农地确权如何影响投资激励

胡新艳 陈小知 王梦婷

(华南农业大学 经济管理学院，广东 广州 510642)

新一轮农地“确权登记颁证”从法律制度层面正式化农地产权，是建立安全产权的重要途径。但是农地确权是否引起投资激励、如何引起投资激励，不仅在理论分析方面存在争议和分歧，而且两者关系的经验研究结果并未取得一致结论，更缺乏文献将确权投资激励效应的多重作用路径进行区分并全部纳入实证验证中。鉴于此，本文以我国新一轮农地确权为背景，将确权通过收益保障、贷款可得性、农地流转进而影响投资激励的三条作用路径纳入实证检验框架中，全面分析确权对农地投资激励的影响机制，由此避免建立单线因果关系而掩盖实践本身的复杂性，进而明确回答：确权引致的投资激励效应中，多少是源于产权安全的收益保障效应，多少是源于确权促进贷款可得性，多少是源于农地流转的要素交易效应。本文可能的创新点在于：以农地确权对投资激励的主要影响机制为着眼点，结合中介路径分析方法，验证分析了确权与农地投资激励三条作用路径的显著性及其作用程度，进而提出相应的投资激励政策。

一、农地确权与投资激励：基于文献的梳理

主流文献强调产权制度对发展的重要意义(North et al.，1973)，且其刺激经济发展的主要途径是激励投资。随着发展中国家农地确权工作的开展，已有大量文献从理论或实证角度对农地确权的投资激励效应进行了分析。

(一)产权安全效应：确权—收益保障—投资激励

从产权安全效应出发分析农地投资激励行为，最经典的解释源自Besley(1995)，其认为，不稳定的农地产权制度相当于对农户征收随机税，会降低其投资积极性。因为地权越不稳定，意味着在不可预见的将来，农户的部分土地可能被分给其他人，这会一同带走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被征收了随机税，会抑制农户的投资行为，甚至带来土地掠夺式利用、破坏地力、降低土地产出等一系列后果(Banerjee et al.，2008)。与之相反，稳定的农地产权能够保护资产拥有者的未来收益不受其他人剥夺，强化对未来收益的稳定预期，由此激发农户长期资本投资动机，促进投资及资本形成。从上述分析中可以看出，产权安全效应形成的是“确权—收益保障—投资激励”作用路径。

在实证研究上，主流文献关注确权对农地投资的激励效应；在验证路径上，一般直接采用农户是否拥有产权证书或承包经营合同证书来衡量确权，进而观察其对投资行为的影响。Alston et al.(1996)、黄季焜等(2012)验证了两个变量之间的正向促进关系，指出确权能够增强农户对投资收益的稳定预期，从而促进农地投资。其实，在其理论解释中，“对投资收益的稳定预期”暗含了将确权政策转化为农户主观认知的收益保障效应这一前提条件。也就是说，农地确权必须转化为农户对农地产权安全性带来的预期收益保障的认知，才能激励农户投资。这表明，与法律层面的产权安全性相比，人们对产权安全性的主观感知是决定其投资经营决策的关键(Broegaard，2010)。从这一角度看，在农地确权的法律赋权政策下，选择农户层面对农地投资收益保障的感知作为中间变量，则可以直接对“确权—收益保障—投资激励”作用路径进行验证。

也有文献提出农地确权与农地投资并无显著联系(钟甫宁 等，2009；Braselle et al.，2002)，两者之间存在其他重要影响因素。需要指出的是，确权不仅通过收益保障效应作用于投资激励，也会通过促进资金借贷、农地流转等要素交易行为影响农地投资。但这些作用路径一般并未被全部纳入“确权—投资激励”的分析框架中。

(二)要素交易效应Ⅰ：确权—贷款可得性—投资激励

激励投资行为不仅要求有保障的产权，也需要产权充当抵押物进入资本市场，为农户生产投资提供重要的资金来源(胡方勇，2009)。信贷约束是制约农户生产投资的一个关键因素(谭焱良 等，2012)，而造成农户面临信贷约束的一个重要原因是缺乏有效抵押物。这意味着，农地投资行为与农地抵押贷款的可得性密切相关。

