土地所有权认知与耕地保护性投资

苏柳方，张瑞，陆岐楠，仇焕广*

（1. 中国人民大学农业与农村发展学院，北京 100872；2. 美国威斯康辛大学麦迪逊分校农业与应用经济系，美国 威斯康辛州53706）

贫困、农业发展滞后和农地资源退化的恶性循环一直是困扰发展中国家的重点难题之一[1]。农地投资，尤其是梯田建设、土壤污染治理、平整土地、有机肥施用等耕地保护性投资对于打破这种恶性循环，遏制土地资源退化具有重要作用[2-3]。在众多政策手段中，农地产权制度安排是影响农户采取耕地保护性投资、可持续利用土地资源的重要政策手段[4-5]。因此，研究农地产权对农户耕地保护性投资行为的影响是众多学者感兴趣的热点问题[6-9]。

已有研究认为，土地确权、承包权登记等产权制度安排提高了农地产权的安全性和稳定性，进而对农户的耕地保护性投资行为具有正面影响[5-6,8-9]。相反，土地频繁调整等导致农地产权不稳定的制度安排会抑制耕地保护性投资[10-12]。农地产权的交易性也对农户当期的长期投资强度具有显著影响，即存在交易收益效应[13-15]。然而，也有一些研究认为农地产权制度对耕地保护性投资的影响较小[16-17]，甚至两者之间可能并无显著关联[7,18-19]。农地产权对农户耕地保护性投资的影响可能并不像目前理论预期的那样简单，也不会一成不变[20]。

可以发现，目前有关农地产权制度影响耕地保护性投资的研究已经比较丰富。但是已有的研究较多关注客观的产权制度安排对农户耕地保护投资行为的影响，缺乏对农户主观产权认知的探讨。随着制度认知理论和行为经济学的兴起，许多研究已经注意到资本、土地与劳动之外的非物质因素的重要作用，产权认知无疑是很重要的非物质因素之一。Broegaard[21]认为产权认知形成了农户决策和行动的基础，只有将农户产权认知作为中心因素进行分析才能更好地理解农户的行为。主观层面的产权认知并未否定客观产权制度安排的作用，但认为由于农户的认识水平、偏好等因素差异的存在，不同农户在面对同样的客观产权制度时，主观的产权认知可能不一样。以农地所有权为例，《土地管理法》（第十条）规定，农地所有权的主体有：乡（镇）农民集体、村民小组集体或村民小组农民集体，但是农户对农地所有权的认知仍存在较大偏差。据一项针对中国（17省份）农村土地权利认知的调查显示，39.3%的农民认为农村土地是国家或政府的，32.7%认为是农民的，8.5%表示不清楚农地的所有权属，仅有19.5%表示农地归村（组）集体所有。已有研究表明农地所有权认知会影响土地流转决策、土地流转契约安排、征地纠纷等农户行为[22-24]，也可能对农户的耕地保护性投资产生重要影响[25]。

目前，农地产权认知影响农户耕地保护性投资行为的相关研究相当匮乏，尚未有将农户的产权认知状况作为一个影响因素纳入到计量经济模型中进行分析，没能说明控制其他影响因素后产权认知是否会对耕地保护性投资产生显著影响。忽略农户的主观产权认知也极可能是导致目前农地产权影响耕地保护性投资的相关研究未得出一致结论的重要原因之一。这些都为本文的研究提供了进一步拓展的空间。鉴于此，本文基于预期理论和“公地悲剧”理论，构建了土地所有权认知影响耕地保护性投资的理论框架，利用8个省份4466个地块的微观调查数据，采用Tobit模型和Probit模型进行基准回归分析，并通过CMP模型纠正可能存在的内生性偏误和通过变量调整、PSM匹配估计等方法进行稳健性检验，探讨农地所有权认知对农户耕地保护性投资行为的影响，从产权认知的视角为促进耕地保护性投资提出政策建议。

1 理论逻辑与研究假说

结合产权制度影响耕地保护性投资的相关研究，土地所有权认知影响农户耕地保护性投资的作用原理可以归纳为预期效应和“公地悲剧”效应。

1.1 预期效应

人的行为是受预期该行为将会带来什么结果所支配。农户在决定是否进行耕地保护性投资时，往往是依据投资收益的预期所决定的。只有形成“投资收益不确定性较低”的预期，农户才会进行投资[15]。

