农地确权对农户土地转出的影响机理研究*——交易成本和禀赋效应的双重中介作用

许佳贤，皮婷婷，郑逸芳

（福建农林大学公共管理学院，福州 350002）

0 引言

近年来，为改善农地产权模糊问题，保护农民土地权益，激活农村土地要素市场，中央着力推进农地确权颁证。自2008年“中央一号文件”首次提出要建立土地承包经营权登记制度并在部分地区开展试点以来，2013年“中央一号文件”要求用5年时间在全国完成农村土地承包经营权的确权登记颁证工作。据农业农村部官方统计数据，2018年年底全国共计0.98亿hm2（14.8亿亩）承包地获得确权①数据来源于人民网“去年完成承包地确权登记面积0.98亿hm2（14.8亿亩）”http://politics.people.com.cn/n1/2019/0118/c1001-30574905.html，2020年年底则有1亿hm2（15亿亩）承包地获得确权，颁证率超96%②数据来源于中国政府网“农村承包地确权登记颁证工作基本完成”http://www.gov.cn/xinwen/2020-11/03/content_5556878.htm。这意味着我国农地确权颁证工作已基本完成，下一步需要着力推进解决遗留问题，拓展确权成果应用。由此，作为明晰产权的一项重要工作，评估确权的工作成效势在必行。而我国农地流转的发展形势并不乐观[1]，且在《关于引导农村土地经营权有序流转发展农业适度规模经营》政策文件中，中央将确权视为促进土地经营权流转的重要基础性工作。因此，评估确权的工作成效尤其是在土地流转方面的工作成效尤为重要。

回顾学界在确权影响土地流转方面的研究，发现有较多学者认为确权有利于促进土地流转[2-10]，原因是确权通过明晰产权能够有力保障农户土地权益，降低交易成本及风险，于需求端激发农户农业经营的积极性，并于供给端激励劳动力非农就业，进而激活了农村土地要素市场。然而，也有不少学者研究发现确权对土地流转起到了抑制作用[11-14]，以罗必良为代表的学者对此的解释是，确权强化了农户的禀赋效应，过强的禀赋效应使交易双方难以就流转价格达成一致，从而提高了土地交易的难度[15,16]。同时，还有学者认为确权对土地流转的影响不显著[17-24]，并将其归因于确权工作成效的滞后性、原有产权足够安全以致确权失效以及土地产权并非流转的决定性因素等。

可见，关于确权对土地流转的影响，尽管学界研究成果颇为丰富，但在研究结论上存在较大分歧。其中的争议和分歧主要集中在产权经济学派和行为经济学派理论阐释的逻辑差异。产权经济学派基于科斯产权理论认为确权通过降低交易成本有利于促进土地流转，行为经济学派则由泰勒的禀赋效应理论出发认为确权通过增强禀赋效应会抑制土地流转。而学界鲜少有学者就两派之争做出实质性回应。理论研究方面，尽管胡新艳等就两派观点予以充分的理论分析，提出应整合两个学派来研究农地流转问题，但缺少定量资料的实证检验[25]。经验研究方面，黄佩红等[13]以及李江一[23]分别研究了交易成本和禀赋效应的中介作用，但仅关注其中一个方面，林文声等[20]以及冯华超和钟涨宝[8]虽然将交易成本和意愿转出价格纳入同一研究框架，但二者相互独立，且同时探讨了劳动力流动和农业生产激励等的中介作用，并没有回应两派争议，可喜的是钱龙[14]以及王士海、王秀丽[26]提出确权对土地流转的影响需要同时考虑交易成本的促进作用和禀赋效应的抑制作用，但他们仅提出了这种力量对比情况存在的可能性，并未进行计量检验。此方面研究的缺乏也导致学界就二者关系的认识各执一词。在确权对土地流转的影响中，交易成本和禀赋效应的作用机理究竟如何？二者的作用强度孰大孰小？对此问题的回应将有助于深化认识确权对土地流转的作用机理，无论是对交易成本和禀赋效应两大理论，还是对完善确权和推进土地流转，均具有重要的理论价值和现实意义。

