農地確權如何影響投資激勵

胡新艷 陳小知 王夢婷

(華南農業大學 經濟管理學院，廣東 廣州 510642)

新一輪農地“確權登記頒證”從法律制度層面正式化農地產權，是建立安全產權的重要途徑。但是農地確權是否引起投資激勵、如何引起投資激勵，不僅在理論分析方面存在爭議和分歧，而且兩者關系的經驗研究結果并未取得一致結論，更缺乏文獻將確權投資激勵效應的多重作用路徑進行區分并全部納入實證驗證中。鑒于此，本文以我國新一輪農地確權為背景，將確權通過收益保障、貸款可得性、農地流轉進而影響投資激勵的三條作用路徑納入實證檢驗框架中，全面分析確權對農地投資激勵的影響機制，由此避免建立單線因果關系而掩蓋實踐本身的復雜性，進而明確回答：確權引致的投資激勵效應中，多少是源于產權安全的收益保障效應，多少是源于確權促進貸款可得性，多少是源于農地流轉的要素交易效應。本文可能的創新點在于：以農地確權對投資激勵的主要影響機制為著眼點，結合中介路徑分析方法，驗證分析了確權與農地投資激勵三條作用路徑的顯著性及其作用程度，進而提出相應的投資激勵政策。

一、農地確權與投資激勵：基于文獻的梳理

主流文獻強調產權制度對發展的重要意義(North et al.，1973)，且其刺激經濟發展的主要途徑是激勵投資。隨著發展中國家農地確權工作的開展，已有大量文獻從理論或實證角度對農地確權的投資激勵效應進行了分析。

(一)產權安全效應：確權—收益保障—投資激勵

從產權安全效應出發分析農地投資激勵行為，最經典的解釋源自Besley(1995)，其認為，不穩定的農地產權制度相當于對農戶征收隨機稅，會降低其投資積極性。因為地權越不穩定，意味著在不可預見的將來，農戶的部分土地可能被分給其他人，這會一同帶走他們在土地上的中長期投資，那部分被侵占的投資收益相當于對農戶被征收了隨機稅，會抑制農戶的投資行為，甚至帶來土地掠奪式利用、破壞地力、降低土地產出等一系列后果(Banerjee et al.，2008)。與之相反，穩定的農地產權能夠保護資產擁有者的未來收益不受其他人剝奪，強化對未來收益的穩定預期，由此激發農戶長期資本投資動機，促進投資及資本形成。從上述分析中可以看出，產權安全效應形成的是“確權—收益保障—投資激勵”作用路徑。

在實證研究上，主流文獻關注確權對農地投資的激勵效應；在驗證路徑上，一般直接采用農戶是否擁有產權證書或承包經營合同證書來衡量確權，進而觀察其對投資行為的影響。Alston et al.(1996)、黃季焜等(2012)驗證了兩個變量之間的正向促進關系，指出確權能夠增強農戶對投資收益的穩定預期，從而促進農地投資。其實，在其理論解釋中，“對投資收益的穩定預期”暗含了將確權政策轉化為農戶主觀認知的收益保障效應這一前提條件。也就是說，農地確權必須轉化為農戶對農地產權安全性帶來的預期收益保障的認知，才能激勵農戶投資。這表明，與法律層面的產權安全性相比，人們對產權安全性的主觀感知是決定其投資經營決策的關鍵(Broegaard，2010)。從這一角度看，在農地確權的法律賦權政策下，選擇農戶層面對農地投資收益保障的感知作為中間變量，則可以直接對“確權—收益保障—投資激勵”作用路徑進行驗證。

也有文獻提出農地確權與農地投資并無顯著聯系(鐘甫寧 等，2009；Braselle et al.，2002)，兩者之間存在其他重要影響因素。需要指出的是，確權不僅通過收益保障效應作用于投資激勵，也會通過促進資金借貸、農地流轉等要素交易行為影響農地投資。但這些作用路徑一般并未被全部納入“確權—投資激勵”的分析框架中。

