周力 王镱如

摘要本研究基于长江中下游地区的湖南、江西、江苏三省的农户调研数据，采用Ⅳmvtobit等方法，实证分析了新一轮农地确权对耕地质量保护行为的影响。结果表明：①对承包地而言，确权会促使化肥施用减少、配方肥施用增加;促使有机肥施用增加，对秸秆还田影响不显著;确权会促使风险偏好型农户在承包地上增施有机肥，对损失规避型农户没有显著影响。②对转入地而言，确权仅促使化肥施用减少，对其他耕地质量保护行为没有显著影响。“抵押品效应”是存在的，确权通过放松土地经营权信贷配给的机制，提升了农户对抵押物的投资行为（在转入地上增施有机肥）;但是，“控制权偏好”并不存在，因为确权并未改变转入地的租金及交易费用。③从技术组合视角看，化肥施用-配方肥施用行為之间呈现显著的替代关系，有机肥施用-秸秆还田行为之间相互独立。确权政策可有效促使化肥减少、进而间接促使配方肥施用的增加，这意味着相关研究不能忽视农地确权通过化肥减量而促使配方肥施用增加的间接效应。④从政策组合视角看，补贴、提供测土配方信息卡与秸秆禁烧等政策对相应耕地质量保护行为的影响非常显著，实证分析时需要控制这类关联政策。虽然，该研究发现农地确权对承包地存在积极影响，但对转入地而言的积极贡献非常有限，这或者能解决中国耕地质量保护中的极小部分问题。未来，可以尝试建立“生态农场”认证制度，以释放土地确权对于农业可持续发展的正外部性，它将为耕地质量保护提供政策抓手，促进家庭农场实现升级换代。

关键词农地确权;产权;耕地质量保护

中图分类号F321.1

文献标识码A文章编号1002-2104（2019）02-0063-09DOI：10.12062/cpre.20180918

2013年中央“一号文件”提出，用5年时间基本完成农村土地承包经营权确权登记颁证工作，这标志着中国进入落实农地确权登记颁证的新阶段。有关农地确权制度的政策影响已被广泛探讨，农地确权与耕地质量保护的关系即是热议话题之一。但现有研究主要考察了2013年之前的确权效果[1-3]（大多数采样地区的确权登记颁证工作未完成），而尚未考察新一轮农地确权颁证的政策效果。若基于特征事实作直观判断，新一轮农地确权对耕地质量保护的影响未必是积极的。具体表现为：农地确权颁证工作开展的同时，中国耕地质量保护面临的形势并不乐观。农业生产中，重化肥、轻有机肥，重大量元素肥料、轻中微量元素肥料，重氮肥、轻磷钾肥“三重三轻”问题依然突出;测土配方施肥、“按方抓药”等实施成本高，农户需求明显不足;耕地土壤表层有机质含量也明显低于欧美发达国家的水平[4]。据国家统计局数据，2015年中国农用化肥施用强度为361.5 kg/hm2，是日本的1.4倍、美国的2.7倍、法国的2.6倍。为透过表现看本质影响，相关实证检验亟待开展。本文基于地块层面的第一手数据，拟实证分析技术组合与政策组合背景下，新一轮农地确权对耕地质量保护行为的影响，并针对“风险偏好效应”与“抵押品效应”等机制展开实证检验，给出合理政策建议。

1理论分析

1.1概念界定

本研究所界定的耕地质量保护行为，首先区分为两大类——养分平衡行为和有机质提增行为，再将其进一步细分为两种代表性的养分平衡行为——化肥减量行为、配方肥施用行为与两种代表性的有机质提增行为——有机肥施用行为、秸秆还田行为。

