农地确权可以助推土地规模经营吗？——基于交易费用的中介效应分析

○韩春旭 ，2冯华超

（1郑州轻工业大学政法学院，河南 郑州 450002；2郑州轻工业大学社会发展研究中心，河南 郑州 450002）

一、引言

为了解决中国农业生产面临的农地经营分散化、粗放式和低效率的问题[1]，政界与学者主张通过培育规模经营主体和农地的流转来实现规模经营，并进一步推动实现农业现代化[2-5]。然而，虽然近些年部分农户通过购买服务、合作等形式实现了不同程度的规模经营[6-7]，但规模经营仍面临着农地供给不足等问题[8-10]，在人地关系大大松动的情况下有效的流转却并未发生，这引发了人们对“农地规模经营论”的质疑与反思[1]。

从影响农地规模经营的因素来看，农业生产风险大而比较收益低、劳动力转移不彻底、农户资源禀赋条件较差、社会保障水平较低、农业社会化服务水平不高等都是制约规模经营实现的重要原因[11-15]。但在实际中，社会经济体制障碍特别是农地制度的影响可能是影响规模经营实现的深层次原因。当前农地制度面临着产权权属不清、期限不明、保障不力等问题[16]，这给农户带来了较高的交易成本，使得有资金实力的主体无法实现农地的市场化集中[17]，不利于规模经营的实现[18]。特别地，分配原则上的平均主义造成农地小规模和分散化，而分配手段上的行政方式造成小规模分散经营固定化，使得农户不能按照市场原则选择生产规模，形成规模经济[19]。基于此，有学者认为农地规模经营的实现迫切需要农地制度的变革[20-21]。

从2009 年开始，国家开始探索实施农地承包经营权确权登记颁证工作，并于2014 年正式提出“用5年左右时间基本完成土地承包经营权确权登记颁证工作”。关于确权的目标和意义，2014年的《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营的意见》将其定位为“稳定农村土地承包关系、促进土地经营权流转、发展适度规模经营的重要基础性工作”。可以看出，政府希冀通过农地确权来加快农地流转进而实现规模经营，本文的问题在于这一政策目标能否顺利实现？

从已有研究来看，学界在农地确权能否实现土地规模经营上并未达成一致结论。一种观点认为，农地确权可以推动农业规模经营。如黄平等[22]认为土地确权制度的推行，进一步明确了农民对于土地的承包权和对土地的财产权利，这将促进农业的规模经营。胡新艳[21]则以广东省阳山县推行的农地整合确权政策试点为准自然实验场景，运用双重差分法验证了农地确权可以助推农业适度规模经营的实现。从影响机理来看，一些学者发现土地确权使得农户参与流转的可能性增加，也即确权通过活跃农地流转市场进而促进了农地规模经营的实现[23-24]。

另一种观点则认为，土地确权并不一定能促进农业的规模经营。如有学者认为，土地确权的实施会加剧人地关系的固化，导致土地规模经营难以发展[25-26]。程令国等[27]则发现土地确权虽然能够促进流转和规模经营的实现，但土地确权证书的意义具有滞后性，即土地确权的制度效应需要一定的时间。

以上研究为本文提供了很好的借鉴，这提醒学者在研究这一问题时，必须注意到中国农村土地市场的特殊性。可以说，农地规模经营受制于农地流转的速度和集中程度[28-29]，然而农地流转市场的特殊性决定了其内生高昂的流转交易成本。因此，在研究农地确权能否推进规模经营时，必须注意到农地流转交易费用的影响。基于此，本文基于2014—2016 年中国劳动力动态调查（CLDS）数据，试图从交易费用角度对农地确权与土地规模经营的关系做出回应。

二、研究假设

中国人地矛盾突出，农村劳动力的转移不充分、不彻底，加上社会经济体制的障碍，部分学者认为依靠农户自发的土地流转不容易扩大经营规模，进而实现规模经营[18]。实际上，这种观点看到了经营规模扩大的约束条件，也即农地作为一种生产要素不一定能够实现有效流动，换句话说农地流转的交易费用较大。然而已有研究发现，农地流转市场不同于一般的商品市场，其内生了高昂的交易费用，这表现在：（1）交易双方在谈判中的地位不平等，容易产生较高的事前交易费用[19]。这主要是因为转出户拥有对农地的“垄断特性”，转入户要想获得农地，必须得到农户的同意才能实现。（2）交易双方在流转中的机会主义行为将会导致较高的事中和事后交易费用。由于经营权具有“期限性”特征，为了规避风险，转出户一般会选择较高灵活性的短期合约，甚至随意中断合约，这使得转入户面临着较高的不稳定性。在预期不稳定的情况下，转入户可能会利用信息不对称实施掠夺性经营行为[1]。较高的交易费用制约了农地的顺畅流转，也不利于经营规模的扩大，进而降低了规模经营的实现概率。基于此，本文提出研究假设H1：

