“农业边缘化”成为我国农村地区普遍的现象,大量农地被闲置。据统计,仅2000年至2015年短短5年间,我国耕地面积减少了144万hm2,其中,80%以上闲置农地是由人为抛荒造成的(Yao等,2017;程维明等,2018),引起了社会各界的广泛关注。一方面,国家及地方政府陆续出台“耕地总量动态平衡”“耕地保护目标责任”“基本农田保护”等耕地保护政策,力求从法律法规层面遏制农地抛荒现象(Molinillo等,1997;郑沃林等,2016)。另一方面,学术界不断开展农地抛荒的专题研究,从理论上探究农地抛荒的根源。常见的观点有:农地抛荒是特定的土地制度内多种因素共同作用的结果,是发展中国家普遍存在的问题(Gould,2006)。具体到我国特定的土地国情,受家庭联产承包责任制的影响,农户凭借其集体成员资格的公平性,以家庭为单位依法享有土地承包经营权。其中,集体成员资格的公平性决定了“土地均分”的格局,不可避免地造成了土地细碎化的现象。在户籍制度改革之前,城乡要素流动不充分,农户需要依赖唯一的“保命田”进行生活,土地细碎化的规模不经济问题并不明显,农户不会因此而出现大规模的农地抛荒行为(Ma等,2013)。随着户籍制度改革以及城乡一体化等制度的演进,城乡要素流动加剧,农户获得更多的非农就业机会,且非农就业带来的收入远高于农业收入,农户不再需要“以农为业”“以农为生”,由此出现了广泛的兼业现象(Mullan等,2011)。这意味着在农业生产中,农户的工作时间、精力被非农就业“挤出”,土地细碎化的规模不经济效应逐渐显现,加之在农户不完全掌握农地产权的前提下,农户对农地流转普遍存在预期不足,从而加剧了农地抛荒现象。正因如此,国家开展了新一轮的农地产权制度改革,即农地确权颁证,希望通过发挥产权的激励效应,促使农户采取符合政策预期的土地利用行为,以盘活低效、闲置的土地。
目前,关于农地确权颁证对农地抛荒的研究成果仍欠缺。代表性成果有罗明忠等(2017,2018)的研究,其检验了农地确权颁证在5%的统计水平上降低了农地抛荒率,为本研究奠定了基本思路。但是,该研究立足于产权基本属性,指出农地确权颁证保证了产权的排他性、有限性、可分性、可交易性,强化了农户对农地的排他能力、谈判能力、交易能力,从而减少了农地抛荒。然而,产权本身(或产权基本属性)不具备激励效应,提供激励的是确权所带来的剩余索取权。农地确权颁证稳定了农户的剩余索取权,使得农户农业生产预期收益与其努力方向相一致,保障了稀缺资源的“准所有者”(即农户)有寻求最大化收益的动机,并且稳定了农地产权的社会认同,降低了因权责不对称而出现侵犯他人产权的行为,保障了产权主体的行为能力实施。
综上所述,本研究立足于产权激励的角度,考察农地确权颁证对农地抛荒的传导机理。由于确权颁证稳定了农户剩余索取权,这使得农户对农业生产经营有着明显的收益预期。而获得收益的多少则取决于农户农业投资的多寡。因此,本研究构建了“农地确权颁证、农地投资与农地抛荒”的理论框架,并将农业投资进一步划分为农业生产资本化投资、农业生产专业化投资、农业生产合作化投资三大维度。同时,利用中国劳动力动态调查(CLDS)共29个省份13 750名农户数据对“农地确权颁证、农业投资与农地抛荒”进行了实证检验,发现农地确权颁证显著抑制了农地抛荒和促进农业投资,而且农地确权颁证主要通过作用于农业投资,进而影响到农地抛荒的传导机理。
二、理论分析 (一) 土地细碎化、产权残缺与农地抛荒土地细碎化是我国土地国情的基本特征(Tan等,2006)。面对难以改变的土地细碎化格局,农户往往将有限的资源集中于面积较大、土地质量较好、灌溉条件较理想的“上等地”内,而有意识地抛弃面积较小、土地质量较差的“下等地”或“中等地”,以实现资源最优分配。如,许庆和章元(2005)、许庆等(2017)指出,在土地调整的过程中,农户首先选择保留土地质量较好的“上等地”,其次是“中等地”,最后是土地质量较差的“下等地”。特别是在农地产权界定不清晰的“产权残缺”情况下,农户获得的剩余索取权并不稳定,在比较利益机制下,难以激励农户提高抛荒地的利用效率。此外,由于剩余索取权带来的农地预期收益并不明确,抑制了农户和潜在市场主体的长期交易行为,从而加剧了土地细碎化造成的农地抛荒现象(Feng等,2010)。值得注意的是,在“人地关系长期不变”的政策导向下,通过大范围的土地调整、土地再分配等措施,解决土地细碎化带来的农地抛荒现象并不可取。但是,新一轮农地产权制度改革则可能通过稳定农户的剩余索取权,从而为农户盘活低效用地提供激励,缓和农地抛荒现象。基于以上分析,提出如下假设:
