农地确权政策执行效果的偏差检验

陈奕玮　丁关良

摘要：全面实施乡村振兴战略是党的“十九大”的重要决策部署，是新时期“三农”工作的总抓手。通过对8个省份320个农户进行调研，选取MRW模型检验农地流转规模与租金的关系，利用特殊赋值作差法对农地流转市场的流转地质量变化情况进行检测，并采用夏普里值分解法对文章的结论进行验证。分析可知：农地确权政策实施以来，农户所拥有的地块规模和农地交易质量均有所提高，这对于农地租金的提高产生了正显著影响，证明农地确权政策是提高农地规模经济并减少地块细碎化的有效方法。

关键词：夏普里值分解法;农地确权;乡村振兴;规模经济;地块细碎化

中图分类号：F323.1;F321.1   文献标识码：A   文章编号：1007-2101（2019）05-0077-09

一、引言

从产权法的角度来分析，模糊的产权会降低农地流转市场的交易安全和质量，从而抑制了地块规模的扩大。1982年12月4日通过的《宪法》第10条规定：“任何组织和个人不得侵占、买卖、出租或以其它形式非法转让土地”。丁关良（2011）认为1982年通过的宪法虽没有从正面规定农地使用权是否可以流转，但从法律条款的字里行间可以看出当时的法律对于农地承包经营权的流转行为是持禁止态度的[1]。丁关良（2019）认为农地经营权和承包权并行是农地“三权分置”改革中最大的亮点，但“两权并行”改革只有上升到法律层面才能更好地付诸于实践[2]。由于农户承包期限较短，承包人对农地的投资意愿不足，加上产权不明确，外出务工的农户更愿意采用非正式流转方式把农地流转给亲友，而不是流转给更有耕种与经营能力的新型农业经营主体。为了保障国家的粮食安全并提高农地资源的配置效率，2006年1月1日起我国正式废除了《农业税条例》，这一条例的废除（取消农业税）减轻了农民负担，也对某些村干部的寻租行为进行了约束。2010年的中央一号文件要求“全面落实承包地块、面积、合同、证书‘四到户，扩大农村土地承包经营权登记试点范围”。2018年中国农村已经基本完成了农地（即土地承包经营权）确权登记颁证工作。农地确权的目的是为了最大化地减少农民对于农地产权的安全意识困惑，强化农民的盈利意识。那么农地确权政策自颁布以来的实施效果究竟如何呢？如何提高农地流转的积极性？如何处理现今农地过于细碎化的现象？解决好上述问题对于多种适度土地规模经营形式的拓展和更好发展现代农业具有重要的学术价值和实践意义。本文从地块流转规模和质量两方面来检验现行的农地确权政策的实施效果。

二、文献综述

已有文献对农地的研究可以归纳为三点：（1）农地确权颁证降低了土地交易成本，提高了农户农地流转的参与率和流转出面积。程令国等（2016）通过调研发现，农地的确权到户确实能够提高农户土地转出的参与率和转出面积[3]。Deininger（2011）通过对埃塞俄比亚的农地租赁市场进行研究发现，土地确权对于地块的流转规模具有显著的正向影响效应，尤其是可以促进女性为户主的家庭的农地转出参与率。[4]（2）地块细碎化不利于农地使用效率的提高。Fleisher（1992）通过调研发现：当农户所拥有的地块数量由4块变成1块，且农地总面积不变时，农地的生产效率将提高8%[5]。Hung（2007）在此基础上进行了更进一步的研究，结果表明如果地块的细碎化现象被消除，那么每年的糧食总产量将会提高[6]。刘修岩（2010）以希克斯生产函数为模型，认为单个地块的生产函数可以表示为：Yit=g（Nit）f（Kit，Lit，Git，Xit）[7]。这里的农地投入的收益率是外生给定的，因为资本可以流动。这里的y代表产出，g（N）代表了希克斯中性生产率，生产率的结果大小可以表示一个自然村地块规模经济大小和显著性，N是一个村落的农户数。K、L、G、X分别代表资本、劳动力、公共基础设施和其他[8]。许庆（2007）发现细碎化的地块不会直接影响农产品的产出，与整片地块相比，会浪费劳动力时间成本的投入[9]。小地块因为需要较高的劳动投入而又不适合机械化作业，所以细碎的地块可能会被抛弃，从而影响粮食安全。（3）关于地块流转质量方面的界定。田传浩（2013）认为农地的流转质量可以从三个方面来进行描述：农地的承租对象、农地流转是否有偿以及农户对农地的承包期限。如果农地的流转对象是非亲友。一般会签订正式的书面合约，并进行有偿流转。而农地的承包期限越长，承包人对地块的投资动力就越足，地块的质量也就越高[10]。因而，笔者把这三个指标作为地块质量的代表。刘克春、池泽新（2008）利用了bartlett球体检验对江西省农户的资源禀赋调查数据的X2统计值进行了回归分析并得出结论：农地的质量对于地块顺利流转以及租金的提升有显著的正相关影响[11]。