1.2理论分析

就承包地而言，农地确权颁证主要通过提高地权安全性等机制促进农户对承包地的耕地质量保护行为[5]。新一轮确权过程中要求对每一宗土地的面积、四至和用途进行逐一确认，这赋予了农民更加正式、更加清晰和更加完整的土地承包经营权[6]。新一轮农地确权颁证，还意味农地产权的固化和不可调整，从而有利于农户对其未来收回承包地投资收益形成稳定性预期[7]。有学者从“禀赋效应”做出解释，即人们普遍存在损失规避心理，也就是相对于得到等量价值的物品而言，损失带来的心理感受更加强烈[8]。现实表现为：损失规避程度越高的农户越倾向于在承包地上采取土壤保护性投资措施[9]。但本文对此持不同观点，认为耕地质量保护行为（例如，农户在承包地上增施有机肥）本质上是一种谋求经济利益的、有一定风险的生产性投资行为，而非单纯地保障耕地质量的损失规避行为。这意味着，“禀赋效应”可能并不必然存在，农户在承包地上增加耕地保护行为应源于投资者的“风险偏好”效应，而非产权所有者的“损失规避”效应。基于此，提出如下假说。

假说1：新一轮农地确权颁证会促使“风险偏好型”农户在承包地上增加耕地质量保护行为。

对于转入地而言，据调研发现，2016年开展的土地经营权抵押贷款试点，可以促使农户通过土地抵押而获得较高额度的正规银行贷款，这些资金至少有一部分被应用于耕地质量保护之中，以确保抵押物——经营耕地的未来价值（农户获有经营权耕地的质量提升就是一种体现）。而这一效应在以往研究中因为缺乏可经营权抵押贷款试点样本而未观测到。新一轮农地确权颁证赋予农地经营权抵押、担保权能，这有助于农户通过农地经营权抵押方式提高信贷可得性和减少信贷配给问题，从而增加其投资能力和耕地质量保护行为。基于此，提出：

假说2：可经营权抵押贷款可获性会促使确权地区农户增加其获有经营权耕地的质量保护行为。

但在另一方面，也有一部分学者认为农地确权会通过“控制权偏好”机制抑制农户对转入地的质量保护行为。具体表现为，农地一旦流转，转入方并不会像原承包地农户那样有着同样的激励去小心使用农地，而是可能采取施用大量化肥农药以及过度利用等短期掠夺性经营行为[10];为了预防这种机会主义行为，转出户可能提高土地租金，并偏好于正式与短期契约、支付方式以短期支付为主。程令国、张晔、刘志彪[11]的研究就支持此观点，他们发现：与非确权村相比，确权村农户的土地租金率显著高出约43%;而在村庄层面上，确权村的土地租金率甚至高出 70.5%～77.8%。基于此，笔者提出：

假说3：农地确权会提高土地租金，进一步挤出农户对转入地的质量保护行为。

因为基于同一目标的耕地质量保护行为往往是替代的，同时因变量有大量的0值存在，因此，采用mvtobit展开进一步分析。其中，对于承包地样本而言，88%的样本农户未施用“配方肥”;对于转入地样本而言，83%的样本农户未施用“配方肥”。尽管变量“化肥”的0值较少，但是tobit仍可以得出与OLS一致的估计。有机肥与秸秆还田的模型设计机制与此思路相同，本文不再赘述。

2.3变量设定

2.3.1因变量

我们采用“化肥”与“配方肥”来反应养分平衡行为，用化肥施用折纯量（kg/km2）来度量。调研队员入户时使用手机拍攝上一茬化肥/配方肥的袋子，并记录下氮磷钾成分（对于未留存包装袋的个别农户样本，采用同村农户最常用化肥/配方肥的袋子替代）。采用“有机肥”“秸秆还田”来反应有机质提增行为，用有机肥施用量（kg/hm2）与秸秆还田量（kg/hm2）来表示，其中，秸秆还田量等于该地块的稻谷产量×稻谷秸秆比×还田比例，稻谷秸秆比设定为0.9。