H1:农地确权颁证能够减少农地抛荒现象。
(二) 农地确权颁证、产权激励与农业投资据叶剑平等(2010)考察,在第二轮土地承包政策推进后,我国农村地区的土地权利证书发放比例较低,导致了农户缺乏农业投资的动力(程令国等,2016)。随着新一轮的农地产权制度改革,政府通过颁发土地权利文书和延长土地承包期限等方式,对农地产权进行“赋权增能”,使得农地由公共物品转变为准私人物品(Galiani等,2011)。这不仅保证了农户对农地的剩余索取权,还降低了农业投资被“搭便车”的风险,提高了农户农业生产投资意愿。Saint-Macary等(2010)、应瑞瑶等(2018)分别对越南、中国部分地区的实证研究同样验证了上述结论。事实上,产权激励集中反映在“有效”和“安全”两方面。首先,农地确权颁证保障了农户的剩余索取权,降低市场配置资源成本,促进土地要素市场的发育,使得农户对进入公开市场交易的农地产权有着明确的收益预期,从而导致农户更愿意对抛荒地进行农业投资,以提升土地的保值增值潜力。其次,农地确权颁证使得每个农户都拥有正式的土地权利文书,为农户带来了“看得见、摸得着”的权利,在增强了农户心中的权利保障安全感的同时(钟文晶和罗必良,2013),提高了潜在的市场主体对于农地交易的心理安全感,扩大了农地作为抵押品获取农业生产性信贷的可能,使得农户更愿意通过农业生产贷款来增加农业投资(应瑞瑶等,2018)。基于以上分析,提出如下假设:
H2:农地确权颁证增加农户农业投资的积极性,即农地确权颁证可以促进农户农业生产资本化投资、农业生产专业化投资和农业生产合作化投资的倾向。
(三) 农地确权颁证、农业投资与农地抛荒随着人口流动、村庄社会阶层分化,农村的人地关系变得异常复杂。分田到户和第一轮、第二轮承包政策带来的产权规则被熟人社会的道义原则挤出,家庭联产承包责任制赋予农户的剩余索取权因此受到不同程度的冲击(Cheung,1987)。这使得兼业农户或“小农户”因害怕“搭便车”、“机会主义”等风险,或者认为农地并非属于自己所有,而不愿意追加农业投资,形成了农地抛荒现象(Brasselle等,2002)。事实上,除非是生产效率极低的盐碱地、泥泞地等,农户实在无法对其进行复耕外,对于土地质量、灌溉条件相当一般的“中等地”,农户大多持“可抛弃、可经营”的态度。而农地确权颁证则通过广义的委托代理形式,保障了农户对农地的剩余索取权,使稀缺资源的“准所有者”(即农户)有寻求最大化收益的动机,不但降低了农户农地产权保护的成本,减少相邻地块农户纠纷,还能提升规模经营的生产者剩余,促使农户通过农业投资以提高土地的综合价值,客观上减少农地抛荒现象。
也就是说,农地确权颁证主要作用于农业投资,从而抑制农地抛荒现象。首先,农地确权颁证保障了农户剩余索取权,提高了农户农业生产资本化投资的积极性,从而改善了抛荒地的农业生产经营条件,提升了土地利用效率。其次,农地确权颁证带来的剩余索取权使得农业生产经营的预期收益与农户努力方向相一致,激发了农户扩大耕地规模需求以及提高农户专业化水平的意愿,促使农户通过农业生产专业化投资,降低抛荒地的农业生产成本,改善了抛荒地的利用状况。最后,农地确权颁证明确了农户之间的剩余索取权,不但强化了农地产权的社会认同,而且降低了集体行动的交易费用,促使农户采用协调策略(曼瑟尔•奥尔森,1995),包括加入某种农业生产合作组织,以组织化的方式,改善各自的抛荒地生产经营状况。基于以上分析,提出如下假设:
H3:农业投资,即农业生产资本化投资、农业生产专业化投资和农业生产合作化投资,在农地确权颁证对农地抛荒影响过程中起到部分中介效应。