理论上而言，以法律制度方式正式化土地产权，使得土地资产能进入到正规表述的制度体系中，有利于提供金融机构贷款所需的有效抵押担保品(索托，2007)。与此同时，确权后的土地作为有“可见标志”的资产，能成为资产所有者的信誉证明，改善信息流动，从而刺激信誉扩展和信任体系的建立，缓解农户在生产投资过程中的信贷约束，促进投资，由此形成“确权—贷款可得性—投资激励”的作用路径。

但是已有实证研究并未沿着“确权—贷款可得性—投资激励”的逻辑进行正面回应并验证：既有研究要么验证农地确权对贷款可得性的影响，要么分析贷款可得性对投资行为的影响，而且经验研究结论并未达成一致。关于确权对贷款可得性的研究，国外的主流观点是正式的土地法律文件会明显提高农户将土地作为抵押物获得贷款的可能性以及贷款规模，因此对农村金融发展具有长期正向的影响(Beekman et al.，2012；Routray et al.，1995)。国内研究中，米运生等(2015)得出了类似的结论，认为农地确权有利于促进人际信任转向制度信任，降低地权抵押风险，使得土地更易成为被金融机构所接受的有效抵押品，提高农户的贷款可得性。但是钟甫宁等(2009)指出，由于农户土地规模小、农业用地价值低，即使进行土地确权，金融机构也不愿意接受农地作为贷款抵押物。关于贷款可得性与投资行为之间的研究，普遍认为资金借贷对农户投资有正向影响，两者存在很强的正相关关系(林毅夫，2000；刘承芳 等，2002)。

(三)要素交易效应Ⅱ：确权—农地流转—投资激励

假定资金或其他投入要素的供给不受约束，过小的农场规模使得农业生产的资本边际生产率很低，因此土地经营规模小被认为是妨碍和抑制投资的重要因素(林毅夫，1994)。依此逻辑，可以预期：如果确权能够促进农地流转集中，那么投资会出现扩张的趋势。

理论上而言，确权以法律制度方式明晰地界定农地产权主体、权利范围和内容等，使得在农地流转交易过程中，产权制度将“作为个体行动空间限制模型”而存在，一方面约束了行动者的行为选择，另一方面使行动者的行为具有可预测性(诺斯，2008)，从而降低交易的不确定性和交易成本，促进交易。此外，更清晰的产权界定，使得“谁是侵权者”更容易被发现并受到制裁，侵权机会成本的上升有利于规范双方交易行为，减少交易的纠纷与争议，由此保障产权本身及其交易安全性。可见，从产权理论角度，确权建构起“秩序观念”的约束规则体系，能缓解因产权模糊所导致农地流转交易滞后的问题，促进土地市场发育；进一步地，通过土地市场解决土地分配的暂时无效率，可以将土地资源集中到更有能力的投资经营主体手中，从而促进农地投资(吉登艳 等，2014；姚洋，1998)。上述的作用机理可以总结为“确权—农地流转—投资激励”。

但是“确权—农地流转—投资激励”作用路径也未得到全面的实证验证。已有研究重点关注了确权对农地流转的影响，部分研究分析了农地流转与投资的关系。程令国等(2016)、Deininger et al.(2005)对我国的研究表明，确权颁证在减少交易成本、增加产权权利价值、促进农地流转等方面发挥了作用。但是，也有实证研究表明，确权对目前的农地流转行为并没有显著效果(胡新艳 等，2016b)，甚至存在抑制作用(林文声 等，2016)。关于农地流转对农地投资行为的影响，有研究表明，农地规模小确实限制了农民对农地的投资(朱民 等，1997)，农户土地转入比例越高，土地投入也越大(叶剑平 等，2010)。同时也有研究指出，农地流转在一定程度上对投资激励没有促进作用(龙云 等，2016)，甚至可能不利于激励农户在现期增加对转入土地的长期投资(郜亮亮 等，2011)。总之，目前缺乏将确权、农地流转和投资激励三者结合起来的实证研究。