(二)要素交易效應Ⅰ：確權—貸款可得性—投資激勵

激勵投資行為不僅要求有保障的產權，也需要產權充當抵押物進入資本市場，為農戶生產投資提供重要的資金來源(胡方勇，2009)。信貸約束是制約農戶生產投資的一個關鍵因素(譚焱良 等，2012)，而造成農戶面臨信貸約束的一個重要原因是缺乏有效抵押物。這意味著，農地投資行為與農地抵押貸款的可得性密切相關。

理論上而言，以法律制度方式正式化土地產權，使得土地資產能進入到正規表述的制度體系中，有利于提供金融機構貸款所需的有效抵押擔保品(索托，2007)。與此同時，確權后的土地作為有“可見標志”的資產，能成為資產所有者的信譽證明，改善信息流動，從而刺激信譽擴展和信任體系的建立，緩解農戶在生產投資過程中的信貸約束，促進投資，由此形成“確權—貸款可得性—投資激勵”的作用路徑。

但是已有實證研究并未沿著“確權—貸款可得性—投資激勵”的邏輯進行正面回應并驗證：既有研究要么驗證農地確權對貸款可得性的影響，要么分析貸款可得性對投資行為的影響，而且經驗研究結論并未達成一致。關于確權對貸款可得性的研究，國外的主流觀點是正式的土地法律文件會明顯提高農戶將土地作為抵押物獲得貸款的可能性以及貸款規模，因此對農村金融發展具有長期正向的影響(Beekman et al.，2012；Routray et al.，1995)。國內研究中，米運生等(2015)得出了類似的結論，認為農地確權有利于促進人際信任轉向制度信任，降低地權抵押風險，使得土地更易成為被金融機構所接受的有效抵押品，提高農戶的貸款可得性。但是鐘甫寧等(2009)指出，由于農戶土地規模小、農業用地價值低，即使進行土地確權，金融機構也不愿意接受農地作為貸款抵押物。關于貸款可得性與投資行為之間的研究，普遍認為資金借貸對農戶投資有正向影響，兩者存在很強的正相關關系(林毅夫，2000；劉承芳 等，2002)。

(三)要素交易效應Ⅱ：確權—農地流轉—投資激勵

假定資金或其他投入要素的供給不受約束，過小的農場規模使得農業生產的資本邊際生產率很低，因此土地經營規模小被認為是妨礙和抑制投資的重要因素(林毅夫，1994)。依此邏輯，可以預期：如果確權能夠促進農地流轉集中，那么投資會出現擴張的趨勢。

理論上而言，確權以法律制度方式明晰地界定農地產權主體、權利范圍和內容等，使得在農地流轉交易過程中，產權制度將“作為個體行動空間限制模型”而存在，一方面約束了行動者的行為選擇，另一方面使行動者的行為具有可預測性(諾斯，2008)，從而降低交易的不確定性和交易成本，促進交易。此外，更清晰的產權界定，使得“誰是侵權者”更容易被發現并受到制裁，侵權機會成本的上升有利于規范雙方交易行為，減少交易的糾紛與爭議，由此保障產權本身及其交易安全性。可見，從產權理論角度，確權建構起“秩序觀念”的約束規則體系，能緩解因產權模糊所導致農地流轉交易滯后的問題，促進土地市場發育；進一步地，通過土地市場解決土地分配的暫時無效率，可以將土地資源集中到更有能力的投資經營主體手中，從而促進農地投資(吉登艷 等，2014；姚洋，1998)。上述的作用機理可以總結為“確權—農地流轉—投資激勵”。

但是“確權—農地流轉—投資激勵”作用路徑也未得到全面的實證驗證。已有研究重點關注了確權對農地流轉的影響，部分研究分析了農地流轉與投資的關系。程令國等(2016)、Deininger et al.(2005)對我國的研究表明，確權頒證在減少交易成本、增加產權權利價值、促進農地流轉等方面發揮了作用。但是，也有實證研究表明，確權對目前的農地流轉行為并沒有顯著效果(胡新艷 等，2016b)，甚至存在抑制作用(林文聲 等，2016)。關于農地流轉對農地投資行為的影響，有研究表明，農地規模小確實限制了農民對農地的投資(朱民 等，1997)，農戶土地轉入比例越高，土地投入也越大(葉劍平 等，2010)。同時也有研究指出，農地流轉在一定程度上對投資激勵沒有促進作用(龍云 等，2016)，甚至可能不利于激勵農戶在現期增加對轉入土地的長期投資(郜亮亮 等，2011)。總之，目前缺乏將確權、農地流轉和投資激勵三者結合起來的實證研究。