三、研究设计与变量选取 (一) 数据来源本研究的数据来源于中山大学社会科学调查中心主持的2014年中国劳动力动态调查(CLDS)。该调查主要采取多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的样本抽样方法,通过轮换样本追踪,在全国范围内29个省份进行随机抽样,具有一定的代表性、稳定性和权威性。研究数据共包括个人、家庭和村庄三个层面的数据,涉及397个村居,14 214户家庭,23 594名受访者。本研究在剔除非农村居民以及数据缺失严重的样本后,获得全国(不包括港澳台地区)13 750名受访者数据。其中,在13 750个样本数据中,已领到《农村土地承包经营权证》的受访者有6 666人,尚未领到《农村土地承包经营权证》的受访者有7 084人,农地已确权受访者与未确权受访者的比例约为1:1.06。农地抛荒面积达3 275.98平方千米,约占样本数据农地面积(17 257.19平方千米)的18.98%。
(二) 变量选取本研究变量选取及定义如表1所示。其中,以“农地抛荒”作为实证研究的被解释变量,借鉴罗明忠等(2017)的思路,以“是否抛荒”(1=抛荒;0=没有抛荒)和农地抛荒率(抛荒农地面积/承包地总面积)作为被解释变量的两大测度项。以农地确权颁证为核心解释变量,借鉴仇童伟和罗必良(2018)的思路,以“农户是否领取《农村土地承包经营权证》”(0=尚未确权;1=已经确权)为核心解释变量的测度项。具体变量见表1。
变量名称 | 变量说明 | 均值 | 标准差 | ||
被解释变量 | 农地抛荒行为 | 如果农户抛荒,赋值为1;否则为0 | 0.118 | 0.323 | |
农地抛荒率 | 抛荒农地面积/承包地总面积(%) | 0.113 | 1.835 | ||
解释变量 | 农地确权颁证 | 如果农户领取《农村土地承包经营权证》,赋值为1;否则为0 | 0.485 | 0.499 | |
中介变量 | 农业生产资本化投资 | 如果农户向亲友邻居等借贷用于生产,赋值为1; 否则为0 |
0.110 | 0.313 | |
农业生产专业化投资 | 如果农户成为农业生产专业户,赋值为1;否则为0 | 0.070 | 0.255 | ||
农业生产合作化投资 | 如果农户参与了某种农业生产合作组织,赋值为1;否则为0 | 0.016 | 0.125 | ||
控制变量 | 个体特征 | 性别 | 1=男;0=女 | 0.479 | 0.499 |
年龄 | 年龄(岁) | 42.885 | 14.502 | ||
婚姻状况 | 0=未婚;1=已婚;2=离婚;3=丧偶 | 0.911 | 0.504 | ||
家庭特征 | 家庭人数 | 家庭人数(人) | 4.448 | 2.053 | |
家庭收入 | 家庭全年总收入(元) | 57677.721 | 1115534.918 | ||
农业生产收入 | 家庭全年农、林、牧、副、渔业的总体毛收入(元) | 8456.077 | 32979.788 | ||
农业生产补贴 | 如果农户获得补贴,赋值为1;否则为0 | 0.627 | 0.484 | ||
社会保障 | 城乡养老保险 | 如果农户参加城乡养老保险,赋值为1;否则为0 | 0.055 | 0.227 | |
新型养老保险 | 如果农户参加新型养老保险,赋值为1;否则为0 | 0.270 | 0.444 | ||
村庄特征 | 村庄地形 | 1=平原;2=丘陵;3=山区 | 1.612 | 0.792 | |
村庄交通 | 交通道路有多大比例是硬化路面(%) | 67.947 | 32.376 | ||
农业人口比例 | 15-64岁人口中,从事农业生产的比例(%) | 50.254 | 41.298 | ||
土地调整 | 村里土地小调整次数(次) | 0.325 | 0.468 | ||
灌溉设施服务 | 如果村实行统一灌溉排水,赋值为1;否则为0 | 0.449 | 0.497 | ||
防治病虫灾害服务 | 如果村统一防治病虫灾害,赋值为1;否则为0 | 0.386 | 0.487 | ||
