土地财产权如何推动中国农村的农业机械化

《Sustainable Futures》：How land property rights fuel agricultural mechanization in rural China

　　王玉玉|史传艳|齐玉凡|陈璐
天津师范大学经济学院，中国天津

**摘要**
提高农业机械投入和增强农业生产效率是促进农业现代化和应对粮食安全挑战的重要途径。自2013年以来，中国实施了全面的土地所有权认证政策（LTCP），以规范和稳定农村土地财产权。本研究利用2011-2015年中国家庭金融调查（CHFS）的面板数据，探讨了LTCP对中国农村农民农业机械投资的影响。通过差异-in-differences（DID）方法，实证结果表明，LTCP的实施显著增加了农业机械投资。这一效应主要体现在拥有大规模农业用地的家庭能够更便捷地获得正规金融信贷。进一步分析发现，社会交往支出较多的家庭受益更为明显。这些发现为中国制度变革与农业机械化之间的正向关系提供了理论和实证依据。

**1. 引言**
由于土地资源与人口压力之间的矛盾，中国的农业发展受到限制。中国的小农经济具有悠久的历史渊源，可追溯至明清时期。人口快速增长与耕地面积有限（仅占中国总面积的8%）相结合，导致了以劳动密集型生产为主的“过度密集”耕作模式。20世纪80年代初实施的家庭联产承包责任制通过按家庭规模分配土地，进一步固化了这种小农结构。截至2015年，中国平均每户耕种面积约为0.6公顷（约9亩），远低于全球平均水平的5.5公顷。

随着工业化和城市化的快速发展，家庭联产承包责任制带来的劳动密集型农业生产模式成为农业机械化和规模扩张的主要制约因素，导致农业生产效率低下。“一旦农业生产从劳动密集型转向资本密集型，小农经营的劣势便显现出来”[1]。工业和技术的发展使得机械、灌溉设备、农药和化肥成为农业发展的关键要素，而小规模和分散化的经营模式则限制了农业机械的投入和商业化。发展阶段的双重影响以及模糊的土地财产权问题，导致了小规模农业经营的普遍存在，这也是中国农业机械投资不足的根本原因。

根据世界银行2020年的调查，中国农业劳动生产率为每人0.8千美元，而日本为每人6.9千美元，是中国的8.6倍。此外，中国农业劳动生产率为每工人5.2千美元，而日本为每工人22.7千美元，是中国的4.37倍。与其他农业发达国家相比，中国的机械拥有率也明显较低。例如，荷兰人均固定资产形成额为3.3万美元，是中国的41.25倍，其农业劳动生产率是中国的15.42倍。这种低水平的农业机械投资导致了农业生产效率低下。图1显示，尽管1999年至2021年间中国农业机械总量持续增长，但大型和中型拖拉机、小型拖拉机以及机械化灌溉水平的增长率均呈下降趋势。2018年的突然变化是由于2017年中国实施了新的农业机械排放标准所致。

**数据来源**：上述数据来自中国国家统计局官方网站。

农业机械投入与土地财产权的稳定性密切相关。不稳定的土地财产权导致频繁的土地纠纷，从而降低了农民的生产效率。2013年中国全面实施的农田所有权认证政策（LTCP）被视为保障农村土地权利稳定性和安全性的最重要制度安排。产权的明确化是土地交易契约化和市场化的基础。尽管现有文献中有关于农业土地权利的研究较多，但针对中国这种小土地面积、大人口背景下，以农民为研究对象的土地权利对农业机械投资行为影响的研究相对较少。

尽管有关土地财产权和农业投资的文献较多，但仍存在一些重要空白。首先，现有研究在探讨土地认证对投资影响的信贷渠道时，未能区分正规和非正规信贷市场之间的差异。其次，以往研究未能充分考虑农民初始土地禀赋对其利用认证土地权利获取信贷能力的影响。第三，关于社会网络在产权规范化与农业投资行为之间中介作用的研究不足。

本研究通过将农民的信贷获取途径分为正规和非正规金融机构来解决这些空白。正规金融机构主要通过评估借款人抵押品提供贷款服务，而土地认证提高了土地权利的安全性和稳定性，为农民从银行等正规金融机构借款提供了抵押品。土地认证政策更可能影响拥有较大耕种面积的家庭的信贷行为，帮助其进入正规信贷市场并增加农业机械投资。本文按土地面积对农民进行分组，以明确LTCP通过何种信贷渠道发挥作用。这种方法对于政策制定者和研究农业金融和土地政策细节的学者具有价值。

其次，从外部公共权力与内部私人权力替代关系的角度，本文探讨了土地所有权认证政策对不同社会网络规模农民机械投入的不同影响。土地所有权认证将以往由“私人权利”解决的问题纳入了“公共权利”范畴，从而减少了农民维护外部社会网络的开支。多数研究忽视了产权稳定性与社会关系对不同社会网络规模农民农业投入影响的差异。本研究探讨了市场交易是否能够替代村庄内部的基于关系和熟人关系的交易。

本文结构如下：第2节阐述政策背景并提供理论框架；第3节解释研究方法和模型设定；第4节展示实证结果并进行稳健性和安慰剂检验；第5节进一步分析机制和异质性；第6节进行进一步讨论；第7节总结全文。