为此，文章基于CHARLS2018年数据，使用倾向得分匹配法研究确权在流转方面的工作成效，并利用一元并行多重中介模型检验交易成本和禀赋效应在其中的作用机理和力量对比情况。以期回应上述问题，深化对确权与流转二者关系的理论认识，并为建立配套制度进行确权成果应用以及完善农地流转制度提供政策参考。

1 理论分析与研究假设

1.1 理论分析

1.1.1 农地确权、交易成本与土地转出

科斯三大定理阐明了产权安排、交易成本和资源配置三者之间的关系，即不同的产权安排蕴含不同的交易成本，进而决定资源的配置效率及社会总福利[27]。因此，以科斯为代表的产权学派尤为注重产权的清晰界定和安排，认为产权界定清晰有利于通过增强产权排他性和规范产权主体交易行为降低交易费用，从而促进资源优化配置，提高经济运行效率。改革开放后，我国农地制度实行集体所有制下的家庭联产承包责任制。然而，21世纪以来，不断有学者批评指出此农地制度是有意的产权模糊，所有权主体不明确，土地调整频繁，农户承包经营权易受侵害等问题广泛存在，造成了农地产权残缺，不利于农地流转市场的形成和发展[28,29]。伴随着新一轮农地确权的开展，我国农地产权制度改革针对上述问题优化了农地产权安排：一是提高地权稳定性，时间上赋予农户长久不变的承包经营权，空间上借助测绘技术等明确农户承包地四至和面积等信息；二是强化地权排他性，赋予农户土地承包经营权物权属性并颁发证书，使农户土地承包经营权俨然成为集体所有制下的“准所有权”；三是优化农地产权权能，由两权分离演变为三权分置，激活了土地经营权，并赋予承包地流转、抵押和担保等多项权能。由此，土地登记造册提高了农地信息的完全性和对称性，有利于减少交易对象搜寻等的成本。同时，地权排他性的增强提高了农户的话语权和谈判地位。确权证书也使交易双方无需就承包地反复测量确认，减少了合同签订的额外费用。此外，确权时已理清村集体与村民及村民与村民之间的权属不清等问题，且承包期内发包方不得收回承包地，不得随意调整土地，有利于减少土地纠纷，减少违约风险，从而稳定实施流转合同，减少履约成本。而交易成本的降低省去了不必要的花费，将使土地流转更加简易和便捷，流转双方达成交易的概率更高，进而农户转出土地的可能性更高。

1.1.2 农地确权、禀赋效应与土地转出

Radin将财产区分为人格化财产和可替代财产[30]。相比可替代财产，人格化财产多蕴含了一份产权主体对产权客体的主观情感，无法通过等量的财物来替代损失，具有更强的禀赋效应。于中国农民而言，土地产出的农作物是用于交易的可替代财产，而承包地则承载着“恋地”“惜地”等乡土情结，是农民依据其集体成员权身份而获得，具有产权身份垄断性和产权地理垄断性，是典型的人格化财产。而确权强化了承包地人格化财产的特征，使之具有更强的禀赋效应[31]。那么，确权为什么能够强化禀赋效应呢？一方面，产权强度与禀赋效应的强弱直接相关[32]。以往农地产权模糊使得农户对承包地患得患失，担忧土地随时有可能因土地调整或土地纠纷等原因被收回，产权强度弱，禀赋效应也弱。而确权使农户获得“相对所有权”，强化了农地产权强度，直接改变了农户的心理状态，禀赋效应相应增强。另一方面，确权通过强化人地依赖关系间接强化了禀赋效应。过去人多地少且生产力低使农户对农地形成了就业、收入和社会保障上的生存依赖。尽管随着城镇化的推进部分农民外出务工在就业和收入方面已不再依赖于农地，但农地依然是广大农民面临风险时稳固的社会保障。确权无疑强化了农户的土地保障，同时这份保障也强化了农户对承包地的控制权意识，防止农地质量受损的欲望更强烈。如此，农户对土地视若珍宝也使得禀赋效应增强。而禀赋效应的增强将导致转出方出高价转出甚至不愿转出，缩小了流转双方就土地租金达成一致进而实现土地流转的概率，农户转出土地的可能性降低。罗必良的研究也指出强化人格化财产的产权强度将会阻碍市场化交易[33]。