生产资料服务 | 如果村统一购买生产资料,赋值为1;否则为0 | 0.113 | 0.316 |
同时,以“农业投资”作为实证研究的中介变量,借鉴现有的研究成果,以农业生产资本化投资、农业生产专业化投资和农业生产合作化投资作为中介变量的三大测度项。其中,以“农户是否向亲友邻居等借贷用于生产”(1=是;0=否)为农业生产资本化投资的测度内容;以“农户是否成为农业生产专业户”(1=成为农业生产专业户;0=未成为农业生产专业户)作为农业生产专业化投资的测度内容;以“农户是否参与了某种农业生产合作组织”(1=参加了某种农业生产合作组织;0=未参加某种农业生产合作组织)为农业生产合作化投资的测度内容。
此外,为了保证回归分析结果的可靠性及合理性,借鉴现有的研究成果,引入农民行为常见的变量,包括个体特征(性别、年龄、婚姻状况)、家庭特征(家庭人数、家庭收入、农业生产收入、农业生产补贴)、社会保障(城乡养老保险、新型养老保险)以及村庄特征(村庄地形、村庄交通、农业人口比例、土地调整、灌溉设施惠民服务、防治病虫灾害惠民服务、生产资料惠民服务)作为控制变量。CLDS数据没有土地质量、土地细碎化程度等影响农地抛荒的控制变量。为了避免遗漏控制变量,提高实证结果的稳定性,本文增加了村庄特征变量来控制遗漏变量。
四、实证分析 (一) 农地确权颁证与农地抛荒本研究借助Stata13软件,分别进行Logistic、Probit、OLS及Tobit四种模型的回归分析(见表2)。如表2所示,模型的整体拟合效果较好,均在1%的统计水平上显著,验证了假说1,即农地确权颁证既能够减少农户农地抛荒行为的发生,也能够有效降低农地抛荒率。这与罗明忠等(2017,2018)的研究结果相一致。因此,新一轮的农地产权改革,在提升农户农地产权的排他性,增强农户对农地财产的处分自主性的同时(罗必良等,2017),也促使农户重新审视“二轮承包”的分配以及农地产权带来的剩余索取权。任何形式的抛荒行为都有可能造成农地产权价值的折损,带来不可逆的后果,约束了剩余索取权的实现形式。因此,相对于农地抛荒带来的地力下降而言,农户在获得农地权利证书后,更愿意盘活抛荒地,提高土地利用效率,以作出预期后悔感最小化的决策(Kahneman等,1991;Kahneman,2003)。
变量名称 | 农地抛荒行为 | 农地抛荒率 | |||
Logistic回归 | Probit回归 | OLS回归 | Tobit回归 | ||
解释变量 | 农地确权颁证 | −0.360***(−3.84) | −0.189***(−3.86) | −0.014***(−3.64) | −0.187***(−2.73) |
控制变量 | 性别 | −0.056(−0.62) | −0.028(−0.60) | −0.002(−0.60) | −0.035(−0.54) |
年龄 | 0.001(0.27) | 0.001(0.38) | 0.001(1.08) | 0.003(1.20) | |
婚姻状况 | −0.077(−0.70) | −0.041(−0.71) | −0.005(−1.08) | −0.049(−0.61) | |
家庭人数 | 0.111***(5.75) | 0.059***(5.57) | 0.005***(5.18) | 0.079***(5.19) | |
家庭收入 | −0.001(−0.92) | −0.001(−1.20) | 0.001(0.95) | 0.000*(1.88) | |
农业生产收入 | −0.001*(−1.87) | −0.001*(−1.66) | −0.001**(−2.25) | −0.001***(−3.07) | |
农业生产补贴 | 0.101(1.00) | 0.064(1.22) | 0.003(0.81) | −0.085(−1.19) | |
城乡养老保险 | −0.047(−0.14) | −0.029(−0.16) | −0.005(−0.34) | −0.286(−1.07) | |