從上述確權與投資激勵之間的作用機理看，收益保障、貸款可得性和農地流轉是影響確權與投資間關系的三個中間變量。在這種情形下，以中介變量為通道來研究是恰當的。但既有研究確權與投資的文獻一般僅在理論機理分析中提及這些作用路徑， 在實證研究中未沿著“確權—收益保障—投資激勵”、“確權—貸款可得性—投資激勵”和“確權—農地流轉—投資激勵”三條作用路徑的理論邏輯進行正面回應。鑒于此，本文結合中介路徑分析方法，將確權投資激勵效應的多重作用路徑進行區分，并全部納入到實證驗證框架中(見圖1)。

圖1農地確權與投資激勵效應分析框架

二、數據、模型與實證結果

(一)數據來源

數據來源于課題組2014年12月至2015年4月對我國9省區農戶的抽樣調查。抽樣區域根據31個省市區資源社會經濟特征指標進行聚類分區，同時考慮到七大地理分區特征，最終按照分區的五個類型選定廣東、貴州、河南、江蘇、江西、遼寧、寧夏、山西、四川9省區展開調查，共調查了54個縣的338個鎮的528個村。在調查地點選擇上，所選鄉鎮兼具已完成確權試點村和未完成確權試點村，對兩類村組的農戶進行等比例抽樣，以保證兩類農戶對比分析時的匹配性。選擇在春節期間調查是考慮到春節有大量農民工返鄉，有利于獲得對新一輪土地確權有更清晰了解和認識的被調查者，以盡量保證調查信息的準確性。共發放問卷2880份，回收問卷2779份，有效問卷2704份，問卷有效率為93.9%。

(二)變量設定

被解釋變量：農地投資意愿。考慮到農地投資類型多樣，不同農戶的農地投資類型不同，難以歸類加總。因此采用投資意愿作為被解釋變量，將之區分為“很不同意”至“非常同意”五個等級，由此分析確權政策對其投資行為的影響趨勢。

核心解釋變量：農地確權。已確權，賦值為1，否則賦值為0。農地確權是政府推進的政策，通常在村莊層面進行落實，是村莊層面的變量。本文研究的是農戶農地投資意愿，村莊層面的變量對于個體農戶來說是外生變量，由此將農地確權視為外生變量。

中介變量：(1)收益保障。采用農戶對承包地產權強度的主觀感知即“對承包的土地應該屬于農戶所有”的認可程度來衡量，從“很不同意”到“非常同意”按五個等級順序排列。(2)貸款可得性。已有研究表明農地產權改革和農地抵押可以緩解農戶信貸約束，提高農戶貸款可得性，增加農業投資，從而提高農戶收入水平(Besley et al.，2009)。在剔除需求壓抑因素的前提下，農戶最為期待的融資渠道仍是農村正規信貸(韓俊 等，2007)。所以選取農戶是否從正式機構獲得貸款來衡量貸款可得性，獲得賦值為1，否則賦值為0。(3)農地流轉。本文關注農地轉入戶的投資意愿，所以采用農地轉入行為進行分析，有轉入行為賦值為1，否則賦值為0。

控制變量：不同行為決策的影響因素不同，但也并不排除可能存在相同的影響因素。中介分析需要對被解釋變量和中介變量進行依次回歸，因此基于學術慣例和已有研究，對不同的回歸模型選擇不同的控制變量。模型中所有變量的選擇、賦值及描述統計值見表1(剔除了農戶農業收入占比為0的樣本)。

表1 變量設置及其賦值表(樣本量N=2238)

