土地确权影响农业劳动生产率的中介效应研究

陈 飞,刘宣宣

(东北财经大学 经济学院/经济计量与预测研究中心,辽宁 大连 116025)

一、问题的提出

党的十一届三中全会以来，家庭联产承包责任制取代了人民公社，极大地调动了农民的生产积极性，对我国农村经济恢复和农业生产发展起到了重要作用。但随着工业化和城镇化进程的加快以及大量农村劳动力向城市迁移，家庭联产承包责任制所带来的土地细碎化经营方式以及承包经营权无法分割，导致其对农业经济发展的阻碍作用开始逐步显现。主要表现为：其一，担心出租的土地被村集体收回，务工农民宁可将土地抛荒也不愿租出土地，抑制了土地从低效率生产者向高效率生产者的重新配置。其二，由于土地经营权不稳定，农户担心投资的成果被他人掠夺，在其租赁的土地上投资动力不足。其三，由于土地无法做为贷款抵押品，减少了农户信贷的获得途径，不利于农业现代化发展和农业劳动生产率提高。为进一步完善农民的土地权利，提高农业劳动生产率和农民收益，农业部在2011年初发布《关于开展农村土地承包经营权登记试点工作的意见》，正式揭开了全国范围内土地确权登记试点的序幕。2013年中央一号文件更是明确提出“用五年的时间基本完成农村土地承包经营权确权登记工作”，由此土地确权工作在我国全面展开。2018年是农村土地确权颁证的收官之年，同时也是农村土地制度改革进入深化阶段的转折年。在此背景下，探讨土地确权的政策效果具有极为重要的现实意义。鉴于此，本文的主要工作是考察土地确权政策能否有效提升农业劳动生产率？如果两者具有因果效应，其背后的形成机制又是什么？

国内外关于土地产权影响农业生产的文献主要集中在三个方面：其一，土地产权对土地投资的影响。自Besley[1]最早研究加纳土地产权制度与农户长期投资关系后，大量实证研究在多个国家均验证了土地产权稳定能够激发农户农地投资的积极性[2-3]，而土地产权不稳定则表现为土地的频繁调整，在一定程度上削弱了农民投资的积极性，降低了农业生产效率[4]。其二，部分学者关注了土地产权对农户信贷的影响。如钟甫宁和纪月清[5]研究发现，地权的稳定性对农户农业投资总量并没有显著的直接影响，但土地经营收益与贷款可获得性对农户投资具有显著正向影响。他们认为在农业生产中，投资固然重要，但是信贷的获得也是不可或缺的。缪德刚和龙登高[6]则认为，土地确权是实现土地可抵押的前提，而土地抵押贷款的早日实现，不仅有助于缓解农村资金短缺，还能促进农业市场化和农业技术进步。其三，土地产权对农业劳动生产率的影响。如Adamopoulos和 Restuccia[7]研究了菲律宾的土地制度改革对农业劳动生产率的影响，发现限制土地流转将降低土地规模和农业生产率。而Melesse和Bulte[8]利用埃塞俄比亚的微观家庭数据和倾向得分匹配方法，研究了土地确权对农业劳动生产效率的影响，发现土地确权能够显著促进农业劳动生产率的提高。盖庆恩等[9]评价了家庭联产承包责任制下土地资源误配的影响程度，发现若土地能够有效配置，将使农业全要素生产率提高1.36倍。Adamopoulos等[10]利用我国家庭的面板数据研究发现，由于家庭联产承包责任制，我国农村的土地市场和资本市场存在很大弊端，拥有高生产率的农民的能力将受到限制，劳动力分配不合理，降低了农业劳动生产率。

与已有文献相比较，本文的贡献主要体现在：其一，以土地确权为逻辑起点，探讨其影响农业劳动生产率的理论机制。其二，实证评估了两者之间的因果效应，并对研究中可能存在的内生性问题进行了稳健性检验。其三，将家庭耕地规模和农户信贷做为中介变量，验证土地确权→中介变量→农业劳动生产率的影响传导渠道，以及中介变量对(土地确权影响农业劳动生产率)总效应的贡献率。为实现上述工作，本文的结构安排如下：第二部分是理论分析与研究假设，第三部分是数据来源与指标描述，第四部分是计量检验与结果讨论，最后给出结论与政策含义。