2.3.2核心解释变量及其工具变量

“确权颁证”指2013年之后的新一轮确权颁证中，样本户是否拿到农地确权证。本文参考丰雷、蒋妍、叶剑平[12]的思路，选取了样本县的“乡村人口变化率”（%）与“地方财政支出变化率”（%）作为工具变量处理内生性，前者反映乡村人口变化的诱致因素，后者反映财政分权的制度因素。两个变量的变化率是采用2012年与2006年的对比分析，选择这个时间区间的原因在于，中国新一阶段的确权工作从2007年被提出，2013年正式贯彻落实[13]。我们选取的工具变量体现了新一轮确权工作从政策萌生到执行过程中的背景变化。选择县级的“乡村人口变化率”（%）与“地方财政支出变化率”（%）作为工具变量，符合两个条件：第一，它与影响农户耕地质量保护的不可观测因素之间没有相关性;第二，它与农户是否获得农地确权证显著相关。

2.3.3控制变量

（1）地块特征。已有研究主要考虑了地面面积、地块质量、土地斜坡系数等地块特征变量[5-8]。本文纳入了“地块面积”“地块坡度”“地块距离”“地块肥力”四个变量。

（2）户主特征。一般认为，农业生产决策主要由农户的户主做出，因此，户主的年龄、受教育年数、健康程度对农业生产决策具有重要影响[13]。

（3）风险态度。本文参考Tanaka、Camerer和Nguyen[14]的做法，用实验经济学方法测度农民的风险态度。通过实验，我们可以算出3个系数：①σ表示值函数的曲率，可以用来表示“风险偏好”程度，σ值越大，表示农民的风险偏好程度越高，农民越愿意冒险;②α表示“概率权重”，α值越大，表示农民对小概率的“幸运事件”越不感兴趣;③λ表示“损失规避”程度，λ值越大，表示损失给农民带来的负效用大于同样的收获给农民所带来的正效用，农民损失规避程度越高。

（4）家庭特征。一般认为人均经营耕地规模越大，农户进行耕地质量保护投入的成本可能越大，农户采取耕地质量保护措施的可能性越小;但是，较大的耕地经营规模同时也意味着规模经济，因此也存在提高农户进行保护性投入的可能性[14]。其次，村干部与科技示范户担负着耕地质量保护的宣传、带头作用，因而，本文预期“村干部”、“示范户”对农户采取耕地质量保护行为有积极影响。再次，家庭总收入越高，农户进行耕地质量保护的可能性越高（特别对于购买与施用商品有机肥等劳动-资金双密集型技术而言）;在收入一定的情况下，农户非农收入比例越高，其劳动力务农的机会成本越高，所以开展耕地质量保护的可能性越小[9]。此外，我们还控制了“合作社”以反映产业组织对农户行为的影响。

（5）其他政策。现有关于确权的实证研究往往忽略了其他政策的共同作用。本文认为，由于同一目标下的耕地质量保护行为之间呈替代关系，致使实施某一政策可能引起农户替代行为的减少，从而抵消了其他政策的作用效果[15-16]。本文进一步纳入了3个补贴政策变量（配方肥补贴、有机肥补贴、秸秆还田补贴）、4个信息政策变量（测土配方肥技术培训、测土配方信息卡、有机肥技术培训、秸秆还田技术培训）以及1个强制性惩罚政策（秸秆禁烧）。考虑到农户是否享有补贴、是否参加培训、是否因禁烧被处罚等农户层面的政策变量都可能存在的内生性，因此我们以县为单位，采用区域均值作为相关政策的代理变量。

（6）地区差异。为了分析区域间农户耕地质量保护行为是否存在差异[17-21]，本文引入了省级虚拟变量组“湖南省”“江西省”，将“江苏省”作为基准变量。

2.3.4变量描述统计

变量设定及其描述统计如表1所示。我们的样本中有大约60%的农地获有相应的新一轮确权证。

3实证结果

3.1技术组合实证结果

3.1.1模型的验证

由表2可见，采用Mvtobit联合分析化肥与配方肥施用行为是合适的。相关系数的LR检验表明，对于承包地或者转入地而言，化肥与配方肥这两个方程残差不相关的原假设被拒绝，化肥和配方肥存在替代关系;但是，有机肥与秸秆还田这两个方程残差不相关的原假设未能被拒绝，无法证明有机肥和秸秆还田存在替代关系，表明就有机质提增的两个行为而言，Mvtobit估计结果等同于两个独立的Tobit模型。