1.2 研究假设

由以上理论分析可知，在农地确权对农户土地转出的影响中，存在两股作用方向相反的作用力，正向上确权通过降低交易成本促进土地转出，反向上确权却也通过增强禀赋效应抑制了土地转出。从而，确权对土地转出的影响效应中可能会发生交易成本和禀赋效应两种作用机制的相互牵扯。

综合上述分析，提出如下研究假设。

假设1：农地确权能够降低交易成本。

假设2：交易成本在农地确权对土地转出的影响中具有中介作用，农地确权可以通过降低交易成本促进土地转出。

假设3：农地确权能够强化禀赋效应。

假设4：禀赋效应在农地确权对土地转出的影响中具有中介作用，农地确权可以通过强化禀赋效应抑制土地转出。

假设5：确权对土地转出的影响取决于交易成本和禀赋效应的力量对比情况，当其中一个起主导作用时，确权对土地转出的影响方向将与其一致，即当交易成本占主导时，确权促进土地转出，而当禀赋效应占主导时，确权抑制土地转出。

2 数据来源与模型构建

2.1 数据来源

该文所用数据来自2018年中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS2018）数据库。该数据调查面向我国45岁及以上的中老年家庭和个人，就其基本信息、健康状况和收入资产等展开了详尽调查。选择此数据开展研究的原因主要有两个方面：一是2018年该数据共调查了来自28个省份的1.154 4万户家庭，调查范围广样本规模大，满足了大样本要求；二是该数据详细调查了农户的土地资源和农业生产经营情况，同该文研究内容及指标测量要求相符。因而选择此数据开展研究。依据关键变量剔除含有异常值和缺失值的样本后共计得到2 375个样本。

2.2 变量选取

（1）因变量：土地流转一般包含土地转出和转入。考虑我国小农户数量多且土地细碎化的分配格局，而土地能否转出进而实现集中连片是我国农地能否实现规模化经营的决定性因素。同时，土地转入主体还包含合作社和农业企业等，具有多样化特征，而CHARLS2018数据仅对村庄农户展开了调查，对转入主体的覆盖不具备随机性和相对完备性。因此，该文仅关注土地转出，因变量为土地是否转出。2 375个农户中共有731个农户转出土地。

（2）自变量：自变量即农户的承包地是否获得确权，其中确权样本1 715个，未确权样本660个。

（3）控制变量：控制变量选取是倾向得分匹配法运用中的重要一步，要求尽可能纳入可能会对因变量和自变量产生影响的相关变量。为此，控制变量含4个层面：①户主特征，CHARLS数据并未指明谁是农户家庭的户主，参考许庆等[34]的研究，将主要受访者视为户主，选择其性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、政治面貌、健康状况和养老保险作为控制变量；②家庭特征，包括赡养比、抚养比、承包地面积、农业固定资产、务农人数和非农就业时长；③村庄特征，由于CHARLS数据没有每年都调查村庄信息，仅存的村庄信息为2011年调查所得，距2018年足足有7年时间，多数信息已失去时效性，因而选取地形、大姓、少数民族、允许亲戚以及非亲戚承租土地的开始年份等不会随时间发生变化的变量作为控制变量。