新型养老保险 | −0.089(−0.95) | −0.045(−0.91) | −0.004(−1.10) | −0.098(−1.42) | |
村庄地形 | 0.397***(7.40) | 0.217***(7.69) | 0.105***(4.71) | 0.234***(5.82) | |
村庄交通 | −0.009***(−6.11) | −0.005***(−6.24) | −0.001(−1.48) | −0.005***(−4.40) | |
农业人口比例 | 0.001(0.87) | 0.001(0.90) | 0.000(0.54) | 0.000(0.50) | |
土地调整 | −0.046(−0.42) | −0.023(−0.42) | −0.003(−0.76) | −0.132*(−1.71) | |
灌溉设施服务 | −0.069(−0.76) | −0.031(−0.64) | −0.008**(−2.21) | −0.071(−1.06) | |
防治病虫灾害服务 | 0.778***(8.18) | 0.416***(8.29) | 0.036***(8.76) | 0.447***(6.27) | |
生产资料服务 | −0.012(−0.08) | −0.036(−0.43) | −0.010(−1.34) | −0.162(−1.31) | |
常数项 | −3.045***(−12.24) | −1.756***(−13.44) | −0.004(−0.36) | −2.413***(−12.10) | |
调整的R2 | 0.0596 | 0.0605 | 0.0271 | 0.0326 | |
Prob>F | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | |
注:*、**、***分别表示1%、5%和10%的显著性水平;括号内为Z值或T值。下同。 |
本研究借助Stata13软件,进行了Logistic回归分析(见表3)。如表3所示,模型的整体拟合效果较好,均在1%的统计水平上显著,验证了假说2,即农地确权颁证对农业投资的促进作用。这与Galiani和Schargrodsky(2011)的研究成果相一致,也符合农业投资的基本规律,即农地确权颁证降低农户保护农地产权的排他成本,并且在法律层面上明确了产权的归属,降低了农地纠纷的可能,稳定了农户对于农业生产的投资回报预期,促进了农户增加农业生产资本化投资、农业生产专业化投资及农业生产合作化投资。具体而言,相对于未获得农村土地承包经营权证的农户而言,已获得农村土地承包经营权证的农户更倾向于通过向亲友邻居等借贷,以改善农业生产经营条件,提高农地生产效率,积极参加农业生产合作组织和转型成为农业生产专业户,以专业化、合作化的方式优化农业生产结构,获得更高的农业投资回报率。
变量名称 | 农业生产资本化投资 | 农业生产专业化投资 | 农业生产合作化投资 | |
解释变量 | 农地确权颁证 | 0.293*(1.91) | 0.312***(2.87) | 0.663**(2.40) |
控制变量 | 性别 | 0.138(0.93) | 0.052(0.50) | 0.104(0.44) |
年龄 | −0.003(−0.53) | −0.003(−0.78) | −0.003(−0.33) | |
婚姻状况 | 0.172(1.04) | −0.173(−1.26) | −0.585*(−1.73) | |
家庭人数 | −0.031(−0.82) | 0.096***(4.26) | −0.065(−0.96) | |
家庭收入 | 0.001(0.81) | 0.001(0.30) | −0.001(1.11) | |
农业生产收入 | 0.001***(6.13) | 0.001***(6.26) | 0.001***(2.81) | |
农业生产补贴 | −0.393**(−2.43) | −0.508***(−4.74) | −0.070(−0.28) | |
