农地确权能否提高农户参与村庄选举的意愿？

王舒娟，李 宁，赵 霞

(1.南京财经大学 粮食和物资学院，江苏 南京 210003;2.南京财经大学 粮食安全与战略研究中心，江苏 南京 210003)

发展中国家大多是先开展经济制度变革，尤其是市场化的产权制度改革，而后着手民主政治参与方面的政治体制改革。因此，相较于西方学者广泛关注政治制度对经济体制的影响，在发展中国家，反向思考私有产权性质的经济权利扩张是否会促进全民广泛政治参与[1]，更具有实践价值与理论意义。近年来中国推行的新一轮农地产权制度改革，便是典型的私有产权制度改革，也是目前农村一系列改革中最重要的基础性工作[2]，这为研究市场化的产权制度改革对居民政治参与的影响提供了一个独特的现实背景，其中，农村自治下的村庄选举正是中国民主化进程中，基层直接参与民主的最重要的一种形式。然而，目前学界对此的研究是相互割裂的。在关于农地产权制度改革的研究中，学者广泛关注了其在经济层面的重要意义，聚焦于农地流转、劳动力流动等市场化方面的要素配置效应[3]，却忽视了不断推进的农地产权改革会对农村政治参与，尤其是村庄选举可能带来的内在影响；而在以村庄选举为主题的研究中，学者普遍认同农民经济主体地位的确立及寻求经济利益保护是农民政治参与的基本动力[4]，在探究农户参与村庄选举的方式转变[5]、投票行为影响因素[6]，以及村庄选举如何影响收入分配[7]等主题的研究中，虽涉及包括农地在内经济利益的地位与功能问题，但却基本没有明确农地产权问题。

基于此，本文借助近年来中国农村新一轮的农地产权制度改革，以农地产权这一经济权利为例，探究农地确权是否能带来农村更广泛的政治参与，是否导致了农户在村庄选举上政治参与积极性的差异，以此回答经济权利是否能引导权利主体走向政治参与以及如何实现的问题。

一、理论分析与研究假说

根据产权经济学理论，法律上的产权赋权未必能带来主体对产权的完全执行，其原因是多方面的：首先，资源具有多种属性，而产权主体可能无法明晰资源的所有属性及每一属性的潜在价值，进而导致这部分资源价值进入到产权公共域[8]；其次，在产权运行中，主体也会因为国家额外的行为管制，或个体自身执行能力不足而主动或被动的放弃某些有价值的资源，使其进入到产权公共域[9]。换言之，产权主体自身的行为能力将对个体获取资源经济价值的程度产生重要影响。因此，对于理性决策的产权主体而言，如何拓展自身行为能力，从而在边际定价准则下获取产权所能带来的最大经济价值成为关键。那么，对于单个农户而言，鉴于村庄选举所具有的典型集体行动特征，农户通过参与公共选举而走向集体行动，借助村集体提供的公共服务则可能会弥补单个农户能力不足的问题，这为本文从产权主体行为能力角度分析农地确权对农户参与村庄选举的影响提供了理论可行性。

图1 几何模型

首先借助一个简要的几何模型进行分析。如图1所示，横轴表示产权在经济运行中被实际执行的程度，纵轴表示行使产权的收益和成本大小。MR1、MR2分别表示农地确权前后，农户行使产权所获取的边际收益曲线。MC1表示农户完全依靠自身行为能力时的边际成本曲线，MC2表示农户参与并借助集体行动时的边际成本曲线。假定MR1与MC1、MC2均相交于同一点A。农地确权前，MC1SABC时，理性农户便会转向参与集体行动，产权在实际经济运行中的执行程度也将进一步拓展(J点位于H点的右侧)。由此可见，在一定条件下，农地确权会促使农户参与集体行动。

值得注意的是，如果从事农地经营的边际成本大于边际收益，即图中MC1、MC2处于MR2上方的部分，农户便会放弃农地经营。对于不从事农业经营的农户家庭而言，农地确权与否对于改变农户的农业预期收益是无意义的，因为其边际收益始终小于边际成本，进而也无法影响农户参与村庄选举的决策。换言之，新一轮农地确权不会显著增加非农家庭参与村庄选举的可能性。已有经验中，谭银清等在研究阶层分化对农民选举参与行为的影响时，也发现完全脱离农业生产的农户阶层导致参与村庄选举的积极性最低[10]。

