土地確權影響農業勞動生產率的中介效應研究

陳 飛,劉宣宣

(東北財經大學 經濟學院/經濟計量與預測研究中心,遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

黨的十一屆三中全會以來，家庭聯產承包責任制取代了人民公社，極大地調動了農民的生產積極性，對我國農村經濟恢復和農業生產發展起到了重要作用。但隨著工業化和城鎮化進程的加快以及大量農村勞動力向城市遷移，家庭聯產承包責任制所帶來的土地細碎化經營方式以及承包經營權無法分割，導致其對農業經濟發展的阻礙作用開始逐步顯現。主要表現為：其一，擔心出租的土地被村集體收回，務工農民寧可將土地拋荒也不愿租出土地，抑制了土地從低效率生產者向高效率生產者的重新配置。其二，由于土地經營權不穩定，農戶擔心投資的成果被他人掠奪，在其租賃的土地上投資動力不足。其三，由于土地無法做為貸款抵押品，減少了農戶信貸的獲得途徑，不利于農業現代化發展和農業勞動生產率提高。為進一步完善農民的土地權利，提高農業勞動生產率和農民收益，農業部在2011年初發布《關于開展農村土地承包經營權登記試點工作的意見》，正式揭開了全國范圍內土地確權登記試點的序幕。2013年中央一號文件更是明確提出“用五年的時間基本完成農村土地承包經營權確權登記工作”，由此土地確權工作在我國全面展開。2018年是農村土地確權頒證的收官之年，同時也是農村土地制度改革進入深化階段的轉折年。在此背景下，探討土地確權的政策效果具有極為重要的現實意義。鑒于此，本文的主要工作是考察土地確權政策能否有效提升農業勞動生產率？如果兩者具有因果效應，其背后的形成機制又是什么？

國內外關于土地產權影響農業生產的文獻主要集中在三個方面：其一，土地產權對土地投資的影響。自Besley[1]最早研究加納土地產權制度與農戶長期投資關系后，大量實證研究在多個國家均驗證了土地產權穩定能夠激發農戶農地投資的積極性[2-3]，而土地產權不穩定則表現為土地的頻繁調整，在一定程度上削弱了農民投資的積極性，降低了農業生產效率[4]。其二，部分學者關注了土地產權對農戶信貸的影響。如鐘甫寧和紀月清[5]研究發現，地權的穩定性對農戶農業投資總量并沒有顯著的直接影響，但土地經營收益與貸款可獲得性對農戶投資具有顯著正向影響。他們認為在農業生產中，投資固然重要，但是信貸的獲得也是不可或缺的。繆德剛和龍登高[6]則認為，土地確權是實現土地可抵押的前提，而土地抵押貸款的早日實現，不僅有助于緩解農村資金短缺，還能促進農業市場化和農業技術進步。其三，土地產權對農業勞動生產率的影響。如Adamopoulos和 Restuccia[7]研究了菲律賓的土地制度改革對農業勞動生產率的影響，發現限制土地流轉將降低土地規模和農業生產率。而Melesse和Bulte[8]利用埃塞俄比亞的微觀家庭數據和傾向得分匹配方法，研究了土地確權對農業勞動生產效率的影響，發現土地確權能夠顯著促進農業勞動生產率的提高。蓋慶恩等[9]評價了家庭聯產承包責任制下土地資源誤配的影響程度，發現若土地能夠有效配置，將使農業全要素生產率提高1.36倍。Adamopoulos等[10]利用我國家庭的面板數據研究發現，由于家庭聯產承包責任制，我國農村的土地市場和資本市場存在很大弊端，擁有高生產率的農民的能力將受到限制，勞動力分配不合理，降低了農業勞動生產率。

與已有文獻相比較，本文的貢獻主要體現在：其一，以土地確權為邏輯起點，探討其影響農業勞動生產率的理論機制。其二，實證評估了兩者之間的因果效應，并對研究中可能存在的內生性問題進行了穩健性檢驗。其三，將家庭耕地規模和農戶信貸做為中介變量，驗證土地確權→中介變量→農業勞動生產率的影響傳導渠道，以及中介變量對(土地確權影響農業勞動生產率)總效應的貢獻率。為實現上述工作，本文的結構安排如下：第二部分是理論分析與研究假設，第三部分是數據來源與指標描述，第四部分是計量檢驗與結果討論，最后給出結論與政策含義。