当农户对土地所有权持有强产权认知，即认为承包的农地归个人或村民小组集体所有时，他们会认为其耕地保护性投资的未来收益能不受其他人（至少是除村民小组成员之外的其他人）的剥夺，从而强化对未来收益的稳定预期，由此激发农户耕地保护性长期资本投资动机，促进投资及资本形成。与之相反，若持有弱产权认知，即认为承包的农地归国家或政府所有，或不清楚其归属时，农户会担心在不可预见的将来，其部分土地可能被分给其他人。这会削减他们在土地上的中长期投资，那部分被侵占的投资收益相当于对农户征收了随机税，会抑制农户的耕地保护性投资行为，甚至带来土地掠夺式利用、破坏地力等一系列后果[26]。

由此可知，当农户对土地所有权持有强产权认知，即认为承包的农地归个人或村民小组集体所有时，会形成“耕地保护性投资收益不确定性较低”的预期，从而促进投资；反之，若持有弱产权认知，即认为承包的农地归国家或政府所有，或不清楚其

归属时，则会形成“耕地保护性投资收益不确定性较高”的预期，从而抑制耕地保护性投资。

1.2 “公地悲剧”效应

1968年加利特·哈丁首次提出了“公地悲剧”观点，认为不明晰的产权制度安排会导致“公地悲剧”发生，人们对公共资源只利用不保护，忽略资源的可持续发展问题。本文认为，即使是清晰的产权制度，若只是停留在“纸上”，没能贯通到农户的认知层面，同样也会发生“公地悲剧”。

图1 土地所有权认知影响耕地保护性投资的理论框架图Fig. 1 Theoretical framework of the CLO affecting the PIF

当农户对土地所有权持有强产权认知时，他们认为土地归自己或者与其生产生活紧密联系的村民小组所有，若只利用不保护，过度利用所造成的损失将由他们自己或村民小组成员共同承担。因此持有土地强产权认知的农户会注重土地的可持续发展问题，在一定程度上促进其耕地保护性投资。与之相反，若农户对土地所有权持有弱产权认知，则无论现行的产权制度如何清晰安排，农户还是会认为充分利用土地会给他们带来收益，而与此同时过度利用所造成的损失由国家或政府承担。因此持有弱产权认知的农户更注重眼前的收益，忽略土地的可持续利用，在一定程度上抑制其耕地保护性投资。

由此可知，当农户对土地所有权持有强产权认知时，会注重土地的可持续发展问题，从而促进耕地保护性投资；反之，若持有弱产权认知，农户会更重视土地利用的短期收益，从而抑制耕地保护性投资。

综上所述，基于“预期效应”和“公地悲剧效应”，本文提出如下假说：农户的土地所有权认知会影响其耕地保护性投资行为，强产权认知促进耕地保护性投资（图1）。

2 研究方法

2.1 数据来源

本文的数据源自于2013年课题组在全国区域范围内开展的农户实地调查。本次调查采用分层抽样方式选取样本农户。首先，依据全国的区域划分，在华东、东北、西北、中南和西南地区分别选取1～2个种植业较发达的省份——浙江、山东、吉林、甘肃、陕西、河南、湖南和四川8个省作为样本省。然后，根据人均农业收入水平对样本省的所有县进行排序，并分成高、中、低3组，从每组中随机抽取1个县。确定样本县之后，同样依据人均农业收入水平，随机抽取镇和村样本。最后在每个样本村中随机抽取8～10户开展入户调查，并详细调查每户的地块情况。本文选取其中4466个有效的地块样本作为研究对象。

需要说明的是，本研究共有4466个有效地块数据，其中仅采集了2229个三大主粮（水稻、玉米和小麦）地块的有机肥施用数据。因此探讨土地所有权认知对有机肥施用的影响时，样本量为2229个；探讨土地所有权认知对其它耕地保护投资的影响时，样本量为4466个。

2.2 变量选择与说明

本研究的被解释变量为“耕地保护性投资”，耕地保护性投资主要包括施用有机肥、土壤污染治理、平整土地、修建梯田、开垄沟、修建水渠等对耕地质量具有长期影响的投资[11]。本文根据调查问卷获得的数据特征，将其进一步区分为有机肥施用和工程措施（包括平整土地、修建梯田、开垄沟、修建水渠等）两类耕地保护性投资。