进一步地，在农地确权可能会影响到村庄选举参与的农业经营户中，不同人群间可能存在差异性。人口的非农流动对农村居民自身的政治态度具有消极作用[11]。因此，在从事农业生产经营的家庭内部，相较于非农劳动力，农地确权更能提升农业劳动力参与村庄选举的积极性。此外，女性群体参与村庄选举的积极性是本文关注的另一个重点。第一，女性目前已成为农业生产的主体，因而其可能更为关注农业生产收益，对农地确权所带来农业生产收益的预期变化更为敏感，如Deininger便发现农地确权对农业生产率较低的女性经营行为影响更大[12]。第二，基于农村家庭男性先于女性进行非农迁移的事实[13]，男性会通过户内委托投票的形式[14]，让滞留于农村的女性在农村选举中具有更高的选举参与敏感性。第三，农业女性群体的行为能力低于男性，因而也可能更加需要借助集体行动来弥补自身能力的不足。劳动经济学的相关研究也普遍发现除了在家庭内部生活事务上，女性更具比较优势之外，在大部分工作类型中男性都更具有比较优势[15]。在类似的经验研究中，Gittell等在对城镇社区层面家庭成员政治参与态度的异质性分析上，也发现女性较之男性积极[16]。

综上，本文提出如下假说。

假说1：农地确权将显著提升农户参与村庄选举的积极性，但这一影响可能只在从事农业生产的家庭中成立。

假说2：在从事农业生产的家庭中，相较于非农劳动力，农地确权更能提升家庭内部农业劳动力参与村庄选举的积极性；相较于从事农业生产的男性，农地确权更能提高女性参与村庄选举的积极性。

二、数据来源、模型设计与估计方法选择

1.数据来源

本文的数据来源于中山大学公布的2016年“中国劳动力动态调查(China labor-force dynamic survey，CLDS)”基线调查数据。该调查采用多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的概率抽样方法，对全国(除港澳台、西藏、海南外)29个省、直辖市、自治区的劳动力现状和变迁，劳动力所在社区的政治、经济、社会发展，以及劳动力所在家庭的人口结构、财产与收入、家庭消费、农村家庭生产等众多内容开展了详细调查，包括村居社区问卷、家庭问卷和劳动力人口个体问卷。为刻画农地确权对农村民主选举的影响，本文选取其中的村居问卷及相应家庭、个体数据，首先将个体问卷中的数据处理为家庭层面数据，然后再与家庭问卷和村居问卷相匹配，最终得到的数据涵盖27个省份160个区(县)230个行政村的6 940个农村住户样本。样本分布如表1所示。

表1 样本分布

2.模型设计与变量选择

为考察农地确权证书发放对农户参与村庄选举即政治参与的影响，将基准模型设定如下：

Yi=α0+ai×Certificatei+∑kβik×Holderik+∑jγij×Familyij+∑mδim×Villageim+εi

(1)

(1)Yi为被解释变量，代表第i户农户家庭在村庄民主选举中的政治参与情况。指标度量上，用家庭适龄劳动力的人均投票意愿表示。CLDS的劳动力个体问卷提供了“假如村里组织投票选村干部，你是否愿意参加？”的问题，对应答案为“非常愿意=1；比较愿意=2；一般=3；不愿意=4；非常不愿意=5”。为符合解释习惯，本文首先将此问题中的数值含义变为正向指标，转变为“非常不愿意=1，不愿意=2，一般=3，比较愿意=4，非常愿意=5”，然后算出数据库所提供的18～64周岁和65岁以上仍然在工作劳动力样本的人均投票意愿情况，形成连续变量。

之所以选择此指标来量化农户家庭的政治参与情况，一方面是因为村委会选举是选民基于心理认同的行为过程，是心理活动外在化的结果[17]，用意愿这一具有前向性的指标，不仅具有理论支撑，同时也可确保农地确权发生于因变量(政治参与)之前；此外，在村庄选举中存在被动投票[14]、贿选[18]、上级政府操控[19]等情况，用个体完全主动、真实的内心投票意愿，可以避免政治参与实际发生中虚假信息的存在，从而保证估计结果的无偏性。

(2)Certificatei为核心解释变量，代表第i户农户家庭的农地确权情况。CLDS的家庭问卷提供了“目前，您家是否已经领到了《农村土地承包经营权证书》？”的问题，对应答案为“没有=0；是=1；不清楚=2”。本文将回答“不清楚=2”的家庭样本处理为缺失值，最终形成0-1的离散变量。表2表明在全样本中，家庭适龄劳动力的人均投票意愿在农户是否拥有农地确权证书上呈现出了显著的组间均值差异，初步反映了农地确权对农户政治参与具有的影响。