二、理論分析與研究假設

土地確權制度從法律層面確定了農地所有權、承包權和經營權的權利歸屬，承認了農村土地承包經營權的物權化。一方面，承包權與經營權的分離能夠促進土地流轉[11]，租出土地的農戶獲得租金，將土地經營權的物權化部分轉為資本化；租入土地的農戶則實現了土地經營的規模化，減少農業生產的邊際成本。另一方面，界定清晰和穩定的土地產權便于農戶將土地做為貸款抵押品，增加其獲得信貸的途徑。此外，確權還通過強化農地物權保障，調動農戶在農業生產方面的積極性，促使其增加農業投資，改良土壤，保護農地的長期生產能力。上述機制均有利于提升農業勞動生產率，其中，耕地規模擴大和農戶信貸增加是發揮確權制度效應的兩條重要途徑。

(一)土地確權、家庭耕地規模與農業勞動生產率

在家庭聯產承包責任制下，農地使用權的不清晰和不穩定性增加了土地流轉的不可預見風險[12]。這一方面形成了“地拴人”現象。部分計劃外出務工的農民，由于沒有穩定的土地產權，存在土地被村集體征用的風險，故被迫留在家中耕種，農地的存在反而阻礙了農戶增收。另一方面導致了農村土地撂荒。隨著我國城市化和工業化進程的加快，大量農村勞動力遷移到城市，但由于土地對農民具有就業保障、福利保障和養老保障等功能，從事非農業活動的農民寧愿粗放經營或者拋荒，也不愿意放棄土地的占有權，這直接導致了農地的閑置，造成土地資源的浪費。無論是“地拴人”還是土地撂荒，都嚴重阻礙了土地流轉和農業經營規模的擴大，不利于發揮農業技術優勢。

通過正式的土地確權取消土地承包權與使用權之間的聯系，能夠在大范圍內優化勞動力資源與土地資源配置[13]。土地使用權畢竟也是一種資源，只有通過不斷流轉才能實現其最優組合[14]。在土地流轉過程中，土地從低效率的農戶向高效率的農戶手中轉移，使土地更加集中，有利于促使農業平均產出的增加，提高土地資源的利用率和產出率。此外，由于土地規模的擴大和集中，使得機械化生產更為便捷，農業新技術推廣更為容易，土地的生產和管理更加高效，土地的經營模式也將從傳統經營迅速轉向現代化經營[15]，不斷改善的生產模式將促進農業勞動生產率的提高。基于上述理論分析，筆者提出如下假設：

假設1：土地確權通過擴大家庭耕地規模對農業勞動生產率產生正向影響。

(二)土地確權、農戶信貸與農業勞動生產率

除了擴大農業經營規模的先決條件外，發展現代農業還需要跳出低投入低產出的傳統農業生產模式，通過增加資金投入來提升農業生產裝備、改善基礎設施條件，發展智能化、信息化農業。因此，解決農業生產的資金問題是實現現代農業的關鍵。長期以來，傳統農業生產投入基本上是依賴于小規模低層次的自我積累，由于缺少有效產權作為抵押，金融機構不愿意給農戶貸款，認為農業貸款風險高且回報低，缺乏面向農業融資的積極性。而非正規渠道資金又難以支持大規模的生產經營需求，農村的融資難、貸款難問題嚴重制約了我國規模農業和現代農業的進一步發展[6]。土地制度改革的三權分立形式將土地經營權從所有權中分離出來，實現了農民土地承包經營權的物權化向資本化轉移[16]，并最終形成信貸抵押品，緩解了缺乏抵押品的信貸約束問題，增加了農戶信貸的可獲得性。此外，Routray 和Sahoo[17]的研究也指出，有正式土地法律文件保障的農戶將土地作為抵押品，獲得貸款的可能性和貸款規模都高于沒有正式法律文件保護的農戶。因此，土地確權制度是農地經營權抵押貸款的基石，是農戶獲得信貸的先決條件。鑒于此，筆者提出如下假設：