二、理论分析与研究假设

土地确权制度从法律层面确定了农地所有权、承包权和经营权的权利归属，承认了农村土地承包经营权的物权化。一方面，承包权与经营权的分离能够促进土地流转[11]，租出土地的农户获得租金，将土地经营权的物权化部分转为资本化；租入土地的农户则实现了土地经营的规模化，减少农业生产的边际成本。另一方面，界定清晰和稳定的土地产权便于农户将土地做为贷款抵押品，增加其获得信贷的途径。此外，确权还通过强化农地物权保障，调动农户在农业生产方面的积极性，促使其增加农业投资，改良土壤，保护农地的长期生产能力。上述机制均有利于提升农业劳动生产率，其中，耕地规模扩大和农户信贷增加是发挥确权制度效应的两条重要途径。

(一)土地确权、家庭耕地规模与农业劳动生产率

在家庭联产承包责任制下，农地使用权的不清晰和不稳定性增加了土地流转的不可预见风险[12]。这一方面形成了“地拴人”现象。部分计划外出务工的农民，由于没有稳定的土地产权，存在土地被村集体征用的风险，故被迫留在家中耕种，农地的存在反而阻碍了农户增收。另一方面导致了农村土地撂荒。随着我国城市化和工业化进程的加快，大量农村劳动力迁移到城市，但由于土地对农民具有就业保障、福利保障和养老保障等功能，从事非农业活动的农民宁愿粗放经营或者抛荒，也不愿意放弃土地的占有权，这直接导致了农地的闲置，造成土地资源的浪费。无论是“地拴人”还是土地撂荒，都严重阻碍了土地流转和农业经营规模的扩大，不利于发挥农业技术优势。

通过正式的土地确权取消土地承包权与使用权之间的联系，能够在大范围内优化劳动力资源与土地资源配置[13]。土地使用权毕竟也是一种资源，只有通过不断流转才能实现其最优组合[14]。在土地流转过程中，土地从低效率的农户向高效率的农户手中转移，使土地更加集中，有利于促使农业平均产出的增加，提高土地资源的利用率和产出率。此外，由于土地规模的扩大和集中，使得机械化生产更为便捷，农业新技术推广更为容易，土地的生产和管理更加高效，土地的经营模式也将从传统经营迅速转向现代化经营[15]，不断改善的生产模式将促进农业劳动生产率的提高。基于上述理论分析，笔者提出如下假设：

假设1：土地确权通过扩大家庭耕地规模对农业劳动生产率产生正向影响。

(二)土地确权、农户信贷与农业劳动生产率

除了扩大农业经营规模的先决条件外，发展现代农业还需要跳出低投入低产出的传统农业生产模式，通过增加资金投入来提升农业生产装备、改善基础设施条件，发展智能化、信息化农业。因此，解决农业生产的资金问题是实现现代农业的关键。长期以来，传统农业生产投入基本上是依赖于小规模低层次的自我积累，由于缺少有效产权作为抵押，金融机构不愿意给农户贷款，认为农业贷款风险高且回报低，缺乏面向农业融资的积极性。而非正规渠道资金又难以支持大规模的生产经营需求，农村的融资难、贷款难问题严重制约了我国规模农业和现代农业的进一步发展[6]。土地制度改革的三权分立形式将土地经营权从所有权中分离出来，实现了农民土地承包经营权的物权化向资本化转移[16]，并最终形成信贷抵押品，缓解了缺乏抵押品的信贷约束问题，增加了农户信贷的可获得性。此外，Routray 和Sahoo[17]的研究也指出，有正式土地法律文件保障的农户将土地作为抵押品，获得贷款的可能性和贷款规模都高于没有正式法律文件保护的农户。因此，土地确权制度是农地经营权抵押贷款的基石，是农户获得信贷的先决条件。鉴于此，笔者提出如下假设：

