产权对投资的双刃剑效应∗——来自中国农村的经验证据

张同龙 黄晓雯 张林秀

一、引言

产权是经济增长的决定因素，其作用机制在于只有稳定受保护的产权才能诱发大量的投资。①关于产权的作用，Besley 和Ghatak (2010)识别了四个主要机制:激励投资，降低保护成本，促进市场交易，使信贷可得。即使认知到产权被侵害的可能，但在经验研究中，从微观层面通过系统性大样本来观测侵害事件几乎是不可能的(Jacoby 等，2002)。产权往往是复杂背景制度环境中的一部分，为其寻找可比的“对照组”以识别潜在的因果关系更是困难。

早期的研究多使用国家层面的数据，以法律或政治变量代理产权安全性(稳定性)，以检验相关假说(North 和Weingast，1989；Shleifer 和Vishny，1994；Keefer 和Knack，1997；Bohn 和Deacon，2000；Acemoglu 等，2001)。为免除国家层面的异质性，学者们转向更为微观的社区(村庄)层级的数据，比如在研究发展中国家的农村土地的文献中，多利用历史制度 “遗产”的外生变化进行检验 (Dell，2010；Banerjee 和Iyer，2005)。随后的研究则细化到家户甚至个人层面，利用个体的政治和社会地位以及个体经历来刻画产权，观察其对随后投资行为的影响(Banerjee 等，2002；Bai 等，2014)。虽然测度更加细致，观察愈加入微，但外生的变异源更难获得，而且依然不是对于产权安全性(或征收风险)的直接观察。如果能在户内获得变异，如观察到同一农户对于自家不同地块的投资行为，甚至对于同一地块在不同时期的不同投资行为，才是从根本上对于产权安全性和投资行为关系的直接观察(Gao 等，2017)。

中国农村土地制度变迁为研究这一主题提供了绝佳的制度环境。首先，在宏观层面上，农地产权稳定性在不断加强，这可以从20 世纪80 年代初的家庭联产承包制改革、90 年代末的“30 年不变”的二轮承包、21 世纪初的农业税费改革，以至于近年来的土地确权中体现。然而，从社区(村庄)层面上看，即使在二轮承包以后，村庄范围内的土地重新调整仍时有发生(张同龙和张林秀，2017b)。也有研究发现，土地调整受家庭特征影响(Rozelle 和Li，1998；Liu 等，1998)，只是调整时间对于农户并不确定。甚至有研究在地块层面上发现，同一农户持有的不同地块受调整影响也可能有所不同(Bai等，2014)。从这个意义上讲，基于中国农地产权变迁的微观数据能够同时提供必要的横截面和时序变化，为因果关系的判定提供识别机会。

以中国农地制度为背景探讨这一主题的经验研究众多，但并未达成一致结论。大部分研究都确认稳定的产权能够促进土地投资，但多数以有机肥或农家肥测度投资(Deininger 和Jin，2006；Fenske，2011；Abdulai 等，2011；朱民等，1997；俞海等，2003；Gao 等，2017；Jacoby 等，2002；Li 等，1998；孙琳琳等，2020)，也有不少研究对这一结论提出挑战(Deininger 和Ali，2008；Brasselle 等，2002；许庆和章元，2005；陈铁和孟令杰，2007；钟甫宁和纪月清，2009；徐志刚和崔美龄，2021)。这些研究之间的分歧，关键在于对关键变量的测度。

对于农地产权稳定性，已有研究多采用简单直接的测度，如地块持有期限、预期持有时间和调整经历等，总是引发争论(姚洋，2000；Jacoby 等，2002)。以地块持有期限为例，多数文献简单认为持有期越长产权越稳定。这种做法存在三个问题:首先，地块持有期限是代理而不是测度，因为持有期限部分是随机决定的；其次，地块持有期限会带来内生性困扰，特别是存在遗漏变量或反向因果的嫌疑(得到更多投资的地块更不容易被调整)；最后，较长持有期往往意味着调整的可能性更大(到期面临再调整)。少数研究提供了不同视角，俞海等(2003)直接比较了同一家户的自留地和承包地，Gao 等(2017)直接比较了同一家户的自留地和转入田。由于这是户内比较，在很大程度上解决了户间差异所造成的内生性问题，也表明了控制家户固定效应是必要的。但这两篇文章的结论只是定性意义的，仍需深入研究农户在其持有比例最大的承包地上的投资行为。