综上所述，在农地方面的研究中，关于农地确权政策的实施效果学者们没有达成一致意见。虽然部分学者认为农地确权登记颁证降低了土地交易安全成本，提高了农户流转的参与度与转出面积，但依然有很多学者持有不同的观点：胡新艳等（2016）认为农地确权无法改变农户控制权的偏好，对于农户的参与度没有显著影响[12];林文声（2017）认为农地确权到户对于农地流转有一定的抑制作用，确权后的农户必定促进土地租赁价格的提升，进而加大了农地流转交易的难度[13]。笔者将会针对这一分歧通过实践调研展开论证。

三、理论分析框架和实证模型

（一）分析框架

所谓的规模经济具体表现为生产要素的集中程度同经济效益之间的关系。其优越性在于随着产量的增加，生产成本呈现出下降趋势，但并不是生产要素的投入量越多就越好，这就引入了适度规模经营的概念。适度规模经营主要指在一定的生产环境和经济条件下，各个生产要素通过最优组合来取得最佳的经济效益。由于农地是农业经济中不可替代的生产要素，因而农地规模经济在很大程度上是指农地的规模经营。当农地超过了某一临界值，农地的边际收益有可能会下降，从而引发规模不经济现象。图1和图2分别显示了全国土地出让的规模（收入）和价格的趋势线。

从图1和图2中可以看出，从2008年开始我国土地出让收入规模和价格逐年增大。①所有的地块面临着价值评估。农闲、农忙这两个时间段的投入回报率是不一样的，如果把一年内所有月份用同一工酬来计算，这将会有失合理性[14]。由于地块租金可以直接体现地块价值，然而地块的面积是决定地块租金的核心因素，因此笔者提出假设：如果农地确权政策令农户的地块规模有所增加，那么农地确权政策的实施效果是成功的。笔者将仿照测量土地细碎化的方法，选择块均面积或者是农地面积和地块数量的比来衡量农户的地块规模。但这种研究方法容易造成变量的遗漏或者有偏的估计结果。现有文献在研究地块规模经济特征的时候容易忽略农户的资源禀赋和地块质量，这也是现有文献的不足之处。解决有偏估计的方法有两种：一种是将农户能力以及与地块规模经济相关的自然变量放进模型中加以控制;另外一种方法可以采用工具变量法或者是固定效应法来解决内生性问题[15]。

（二）实证模型的选取与分析

对比以往的研究文献，笔者认为纪月清等（2017）的动态一阶自归回模型对于研究地块与租金的关系是非常好的思路[16]。影响地块租金最重要的影响因素是地块的规模，且地块流转规模和租金水平关系如模型（1）：

其中Rentit代表第i个区域第t个地块的租金;A表示的是地块的面积;Dummyit表示农户的不同地块之间是否相连，如果相连就用1来表示，不相连就用0;prod代表农户劳动力生产率，X代表影响租金水平的其它控制变量;？酌代表的是影响地块租金的固定因素;U是随机干扰项。a1代表的是地块面积与地块每亩年租金之间的弹性系数。如果a1、a2、a3的系数为正，则代表地块的规模与土地租金之间是正相关关系，为负则情况相反。

