——基于关中-天水经济区调查数据的实证分析
改革开放以来，中国政府不断赋予和强化农民的土地权利，从1978年12月~1983年10月，我国就建立起统一经营与分散经营相结合､以家庭承包为主要形式的联产承包责任制，几乎所有的农户都采用了这一农作制度[1]｡随后，围绕农地使用权期限，经历了1984年中央1号文件规定的15年承包期､1993年中央11号文件中规定的30年承包期和2008年十七届三中全会规定的土地承包长久不变三个阶段;围绕农地调整，实行了"增人不增地､减人不减地"以及在特殊情况下可以进行有限的小调整的农地调整政策;以上变革的目的是为了提高农户对土地投资的长远预期，形成有助于农户进行持续性农业生产经营的政策与制度基础｡进入新世纪以来，随着工业化､城镇化快速发展以及城乡收入差距逐步拉大，农户分化日趋明显，农业发展进程及其生产要素组合形态发生了巨大变化，尤其是现代农业发展要求以及农地市场供需结构状况，促发了农地产权结构由所有权与承包经营权的"两权分置"演化为集体所有权､农户承包权､农地经营权的"三权分置"｡在土地权利束逐步细分以及产权市场化过程中，为了保护农户农地产权不受侵害，从1997年开始，中央政府就多次提出向农户颁发土地承包经营权证书，2013年中央1号文件进一步明确用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｡毫无疑问，农村土地承包经营权确权颁证，为"三权分置"下农户承包权､农地经营权的市场化改革奠定了有效的制度基础｡
农地产权关系不断改革以及农村土地承包经营权确权颁证，是改革开放以来中国政府在农业发展方面的重点工作，也是现阶段实施农业适度规模经营的重要举措[2]｡其目的是寄希望通过产权明晰化，丰富农户产权权能，降低农地市场交易成本，进而加速土地流转并实现地块合并，有效降低农户农地分散化､细碎化的小规模经营格局[3，4]｡那么，这种渐进式的改革举措，是否得到了农户响应？农地确权颁证究竟对农户农地流转有多大的影响？为弄清这些问题，本文选取了西北地区经济发展较快､东西差异相对较小的关中-天水经济区(以下简称“关天经济区”)作为调研区域，从农户是否参与农地流转和农地流转率两个维度，依据Heckman两步法论证了确权对农户是否参与农地流转､农户农地流转率的影响｡
一、材料与研究方法
1.1数据来源
文中根据各个乡镇的经济发展水平与农业生产情况，在关天经济区分层随机抽取10个乡镇，所选取的乡镇在农地流转方面存在一定差异，调研地点的选取具有代表性｡根据村庄的大小，每个行政村分层随机选取25-35个农户，文中所选取的行政村分别是:揉谷镇光明村､陵东村和陵湾村，大寨乡官村和黎张沟村，王桥镇柏章村，安吴镇刘德村和淡村，药惠乡麦张村､东升村和银王村，通远镇仁村，南寨镇朝阳村和新西村，中滩镇雷王村､张白村和四合村，汪川镇万家庄村以及永清镇苏屲村｡此次调研共发放问卷700份，收回有效问卷660份｡在问卷录入､生成数据库后，课题组对数据进行了逻辑检查和区间检查，即检查各问题的选项是否符合逻辑､是否落入合理的数据区间内，同时对部分存在疑问的样本进行电话回访，经过整理，删除含有缺失值的问卷后，共获取622个有效样本(表1)｡
1.2研究方法
农户农地流转具有较强的自主性，而农户农地流转率的某些不可观测原因也会对农户农地流转的决策产生影响，如果只用流转农地的农户作为样本来研究确权和其他变量对农户农地流转的影响，将会产生有偏的估计结果｡而Heckman[5]的样本选择两步估计模型可以较好的解决这一问题｡该方法首先需要构建一个全样本的Probit方程，通过回归得到逆米尔斯比率^λ(MillsRatio)，其次，将逆米尔斯比率^λ作为一个选择性偏差修正项和其他变量一起引入第二阶段的回归方程中｡基于Greene[6]和陈强[7]的研究结论和前文的理论分析，文中构建以下模型:
式中:式(1)代表选择模型，式(2)代表结果方程｡Zi为不可观测的潜变量，yi为因变量，Xi､Wi为两个自变量的向量，γ､β为待估计系数，μi和εi为服从N2(0，0，1，σε，ρ)的残差项，i表示第i个样本｡