表2 组间差异t检验

(3)中国家庭长期的家长制使得家庭主事者对待事务的态度会直接影响整个家庭的决定。因此，本文设置Holderik来控制第i户农户家庭主事者的第k种个体特征。参照张同龙等[20]的研究，主要选取包括性别、年龄、婚姻与否、受教育水平、健康状况、是否具有党员身份等特征变量，将家庭问卷中已婚、初婚、再婚、丧偶、同居的婚姻状况识别为已婚(=1)，将未婚和离异识别为未婚(=0)；同时将政治面貌为群众的样本处理为无党员身份(=0)，中共党员和民主党派身份识别为具有党员身份(=1)。

(4)Familyij表示第i户农户本身的第j种家庭特征变量。农村土地承包制以农户家庭为单位，突出了家庭而不是个人作为决策者的地位，使其成为农村经济、政治、社会关系的重要基础。此外，2010年修订的《村民委员会组织法》规定，选举期间外出的登记选民可以委托本村有选举权的近亲属代为投票，也为家庭机制正式介入投票过程提供了法律上的支持[14]。因此，需要进一步控制家庭本身的典型特征。借鉴已有研究，选取如下家庭特征变量：家庭人口数、家庭适龄劳动力人数、家庭适龄劳动力女性占比、家庭人均年龄、家庭人口最高受教育水平、当年务农人数、家庭当年总收入、家庭当年农业收入占比、农地面积、是否享有农业补贴。

(5)Villageim表示第i户农户所在村庄的第m种特征变量。村民自治总是在特定的村庄治理环境下运作，因而不同类型村庄的村民政治参与也势必将表现出一定的差异[21]。因此，需要在模型中进一步控制村庄层面的特征。参考陈前恒等的研究[22]，选取如下变量：2003年以来村里有无发生农地调整、村庄从事农业生产的劳动力比例、村庄第1、2大姓人口占比、村庄年财政收入、村庄耕地面积、村庄总人口、村庄内是否有农业生产合作组织、本村是否有祠堂、村离县城距离、地形。

(6)α0、ai、βik、γij、δim均为模型的待估系数，εi为模型的随机误差项。变量定义与统计学特征见表3。

表3 变量定义与统计学特征

3.描述性统计

通过对样本村庄开展选举的情况进行累计分布分析，可以发现自1978年始，就已经有村庄开始探索村委会选举(1)国家层面将1980年广西自治区宜山县和罗城县两地区农民自发探索的村民委员会视为农村最先开展基础民主实践的首发地。1982年《宪法》在总结农村实践经验的基础上，第111条规定“城市和农村按居民居住地区设立的居民委员会或者村民委员会是基层群众性组织。……”，进一步确认了村民委员会的法律地位，为村民自治提供了法律依据。，至1998年《村民委员会组织法》正式颁布时，选举村庄比例已经超过一半，达58.24%，到目前为止基本上所有村庄均完成了首次村庄选举。由此可见，农村基层民主政治参与中的村庄选举已经基本实现了全国普及。

表4 就业特征下的家庭劳动力结构与投票意愿样本均值

以家庭成员的就业类型和成员性别，对家庭适龄劳动力投票意愿在劳动类别特征上的异质性进行进一步细分(表4)，可以发现：首先，在就业类型上，无论考察相应就业类型中全员样本还是性别差异后，从事农业生产家庭适龄劳动力的劳均投票意愿均值均要大于非农成员的投票意愿均值。此外，继续纳入确权与否的考察后，确权户中适龄劳动力投票意愿均值无论在何种劳动力类别中均要大于非确权户，且在农业生产和非农就业类别中，女性劳动力的投票意愿的确权均值差异也均大于全员和男性样本。

4.估计方法

理论上，在本研究的模型设计中可能因为存在核心解释变量的内生性问题，从而导致模型OLS的估计不能给出符合因果关系的解释：一是农地确权和农户劳均投票意愿存在反向因果；二是模型遗漏了同时作用于农地确权和农户劳均投票意愿的变量，导致农地确权与模型的残差相关联，从而带来内生性问题。