本文采用基于工具变量的Ⅳmvtobit模型进行回归分析。Wald 内生性均显著，说明回归模型存在内生性问题，因此采用工具变量法是有效的。在承包地模型中，工具变量“乡村人口变化率”的估计参数为-0.019，“地方财政支出变化率”的估计参数为-0.004;在转入地模型中，工具变量“乡村人口变化率”的估计参数为-0.065，“地方财政支出变化率”的估计参数为-0.002，所有估计参数都至少在10%的水平上显著。模型的工具变量 F 值均远远大于10，模型并不存在弱工具变量问题。与未采用工具变量的Tobit模型相比，Ⅳ-tobit中确权的估计积极效应显增强。可见，忽略内生性问题，会低估农地确权对耕地质量保护的贡献。

如表2所示，在采用Ⅳmvtobit方法，控制了技术组合关系的情况下，研究发现：确权对自有土地的影响非常显著，促使化肥减量施用，促使配方肥与有机肥施用量增加;促使转入地的化肥减量施用。但是，研究发现确权导致了秸秆还田量下降。

3.1.2风险偏好效应

通过确权与风险偏好系数交互项的估计，本文认为“风险偏好效应”在一定程度上是存在的。如表3所示，风险偏好型农户在确权之后会在自有耕地上更多施用有机肥，但是，在减施化肥、增施配方肥及秸秆还田的行为上并无太大变化。并且，确权与风险偏好系数的所有交互项在所有转入地模型中都不显著。本文研究发现，确权和损失规避的所有交互项都不显著，“禀赋效应”并不存在。可见，确权引致农户增施有机肥是因为农户把它视为一个有风险的投资行为，越是偏好风险（而非损失规避）的农户越可能在确权地块上增施有机肥。

3.1.3抵押品效应

为了检验“抵押品效应”，我们纳入了“抵押”这个变量，以反映农户是否获取了农地经营权抵押贷款。考虑到该贷款也同样具有内生性，因此，我们选取试点县作为农户是否获取土地经营权抵押贷款的工具变量。其中，试点县包括了沛县、安义、汉寿。研究发现（见表4），抵押与确权的交互项的估计参数在转入地与承包地的有机肥行为模型中都显著为正。因此抵押品效应是存在的，它有利于农户更多的施用有机肥（无论是承包地还是转入地）。这与现有研究结论不同，例如，林文声、秦明、王志刚[7]认为，地权抵押增加信贷可得性的影响作用对农业投资而言，尚未得到充分发挥作用。

3.1.4控制权偏好

本研究以276个最大转入地样本，实证分析新一轮确权对转入地块的影响（见表5）。其中，因变量为“土地租金”（元/公顷 ）、“口头租约”即转入地租约类型（1=口头;0=书面），“租约期限”即转入地租约签了几年（年），以及“支付方式”即转入地租金支付方式（0=一茬一付;1=一年一付;2=多年一付）。研究发现，新一轮确权对土地租金、租约类型、租约期限、支付方式都没有影响。我们还控制了转入方的户主特征、家庭特征重新进行了回归，估计参数仍然不显著。可见，确权并未致使转出户抬高租金、改变土地租约条款等，转出户的控制权偏好现象并不存在。因为土地确权对租金的影响不显著，所以，本文没有进一步分析租金对耕地质量保护行为的影响。

3.2技术组合-政策组合视角下的估计结果

研究发现（见表6），控制了相关的激励与惩罚政策后，农地确权对化肥与有机肥的影响结果仍然稳健，与郜亮亮[22]等研究结果相似。他们也发现农户在转入地上施用有机肥的概率要比在承包地上施用的概率平均低20%。但是，确权对配方肥和秸秆还田的影响变为不显著的正向影响。