假设H1：较高的转入交易费用制约了农户经营规模的扩大。

农地确权可以通过降低交易费用促进农户转入农地，进而实现规模经营。在现实的农地流转中，由于流转面积按照习惯亩而不是标准亩交易，面积不准的现象时有发生，特别是在交易协议中没有写明地块的四至情况，这可能会导致交易双方利用信息不对称而产生机会主义行为。特别地，一些地块的权属关系由于长时间的占有而容易产生不清晰的情况，这些都提高了流转中的交易费用。在农地确权后，对地块在二轮承包的基础上重新进行精准的测量，四至、面积、坐落等得到了明确，同时也厘清了权属关系，界定了权利，在这种情况下给农户颁发证书，一方面会减少其在流转中的顾虑，另一方面也会增加其参加流转市场的信心[30]。对于在流转中发生的村集体强迫流转以及动用“超经济特权”调整农地的现象，农地确权制度的推行，可以对村委会强制调整农地的行为进行规制，提高农户产权保护的能力，这有力地维护了承包关系的稳定，也降低了农户对地权不稳定的顾虑。此外，确权不仅有效降低了产权界定的成本，防止了由于产权模糊所带来的外部性等原因所造成的农业投资收益损失的问题，还把承包经营权抵押、担保权能赋予农户，这有助于缓解经营主体的资金压力，从而提高其扩大投资，增加转入实现规模经营的信心[28]。基于此，本文提出以下假设：

假设H2：农地确权降低了农户转入农地时的交易费用，进而有助于扩大经营规模，实现规模经营。

值得提出的是，农地确权在法律层面将承包经营权赋予农户，提高了农户的产权强度与农地的经济价值，基于农地流转的特殊性可能会强化农户的控制权偏好，反而会增大交易费用，不利于农地的顺畅流转，进而不利于农地规模经营的实现[29]。其中一个重要原因是，确权强化了农户与地块之间的关联，并且这种关联具有进一步固化和不可调整的属性，然而当前一些地区仍面临着地块分散、狭小的状况，如果要进行流转协商、整合的难度较大，因而不利于农地的转入和规模经营的实现[30]。基于此，本文提出H2的竞争性假设：

假设H3：农地确权提高了农户转入交易费用，进而对规模经营的实现有负向影响。

接下来，本文将实证检验农地确权通过转入交易费用中间传导机制来影响经营规模的机理。

三、数据来源、变量选取及描述性统计

（一）数据来源

本文所使用的数据来自中国劳动力动态调查（CLDS），CLDS是由中山大学社会科学调查中心从2012 年开始在全国（除港澳台以外）进行的劳动力动态调查项目。CLDS 的样本覆盖了中国29 个省市，调查对象为样本家庭户中的全部劳动力。2014年访问了401 个社区，14 214 个家庭，23 594 个15～64岁的劳动力个体，2016年访问了全国401个村居社区，14 226 个农户，21 086 位15～64 岁的劳动力个体。CLDS涉及劳动力个体、农户、村庄层面的调查信息，特别是涵盖了农地确权、农业生产信息等情况，样本容量大、代表性强，能够较好满足本文的使用需求。本文主要选取2014 年的确权样本，对样本重新赋值分二组，数据选取确权组农户1 951户，未确权组1 964户。

在具体使用数据时，为了更好地测量确权对农地流转的影响，本文主要采用2014 年的确权信息以及2016 年的农户经营信息，并用2014 年的确权信息对2016 年农户的流转行为进行回归，相关控制变量也一并采用2016年的信息。这样处理一是为了甄别出确权与流转的时间先后顺序问题，一些研究在计量时直接把确权与流转纳入模型，实际上农地确权颁证可能发生在流转之后；二是为了克服内生性问题，因为确权是一个政策外生变量，与流转可能存在反向因果关系[29]。