（4）中介变量：该文中介变量包含交易成本和禀赋效应。关于交易成本的测量，罗必良等构建的交易成本测量指标体系中含农地流转租金[35]，而林文声等的研究中以“1—转出/转入市场发育程度”，即“1—本村其他农户进行农地转出/转入的比重”来分别测量土地转出和转入的交易费用[20]。但以上2种测量均存在不足之处。农地流转租金对应农地流转的交易价格，并非完全代表交易成本。转出/转入市场发育程度上，一方面农地流转市场中转出和转入是共同存在、双向互动的，双方达成一致才能实现流转，仅从其中一个方面测量交易费用存在偏颇；另一方面，每一农户家庭的实际谈判能力及现实情况等存在差异性，导致即使是同村的农户也会面临不同的交易成本以及机会成本。在科斯交易成本范式的基础之上，罗必良和吴晨认为我国农地承包经营权流转中为完成交易所花费的总的交易成本应该是机会成本与实际交易成本之和[36]。因而以机会成本与实际交易成本之和来测量土地流转中的交易成本，如式（1）所示。对于农户转出土地可能面临的机会成本，在李孔岳研究经验的基础上以家庭非农就业收入占比来测量[37]。原因是非农产业具有比较优势，单位时间内农户所能获得的非农收入远大于农业收入，这意味着农户非农就业收入占比越高，其花费时间精力等进行农地转出的机会成本也就越高。对于农户转出土地实际花费的交易成本，在林文声等[20]研究经验的基础上以“土地流转市场发育程度”来表征，而“土地流转市场发育程度”以“本村其他农户进行土地流转的比重”来测量，农地流转市场发育程度越高，交易成本越低[38,39]。机会成本和实际交易成本的测量如式（2）（3）所示。两式中分别以村土地流转租金乘以两比例的原因，一方面是因为交易价格中含交易成本，农地流转的交易成本越高对应的交易价格也更高[40]，另一方面是起到统一量纲的作用。

关于禀赋效应，学界的测量方式主要有两种，即农户意愿转出价格和意愿转入价格的比值或差值[41]，但考虑市场参与主体普遍存在高价卖出低价买进的偏好，容易同禀赋效应相混淆。而农户转出土地的意愿价格本身就是农户对自身所拥有的土地的价值评价，此价值评价包含了农户对土地财产及其人格化财产特征等的考量。因而以农户转出土地的意愿价格来测量禀赋效应。需要特别说明的是，该文对上述变量测量中涉及的土地流转租金设置了每亩每年2 000元的阈值上限（1亩=0.067hm2）①转出租金、转入租金、意愿转出租金3个指标各自的有效值中，大于5 000元的占比依次对应6.66%、16.89%和0.53%，3个指标的最大值依次对应250 000、100 000和51 000元，最大值甚至达10万元以上，这同现实常理不符。考虑可能是农户或录入员在调查时将农户所有土地的租金当作每亩土地租金填入（1亩=0.067hm2），甚至是该农户所有土地多年份一次性流转的租金才导致租金数值如此之大，而据汪险生和李宁（2021）、宋亮等（2019）、拜茹（2019）和王倩等（2018）基于全国公开数据或多省份全国性调查的数据统计，土地流转租金最大值在2 000元上下。故设置租金阈值上限为2 000元。对于大于2 000元的样本，依次以转出租金、转入租金、意愿转出租金除以转出土地面积、转入土地面积和承包地面积以减少误差。对于数值过大经数据清理后仍大于2 000元的样本，可能是多年份流转，由于无法再进一步确定具体年份，不得已只能舍去这部分样本。具体各变量的描述性统计情况如表1所示。

表1 各变量的描述性统计

2.3 模型构建

2.3.1 倾向得分匹配模型

对农地确权在土地转出方面工作成效的评估，最理想的办法是对比同一农户在确权和未确权两种情况下的土地转出状况。但历史无法重演，研究者往往无法获取确权农户在未确权情况下的土地转出状况。而Rosenbaum和Rubin提出的倾向得分匹配法是解决此问题的有效计量方法[42]。其基本思想是基于反事实框架，于控制组中寻找与实验组特征相近的个体构建随机分组。该方法能够有效解决样本的选择偏差问题。倾向得分匹配法应用的步骤如下。

首先需要选择控制变量估计倾向得分，即个体i进入确权组的条件概率，该文使用Logit模型进行估计，相应的条件概率模型构建为：

式（4）中，i表示第i个农户，p表示倾向得分，Right为自变量，Right=1表示农户承包地获得确权，Right=0表示没有获得确权，而x为可能会对因变量和自变量产生影响的控制变量。

