现阶段农地产权制度对农户土壤保护性投资影响的实证分析_以丘陵地区水稻生产为例

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1、 2009.10 - 31 - 现阶段农地产权制度对农户土壤保护性 投资影响的实证分析* 以丘陵地区水稻生产为例 马贤磊 内容提要： 本文利用2005 年江西省丘陵地区的农户调查数据， 分析了农地产权因素对农户土壤保护 性投资的影响。结果表明，现阶段农地产权因素对农户自发的土壤保护性投资具有显著影响，其影 响表现为减少自然村土地调整次数和提高自然村土地证书发放比例均能提高农地产权的安全性，激 励农户进行自发的土壤保护性投资。分析同时还发现，农户厌恶风险的态度放大了农地产权因素对 农户土壤保护性投资的影响。 关键词：农地产权制度 土壤保护性投资 丘陵地区 一、问题的提出 农地产权制度对农户土地投

2、资的影响一直以来是农业生产领域讨论的焦点问题之一。 上世纪 80 年代初期农业持续增长的原因被解释为家庭联产承包责任制的实施激励农户在土地上投入更多的劳 动和其他生产要素（Lin，1992；Huang et al.，1996） ；而对其后的农业增长停滞，普遍观点认为是 由于家庭联产承包责任制下土地产权制度的激励作用已经释放完毕，而土地调整造成的土地产权不 安全性以及对土地产权交易的限制削弱了农民在土地上进行投资尤其是土壤保护性投资的积极性 （Yao，1995；姚洋，1998；Jacoby et al.，2002） 。于是，一系列旨在提高农地产权安全性和交易性、 激励农户土壤保护性投资的政策改革

3、从20 世纪 80 年代末开始在全国范围内实施，形成了土地承包 制下的次生农地产权制度安排。尽管各地区实施的次生农地产权制度迥然不同，但改革的显著趋势 是进一步强化土地使用权的个人化程度，即提高产权的安全性和交易性（姚洋，2004） 。 目前，很多经济学家对农地产权与农户土壤保护性投资间的关系进行了实证检验。大多数研究 认为，产权的不安全性和缺乏交易性对农户土壤保护性投资具有负面影响。例如，Li et al.（1998） 利用河北省农户调查数据的检验表明，稳定的地权能够显著提高农户土壤保护性投资的积极性；何 凌云、黄季焜（2001）利用广东省地块调查数据的研究表明，相比于责任田和转包地，农民更

4、愿意 在自留地和口粮田上施用更多对保持地力有长期功效的有机肥，即土地使用权越稳定，对农户的土 地长期投入行为影响越显著；Jacoby et al.（2002）对东北地区农户数据的分析也发现了类似的结论： *本文受国家自然科学基金重点项目“中国农村发展与生态环境管理” （项目编号：70833001）以及中国科技部和中荷 战略科学联盟项目（项目编号：2008DFA90630）资助。本文在写作过程中承蒙南京农业大学中国土地问题研究中心 曲福田教授、石晓平教授、冯淑怡副教授和诸培新副教授的悉心指导，特此致谢！当然，文责自负。 现阶段农地产权制度对农户土壤保护性投资影响的实证分析 - 32 - 土地调整

5、带来的失去土地的高风险显著减少了农户对有机肥料的使用；姚洋（1998）指出，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。但是，也有一些研 究认为农地产权不安全性对农业生产的负面影响并没有那么大。例如，Feder et al.（1992）没有发现 中国地权稳定性与农户投资之间存在显著关系；Kung（1995）也认为，家庭联产承包责任制下不安 全的土地产权导致农民投资积极性下降所带来的低效率并不明显。因此，农地产权制度对农户土壤 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（许庆、章元，2005） 。 1998 年土地管理法和 2003 年农村

6、土地承包法实施以后，现阶段农地产权制度表现出 以下特点：农地产权的交易性已经比较完善。例如，叶剑平、罗伊普罗斯特曼等（2000）对17 省农户进行调查的结果显示， 86.2%的农民相信他们有权将土地转包或出租给其他村民， 其中36.0% 的村民认为他们有无条件转包或出租土地的权利， 只有6.1%的村民认为任何情况下他们都没有转包 权。 农地产权仍然缺乏安全性。 一方面， 土地调整没有被完全禁止。 例如， 叶剑平、 蒋妍等 （2006） 在2005 年调查时发现，自20 世纪70 年代末期实施土地家庭承包经营制度以来，74.7%的被调查村 至少进行过 1 次土地调整，55%的被调查村进行过 2