（二）指标选取及变量描述

1.经营规模扩大。经营规模扩大是本文的因变量，在2016年CLDS数据中，问卷询问了农户转包他人耕地的面积，这就是农户经营规模扩大的实际情况。由于部分农户未转包、代耕他人农地，经营规模数据为0，本文将其一并纳入分析。同时，为了得到更稳健的分析，本文将经营规模扩大面积与现有经营面积进行比对，考察经营规模扩大的比例。

2.农地确权。农地确权是本文的主要自变量，农户如果具有承包经营权证书的赋值为“1”，反之则赋值为“0”。

3.中介变量。转入交易费作为中介变量，在问卷中并没有直接问题来衡量，本文借鉴已有研究方法，以村庄其他农户转入农地面积的比重作为交易费用的代理变量，转入比重越大，表明当地的农地流转市场比较活跃，农地供给相对充足，农户更容易找到合适的交易对象从而达成交易，即转入面积均值越大，交易费用越小。

4.农户特征变量。借鉴已有研究成果，选取户均年龄、户均受教育程度、家庭老年人数量、人均承包面积、农业收入比重、农业机械拥有情况、经营投入、农业劳动力数量、农业劳动时间、种养大户、农闲时兼业等变量，这反映了农户的禀赋差异。劳动力投入从农业劳动力数量以及受访者年农业劳动时间两个变量来衡量，劳动力数量用“2015年家庭农事农业生产超过3 个月的人数”来衡量，务农时间投入用“2015 年受访者用于农业生产的时间大概有多少天”来衡量。农业经营投入用“2015年农业生产经营的总成本”来测度，在进入模型时进行了对数转换。

5.村庄特征变量。本文选取了农户所在村庄的特征变量，用来反映环境的差异。选取农地调整、公交开通情况、地形以及地区分布状况四个变量。其中，农地调整以“2003年后村庄有无发生土地调整”来衡量，将进行过农地调整的赋值为“1”，没有则赋值为“0”；公交开通情况，将开通公交的赋值为“1”，没有开通的赋值为“0”；地形方面，将丘陵地形赋值为“1”，非丘陵地区赋值为“0”；地区层面，按照农户所在的省市自治区分成东中西三大区域，以此来反映地区差异。变量赋值详见表1。

表1 变量赋值及描述性统计

（三）描述统计

从样本来看，确权组农户1 951 户，未确权组1 964 户。从经营规模扩大情况来看，确权组均值为2.892亩，未确权组为1.12亩，确权组的面积大于未确权组，通过了显著性检验(t=-4.4810,Pr(T＜t)=0.000)。从扩大比例来看，确权组的均值为33.4%，未确权组均值为30.9%，确权组的均值高于未确权组，但二者之间的差异并不明显(t=-0.335,Pr(T＜t)=0.369)。

中介变量转入交易费用方面，确权组农户为0.114 亩，要低于未确权组的0.119 亩，但二者之间差异并不明显(t=-0.8674,Pr(T＜t)=0.1929。

在农户特征方面，确权组农户的平均年龄为21.94 岁，未确权组为21.67 岁，确权组农户的平均年龄要大于未确权组。家庭老人数量上，确权组略低于未确权组；在户均受教育年限上，确权组农户的均值也要高于未确权组；人均承包面积上，确权组农户拥有的人均承包地面积更大；家庭经济状况方面，确权组农业收入比重均值为58.1%，未确权组为51.4%；劳动力投入方面，确权组农业劳动力数量均值为1.867 个，略高于未确权组的1.565(t=-6.0506,Pr(T＜t)=0.000)。劳动力务农时间投入方面，确权组均值为209.48 天，要低于未确权组的217.86天(t=3.0590,Pr(T＞t)=0.000)。农业经营投入方面，确权组均值为8 609.73 元，未确权组均值为6 592.61 元，确权组的投入要大于未确权组(t=-3.9256,Pr(T＜t)=0.000)。确权组有29.3%农户拥有机械，未确权组仅有20.4%。在种养大户方面，确权组的比例也要高于未确权组，确权组的农户更容易存在兼业行为。

在环境特征上，确权组农户在2003 年以后发生调整的比例均值为15%，未确权组为21%，卡方分析显示二者存在显著性差异(chi2=17.23,Pr=0.000）。交通方面，确权组开通公交的情况要低于未确权组，其所处地形上为丘陵的比例也高于未确权组。在区域方面，确权组农户多处于西部，未确权组农户多处于中部和东部。