**2. 政策背景和理论框架**
**2.1 政策背景**
改革开放以来，家庭联产承包制度的建立赋予了农户使用耕地的权利。然而，这些土地不仅在村级层面定期重新分配，还存在被地方政府随时收回的风险，农民缺乏长期的土地使用权保障。2002年《农村土地承包法》的出台保证了农民承包土地管理的长期性，增强了家庭和农村土地承包转让制度的合法性。该法律赋予农民转让土地的权利，促进了土地作为生产要素的重新分配，显著提高了农业生产效率和总产出，并增强了土地分配对农产品价格波动的响应能力[2]。然而，《农村土地承包法》的实施尚未完全实现“确认农户权利”和“稳定财产权”的目标，许多家庭尚未获得法律文件和证书来保障其土地承包管理权[3]。

在此背景下，2008年出台了《关于推进农村改革和发展若干重大问题的决定》，提出“进一步完善农村土地确权、登记和发证工作，完善土地承包经营权，保障农民在土地承包、使用和收益方面的权益”。试点工作始于2009年，最初选择了8个省份的105个县作为试点区域。2014年，试点范围扩展到安徽、山东和四川省份；2015年又增加了江苏、吉林、河南、湖北、湖南、甘肃、宁夏、贵州和江西等9个省份，其他非试点省份也可根据自身条件在县级开展土地所有权认证。据农业部统计，截至2015年，全国2856个县中有1988个县、3万个乡镇中有1.3万个、60万个行政村中有19.5万个获得了土地所有权证书。为更好地了解政策的逐步发展过程，表1提供了中国土地所有权认证政策的时间线。

**表1. 中国土地所有权认证政策时间线**
| 年份 | 政策名称 |
|------|-------------|
| 2008 | 《关于推进农村改革和发展若干重大问题的决定》（中共十七届三中全会决定） |
| 2008 | 农业部关于有效管理和便利农村土地承包经营权转让的通知 |
| 2010 | 《中华人民共和国农村土地承包纠纷调解仲裁法》 |
| 2013 | 《关于加快现代农业发展、进一步提升农村发展活力的若干意见》（2013年中办文件第1号） |
| 2014 | 《中共中央国务院关于全面深化农村改革、加快推进农业现代化的若干意见》（2014年中办文件第1号） |
| 2014 | 《关于引导农村土地承包经营权有序流转、发展适度规模农业经营的若干意见》 |
| 2015 | 《关于引导农村产权流转市场健康发展的意见》（国务院办公厅） |
| 2015 | 《关于加强工商资本租赁农业用地监管和风险防范的若干意见》 |
| 2015 | 《关于加大改革创新力度、加快推进农业现代化的若干意见》（2015年中办文件第1号） |

如表1所示，2008年至2015年间，中国推出了一系列渐进式政策来改革农村土地承包经营权，包括2008年通过合法性、自愿性和补偿原则规范土地转让形式，建立标准化合同和基层服务平台，禁止强制转让；2010年法律建立了调解和仲裁机制；2013年政策鼓励土地向新型农业经营者集中，限制工商资本的非农业用途；2014年政策突破性地将“三权分离”框架纳入，扩大了农民的抵押和担保权利，并制定了三项改革底线。2015年的官方措施建立了统一的农村产权交易市场，对工商资本设置了进入门槛和风险保障基金，同时支持家庭化经营。

**2.2 理论框架**
作为农民生产的关键因素，不清晰的产权阻碍了农村市场的形成。因此，为确保土地交易的顺利进行，需要通过加强社会网络构建非正规的社会机制。当土地承包交易嵌入农村价值观、关系模式等社会因素时，基于市场的土地转让效率显著降低[4]。稳定的产权提高了土地使用的排他性，降低了相应的保护成本[5]，增强了土地财产的安全性和稳定性[6]，促进了农户的长期投资[7,8]。土地所有权制度的确立降低了交易成本，从而增加了农用地的流转[9,10]，这有助于农业资本的投入。产权稳定性对农业投资的影响一直是经济学长期关注的焦点。然而，现有实证研究对于土地权利认证如何影响农业机械投资尚未达成共识。Besley[7]提出，农田产权通过土地流转效应和土地抵押信贷效应影响农业投资。从土地流转效应来看，理论上认为土地所有权认证可以促进农田流转，推动大规模农业生产，进而增加农业机械的投资。Chari等人[2]的研究表明，中国的农地所有权政策通过缓解要素不匹配和促进农田流向更高效的农民，提高了农业生产效率。然而，Hu和Luo（2016）的研究指出，土地所有权认证对农民之间的土地流转没有显著影响。同样，Place等人[11]利用肯尼亚的数据发现，土地所有权认证并未促进农民之间的农田流转。此外，大规模生产并不一定意味着农业投资的增加。Gao等人（2011）发现，农民在租用的土地上使用有机肥料的可能性及数量都低于自有土地，这表明加速土地流转也可能对投资产生不利影响。

从土地抵押信贷效应的角度来看，许多研究表明，土地所有权认证可以释放土地的抵押价值，从而缓解农民面临的信贷约束。信贷约束的缓解与农民投资的增加呈正相关。然而，Sun等人[12]得出结论，中国的土地所有权认证政策未能通过缓解信贷约束来促进农业机械投资。他们的研究未能区分正式和非正式信贷部门之间的差异，也没有考虑农户所拥有的土地面积的不同。由于正式和非正式信贷对农户的抵押要求不同，土地所有权认证使农户持有的土地能够被正式信贷机构认可为抵押品，但对农户获得非正式生产信贷没有影响。现有研究证实，越南的土地确权计划增加了农户获得正式信贷的机会，并降低了正式贷款利率，但并未影响他们获得非正式信贷的情况[13]。目前，中国的农村土地抵押贷款主要被大型土地所有者获得，小规模农户的信贷约束问题仍未解决（Jiang和Mi，2020）。Boucher等人[14]和Field等人[15]分别对拉丁美洲和非洲的土地产权的信贷效应进行了实证研究，发现虽然土地产权提高了富裕农民和大型土地所有者的信贷可得性，但小型土地所有者的贷款数量反而减少了。因此，这项研究认为，稳定农户的产权对拥有较大土地规模的农户的生产信贷更有利，因为他们更有条件获得信贷。相比之下，小规模农户由于土地资源有限，在信贷的可能性和数量上受到限制，这反过来影响了农业生产投资。