从上述确权与投资激励之间的作用机理看，收益保障、贷款可得性和农地流转是影响确权与投资间关系的三个中间变量。在这种情形下，以中介变量为通道来研究是恰当的。但既有研究确权与投资的文献一般仅在理论机理分析中提及这些作用路径， 在实证研究中未沿着“确权—收益保障—投资激励”、“确权—贷款可得性—投资激励”和“确权—农地流转—投资激励”三条作用路径的理论逻辑进行正面回应。鉴于此，本文结合中介路径分析方法，将确权投资激励效应的多重作用路径进行区分，并全部纳入到实证验证框架中(见图1)。

图1农地确权与投资激励效应分析框架

二、数据、模型与实证结果

(一)数据来源

数据来源于课题组2014年12月至2015年4月对我国9省区农户的抽样调查。抽样区域根据31个省市区资源社会经济特征指标进行聚类分区，同时考虑到七大地理分区特征，最终按照分区的五个类型选定广东、贵州、河南、江苏、江西、辽宁、宁夏、山西、四川9省区展开调查，共调查了54个县的338个镇的528个村。在调查地点选择上，所选乡镇兼具已完成确权试点村和未完成确权试点村，对两类村组的农户进行等比例抽样，以保证两类农户对比分析时的匹配性。选择在春节期间调查是考虑到春节有大量农民工返乡，有利于获得对新一轮土地确权有更清晰了解和认识的被调查者，以尽量保证调查信息的准确性。共发放问卷2880份，回收问卷2779份，有效问卷2704份，问卷有效率为93.9%。

(二)变量设定

被解释变量：农地投资意愿。考虑到农地投资类型多样，不同农户的农地投资类型不同，难以归类加总。因此采用投资意愿作为被解释变量，将之区分为“很不同意”至“非常同意”五个等级，由此分析确权政策对其投资行为的影响趋势。

核心解释变量：农地确权。已确权，赋值为1，否则赋值为0。农地确权是政府推进的政策，通常在村庄层面进行落实，是村庄层面的变量。本文研究的是农户农地投资意愿，村庄层面的变量对于个体农户来说是外生变量，由此将农地确权视为外生变量。

中介变量：(1)收益保障。采用农户对承包地产权强度的主观感知即“对承包的土地应该属于农户所有”的认可程度来衡量，从“很不同意”到“非常同意”按五个等级顺序排列。(2)贷款可得性。已有研究表明农地产权改革和农地抵押可以缓解农户信贷约束，提高农户贷款可得性，增加农业投资，从而提高农户收入水平(Besley et al.，2009)。在剔除需求压抑因素的前提下，农户最为期待的融资渠道仍是农村正规信贷(韩俊 等，2007)。所以选取农户是否从正式机构获得贷款来衡量贷款可得性，获得赋值为1，否则赋值为0。(3)农地流转。本文关注农地转入户的投资意愿，所以采用农地转入行为进行分析，有转入行为赋值为1，否则赋值为0。

控制变量：不同行为决策的影响因素不同，但也并不排除可能存在相同的影响因素。中介分析需要对被解释变量和中介变量进行依次回归，因此基于学术惯例和已有研究，对不同的回归模型选择不同的控制变量。模型中所有变量的选择、赋值及描述统计值见表1(剔除了农户农业收入占比为0的样本)。

表1 变量设置及其赋值表(样本量N=2238)

(三)模型选择

以往研究探讨的多是仅存在一个中介变量的情况即简单中介效应分析，本文所探讨的主体存在收益保障、贷款可得性和农地流转三个中介变量，这种在自变量与因变量之间存在多个中介变量发生作用的情况被称为多重中介模型(Taylor et al.，2008)。多重中介模型的分析结果更准确、更具理论和实践意义，不仅可以得到特定路径的中介效应大小及各自占总效应的比例，而且可以对每条路径进行直观对比(瞿小敏，2016)。已有研究发现对等级或分类变量直接采用线性回归会导致中介效应、标准误低估以及置信区间对真值覆盖比例偏低等问题(刘红云 等，2013)，所以建议用Logistic回归取代线性回归。对于图1所示的中介效应模型，当因变量为多个类别的等级变量时，应该采用累积Logistic模型进行回归分析。