(三)模型選擇

以往研究探討的多是僅存在一個中介變量的情況即簡單中介效應分析，本文所探討的主體存在收益保障、貸款可得性和農地流轉三個中介變量，這種在自變量與因變量之間存在多個中介變量發生作用的情況被稱為多重中介模型(Taylor et al.，2008)。多重中介模型的分析結果更準確、更具理論和實踐意義，不僅可以得到特定路徑的中介效應大小及各自占總效應的比例，而且可以對每條路徑進行直觀對比(瞿小敏，2016)。已有研究發現對等級或分類變量直接采用線性回歸會導致中介效應、標準誤低估以及置信區間對真值覆蓋比例偏低等問題(劉紅云 等，2013)，所以建議用Logistic回歸取代線性回歸。對于圖1所示的中介效應模型，當因變量為多個類別的等級變量時，應該采用累積Logistic模型進行回歸分析。

設因變量Y有K個等級，自變量為X，則有K-1個累積Logistic回歸模型。其中，當Y>k(0

(1)

對任一類別k,LogitP是自變量X的線性函數，αk為方程的截距項，β為自變量的系數，e表示方程中的殘差。累積Logistic回歸模型嚴格遵循成比例發生比(Proportional Odds)假設，即自變量的回歸系數β與k無關。劉紅云等(2013)把累積Logistic回歸拓展到中介效應的分析過程中，則圖1描述的中介效應模型可以表示為：

(2)

Y″=Logit P(Y>k|

(3)

M=i3+aX+eM

(4)

其中，Y′和Y″表示被解釋變量投資意愿；X表示核心解釋變量農地確權；M表示中介變量，分別為收益保障、貸款可得性和農地流轉；系數c是核心自變量對被解釋變量的總效應；系數a是核心自變量對中介變量的回歸系數；i1k、i2k、i3k為截距項；系數c′是加入中介變量后核心解釋變量對被解釋變量的回歸系數；系數b是中介變量對被解釋變量的回歸系數；e1、er和em是殘差項。

(四)實證結果與分析

1.回歸模型設置及其估計結果

基于前文的邏輯，分別建構5個模型：模型1考察的是在控制其他變量后，確權對投資意愿的凈相關(即確權對投資意愿的總效應)；模型2、模型3和模型4分別是核心解釋變量對收益保障、貸款可得性和農地流轉三個中介變量的回歸分析；模型5則是同時加入核心解釋變量和三個中介變量對投資意愿的回歸分析。運用STATA軟件得出回歸分析的結果見表2。

表2 農地確權與農戶農地投資意愿的回歸分析

(續表2)

變量投資意愿收益保障貸款可得性農地流轉投資意愿農戶特征勞動力總數-0．002(0．033)-0．101??(0．046)0．007(0．066)-0．174(0．162)0．008(0．034)家庭負擔比0．0194(0．187)-0．777???(0．246)0．916???(0．320)-0．821(0．986)0．025(0．189)總收入0．044(0．041)-0．149??(0．062)0．232???(0．078)0．160(0．236)0．041(0．041)農業收入占比0．003??(0．001)-0．001(0．002)0．002(0．003)0．011(0．007)0．003??(0．001)是否大姓-0．048(0．077)0．256??(0．113)-0．244(0．151)-0．077(0．394)-0．062(0．077)親戚曾擔任村干部-0．210?(0．121)-0．287(0．202)-0．451??(0．229)-0．031(0．575)-0．214?(0．122)農地調整經歷-0．013(0．102)0．158(0．163)0．125(0．202)0．916??(0．417)-0．024(0．103)糧食作物銷售收入0．031(0．056)-0．228???(0．079)參加金融組織0．733(0．559)農業固定資產價值0．106???(0．027)親朋好友數量0．425(0．377)-0．906?(0．501)土地資源稟賦經營地面積0．026???(0．004)0．003(0．006)0．029???(0．007)0．097???(0．036)0．022???(0．005)土壤肥力0．074(0．059)0．118(0．075)-0．168(0．108)-0．297(0．293)0．075(0．059)灌溉條件-0．024(0．051)0．072(0．068)0．191??(0．083)0．369(0．263)-0．031(0．051)實際租金-0．161??(0．063)其他農業基礎設施滿意度0．045(0．053)農業貸款政策滿意度-0．011(0．071)農地流轉政策滿意度0．005(0．244)中介變量收益保障0．132???(0．040)貸款可得性0．202??(0．096)農地流轉0．259??(0．120)Constantcut1-2．272???(0．35)-3．321???(0．739)-1．704???(0．384)Constantcut2-0．716??(0．349)-1．837???(0．703)-0．146(0．383)Constantcut30．703??(0．351)-0．540(0．697)1．279???(0．385)Constantcut42．065???(0．355)1．048(0．694)2．651???(0．389)Constant-0．644(0．964)-2．127(2．204)