从可持续土地利用的角度来看，产权稳定性在促进长期农业投资方面起着关键作用。当农户拥有稳定的土地所有权时，他们更愿意投资于土地改良、土壤保护和提高生产力和环境可持续性的现代机械[8]。土地认证政策通过明确边界和规范所有权，减少了与土地纠纷和征用风险相关的不确定性，从而鼓励农户采用更可持续的耕作方式。此外，通过改善信贷渠道实现的机械化可以减少劳动负担，同时保持或提高土地生产力。当土地所有权认证政策允许农户获得农业生产信贷时，这将促进农户扩大耕种面积或购买农业机械的投资。如果该政策通过土地流转机制发挥作用，我们应该观察到“农户内部土地流转面积”的显著增加；否则，土地流转并非其作用机制。此外，该政策使农户能够利用土地作为抵押品从正式金融机构获得贷款，因为这些机构认可由国家政策定义的土地权利。相比之下，非正式借贷依赖于个人关系或社区信任，通常没有正式文件。因此，本文认为土地所有权认证政策可以通过改善农户获得正式农业生产信贷的机会来增加他们对农业机械的投资。

关于土地所有权认证政策与农业机械投资之间理论关系的上述相关论述可以简要总结为图2。

3. 方法论
3.1. 数据来源
本研究使用了浙江大学的中国家庭数据库（CFD）以及中国西南财经大学家庭金融调查中心在2011年、2013年和2015年进行的中国家庭金融调查（CHFS）的数据。2011年的调查覆盖了25个省和自治区，320个村庄，共8438户家庭；2013年的调查覆盖了29个省和自治区（不包括新疆、西藏、香港、澳门和台湾），267个县，1048个村庄，共28,141户家庭；2015年的调查覆盖了29个省和自治区（不包括新疆、西藏、香港、澳门和台湾），351个县，1396个村庄，共37,289户家庭，使数据具有全国代表性。此外，CHFS调查记录了有关农业投资、土地所有权、劳动力分配和家庭资产的详细信息，为本文的研究提供了数据支持。数据处理步骤如下：仅保留了后续调查中的农村样本，排除了城市样本。同时，排除了在2011年、2013年和2015年调查期间未从事农业生产的农户。这种排除基于CHFS问卷设计，该问卷仅收集了“过去一年从事农业生产”的农户的农业机械投入和播种面积数据。“未从事农业生产”的农户没有提供这些变量的数据，因此被排除在外。由于土地权利政策规范了土地所有权和使用权，促进了农户之间的土地流转，那些已经转让土地并停止农业生产的农户也被排除在外[12]。为了解决潜在的选择偏差，本研究使用了Heckman校正方法并结合基线分析以确保结论的稳健性（见附录A）。

由于在2014年调查之前，试点阶段已经在有限的地区开始实施，因此将2014年及之前获得土地证书的农户从基线样本中排除。这种处理旨在避免将早期试点阶段的农户与2014年后广泛实施政策影响的农户混在一起。第一批试点于2009年启动，仅覆盖了有限的村庄和县，这些早期获得证书的农户面临的政策环境与后来全国范围内的政策环境不同。将他们纳入基线DID设置会模糊处理时间，降低识别的清晰度。因此，基线估计旨在捕捉2014年后新一轮大规模实施的效果。为了进一步缓解样本可比性的担忧，还进行了基于平衡程序的稳健性检验，包括PSM-DID和熵平衡DID，主要结果仍然稳健。最终，不平衡的面板数据包含6639户家庭。

3.2. 变量选择
3.2.1. 因变量
本研究的因变量是农户的资本投入，指的是农业生产中的机械投入，表示为每亩土地的农业机械投入价值（元/亩）。该变量是通过将“过去一年每户家庭的农业机械总投入价值（元）”除以“家庭农业生产面积（亩）”计算得出的。使用“每亩机械投入价值”（包括服务支出）而不是“机械所有权”作为因变量，因为正如Yang等人（2013）和Chari等人[2]指出的，中国的小农户经济中的农户通常通过“服务外包”市场获得机械化，而不是自己拥有拖拉机。因此，使用“机械所有权”会严重低估小农户的实际机械化水平。鉴于样本中一些农户没有在农业生产中投资机械，因此应用了逆双曲正弦（IHS）变换来平滑每亩平均机械投入的数值。与对数变换相比，这种变换方法被之前的文献（如Bellemare和Wichman（2020）及Chari等人[2]）广泛用于处理零值变量。此外，IHS变换可以提高统计分析的稳健性，特别是在原始数据可能包含零值或负值的情况下。它还有助于减少偏度，使数据更接近正态分布。

