農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整：來自中國家庭金融調(diào)查的證據(jù)

李江一 仇童偉

(1.四川大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，四川 成都 610065；2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，廣東 廣州 510642)

一、引言

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是一定地域范圍農(nóng)業(yè)內(nèi)部各生產(chǎn)部門的組成及其相互關(guān)系，通常用農(nóng)、林、牧、副、漁各業(yè)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值或總產(chǎn)量所占比重來表示(周曙東，2015)，對于與土地直接相關(guān)聯(lián)的農(nóng)業(yè)和林業(yè)，還可用其播種面積所占比重來表示。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是度量一個國家或地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展動態(tài)與質(zhì)量的重要指標。一方面，科學(xué)地確定農(nóng)業(yè)生產(chǎn)內(nèi)部的比例及其相互關(guān)系，是保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)健康發(fā)展的關(guān)鍵；另一方面，中國目前正在進行農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，通過調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)來實現(xiàn)農(nóng)業(yè)領(lǐng)域去產(chǎn)能、降成本、補短板是促進改革的重要途徑(孔祥智，2016)。在這樣的背景下，理解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化的原因便具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

從本質(zhì)上講，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是由農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為決定的，而農(nóng)戶決定“生產(chǎn)什么”以及“生產(chǎn)多少”受到一系列約束條件所限制。因此，探討農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化原因的關(guān)鍵在于厘清農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的約束。經(jīng)典的生產(chǎn)者理論認為，土地是農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時面臨的主要約束之一，而現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論認為，產(chǎn)權(quán)決定著資源配置的效率(Coase，1960)。農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是農(nóng)村經(jīng)濟運行的基本經(jīng)濟體制，其蘊含的約束條件不僅會影響農(nóng)戶對土地資源的配置，而且會由于外部性影響其它要素的配置，進而影響農(nóng)戶行為(宋洪遠，1994)，農(nóng)戶行為的改變勢必對最終農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。自實施農(nóng)村土地家庭承包責(zé)任制以來，中國農(nóng)民的土地承包經(jīng)營權(quán)受法律保護的程度得以不斷強化，從第一輪土地承包時規(guī)定土地承包最低年限15年不變，到第二輪土地承包時規(guī)定土地承包最低年限30年不變，再到2009年開始試點實施農(nóng)村土地確權(quán)以強調(diào)保持農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)長久不變，農(nóng)民土地的權(quán)利界定越來越清晰化、規(guī)范化和制度化。那么，基于“農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安排-農(nóng)戶生產(chǎn)決策-農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)”的理論傳導(dǎo)機制，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護是否會通過影響農(nóng)戶行為而改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)呢？若會，其影響的內(nèi)在機制如何？對這些問題的回答不僅可為現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)理論提供經(jīng)驗佐證，也可從實踐上為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化提供一個新的解釋。

鑒于此，本文以“新一輪”農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記試點作為準實驗，利用2013年與2015年中國家庭金融調(diào)查(China Household Financial Survey，CHFS)數(shù)據(jù)，采用雙重差分法來探究農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間的因果聯(lián)系及其內(nèi)在機制，為理解轉(zhuǎn)型時期農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化提供參考依據(jù)。

二、文獻回顧與理論分析

農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是農(nóng)戶行為變化的內(nèi)生變量，那么，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度究竟如何影響農(nóng)戶行為呢？Besley(1995)和Besley et al.(2010)的理論研究為分析農(nóng)地產(chǎn)權(quán)對農(nóng)戶行為的影響提供了基本的分析框架，他們的研究指出，界定清楚、保護嚴格的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度可從以下四個方面影響農(nóng)戶行為：(1)減少農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時的短視行為，從而促進農(nóng)業(yè)長期投資；(2)減少用于保護農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的勞動力投入，進而可將勞動力配置到更有效率的生產(chǎn)部門；(3)減少土地交易過程中的成本，進而促進土地流轉(zhuǎn)或交易；(4)使土地易于抵押，進而幫助農(nóng)戶獲取銀行信貸。對于中國的農(nóng)地確權(quán)，其帶來的影響主要體現(xiàn)在前三個方面，第四個方面的影響由于相關(guān)配套機制尚不完善而暫時較弱。

基于上述理論機制，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護可從三個方面影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。第一，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)缺乏保護會增加農(nóng)業(yè)投資的風(fēng)險，這會導(dǎo)致農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時的短視行為，進而使得農(nóng)民更愿意從事投資周期短的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，而不愿意從事投資周期長的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動。通常而言，種植經(jīng)濟作物、養(yǎng)殖牲畜或水產(chǎn)品比種植糧食作物具有更長的投資周期。一方面，種植經(jīng)濟作物或養(yǎng)殖牲畜和水產(chǎn)品具有較高的技術(shù)門檻，這要求農(nóng)戶在生產(chǎn)前期進行技術(shù)投資；另一方面，種植經(jīng)濟作物或養(yǎng)殖牲畜和水產(chǎn)品通常需要一定的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施，這要求農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施進行投資，比如大棚、圈舍、水箱等。水果、牲畜或水產(chǎn)品通常具有更長的生長周期。從這一角度講，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護可能使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)從種植糧食作物向種植經(jīng)濟作物或養(yǎng)殖牲畜和水產(chǎn)品調(diào)整。第二，由于包括中國在內(nèi)的許多國家都將農(nóng)民的土地承包權(quán)或所有權(quán)與其是否耕種掛鉤，農(nóng)民閑置土地將很有可能被政府或村集體強制收回，這導(dǎo)致農(nóng)戶不能自由配置其勞動力(Janvry et al.，2015)，比如，參與非農(nóng)業(yè)勞動(Rozelle et al.，1998)。從這個角度講，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護將使農(nóng)村勞動力從土地依賴度高但收益低的行業(yè)向土地依賴度低但收益高的行業(yè)流動，比如，在糧食作物的經(jīng)濟收益低于養(yǎng)殖業(yè)和非農(nóng)就業(yè)的現(xiàn)實下(王燕青 等，2016)，農(nóng)戶可能從種植糧食作物轉(zhuǎn)向養(yǎng)殖業(yè)，甚至是轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門。第三，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護也可以通過促進土地流轉(zhuǎn)來影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，但這取決于農(nóng)戶出租土地和從事非農(nóng)業(yè)勞動與 直接從事農(nóng)業(yè)勞動之間的相對收益。當出租土地和從事非農(nóng)業(yè)勞動能夠帶來更高收入時，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護將促進農(nóng)戶出租土地而退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，相反，則將促進農(nóng)戶租入土地而擴大更具比較收益的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動。由此可見，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)具有不確定性，有待采用科學(xué)的方法和數(shù)據(jù)予以實證檢驗。