相关政策的影响表现为：①补贴可以有效促进农户在承包地及转入地上开展秸秆还田行为。②补贴对有机肥施用没有显著影响，这可能是因为有机肥施用是劳动密集型的。在商品有机肥中，粉状肥料相对便宜、颗粒肥料较贵，因此農户往往偏好前者。但是粉状施撒麻烦，会扬灰，比较脏，因此，补贴可能对有机肥难以构成促进作用。③补贴对配方肥施用有负面影响。以水稻为例，每个县一般依主推品种而设定2～3个配方。平均补贴额度为300～400元/t，厂商价格平均为1 500～1 800元/t，政府对厂商生产配方肥的平均补贴力度为20%左右。因为配方肥的需求限定在特定区域（平均每个镇一个），所以配方肥厂生产的成本高昂，补贴后的配方肥价格甚至还高于普通复合肥，农户购买意愿较低。④除了秸秆还田培训之外，其他培训政策都没有效果。⑤测土配方信息卡对配方肥施用有积极影响。⑥此外，本研究表明禁烧政策对秸秆还田的影响非常大。

3.3稳健性检验

本文还开展了一系列稳健性检验。①将涉及的4个行为设定为16种组合，采用mlogit模型展开分析，研究结果发现，与仅施用化肥相比，确权更可能促使农户在承包地上采用化肥+有机肥的组合，而对农户的转入地行为没有影响[16]。②效仿林文声、秦明、王志刚[5]，丰雷、蒋妍、叶剑平[12]选取“本县域其他被调查农户领到《农村土地承包经营权证书》的占比”作为农户农地确权颁证的工具变量，估计结果也十分稳健。③考虑了其他政策与确权的交互项，但估计参数都不显著，纳入这些政策交互项也未改变确权对耕地质量保护行为的影响结果。④此外，本文还采用了分县的固定效应检验，估计结果仍是稳健的。

4结论与政策

本研究选择了长江中下游地区的湖南、江西、江苏三个水稻主产省展开农户及其地块调研，基于Ⅳmvtobit等方法，实证分析了技术组合与政策组合背景下，新一轮农地确权对耕地质量保护行为的影响。

研究发现：①对承包地而言，确权会促使化肥施用减少、配方肥施用增加;促使有机肥施用增加，对秸秆还田影响不显著;风险偏好效应在一定程度上是存在的，确权会促使风险偏好型农户在承包地上增施有机肥。②对转入地而言，确权仅促使化肥施用减少，对其他耕地质量保护行为没有显著影响。“抵押品效应”是存在的，确权通过放松土地经营权信贷配给的机制，提升了农户对抵押物的投资行为（在转入地上增施有机肥）;但是，“控制权偏好”并不存在，因为确权并未改变转入地的租金及交易费用。③从技术组合视角看，化肥施用-配方肥施用行为之间呈现显著的替代关系，有机肥施用-秸秆还田行为之间相互独立。确权政策可有效促使化肥减少、进而间接促使配方肥施用的增加，这意味着相关研究不能忽视农地确权通过化肥减量而促使配方肥施用增加的间接效应。④从政策组合视角看，补贴、提供测土配方信息卡与秸秆禁烧等政策对相应耕地质量保护行为的影响非常显著，相关研究需要控制这些关联政策的影响。

我们的结论并非是乐观的，这是因为农地确权对于转入地而言的积极贡献非常有限。以本文样本为例，户均经营面积63亩，其中自有耕地面积6亩，仅占9.5%;从最大地块面积看，承包地2.85亩，转入地32.68亩，后者是前者的11.47倍。虽然，我们发现农地确权对承包地存在积极影响，但这或仅能解决中国耕地质量保护中的极小部分问题。未来，可以尝试建立“生态农场”认证制度，以释放土地确权对于农业可持续发展的正外部性，它将为耕地质量保护提供政策抓手，推进家庭农场实现升级换代。

（编辑：刘照胜）

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