假設2：土地確權通過提升農戶信貸能力對農業勞動生產率產生正向影響。

三、數據來源與指標描述

本文使用的村莊和家庭層面數據來源于中國健康與養老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)數據集。該調查是由北京大學國家發展研究院主持、北京大學中國社會科學調查中心與北京大學團委共同執行的大型跨學科調查項目，覆蓋了全國28個省份150個縣區單位450個村級單位。在2011年開展的全國基線調查問卷中，包含了個人、家庭和村莊三個層次的豐富信息，樣本范圍廣代表性強。尤其是，在CHARLS問卷中包含村莊土地確權、家庭農業收入和農業生產方面的詳細信息，使得本文研究成為可能。

本研究的核心變量包括：農業勞動生產率、土地確權、家庭耕地規模和農戶信貸。其中，農業勞動生產率為被解釋變量，用每個農業勞動者每年創造的農業收入來衡量，具體地，用家庭農業總產值減去當年農業生產的中間投入和固定資產投入得到農業增加值指標，再將農業增加值除以家庭勞動力數量并進行對數化處理，最終得到農業勞動生產率指標。土地確權為核心解釋變量，是指將土地使用權以法律形式固定下來，并向農戶發放證書。在CHARLS社區問卷中包括了“村莊是否進行了土地確權”問題。若農戶所在村莊進行了確權，則該變量賦值為1，否則賦值為0。家庭耕地規模是指農戶在農業生產中實際耕種的土地面積，該指標用農戶從村集體分配的土地面積加上租入土地面積再減去租出土地面積得到。農戶信貸用村莊中獲得信用社貸款的家庭比例衡量，該指標可以從社區問卷中直接得到。

為從CHARLS問卷中獲得研究所需數據，首先，在2011年個人調查問卷中篩選出每個家庭的第一位受訪人作為戶主，從而避免了家庭數據的重復。其次，根據家庭代碼將個人信息與家庭信息進行匹配，得到完整的家庭信息。最后，利用村莊代碼將家庭信息與村莊信息進行匹配，最終得到包括305個村莊7 446戶家庭的橫截面數據集。其中，確權家庭為2 307戶，非確權家庭為5 139戶。確權農戶與非確權農戶各特征指標的描述性統計結果如表1所示。

表1 確權農戶和非確權農戶特征指標差異的描述性統計

注：①*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。②戶主性別取值為：男性=1，女性=0。③戶主婚姻狀況取值為：有配偶=1，否則=0。④戶主受教育程度從未受過教育到博士畢業共分為11個等級，分別用1—11的整數字表示，受教育程度越高，數值越大。⑤家庭農業生產總投入定義為當年農業生產中間投入和固定資產投入之和。其中，農業生產中間投入包括種子、化肥、農家肥、農藥、塑料薄膜、雇工費和灌溉費等費用；農業生產固定資產投入主要包括抽水機、脫粒機和機引農具等固定資產的現值，下同。

表1結果顯示，確權與非確權農戶的結果變量具有顯著差異。其一，確權農戶具有更大的家庭耕地規模(5.574畝)，非確權農戶的家庭耕地規模僅為4.560畝。確權增加了土地產權的穩定性，降低了租入土地農戶的經營風險，這有利于家庭土地經營規模的擴大，緩解了土地細碎化現象，提高土地資源的利用效率。其二，在確權村莊中，農戶獲得信貸的比例明顯更高。確權使得農村信用社更愿意接受土地作為抵押品，破解了農戶資本匱乏的困境，有利于農戶從傳統生產模式向現代生產模式轉變。其三，確權農戶具有更高的農業勞動生產率。盡管目前還無法驗證，高的農業勞動生產率是由土地確權政策所引致的，但這為本文的研究提供了數據經驗支持。

此外，從表1中還可以看出，確權農戶與非確權農戶的各類經濟指標的差異性更多體現在村莊層面上。從經濟發展水平角度來看，確權村莊的人均純收入和工業收入占比都顯著低于非確權村；從現代化設備使用角度來看，確權村莊農戶使用手機和收割機的比例也顯著低于非確權村莊。這表明確權村莊的經濟狀況更差，生產條件更為落后。但從交通角度來看，確權村莊比非確權村莊離公交站的距離更近，并且公交路線的數量更多，表明確權村莊具有更為便利的交通條件。上述分析表明，確權和非確權村莊具有較高的異質性特征。這既有助于在土地確權與農業勞動生產率關系研究中控制變量的選取，但同時也對確權試點村莊選擇的內生性檢驗提出了要求。