然而，目前尚未有文獻實證檢驗農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。相關(guān)研究主要集中于檢驗Besley et al.(2010)在理論分析中提出的直接機制。比如，一些研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性的提高也會使得農(nóng)戶增加對農(nóng)地的長期性投資(Jacoby et al.，2002；Goldstein et al.，2008；Deininger et al.，2011；Fenske，2011；Leight，2016；胡雯 等，2020)。另一些研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)會促進勞動力流動(Janvry et al.，2015；Chernina et al.，2014；Valsecchi，2014)。Do et al.(2008)在分析越南1993年實施的農(nóng)地確權(quán)政策效果時發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶在土地確權(quán)后更傾向于種植經(jīng)濟周期更長的農(nóng)作物，這可能影響種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)。羅必良等(2018)對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度與農(nóng)戶種植結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系進行了理論闡述和實證檢驗，但其關(guān)于強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護會使農(nóng)戶更愿意種植糧食作物的研究結(jié)論值得商榷。其實證研究結(jié)果表明，當采用probit進行估計時產(chǎn)權(quán)安全性與種植經(jīng)濟作物正相關(guān)，而采用IV估計時呈負相關(guān)，這表明其實證結(jié)果可能缺乏穩(wěn)健性，工具變量的有效性值得商榷，另外，他們也沒有對除種植結(jié)構(gòu)外的其它農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)展開深入分析。

本文也彌補了現(xiàn)有文獻在分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響因素方面存在的不足。圍繞這一主題，現(xiàn)有文獻大多采用規(guī)范性的分析方法，即使是實證研究，也多采用宏觀數(shù)據(jù)進行分析。張同龍(2008)對中國1914—1936年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出的“過密化”現(xiàn)象進行了理論解釋，他指出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)由種植糧食轉(zhuǎn)向種植勞動更為密集的經(jīng)濟作物是由外生的相對價格變化引起的?？镞h配等(2016)利用宏觀數(shù)據(jù)構(gòu)建了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理化指標，并采用時間序列數(shù)據(jù)從多個維度檢驗了影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理化的因素，研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)、消費需求、農(nóng)業(yè)科技和農(nóng)業(yè)勞動力對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理化具有正向影響，而農(nóng)業(yè)貿(mào)易和農(nóng)業(yè)投資的影響則相反。該研究的不足之處在于其構(gòu)建的合理化指標是根據(jù)農(nóng)、林、牧、漁各業(yè)產(chǎn)值計算得出的綜合指數(shù)，難以體現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)內(nèi)部的動態(tài)演變，且難以揭示各因素的影響機制。王萍萍等(2001)基于1998年全國農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，市場信號會誘導(dǎo)農(nóng)戶減少糧、棉、油、糖等資源密集型農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，轉(zhuǎn)而增加蔬菜、水果、水產(chǎn)品等勞動密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)，并不斷提高產(chǎn)品的產(chǎn)量和品質(zhì)。鐘甫寧等(2016)發(fā)現(xiàn)勞動力外出會促進農(nóng)戶種植糧食作物并減少種植經(jīng)濟作物。

綜上，現(xiàn)有文獻為本文的分析提供了可靠的理論支撐，但實證研究還存在諸多不足。第一，大多數(shù)研究集中于分析種植業(yè)或種植業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)變動的決定因素，而忽視了對農(nóng)業(yè)內(nèi)部各業(yè)結(jié)構(gòu)變動的決定因素的分析。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是一個整體，僅著眼于種植業(yè)結(jié)構(gòu)變動的影響因素難以揭示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)整體變動的規(guī)律。第二，現(xiàn)有研究大都采用宏觀數(shù)據(jù)或局部調(diào)研數(shù)據(jù)進行分析，基于宏觀數(shù)據(jù)的分析難以揭示內(nèi)在影響機制，而基于局部調(diào)研數(shù)據(jù)的分析所獲得的結(jié)論難以具有普遍適用性。第三，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度如何影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的研究還十分缺乏。宋洪遠(1994)指出經(jīng)濟體制是農(nóng)戶行為的內(nèi)生變量，經(jīng)濟體制改革會通過改變農(nóng)戶行為而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)變化的方向。顯然，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度是中國在實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展最基本的經(jīng)濟體制，而農(nóng)地確權(quán)便是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革中具有里程碑意義的一步，檢驗農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