设因变量Y有K个等级，自变量为X，则有K-1个累积Logistic回归模型。其中，当Y>k(0

(1)

对任一类别k,LogitP是自变量X的线性函数，αk为方程的截距项，β为自变量的系数，e表示方程中的残差。累积Logistic回归模型严格遵循成比例发生比(Proportional Odds)假设，即自变量的回归系数β与k无关。刘红云等(2013)把累积Logistic回归拓展到中介效应的分析过程中，则图1描述的中介效应模型可以表示为：

(2)

Y″=Logit P(Y>k|

(3)

M=i3+aX+eM

(4)

其中，Y′和Y″表示被解释变量投资意愿；X表示核心解释变量农地确权；M表示中介变量，分别为收益保障、贷款可得性和农地流转；系数c是核心自变量对被解释变量的总效应；系数a是核心自变量对中介变量的回归系数；i1k、i2k、i3k为截距项；系数c′是加入中介变量后核心解释变量对被解释变量的回归系数；系数b是中介变量对被解释变量的回归系数；e1、er和em是残差项。

(四)实证结果与分析

1.回归模型设置及其估计结果

基于前文的逻辑，分别建构5个模型：模型1考察的是在控制其他变量后，确权对投资意愿的净相关(即确权对投资意愿的总效应)；模型2、模型3和模型4分别是核心解释变量对收益保障、贷款可得性和农地流转三个中介变量的回归分析；模型5则是同时加入核心解释变量和三个中介变量对投资意愿的回归分析。运用STATA软件得出回归分析的结果见表2。

表2 农地确权与农户农地投资意愿的回归分析

(续表2)

变量投资意愿收益保障贷款可得性农地流转投资意愿农户特征劳动力总数-0．002(0．033)-0．101∗∗(0．046)0．007(0．066)-0．174(0．162)0．008(0．034)家庭负担比0．0194(0．187)-0．777∗∗∗(0．246)0．916∗∗∗(0．320)-0．821(0．986)0．025(0．189)总收入0．044(0．041)-0．149∗∗(0．062)0．232∗∗∗(0．078)0．160(0．236)0．041(0．041)农业收入占比0．003∗∗(0．001)-0．001(0．002)0．002(0．003)0．011(0．007)0．003∗∗(0．001)是否大姓-0．048(0．077)0．256∗∗(0．113)-0．244(0．151)-0．077(0．394)-0．062(0．077)亲戚曾担任村干部-0．210∗(0．121)-0．287(0．202)-0．451∗∗(0．229)-0．031(0．575)-0．214∗(0．122)农地调整经历-0．013(0．102)0．158(0．163)0．125(0．202)0．916∗∗(0．417)-0．024(0．103)粮食作物销售收入0．031(0．056)-0．228∗∗∗(0．079)参加金融组织0．733(0．559)农业固定资产价值0．106∗∗∗(0．027)亲朋好友数量0．425(0．377)-0．906∗(0．501)土地资源禀赋经营地面积0．026∗∗∗(0．004)0．003(0．006)0．029∗∗∗(0．007)0．097∗∗∗(0．036)0．022∗∗∗(0．005)土壤肥力0．074(0．059)0．118(0．075)-0．168(0．108)-0．297(0．293)0．075(0．059)灌溉条件-0．024(0．051)0．072(0．068)0．191∗∗(0．083)0．369(0．263)-0．031(0．051)实际租金-0．161∗∗(0．063)其他农业基础设施满意度0．045(0．053)农业贷款政策满意度-0．011(0．071)农地流转政策满意度0．005(0．244)中介变量收益保障0．132∗∗∗(0．040)贷款可得性0．202∗∗(0．096)农地流转0．259∗∗(0．120)Constantcut1-2．272∗∗∗(0．35)-3．321∗∗∗(0．739)-1．704∗∗∗(0．384)Constantcut2-0．716∗∗(0．349)-1．837∗∗∗(0．703)-0．146(0．383)Constantcut30．703∗∗(0．351)-0．540(0．697)1．279∗∗∗(0．385)Constantcut42．065∗∗∗(0．355)1．048(0．694)2．651∗∗∗(0．389)Constant-0．644(0．964)-2．127(2．204)