因此，遵循已有文献给出的思路[23-24]，用村内其他农户的农地确权率作为本户农地确权的工具变量，采用工具变量法(IV)进行模型估计。例如，样本村n共有j户家庭样本，则第Ki户家庭农地确权的工具变量的计算方法为式(2)，其中，nki表示第n个村庄第ki户家庭。因为在理论上村内其他户的农地确权率会影响自身农地确权与否的概率(同村内部的缘故)，但却不会直接影响自身家庭的投票参与意愿，由此满足工具变量与本户农地确权情况相关(与内生解释变量的相关性要求)，而又与被解释变量的扰动项不相关(即又满足排他性约束)。

(2)

三、模型估计与结果分析

在使用工具变量法时，必须对工具变量的有效性进行验证，否则可能导致估计不一致。因此，本文首先进行弱工具变量检验，然后就此工具变量进行核心解释变量存在内生性的检验，最后进行模型的估计分析。

1.工具变量检验：弱工具变量与内生性检验

对基准模型使用工具变量的两阶段估计(2SLS)中第一阶段的估计结果见表5，结果显示工具变量与农地确权显著相关，且F检验值为237.16(大于10)，表明不存在“弱工具变量”的问题。在进一步的弱工具变量检验(表6)，Shea’s PartialR2=0.182 7，原假设为工具变量在第一阶段回归中的系数为0，F统计量为474.65(大于10)，且对应的P值为0，拒绝原假设。同时，两阶段估计在存在弱工具变量时会带来“显著性水平扭曲”，因此设定名义显著水平为5%的沃尔德检验，其最小特征值为492.62，显著大于任何一个临界值(5.53～16.38)。因此，本文选定的工具变量不存在弱工具变量问题。

表5 2SLS第一阶段估计结果

表6 名义显著性沃尔德检验

使用工具变量的前提是存在内生解释变量，故而有必要进一步对农地确权进行内生性检验，同时由于被解释变量的扰动项不可观测，无法直接检验农地确权与扰动项的相关性，此时可以借助工具变量进行豪斯曼检验。由于传统的豪斯曼检验建立在同方差的前提下，因此本文进行异方差稳健的Dubin-Wu-Hausman检验，检验结果可以在5%的显著性水平上拒绝“所有解释变量均为外生”的原假设，即可以认为本文的农地确权具有内生性，适用于采用工具变量法进行估计。

2.基准回归与异质性分析

(1)基准模型回归。表7报告了基准模型采用逐步回归、对比使用工具变量前后的估计结果。可以发现：一方面，在控制非核心解释变量的模型中，农地确权的边际效应在采用工具变量的回归中，无论是系数大小还是显著性程度都会明显大于OLS的估计结果。这说明，本文的工具变量法主要解决了遗漏变量偏误的问题，因为反向因果的内生性问题在理论上会高估解释变量的作用[24]；另一方面，在使用了工具变量之后，采用逐步加入控制变量的方法，农地确权正向影响家庭劳均选举投票意愿的显著性程度和作用方向始终较为稳健。

表7 农地确权影响家庭劳均投票意愿的基本回归

为稳健起见，本文在模型9中采用了对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)进行估计，结果显示LIML的系数估计值与2SLS基本相同，这也从侧面印证了“不存在弱工具变量”。因此，本文最终采用模型8的估计结果来分析农地确权对农户家庭政治参与即选举投票意愿的影响：在控制一系列其他变量的基础上，农地确权证书的发放将显著正向促进从事农业生产农户家庭整体层面的村庄选举参与投票意愿，相较于未发放农地确权证书的农户家庭，确权证书的发放将提升农户劳均投票意愿。

(2)异质性分析。表8进一步汇报了根据家庭是否从事农业生产分组的估计结果。考虑到分组标准，模型(10)～(13)中将基准回归家庭特征中涉及农业的变量进行了剔除，同时保持对比，估计了变量未发生变化的模型(14)。结果显示，采用稳健的工具变量法之后，农地确权对家庭劳均投票意愿的影响在农业生产上存在显著的异质性，并且只有在从事农业生产的农户家庭中，这一影响才得以成立，假说1得到验证。