三、制度背景與識別策略

(一)制度背景

自實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以來，中國農(nóng)民的生產(chǎn)積極性得以充分調(diào)動，糧食產(chǎn)量得到快速提升(Lin，1992；Brandt et al.，2002)。但這一制度并未對農(nóng)戶的土地承包經(jīng)營權(quán)做出清晰界定和切實保護。主要存在三方面的問題：一是空間權(quán)屬界定不清。具體來說，農(nóng)戶的承包地存在面積不準、四至不清、空間位置不明等問題。二是時間延續(xù)性缺乏保障。由于農(nóng)戶只擁有土地承包經(jīng)營權(quán)而沒有所有權(quán)，導(dǎo)致農(nóng)地所有權(quán)人——村集體可以不定期調(diào)整土地(Brandt et al.，2002；Deininger et al.，2009；葉劍平 等，2010)。三是農(nóng)戶土地承包經(jīng)營權(quán)缺乏正式法律文件的保護。盡管中央政府在二輪土地承包開始初期便出臺相關(guān)文件，并明確規(guī)定“要及時向農(nóng)戶頒發(fā)由縣或縣級以上人民政府統(tǒng)一印制的土地承包經(jīng)營權(quán)證書”“發(fā)包方和承包方應(yīng)當訂立承包合同，約定雙方的權(quán)利和義務(wù)”等，但截至2008年，仍有超過40%的農(nóng)戶并未領(lǐng)到土地承包經(jīng)營權(quán)證書或承包合同(葉劍平 等，2010)。更為嚴重的是，各地頒發(fā)的土地承包經(jīng)營權(quán)證書和承包合同普遍存在不統(tǒng)一、不規(guī)范、登記內(nèi)容不全等問題，且證書難以起到應(yīng)有的法律效力。

為完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，2009 年中央一號文件提出開展“新一輪”農(nóng)地確權(quán)登記試點。“新一輪”農(nóng)地確權(quán)具有如下新特點：第一，清楚界定農(nóng)地的空間權(quán)屬，即準確界定農(nóng)地的面積、四至以及空間位置；第二，穩(wěn)定地權(quán)，即通過確權(quán)將農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)長久地確立下來，杜絕隨意調(diào)整農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)，消除農(nóng)民對失去農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)的擔(dān)憂；第三，頒發(fā)權(quán)威證書，即確權(quán)證書統(tǒng)一由中華人民共和國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部監(jiān)制、省人民政府印制、縣級人民政府頒發(fā)，在經(jīng)濟社會各界都具有充分的被認可的法律效力。由此可見，“新一輪”農(nóng)地確權(quán)是針對農(nóng)戶的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)而言的，且強化地權(quán)是農(nóng)地確權(quán)的重要目標和任務(wù)。

(二)識別策略

農(nóng)地確權(quán)登記試點為識別農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間的因果關(guān)系提供了天然實驗，這一政策特征使得本文可以采用雙重差分模型來避免因果關(guān)系識別中存在的內(nèi)生性問題。雙重差分模型的核心思想是通過比較實驗組(農(nóng)地確權(quán)組)和控制組(農(nóng)地未確權(quán)組)在政策發(fā)生前后的相對差異來實現(xiàn)對政策效應(yīng)的一致估計，實施這一估計策略的前提條件是實驗組和控制組在不受政策影響的條件下滿足共同趨勢假定，通常而言，這一假定不易滿足，但可以通過排除其它變量的影響來盡可能保證共同趨勢假定成立，此時，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的政策影響可由如下線性概率模型獲得：

Yijt=α+βDjt+xijt∏+ci+yeart+εijt

(1)

其中：Yijt表示t時期j村莊農(nóng)戶i的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)；Djt表示村莊j在t年是否實施農(nóng)地確權(quán)，若實施取值為1，否則取值為0；yeart表示年份啞變量(時間固定效應(yīng))，2013年取值為0，2015年取值為1；ci表示個體固定效應(yīng)，個體固定效應(yīng)可以控制一些不隨時間變化的因素的影響，比如地形、地理位置、自然資源稟賦、性別、年齡、受教育程度、個人能力等；Xijt表示其它控制變量；在共同趨勢假定下，β的估計量便是農(nóng)地確權(quán)政策效果的一致估計。

自2013年全面開展“新一輪”農(nóng)地確權(quán)工作以來，各個省內(nèi)部幾乎都以縣為單位逐步開展，這表明確權(quán)這一政策對農(nóng)戶而言是外生的，但在縣域內(nèi)，各個村莊確權(quán)的先后順序可能并不是外生的。比如，政府可能優(yōu)先選擇村干部能力較強、地理環(huán)境較好、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)矛盾較少的村開展農(nóng)地確權(quán)登記試點，這可能違背DID估計需要滿足的平衡趨勢假定。本文將采用兩種方法來克服這一難題：一是盡可能控制不同特質(zhì)村莊的時間固定效應(yīng)，這一處理方式與Leight(2016)的研究相同；二是采用基于傾向匹配的雙差分模型(PSM-DID)，即首先通過匹配與實驗組特征相近的樣本作為控制組，再利用匹配成功的樣本進行雙重差分估計。

四、數(shù)據(jù)來源、變量與描述統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源和處理

本文用于估計計量模型的數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2013年和2015年的全國代表性微觀數(shù)據(jù)(1)關(guān)于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的詳細信息可見其官方網(wǎng)站：https://chfs.swufe.edu.cn/。目前CHFS已公開發(fā)布2011、2013、2015、2017年的四輪調(diào)查數(shù)據(jù)，但2011年沒有調(diào)查社區(qū)(村莊)，2017年社區(qū)(村莊)數(shù)據(jù)暫無法申請使用，這導(dǎo)致本文的關(guān)鍵解釋變量——農(nóng)地確權(quán)在2011年和2017年缺失。因此，本文沒有使用CHFS 2011年和2017年數(shù)據(jù)。。CHFS是一項追蹤訪問調(diào)查，其樣本涵蓋個體、家庭和社區(qū)(村莊)三個層面的信息。2013年數(shù)據(jù)覆蓋了全國除西藏、新疆和港、澳、臺地區(qū)外的97916個家庭成員、28143戶家庭、1048個社區(qū)(村莊)。2015年樣本進一步擴充至125315個家庭成員、37340戶家庭、1430個社區(qū)(村轉(zhuǎn))。其中，追訪成功70037個家庭成員、21775戶家庭。特別地，CHFS家庭問卷詳細記錄了農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征，社區(qū)(村莊)問卷則詳細詢問了該社區(qū)(村莊)的農(nóng)用土地是否確權(quán)以及確權(quán)的時間，因此，本文的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)信息為農(nóng)戶層面變量，而農(nóng)地確權(quán)信息為村莊層面變量。