四、計量檢驗與結果討論

(一)因果關系推斷

為推斷土地確權與農業勞動生產率之間的因果效應，本文以農業勞動生產率為被解釋變量，以土地確權為核心解釋變量，加入村莊層面和家庭層面的控制變量，建立如下形式的回歸方程：

yij=φ0+θ1Titlingi+φ1Zi+φ2Hij+μij

(1)

其中，下標i表示村莊，下標j表示農戶，yij表示村莊i農戶j的農業勞動生產率；Titlingi表示村莊i是否進行土地確權，若進行土地確權則Titlingi=1，否則Titlingi=0；Zi表示村莊特征變量；Hij表示家庭特征變量；μij表示隨機誤差項；φ1和φ2分別表示村莊特征和家庭特征的回歸系數；參數θ1用來衡量土地確權對農業勞動生產率的凈效應，是本文關心的核心參數。方程(1)的逐步回歸結果如表2所示。

表2 土地確權與農業勞動生產率關系的逐步回歸結果

注：地形變量包括平原、丘陵、山地、高原和盆地，將地形設置為虛擬變量，并以盆地為基準組。

1.土地確權對農業勞動生產率的影響

表2中的估計結果顯示，無論是否加入控制變量，土地確權均對農業勞動生產率產生顯著的正向影響。這表明土地確權制度能夠依法保障農民的土地權利，為農民還權賦能，充分調動農民的生產積極性，并且優化了農業資源配置，從而提高農業勞動生產率。具體來看，在不加入控制變量的情況下，確權農戶的農業勞動生產率比非確權農戶約高11.9%(結果(1))。而在控制村莊層面的特征后，確權對農業勞動勞動生產率的促進作用增大到29.0%(結果(2))，這從另一側面表明確權村莊的經濟狀況和生產條件相對更為落后，與表1中的統計結果相一致。當進一步引入家庭層面的控制變量后(結果(3))，確權對農業勞動生產率的影響效應基本保持穩定。產生該結果的可能原因在于，我國土地確權政策的實施是以村莊為單位，所以土地確權變量只與村莊特征相關，而與家庭特征無關。同時，這也說明本文實證結果較為穩健。

2.村莊特征變量對農業勞動生產率的影響

村莊的經濟發展水平、社會保障狀況和自然資源條件是家庭農業生產的重要外部環境，對農業發展和勞動生產率提升產生系統影響。其中，村莊人均純收入做為村莊整體經濟發展水平的代理變量，其值越高意味著村莊具有更多的投資、就業機會以及更好的基礎設施條件，這有利于促進農業資源配置、降低農業生產成本，并最終提升農業生產效率。表2結果也顯示出村莊人均純收入對農業勞動生產率具有顯著的正向影響。健康狀況是人力資本的重要組成部分，健康沖擊不僅降低了農民的幸福感，同時也減少其在農業方面的生產性支出和收入水平[18]。因此，農民身體健康保障的醫療機構的設立對村莊農業生產具有重要支撐作用。實證結果驗證了這一論點，有醫療機構村莊的農業勞動生產率比沒有醫療機構村莊高56.8%，且在1%的水平上統計顯著。交通運輸是農村發展的原動力，其發展打破了農業生產自給自足的小生產格局，架起了農產品與市場的橋梁，推動農村對外開放[19]。因此，村莊與公交站的距離越近，其農業生產的運輸成本越低，越有利于農戶的生產經營。同時，與公交站的距離越近，農戶接觸市場的機會越多，越能夠獲得對農業生產有利的信息。類似地，村莊中農戶擁有手機的比例越高，意味著農戶接觸現代技術的可能性越大，越有利于農業生產現代化，從而促進農業勞動生產率的提高。此外，農戶還可以使用手機獲得農業生產經營信息、市場信息以及作物生長的氣候信息，使得農戶的生產經營模式由被動變為主動，增強農戶在農業市場中的地位，提高農業產值和農戶收入。表2結果支持上述論點。