核心解释变量为“土地所有权认知”，用“你觉得你家分到的耕地归谁所有？”来衡量土地所有权认知，将“归自家所有”和“归村民小组集体所有”定义为强产权认知，将“归政府或者国家所有”定义为弱产权认知。需要说明的是，将“归村民小组集体所有”定义为强产权认知主要是因为在我国，村集体一般是一个凝聚力比较强、让村民最有归属感的行政层级，并且村民小组一般都是家族宗亲的载体，小组成员的生产生活紧密联系，所以将其归为强产权认知。

控制变量则包括地块特征、家庭特征、户主特征、作物种类和地区变量等。具体的变量说明见表1。

表1 变量描述与统计结果Table 1 Descriptive statistics of variables

2.3 模型设定

本文关注问题是土地所有权认知对耕地保护性投资的影响。

为考察土地所有权认知对农户有机肥施用的影响，考虑部分被调查地块没有施用有机肥，模型的被解释变量“单位面积有机肥施用量”在“0”处估计存在数据截断问题（左截尾）。为避免样本选择性偏误问题，本文采用Tobit模型估计土地所有权认知对农户地块单位面积有机肥施用量的影响作用。其模型设定为：

式中：yi因变量，表示单位面积有机肥施用量；CLO为核心变量，表示农户的土地所有权认知；Xi为控制变量，包括农户特征（年龄、受教育年限、是否是村干部）、家庭特征（家庭收入、农业收入占比）、地块特征（地块属性、地块变化、地块面积、地块质量、地块坡度、与水泥硬化乡级道路的距离）和省份虚拟变量与作物种类虚拟变量。α、β为相应的待估计系数；εi表示随机误差项。

为考察土地所有权认知是否影响农户的工程措施类耕地保护性投资，考虑到被解释变量是二值变量，适用于估计这类二元选择问题的计量模型主要有三种，分别为线性概率模型、Probit模型和Logit模型。一般而言，三种模型的估计结果并没有实质性的区别。在具体的数据分析中，本文同时使用了这三种估计方法。由于三者所估计出的土地所有权认知对工程措施影响的方向和显著性状况没有差异，限于篇幅，本文仅报告Probit模型估计结果。设定Probit模型为：

式中：Zi表示农户是否进行工程措施类耕地保护性投资；CLO表示农户的土地所有权认知；Xi表示农户特征、家庭特征和地块特征等一系列控制变量变量；α、β为相应的待估系数。

2.4 模型内生性分析方法

从理论上讨论模型内生性问题。第一，模型有可能存在遗漏变量问题。如果在未控制的影响农户耕地保护性投资行为的变量中，存在与土地所有权认知相关的变量，那么模型就面临着遗漏变量的问题。因此本文在借鉴前人相关研究的基础上，尽可能地控制所有相关变量，避免此类内生性问题；第二，模型都有可能存在联立性问题，即不是因为农户的土地所有权认知影响了其耕地保护性投资，而是其耕地保护性投资行为影响对土地所有权的看法。但是依据Robinson[27]提出的的产权不确定性内生理论，通过增加对农地的投资宣誓主权这种行为往往只会出现在没有明确产权的公共土地，而农户承包的农地一般不会出现这种产权内生的问题；第三，模型有关变量可能存在测量误差。这一问题在本文分析中其实也并不严重。这是因为虽然认知是一个意识形态的变量，但是该问题的每一个选项都是具体的，与常见的量表打分测量认知变量不同，因此出现测量误差的可能性较小。综上所述，从理论上分析，本文的内生性问题可能并不严重。

基于计量方法检验模型的内生性，借鉴丰雷等[28]的处理方法，选取“本村其他(n-1)个被调查农户的平均土地所有权认知”作为农户土地所有权认知的工具变量。其选择依据有：1）由于同村其他被调查农户的土地所有权认知反映了该村的土地所有权认知状况，这显然与该农户的土地所有权认知密切相关。2）由于剔除了该被调查农户，工具变量与该农户的耕地保护性投资行为没有直接的联系。因此，可以采用“本村其他(n-1)个被调查农户的平均土地所有权认知”作为工具变量。

得到工具变量之后，由于核心解释变量“土地所有权认知”是虚拟变量，所以本文运用CMP模型对Tobit模型和Probit模型进行IV估计[29]。

3 结果与分析

3.1 描述性统计分析

各变量的描述性统计结果见表1。根据变量的统计特征可以发现，被调查农户的耕地保护性投资现状并不理想，进行耕地保护性投资的样本地块占比较低。其中，被调查的样本地块单位面积平均有机肥施用量为1.442 t/hm2；仅有12.1%的地块在2009—2012年间进行过平整土地、修建梯田、开垄沟、修建水渠等其它耕地保护性投资。