根据样本选择模型和结果模型，可以构建以下无条件概率模型:
式(3)-(5)中，Φ1(·)表示标准正态分布函数，Φ2(·)表示累计二元正态分布函数｡结合数据的可获得性和研究目的，文中以农户是否参与农地流转(z)和农地流转率(y)为可观测因变量，以农地确权颁证(w1，x1)､信息成本(w2，x2)､谈判成本(w3，x3)和执行成本(w4，x4)､(w5，x5)为核心自变量，户主的年龄(w6，x6)､户主年龄的平方(w7，x7)､户主文化程度(w8，x8)､农业收入的比重(w9，x9)､流转价格(w10，x10)和非农就业劳动力占家庭劳动力的比重(w11，x11)为控制变量，为满足选择模型被识别，将区域变量(w12)和家庭地块数(w13)设为识别变量｡根据(3)-(5)式将本文的实证模型扩展为:
式中:β0､γ0为常数项｡利用OLS对实证分析模型进行估计，可求得该模型相应的待估计参数及检验所需要的统计量｡
二、结果与分析
2.1变量设定与描述性统计
参照农户农地流转行为的已有文献[8-12]，考虑到农地确权､农户农地流转以及文中的研究目的，结合数据的可获得性，文中选取农户是否参与农地流转和农地流转率这两个指标作为农户农地流转行为的代理变量;分别考虑农地确权与交易成本对农户农地流转行为的影响｡文中将女性劳动力定义为16-55岁之间的非学生非丧失劳动力女性，男性劳动力定义为16-60岁之间的非学生非丧失劳动力的男性，身体状况一般的劳动力按照半劳动力处理，对男整劳､女整劳和半劳分别采用1.0､0.75和0.5的权数加以测算加总[13]，按照上述方法分别计算家庭非农就业劳动力数和家庭劳动力数，得出非农就业劳动力比重｡
按照科斯等的思路可以将农地流转的交易成本分为3个方面:农地流转双方搜寻流转对象和流转信息的成本､流转双方为确定流转价格等进行谈判并签订相关合约的成本､避免机会主义行为而产生的监督和执行合约所需要的成本，这3方面的交易成本决定了农地流转中交易成本的高低，影响着农户农地流转行为的决策｡文中选取农户对农地流转信息了解程度､农地流转的组织形式､流转难易程度､合约期限和契约形式表示农地流转的交易成本｡具体变量的含义及描述性统计(表2)｡
2.2模型回归结果分析
(1)核心解释变量｡农地确权颁证与农户是否参与农地流转在5%的显著性水平下通过检验，符号为负，说明农地确权颁证对农户参与农地流转具有抑制作用｡这是因为确权颁证增强了农户的土地财产权｡对于以农为生的农民来说，土地不只是简单的经济要素，而是一种被分化了的人格财产，农地流转并不是简单的经济物品的交易，而是一种基于赋权､情感与权益认知的交易[14]｡由于农地具有多功能性，其可替代程度较低，致使农户对其拥有较高的禀赋效应[12]，农地的低可替代性主要表现在农户对农地难以分割的特殊情结，而这种特殊情结的存在使得农户很难寻找一种替代物来弥补人们丧失农地这一人格化财产的痛苦｡由于农村金融市场的深化改革，土地承包经营权成为有效的抵押物，农户将自己的土地承包经营权用于抵押贷款，有效缓解了信贷约束，实现金融供需的有效对接｡因此，确权颁证之后农户对参与农地流转的响应更低｡
(2)识别变量｡所处区域与农户是否参与农地流转在1%的显著性水平下通过检验，符号为正，但对农户农地流转率影响不显著;家庭承包地块数与农户是否参与农地流转在1%的显著性水平下通过检验，符号为正，但对农户农地流转率影响不显著，表明样本的选择偏误问题不可忽视，各识别变量较适用当前的计量模型｡
(3)控制变量｡年龄平方与农户农地流转率在10%的显著性水平下通过检验，符号为正，从生命周期理论视角分析，随着户主年龄的增长，农业生产能力呈现先上升后下降的态势，表现在农户农地流转率呈现先上升后下降的趋势;文化程度与农户是否参与农地流转在1%的显著性水平下通过检验，且符号为负，与农户农地流转率在10%的显著性水平下通过检验，符号为负，这可能是由于关天经济区是西北经济发展最快的区域，随着工业化的快速发展及城镇化进程的加快，土地的市场价值增长迅速，农户的土地由资源演化成为资产，而文化程度高的农户接受新事物和新知识的能力强，对现行农地流转政策的了解深，资产意识强，对土