3.2.2. 解释变量
解释变量是农业土地认证政策的实施与获得证书年份之间的交互作用。CHFS调查了“您的家庭是否获得了土地所有权证书”以及“家庭获得土地所有权证书的年份”。在样本期间未获得土地管理权利证书的家庭被设为对照组（农田权利=0），而在2014年后获得土地权利证书的家庭被设为处理组（农田权利=1）。2013年被视为政策实施年份，其年份虚拟变量设为0；2015年被视为政策实施后的年份，其年份虚拟变量设为1。交互项的系数用于表示农业土地认证政策的实施对农业机械化投入的影响。

3.2.3. 控制变量
控制变量的选择遵循了关于农业投资和土地政策的现有文献。个体层面的控制变量（年龄、性别、教育程度、健康状况、政治地位）基于Adamopoulos和Restuccia[16]以及Chari等人[2]的研究，他们表明家庭户主特征显著影响农业投资决策。具体来说，女性、老年人或身体状况不佳的劳动者可能较少参与农业生产，从而影响他们的投资。此外，户主是否是共产党员及其教育水平也可能影响机械投资。在中国农村，拥有党员的家庭通常能够获得更多的社会资源和信息，而受教育程度较高的农业生产者往往对如何提高农业生产效率有更全面和科学的理解。这些个人特征可能会混淆土地所有权规范化对家庭机械投资的影响。为了确保本研究的结果反映的是土地认证政策对农业机械投资增加的影响，而不是由个体差异驱动的结果，这些个体控制变量被纳入分析中。家庭层面的控制变量（劳动力分配、经济状况）基于Besley[7]和Goldstein等人[8]的研究，这些研究强调了家庭资源和劳动力可用性在决定农业投入水平方面的重要性。本研究引入了家庭规模、从事农业与非农业活动的劳动力比例以及家庭拥有的耕地面积作为家庭参与农业生产程度的指标。一般来说，人口较多、土地持有面积较大、农业劳动力比例较高的家庭更有可能参与大规模农业生产，这反过来影响他们对农业机械的投资。相反，家庭中非农业劳动力的比例较高通常与农业活动减少相关，导致对农业机械的投资水平降低。除了与劳动力相关的因素外，家庭的经济状况在决定农业机械投资水平方面也起着关键作用。因此，本研究包括了家庭保险覆盖范围、家庭总收入和家庭消费支出等变量作为经济状况的代理指标。通过纳入这些变量，研究旨在更准确地评估土地认证政策的影响，同时尽量减少对家庭机械投资的潜在混淆效应，并增强结果的稳健性。这些经济变量反映了家庭可用的资源以及他们根据政策变化做出的经济决策，提供了关于政策如何影响不同经济条件家庭投资行为的更深入见解。本研究还包含了家庭总农业产出和雇佣劳动力支出作为控制变量。随着农业生产规模的扩大，农业产出的总体价值以及雇佣劳动力的成本往往会增加，这通常会导致更高的机械化程度。此外，农业补贴（对农业机械投资有显著影响）也被纳入回归分析作为控制变量。此外，当地市场的发展是一个重要因素，它直接影响农业机械服务的可用性和利用情况，从而影响农民关于此类机械的投资决策。为了考虑这一点，研究还包括了区域市场化指数作为控制变量，以进一步加强研究结果的稳健性。Fan等人（2011年）的市场化指数是中国经济研究中广泛认可的衡量区域市场发展的指标。

表2. 描述性统计。
- 观测值
- 均值
- 标准差
- 最小值
- 最大值

| 项目 | | | |
|------------|------|------|------|
| 机器（元，IHS） | 6639 | 4.28 | 2.20 | 30.15 |
| 所有权 | 6639 | 0.12 | 2.03 | 80.1 |
| 年龄（岁） | 6639 | 54.48 | 11.42 | 1298 |
| 性别（男=1，其他=0） | 6639 | 0.88 | 0.32 | 01 |
| 教育程度（1-8） | 6611 | 2.55 | 0.97 | 118 |
| 健康状况（1-5） | 6639 | 3.08 | 11.10 | 81 |
| 地方党员身份（是=1，否则=0） | 6639 | 0.04 | 0.21 | 01 |
| 成员总数 | 6639 | 4.26 | 11.81 | 118 |
| 劳动力占比（%） | 6639 | 0.66 | 0.25 | 50 |
| 农业劳动力占比（%） | 6639 | 0.42 | 0.30 | 30 |
| 非农业劳动力占比（%） | 6639 | 0.19 | 0.21 | 90 |
| 保险覆盖率（%） | 6639 | 0.59 | 0.31 | 60 |
| 总收入（对数，每年元） | 6502 | 9.97 | 11.72 | 2015.42 |
| 消费支出（对数，每年元） | 6639 | 9.76 | 61.02 | 1013.81 |
| 农业产值（对数，每年元） | 6637 | 6.33 | 2.68 | 50 |
| 雇佣支出（对数，每年元） | 6632 | 0.59 | 81.90 | 012.18 |
| 地区面积（对数，亩） | 6639 | 1.75 | 0.76 | 0017.09 |
| 补贴（对数，每年元） | 6501 | 4.72 | 22.50 | 11.00 |
| 市场化指数 | 6639 | 7.84 | 11.53 | 3.37 |