3.家庭特征變量對農業勞動生產率的影響

在家庭特征變量中，農業資本和勞動力是影響農業勞動生產率的兩個重要解釋變量。其中，家庭農業總投入對勞動生產率具有顯著的正向影響。確權農戶通過租入或者置換土地，解決了耕地細碎化問題并擴大家庭經營規模。在此前提下，才更有利于發揮現代化農業生產模式的產出效應，并實現資本對勞動力的替代，進而從多種途徑提升農業勞動生產率。而農業勞動力投入則對農業勞動生產率具有顯著的負向作用，這表明我國農業生產中仍然存在勞動力過剩問題。因此，充分發揮土地確權對農業資源的再配置效應，是促進我國農業發展、增加農民收入的有效途徑，是實現農業規模化經營的必然選擇，也是發展現代農業的必要手段。此外，戶主年齡也與農業勞動生產率呈現出顯著的負相關特征。這是因為，年齡大的戶主不僅勞動能力在逐漸減弱，而且不愿意改變傳統的生產經營模式，從而其農業勞動生產率偏低。相反，年輕戶主接受農業新技術的能力相對較強，更有利于破除因循守舊的小農意識，進行農業的規模化和機械化生產。

(二)穩健性檢驗

表1中的描述性統計顯示，確權與非確權農戶的特征變量存在顯著差異。這就要求我們對土地確權政策的外生性進行檢驗，即地方政府在選擇確權試點村莊時，是隨機選擇的還是有針對性地挑選？本文基于傾向得分匹配(Propensity Score Matching，簡記為PSM)方法和村莊特征變量為每個確權村莊匹配一個“同質的”非確權村莊，從而保證兩類村莊除在土地確權方面不同外，其他個體特征均相同。通過比較這兩類村莊農業勞動生產率的差異，進而驗證土地確權與農業勞動生產率之間的因果效應。為確保匹配質量，本文在構建村莊確權選擇的Logit模型中使用了更多的村莊層面控制變量。[注]Logit模型的被解釋變量為村莊是否進行土地確權，解釋變量為村莊層面的特征變量，主要包括：村莊人均純收入、工業收入占比、村莊到公交站的距離、村莊擁有手機農戶的比例、村莊總人口數、65歲以上人口占比、是否使用機械收割、是否納入城鎮規劃區、下雪天數和地形特征。由于篇幅有限，在正文中沒有給出Logit模型的估計結果。在獲得Logit模型的估計結果后，計算村莊參與土地確權的概率(傾向得分值)，進而利用村莊的傾向得分值為每個確權村莊匹配“同質的”非確權村莊。表3給出傾向得分匹配前后兩組樣本解釋變量的平衡性檢驗結果。

在樣本匹配之后，兩組樣本解釋變量的標準化偏差從73.7%減少到16.9%—18.5%，總偏誤大幅度降低。似然比檢驗的P值表明，解釋變量的聯合顯著性檢驗在匹配之前是統計顯著的，在匹配之后總是被拒絕的。Pseudo-R2值也從匹配之前的0.091下降到匹配之后的0.005—0.006。上述檢驗結果表明，就平衡兩組樣本之間的解釋變量的分布而言，傾向得分估計和樣本匹配是成功的。在獲得有效的匹配樣本之后，就可以進一步計算土地確權影響農業勞動生產率的平均處理效應。計算結果在表4的第4列和第5列給出。

表3 傾向得分匹配前后解釋變量的平衡性檢驗結果

注：核匹配I設定傾向得分窗寬為0.060，核匹配II設定傾向得分窗寬為0.100。

表4 土地確權與農業勞動生產率的因果效應(村莊層面，N=2 729)

表4是在村莊層面上考察確權與農業勞動生產率的關系。結果顯示，確權村的農業勞動生產率比非確權村顯著上升了10.6%—14.4%，并至少在5%的置信水平上顯著。此外，通過對OLS估計結果與PSM結果的比較可以看出，基于兩種方法測度的土地確權效應差異不大，這表明土地確權政策相對于村莊而言是外生的。而OLS與WLS估計結果也具有同質性(均具有顯著正向影響，且在數值上接近)，這說明異方差問題在本文也不是一個嚴重問題。