其中TCit代表第i个区域第t个地块的生产总成本，这取决于想要获得的产量、要素的生产价格等;ACit代表平均单位产出成本;Qit代表地块产量;lnprodit-1为农户生产效率的一阶滞后变量，dens来代表农村地块规模经济情况;road代表公共基础设施情况。地租是地块转入方将农业经营利润进行转化的一种形式，不同的地块之间地租是有差异的，笔者把影响地块租金水平的因素分成以下四类：（1）地块所处的自然环境。不同的地理位置、种植的作物以及地方农业补贴均决定了地块每亩租金的差异。除了地块的转出方所需要支付的劳动报酬和经营报酬，利润的超额部分就是地租。由于地块在位置上具有固定性，然而农作物对生存环境在要求上是有差异性的[17]。不同区域间人口的密集度，人地之间的比例以及工资率都是有差异的，所以在中间品的投入上往往也会显得有差异，在这里笔者用固定效应进行分析。（2）地块的自身条件。例如土地的肥沃程度、土地的受侵蚀程度、地块的排水情况也会决定地块农作物的产出率和租金水平。彭敏（2019）采集不同密度数据的空间插值并通过数理统计研究来进行分析，结果说明地块自身条件的变化受自然变异的影响较小，变异系数小于15%，高度变异主要来自于人为因素的影响[18]。（3）合约过程中的有关约定。刘克春、池泽新（2008）认为政府采取的农业税费减免政策与粮食补贴政策不一定对租金产生正相关影响，因为这些优惠政策是由地块的转出方还是转入方享受并不确定，因而合约中的有关约定对于租金的谈判起着关键作用[11]。这些规定主要包括了租金的变更频率、农地补贴是由转入方领取还是由转出方领取等。书面合约往往发生在关系较弱的人与人之间，熟人之间的流转大多是口头合约甚至是不需要租金的，所以应该剔除掉不收租金的這部分样本。（4）农地周边公共基础设施建设水平。公共基础设施作为一种可以共享的产品，能够提高农地的投资回报率。公共基础设施较完善的自然村落，农村的劳动生产率水平就会提高，从而会带动地块租金水平的提高。

笔者参照刘克春、池泽新（2008）的方法，利用内部一致法对地块规模进行信度分析，以conbacha值作为评价标准，将地块规模作为一个评价因子代入到回归模型当中进行分析。经过信度检验，笔者发现conbacha值超过了0.7，并且KMO值超过了0.6，bartlett球体也小于0.001，且对地块规模变量、地块相连程度以及农户的劳动生产率作因子分析，因子分析的结果均超过了0.6。这说明上述四个影响因素对地块的租金水平均有影响，适合作回归分析。

四、模型的检验与数据分析

（一）数据来源及样本基本情况

笔者使用的地块数据均来源于东南大学SRTP社会实践小组于2018年7月对河北、河南、江苏、浙江、吉林、湖北、山东、甘肃这8个省份的抽样调查，调查的范围从每个省抽出1个地级市，在每个市又抽出2个县，每个县抽1个村，每个村调研20家农户，共计320个样本。笔者主要从农户的地块规模、地块质量和农业收入进行调查，数据可以满足本文的研究需要。②

从表1中的数据可以看出不同省份之间的农户情况差异非常大。其中河北、江苏、吉林、湖北这四个省份的农户人均地块增加量均在6%以上;除去村集体流转地块，湖北省的地块租金增长水平最高，达到了30%;江苏省农户的人均地块规模虽然增加了20%，地块租金的增加率却只有10%，原因是大多数地块被征收而用于商业开发;河北、吉林两省的人均地块面积增长率大致相当，但这两个省份在地块的面积和每亩的租金上差别很大，这也论证了本文的文献结论：地块规模是地块租金的核心影响因素;河南、浙江、山东和甘肃在2017年的土地情况与上一年大致相当，这证明了在短时期内某一政策的实施具有滞后性以及农民的行为具有集体性和外溢性;各省份的租金差别特别大，甘肃省的地块的年平均租金是125元/亩，并且多数是实物租金（粮食代替租金，每斤粮食按1.2元计算），然而吉林省的每亩年租金水平较高，达到了5 200元，这是因为大多数地块用作搭建蔬菜大棚。

在进行调研的过程当中，笔者发现虽然各村都存在着通行价格，但在实际过程中一部分地块流转价格和通行价格是不一样的。表2的320个有效样本分别分布在16个不同的村落当中，其中有48个样本的租金数高于村众数，有61个样本的租金数低于村众数，还有211个样本的租金数等于村众数，这三部分修正比分别是22.7%，49%，28.9%。这说明了在一定区域内依旧有超过34%的流转地块的租金和通行价格是不一样的。

（二）流转的土地规模与流转租金的关系

根据表3数据显示，虽然农地确权政策的实施使得农地流转规模逐渐变大，但是地块每亩租金水平呈现出先增大后减少的态势。不足2亩的地块年租金大约在1 380元/亩，2～8亩的地块年租金水平最高，为1 599元/亩，而规模超过8亩的地块年租金只有339.35元/亩。

（三）玉米、水稻用地的规模与租金关系描述

如表4所示，限定了种植品种后，地块的流转规模与每亩租金呈现出了倒U型的关系，在一定范围内地块租金会随着地块规模的增加而增加，当超过了某一临界值后，租金便会随着地块规模的增加而递减。其关系大致可以用模型（5）来表示：