基于本文的研究目標，本文對數(shù)據(jù)做了如下清理。首先，本文剔除了從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)信息缺失的樣本(2)在2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)中，由于問卷設(shè)置邏輯跳轉(zhuǎn)錯誤，導(dǎo)致部分從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本缺失農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)信息，盡管在調(diào)研中途發(fā)現(xiàn)問題并更正，但仍損失了大量樣本。通過比較損失樣本與非損失樣本的家庭特征，二者之間無顯著差異，因此，損失樣本不會影響本文的研究結(jié)論。。其次，本文剔除了沒有農(nóng)用土地(包括耕地、林地、草地和園地等)的家庭。最后，由于本文使用的是CHFS 2013年和2015年數(shù)據(jù)，若一個村莊在2013年之前就已實施了農(nóng)地確權(quán)，那么其在政策發(fā)生之前的狀態(tài)便無法觀測到，因此，本文還剔除了在2013年以前(不含)就已實施農(nóng)地確權(quán)的村莊，這一處理方式與賈俊雪等(2019)相同，這樣處理的另一個好處是可以保證本文定義的農(nóng)地確權(quán)一定是“新一輪”農(nóng)地確權(quán)。經(jīng)上述清理后，最終獲得3483個有效樣本。因一些控制變量可能存在缺失值，在回歸分析中的有效樣本還會有所不同。

(二)變量與描述統(tǒng)計

1.核心解釋變量——農(nóng)地確權(quán)

該變量的定義為農(nóng)戶所在村莊的農(nóng)用土地是否實施土地確權(quán)。由于CHFS詢問的是農(nóng)戶上一年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，即2013年調(diào)查詢問的是2012年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，2015年詢問的是2014年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況。因此，本文將農(nóng)地確權(quán)定義為村莊在2012年或2014年是否實施了農(nóng)用土地確權(quán)，若在這兩年間開展了農(nóng)地確權(quán)頒證則為實驗組，取值為1，否則為控制組，取值為0。在3483個農(nóng)戶樣本中，523個農(nóng)戶為實驗組，占比15.02%。

2.關(guān)鍵被解釋變量——農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)

該變量的定義為農(nóng)戶是否從事某類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，具體包括糧食作物、經(jīng)濟作物、林業(yè)、畜牧業(yè)和漁業(yè)五類，若農(nóng)戶從事某類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)取值為1，否則取值為0，對應(yīng)5個虛擬變量(3)由于一個農(nóng)戶可以選擇從事多種農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此，各類農(nóng)業(yè)生產(chǎn)比例之和并不一定等于1。。根據(jù)樣本是否包含沒有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶，可將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的定義劃分為廣延邊際和集約邊際兩種，前者包括所有農(nóng)戶，后者僅包括從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶。

表1同時報告了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的廣延邊際和集約邊際定義。從廣延邊際來看，兩輪調(diào)查期間，從事種植業(yè)(糧食作物和經(jīng)濟作物)、漁業(yè)的比例下降，從事林業(yè)的比例變化不大，但從事畜牧業(yè)和未從事任何農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶比例增加。分樣本來看具有如下規(guī)律：(1)兩組農(nóng)戶從事糧食作物生產(chǎn)的比例均下降，但確權(quán)組下降得更多；(2)確權(quán)組種植經(jīng)濟作物的比例兩年間變化不大，而未確權(quán)組下降得更多；(3)兩組農(nóng)戶從事畜牧業(yè)的比例均增加，但確權(quán)組增加得更多；(4)兩組農(nóng)戶從事漁業(yè)的比例變化完全相反，確權(quán)組增加，未確權(quán)組下降；(5)兩組農(nóng)戶均具有非農(nóng)化傾向，但確權(quán)組非農(nóng)化傾向更強。

表1 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)

從集約邊際來看也具有相似規(guī)律，對于兩輪調(diào)查時都從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶，從事糧食作物的比例增加1.19個百分點，且這一比例的增加主要來源于未確權(quán)農(nóng)戶，而確權(quán)農(nóng)戶從事糧食作物的比例反而下降2.1個百分點。從事經(jīng)濟作物的農(nóng)戶比例下降4.99個百分點，且這一比例的下降主要來源于未確權(quán)農(nóng)戶，其從事經(jīng)濟作物的比例下降6.4個百分點，而確權(quán)農(nóng)戶從事經(jīng)濟作物的比例反而上升了3.89個百分點。漁業(yè)的變動規(guī)律與經(jīng)濟作物相似，總體而言，從事漁業(yè)的農(nóng)戶比例是下降的，但確權(quán)組農(nóng)戶是上升的。對于畜牧業(yè)，兩組農(nóng)戶從事畜牧業(yè)的比例均增加，但確權(quán)組增加8.08個百分點，比未確權(quán)組高出6.75個百分點。

從簡單的描述統(tǒng)計可以看出，農(nóng)地確權(quán)使得從事糧食作物的農(nóng)戶比例減少，但從事經(jīng)濟作物、畜牧業(yè)和漁業(yè)的農(nóng)戶比例增加，且使農(nóng)戶有非農(nóng)化傾向。