其次是进行倾向得分匹配。由于存在多种进行倾向得分匹配的方法，分为近邻匹配法和整体匹配法，不同的匹配方法由于匹配依据不同匹配结果也会存在差异，且不存在适用于一切情形的匹配方法。因而需要尝试多种匹配方法。若不同方法所得的结果相似，则说明结果稳健。选择的匹配方法主要有核匹配、近邻匹配、半径匹配和卡尺内近邻匹配。

最后是依据匹配结果估计处理组的平均处理效应（Average Treatment Effect on the Treated，ATT），进而识别确权对转出的影响效应：

式（5）中，Y1i表示个体i获得确权后的土地转出状况，Y0i则表示个体i未获得确权的土地转出状况。由于上式E[Y1i|Righti=1，P(xi)]可以直接通过观测得到，而E[Y0i|Righti=0，P(xi)]无法直接观测到，因而需要运用倾向得分匹配法构造替代变量。

2.3.2 中介效应模型

在农地确权对土地转出的影响中，考虑中介变量交易成本和禀赋效应之间是并行的多重中介，参考温忠麟等[43]，以及柳士顺和凌文辁[44]对中介效应模型的概述，构建一元并行多重中介模型为：

式（6）至（9）中，Yi、Right和Xi的含义同前文保持不变，新增变量Tran cos t和Endowment分别表示中介变量交易成本和禀赋效应，α0、β0、γ0和δ0为常数项，α1、β1、γ1、δ1、δ2和δ3为中介效应模型中关键的待估参数，ε1～ε4为随机误差项。式（6）为确权对转出的影响效应，式（7）（8）分别为确权对中介变量交易成本和禀赋效应的影响效应，式（9）在式（6）的基础上同时加入中介变量交易成本和禀赋效应。一元并行多重中介模型是指只有一个自变量而有多个并列的中介变量的中介效应模型。使用该模型的原因在于：一方面，该模型能在控制其他中介变量的情况下探讨一个中介变量的中介效应，从而减少简单中介模型因忽视其他中介变量而导致的参数估计偏差；另一方面，利用该模型可以得到对比中介效应，判断哪个中介变量的效应更大，作用更强。对该模型进行检验的步骤与温忠麟等[43]逐步检验的检验步骤相同。而依据柳仕顺、凌文辁[44]对一元并行多重中介模型的介绍可知，δ1为确权对转出的直接效应，β1δ2为确权通过交易成本影响土地转出的中介效应，γ1δ3为确权通过禀赋效应影响土地转出的中介效应。由于因变量土地转出为虚拟变量，依据Breen等的研究[45]，此处确权影响土地流转的总效应不再是α1，而是β1δ2+γ1δ3+δ1。

3 实证分析

3.1 农地确权对农户土地转出的影响

3.1.1 平衡性检验

此外，为保证倾向得分匹配的估计质量，需考察匹配后实验组和控制组是否存在系统性差异，进行平衡性检验。由表2可知，匹配后模型的总体偏误由9.1下降至1.4，Pseudo R2由0.026下降至0.001，而B值低于25%，R值介于0.5到2之间，符合Rubin所说的判断标准[46]。表明匹配后实验组和控制组的差异明显下降，最大限度降低了样本选择偏误，符合平衡性假设。

表2 倾向得分匹配法的平衡性检验

3.1.2 平均处理效应

使用核匹配、近邻匹配、半径匹配和卡尺内近邻匹配4种方法对上述模型进行倾向得分匹配，其中近邻匹配按照Abadie等的建议进行一对四匹配[47]，而卡尺匹配中，计算0.25倍的倾向得分标准差，结果为0.020，为保险起见将卡尺范围设定为0.010。平均处理效应（ATT）估计结果如表3所示。由表3可知，4种匹配方法获得的估计结果均较为接近，表明估计结果较为稳健。为方便实证分析，计算ATT的平均值表征确权对转出的影响效应。4种匹配方法的ATT值均在1%水平上显著，相应的ATT均值为0.066，表明农地确权对土地转出具有促进作用，相比未确权者，确权者转出土地的概率提高6.60%。