值得注意的是，Jacoby 等(2002)提供了对单个地块持有期进行风险分析的方法，其模型考虑了政策、村庄以及家户甚至地块特征，由此预测的失地风险是测度地权稳定性的合适指标。然而，其研究中所使用的地块数据是截面性质的，无法观测未来失去地块的时间点，只能人为设定地块可能的持有期限，因此是不完整的地块“生命周期”。Bai 等(2014)沿袭了这一方法，但只基于家户层面的数据，无法识别地块特征。另外，前者的数据只到1995 年，后者延展到2002 年，都远不能反映近年来的中国农村农地产权状况。本文使用一套新近的细化到地块层级的跟踪调查数据，克服以往研究的缺憾，重新量化随时间变化的失地风险，并估计其对农地投资的影响。

大部分研究仅使用有机肥或农家肥①这里要注意区分投入和投资，投入只对即期生产起作用，如化肥。而投资会带来长时段的收入流，如有机肥将会在接下来的四五年中提高土壤肥力。来测度农地投资，忽略了对土地的固定投资，如灌溉、改良土壤，甚至是将农田改为果园、大棚等(Besley，1995)。然而恰恰是后者才是大幅度提高农地生产率的关键，也是最需要农户作为决策主体进行权衡取舍的投资抉择。有研究表明，这类投资的短缺已成为制约农业发展的瓶颈。此外，以有机肥或农家肥来测度投资还存在几个问题:首先，农家肥对地力的改进是小幅的，减少其投入带来的社会成本很低(Jacoby 等，2002)；其次，农家肥多是由自家饲养牲畜的粪肥构成，而随着农村社会经济的发展，其可得性变得越来越低；最后，施用农家肥需要大量劳动力投入①根据Jacoby 等(2002)的测算，要占到全年劳动力投入的8%。，在劳动力机会成本大幅上升的背景下，经济可行性也越来越低。因此，仅以农家肥或者有机肥来测度有失妥当，而鲜有研究全面考虑农地长期投资类型。值得注意的是，中国农地分布细碎化的事实以及这类固定投资成本相对较高，使得此类投资往往以村集体/政府出资加农户出工出资的配套出现，并主要由村或小组来组织实施，由此研究的视角也要走出私人投资和单人决策，转向公共投资和集体行动。

本文的潜在贡献在以下四个方面:第一，在理论层面，通过澄清产权对不同投资主体的激励效应，弥合理论分歧并具体演绎出其对于私人投资的促进效应和公共投资的抑制效应。第二，对于产权本身的测度，本文通过地块层面的“生存分析”以解决相关研究使用代理变量所带来的测度问题。第三，对于农地投资的测度，本文细致考察所有类别与农地相关的投资，并进一步区分投资主体和性质，使得对土地投资的测度更全面且完整。第四，本文通过严谨的实证模型设定透析相关实证研究的分歧，得到更为稳健的估计结果，从而推进对中国农村土地投资方面的理解。

二、数据来源和变量描述

(一)数据来源

本文所使用的数据来自中国科学院农业政策研究中心于2014 年对全国5 个省份(江苏、四川、陕西、吉林、河北)60 个村1 200 个农户的入户访谈问卷。为了保证调查取样的代表性，样本的选取过程采用了分层抽样和随机抽样相结合的办法。②具体的抽样方法请参考参考张同龙和张林秀(2017a)。

本文主要关注与农地调整和投资相关的信息，共搜集了农户自“二轮承包”以来持有的7 161 块农地的信息，包括地块的获取年份、失去年份、有无投资、投资年份、投资类型、投资金额、投资主体等。其中，5 186 块为农户仍然持有的地块，1 975 块为已经失去的地块。③这些地块主要是由于土地调整失去的，也有少数是由于征地失去。所有地块中共有523 块地具有投资的相关信息。问卷中共设置了18 种与农地相连的长期投资类型:建引水渠、建排水沟、排水设备、建蓄水库、建水泥渠堤、修路、平整土地、改良土壤、兴修梯田、耕地改鱼塘、耕地改果园、塑料大棚、田边防护林、种经济林、修篱笆、打井、施有机肥和退耕还林。由于所有搜集的数据中没有建水泥渠堤和兴修梯田这两类投资，所以实际只收集到16 类农地长期投资的数据。另外，此次调查也搜集了农地、家户和村庄特征的信息。