注：***、**和*分別代表在1%、5%和10%的置信區間上顯著；括號內為穩健標準誤。下同。Constant cut為分界點的臨界值。

2.三條作用路徑的標準化回歸系數及其顯著性檢驗

根據上述回歸結果，通過標準化轉換實現回歸系數的等量尺化(MacKinnon et al.，1993)，得到三個中介變量在確權和投資意愿之間的標準化回歸系數(見表3)。

表3 三個中介變量在確權和投資意愿之間的標準化回歸系數

從表3可以看出，確權對投資意愿的總效應為0.052，且在5%的水平上顯著。確權對中介變量收益保障、貸款可得性和農地流轉的標準化回歸系數分別為0.114、0.590、0.331，收益保障和貸款可得性的回歸系數分別在10%和1%的水平上顯著，但農地流轉的系數不顯著。加入中介變量后，中介變量對被解釋變量的標準化回歸系數分別為0.071、0.045、0.048，收益保障系數在1%水平上顯著，貸款可得性和農地轉入在5%水平上顯著。在對等級因變量的中介效應估計中，系數乘積法得到的結果優于系數差異法(劉紅云 等，2013)，所以采用系數乘積法來估計中介效應量即astdbstd。最常用的中介效應占比是中介效應量占總效應的比例(Alwin et al.，1975)，即astdbstd/

cstd。除了計算中介的效應量，還需要對其顯著性進行檢驗。本文運用依次檢驗和Sobel檢驗方法對中介效應進行檢驗(溫忠麟 等，2014)。從表3可知，“確權—收益保障—投資激勵”和“確權—貸款可得性—投資激勵”兩條作用路徑是顯著的，但確權對農地流轉的回歸系數不顯著，所以需要進行Sobel檢驗。為了更加嚴謹規范，本文對已判斷顯著的中介作用也進行Sobel檢驗(見表4)。

表4 中介效應檢驗

從表4 可以看出，經由收益保障(M1)的中介效應為0.008(0.115×0.0696)，占總效應的比例為15.4%(0.008÷0.052)，通過Sobel檢驗得出Z值等于1.67；經由貸款可得性(M2)的中介效應為0.027(0.590×0.045)，占總效應的比例為51.9%(0.027÷0.052)，對應的Z值是1.73；經由農地流轉(M3)的中介效應為0.016(0.331×0.048)，占總效應的比例為30.8%(0.016÷0.052)，與之對應的Z值是0.49；通過查表可知，經由M1和M2的中介效應均在10%的水平上顯著，而經由M3的中介效應不顯著。

3.結果分析

根據上述計量結果，可得出：

第一，“確權—收益保障—投資激勵”作用路徑顯著，占總效應比例為15.4%，即產權安全效應在農地確權與農戶農地投資意愿中存在顯著影響。這表明政府推行以明晰、穩定和排他為核心要義的農地確權政策，賦予土地產權的物權性質，有利于強化農戶對農地產權安全信號的認同，進而使法律層面的產權安全轉化為農戶對產權安全性帶來預期收益保障的認知，使得土地經營者預期能夠有保障地獲得土地長期投資所帶來的收益，形成長期土地投資激勵。這一結論與當前主流觀點相契合。