注：***、**和*分别代表在1%、5%和10%的置信区间上显著；括号内为稳健标准误。下同。Constant cut为分界点的临界值。

2.三条作用路径的标准化回归系数及其显著性检验

根据上述回归结果，通过标准化转换实现回归系数的等量尺化(MacKinnon et al.，1993)，得到三个中介变量在确权和投资意愿之间的标准化回归系数(见表3)。

表3 三个中介变量在确权和投资意愿之间的标准化回归系数

从表3可以看出，确权对投资意愿的总效应为0.052，且在5%的水平上显著。确权对中介变量收益保障、贷款可得性和农地流转的标准化回归系数分别为0.114、0.590、0.331，收益保障和贷款可得性的回归系数分别在10%和1%的水平上显著，但农地流转的系数不显著。加入中介变量后，中介变量对被解释变量的标准化回归系数分别为0.071、0.045、0.048，收益保障系数在1%水平上显著，贷款可得性和农地转入在5%水平上显著。在对等级因变量的中介效应估计中，系数乘积法得到的结果优于系数差异法(刘红云 等，2013)，所以采用系数乘积法来估计中介效应量即astdbstd。最常用的中介效应占比是中介效应量占总效应的比例(Alwin et al.，1975)，即astdbstd/

cstd。除了计算中介的效应量，还需要对其显著性进行检验。本文运用依次检验和Sobel检验方法对中介效应进行检验(温忠麟 等，2014)。从表3可知，“确权—收益保障—投资激励”和“确权—贷款可得性—投资激励”两条作用路径是显著的，但确权对农地流转的回归系数不显著，所以需要进行Sobel检验。为了更加严谨规范，本文对已判断显著的中介作用也进行Sobel检验(见表4)。

表4 中介效应检验

从表4 可以看出，经由收益保障(M1)的中介效应为0.008(0.115×0.0696)，占总效应的比例为15.4%(0.008÷0.052)，通过Sobel检验得出Z值等于1.67；经由贷款可得性(M2)的中介效应为0.027(0.590×0.045)，占总效应的比例为51.9%(0.027÷0.052)，对应的Z值是1.73；经由农地流转(M3)的中介效应为0.016(0.331×0.048)，占总效应的比例为30.8%(0.016÷0.052)，与之对应的Z值是0.49；通过查表可知，经由M1和M2的中介效应均在10%的水平上显著，而经由M3的中介效应不显著。

3.结果分析

根据上述计量结果，可得出：

第一，“确权—收益保障—投资激励”作用路径显著，占总效应比例为15.4%，即产权安全效应在农地确权与农户农地投资意愿中存在显著影响。这表明政府推行以明晰、稳定和排他为核心要义的农地确权政策，赋予土地产权的物权性质，有利于强化农户对农地产权安全信号的认同，进而使法律层面的产权安全转化为农户对产权安全性带来预期收益保障的认知，使得土地经营者预期能够有保障地获得土地长期投资所带来的收益，形成长期土地投资激励。这一结论与当前主流观点相契合。

第二，“确权—贷款可得性—投资激励”作用路径显著，占总效应的比例为51.9%。在三条作用路径中确权通过贷款可得性激励农户农地投资的作用路径所占比重最大，表明要素交易效应的贷款可得性这条作用路径发挥了重要作用。农地确权后贷款可得性显著提升，一方面是因为农地确权使农地成为有“可见标志”的资产，刺激信誉机制和信任体系的建立，增加了正式信贷机构对农户还款能力的信任，放松了因还款能力不足引起的信贷配给；另一方面，农地确权使得农地产权证书成为被法律认可的抵押品，能在一定程度上缓解农户因抵押不足而导致的信贷约束(胡新艳 等，2016a)。因此，农地确权可以显著增加农户抵押贷款的可获得性，在资金有保障的前提下，激励农户的投资意愿。可见，在稳步推动农地确权的前提下，完善农地抵押贷款政策，拓展农户资金获取渠道，缓解资金约束，是激励农户投资的重要途径。