Rent=B0+B1A-B2A2+B3Dummy+B4lnprod+行业控制变量（5）

同玉米比较而言，水稻的这种变化幅度更明显。对于这种现象的解释是：每个地区都会发展出适合本地区发展的生产技术，这些技术通常适用于中等规模的地块，但如果地块规模超出了某一临界值后，地块就会出现规模不经济现象，尤其是水稻表现得更加明显[19]。

（四）流转地块规模、作物自由度与高附加值作物生产

如表5所示，地块的绝对规模和相对规模都会与地块租金呈现出正相关关系，表3、表4、表5都较明显。这种关系同样可以用规模经济的理论来解释。由于地块规模较大的原因，农户可以在地块表面上进行自由种植，从而可以提高农地的租金水平。

笔者检验农地确权政策对农户作物选择自由度的影响（这里我们选择租金高的作物）。在通常情况下，整个村农户间的土地是挨在一起，小地块由于易受外部性效应影响限制了农户决策的自由度，这使得不同农户之间不得不联合起来生产同一种作物[20]。在这里笔者选取了以下三个指标来反应农户的种植自由度。（1）对于某一种秋收种植作物，与本村其他农户种植的比例结果越大就代表农户的生产自由度较低。（2）我国北方普遍种植玉米、水稻和小麦三种作物，地块上种植的如果不是传统的三种粮食作物，那说明农作物的选择自由度很大。（3）农民在地块上是否种植蔬菜。在各类耕地用途中，蔬菜用地年租金显著高于其他农作物。蔬菜种植可以反映出农民为了追求更高利润而改变了种植策略。

如表6所示，村内较小的地块通常种植其他农户种植比例较低的作物即三种主粮以外的蔬菜。人们往往在边角地块上只能种植劳动密集型蔬菜以及无规模特征的粮食作物。这也正是个体决策自由度低的表现。随着地块规模的变大，农户开始种植其他农户种植比例很高的作物，一般会选择土地密集型作物，并采用连片种植的方式。随着农地确权政策的实施，农户所拥有的地块规模进一步加大，农民开始追求种植其他农户种植比较少的非主粮作物以及蔬菜，体现出农地确权政策增加了农户种植种类的多样性。

如表7所示，地块的每亩年租金较上一年度上涨了83元左右，农地的相连程度、地块的规模也比上一年有所提高，土地的肥力和灌溉条件有所改善，这说明农地确权后农民对土地投入的意愿加强了，并且更喜欢将地块以书面合约的形式有偿流转给有能力的公司或农民专业合作社等新型农业经营主体，农地的流转方式较以前更明确。值得一提的是，农地确权后农户更愿意以一年一定租金的方式进行流转，以便随时根据市场行情调整地租。

五、实证结果分析

刘克春、池泽新（2008）[11]曾经用Logit模型对农户的转入行为进行回归，并用Heckprobit纠正签约方程和转出方程的样本选择性误偏（见表8）。但Heckprobit模型的似然比没有拒绝两个方程的独立性，这说明误偏不明显，可以只考虑签约方程，且Probit和Heckprobit估计结果基本一致，probit更有效，因此笔者只选择了利用probit模型进行阐述。

如表9所示，地块面积的大小与租金的关系在1%的水平下是显著，这表明在一个小范围的区域内小部分农户地块面积的增加对租金的提高是非常有限的，可能与技术的选择有关，也可能与家庭的劳动力瓶颈有关。常见的一种现象就是某一生产技术或者工具在某小范围内非常可行，但在别的区域就会出现不适用的现象，这就是技术或工具的选择问题。此外，政府对农民的补贴并不能直接影响农地流转租金的高低，因为还有谈判议价的因素在里面。

影响地块租金高低的还有其他因素，其中包含地块的平整度、灌溉条件以及土地肥沃度。地块的平整程度和肥沃程度对地块的年租金产生正相关关系，模型回归在有序Probit当中的结果是显著的，在OLS模型当中显著度不高。当对省级固定效应进行回归时，以上三个指标在统计上均不显著。造成不显著的原因是因为人们喜欢把不同的地块之间进行比较并主观地判断出地块的优良。基于probit回归分析和常规指数分解的局限性，笔者采用夏普里值分解法来影响农民创收的因素进行检验[21]，夏普里值公式如下：

表10调整后R2接近0.7，表明笔者在分析框架中的假设具有较强的合理性，且模型中所有的系数都与预判相一致，所有的指标都在1%的水平上显著。值得注意的是，除了户均地块数目外，其余的指标都与地块租金（农民的创收）呈现出正相关。这再次验证了前文的结论，农地确权登记颁证后农户所得地块的规模增加，将会有利于农地交易租金（农民的创收）的提高。有了上述的租金方程，笔者可以在夏普里值框架内验证出影响地块收入的影响因子排名情况。