为了更为直观地呈现农户土地所有权认知与耕地保护性投资的关系，本文绘制了相关关系图。强产权认知农户的地块单位面积有机肥投入为1.655 t/hm2，而弱产权认知农户的地块单位面积有机肥投入仅为0.927 t/hm2（图2）。另外，强产权认知的农户中，进行过工程措施类耕地保护性投资的比例为14.00%，而弱产权认知的农户中这一比例仅为8.00%。以上描述性分析粗略地表明，土地所有权认知与耕地保护性投资之间存在正向相关关系。

图2 产权认知与耕地保护性投资之间的相关关系分析Fig. 2 Analysis of the correlation between the CLO and the PIF

3.2 土地所有权认知对有机肥施用的影响

表2给出了土地所有权认知对农户有机肥施用影响的Tobit模型估计结果。模型1控制了作物种类变量和地区变量，变量“土地所有权认知”回归系数为正，表明强产权认知农户的地块单位面积有机肥施用量高于弱产权认知农户（P＜0.01）。模型2在模型1的基础上，控制了地块属性、地块变化、地块面积等地块特征的外生变量，强产权认知农户与弱产权认知农户之间的有机肥施用依然具有显著的差异（P＜0.01）。模型3在控制了模型2变量的基础上进一步控制了农户特征和家庭特征等可能的外生性变量。估计结果表明，土地所有权认知对农户的有机肥施用投入依然具有显著的正向促进作用，在控制其它变量不变的情况下，强产权认知农户比弱产权认知农户平均多施有机肥1.137 t/hm2。综合模型1～模型3的估计结果，可以认为，强产权认知促进了农户的地块有机肥投入。

为纠正土地所有权认知与农户耕地保护性投资之间可能存在的内生性问题，用“本村其他(n-1)个被调查农户的平均土地所有权认知”作为工具变量进行了CMP估计。首先，CMP第一阶段回归中工具变量与土地所有权认知在1%的统计水平上显著正相关。由此可以认为，所使用的工具变量对农户土地所有权认知具有较强的解释力，不存在弱工具变量问题；其次，CMP第二阶段回归中内生性检验参数atanhrho值无法拒绝土地所有权认知外生于农户有机肥施用的原假设。因此，可以认为表2估计结果不存在内生性偏误。

表2 土地所有权认知对地块单位面积有机肥施用量的影响：Tobit模型边际效应估计结果Table 2 Effects of the CLO on the application of manure: Estimation of the marginal effect of the Tobit model

3.3 土地所有权认知对工程措施的影响

表3给出了在其它变量取均值的情况下，土地所有权认知对工程措施类耕地保护性投资的Probit模型估计结果。模型4仅控制地区变量，变量“土地所有权认知”回归系数为正，表明相比于弱产权认知农户，强产权认知农户采取工程措施的概率更高（P＜0.05）。模型5在模型4的基础上，控制了地块属性、地块变化、地块面积等地块特征的外生变量，强产权认知农户与弱产权认知农户之间的工程措施采取行为依然具有显著的差异（P＜0.10）。模型6在控制了模型5变量的基础上进一步控制了农户特征和家庭特征等可能的外生性变量。估计结果表明，土地所有权认知对工程措施依然具有显著的正向促进作用。综合模型4～模型6的估计结果，可以认为，强产权认知农户比弱产权认知农户更有可能进行平整土地、修建梯田、开垄沟、修建水渠等工程措施类耕地保护性投资。

使用“本村其他(n-1)个被调查农户的平均土地所有权认知”作为工具变量，CMP估计结果同样不能拒绝土地所有权认知外生于其工程措施的原假设。因此，表3估计结果不存在内生性估计偏误。综合表3中的估计结果，可以认为，土地所有权认知对农户的平整土地、开垄沟、修建水渠等工程措施类耕地保护性投资具有显著正向影响。