城乡养老保险 | −0.740(−0.71) | 0.170(0.46) | 0.486(0.65) | |
新型养老保险 | 0.092(0.60) | −0.057(−0.52) | 0.253(1.01) | |
村庄地形 | 0.082(0.91) | −0.088(−1.42) | 0.771***(4.99) | |
村庄交通 | −0.007***(−3.02) | −0.006***(−3.64) | −0.005(−1.34) | |
农业人口比例 | −0.004(−1.29) | −0.006***(−3.03) | −0.002(−0.06) | |
土地调整 | 0.515***(2.93) | −0.312**(−2.39) | 0.458(1.55) | |
灌溉设施服务 | −0.324**(−2.08) | 0.468***(4.41) | −0.188(−0.75) | |
防治病虫灾害服务 | 0.172(1.01) | 0.589(5.43)*** | 0.877***(3.42) | |
生产资料服务 | 0.719***(2.92) | −0.645***(−2.98) | −0.651(−1.41) | |
常数项 | −1.807***(−3.83) | −2.191***(−6.96) | −5.565(−6.81) | |
调整的R2 | 0.0726 | 0.0706 | 0.0809 | |
Prob>F | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
本研究主要采用温忠麟和叶宝娟(2014)所提出的中介效应检验方法,借助Stata13软件,首先检验农地确权颁证(解释变量)与农地抛荒(被解释变量)之间的关系(见表4)。如Step1所示,在1%的统计水平上,农地确权颁证有效地抑制了农地抛荒现象。其次,分别将中介变量农业投资与农地确权颁证进行模型回归。如Step2所示,在1%的统计水平上,农地确权颁证促进了农户农业生产资本化投资以及农业生产合作化投资的行为倾向。这说明农地确权颁证有效地增强了农户农地产权的安全性、稳定性、排他性,促使农户敢于通过借贷的方式,实现农业生产资本化投资,以及参加农业生产合作化组织和转型成为农业生产专业户。最后,同时将农地确权颁证、农业投资以及农地抛荒进行回归估计。如Step3所示,在1%的统计水平上,农地确权颁证促使农户对抛荒地进行农业投资,从而减少农地抛荒现象,验证了假说3。其中,农业生产资本化投资在农地确权颁证对农地抛荒影响过程中起到中介作用。同时,将农业生产资本化投资加入农地确权颁证对农地抛荒的计量模型后,农地确权颁证的估计系数有一定的下降,表明农业生产资本化投资在农地确权颁证对农地抛荒影响的过程中起到部分中介效应。值得注意的是,Step2证明了农地确权颁证促进农户农业生产合作化投资以及农业生产专业化投资。但是在Step3的中介效应检验步骤中,却未发现农地生产合作化和农业生产专业化投资起到减少农地抛荒的作用。这说明农户农业生产合作化投资和农业生产专业化投资并非农地确权颁证对农地抛荒影响的中介因素;农户参加合作化组织及转型为农业生产专业户并没有诱致农户对抛荒地进行复垦或流转,仍未实现土地利用效率的提高。
步骤及模型 | Step 1 | Step 2 | Step 3 | |||||
被解释变量 | 抛荒行为 | 资本化投资 | 专业化投资 | 合作化投资 | 抛荒行为 | |||
解释变量 | 农地确权颁证 | −0.360*** (−3.84) |
0.293* (1.91) |
0.312*** (2.87) |
0.663** (2.40) |
−0.680*** (−4.37) |
−0.368*** (−3.92) |
−0.362*** (−3.87) |
资本化投资 | − | − | − | − | −1.196*** (−3.48) |
− | − | |
专业化投资 | − | − | − | − | − | 0.247
(1.56) |
− | |