假设2：土地确权通过提升农户信贷能力对农业劳动生产率产生正向影响。

三、数据来源与指标描述

本文使用的村庄和家庭层面数据来源于中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)数据集。该调查是由北京大学国家发展研究院主持、北京大学中国社会科学调查中心与北京大学团委共同执行的大型跨学科调查项目，覆盖了全国28个省份150个县区单位450个村级单位。在2011年开展的全国基线调查问卷中，包含了个人、家庭和村庄三个层次的丰富信息，样本范围广代表性强。尤其是，在CHARLS问卷中包含村庄土地确权、家庭农业收入和农业生产方面的详细信息，使得本文研究成为可能。

本研究的核心变量包括：农业劳动生产率、土地确权、家庭耕地规模和农户信贷。其中，农业劳动生产率为被解释变量，用每个农业劳动者每年创造的农业收入来衡量，具体地，用家庭农业总产值减去当年农业生产的中间投入和固定资产投入得到农业增加值指标，再将农业增加值除以家庭劳动力数量并进行对数化处理，最终得到农业劳动生产率指标。土地确权为核心解释变量，是指将土地使用权以法律形式固定下来，并向农户发放证书。在CHARLS社区问卷中包括了“村庄是否进行了土地确权”问题。若农户所在村庄进行了确权，则该变量赋值为1，否则赋值为0。家庭耕地规模是指农户在农业生产中实际耕种的土地面积，该指标用农户从村集体分配的土地面积加上租入土地面积再减去租出土地面积得到。农户信贷用村庄中获得信用社贷款的家庭比例衡量，该指标可以从社区问卷中直接得到。

为从CHARLS问卷中获得研究所需数据，首先，在2011年个人调查问卷中筛选出每个家庭的第一位受访人作为户主，从而避免了家庭数据的重复。其次，根据家庭代码将个人信息与家庭信息进行匹配，得到完整的家庭信息。最后，利用村庄代码将家庭信息与村庄信息进行匹配，最终得到包括305个村庄7 446户家庭的横截面数据集。其中，确权家庭为2 307户，非确权家庭为5 139户。确权农户与非确权农户各特征指标的描述性统计结果如表1所示。

表1 确权农户和非确权农户特征指标差异的描述性统计

注：①*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。②户主性别取值为：男性=1，女性=0。③户主婚姻状况取值为：有配偶=1，否则=0。④户主受教育程度从未受过教育到博士毕业共分为11个等级，分别用1—11的整数字表示，受教育程度越高，数值越大。⑤家庭农业生产总投入定义为当年农业生产中间投入和固定资产投入之和。其中，农业生产中间投入包括种子、化肥、农家肥、农药、塑料薄膜、雇工费和灌溉费等费用；农业生产固定资产投入主要包括抽水机、脱粒机和机引农具等固定资产的现值，下同。

表1结果显示，确权与非确权农户的结果变量具有显著差异。其一，确权农户具有更大的家庭耕地规模(5.574亩)，非确权农户的家庭耕地规模仅为4.560亩。确权增加了土地产权的稳定性，降低了租入土地农户的经营风险，这有利于家庭土地经营规模的扩大，缓解了土地细碎化现象，提高土地资源的利用效率。其二，在确权村庄中，农户获得信贷的比例明显更高。确权使得农村信用社更愿意接受土地作为抵押品，破解了农户资本匮乏的困境，有利于农户从传统生产模式向现代生产模式转变。其三，确权农户具有更高的农业劳动生产率。尽管目前还无法验证，高的农业劳动生产率是由土地确权政策所引致的，但这为本文的研究提供了数据经验支持。

此外，从表1中还可以看出，确权农户与非确权农户的各类经济指标的差异性更多体现在村庄层面上。从经济发展水平角度来看，确权村庄的人均纯收入和工业收入占比都显著低于非确权村；从现代化设备使用角度来看，确权村庄农户使用手机和收割机的比例也显著低于非确权村庄。这表明确权村庄的经济状况更差，生产条件更为落后。但从交通角度来看，确权村庄比非确权村庄离公交站的距离更近，并且公交路线的数量更多，表明确权村庄具有更为便利的交通条件。上述分析表明，确权和非确权村庄具有较高的异质性特征。这既有助于在土地确权与农业劳动生产率关系研究中控制变量的选取，但同时也对确权试点村庄选择的内生性检验提出了要求。