(三)中介效應分析

在確定土地確權與農業勞動生產率之間的因果聯系后，我們更希望了解兩者關系背后的形成機制是什么？中介效應模型經常被用來解釋兩變量之間影響的內在機理，并在各類實證研究中得到廣泛應用。如許慶等[20]運用中介效應模型研究了土地確權對土地流轉的影響，將勞動力流動作為中介變量，發現土地確權不僅使農戶的土地轉出概率顯著提高，而且有利于激勵勞動力外出就業，進而間接推動土地流轉。林文聲等[21]構建了“農地確權—中間傳導機制—農地流轉”的分析框架，識別出農業生產激勵、交易費用、交易價格以及農業要素市場聯動四種中間傳導機制。本文基于第二部分的理論分析與研究假設，選擇家庭耕地規模和農戶信貸做為中介變量，分析了土地確權→中介變量→農業勞動生產率的影響傳導渠道。中介變量模型的作用過程由方程(1)和下列兩個回歸方程共同描述：

Mij=γ0+αTitlingi+γ1Zi+γ2Hij+εij

(2)

yij=ρ0+θ2Titlingi+βMij+ρ1Zi+ρ2Hij+νij

(3)

其中，Mij為中介變量(包括家庭耕地規模和農戶信貸)；村莊特征變量Zi和家庭特征變量Hij做為回歸方程的控制變量。εij和vij為隨機誤差項。

根據溫忠麟和葉寶娟[22]，中介效應檢驗方法主要包括逐步法、Sobel法和Bootstrap法。通常來說，逐步法是最為常用的檢驗方法，其驗證中介效應存在應滿足以下條件：一是在不考慮中介變量的情況下，將農業勞動生產率yij對土地確權Titlingi進行回歸，方程(1)中的回歸系數θ1具有統計顯著性。[注]基于回歸方程(1)可知，土地確權對農業勞動生產率具有顯著正向影響，這一結論已在表2結果中被驗證。二是將中介變量Mij對土地確權Titlingi進行回歸，回歸系數α具有統計顯著性。三是將農業勞動生產率yij同時對土地確權Titlingi和中介變量Mij進行回歸，如果中介變量系數β達到顯著水平，土地確權對農業勞動生產率的影響與沒有加入中介變量相比時有所下降(即θ2<θ1)且也達到顯著水平，則稱中介變量發揮部分中介作用；而如果土地確權對農業勞動生產率的影響變為不顯著，則稱中介變量具有完全中介效應。本文采用逐步法檢驗家庭耕地規模和農戶信貸變量的中介效應，[注]若回歸系數α和β不能同時滿足統計顯著條件，則轉為利用Bootstrap法進行中介效應檢驗。方程(2)和方程(3)的估計結果如表5所示。

表5 土地確權影響農業勞動生產率的中介效應檢驗

在估計方程(2)時，分別將家庭耕地規模和農戶信貸做為被解釋變量，考察土地確權對中介變量的影響，估計結果在表5的第2列和第3列給出。在估計方程(3)時，區分了將家庭耕地規模、農戶信貸分別或者同時加入方程三種情況，估計結果在表5的第4—6列給出。此外，在進行中介效應檢驗時，還需要將表2中的結果(3)與表5中的估計結果結合討論。

