farmland infrastructure investment

上文的描述性统计分析结果表明，农户农田基本建设投资行为可能与农地产权稳定性以及地块特征有一定关系，但仅仅是单因素的分析，并没有控制其他变量的影响，从而不能将某一因素对农户农田基本建设投资行为的影响单独分离出来。因此，为了深入探究农地产权稳定性的影响，需要借助计量模型对样本数据进行分析。

4 计量模型检验与分析

4.1 模型设定

根据已有研究可知，农户农田基本建设投资行为受多种因素的影响，除了农地产权稳定性外，农户家庭特征和地块特征等也可能会影响农户的农地投资行为。为了将农地产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的影响分离出来，本文建立如下计量模型：

式（10）中：因变量Oij为第i个农户第j个地块的农田基本建设投资情况①只要在地块层面自费进行过土地平整、打井、修水渠、修梯田、挖塘等行为，就认为是农田基本建设投资。（1=投资，0=未投资）；T、H、L为一系列影响农户农地投资行为的自变量。其中：Ti为关键自变量，表示第i个农户的农地产权稳定性情况，选用该块地是否有相应使用凭证和二轮承包以来村级土地调整频率（次数）分别作为农地产权法律稳定和事实稳定的识别变量；H为农户特征变量，包括户主的年龄、受教育年数以及农户家庭非农就业人数；L为地块的特征变量，包括地块离家的距离、地块的面积、质量、类型及灌溉条件等。此外，为控制作物品种差异以及区域差异对农户农地投资行为的因素，本文在模型中添加了作物虚拟变量和省级虚拟变量，在模型估计时分别以小麦和山东省作为基准值。εij表示随机误差项，a0为常数项，βs、δh和γl是待估参数为待估计系数。模型中有关变量的定义及描述性统计如表4。

4.2 估计结果

表5为产权稳定性对农田基本建设投资影响的估计结果。整体来看，模型运行结果较好，大多数自变量的系数符号与预期相一致且统计检验较为显著。从产权稳定性角度来看，产权稳定性变量对农田基本建设投资有显著的影响。产权稳定性越低，农户进行农田基本建设投资行为的可能性越小。Logit模型估计结果显示，在控制其他特征变量不变的情况下，与没有使用凭证的地块相比，农户在有使用凭证的地块上进行农田基本建设投资的概率将提高2.54个百分点；村级土地调整每增加1次，农户进行农田基本建设投资的概率将下降1.70个百分点。这说明，地块没有使用凭证、农户所在村庄农地调整越频繁，其进行农田基本建设投资的可能性越低。可能的原因是，不稳定的农地产权意味着投资不确定性的增加，使得农地投资者的回报缺乏保障，从而削弱农户对农地的投资热情。具体而言，地块缺少使用凭证、农地的频繁调整提高了农地政策变化的不可预期性，导致农地产权在法律和事实上变得不稳定，进而影响农户农田基本建设投资。

表4 变量的定义及描述性统计Tab.4 Definitions and descriptive statistics of variables

农户特征变量中，户主的年龄和家庭非农就业人数变量都对农田基本建设投资有显著正向影响，即在保持其他因素不变的前提下，户主年龄越大、家庭非农就业人数越多，越有可能进行农田基本建设投资。可能是因为年龄大的户主，其农业生产经验较为丰富，也更加重视农地土壤质量的保护和提高，更有可能进行农田基本建设投资；家庭非农就业人数的农户家庭，其家庭收入较高，才有资金对进行农田基本建设投资。地块特征变量中，多数变量的系数符号和预期高度一致，且统计检验十分显著。如地块面积越大、地块能灌溉，农户进行农田基本建设投资的可能性越大。此外，模型中部分控制变量系数没有达到显著性水平，如风险规避程度和地块质量等。与预期一致，风险规避程度负向影响农户的农田基本建设投资行为，但是并没有通过显著性检验，说明农户的风险倾向对这一类投资并不构成实质性影响。相对低质量地块，农户对中高质量地块的投资并无显著差异。之所以如此，可能是因为地块质量越好，反而不需要进行农田基本建设投资；而地块质量越差，进行农田基本建设投资的成本较高。这导致农户并不明显区分对待不同质量的地块，进而表现为地块质量对农户农田基本建设投资影响不明显。

表5 产权稳定性对农田基本建设投资影响的估计结果Tab.5 The estimation results of the relationship between property rights stability and farmland infrastructure investment

为了验证本文结果的稳健性，本文做了两个稳健性检验：第一，使用LPM计量模型检验产权稳定性对农田基本建设投资的影响；第二，由于农户的转入地都没有本研究所强调的使用凭证，会导致一定的选择性偏误的问题，鉴于此，选用农地使用凭证比例作为农地产权法律稳定的代理变量，使用Logit模型重新检验产权稳定性对农田基本建设投资的影响。稳健性检验结果如表明主要自变量系数的符号和前面相一致，且统计检验依旧十分显著，这说明产权稳定性对农田基本建设投资确实有显著的影响。

5 研究结论与政策含义

本文利用山东、陕西、吉林、浙江、河南、甘肃、湖南和四川8省2 308个地块的数据，实证检验了农地产权稳定性对农户农田基本建设投资行为的影响。实证中，选用农户拥有土地使用凭证的比例和二轮承包以来村级土地调整频率（次数）分别作为农地产权法律稳定及事实稳定的识别变量。计量模型估计结果表明，产权稳定性对农户农田基本建设投资行为有显著影响。产权稳定性越低，农户进行农田基本建设投资行为的可能性越小。在保持其他条件不变的情况下，与没有使用凭证的地块相比，农户在有使用凭证的地块上进行农田基本建设投资的概率将提高2.54个百分点；村级土地调整每增加1次，农户进行农田基本建设投资的概率将下降1.70个百分点。

基于本文的研究结论，可以得到重要的政策启示：第一，进一步确保农地确权政策的落实，加强确权工作实施指导和监督工作，强化农地产权的法律稳定。地方政府可制定有效的确权操作实务指导文件，建立健全合法合规的产权交易平台。第二，进一步深化农地产权制度改革，严格限制农村农地调整的行为，保障农地产权的事实稳定。在厘清三权分置关系的基础上，稳定农户对农地利用稳定性的预期。第三，重视农民产权主观认知与期望，加强法律知识的宣传教育，提高农户对农地产权的感知稳定。引导正确的产权认知行为，避免土地利用过程中产生矛盾。