(二)农地投资概览

按资金来源划分农地投资类型。对于所有的农地投资项目，平均每项投入资金约7 600元④这里将农户出工部分通过当地当时的工资率进行折算。，其中农户负担2 100 元，占27%。除地块所在农户出资外，其他资金来源包括:上级政府的项目资助；村或小组进行配套投入；其他农户进行的合作投资。按照资金来源，可以把全部投资项目分为三类:本户单独出资项目(A)；本户未出资项目①除了本户以外的其他三类主体中的一类或者几类共同出资。但在本文的数据中不存在仅有其他农户投资的情形，因此这类投资具体包含了仅有政府、村集体和村民小组出资的项目。(B)；本户和外部资源共同出资项目②除了本农户，投资主体还包括其余三类投资主体中的一类或几类。这类投资具体包括本农户和其他农户共同出资的项目、本农户和政府共同出资的项目、本农户和村集体或者小组共同出资的项目。(C)。其中，农户参与投资的项目占97%；由农户单独出资的项目达60%，但投资金额平均不到3000 元；农户未出资的项目则不足3%，但此类项目的总投资额平均高达2.1 万元；共同出资的项目约占40%，平均投资额超过1.4 万元。

按投资主体划分农地投资类型。不同的出资主体对地权稳定性的考虑显然不同。农户单独投资的项目可视为私人投资，其性质与以往研究所关注的一致。而有外部资金参与(共同出资)的项目可视为公共投资③严格来讲，只有农户未出资的项目才算纯粹的公共投资项目。但考虑到这类项目数量太少，故选择将其与共同投资项目归并。实际上，大部分共同投资项目中农户只是参与了在自家地块施工时的帮工。，这部分是以往研究较少关注的。如表1所示，公共部分项目规模大、投资金额高，但其中由农户出资的比例很低，不足6%。据此，我们将农地投资项目按投资主体分为两类:私人投资 (A)和公共投资(B ＋C)④有别于从公共品供给者的视角对公共投资和私人投资进行分类，本文站在本农户的视角，将私人投资严格限定为本农户单独出资，而将其他所有涉及外部资金的投资项目归类为公共投资。因此，本农户和其他农户之间的共同投资也被归类为公共投资，因为这一类投资不严格属于本文所定义的私人投资的范畴。由此，本文所定义的公共投资有多主体共同投资的意思。。

表1 农地投资按资金来源分类统计

按实际投资项目划分投资类型，共可以归为5 类(见表2)。其中，灌溉类占比最大，其投资金额高达1.3 万多元，但农户出资的比例不到10%。其次为投入有机肥(或农家肥)的项目，投资金额平均只有3 600 元，本户出资比例超过80%。改良土壤类的项目占比超过20%，平均投资金额接近3000 元，其中农户出资比例接近80%。耕地改果园类的项目有35 项，投资金额平均只有1 400 元，几乎源于本户资金。耕地改大棚类项目只有15 项，但投资金额平均接近2 万元，其中由本户出资比例占37%。这说明不同的投资类型间存在明显的异质性，将农地投资一概而论容易造成歧义。参照经济学中对公共物品的定义⑤投资具有明显规模报酬递增和回报具有溢出效应的项目归为公共投资。，灌溉类和改良土壤类属于公共投资，而有机肥、耕地改果园和耕地改大棚属于私人投资。结合按照投资主体的项目分类，灌溉类投资可以视为典型的公共投资项目，而有机肥可以视为典型的私人投资项目。

表2 农地投资按项目类型分类统计

(三)农地产权与投资关系初探

在以往研究中土地调整作为失地原因多有涉及，其被认为是农地产权不稳定的主要因素。但从本文的数据上看，其对投资的影响是复杂的。如表3 所示，总体上，随着土地调整经历的次数增多，农户投资的地块数量减少。但如果只比较经历一次调整和从未调整过的农户，此结论不成立。从投资强度(金额)上看，经历多次土地调整的农户，其地块的总投资金额较高，甚至当考虑农户自身的出资额时也成立。这说明仅使用调整经历作为农地产权稳定性的代理指标，测量误差会很大。