四、计量检验与结果讨论

(一)因果关系推断

为推断土地确权与农业劳动生产率之间的因果效应，本文以农业劳动生产率为被解释变量，以土地确权为核心解释变量，加入村庄层面和家庭层面的控制变量，建立如下形式的回归方程：

yij=φ0+θ1Titlingi+φ1Zi+φ2Hij+μij

(1)

其中，下标i表示村庄，下标j表示农户，yij表示村庄i农户j的农业劳动生产率；Titlingi表示村庄i是否进行土地确权，若进行土地确权则Titlingi=1，否则Titlingi=0；Zi表示村庄特征变量；Hij表示家庭特征变量；μij表示随机误差项；φ1和φ2分别表示村庄特征和家庭特征的回归系数；参数θ1用来衡量土地确权对农业劳动生产率的净效应，是本文关心的核心参数。方程(1)的逐步回归结果如表2所示。

表2 土地确权与农业劳动生产率关系的逐步回归结果

注：地形变量包括平原、丘陵、山地、高原和盆地，将地形设置为虚拟变量，并以盆地为基准组。

1.土地确权对农业劳动生产率的影响

表2中的估计结果显示，无论是否加入控制变量，土地确权均对农业劳动生产率产生显著的正向影响。这表明土地确权制度能够依法保障农民的土地权利，为农民还权赋能，充分调动农民的生产积极性，并且优化了农业资源配置，从而提高农业劳动生产率。具体来看，在不加入控制变量的情况下，确权农户的农业劳动生产率比非确权农户约高11.9%(结果(1))。而在控制村庄层面的特征后，确权对农业劳动劳动生产率的促进作用增大到29.0%(结果(2))，这从另一侧面表明确权村庄的经济状况和生产条件相对更为落后，与表1中的统计结果相一致。当进一步引入家庭层面的控制变量后(结果(3))，确权对农业劳动生产率的影响效应基本保持稳定。产生该结果的可能原因在于，我国土地确权政策的实施是以村庄为单位，所以土地确权变量只与村庄特征相关，而与家庭特征无关。同时，这也说明本文实证结果较为稳健。

2.村庄特征变量对农业劳动生产率的影响

村庄的经济发展水平、社会保障状况和自然资源条件是家庭农业生产的重要外部环境，对农业发展和劳动生产率提升产生系统影响。其中，村庄人均纯收入做为村庄整体经济发展水平的代理变量，其值越高意味着村庄具有更多的投资、就业机会以及更好的基础设施条件，这有利于促进农业资源配置、降低农业生产成本，并最终提升农业生产效率。表2结果也显示出村庄人均纯收入对农业劳动生产率具有显著的正向影响。健康状况是人力资本的重要组成部分，健康冲击不仅降低了农民的幸福感，同时也减少其在农业方面的生产性支出和收入水平[18]。因此，农民身体健康保障的医疗机构的设立对村庄农业生产具有重要支撑作用。实证结果验证了这一论点，有医疗机构村庄的农业劳动生产率比没有医疗机构村庄高56.8%，且在1%的水平上统计显著。交通运输是农村发展的原动力，其发展打破了农业生产自给自足的小生产格局，架起了农产品与市场的桥梁，推动农村对外开放[19]。因此，村庄与公交站的距离越近，其农业生产的运输成本越低，越有利于农户的生产经营。同时，与公交站的距离越近，农户接触市场的机会越多，越能够获得对农业生产有利的信息。类似地，村庄中农户拥有手机的比例越高，意味着农户接触现代技术的可能性越大，越有利于农业生产现代化，从而促进农业劳动生产率的提高。此外，农户还可以使用手机获得农业生产经营信息、市场信息以及作物生长的气候信息，使得农户的生产经营模式由被动变为主动，增强农户在农业市场中的地位，提高农业产值和农户收入。表2结果支持上述论点。