表3 农地确权对农户土地转出的平均处理效应

3.2 农地确权对农户土地转出的作用机理

3.2.1 中介模型估计结果

进一步利用一元并行多重中介模型检验农地确权对农户土地转出的作用机理，模型估计结果如表4所示。表4中的后4列依次对应前文中介效应模型的式（6）至（9）。下面利用回归估计结果进行双重并行中介效应的逐步检验：第一步，检验式（6）回归系数α1是否显著，第2列显示确权在1%水平上显著正向影响土地转出，同前文倾向得分匹配估计结果一致；第二步，依次检验式（7）回归系数β1和式（9）回归系数δ2的显著性，第3列和第5列估计结果显示，农地确权在1%水平上显著正向影响交易成本（β1=48.193），而交易成本在1%水平上显著负向影响土地转出（δ2=-0.001）；第三步，依次检验式（8）回归系数γ1和式（9）回归系数δ3的显著性，第4列和第5列估计结果显示，农地确权在1%水平上显著正向影响禀赋效应（γ1=47.713），而禀赋效应在1%水平上显著正向影响土地转出（δ3=0.001），由此可以进行最后一步检验；第五步，检验式（9）回归系数δ1的显著性，判断是否完全中介，第5列估计结果显示确权仍在1%水平上显著正向影响土地转出（δ1=0.315）。因此，交易成本和禀赋效应分别在确权对土地转出的影响中起到部分中介作用，但作用方向与理论预期有所冲突，该文假设1未得到验证，假设3得到验证，而假设2和假设4仅得到部分验证。对此结果的理论解释详见下文。

表4 农地确权对农户土地转出的作用机理检验

控制变量方面，第2列和第5列的估计结果基本一致，表明该文实证模型较为稳健。户主特征中受教育年限越长，农户掌握相关信息的能力也越强，农户转出土地的可能性越高。家庭特征中，抚养比、农业固定资产和务农人数均显著抑制农地转出，对于子女养育负担较重的家庭农业收入也不失为一项收入来源，农业固定资产和务农人数对农户从事农业具有锁定效应，转出土地的可能性较低。承包地面积越大，除去自给自足所需的土地面积，农户土地转出决策更为自由。村庄特征中大姓村庄转出土地的概率更低，允许亲戚承租的年份越晚将会抑制土地转出，而允许非亲戚承租的年份越晚约会促进土地转出。一般村庄先是允许亲戚承租，而后逐渐放开允许非亲戚承租，允许亲戚承租的年份越晚，意味着村庄流转市场开始发育的时间较晚，流转市场还处于初始阶段，而允许非亲戚承租将使农户可选择的交易对象增加。

3.2.2 确权通过提高交易成本抑制土地转出

由实证结果可知，交易成本降低确实有利于促进土地转出，但确权反而提高了交易成本，导致确权通过交易成本对土地转出产生抑制作用，与林文声等的研究结论一致[20]。尽管中央和学界对确权工作寄予厚望，但事实上这种预期可能高估了[48]。首先，确权固化了土地细碎化格局，增加土地流转的谈判成本。确权虽然明确了农户土地的位置和面积，但大多数地区是在二轮承包土地分配格局的基础上进行测量确权[49]。而二轮承包是对造成土地细碎化根源的一轮承包的延续，且多为走过场。因此，确权延续前两轮承包虽然能够在一定程度上保证地权稳定性，但固化了土地细碎化格局[50,51]。土地细碎化使得一片土地具有多个产权主体，农户进行土地流转时需要同多个交易对象或同一交易对象的不同地块进行多次谈判来完成交易，遇上钉子户则会前功尽弃，增加交易成本[52,53]。其次，确权对土地流转形成一定干扰，打乱原有市场秩序产生交易成本。自2013年确权在全国铺开以来，我国土地流转的增速有所放缓，甚至陷入停滞期[52,54]。究其缘由，可能在于土地流转持续推进的过程中，全国性推进确权具有突然性，部分农民会进入观望状态[55]，打乱了土地流转的供需平衡，也使原本处于流转中的土地面临租金抬高和协议纠纷等风险[54]，流转市场发育也陷入停滞。最后，农户转出土地的难度增加抬高了机会成本。一方面，确权使产权相对稳定会促进农户非农就业[20,56]，农户闲暇时间减少，另一方面，确权后配套的土地流转服务组织和交易平台尚未建立[57]，使得农户转出土地时处于缺时间也缺途径的状态，进行土地转出的机会成本增加。