由表5的第2列可知，土地確權對家庭耕地規模具有正向影響，且在1%水平上統計顯著。土地確權通過降低土地租賃風險和減少交易成本等途徑促進了土地流轉市場的正式化和常規化，有利于土地向具有更高的勞動生產率的農戶手中集中，從而擴大農業生產規模。平均來看，確權農戶的家庭耕地規模比非確權農戶多3.422畝。而將家庭耕地規模做為中介變量加入到基礎回歸，其估計結果由第4列給出，家庭耕地規模每增加1畝，則農業勞動生產率增長1.4%，且在1%水平上顯著。Adamopoulos和Restuccia[23]指出，當耕地面積擴大受到限制時，農業經營規模和勞動生產率都會降低。隨著農地經營規模擴大，土地不再是制約農業生產技術發展的瓶頸，有利于提升各種資源的配置效率，而這恰好是我國從傳統農業向現代農業過渡過程中急需解決的關鍵問題。此外，土地確權對農業勞動生產率的影響效應從結果(3)中0.287下降到結果(4)中的0.226，但仍保持統計顯著。根據中介效應判斷準則可知，家庭耕地規模在土地確權對農業勞動生產率影響中發揮部分中介效應，從而驗證了假設1。類似地，將農戶信貸作為中介變量時，由第3列和第5列結果可知，農戶信貸在農地確權對農業勞動生產率中也起到部分中介作用。農地確權使農地產權明晰化和農地經營權正式化，有利于農戶將農地的承包經營權轉化為信貸抵押品，增加了信貸獲得的可能性。另外，獲得信貸的農戶還可以增加農業生產投入，改善農業設施和裝備，促進農業的現代化和規模化經營，從而提高農業勞動生產率。上述結論驗證了假設2。進一步，將兩個中介變量同時加入回歸模型中，估計結果可以看出均在1%的水平下顯著，而且此時土地確權仍然在1%的水平下保持顯著，但是其影響效應從0.287下降到0.155，表明兩中介變量在影響傳導機制中同時發揮重要作用。

為定量評價兩中介變量在土地確權對農業勞動生產率影響中的相對重要性，本文計算了由中介變量產生的間接效應占總效應的比例，即(θ1-θ2)/θ1。計算結果如表6所示。

表6 土地確權對農業勞動生產率的影響效應測算

表6顯示，家庭耕地規模的中介效應占總效應的比重為21.3%，農戶信貸的中介效應占總效應的比重為37.3%，兩變量的聯合中介效應占比約為46.0%。上述信息揭示出如下結論：一是農戶信貸的中介效應大于家庭耕地規模。這是因為，土地承包經營權資本化的實現更為便捷，而且農戶信貸影響農業勞動生產率的渠道也更為廣泛，如選擇高產出農業項目、改善基礎設施條件和增加農業中間投入等。此外，農戶信貸還是農業規模化經營的前提條件，只有獲得了足夠的生產資本，農戶才有能力達到規模經營所要求的生產機械化和管理現代化。反之，受市場供需、技術使用和自然環境等條件的限制，規模化經營對農業生產的促進作用將經過較長一段時期才能逐漸顯現。二是家庭耕地規模和農戶信貸的聯合中介效應小于每個變量的各自中介效應的加總58.6%，表明兩中介變量之間存在正向交互作用，割裂開來分析將高估兩者對農業勞動生產率的影響傳導效應。綜上可知，盡管家庭耕地規模和農戶信貸未能起到完全中介作用，但其在土地確權對農業勞動生產率增長的影響效應中占有重要比重，上述結論對于地方政府制定針對性農業支持政策具有重要啟示。

五、結論與政策含義

本文在對土地確權與農業勞動生產率的理論關系進行細致梳理的基礎上，利用2011年中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)的村莊和家庭層面數據，對兩者之間的因果效應進行統計推斷。進一步，利用中介效應模型研究家庭耕地規模和農戶信貸在土地確權影響農業勞動生產率過程中所發揮的間接效應。主要結論包括：其一，確權農戶的農業勞動生產率比非確權家庭高28.7%，且在1%的水平上顯著。其二，盡管確權與非確權村莊存在較為顯著的異質性特征，但PSM檢驗表明，確權試點村莊的選擇不會導致回歸模型的內生性問題，本文的實證結果相對穩健。其三，中介效應模型的估計結果表明，家庭耕地規模和農戶信貸具有部分中介作用，間接效應達到46.0%，且農戶信貸的中介效應要高于家庭耕地規模。

本文的政策含義在于，政府部門在進行土地制度改革時，應充分意識到家庭耕地規模和農戶信貸對農業生產的重要性，這直接關系到土地確權制度紅利的實現。為此，需要積極完善我國土地流轉市場，擴大農地經營規模，讓低生產率的農戶從土地中解放出來。一方面為農戶從事其他行業和獲得更高收入創造條件，另一方面也為高生產率的農戶進行土地規模化經營提供良機。此外，還需要加大對農戶信貸的支持力度，激發農業生產活力，為農戶創造良好的農業經營環境，為農業的科技化現代化提供資金支持，真正做到“藏糧于農、藏糧于技”。