合作化投资 | − | − | − | − | − | − | 0.333
(1.02) |
|
控制变量 | 已控制 | |||||||
常数项 | −3.045*** (−12.24) |
−1.807*** (−3.83) |
−2.191*** (−6.96) |
−5.565
(−6.81) |
−2.836*** (−7.14) |
−3.065*** (−12.29) |
−3.046*** (−12.25) |
|
伪R2 | 0.0596 | 0.0726 | 0.0706 | 0.0809 | 0.0966 | 0.0603 | 0.0599 | |
Prob>chi2 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0000 |
农地确权颁证被认为是影响农户农地利用行为的重要因素,不少文献围绕两者之间的因果关系展开了深入研究。但是,现有文献普遍认为农地确权颁证强化了产权的基本属性,促进农户作出符合新一轮农地产权制度改革所预期的行为。而本研究则立足于产权激励的角度,明确了农地确权颁证能够稳定农户的剩余索取权,从而激励农户出现盘活闲置、低效地块的行为;并且利用了“中国劳动力动态调查(CLDS)”29个省份13 750名受访者的数据探讨了农地确权颁证、农业投资与农地抛荒的关系。其结果表明:农地确权颁证显著地抑制了农地抛荒和促进了农业投资现象,使得农户做出符合新一轮的农地产权制度改革所预期的行为;此外,农业投资在农地确权颁证对农地抛荒的影响过程中,发挥着部分中介效应,即农地确权颁证并非直接减少了农地抛荒现象,而是通过作用于农业投资,从而抑制了农地抛荒。
(二) 研究展望产权激励的实质是委托者保障受托者剩余索取权,以激励受托者作出符合委托者所预期的行为。然而,我国不同地区的农地确权颁证方式存在差异(如实践中的“确权确地”“确权确股”“确权确份”等)。不同的农地确权颁证方式体现着不同的“权、责、利”,为农户带来了不同约束条件下的剩余索取权。而且产权对一个受托者有效的激励应满足参与约束和激励相容约束两个条件。其中,“参与约束”主要指,受托者从委托—代理关系当中所获得的期望效用不能低于不缔结委托代理关系所能得到的最大期望效用。而激励相容约束则是指,委托者想得到的结果必须符合受托者的利益。显然,受地区、个体异质性的约束,不同的农地确权颁证方式带来的最大期望效用不一定与农户对农地的收益预期相一致,由此造成了受托者和委托者预期结果存在差异,难以满足“参与约束”和“激励相容约束”的条件,很可能对农户农地抛荒行为产生不同的激励效果,甚至有可能加剧“好地愈发保护、差地愈发闲置”的道德风险问题。这些都有待进一步的深化研究。
(三) 政策启示农户确权颁证主要通过作用于农业投资,进而抑制农地抛荒现象。因此,相关部门可以立足于激励农业投资和约束农地抛荒,设计混合效应的产权配套政策,完善农地流转市场,通过税费优惠、补贴手段,甚至“地票”机制,引入社会资本,鼓励种粮大户、龙头企业等市场化主体成片连片流入地块,并搭建供需方平台,为供方提供农地流转政策咨询、农地流转供需登记、技术推介等服务,为需方提供尽可能详尽的关于地块的详细信息,助力闲置农地复垦和流转,引导农户有效地利用和处置农地。一方面,以农业部门牵头,以农地确权颁证为契机,将普惠金融、农业生产投资性贷款与产权交易相结合,继续完善土地承包经营权抵押贷款的配套政策,从而保障剩余索取权的实现途径,激励农户对低效、闲置地块的农业投资。另一方面,以国土部门牵头,通过征收“庇古税”等方式,提高农地抛荒的成本,甚至可以约束农户农地产权收益权、处分权、控制权等权能的行使,或者是将闲置农地面积占农户承包地总面积比例作为农户申请农业补贴、享受农业优惠政策(如政策性农业保险)的前置条件,通过弱化剩余索取权的实现路径,使得农户不能完全享有农地确权颁证带来的全部利益,进而改变农户对农地低效利用、随意抛荒的预期,倒逼农户通过复垦或流转盘活闲置、低效地块。
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