3.家庭特征变量对农业劳动生产率的影响

在家庭特征变量中，农业资本和劳动力是影响农业劳动生产率的两个重要解释变量。其中，家庭农业总投入对劳动生产率具有显著的正向影响。确权农户通过租入或者置换土地，解决了耕地细碎化问题并扩大家庭经营规模。在此前提下，才更有利于发挥现代化农业生产模式的产出效应，并实现资本对劳动力的替代，进而从多种途径提升农业劳动生产率。而农业劳动力投入则对农业劳动生产率具有显著的负向作用，这表明我国农业生产中仍然存在劳动力过剩问题。因此，充分发挥土地确权对农业资源的再配置效应，是促进我国农业发展、增加农民收入的有效途径，是实现农业规模化经营的必然选择，也是发展现代农业的必要手段。此外，户主年龄也与农业劳动生产率呈现出显著的负相关特征。这是因为，年龄大的户主不仅劳动能力在逐渐减弱，而且不愿意改变传统的生产经营模式，从而其农业劳动生产率偏低。相反，年轻户主接受农业新技术的能力相对较强，更有利于破除因循守旧的小农意识，进行农业的规模化和机械化生产。

(二)稳健性检验

表1中的描述性统计显示，确权与非确权农户的特征变量存在显著差异。这就要求我们对土地确权政策的外生性进行检验，即地方政府在选择确权试点村庄时，是随机选择的还是有针对性地挑选？本文基于倾向得分匹配(Propensity Score Matching，简记为PSM)方法和村庄特征变量为每个确权村庄匹配一个“同质的”非确权村庄，从而保证两类村庄除在土地确权方面不同外，其他个体特征均相同。通过比较这两类村庄农业劳动生产率的差异，进而验证土地确权与农业劳动生产率之间的因果效应。为确保匹配质量，本文在构建村庄确权选择的Logit模型中使用了更多的村庄层面控制变量。[注]Logit模型的被解释变量为村庄是否进行土地确权，解释变量为村庄层面的特征变量，主要包括：村庄人均纯收入、工业收入占比、村庄到公交站的距离、村庄拥有手机农户的比例、村庄总人口数、65岁以上人口占比、是否使用机械收割、是否纳入城镇规划区、下雪天数和地形特征。由于篇幅有限，在正文中没有给出Logit模型的估计结果。在获得Logit模型的估计结果后，计算村庄参与土地确权的概率(倾向得分值)，进而利用村庄的倾向得分值为每个确权村庄匹配“同质的”非确权村庄。表3给出倾向得分匹配前后两组样本解释变量的平衡性检验结果。

在样本匹配之后，两组样本解释变量的标准化偏差从73.7%减少到16.9%—18.5%，总偏误大幅度降低。似然比检验的P值表明，解释变量的联合显著性检验在匹配之前是统计显著的，在匹配之后总是被拒绝的。Pseudo-R2值也从匹配之前的0.091下降到匹配之后的0.005—0.006。上述检验结果表明，就平衡两组样本之间的解释变量的分布而言，倾向得分估计和样本匹配是成功的。在获得有效的匹配样本之后，就可以进一步计算土地确权影响农业劳动生产率的平均处理效应。计算结果在表4的第4列和第5列给出。

表3 倾向得分匹配前后解释变量的平衡性检验结果

注：核匹配I设定倾向得分窗宽为0.060，核匹配II设定倾向得分窗宽为0.100。

表4 土地确权与农业劳动生产率的因果效应(村庄层面，N=2 729)

表4是在村庄层面上考察确权与农业劳动生产率的关系。结果显示，确权村的农业劳动生产率比非确权村显著上升了10.6%—14.4%，并至少在5%的置信水平上显著。此外，通过对OLS估计结果与PSM结果的比较可以看出，基于两种方法测度的土地确权效应差异不大，这表明土地确权政策相对于村庄而言是外生的。而OLS与WLS估计结果也具有同质性(均具有显著正向影响，且在数值上接近)，这说明异方差问题在本文也不是一个严重问题。