3.其它控制變量

參照現(xiàn)有研究(李江一，2020)，本文還控制了其它可能影響農(nóng)戶生產(chǎn)決策的變量，主要有兩類。一是隨時間變化的變量，包括家庭人口結(jié)構(gòu)、土地是否被征收、農(nóng)戶信息獲取能力以及受訪者健康狀況。其中，家庭人口結(jié)構(gòu)會影響農(nóng)業(yè)勞動力投入，本文選擇家庭總?cè)藬?shù)、16歲(含)以下少年占比和60歲(含)以上老年占比三個變量衡量家庭人口結(jié)構(gòu)；土地征收代表農(nóng)戶在土地投入上受到的沖擊，本文以過去兩年土地是否被征來度量該沖擊，是取值為1，否則取值為0；信息獲取能力可能影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策的效率，本文以受訪者是否關(guān)注經(jīng)濟信息來衡量，是取值為1，否則取值為0；健康是最重要的人力資本，本文根據(jù)受訪者自評健康5級量化指標來度量健康資本，若自評健康為“好”“非常好”取值為1，否則取值為0。二是不隨時間變化的變量，這類變量與時間固定效應(yīng)交互可以控制不同特征農(nóng)戶的時間變動趨勢，這可以進一步排除影響共同趨勢假定成立的干擾因素，這類變量包括受訪者的性別、年齡、受教育年限、受訪者和配偶(除自己外)的兄弟姐妹數(shù)。其中，性別為男性取值為1，女性取值為0；年齡雖然隨時間變化，但每個個體相對不變；受教育年限根據(jù)受訪者回答的受教育程度換算而來，比如，文盲為0年，小學(xué)為6年，初中為9年，以此類推。表2報告了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)地確權(quán)組和未確權(quán)組農(nóng)戶在各類特征上均比較接近，統(tǒng)計檢驗結(jié)果顯示，確權(quán)農(nóng)戶與未確權(quán)農(nóng)戶之間僅在慢性病患病比例和兄弟姐妹數(shù)這兩個特征上存在顯著差異(數(shù)據(jù)未匯報，需要可向作者索取)，而在其它特征上不具顯著差異，這在一定程度上表明農(nóng)地確權(quán)頒證對農(nóng)戶而言是比較外生的。

表2 控制變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果分析

(一)基本模型的估計

表3展示了農(nóng)地確權(quán)是否影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了農(nóng)戶種植糧食作物的概率，但顯著提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物以及從事畜牧業(yè)的概率，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶從事漁業(yè)的概率具有不顯著的正向影響。具體來講，其它因素不變，農(nóng)地確權(quán)后，農(nóng)戶種植糧食作物的概率下降了7.8個百分點，種植經(jīng)濟作物的概率提高了6.5個百分點，從事畜牧業(yè)的概率提高3.9個百分點，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。表3模型(6)的估計結(jié)果還顯示，農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶不再務(wù)農(nóng)的概率增加了3.7個百分點，在10%的統(tǒng)計水平上顯著。

表3 農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響

由此可見，農(nóng)地確權(quán)促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)從糧食作物向經(jīng)濟作物、畜牧業(yè)轉(zhuǎn)變，并使農(nóng)戶有非農(nóng)化傾向。這與Besley(1995)和Besley et al.(2010)的理論結(jié)論一致。一方面，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)可減少農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時的短視行為，促進農(nóng)業(yè)長期投資，比如激勵農(nóng)戶從投資周期短但效益低的糧食作物轉(zhuǎn)向投資周期長但效益高的經(jīng)濟作物。另一方面，農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶不必親自耕種土地而依然享有土地承包權(quán)，這有利于勞動力的重新優(yōu)化配置，比如，農(nóng)戶可減少用于土地耕作上的勞動投入，而更多地將勞動投入到與土地關(guān)聯(lián)較弱但收益更高的副業(yè)和漁業(yè)，甚至從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。本文的發(fā)現(xiàn)也與Do et al.(2008)的研究結(jié)果一致，即農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶更愿意種植經(jīng)濟作物。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為確?；灸Ｐ?表3)的估計結(jié)果穩(wěn)健可信，本文還做了如下拓展性分析。首先，前文提到政府可能并非隨機選擇試點村，這可能違背DID估計需要滿足的共同趨勢假定，假如這一假定不滿足的原因是由于村莊異質(zhì)性所致，那么，通過控制村莊特征可以緩解這一問題。為此，本文在基本模型的基礎(chǔ)上加入如下村莊特征：(1)經(jīng)濟發(fā)達程度，經(jīng)濟越發(fā)達的地方越有能力為農(nóng)地確權(quán)提供經(jīng)濟保障。本文采用訪員對受訪戶所在村的經(jīng)濟發(fā)達程度的打分(1-10個等級，越高表示越發(fā)達)來度量該變量；(2)村干部個人能力，村干部個人能力可能影響確權(quán)進度。本文新增村支部書記或主任的年齡、受教育程度、是否是黨員三個變量以控制村干部能力；(3)村莊地理位置及其它特征，這些特征可能影響村莊農(nóng)地確權(quán)的難易程度。包括村莊2013年村莊黨員人數(shù)、家庭總戶數(shù)、村委會到鄉(xiāng)或鎮(zhèn)政府的路程距離(km)、村委會到區(qū)或縣政府的路程距離(km)、村莊耕地面積(平方公里)、村莊地形(是否平原，是取值為1，否取值為0)以及村莊城鄉(xiāng)屬性啞變量(4)由于版面原因未列示具體村級特征變量的定義及描述性統(tǒng)計，如有興趣，可向作者索要。。表4Panel A的結(jié)果顯示(5)由于村級特征變量存在缺失值，因此，控制村級特征后的有效樣本與前文有所不同。，控制不同村莊特征后(村莊特征×年份虛擬變量)，農(nóng)地確權(quán)依然負向影響農(nóng)戶種植糧食作物的概率，正向影響農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)的概率，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響的顯著性水平有所降低(p-value=0.115)，但估計系數(shù)與表3模型(6)的結(jié)果幾乎無差異。由此可見，控制村莊特征后，本文的估計結(jié)果依舊穩(wěn)健。