注：1. 家庭户主的教育年限（文盲=1，小学=2，初中=3，高中=4，中等/职业高中=5，初中/高等职业高中=6，学士学位=7，硕士学位=8，博士学位=9）；2. 家庭户主的健康状况（非常好=1，非常好=2，良好=3，一般=4，不好=5）；3. 平均农场面积为10亩（约0.67公顷或1.65英亩）；4. 对于在变化前值为0的连续变量（如每亩机械投入、农业生产的补贴金额和雇佣劳动力支出），采用了双曲正弦（IHS）转换；对于非零值的连续变量（如收入、支出和总农业产出），采用了对数转换；5. 市场化指数来自Fan Gang指数，该指数是对市场多个维度的综合评估，包括政府与市场关系、非国有经济发展和中介组织、产品和要素市场以及法律环境等多个方面。

3.3. 模型设定
本研究采用了差异中的差异（DID）方法进行实证分析，同时考虑了时间固定和地区固定因素。详细模型如下：
$$y_{it} = \alpha + \beta_1(Treat_i \times Post_t) + \beta_2 X_{it} + \mu_i + \lambda_t + \epsilon_{it}$$
其中 $y_{it}$ 表示家庭i在年份t的农业机械投资（以每亩元计，经过HIS转换）。$Treat_i$ 是一个二元指标，如果家庭i在2014年后获得了土地证书，则为1，否则为0。$Post_t$ 是一个时间虚拟变量，在政策实施前（2011年、2013年）为0，在实施后为1。$(Treat_i \times Post_t)$ 是交互项，系数 $\beta_1$ 衡量了土地认证政策的平均处理效应。$X_{it}$ 是包括家庭户主特征和家庭层面因素在内的时变控制变量向量，$\lambda_t$ 和 $\mu_i$ 分别代表年份固定效应和个体固定效应。$\epsilon_{it}$ 是在家庭层面聚类的随机误差项。感兴趣的系数是 $\beta_1$，因为它衡量了土地认证对机械投资的因果效应。

由于难以确保LTCP冲击的随机性，在测试之前通过图形方法检验了样本的平行趋势假设。下图显示了处理组和对照组每亩机械投入的变化情况。从图3可以看出，在政策实施之前，处理组的机械投入低于对照组，并且在2011-2013年间两组呈现相同的趋势。土地所有权认证政策实施后，处理组的机械投入显著增加，最终超过了对照组。因此，图3支持了平行趋势的假设。

4. 实证结果
4.1. 主要结果
本研究采用了DID方法，并结合了个体和时间固定效应以及家庭层面聚类标准误差来通过模型（1）进行实证分析。由于存在少量家庭既不使用也不在农业生产过程中投资机械的情况，因此对“每户每亩机械投入”变量进行了双曲正弦（IHS）转换以平滑数据。表3的第（1）-（3）列报告了回归结果。为了比较这一发现的可靠性，还对每户每亩机械投入在对数调整后加1进行了对数转换。表3的第（4）-（6）列报告了对数调整后的回归结果。

表3. 土地产权对家庭机械投入的影响。

4.2. 稳健性测试
4.2.1. PSM-DID
为了提高处理组和对照组之间的可比性，采用了倾向得分匹配（PSM）来平衡样本。样本是按年度进行匹配的，倾向得分匹配的核密度图显示在附录C中。许多研究倾向于在PSM完成后使用满足共同支持假设的样本进行回归，但这忽略了这样一个基本事实：匹配的对照组样本可能为多个处理组样本提供匹配，因此不同权重控制样本在整个对照组样本中的重要性不同。权重越大，匹配的次数就越多，因此在回归中应给予更多关注。因此，本研究采用了频率加权的回归方法来控制对照组中的匹配样本。PSM-DID的回归结果显示在表4的第（1）列中。

4.2.3. 级别聚类
如基准回归所示，估计是在家庭层面聚类的。然而，家庭的机械投资行为可能受到邻近地区农户的影响。因此，本研究调整了聚类级别以检验主要结果的稳健性。表4的第（3）和（4）列分别报告了在村庄和地区层面的估计结果。

4.2.4. 前置控制变量
由于政策实施后的控制变量也可能受到农业土地认证计划的影响，模型的估计系数的一致性可能会受到影响。因此，用家庭2011年的控制变量与年份虚拟变量之间的交互项替换了原始控制变量。新回归的结果显示在表4的第（5）列中。