第三，“确权—农地流转—投资激励”作用路径总体上不显著。在前半路径中，确权对农地流转表现出正向作用，但没有通过显著性检验；在后半路径中农地流转对投资激励的作用显著为正。这表明确权对农地流转的作用还没有得到充分发挥，但在确权对农地流转的影响不受约束时，参与农地流转的农户具有更强的投资意愿。也就是说，作用路径在“确权—农地流转”处出现断点，即确权目前并未显著促进农地流转行为的发生，其原因可能在于：农地确权会带来产权稳定性所诱发的溢价效应与租金看涨预期。显然，这有利于农户财产性收入的增加，但过高的租金诉求可能反过来抑制农地转入行为。农地确权引致农地租金看涨的观点，已得到程令国等(2016)、胡新艳等(2016b)实证研究的验证。因此，为保障要素交易效应中的农地流转路径充分发挥作用，应该从土地确权法律层面出发，引导实施配套的农地流转政策，促使农户有信心可以通过农地流转交易市场回收投资，从而打通“确权—农地流转—投资激励”作用路径的断点，最大化释放确权的投资激励效应。

三、结论与启示

本文以新一轮农地确权为背景，将“确权—收益保障—投资激励”、“确权—贷款可得性—投资激励”和“确权—农地流转—投资激励”三种作用机制纳入一个研究框架中，以中介变量为通道进行验证分析，进而明确地回答：确权引致的投资激励效应中，多少是源于产权安全的收益保障效应，多少是源于确权促进贷款可得性，多少是源于农地流转的要素交易效应，结果发现：

(1)农地确权对农户农地投资意愿的影响机制中，产权安全效应中的收益保障作用显著，占总效应的15.4%。这表明，通过农地确权登记颁证赋予农户法定权利，向社会以及农户传达了土地产权的合法性、稳定性和安全性，有利于强化农户主观层面对产权安全效应的认同，形成一个安全稳定的收益保障预期，从而激励其农地投资意愿。

(2)要素交易效应中的贷款可得性作用路径在确权对投资激励影响作用中也发挥重要作用，占总效应的51.9%，在三条路径中作用效应最大。表明了合法安全的农地产权证书可以提高农户的贷款可得性，能在一定程度上破解因资金不足导致的投资约束，激励农户农地投资意愿。今后应在稳步推动农地确权政策的基础上，强调突显农地抵押担保功能，进一步完善农地抵押贷款政策，由此提升确权促进资金借贷进而激励投资的作用。

(3)要素交易效应中农地流转的作用路径总体不显著，其主要原因在于农地确权对农地流转的作用未得到充分发挥，但后半路径中农地流转对投资激励具有显著正向影响。因此，要重点关注如何打通“确权—农地流转—投资激励”作用路径中前半路径的断点，进而释放确权通过农地流转所实现的投资激励效应。

程令国,张晔, 刘志彪. 2016. 农地确权促进了中国农村土地的流转吗[J]. 管理世界(1):88-98.

郜亮亮,黄季焜, SCOTT R, et al. 2011. 中国农地流转市场的发展及其对农户投资的影响[J]. 经济学(季刊)(4):1499-1514.

韩俊,罗丹,程郁. 2007. 信贷约束下农户借贷需求行为的实证研究[J]. 农业经济问题(2):44-52.

胡方勇. 2009. 完善我国农村金融体系的经济学研究[J]. 金融发展研究(9):75-79.

胡新艳,洪炜杰,米运生,等. 2016a. 土地价值、社会资本与农户农地抵押贷款可得性[J]. 金融经济学研究(5):117-128.

胡新艳,罗必良. 2016b. 新一轮农地确权与促进流转: 粤赣证据[J]. 改革(4):85-94.

黄季焜,冀县卿. 2012. 农地使用权确权与农户对农地的长期投资[J]. 管理世界(9):76-81.

吉登艳,马贤磊,石晓平. 2014. 土地产权安全对土地投资的影响: 一个文献综述[J]. 南京农业大学学报(社会科学版)(3):52-61.

林文声,杨超飞,王志刚. 2016. 农地确权对中国农地经营权流转的效应分析：基于H省2009—2014年数据的实证分析[J]. 湖南农业大学学报(社会科学版)(1):15-21.