第二，“確權—貸款可得性—投資激勵”作用路徑顯著，占總效應的比例為51.9%。在三條作用路徑中確權通過貸款可得性激勵農戶農地投資的作用路徑所占比重最大，表明要素交易效應的貸款可得性這條作用路徑發揮了重要作用。農地確權后貸款可得性顯著提升，一方面是因為農地確權使農地成為有“可見標志”的資產，刺激信譽機制和信任體系的建立，增加了正式信貸機構對農戶還款能力的信任，放松了因還款能力不足引起的信貸配給；另一方面，農地確權使得農地產權證書成為被法律認可的抵押品，能在一定程度上緩解農戶因抵押不足而導致的信貸約束(胡新艷 等，2016a)。因此，農地確權可以顯著增加農戶抵押貸款的可獲得性，在資金有保障的前提下，激勵農戶的投資意愿。可見，在穩步推動農地確權的前提下，完善農地抵押貸款政策，拓展農戶資金獲取渠道，緩解資金約束，是激勵農戶投資的重要途徑。

第三，“確權—農地流轉—投資激勵”作用路徑總體上不顯著。在前半路徑中，確權對農地流轉表現出正向作用，但沒有通過顯著性檢驗；在后半路徑中農地流轉對投資激勵的作用顯著為正。這表明確權對農地流轉的作用還沒有得到充分發揮，但在確權對農地流轉的影響不受約束時，參與農地流轉的農戶具有更強的投資意愿。也就是說，作用路徑在“確權—農地流轉”處出現斷點，即確權目前并未顯著促進農地流轉行為的發生，其原因可能在于：農地確權會帶來產權穩定性所誘發的溢價效應與租金看漲預期。顯然，這有利于農戶財產性收入的增加，但過高的租金訴求可能反過來抑制農地轉入行為。農地確權引致農地租金看漲的觀點，已得到程令國等(2016)、胡新艷等(2016b)實證研究的驗證。因此，為保障要素交易效應中的農地流轉路徑充分發揮作用，應該從土地確權法律層面出發，引導實施配套的農地流轉政策，促使農戶有信心可以通過農地流轉交易市場回收投資，從而打通“確權—農地流轉—投資激勵”作用路徑的斷點，最大化釋放確權的投資激勵效應。

三、結論與啟示

本文以新一輪農地確權為背景，將“確權—收益保障—投資激勵”、“確權—貸款可得性—投資激勵”和“確權—農地流轉—投資激勵”三種作用機制納入一個研究框架中，以中介變量為通道進行驗證分析，進而明確地回答：確權引致的投資激勵效應中，多少是源于產權安全的收益保障效應，多少是源于確權促進貸款可得性，多少是源于農地流轉的要素交易效應，結果發現：

(1)農地確權對農戶農地投資意愿的影響機制中，產權安全效應中的收益保障作用顯著，占總效應的15.4%。這表明，通過農地確權登記頒證賦予農戶法定權利，向社會以及農戶傳達了土地產權的合法性、穩定性和安全性，有利于強化農戶主觀層面對產權安全效應的認同，形成一個安全穩定的收益保障預期，從而激勵其農地投資意愿。

(2)要素交易效應中的貸款可得性作用路徑在確權對投資激勵影響作用中也發揮重要作用，占總效應的51.9%，在三條路徑中作用效應最大。表明了合法安全的農地產權證書可以提高農戶的貸款可得性，能在一定程度上破解因資金不足導致的投資約束，激勵農戶農地投資意愿。今后應在穩步推動農地確權政策的基礎上，強調突顯農地抵押擔保功能，進一步完善農地抵押貸款政策，由此提升確權促進資金借貸進而激勵投資的作用。

(3)要素交易效應中農地流轉的作用路徑總體不顯著，其主要原因在于農地確權對農地流轉的作用未得到充分發揮，但后半路徑中農地流轉對投資激勵具有顯著正向影響。因此，要重點關注如何打通“確權—農地流轉—投資激勵”作用路徑中前半路徑的斷點，進而釋放確權通過農地流轉所實現的投資激勵效應。

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