4.3. 安慰剂测试
对于单个处理时间点的估计容易受到遗漏的同时期政策和变量的影响，因此进行了进一步的安慰剂测试，通过随机选择处理组和处理时间来生成“伪处理”变量，以检验遗漏的同时期政策是否影响研究结果的可靠性。图4显示了通过随机选择实验组并重复模型500次获得的模型（1）估计系数的核密度曲线。从下图可以看出，农业土地权利估计系数的核密度分布几乎与均值为零的正态分布完全吻合，而所有“伪处理”估计的系数都小于真实的回归系数。这表明对于随机生成的已确认农民样本来说，确认农田权利的政策对他们的农业机械投入没有显著影响，从而验证了该结论的稳健性。下载：下载高分辨率图像（101KB）下载：下载全尺寸图像图4. 核密度曲线。注意：通过随机选择实验组并重复模型500次获得。农业土地权利估计系数的核密度分布几乎与均值为零的正态分布完全吻合，而所有“伪处理”估计的系数都小于真实的回归系数。5. 机制分析与异质性5.1. 机制分析（信贷渠道）农民通过农田抵押贷款获得贷款以投资农业生产是土地认证政策增强农业机械资本投资的重要机制。政策实施后，产权的稳定增加了银行对农民的抵押贷款。同时，确认农田使用权的土地认证也有助于形成合理的产权表达机制[18]，降低银行的信息搜索成本，提高抵押品的有效性，从而降低信贷风险和成本，帮助农民获得信贷。在中国农村，已经基本形成了以正规金融机构为基础、非正规金融机构为补充的金融体系。正规部门指的是由政府部门统一监管的正规金融机构，包括国有银行和股份制商业银行；非正规部门指的是非正规金融机构及其资本融资活动，主要包含合作社、当铺、私人筹款、私人之间的无偿借贷以及各种基金会。土地所有权认证政策的实施增加了土地承包权的稳定性，对正规信贷机构产生了更直接的影响，但Boucher等人[14]在尼加拉瓜和洪都拉斯的研究中发现，农业土地的所有权认证并没有显著改善农民的信贷获取能力。Piza和Moura[19]使用巴西的数据发现，授予正式的土地地位似乎显著提升了家庭从银行获得正规信贷的能力，并减少了家庭对非正规信贷的依赖，因此需要进一步区分农民的正规信贷和非正规信贷行为，以分析土地认证影响农业投入水平的机制。由于家庭在土地认证后通过抵押贷款获得银行贷款的行为取决于他们原有的耕地面积，即使他们的土地所有权更加稳定，耕地面积较小的家庭也可能无法达到银行的资产抵押门槛，从而无法获得信贷。只有拥有较大面积的土地，他们才能跨越资产抵押门槛并满足资产抵押要求。因此，将耕地面积中位数及以下的家庭定义为小型农户，中位数以上的家庭定义为大型农户。对这两种规模的农户进行了正规信贷与非正规信贷获取的组间比较。表5报告了土地认证对不同生产规模农户正规信贷和非正规信贷行为的影响。正规信贷指的是从银行和金融公司等正规机构获得的贷款，而非正规信贷指的是从朋友、亲戚和私人贷款人那里获得的贷款。表5的第(1)-(3)列报告了土地认证对不同生产规模农户正规信贷获取的影响，第(4)-(6)列报告了土地认证对非正规信贷获取的影响。结果显示，土地认证显著增加了大型农户的正规信贷获取能力，而对小型农户的影响则没有统计学意义。非正规信贷没有发现显著效果。这些发现表明，表5中确定的直接机制是规模异质性而非地区异质性。特别是，大型农户更有可能将认证的土地权利转化为正规金融机构认可的抵押品，而尽管小农户的土地权利更为稳固，但他们可能仍然无法满足抵押门槛或减少交易摩擦以获得正规信贷。地区差异可能仍然会影响这一机制的作用强度，因为市场化程度较高、正规金融体系较为发达的地区可能为将认证的土地权利转化为机械投资提供更有利的环境。然而，这种地区差异应被视为一种补充性的解释背景，而不是表5中的直接回归证据。表5. 土地权利与信贷行为。正规信贷的可获得性非正规信贷的可获得性全样本小型农户大型农户全样本小型农户大型农户(1)(2)(3)(4)(5)(6)所有权0.0106?0.00310.0299**0.0066?0.00990.0362(0.0088)(0.0114)(0.0144)(0.0154)(0.0195)(0.0232)家庭固定效应是的是的是的是的是的是是年份固定效应是的是的是的是是是控制变量是的是的是的是是是是N633134582873377920381741R20.12640.17570.17670.14660.22950.2181注意：非正规信贷仅在2013年和2015年进行调查，因此第(4)-(6)列报告了2013年和2015年的结果。根据样本农户的耕地面积，生成了一个包含四个相等部分的虚拟变量，并对其与农业土地认证计划的实施进行了回归分析，其中第4组耕地面积最大，第1组耕地面积最小。不同组与土地认证政策实施之间的交互项分别对正规信贷和非正规信贷的获取进行了回归分析，结果如图5所示。下载：下载高分辨率图像（183KB）下载：下载全尺寸图像图5. 不同生产规模农户的土地权利对信贷获取的影响。注释：该图绘制了估计土地权利对不同生产规模农户信贷获取影响的系数及其95%置信区间。正规信贷和非正规信贷的回归分析是通过将耕地面积分为四组，并结合当地土地权利确认政策的实施情况进行的。如图5所示，面板(a)展示了正规信贷的获取情况，而面板(b)关注非正规信贷的获取情况。结果表明，土地认证政策显著提高了大型农户的正规信贷获取能力，而对小型农户的影响则没有统计学意义。这些发现表明，土地认证政策通过提高大型农户获得正规金融机构信贷的能力来改善农业投入水平。正规金融机构主要根据抵押品提供贷款，要求农民具有较高的收入和资产。相比之下，非正规金融机构的贷款决策基于借款人的家庭结构、社会关系和长期居住等因素。