3.4 稳健性检验

为了检验表2估计结果的稳健性，对表3基准回归进行了一系列调整。首先，本文将Tobit模型替换为OLS模型重新回归；其次，参考郭云南和王春飞[30]的研究，利用PSM匹配后的样本进行回归，具体而言包括两种方式：第一种是对平均处理效应（ATT值）进行t检验；第二种是利用匹配后的样本进行回归，包括建立在处理组与控制组共同支持区间上和建立在处理组与控制组成功匹配的样本上的两类回归；再者，本文尝试将被解释变量“地块单位面积有机肥施用量”通过分段的方式调整成分类变量：不施用有机肥赋值为“1”，有机肥施用量介于 0～1.6 t/hm2赋值为“2”，介于 1.6～4.5 t/hm2赋值为“3”，介于4.5～15 t/hm2赋值为“4”，大于15 t/hm2则赋值为“5”。变量调整后利用Oprobit模型和Ologit模型分别进行回归。

替换模型回归、PSM匹配后回归和变量调整后回归的结果（表4）与表2基准回归结果相比，不管是变量的显著性还是系数的符号，其结果都是一致的。多种稳健性检验的结果均支持土地所有权认知对农户有机肥施用的正向效应，进一步验证了本文的理论预期。

表3 土地所有权认知对工程措施的影响：Probit模型边际效应估计Table 3 Impacts of the CLO on engineering measures: Estimation of the marginal effect of the Probit model

表4 土地所有权认知对地块单位面积有机肥施用量影响的稳健性检验结果Table 4 Robustness test of the effects of the CLO on manure application

同理，通过替换模型和PSM匹配后回归的方法对表3基准回归结果进行稳健性检验。如表5所示，首先，将Probit模型替换成Logit模型后回归的结果与表3基准回归结果相比，不管是变量的显著性还是系数的符号，其结果都是一致的；其次，匹配后的共同区间回归和成功匹配样本回归也支持了土地所有权认知对工程措施的正向效应。因此，进一步验证了基准回归估计的稳健性，也验证了本文的理论预期。

4 结论与政策启示

4.1 结论

研究表明，强产权认知对农户有机肥投入有显著的正向作用，强产权认知农户比弱产权认知农户平均多施1.137 t/hm2有机肥。这主要是因为强产权认知的农户认为其耕地归自己或者村民小组所有，从而更注重其土地的长期可持续发展，愿意投入更多的有机肥以改善其土地质量，获得长期收益。因此通过强化农户的产权认知，加深其“归属感”，可以有效促进农户进行有机肥施用。

表5 地所有权认知对工程措施类耕地保护性投资影响的稳健性检验结果Table 5 Robustness test of the effect of the CLO on engineering measures

土地所有权认知对平整土地、修建梯田、开垄沟等工程措施类耕地保护性投资具有显著稳健的影响，强产权认知会促进农户采取工程措施。研究发现，强产权认知农户比弱产权认知农户采取上述工程措施的概率高4.9%。这主要是因为强产权认知的农户对土地的这一系列投资的回报有更高的确定性预期，从而促进其投资。因此通过强化农户的产权认知，降低投资回报的不确定性，有助于促进农户进行平整土地等耕地保护性投资。

此外，产权是一系列权利束，因此产权认知是一个广泛的概念，包括所有权认知、承包权认知、经营权认知、抵押权认知等等。本文仅仅探讨了农户土地所有权认知对其耕地保护性投资行为的影响，而承包权、经营权等其它产权认知对耕地保护投资行为的影响同样重要，值得进一步讨论。

4.2 政策建议

要进一步改善我国土地资源退化、耕地保护投资行不足的现状，仅仅是通过改革客观的产权制度安排是不够的。再清晰的产权制度安排若只是停留在“纸上”，没能贯通到农户的认知层面，就不能有效促进耕地保护性投资。因此在“制度先行，认知滞后”的背景下，纠正认知偏差，让“认知”与“制度”契合，强化农户的产权认知显得十分必要。

一方面，要确保产权制度得到有效落实，客观、明确的产权制度是加强农民产权认知的前提。加强和完善农地产权的确权工作，有效结合土地确权登记和颁证，增强农民对农地产权权属和权能的认知。将政府层面的产权明晰政策作用于农户，将宏观和微观层面有效结合起来才能有效强化农户对农地归村集体村民小组所有的认知。

另一方面，有效增加农地产权权属和权能的知识宣传，使农民对各项产权权属和权能有完整、正确的认识。建立各种农地产权知识和改革措施的宣传渠道，如新媒体、网络、电视等新兴渠道，改变单纯依靠村级领导的单一宣传渠道。各级政府根据农民的实际需要和现状，共同推动农地产权知识和改革措施，使农民能更多地了解农地政策知识，改善农民的产权认知限制，提高认知能力，纠正认知偏差。