四、计量检验与结果分析

（一）模型设定

由于农户未转入农地时，可以将其视作转入农地为0 亩，为了方便分析，将问卷中未转入农地的回答重新赋值为0。基于此，本文采用Tobit估计方法对经营规模扩大和比例进行估计，并在估计中将0作为左归并点。模型基本形式如下：

为了解决模型存在的样本选择偏误，克服遗漏变量、反向因果关系引发的内生性问题，本文采用工具变量建立IV-Tobit 模型：

上式中，被解释变量y为经营规模扩大，核心变量Q为农地确权，x为其他解释变量，χ2为农地确权的工具变量，β0和υ0为常数项，β1,β2,β3,...βn以及υ1,υ2,υ3,...υn称为偏回归系数，ζ表示随机误差，是被解释变量的变化中不能为自变量解释的部分，服从N(0,σ2)分布。

在工具变量选取上，借鉴林文声等[29]的处理方法，选取农户所在的县内除去调查农户所在村以外的其他nj-1个被调查村的农户具有农地确权证书的比例。之所以这么处理，原因在于同一县中其他调查村的农户收到确权证书的状况，一定程度上反映了该区域农户的基本状况，这与村民是否具有农地确权证书高度相关，但由于剔除了调查村的农户，与调查农户的经营规模扩大及其扩大比例直接相关联系相对较小，因此这一工具变量在理论上是可行的。

同时，为了检验转入交易费用的中介效应，本文根据已有研究，并结合（1）和（2），建立如下模型：

（3）式和（4）式中，Y为农地经营规模扩大，M为中介变量（转入交易费用），Q为农地确权变量，X为相关控制变量，具体表现为农户特征变量与环境特征变量，α0和d0为常数项，d1为农地确权对经营规模扩大的直接影响系数，d2为中介变量对农地经营规模扩大的直接效应，e2和e3为随机误差，结合（3）式与（4）式可以计算得到中介效应α1d2，也即农地确权通过交易费用对经营规模扩大所产生的影响。

（二）农地确权对经营规模扩大的影响效应

表2 给出了农地确权影响经营规模扩大的估计结果，为了稳健分析，本文使用了经营规模扩大比例作为参考模型。其中，模型1 和模型2 为确权对经营规模扩大影响的结果，模型3 和模型4 为确权影响经营规模扩大比例的结果，模型1 和模型3为常规的Tobit模型估计，而模型2和模型4为使用工具变量方法估计结果。从模型估计结果来看，模型1 和模型3 都通过显著性检验，pseudo R2虽然比较小，但仍可以表明模型拟合较好，具有进一步解释意义。模型2的Wald test 结果为chi2(1)=12.52，Prob＞chi2=0.0004，在1%的统计水平上显著，而模型4 的Wald test 结果为chi2(1)=12.25，Prob＞chi2=0.0005 在10%的统计水平上显著，可以表明两个模型都存在内生性问题，工具变量的选用较合理，弱工具变量问题不是很明显，具体的解释将以模型4为基准。

1.农地确权。由表2可以看出，在控制其他自变量的情况下，模型1和模型3显示，农地确权对经营规模扩大及扩大比例均有显著的负向影响，模型2 和模型4 在使用工具变量克服内生性问题后，这一结论具有稳健性。原因可能在于确权提高了农户的转入交易费用，不利于经营规模的扩大，这将在下文进一步验证。对比模型1 和模型3，模型2和模型4可以发现，不采用工具变量方法克服内生性问题，确权对经营规模扩大及扩大比例的影响结果将被大大低估。

表2 农地确权对经营规模扩大影响的估计结果

2.中介变量。模型2 和模型4 中，在克服内生性的情况下，转入交易费用对经营规模的扩大有显著的正向影响。转入交易费用越小，农户经营规模扩大和扩大比例越高，这主要是因为村庄其他农户转入农地的面积越大，表明交易费用越小，农户越可能以较小的费用找到合适的交易对象，因而更容易扩大经营规模。

3.农户特征变量。在模型2 和模型4 中，在控制其他自变量的情况下，户均年龄、平均受教育程度、老年人数量、农业收入比重、机械拥有情况、种养大户对经营规模扩大和扩大比例都具有显著性影响，兼业对经营规模扩大有正向影响，但对扩大比例的影响没有通过显著性检验，而人均耕地面积未通过显著性检验。户均年龄越大，家中老年人数量越多，表明家中劳动力结构偏向于老龄化和高龄化，农业生产能力较差，一般不会继续扩大经营规模。