因此，两者的贷款标准存在显著差异。农业土地所有权认证政策稳定了产权，并通过使用土地作为抵押品促进了正规信贷的发放。对于发展中国家的农民来说，信贷限制导致了次优的农业生产方式，降低了生产效率和产量（Guirkinger和Boucher，2010）。分析表明，产权认证改善了正规信贷的获取能力，并显著增加了农业机械的投资。5.2. 异质性分析（社会网络）自中国农村家庭承包制改革以来，由于缺乏基层治理机制，以地理和血缘为中心的关系机制在维持村庄的交易和经济行为及农村社会秩序中发挥了重要作用。土地作为农民最重要的生产手段，不仅在维持村庄内农民之间的交易行为、合作关系和价值观方面发挥作用，而且为了获得更多的土地控制权，农民会注重维护村庄间的社会网络，建立社会网络，并通过互惠关系（如恩惠和礼物）来维持这些关系[20]。当土地所有权不稳定或不明确时，农民在土地转让和纠纷中可以通过维护合同关系获得更多利益。2013年全面实施的土地所有权认证政策使产权安全化和合法化，打破了依赖村庄内社会网络的关系型交易方式，减少了因土地边界不明确而引起的邻里纠纷，从而提高了农业生产效率。市场交易的增加导致用于维护社会网络的“外部”礼物逐渐减少，而用于提高农业生产效率和土壤肥力的“内部”投资增加。明确的产权制度对于资源分配和效率提升至关重要[21,22,4]。在这项研究中，社会网络或社会资本是通过家庭在社会互动上的支出（“人情”支出）来衡量的，这种方法遵循了中国农村社会学文献中的研究方法。这一指标反映了家庭在村庄社区内参与礼物赠送和互惠关系的程度，这是中国农村社会中“关系”（guanxi）的一个 well-documented 的衡量标准（Fei，2019）。2013年12月，中国政府发布了《关于党员干部带头推进殡葬改革的意见》。为了防止该政策导致村庄内社会支出减少而产生的潜在偏差，在回归分析中加入了实施年份与党员身份之间的交互项，以控制这一政策可能对结果产生的干扰，因为该政策主要影响中国共产党成员。表6根据血缘关系将人际互动支出分为非亲属人际互动支出和亲属人际互动支出。测试结果显示，农业土地证书政策显著削弱了村庄内的人际互动支出。这表明，加强产权削弱了社会网络对村庄治理的影响，并促进了沿着市场经济方向发展的村庄内经济行为，从而减少了家庭在人际互动上的支出。表6. 土地权利与外部礼物。空单元格(1)(2)(3)(4)(5)(6)空单元格IHS（非亲属间社会互动支出）IHS（亲属间社会互动支出）Treat_post?0.5180***?0.5560***?0.5567***?0.6049**?0.7444***?0.7383***空单元格(0.1922)(0.2021)(0.2020)(0.2378)(0.2591)(0.2579)年份×党员?0.09310.4629空单元格(0.6205)(0.7216)控制变量是的是的是的是是是是年份固定效应是的是的是是是是是N663966116331402940253779R20.59230.59280.61450.72710.72770.7529注意：非亲属间的外部礼物支出仅在2011年、2013年和2015年进行调查，而亲属间的外部礼物支出仅在2013年和2015年进行调查。传统上，农村社会依赖紧密的社会网络和亲属关系来维持治理和经济发展。然而，随着土地认证政策的实施，土地权利的明确化和稳定化使农民更加关注个人经济利益，减少了他们在社会活动中的参与度。这种转变有助于农民将更多资源分配到农业生产和其他经济活动中，推动了农村地区的市场化进程，并提高了资源分配的优化和效率。接下来，本研究根据支出水平将非亲属间的礼物分为四个分位数，其中第1组的家庭礼物支出最低，第4组的家庭礼物支出最高。图中的解释变量是每亩土地的机械投入水平，回归分析考虑了不同组与农业土地所有权认证计划实施之间的相互作用，结果如图6所示。下载：下载高分辨率图像（84KB）下载：下载全尺寸图像图6. 不同社会网络背景下农户土地权利对机械投入的异质性影响。图6中的解释变量是每户家庭的IHS转换后的机械投入水平。结果表明，在土地认证政策下，社交互动支出较高的家庭表现出更强的机械投资反应。然而，这种模式应谨慎解读。在本研究中，社交互动支出（“人情”支出）被用作家庭社会嵌入性和本地信息网络的代理指标，但它也可能反映家庭的经济能力。因此，图6中观察到的异质性不应被视为社会网络对机械投资的严格因果效应。一种更为谨慎的解释是，具有不同社会嵌入程度的家庭对政策冲击的反应各不相同。拥有更丰富信息渠道和更强社区联系的家庭可能更能够了解新技术或融资机会，而社会嵌入程度较低的家庭则可能受到信贷获取、土地资源、家庭资源以及接触现代农业实践有限的限制。6. 讨论研究结果表明，中国的土地所有权认证政策通过改善正式信贷渠道显著促进了农业机械投资。这一结果与Besley [7]关于产权效应的信贷渠道的理论预测一致，并将实证证据扩展到了以小农户为主的农业系统的发展中国家背景中。这些发现既证实了也扩展了之前关于土地财产权和农业投资的研究。与Chari等人[2]的研究一致，本研究的实证结果表明，中国的土地认证政策提高了农业效率。然而，该研究与Sun等人[12]的研究结果不同，后者并未发现显著的信贷渠道效应。这种差异可以归因于信贷市场分为正式和非正式部门以及考虑了土地规模的异质性。此外，异质性分析表明，在LTCP（土地所有权认证政策）下，社交互动支出较高的家庭表现出更强的机械投资反应。这一结果应谨慎解读。研究使用家庭社交嵌入性和信息网络的代理指标“人情支出”，但它也可能反映了家庭经济能力的差异。