其次，由于共同趨勢假定成立的一個充分條件是實驗組和控制組同質(zhì)(實驗組和控制組是隨機劃分的)，盡管無法在政策實施前驗證這一條件，但可采用傾向匹配法(Propensity Scoring Matching，PSM)來盡量保證實驗組和控制組在政策發(fā)生前具有同質(zhì)性，并在此基礎(chǔ)上實施DID估計。具體實施步驟可表示如下：

第一，采用probit模型估計傾向得分函數(shù)P(Dj=1|Xj1)(6)也可采用logit模型來估計傾向得分，這不會影響本文的基本結(jié)論。，即利用基期(2013年)村莊特征Xj1預(yù)測村莊j在下一期(2015年)實施農(nóng)地確權(quán)的概率(7)盡管農(nóng)地確權(quán)在各省內(nèi)部幾乎都以縣為單位逐步開展，但在縣域內(nèi)，各個村莊確權(quán)的先后順序可能并不是外生的，因此，村莊特征對于村莊未來是否被確權(quán)具有一定預(yù)測作用。。

第二，根據(jù)傾向得分在控制組中為實驗組尋找最佳匹配對象。常見匹配法包括一對一匹配、一對多匹配、核匹配。本文選擇較為嚴格的一對一匹配，最終獲得897個匹配樣本，其中，確權(quán)農(nóng)戶495個，未確權(quán)農(nóng)戶402個。匹配平衡性檢驗結(jié)果(8)由于版面原因未列示具體匹配平衡性檢驗結(jié)果，如有興趣，可向作者索要。顯示，匹配后的實驗組與控制組在匹配變量上均不存在統(tǒng)計上的顯著差異?？傮w而言，本文的匹配結(jié)果較理想。

第三，匹配平衡性檢驗通過后，再利用匹配樣本進行DID估計。表4 Panel B的估計結(jié)果顯示，農(nóng)地確權(quán)降低了農(nóng)戶種植糧食作物的概率，提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)的概率，并促使農(nóng)戶不再從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，均至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著，結(jié)果十分穩(wěn)健。

再次，前文提到CHFS 2015年問卷相關(guān)問題的跳轉(zhuǎn)設(shè)置在訪問初期存在錯誤，盡管這一錯誤在訪問中途發(fā)現(xiàn)并更正，仍造成部分從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶未詢問其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)類型，為探究這部分樣本損耗是否造成估計結(jié)果偏誤，本文采用Heckman兩步法來檢驗基本模型估計結(jié)果是否穩(wěn)健。具體實施步驟如下：(1)將被解釋變量和隨時間變化的控制變量均作一階差分處理；(2)基于差分后的變量做Heckman兩步估計，Heckman兩步法要求樣本選擇方程(是否損耗，損耗取值為0，未損耗取值為1)至少有一個解釋變量與主回歸方程的解釋變量不同，因此，除了主回歸方程里包括的解釋變量，本文在樣本選擇方程中新增控制了地級市的固定效應(yīng)。表4 Panel C報告了糾正樣本損耗可能造成的偏誤后的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，與基本模型的估計結(jié)果相比(表3)，糾正樣本損耗偏誤后的估計系數(shù)大小和顯著性均無明顯變化。與此同時，所有模型的逆米爾斯比均不顯著，即樣本損耗并沒有造成基本模型的估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤，基本模型的估計結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

最后，表3中被解釋變量采用的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的廣延邊際定義，廣延邊際包括了農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門之間的轉(zhuǎn)化，與廣延邊際相對應(yīng)的是集約邊際，即農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門內(nèi)部不同生產(chǎn)結(jié)構(gòu)之間的轉(zhuǎn)化。表4 Panel D的結(jié)果顯示，即使只考慮農(nóng)業(yè)部門內(nèi)部，農(nóng)地確權(quán)對糧食作物從業(yè)農(nóng)戶比例仍具有顯著負向影響，而對經(jīng)濟作物、畜牧業(yè)和漁業(yè)的從業(yè)農(nóng)戶比例仍具有顯著正向影響。與表3的估計結(jié)果相對比，農(nóng)地確權(quán)對糧食作物集約邊際的影響(絕對值)小于廣延邊際的影響，但對經(jīng)濟作物、畜牧業(yè)、漁業(yè)集約邊際的影響大于廣延邊際的影響，這表明農(nóng)地確權(quán)所導(dǎo)致的退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的農(nóng)戶主要來源于種植糧食作物農(nóng)戶的減少。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(三)影響機制

接下來，本文進一步考察農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的作用渠道。Besley et al.(2010)的理論研究表明，農(nóng)地確權(quán)最直接的影響是確權(quán)可以通過強化地權(quán)穩(wěn)定性和安全性而優(yōu)化農(nóng)戶的土地和勞動力投入，比如，從種植短期農(nóng)作物轉(zhuǎn)向種植長期農(nóng)作物，從土地依賴度高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動轉(zhuǎn)向土地依賴度低的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，甚至轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門，進而改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。若這一作用渠道成立，那么，農(nóng)地確權(quán)將對政策實施前農(nóng)地產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性或安全性較差的農(nóng)戶產(chǎn)生更大影響(Janvry et al.，2015)。為驗證這一假設(shè)，本文參照以往研究，以農(nóng)地調(diào)整度量地權(quán)穩(wěn)定性和安全性(Jacoby et al.，2002；鐘甫寧 等，2009)。囿于數(shù)據(jù)的可得性，本文將農(nóng)地調(diào)整定義為村莊最近一次發(fā)生農(nóng)地調(diào)整的時間距離調(diào)查訪問時的年份間隔(2015減去最近一次農(nóng)地調(diào)整年份)，顯然，間隔越久遠，地權(quán)穩(wěn)定性或安全性越好。進一步地，本文以年份間隔的中位數(shù)將樣本劃分為兩組(9)由于部分村莊未報告最近一次農(nóng)地調(diào)整年份，因此樣本數(shù)據(jù)有所缺失。，樣本中位數(shù)對應(yīng)的年份為1998年，這恰好是第二輪土地承包開始的年份。