表11的分析结果再次说明了农地确权登记颁证到户政策的实施对于农民的创收起了正显著关系，这一结论还有另外一层政策评估的意义，政府可以利用农地确权政策来进行村落农地之间的合并，这将会有效地利用起废弃农田。此外，笔者用正态Tobit模型来对土地细碎化进行估计，能得出同样的结果。

六、结论与政策建議

综上，得出如下结论：个别农户地块面积的增加对某一区域内的地块租金增长影响不大。河南省、浙江省、山东省和甘肃省2017年人均地块规模和租金增长情况与上一年度大致相当，这也证明了短时期内某一政策的实施具有滞后性以及农民的行为具有集体性和外溢性。农地确权政策的全面开展有助于农户的地块流转规模在大的区域内整体变大，从而对农地交易质量和地块每亩租金的提高起正显著影响。最后笔者还采用了夏普里值分解法对本文的假设进行检验。

针对上述情况，为了高质量地落实农地确权政策，笔者给出的建议如下：

1. 继续完善农地抵押制度。农地抵押贷款制度的落实可以促进农户的创业尤其是农业方面的创业，从而推动了农地流转决策和拓展农地流转形式多样化，可以提升农户的现金拥有量，进而有利于增加农户的创业毛收入。

2. 利用农地确权政策来进行村落之间的合并，这将有效地利用起废弃农地。过去通过研发小规模机械虽然可以解决土地细碎化的问题，但机械成本并没有随着地块规模细小化而减少，这就需要政府对不同村落之间的地块进行合并，以便实现大规模机械经营，提高生产效率，保障粮食安全。

3. 落实城乡一体化战略，推进乡村之间的融合。解决城乡一体化的关键在于取消与户籍有关的福利待遇，允许农民工享受城镇户口所拥有的待遇，并且通过完善城镇财政体系制度，为农民工享受相应的福利待遇提供资金保障。

注释：

①如图1、图2所示，2003—2017年我国房地产开发土地出让收入也是呈现出逐年上涨趋势，可以把全国土地出让收入与房地产开发土地出让收入进行做差，结果不变。

②表1中所涉及到的8个省份中的县级单位依次为：河北鸡泽、河北正定、河南金水、河南南乐、江苏昆山、江苏海门、浙江下城、浙江北仑、吉林龙井、吉林农安、湖北赤壁、湖北京山、山东邹平、山东微山、甘肃临夏、甘肃永昌。

③模型（6）中R是n个参与人的排列，R有n！个，s为R中的一个排列，vi（s）为包括参与人i及在他之前的参与人集合组成的联盟的支付值，v-1（s）为在他之前的参与人（不包括i）集合的联盟的支付值。通过上述定义，笔者可以看到：（1）vi（s）-v-i（s）是一种排列下，参与人i的边际贡献;（2）参与人的夏普里值为他对联盟的边际贡献之和除以各种可能的联盟组合，因此φi（n，v）≤V;（3）所有的参与人的夏普里值之和为v;（4）夏普里值φii（n，v）为期望贡献;（5）夏普里值得到的前提是各博弈联盟形成的可能性是均等的。

④表11中的Gini、GE0和GE1分别代表基尼系数、对数离差均值和泰尔指数。

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Examination on Policy Implementation Effect of Confirming the Right to Agricultural Land

Chen Yiwei1， Ding Guanliang2

（1.School of Economics and Management， Southeast University， Jiangsu Nanjing 211189， China;

2.School of Public administration， Zhejiang University， Zhejiang Hangzhou 310058， China）

Abstract： Fully implementing the strategy of rural revitalization is an important decision-making arrangement of the Nineteenth National Congress of the Communist Party of China and the master of work of "agriculture， countryside and farmers" in the new period. This paper investigated 320 farmers in 8 provinces， selected MRW model to test the relationship between farmland transfer scale and rent， and used special assignment difference method to detect the quality change of farmland transfer market， and used Sharpley value decomposition method to verify the conclusions of this paper. Through the analysis， we find that since the implementation of confirming farmland rights policy， the scale of land owned by farmers and the quality of farmland transaction have improved， which has a positive and significant impact on the increase of farmland rent. At the same time， it proves that the policy of confirming farmland rights is an effective way to improve the scale economy of farmland and reduce land fragmentation.

Key words： Sharp-value decomposition， agricultural land confirmation， rural revitalization， economies of scale， land parcel fragmentation