3.2.3 确权通过增强禀赋效应促进土地转出

实证结果表明确权确实会提高农户的禀赋效应，同罗必良的观点一致[31]，产权强化会增强农户禀赋效应。但与学界理论猜想相左的是禀赋效应并未抑制土地转出，反而显著促进土地转出。林文声等[20]的实证结果也发现确权通过强化禀赋效应进而促进转出，并认为农地确权通过增强禀赋效应进而抑制土地转出的路径并不存在，即使存在也是微不足道。其中的原因是农户因农地依赖的差异性而在农地转出决策中分化出情感理性、工具理性和经济理性，而罗必良等学者过分强调情感理性。该解释有其合理性，但该文认为禀赋效应促进土地转出的结果更可能是由以下两方面的因素共同促成。一方面，对于农民特别是对老一辈农民而言，尽管他们对土地具有浓厚情感，但其土地价值评价的参照点是自身及周围村民农业经营的收入状况[52]，而农业经营的收益普遍偏低[58]，再加上农户受教育程度低①据国家统计局公布的第5号《2016年第三次全国农业普查主要数据公报》，全国农业生产经营人员中，受教育程度为未上过学、小学和初中人员的占比依次对应6.4%、37.0%和48.4%，合计高达91.8%，中专及以上文凭仅占8.3%，认知较为落后，信息获取也较为滞后[59]，且长期的小农思想使其并不认为土地具有商品性特征[60]，因而农户并未意识到土地的财产价值所在，意愿转出价格相对较低；另一方面，近年来随着国家对“三农”问题的高度重视，农地产权制度改革不断推进，农户土地产权权能扩展，土地本身的财产属性突显[61]，外加土地流转支持、粮食补贴发放、农业生产外包服务供给等一系列惠农措施的影响，土地流转租金相应提升[62-65]。从而，农户预期转出价格虽然随着确权有所提升，但大多以农业收入为基准，低于市场上实际的流转租金，当农户发现转出土地可以获得比预期更高的租金收入时，转出土地的可能性更高。以该文2 375个样本中转出租金为有效值的725个农户为例，用农户意愿转出租金减去转出土地实际获得的租金，统计结果如表5所示。发现超过50%农户的意愿转出租金都低于实际获得的转出租金，只有大约20%农户的意愿转出租金大于实际转出租金，而此差值的总体均值为-267.957，小于0，此结果进一步佐证了上述理论猜想。因此，农户意愿转出价格即使在确权后提高了，但依然低于实际的市场价格，使得禀赋效应具有显著促进土地转出的作用。并非如林文声等所言禀赋效应的作用微乎其微甚至不存在[20]。农地流转市场确有其特殊性，有农户的心理情感因素存在，但还需结合我国农户本身的特性考虑其禀赋效应是否实现了完整且准确的表达。原因是农户受教育水平较低具有认知局限性，且受限于地理区位及技术使用等引起的信息滞后性，对土地价值会存在错误估计。而我国土地流转市场发展还处于初级阶段并未建立良好的价格形成表达机制[66,67]，这一因素也干扰了农户的土地价值估计。而缘何土地租金预期越低的农户越不会转出土地，原因在于农户的土地租金预期即农户认为转出土地可能获得的单位收益，土地转出价格预期较低表明农户主观上认为土地转出的收益偏低，甚至远不如自己耕种所获收益，在收益预期偏低的情况下农户更不会转出土地。