表5的結(jié)果顯示，在第二輪土地承包之后仍有土地調(diào)整的村莊，農(nóng)地確權(quán)顯著降低了農(nóng)戶種植糧食作物的概率，并顯著提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物、從事畜牧業(yè)以及不再從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率，這與基本模型的估計結(jié)果一致。然而，如果村莊在二輪土地承包之后沒有再進行農(nóng)地調(diào)整，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)戶種植糧食作物的概率降低7.8個百分點，比有農(nóng)地調(diào)整情形下的估計系數(shù)低3.9個百分點(絕對值)。與此同時，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物、從事畜牧業(yè)和不再從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響均不顯著。這些發(fā)現(xiàn)表明，地權(quán)穩(wěn)定性或安全性越差，確權(quán)所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)越大，換句話講，農(nóng)地確權(quán)具有通過強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護而促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)重新優(yōu)化調(diào)整的機制。

表5 農(nóng)地確權(quán)、地權(quán)穩(wěn)定性與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)

(四)異質(zhì)性分析

前文的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)既促進了農(nóng)戶從種植糧食作物向種植經(jīng)濟作物、從事畜牧業(yè)和漁業(yè)調(diào)整，也促進了農(nóng)戶從種植糧食作物向非農(nóng)業(yè)部門調(diào)整。那么，一個自然的問題便是，這些影響在不同地區(qū)是否有差異？對這一問題的回答有助于因地制宜、精準施策。從理論上講，確權(quán)使得農(nóng)戶從種植糧食作物轉(zhuǎn)向其它農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或非農(nóng)業(yè)部門的本質(zhì)是不同生產(chǎn)活動之間的比較收益，因此，不同地區(qū)各種生產(chǎn)活動之間的比較收益差異會導(dǎo)致農(nóng)地確權(quán)具有差異化影響。一般來講，平原地區(qū)土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)達、土地需求旺盛、土地租金更高，與此同時，非農(nóng)就業(yè)機會也更多、非農(nóng)業(yè)勞動工資水平更高，因此，平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)可能會促使農(nóng)戶出租土地，進而參與非農(nóng)業(yè)勞動市場。與平原地區(qū)相反，非平原地區(qū)土地流轉(zhuǎn)市場不發(fā)達，非農(nóng)就業(yè)機會相對更少，因此，非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)更可能會促進農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)部門內(nèi)部不同產(chǎn)業(yè)之間轉(zhuǎn)移。為檢驗上述理論假說，本文繼續(xù)分析農(nóng)地確權(quán)在平原和非平原地區(qū)之間的異質(zhì)性。

表6報告了平原與非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性，其中，平原與非平原的劃分來源于CHFS社區(qū)調(diào)查問卷中訪員的觀察。估計結(jié)果顯示，在平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)使得種植糧食作物的農(nóng)戶比例下降了8.8個百分點，使得從事漁業(yè)的農(nóng)戶比例提高了1.9個百分點，并使退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶比例提高了6.5個百分點，均至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著，然而，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)均無顯著影響。與平原地區(qū)相比，在非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)依然顯著降低了種植糧食作物的農(nóng)戶比例，不同的是，農(nóng)地確權(quán)并沒有促進農(nóng)戶從事漁業(yè)，也沒有使農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，反而提高了農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)的可能性，這與非平原地區(qū)不適合漁業(yè)養(yǎng)殖，而適合種植經(jīng)濟作物和養(yǎng)殖雞、牛、羊等牲畜有關(guān)。

表6 農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性：平原與非平原

綜上，無論是平原地區(qū)還是非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)都會降低種植糧食作物的農(nóng)戶比例，但農(nóng)戶退出糧食作物生產(chǎn)后，在平原地區(qū)和非平原地區(qū)的流向各有不同。在平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)會促進農(nóng)戶從種植糧食作物轉(zhuǎn)向漁業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門，且以轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)部門為主；而在非平原地區(qū)，退出糧食作物生產(chǎn)的農(nóng)戶則主要轉(zhuǎn)向種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)，且不會導(dǎo)致農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門。

為進一步檢驗上述異質(zhì)性影響的中介機制，即平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)主要通過影響土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動參與而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，而非平原地區(qū)則不具這樣的影響機制。本文接著考察農(nóng)地確權(quán)對中介變量——土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動參與的影響，并分析中介變量在確權(quán)所帶來的政策效果中的中介效應(yīng)。其中，土地流轉(zhuǎn)分為農(nóng)地出租和農(nóng)地租入，均為啞變量，若農(nóng)戶有相應(yīng)行為取值為1，否則取值為0。非農(nóng)業(yè)勞動參與采用家庭中非農(nóng)業(yè)勞動者比例來衡量，即家庭中非農(nóng)業(yè)勞動者數(shù)量與家庭總?cè)藬?shù)的比值。

表7報告了平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，在平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)可使農(nóng)戶出租土地的概率顯著提高5.2個百分點，使家庭中非農(nóng)業(yè)勞動者比例顯著提高4個百分點，但使農(nóng)戶租入土地的概率顯著降低6.8個百分點，均至少在10%的統(tǒng)計水平上顯著異于零。實際上，農(nóng)地確權(quán)同時增加農(nóng)戶土地租出和減少農(nóng)戶土地租入并不矛盾，一個可能的解釋是農(nóng)地確權(quán)促進了農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，從而使得土地向少部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能手集中。表7模型(4)進一步將農(nóng)地出租、農(nóng)地租入和家庭中非農(nóng)業(yè)勞動者比例三個中介變量加入基礎(chǔ)回歸，結(jié)果顯示，農(nóng)地出租和家庭中非農(nóng)業(yè)勞動者比例均顯著降低了種植糧食作物的農(nóng)戶比例，而農(nóng)地租入則顯著提高了種植糧食作物的農(nóng)戶比例。與沒加入中介變量的基礎(chǔ)回歸結(jié)果(表3模型(1))相比，農(nóng)地確權(quán)這一核心變量不再顯著，且估計系數(shù)大小也從-0.078變?yōu)?0.043。根據(jù)Baron et al.(1986)提出的驗證中介效應(yīng)的三個標準可知，在平原地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動參與在農(nóng)地確權(quán)降低種植糧食作物農(nóng)戶比例的影響渠道中具有完全的中介效應(yīng)。