(三)中介效应分析

在确定土地确权与农业劳动生产率之间的因果联系后，我们更希望了解两者关系背后的形成机制是什么？中介效应模型经常被用来解释两变量之间影响的内在机理，并在各类实证研究中得到广泛应用。如许庆等[20]运用中介效应模型研究了土地确权对土地流转的影响，将劳动力流动作为中介变量，发现土地确权不仅使农户的土地转出概率显著提高，而且有利于激励劳动力外出就业，进而间接推动土地流转。林文声等[21]构建了“农地确权—中间传导机制—农地流转”的分析框架，识别出农业生产激励、交易费用、交易价格以及农业要素市场联动四种中间传导机制。本文基于第二部分的理论分析与研究假设，选择家庭耕地规模和农户信贷做为中介变量，分析了土地确权→中介变量→农业劳动生产率的影响传导渠道。中介变量模型的作用过程由方程(1)和下列两个回归方程共同描述：

Mij=γ0+αTitlingi+γ1Zi+γ2Hij+εij

(2)

yij=ρ0+θ2Titlingi+βMij+ρ1Zi+ρ2Hij+νij

(3)

其中，Mij为中介变量(包括家庭耕地规模和农户信贷)；村庄特征变量Zi和家庭特征变量Hij做为回归方程的控制变量。εij和vij为随机误差项。

根据温忠麟和叶宝娟[22]，中介效应检验方法主要包括逐步法、Sobel法和Bootstrap法。通常来说，逐步法是最为常用的检验方法，其验证中介效应存在应满足以下条件：一是在不考虑中介变量的情况下，将农业劳动生产率yij对土地确权Titlingi进行回归，方程(1)中的回归系数θ1具有统计显著性。[注]基于回归方程(1)可知，土地确权对农业劳动生产率具有显著正向影响，这一结论已在表2结果中被验证。二是将中介变量Mij对土地确权Titlingi进行回归，回归系数α具有统计显著性。三是将农业劳动生产率yij同时对土地确权Titlingi和中介变量Mij进行回归，如果中介变量系数β达到显著水平，土地确权对农业劳动生产率的影响与没有加入中介变量相比时有所下降(即θ2<θ1)且也达到显著水平，则称中介变量发挥部分中介作用；而如果土地确权对农业劳动生产率的影响变为不显著，则称中介变量具有完全中介效应。本文采用逐步法检验家庭耕地规模和农户信贷变量的中介效应，[注]若回归系数α和β不能同时满足统计显著条件，则转为利用Bootstrap法进行中介效应检验。方程(2)和方程(3)的估计结果如表5所示。

表5 土地确权影响农业劳动生产率的中介效应检验

在估计方程(2)时，分别将家庭耕地规模和农户信贷做为被解释变量，考察土地确权对中介变量的影响，估计结果在表5的第2列和第3列给出。在估计方程(3)时，区分了将家庭耕地规模、农户信贷分别或者同时加入方程三种情况，估计结果在表5的第4—6列给出。此外，在进行中介效应检验时，还需要将表2中的结果(3)与表5中的估计结果结合讨论。