表5 意愿转出租金与实际转出租金差值的数值统计

3.2.4 交易成本和禀赋效应的双重中介作用中禀赋效应占主导

为进一步估算交易成本和禀赋效应的中介效应并进行力量对比，整理逐步回归的系数结果并计算两变量的中介效应如表6所示。如中介模型估计结果中所言，交易成本和禀赋效应在确权对土地转出的影响中为部分中介作用。具体地，确权通过提高交易成本进而抑制土地转出的中介效应为-0.034，相应的中介效应占比为-10.46%。而确权通过提高禀赋效应进而促进土地转出的中介效应为0.043，相应的中介效应占比为13.35%。由此可知，禀赋效应中介效应比例的绝对值大于交易成本中介效应比例的绝对值。从而禀赋效应的正向中介作用足以抵消交易成本的负向中介作用，使得两中介变量的中介效应最终呈正向。在确权影响土地转出的总效应等于直接效应和中介效应之和的情况下，正向的中介效应最终使得确权影响土地转出的总效应在直接效应的基础上得以进一步强化，而未被交易成本的负向中介作用所削弱，甚至是抵消直接效应导致确权抑制土地转出。因此，该文假设5得到部分验证，交易成本和禀赋效应确实存在力量对比情况，且这一力量对比结果将直接影响确权对土地转出最终的影响结果。禀赋效应的正向中介作用占主导，从而强化了确权对土地转出影响的正向作用。其中的缘由一方面是确权使产权强度增强但产权稳定性依然不足。确权颁证使农户拥有对土地财产的“准所有权”，产权强度增强，农户的产权意识相应增强[68]，禀赋效应也得到强化。但此轮确权并未明确承包期限，还有部分地区确权证书发放不到位[69]，土地政策依然不明朗削弱了地权稳定性，保守型农户担忧失地不会轻易流转土地[70]，从而交易成本相应增加。另一方面尽管确权工作存在提高交易成本的不利影响，也强化了禀赋效应，但我国农户群体是认知局限下的“理性经济人”，以及国家近年来强力推进的“三农”政策具备良好成效能够发挥稳定器的作用，使强化后的禀赋效应发挥促进作用且强于交易成本的中介作用，从而缓冲新近开展的确权工作带来的负面效应。

表6 依逐步回归法估算中介效应

4 结论与政策启示

利用CHARLS2018数据，使用倾向得分匹配模型研究确权对土地转出的影响，并利用多重中介效应模型研究确权对土地转出影响的作用机理，深入探讨交易成本和禀赋效应在其中的中介作用及其力量对比情况。主要得出如下结论：（1）农地确权显著促进了土地转出，使土地转出的概率提升6.60%；（2）确权非但没有降低反而提高了交易成本，进而抑制了土地转出；（3）确权有利于增强禀赋效应，但禀赋效应反而促进了土地转出；（4）中介效应上，交易成本和禀赋效应在确权对土地转出的影响中起部分中介作用，交易成本的中介效应比例为-10.46%，禀赋效应的中介效应比例为13.35%，禀赋效应中介效应比例的绝对值大于交易成本中介效应比例的绝对值，禀赋效应的中介作用更强，能够抵消交易成本的负向中介作用并最终强化确权对土地转出的正向促进作用。

为推进确权工作完善和农地流转市场发展，该文具有如下的政策启示：首先，确权显著促进了农户土地转出，说明确权具有活跃和优化农地流转市场的作用，因而需要推进确权成果的应用；其次，虽然确权促进了转出，但也增加了交易成本，表明农地确权还需进一步完善，需要建立配套制度破解农村土地细碎化格局并化解农户土地矛盾纠纷，同时赋予农民稳定的土地承包预期，纠正确权对土地流转市场发展形成的干扰；再次，在土地登记制度建立的基础上，设立土地流转中介组织，搭建土地流转信息平台，为流转双方提供便利，减少进行土地流转的机会成本和实际交易成本；最后，由禀赋效应促进土地转出可知，近年来国家的“三农”政策取得明显成效，提高了土地价值并保障了农民权益，对“三农”的重视需要持之以恒，但与此同时也从侧面反映出政策宣传不到位致使农户认知存在偏差，因而需增强政策的宣传和普及力度，而此过程中还需防范禀赋效应过高以及流转租金过高可能产生的不利影响。