7、次或 2 次以上的土地调整，3.7%的被调查村进 行过9 次或9 次以上的土地调整；有半数村在进行二轮承包时进行过土地调整，二轮承包之后仍有 32.8%的村进行过土地调整。另一方面，土地使用权证书发放比例不高，并且大部分已发放的土地 使用权证书并不符合相关法规要求。例如，叶剑平、蒋妍等（2006）的调查显示，2005 年，只有一 半的被调查者（42.8%）拥有土地承包经营合同，土地使用权证书的发放率也还不到一半（48.2%） ， 并且所发放的土地承包经营权合同和土地使用权证书中仅有 22.2%的合同和 25.1%的证书中记录着 30 年承包期内禁止土地调整的规定。 虽然已有学者利用调查数据分析

8、了 农村土地承包法 实施之后农地产权制度表现出的特征 （例 如叶剑平、蒋妍等，2006） ，但是，以往大多数关于农地产权因素对土壤保护性投资影响的实证研究 使用的都是2002 年之前的数据（例如Li et al.，1998；何凌云、黄季焜，2001；Jacoby et al.，2002； 姚洋，1998） ，那时农村土地承包法还没有被实施，1998 年修订的土地管理法也刚实施不 久，其绩效还没有被完全释放，因此，这些研究无法检验农村土地承包法实施之后形成的现阶 段农地产权制度因素对农户土壤保护性投资的影响。 鉴于此， 本文利用2006 年江西省农户调查数据 来检验现阶段农地产权制度因素对农户土

9、壤保护性投资的影响。 二、数据来源及变量选择说明 （一）数据来源 本文采用的数据来自2006 年欧盟项目（ “Sustainable Resource Use in Rural China: Institutions, Policies and Markets，1st Phase” ）资助的一项对江西省东北部丘陵地区3 个村庄（板桥村、上祝村 和港沿村）329 户农户的调查以及其后部分信息的补充调查。这 3 个村庄是在综合考虑经济发展水 平、距离市场的远近和地理环境等因素后被选择出来的。调查地区具有以下特征：农业生产是农 民的主要生产活动，农户会从严格的“经济人”视角进行土壤保护性投资决策；所

10、选择的3 个村 庄都处于丘陵地区，土地资源容易退化，且政府主导的土壤保护性投资供给不足，农户具有自发进 行土壤保护性投资的需要；调查地区虽然没有推行土地产权制度改革试点（例如“两田制” 、 “生 不增死不减” 原则等） ， 但执行了在全国范围内实施的土地法规， 农地产权形式在全国范围内具有一 定的代表性。因此，该调查地区可以说是检验现阶段农地产权制度因素对中国东南部丘陵水稻生产 地区农户自发的土壤保护性投资影响的典型区域。 现阶段农地产权制度对农户土壤保护性投资影响的实证分析 - 33 - 选择样本农户的步骤为：首先根据村庄农户数量计算每个村所需调查的样本农户数量（等于村 庄农户总数23%）

11、，然后采用随机抽样方法从村庄中选出确定数量的农户。本研究使用了其中288 份种植水稻农户的调查问卷，其中，板桥村45 份，上祝村95 份，港沿村148 份。 （二）变量选择说明 1.土壤保护性投资变量。研究区域农户自发的土壤保护性措施主要包括施用农家肥、种植绿肥、 修建梯田、开垄沟、施用石灰和石膏等，这些保护性措施不但对农业生产的影响效力持续时间比较 长，而且对改良土壤、提高土壤肥力有重要作用。具体的变量包括农户在 2005 年是否施用农家肥 （ 1 y）和单位面积土地上施用农家肥的数量（ 2 y） ，以及农户在 20012005 年间是否采用过种 植绿肥、修建梯田、开垄沟、施用石灰和石膏等其