户均受教育年限越高的家庭，一般社会经济条件较好，并不以农业为主要生计方式，继续扩大规模的意愿较低。人均土地面积越大，农户越可能扩大经营规模，但是对扩大比例却有负向影响，这主要是因为人均土地面积越大，规模经营的基础较好，现有经营规模的基数就比较大，因而对扩大比例有负向影响，但是这一影响并不显著。农业收入比重较高，拥有机械并且为种养大户的，农业更容易成为主要生计方式，农户倾向于继续扩大面积，因而越可能转入农地。兼业对扩大规模有正向影响，但不显著，主要是因为兼业表明了家中劳动力的丰富，有能力扩大规模，但是并不明显。劳动力数量和务农劳动时间都不显著，可能是因为当前农户经营面积的扩大，一般多采用机械化来节省人力投入，这两个变量并未反映出农户的禀赋差异，因而不再显著。而农业经营投入越多，经营规模越易扩大，主要是因为当前不同农户在亩均投入上并没有很大差异，而投入越多，一般与较大的经营规模相关。

4.环境特征变量。模型2 和模型4 显示，在控制其他自变量的情况下，交通、地形和区域因素对经营规模扩大和扩大比例也有显著影响。然而，农地调整对经营规模扩大影响不显著，却对扩大比例有显著性影响，可能是因为调整过后村庄的地权较为稳定，与未调整地区的区别并不大，但调整意味着地权的不稳定，仍可能对部分的预期造成影响。交通便利的地区，不利于农户扩大规模，主要是这些地区一般经济较为发达，农户从事农业经营的意愿较低。而丘陵地区的农户越可能转入农地，这与本文的推断有一定的出入。一般而言，丘陵地区耕作不便，农户转入农地的意愿较低，这与本文的发现刚好相反，可能是因为丘陵地区转入农地，扩大规模的成本较低。区域因素中，中部与东部的差异并不明显，而西部与东部的差异比较显著，主要是因为西部地区农户以农业为生的特征更加明显，在非农工作机会较少时，农户更多以扩大规模来维持生计。

（三）农地确权影响经营规模扩大的作用机制：中介效应分析

在上文分析中，转入交易费用可能是中介变量，农地确权通过这一中介来对经营规模扩大产生影响，因此接下来需要对这一中介进行检验。如表3 所示，转入交易费用至少在5%的统计水平上显著，农地确权对转入交易费用有负向影响，而转入交易费用对经营规模扩大具有正向影响，Sobel 检验显示中介效应占比为-10.734。

表3 农地确权影响经营规模扩大的作用机制：中介效应分析结果

五、总结与讨论

本文利用2014—2016年中国劳动力动态调查（CLDS）数据，通过识别出转入交易费用这一中介传导机制，构建了“农地确权—中间传导机制—经营规模扩大”的分析框架，并实证检验了农地确权对经营规模扩大的影响及其机理。研究发现：（1）从整体上来看，农地确权不利于经营规模的扩大，在使用工具变量方法克服内生性问题后，发现农地确权对经营规模扩大的负面影响结果被大大低估了。（2）转入交易费用越大，经营规模扩大越难，农地确权通过转入交易费用机制对经营规模扩大起负向作用。（3）此外，农户的人力资本特征、物质资本特征、家庭收入结构、经营类型对经营规模扩大都有显著影响。（4）交通和地形因素也对经营规模扩大都有显著影响。

重新审视本文的计量结果，农地确权非但没有减少转入交易费用，反而提高了交易费用，由于交易费用对规模经营的负面影响较为明显，必须重视当前农地流转中交易费用过高的事实。另一方面，农地确权促进流转的可行性和有效性也值得商榷。从理论上，通过农地经营权的流转和集中，可以实现一定程度的农地规模经营。但是农地流转市场的特殊性内生着高昂的交易成本，许多农户在流转时选择的交易对象是自己的亲朋好友，并不是规模经营主体，而且流转规模有限，这使得达到规模经营的农户比例很低。因此，在流转中可能会出现“小农复制”的现象[28]。基于此，本文认为现有研究中认为确权可以促进流转的可行性和有效性都值得商榷。