由表5的第2列可知，土地确权对家庭耕地规模具有正向影响，且在1%水平上统计显著。土地确权通过降低土地租赁风险和减少交易成本等途径促进了土地流转市场的正式化和常规化，有利于土地向具有更高的劳动生产率的农户手中集中，从而扩大农业生产规模。平均来看，确权农户的家庭耕地规模比非确权农户多3.422亩。而将家庭耕地规模做为中介变量加入到基础回归，其估计结果由第4列给出，家庭耕地规模每增加1亩，则农业劳动生产率增长1.4%，且在1%水平上显著。Adamopoulos和Restuccia[23]指出，当耕地面积扩大受到限制时，农业经营规模和劳动生产率都会降低。随着农地经营规模扩大，土地不再是制约农业生产技术发展的瓶颈，有利于提升各种资源的配置效率，而这恰好是我国从传统农业向现代农业过渡过程中急需解决的关键问题。此外，土地确权对农业劳动生产率的影响效应从结果(3)中0.287下降到结果(4)中的0.226，但仍保持统计显著。根据中介效应判断准则可知，家庭耕地规模在土地确权对农业劳动生产率影响中发挥部分中介效应，从而验证了假设1。类似地，将农户信贷作为中介变量时，由第3列和第5列结果可知，农户信贷在农地确权对农业劳动生产率中也起到部分中介作用。农地确权使农地产权明晰化和农地经营权正式化，有利于农户将农地的承包经营权转化为信贷抵押品，增加了信贷获得的可能性。另外，获得信贷的农户还可以增加农业生产投入，改善农业设施和装备，促进农业的现代化和规模化经营，从而提高农业劳动生产率。上述结论验证了假设2。进一步，将两个中介变量同时加入回归模型中，估计结果可以看出均在1%的水平下显著，而且此时土地确权仍然在1%的水平下保持显著，但是其影响效应从0.287下降到0.155，表明两中介变量在影响传导机制中同时发挥重要作用。

为定量评价两中介变量在土地确权对农业劳动生产率影响中的相对重要性，本文计算了由中介变量产生的间接效应占总效应的比例，即(θ1-θ2)/θ1。计算结果如表6所示。

表6 土地确权对农业劳动生产率的影响效应测算

表6显示，家庭耕地规模的中介效应占总效应的比重为21.3%，农户信贷的中介效应占总效应的比重为37.3%，两变量的联合中介效应占比约为46.0%。上述信息揭示出如下结论：一是农户信贷的中介效应大于家庭耕地规模。这是因为，土地承包经营权资本化的实现更为便捷，而且农户信贷影响农业劳动生产率的渠道也更为广泛，如选择高产出农业项目、改善基础设施条件和增加农业中间投入等。此外，农户信贷还是农业规模化经营的前提条件，只有获得了足够的生产资本，农户才有能力达到规模经营所要求的生产机械化和管理现代化。反之，受市场供需、技术使用和自然环境等条件的限制，规模化经营对农业生产的促进作用将经过较长一段时期才能逐渐显现。二是家庭耕地规模和农户信贷的联合中介效应小于每个变量的各自中介效应的加总58.6%，表明两中介变量之间存在正向交互作用，割裂开来分析将高估两者对农业劳动生产率的影响传导效应。综上可知，尽管家庭耕地规模和农户信贷未能起到完全中介作用，但其在土地确权对农业劳动生产率增长的影响效应中占有重要比重，上述结论对于地方政府制定针对性农业支持政策具有重要启示。

五、结论与政策含义

本文在对土地确权与农业劳动生产率的理论关系进行细致梳理的基础上，利用2011年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)的村庄和家庭层面数据，对两者之间的因果效应进行统计推断。进一步，利用中介效应模型研究家庭耕地规模和农户信贷在土地确权影响农业劳动生产率过程中所发挥的间接效应。主要结论包括：其一，确权农户的农业劳动生产率比非确权家庭高28.7%，且在1%的水平上显著。其二，尽管确权与非确权村庄存在较为显著的异质性特征，但PSM检验表明，确权试点村庄的选择不会导致回归模型的内生性问题，本文的实证结果相对稳健。其三，中介效应模型的估计结果表明，家庭耕地规模和农户信贷具有部分中介作用，间接效应达到46.0%，且农户信贷的中介效应要高于家庭耕地规模。

本文的政策含义在于，政府部门在进行土地制度改革时，应充分意识到家庭耕地规模和农户信贷对农业生产的重要性，这直接关系到土地确权制度红利的实现。为此，需要积极完善我国土地流转市场，扩大农地经营规模，让低生产率的农户从土地中解放出来。一方面为农户从事其他行业和获得更高收入创造条件，另一方面也为高生产率的农户进行土地规模化经营提供良机。此外，还需要加大对农户信贷的支持力度，激发农业生产活力，为农户创造良好的农业经营环境，为农业的科技化现代化提供资金支持，真正做到“藏粮于农、藏粮于技”。