因此，不应将这一证据理解为社交网络对机械投资的严格因果关系。相反，它表明处于不同社会和信息环境中的家庭可能对同一政策冲击有不同的反应。这一解释也与表6的结果一致，表6显示LTCP本身显著减少了家庭的外部社交互动支出，表明土地认证、社交互动和机械投资之间的关系比简单的单向正向收入机制更为复杂。在许多发展中国家，人们仍然非常重视集体所有的土地结构或旨在实现农民之间土地分配平等的政策，而不是允许土地市场自由交易[2]。本研究指出，土地财产权的稳定性是重构农村社会关系和促进基于市场交易的基础，而机械化程度的提高进一步提高了农业生产效率。一个相关的解释是，农业土地市场的交易伴随着一系列传统市场无法解决的协调问题[23]，这也得到了本研究的支持：在土地所有权政策实施之前，中国农村的经济行为主要基于社交网络，通过互惠和礼物维持着隐性的契约关系。当土地管理的契约权利受到法律保护时，这种非市场行为将逐渐被正式的市场规则所取代。本研究对于其他类似中国的国家也有启示，即它们是否应该推行土地认证计划以稳定财产持有者的预期并促进规范的市场交易。尽管本研究关注的是农业生产的机械投入，但农业生产力的提高正是由于在土地财产权明确后农民愿意投入更多资本。还需要注意的是，中国的土地所有权认证政策对大规模生产和拥有更多社会资本的家庭影响更大，这可能导致农村内部收入差距的扩大。值得注意的是，本研究是在中国农村的具体背景下进行的，这不仅是因为中国农村经济发展的典型特征和独特方面，还因为中国悠久的村庄文明历史。因此，中国在管理人类社区的集体生活环境方面拥有丰富的历史和经验。中国的村庄不仅包含了高效资源分配的经济逻辑，还体现了情感、文化和传统。虽然产权的明确化可以促进市场导向的发展，但它不应完全取代人际沟通和情感交流的工具。农民从依赖土地的生存策略向以最大化村庄利益为核心的产权方式的转变可能会引入新的摩擦和风险。因此，农业土地权利的基本制度功能以及农村社区内部的人际信任机制必须以互补的方式发挥作用。鉴于本文使用的CHFS（中国家庭金融调查）数据的时间范围，目前的发现应被视为LTCP在初期实施期间的短期效应证据，而不是长期持续性的证据。尽管补充的县级数据为LTCP与农业生产效率之间的正相关关系提供了支持，但它不能替代直接的家庭层面动态分析。政策效应是随着时间持续存在、增强还是减弱，仍然是未来研究的重要问题。7. 结论本研究利用2011年至2015年的中国家庭数据库（CFD）和中国家庭金融调查（CHFS）数据，通过差异-in-difference（DID）方法分析了中国的土地所有权改革对农民农业机械投入的影响。实证结果显示，土地所有权证书政策通过增加大规模生产家庭的正式信贷可用性，显著促进了他们对机械投入的投资。异质性分析进一步表明，在研究期间社交互动支出较高的家庭中，这种积极效应更为明显。这些发现有助于理解发展中国家的制度变革，展示了产权形式化如何替代基于关系的交易机制。一方面，根据研究结果，对于中国的大规模农民来说，继续推进土地认证和发展土地抵押贷款将有助于增加农业机械投入。另一方面，政府应扩大对小规模农民的机械购买补贴，或者建立农业机械共享合作社以减轻他们的投资负担。此外，在社交网络较强的地区，利用现有的社会资本传播有关新技术和融资机会的信息将有所帮助。需要承认的是，本研究依赖于2011年至2015年的数据，这在时间覆盖范围上可能存在局限性。然而，这一时期涵盖了2013-2014年土地所有权认证政策最初实施的关键阶段，使得可以使用DID方法精确识别政策效应。基于这些发现，可以实施若干实际政策来强化土地所有权认证的积极效果。首先，应建立多层次的农业信贷保障体系：金融机构可以受到激励，利用新发放的证书作为抵押品开发标准化的“土地管理权抵押贷款”，并由政府支持的担保基金降低认证农民的利率。其次，双轨机械补贴计划可以解决不同规模农场之间的差异。也就是说，已经受益于信贷改善的大规模农民可以获得机械贷款的利率补贴，而无法获得相同信贷优惠的小农户则更适合直接购买补贴或优惠券。第三，为了减轻缺乏足够规模的家庭的投资负担，可以为农业机械共享合作社提供匹配补助或法律便利，使农民能够合并认证的土地地块并集体购买昂贵的设备，确保机械化的好处不会仅限于大规模经营。由于本研究仅捕捉了LTCP对中国机械投资的短期影响（2011-2015年），未来的研究应考察其长期动态效应及其在不同制度背景下的普遍性。一方面，这种增加的投资是否可持续，或者随着机械折旧会导致过度投资和债务陷阱？此外，随着土地证书提高抵押价值，存在土地价值泡沫的风险。未来的研究应分析由认证推动的土地价格上涨是否会导致对土地的投机性投资而非对农业机械的生产性投资。另一方面，虽然本研究提供了针对中国的实证见解，但也应认识到其他发展中国家的制度背景也很重要。中国的LTCP在土地仍为集体所有的前提下明确了使用权。未来的比较研究应探讨在完全私有产权与集体所有权背景下，这些效应有何不同。作者和合著者王玉玉，博士，天津师范大学经济学院助理教授。她的研究兴趣集中在中国的农田市场化和农业现代化方面。电子邮件：[e-mail]。石传燕，天津师范大学国家安全与发展研究中心研究员。电子邮件：[e-mail]。齐玉凡，天津师范大学国家安全与发展研究中心研究员。电子邮件：[e-mail]。卢晨，博士，福建商学院国际经济与商学院副教授。他的研究兴趣集中在数字经济和经济增长方面。电子邮件：[e-mail]。伦理声明不适用。作者贡献声明：王玉玉：监督、调查、概念化。石传燕：方法论、数据整理。齐玉凡：可视化、初稿撰写。卢晨：审稿与编辑、项目管理。