表8 农地确权对家庭劳均投票意愿的影响：家庭层面，是否从事农业生产分组

进一步按照家庭成员个体层面是否从事农业生产，对基准模型(即农业生产家庭)进行分组回归，表9中汇报了分组回归的结果。估计结果显示，农地确权证书的发放对农业生产家庭中男性劳动力的投票意愿没有显著影响，但使用工具变量后，却将显著提升家庭女性劳均7.9%的投票意愿，假说2得到验证；并且，这一结果在细分成员就业类型之后，同样与表8的估计结果形成对应，即农地确权对家庭女性成员的正向影响也只是在从事农业生产中显著，再次从侧面验证了研究假说1。形成这一结果的原因在于，农村家庭男性早已先于家庭女性进行非农迁移[14，24]，一方面使得家庭男性通过户内委托投票的形式[14]，让滞留于农村的女性在农村选举中的参与敏感性更高；另一方面女性较之男性在农业生产上的行为能力较低，因此也更加需要村庄集体服务的帮助。

表9 农地确权对家庭劳均投票意愿的影响：按照成员性别、就业类别分组

四、机制分析与稳健性检验

1.作用机制分析

法律赋权会通过强化产权主体的价值感知进而增加对收益的预期[25]。根据基准回归分析的结果，本文将相应被解释变量(农业生产家庭、农业劳动力、农业女性劳动力)对应的劳动力投票意愿对农业生产的态度按均值进行分组回归。如表10所示，模型(21)～(24)中只有在相应劳均农业态度大于均值的子样本中，农地确权证书的发放才会对相应层次的劳动力劳均投票意愿产生显著的正向作用，且在模型(25)～(26)中两个子样本回归与模型(18)的估计结果相一致，而在大于劳均农业态度均值的样本中，估计结果也较小于均值的样本显著。因此，本文发现了目前农村社会经济背景下，农地确权证书发放影响农户政治参与意愿的一个可能的内在机制：即农地确权证书的发放增加了农业生产者，尤其是女性对农业生产收益的重视程度，进而提高了农业生产者参与村庄民主选举的积极性，目的在于以参与集体行动决策，拓展自身产权行为能力获取预期农业收益。

表10 农地确权对家庭不同层次劳均投票意愿的影响：按照农业生产态度分组

2.稳健性检验

为保证模型结果的稳健性，本文进一步通过变更投票意愿的测度，进行稳健性检验。将原先5级指标的劳均投票重新进行3级赋值。首先，将CLDS2016劳动力个体问卷关于“假如村里组织投票选村干部，你是否愿意参加？”问题的答案，按照基准回归的处理方法将此问题中的数值含义变为正向指标。然后，进一步将原先“非常不愿意=1和不愿意=2”统一赋值为0，表示不愿意，将“一般=3”赋值为1，表示一般，将“比较愿意=4和非常愿意=5”统一赋值为2，表示愿意，最后算出数据库所提供的18～64周岁和65岁以上仍然在工作劳动力样本的人均投票意愿情况，形成连续变量。同时，按照相同的处理方法，将农业生产态度的度量由五级指标变为三级指标。表11给出了变更测度后的估计结果，结果显示相较于未确权户，农地确权对各层次投票意愿的作用方向和显著程度依旧没有发生显著变化，表明本文的估计结果较为稳健可信。

表11 稳健性检验：投票意愿和农业态度的重新测度

五、结论与启示

本文围绕农地产权对农村政治参与的影响，借助CLDS2016年的全国农村调查数据，采用工具变量、两阶段估计等计量方法解决内生性问题，分析了农地确权的选举效应。结果发现：新一轮农地确权对农户参与村庄选举积极性的影响，在是否从事农业生产上具有显著的异质性。对有农业生产的农户家庭将在均值意义上提升劳均4.7%的投票意愿，在样本均值已经达到较高水平的背景下，可以说这一显著影响不容忽视；而对于未从事农业生产的家庭则没有显著影响；在从事农业生产的家庭内部，相较非农劳动力，农地确权更能提升农业劳动力参与村庄选举的积极性，相较于男性，农地确权更能提高女性农业劳动力参与村庄选举的积极性。

以上结论的政策启示如下：(1)农地确权作为农村基础性的经济制度基础，不仅会对农业生产的长期表现产生作用，对农村政治建设的发展也有着至关重要的影响。因此，在进一步细致推进这一轮围绕清晰四至、权属等重点内容的农地确权时，也要同时注意加强完善村庄民主选举这一政治参与形式，为确权之后农户关于农业生产事务的利益诉求提供顺畅的政治表达渠道。(2)男性非农就业程度的增加促进了女性农户劳动力对村庄公共事务参与意愿的增强，女性农户劳动力越来越可能成为农村建设的重要主体。因此，一方面在农地产权制度改革中需要保护女性成员合法的土地权益，另一方面，在农村基层民主政治建设过程中，同样需要注意保护和完善农村女性政治参与的权利。