表7 平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗

表8報告的是非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。與平原地區(qū)相比，農(nóng)地確權(quán)對三個中介變量的影響系數(shù)(絕對值)均變小且不再具有統(tǒng)計顯著性。表8模型(4)的結(jié)果顯示，加入中介變量后，農(nóng)地出租和家庭中非農(nóng)業(yè)勞動者比例兩個中介變量顯著負向影響農(nóng)戶種植糧食作物的比例，農(nóng)地租入具有不顯著的正向影響，但農(nóng)地確權(quán)的顯著性和系數(shù)大小與不加入中介變量時相比變化不大。根據(jù)中介效應(yīng)判定方法可知，在非平原地區(qū)，土地流轉(zhuǎn)和非農(nóng)業(yè)勞動參與在農(nóng)地確權(quán)降低種植糧食作物農(nóng)戶比例的影響渠道中不具有中介效應(yīng)。

表8 非平原地區(qū)農(nóng)地確權(quán)影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的中介效應(yīng)檢驗

綜上所述，在平原地區(qū)，由于土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)達，非農(nóng)就業(yè)機會多，農(nóng)地確權(quán)會使農(nóng)戶增加土地出租、減少土地租入以及參與非農(nóng)業(yè)勞動而退出糧食作物的生產(chǎn)，農(nóng)戶退出糧食作物生產(chǎn)后僅少部分轉(zhuǎn)向漁業(yè)，絕大部分轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，農(nóng)戶非農(nóng)化傾向高。但在非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)不會影響土地出租或租入，也會不使農(nóng)戶離開農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，農(nóng)地確權(quán)會直接促進農(nóng)戶從種植糧食作物向種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)調(diào)整。這些結(jié)果與平原地區(qū)和非平原地區(qū)所對應(yīng)的最優(yōu)生產(chǎn)活動是一致的。

六、結(jié)論與政策啟示

基于中國家庭金融調(diào)查2013年和2015年面板數(shù)據(jù)，本文采用雙重差分法識別了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響。主要研究結(jié)論如下：第一，農(nóng)地確權(quán)促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)重新調(diào)整，具體來講，農(nóng)地確權(quán)使得農(nóng)戶種植糧食作物的概率顯著降低了7.8個百分點，但使得農(nóng)戶種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)的概率分別增加了6.5和3.9個百分點，并使農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的概率增加了3.7個百分點，確權(quán)提高了農(nóng)戶非農(nóng)化傾向。第二，就影響機制而言，農(nóng)地確權(quán)通過強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)強度而促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)發(fā)生上述調(diào)整，其表現(xiàn)為農(nóng)地確權(quán)之前的地權(quán)穩(wěn)定性或安全性越差，確權(quán)所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)越大。第三，不同地區(qū)各類經(jīng)濟活動的比較收益差異導(dǎo)致確權(quán)所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向不同。研究結(jié)果表明，平原地區(qū)由于土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)達，非農(nóng)就業(yè)機會多，出租土地或從事非農(nóng)業(yè)勞動會帶來更高的收入，因此，農(nóng)地確權(quán)會使農(nóng)戶增加土地出租、減少土地租入并使農(nóng)戶退出糧食作物的生產(chǎn)而轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，僅有少部分農(nóng)戶從種植糧食作物轉(zhuǎn)向從事漁業(yè)生產(chǎn)。在非平原地區(qū)，農(nóng)地確權(quán)則直接促進了農(nóng)戶從種植糧食作物向種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)調(diào)整，而并不會使農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門。

本文的研究結(jié)論具有如下啟示。首先，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)是一個國家制定農(nóng)業(yè)發(fā)展政策的參考依據(jù)，尤其是當前正在實施的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，理解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)會發(fā)生怎樣的動態(tài)調(diào)整對于制定相關(guān)政策尤為重要。本文的研究結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)內(nèi)生于農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度，強化農(nóng)地產(chǎn)權(quán)保護有助于重新優(yōu)化配置農(nóng)村土地和勞動力，進而促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，因此，未來應(yīng)繼續(xù)完善農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革，以進一步激活農(nóng)業(yè)、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的活力，提高農(nóng)戶收入水平，逐步消除城鄉(xiāng)之間以及農(nóng)村內(nèi)部之間人民對美好生活的向往與經(jīng)濟發(fā)展不平衡不充分的矛盾。其次，由于農(nóng)地確權(quán)降低了種植糧食作物的農(nóng)戶比例，為防止農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過度非糧化，確保國家糧食安全，政府應(yīng)進一步提高種糧補貼，提高種植糧食作物的比較收益。最后，農(nóng)地確權(quán)后，平原地區(qū)和非平原地區(qū)應(yīng)因地制宜、分類施策。平原地區(qū)應(yīng)完善土地流轉(zhuǎn)市場，建立統(tǒng)一的、標準化的土地流轉(zhuǎn)平臺，降低土地流轉(zhuǎn)過程中的交易成本，推進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?jīng)營，并積極提供非農(nóng)業(yè)勞動就業(yè)培訓(xùn)，促進退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門的農(nóng)戶順利再就業(yè)；非平原地區(qū)應(yīng)積極為農(nóng)戶提供種植經(jīng)濟作物和從事畜牧業(yè)的技術(shù)指導(dǎo)，并為他們提供通暢的融資渠道，促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)合理調(diào)整，培育特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，進而提高非平原地區(qū)農(nóng)戶收入水平。