表3 农地调整经历与投资

三、农地投资理论模型

我们构建了一个简化的失地风险影响农地投资的模型。考虑在一个村庄中存在两类投资主体，农户和政府。我们将村集体和上级政府投资都归为政府投资，投资对象为农户所耕种的土地。政府投资属于公共投资，涉及外部资金的投入。农户使用自有资金投资于其持有的地块，属于私人投资。假定农户的生产函数为f(IP，IG)，政府的生产函数为F(IP，IG)。生产所需的投入要素仅为以上两类投资主体对农地的投资，即农户对农地的私人投资IP，投资成本CP；以及政府投资IG，投资成本CG。两个生产函数均满足一般性质，即f1>0，f2>0，f11<0且f22<0 以及F1>0，F2>0，F11<0且F22<0。政府的目标是实现宏观层面的经济绩效以及对政策的执行。沿用Besley 和Ghatak (2010)的模型假定，以τ表示农户所持有地块的失去风险(此处可以理解为持有期末期失去土地收益的概率，也可理解为失去的比例)，τ∈[0，1]。虽然也有学者将这一设定用于中国农村研究(Jacoby 等，2002)，但只是从农户的角度赋予τ失地风险的含义，用于表征农地产出在政府和农户之间的利益分割，是政府对农户剥夺的比例。但从政府的角度看，其实际并未从中获得农户的任何产出收益，只是实施了土地调整这一决策。因此，τ对于政府而言可以理解为所处的制度环境对其决策行为的约束程度。如果农地产权制度完善，地权高度稳定，那么农地制度对政府土地调整行为的约束力较强，τ相对较小；反之，τ较大。当然，本文假定农地产出分配不会外溢出村集体，只是在本农户与其他在同一村集体范围内的农户之间进行分割。如果考虑村干部可能通过土地调整来寻租或完成其他行政任务(Brandt 等，2004；Martinez-Bravo 等，2021)，那么将农户和村集体放在类似的利益对立面也说得通。此时，农地产权可以视为实现村庄治理的机制。

(一)失地风险对农户私人投资的影响

农户做出投资决策是为了最大化其在农地上的总体产出收益，我们将产出价格标准化为1，那么农户的收益最大化问题为:

式(1)的一阶条件为:

根据隐函数存在性定理以及生产函数性质可知:

这意味着，失地风险将会抑制农户对土地的私人投资(假说1)。此处所体现的机制是传统观点中的强化私人产权促进产权主体的投资激励。

(二)失地风险对政府公共投资的影响

政府实施农地投资项目的目的是，在既定的农地产权制度环境下实现地区经济发展目标。在此情境下，政府对农地投资的效益最大化问题为:

式(4)的一阶条件为:

根据隐函数存在性定理以及生产函数性质可知:

这意味着，失地风险将会促进政府对土地的公共投资(假说2)。此处所蕴含的机制与前文的私人产权激励相对应，强化集体产权(弱化私人产权)可以促进公共投资。

综上所述可以得到:产权对于投资是一把“双刃剑”，其所蕴含的私人产权与集体产权对立可以对不同来源的投资产生完全相反的影响。

(三)失地风险对农地总投资的影响

失地风险对农地总投资的影响是由失地风险对农户私人投资和政府公共投资影响作用的共同结果。农地的总投资为IT＝IP＋IG，总投资相对于失地风险的变化为:

此时，失地风险对总投资的影响不确定。根据前文的事实描述，涉及外部资金的项目的投资额远大于农户个人投资额。可以推断，失地风险对公共投资的促进作用大于对私人投资的抑制作用。因此，失地风险可能会促进农地的总体投资(假说3)。

四、失地风险分析策略与计量结果

(一)风险分析策略

本文对失地风险的测度遵循了Jacoby 等(2002)提出的方法。本文采用的数据记录了每个地块的获取年份和失去年份，由此可构造农户已经失去的地块的真实“生存周期”。①Jacoby 等(2002)所使用的截面数据都没有完整“生存周期”，即他们没有观察到地块被征收的时间，只是主观假定每块地都不能被持有超过12 年。Bai 等(2014)也使用了这一方法测度失地风险。但遗憾的是，他们的数据只是在农户层面，缺乏地块层面的信息，使得地块层面的异质性无法处理。当然，对于农户在调查时点仍然持有的地块，根据地块的获取年份，也可知道地块的持有期。对于这部分地块，农户未来何时会失去是未知的。据此数据特征，我们通过生存分析来预测1980—2013 年间②调查中包括了农户自二轮承包以来所承包过的所有农地的信息。这些农地最早的获取时间可以追溯到1980 年，即一轮承包初期。每一年每一块地所面临的失去风险。