12、他土壤保护性措施（ 3 y） 。 2.农地产权变量。选择能够有效衡量现阶段农地产权制度特征的变量是本研究的关键。以往研 究中，有研究使用虚拟变量区分农户从村集体承包的地块和通过土地租赁市场从其他农户手中租赁 的地块的产权差异（例如Li et al.，1998；Jacoby et al.，2002；Feng，2006） ；有研究使用虚拟变量 区别不同类型的土地产权制度，例如“两田制”等（例如Deininger and Jin，2003） ；有研究使用虚 拟变量区别不同类型的土地登记制度，将地块分为短期租赁地块（14 年） 、长期租赁地块（99 年） 和没有登记的地块（例如Smith，2004）

13、；有研究使用调查前五年的土地调整次数和农户对未来五年 土地调整情况的预期来衡量农地产权因素（例如Deininger and Jin，2006） ；还有研究利用因子分析 法从众多因素中提炼出土地产权因子（例如姚洋，1998） 。总体上看，农地产权变量的不同处理方法 适用于不同的研究目的，很难断定孰优孰劣。 本文的目的在于分析现阶段农地产权制度因素对农户土壤保护性投资的影响，因此，单纯的土 地行政性调整次数指标并不能有效反映农地产权的安全性，并且调查区域不在国家土地产权制度改 革试验范围内，因此，也无法利用虚拟变量区分不同类型的产权制度。结合前面分析的现阶段农地 产权制度特征，本文引入村庄和农户两

14、个层面的农地产权变量。村庄层面的农地产权变量包括自然 村在过去20 年的平均土地调整次数（ 1 x）和截至2005 年底自然村内农户土地使用权证书的发放比 例（ 2 x） 。这个层次的变量对农户来说是外生的，不受农户行为的影响。预期 1 x对土壤保护性投资 具有负的影响，即土地调整次数越多，农户自发进行土壤保护性投资的积极性就越低；预期 2 x对土 壤保护性投资具有正的影响，即土地使用权证书发放的比例越高，农户进行土壤保护性投资的积极 性也就越高。农户层面的农地产权变量包括客观土地产权系数（ 3 x）和主观土地产权系数（ 4 x） 。 农户客观土地产权系数表示农户从村集体承包的地块和通过土地租

15、赁市场从其他农户手中租赁的地 块的地权差异。由于不同的农户具有不同的风险偏好，他们对相同水平的地权安全性的认可程度也 不相同，因此，本文还引入农户的主观土地产权系数，它表示农户不同的风险偏好带来的农地产权 认可上的差异。 预期农户客观土地产权系数和主观土地产权系数对土壤保护性投资都具有正的影响， 即土地产权系数越高，农户土壤保护性投资的积极性也越高。 3.农户特征变量。 本文引入的农户特征变量包括主要从事农业的人口数量 （ 5 x） 、 户主年龄 （ 6 x） 、 户主受教育年数（ 7 x）和户主是否具有非农就业经验（ 8 x）四个变量。一般来说，家庭中从事农 业的人口数量越多，越有助于提高产

16、量，进而就越能激励其进行自发的土壤保护性投资。因此，预 期从事农业的人口数量变量对农户土壤保护性投资具有正的影响。由于农户农业生产决策主要由家 调查地区农户施用的农家肥主要是牛和猪的粪便，禽类粪便所占比例很低。为了计算方便，本文将农家肥的范围界 定为牛和猪的粪便。 现阶段农地产权制度对农户土壤保护性投资影响的实证分析 - 34 - 庭户主做出，因此，户主的年龄和受教育年数对农业生产决策具有重要影响。一般来说，户主年龄 较大的农户往往具有更多的耕作经验，而户主年龄较轻的农户更有可能参与非农就业，因此，预期 户主年龄对农户土壤保护性投资具有正的影响。户主受教育年数对农户土壤保护性投资的影响可能 是不确定的，因为户主受教育年数较多的农户往往较容易掌握现代农业生产技能，具有更高的劳动 生产率，说明户主受教育年数对农户的土壤保护性投资可能具有正的影响；但是，户主受教育年数 较多的农户也更有可能参与非农就业，从而对其土壤保护性投资具有负的影响。一般来说，户主有 非农就业经验的农户比没有