林毅夫. 1994. 关于制度变迁的经济学理论: 诱致性变迁与强制性变迁[M]. 上海：上海三联书店.

林毅夫. 2000. 再论制度、技术与中国农业发展[M]. 北京：北京大学出版社.

刘承芳,张林秀，樊胜根. 2002. 农户农业生产性投资影响因素研究：对江苏省六个县市的实证分析[J]. 中国农村观察(4):34-42.

刘红云,骆方,张玉,等. 2013. 因变量为等级变量的中介效应分析[J]. 心理学报(12):1431-1442.

龙云,任力. 2016. 中国农地流转制度变迁对耕地生态环境的影响研究[J]. 福建论坛(人文社会科学版)(5):39-45.

米运生,郑秀娟,曾泽莹,等. 2015. 农地确权、信任转换与农村金融的新古典发展[J]. 经济理论与经济管理(7):63-73.

诺斯. 2008. 制度、制度变迁与经济绩效[M]. 杭行，译. 上海：格致出版社.

瞿小敏. 2016. 社会支持对老年人生活满意度的影响机制：基于躯体健康、心理健康的中介效应分析[J]. 人口学刊(2):49-60.

索托. 2007. 资本的秘密[M]. 于海生，译. 北京：华夏出版社.

谭焱良,陈洁,罗丹. 2012. 信贷约束与渔业发展：基于 1359 户养殖户调查数据[J]. 农业经济问题(8):84-89.

温忠麟,叶宝娟. 2014.中介效应分析:方法和模型发展[J]. 心理科学进展 (5):731-745.

姚洋. 1998. 农地制度与农业绩效的实证研究[J]. 中国农村观察(6):3-12.

叶剑平,丰雷,蒋妍，等. 2010. 2008 年中国农村土地使用权调查研究：17省份调查结果及政策建议 [J]. 管理世界(1):64-73.

钟甫宁,纪月清. 2009. 土地产权、非农就业机会与农户农业生产投资[J]. 经济研究(12):43-51.

朱民,尉安宁,刘守英. 1997. 家庭责任制下的土地制度和土地投资[J]. 经济研究(10):62-69.

ALSTON L J, LIBECAP G D,SCHNEIDER R. 1996. The determinants and impact of property rights: land titles on the Brazilian frontier [J]. Journal of Law, Economics and Organization, 12(1):25-61.

ALWIN D F, HAUSER R M. 1975. The decomposition of effects in path analysis [J]. American Sociological Review, 40(1):37-47.

BANERJEE A V, GHATAK M. 2008. Eviction threats and investment incentives [J]. Journal of Development Economics, 74(2):469-488.

BEEKMAN G, BULTE E H. 2012. Social norms, tenure security and soil conservation: evidence from Burundi [J]. Agricultural Systems, 108(4):50-63.

BESLEY T. 1995. Property rights and investment incentives: theory and evidence from Ghana [J]. Journal of Political Economy, 103(5):903-937.

BESLEY T J, GHATAK M. 2009. The de Soto effect [R]//CEPR Discussion Papers.

BRASSELLE A S, GASPART F, PLATTEAU J P, et al. 2002. Land tenure security and investment incentives: puzzling evidence from Burkina Faso [J]. Journal of Development Economics, 67(2): 373-418.

BROEGAARD R J. 2010. Land tenure insecurity and inequality in Nicaragua [J]. Development and Change, 36(5):845-864.

DEININGER K, JIN S. 2005. The potential of land rental markets in the process of economic development: evidence from China [J]. Journal of Development Economics, 78(1):241-270.

MACKINNON D P, DOWYER J H. 1993. Estimating mediated effects in prevention studies [J]. Evaluation Review, 17(17):144-158.

NORTH D C, THOMAS R P. 1973. The rise of the western world: a new economic history [M]. [S.l.]Cambridge University Press.

ROUTRAY J K, SAHOO M. 1995. Implications of land title for farm credit in Thailand [J]. Land Use Policy, 12(1):86-89.

TAYLOR A B, MACKINNON D P, TEIN J Y. 2008. Tests of the three-path mediated effect [J]. Organizational Research Methods, 11(2):241-269.