地承包经营权抵押贷款的投资收益预期更高，不愿意参与农地流转，即使参与了农地流转，其农地流转的比例也低于文化程度低的农户;农业收入的比重与农户农地流转率在1%的显著性水平下通过检验，符号为负，农业收入比重高的农户大多将农业收入作为主要收入来源，倾向于使用新技术提高农业收入，在农地流转的过程中，这部分农户的流转率相对较低;非农就业劳动力比重与农户农地流转率在5%的显著性水平下通过检验，符号为负，农业劳动力转移到非农就业比重越高的农户越愿意参与农地流转，这样可以减少耕种农地的机会成本;农地流转的难易程度与农户农地流转率在10%的显著性水平下通过检验，符号为负，随着农地流转难度系数的增大，农户农地流转谈判成本增大，农户对参与农地流转的响应变低;合约期限与农户是否参与农地流转在1%的显著性水平下通过检验，且符号为负，合约期限越长，合约的执行成本越高，农户在流转过程中的利益更容易受到转入方的攫取，越不倾向于参与农地流转;农地流转的契约形式与农户农地流转率在1%的显著性水平下通过检验，符号为负，相对于有契约的农户，没有契约的农户更倾向于参与农地流转，这可能是由于农户外出务工主要从事体力劳动，其收入及被雇佣概率随着时间的推移而降低，而契约致使农户回村务农的成本提升，相应的提升了农地流转的交易成本｡
三、讨论
中国农地制度改革以赋权､确权为主线，由确权引发的农地流转效应已成为政界和学界研究的热点[13]｡农村土地模糊不清的产权关系不利于资源的优化配置，从而直接阻碍了农村集体土地的合理流转，地权的稳定性对于土地使用权的长期流转起着至关重要的作用[16]｡中国作为世界农业大国，实行"集体所有制"的农地制度，其农地被赋予了多重属性｡由于城镇化进程的不断推进以及非农化的发展，农户农地流转行为的个体差异和区域差异日渐明显，学术界关于明晰的产权对农地承包经营权流转影响的争议颇多｡
文中以关天经济区为例，使用Heckman两步法进行回归，从回归结果可以看出:农地确权颁证对农户参与农地流转具有抑制作用，这与钟文晶和罗必良[17]､Lang等[18]､Jacoby和Minten[19]的研究结果一致｡农户农地禀赋效应的普遍存在是抑制农地流转的重要根源，而现行的农地流转市场是一个包含了人缘､地缘及亲缘等复杂关系网络在内的一个特殊的市场，不仅仅是一个简单的要素交易市场｡农地确权颁证进一步强化了农户的禀赋效应，同时，农地流转仅仅将土地作为一种生产性要素而不是资本性要素，这必将导致农地流转市场呈现一种滞后的､扭曲的发展态势｡禀赋效应的存在，必然使得农户在选择流转对象､流转组织者的过程中产生分散化､小规模的复制传统小农经济的经营模式，不利于规模经济的发展｡确权颁证后，农户土地财产权的权利范围有所增大，但土地承包经营权并没有成为农户真正意义的财产权利，整合农户土地财产权､将分散的土地产权变为集中的土地产权将成为今后政策发展的突破点｡确权颁证仅仅是影响农地流转市场的一个影响因素，要促进农地流转市场的健康､有序发展，还需要加强农地流转市场的治理结构，规范农地流转市场各行为主体的流转行为｡本研究仅仅是针对农地确权颁证的初步评估，由于该政策实施的时间较短，政策实施的长期效果有待通过时间的检验｡本调查也仅局限于关天经济区，随着政策的实施与推广，还需进一步加大后续的调查研究｡第7期蔡洁等农地确权真的可以促进农户农地流转吗？
四、结论
文中利用关天经济区622份农户的微观数据，以农户农地流转行为为例，考虑实地调研数据的样本选择偏误问题，实证分析了农地确权对农户农地流转行为影响的内在机理｡主要研究结论如下:第一，农户参与农地流转的意愿不强，参与农地流转的农户仅占样本总数的23.47%，而参与农地流转的农户中57.5%的农地流转率在50%以下;第二，农地确权颁证强化农户对资源"禀赋效应"的认知，使得农户将其土地看成人格化财产，抑制了农户参与农地流转，年龄､文化程度､农业收入的比重､非农就业劳动力比重､农地流转的难易程度､合约期限和农地流转的契约形式分别在不同程度上影响农户农地流转行为｡
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