首先，设定风险函数。已知农户获得地块后的持有期为t年。假定该农户在未来的某一年第T年会失去其地块，那么农户在持有地块t年的情况下，不会失去地块的可能性为S(t)＝P(T>t)＝1－F(t)，此式为地块的生存函数，t∈[0，∞]，S(t)∈[0，1]。假定地块的风险函数为h(t)，表示地块在持有t年后可能失去的风险率。h(t)可由S(t)推导得到:

由此可得到，h(t)＝，h(t)∈[0，1]，f(t)是持有期t的概率密度函数。如前文所述，以地块的持有期代理地权稳定性并不妥当，但可以判断失地风险是否随着地块持有期的变化而变化。因此，我们要确定一个参数α，作为持有期依赖参数。若α>1，则失地风险随地块持有期的延长而增加；若α<1，则失地风险随地块持有期延长而减小；若α＝1，失地风险为常数。我们在风险分析中采取参数估计的方法，设定的风险函数为:

其中，xj为一系列的协变量。参照Jacoby 等(2002)，基础风险函数h0(t)设定为Weibull 函数，即h0(t)＝αtα－1。最终确定的风险函数为:

其中，i表示地块，Xi表示地块特征变量，ζh表示家户特征变量。由此可得到生存函数为。由此获得的失地风险率作为地块产权稳定性指标，不仅包括不随时间变化的由地块和农户特征决定的风险θ，也包括随时间变化的风险h0(t)。

(二)风险分析结果

表4 显示了基于不同模型设定的风险分析结果。第(1)列控制了已有研究所重视的一些地块和家户层面的特征变量，所得到的log(α)为0.41，且统计上显著异于0。这说明持有期依赖参数α显著大于1，即失地风险随地块持有期的延长而增加。由于在分析中难免会遗漏某些观测不到的异质性从而可能导致参数α被低估，第(2)列考虑了这些无法观测的因素，并令其服从Gamma 分布，所得到的log(α)更大。土地调整是村级的统一决策或行动(Giles 和Mu，2018)，因此第(3)列控制了村庄层面的固定效应，所得出的log(α)与第(2)列相比有所减小，与第(1)列相比略有增大。考虑到农户层面观测不到异质性也会导致失地风险的估计偏差，我们在第(4)列控制了家户固定效应，所得的log(α)进一步增大。

我们根据表4 中的模型设定进一步预测地块在每一年的失地风险率，并计算失地风险率的年均值以查看其随时间的变化趋势。图1 中(1)—(4)的预测结果分别对应了表4中第(1)—(4)列的模型设定。总体而言，通过不同的风险分析设定所预测的失地风险率均表现出相似的变化趋势，即失地风险随着时间推移而增长。此外，图中均存在两个明显下降的阶段，第一个是在1980—1983 年，即一轮承包初期；第二个是在1997—2000年，即二轮承包初期。以上信息暗示了，即使农地调整的威胁依然存在，一轮承包和二轮承包的实行起到了稳定承包权、降低失地风险的作用。四种模型设定所预测的年均失地风险率均处于相对较低的水平。根据图1 (4)所提供的信息，1981 年的平均风险率仅为0.38%，2013 年的平均风险率也仅达到3.02%。由于表4 第(4)列的模型设定最为严格，其所预测的失地风险率的变化趋势与其他模型设定相似，最终以其设定所预测出1980—2013 年间地块层面的失地风险率，作为测度地权稳定性的指标。

表4 风险分析结果

(续表)

图1 年均失地风险率随时间的变化趋势

图2 未来失去地块的可能性

五、实证模型设定与计量结果

(一)模型设定

我们估计由风险分析得到的失地风险率对农地投资的影响。实证模型设定如下:

其中，脚标i代表地块，h代表家户，v代表村庄，t代表年份。因变量为农地投资，测度指标分为两类:定性的为是否有投资；定量的为投资强度。前者定义了在某一年度某个地块是否有投资；后者以投资金额代表投资强度。①单位是元，加1 后取对数处理。按照前文对于投资的分类，我们进一步将投资分为私人投资和公共投资。私人投资金额为仅本农户对其单独投资地块的出资金额(包括投入的非人工成本以及人工成本)，公共投资金额除了本农户对该地块的投资金额，还包括农户估计的其他投资主体在该地块上的投资金额(包括非人工成本和人工成本)。Hijvt为前文所得的失地风险率②加1 取对数处理。，用于测度产权稳定性。Plotijvt为地块层面的特征变量，包括耕地质量(水田还是旱地、是否是平原和离家距离)、面积和是否有二轮承包合同或确权证。由于本文使用的数据跨度时间长，为消除时间趋势以及宏观经济形势等对投资决策的影响，模型控制了年份固定效应。另外，为了消除户间不随时间变动的异质性，模型中控制了家户层面的固定效应(μhv)。在稳健性检验中，我们会进一步控制到地块层面的固定效应。最后，在村庄之间有可能存在异方差或自相关的情况，因此我们在估计时采用聚类到村庄的稳健标准误。

(二)失地风险影响农地投资的估计结果

1.基准回归结果

表5 报告了失地风险影响农地是否投资的估计结果。第(1)、(2)列和第(3)列分别设置了三个被解释变量:全部投资、私人投资和公共投资。第(1)列的结果显示，失地风险增加并不会减少农地总投资，反而会增加投资项目。失地风险每上升一倍，进行投资的可能性增加近20%。这一结果与以往大部分研究的结论对立，且高度显著。

表5 失地风险对农地是否投资的影响

这一悖论结果是否是由于出资主体不同呢? 以往研究所指的产权激励投资一般是指私人投资。因此，我们进一步按投资主体对投资进行分类。第(2)列估计结果证实了这一猜想，失地风险显著降低私人投资的可能性，但系数较小，失地风险每上升一倍，私人投资的可能性只降低2%。而第(3)列的结果表明，失地风险显著促进了公共投资的可能性。③由于本文对公共投资的分类包含了本农户和其他农户共同投资的项目，因此会顾虑此处的结果是由农户间共同投资的项目驱动还是由政府以及村集体参与的投资项目主导。本文“附录与扩展”中表A1 显示，在公共投资中，农户间共同投资仅占21%。仅对这部分投资作回归分析时，失地风险对农户间是否共同投资以及投资金额均不存在统计上的显著影响，具体结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”中表A2。也就是说，即使本文对公共投资的定义包含了农户间共同投资这一类型，失地风险对公共投资的正向影响也主要由政府以及村集体参与的投资项目主导。失地风险上升1 倍，增加公共投资的可能性达到22%。为什么基于联合行动的公共投资和产权稳定性关系相悖呢? 一个可能的解释是，公共投资的公共物品性质及其背后的联合行动或集体行动，可能并不需要对私人产权进行保护，反而需要私人产权的对立面即集体产权的出场。对于集体产权较强的地块，村集体对其议价能力较强，也更易于对其施加控制，村集体更倾向于使用其公权力调动资金对这部分地块进行公共投资。相应地，这部分地块的产权稳定性反而更低。这是因为相对于集体产权较弱(或私人产权较强)的地块，村集体更易于调整集体产权较强的地块(或者对这部分地块进行调整的成本更低)。

其他解释变量的估计结果基本符合预期。高质量的地块投资较多，特别是私人投资，而公共投资对于地块质量不敏感。面积越大的地块得到投资的可能性越高，这也反映了土地细碎化对于投资的影响。有合同或证书保证的地块的投资效应更强。

表6 展示了失地风险对投资金额的回归结果。结果显示，失地风险每上升1 个百分点会使得总投资金额上升超过2 个百分点。而第(2)列和第(3)列的结果再次确认了公共投资的集体行动主导了这一正效应。

(续表)

2.稳健性检验

我们进一步解决遗漏变量和数据选择问题给估计结果带来的偏差。首先，我们在模型中进一步控制到地块层面的固定效应，以克服只控制常见地块特征仍有遗漏变量的风险。表7 上部分的结果仍然与基准结果相似，仅第(2)列和第(5)列中农户私人投资项目系数的显著性消失。

其次，对于样本选择的稳健性检验。鉴于本文所使用的数据是由农户回忆所得，越久远的信息可能越不准确。因此，我们以二轮承包为界，将数据分为两部分进行估计。表7 中间部分的结果显示，即使只采用二轮承包以前的数据，基本结论仍然成立，只是系数值大幅减小，可能是数据质量较差导致。表7 的下部分，只使用二轮承包后的数据所估计的系数更大，再次验证了结果的稳健性。

3.不同类别投资项目的异质性

为了更清晰地理解本文的估计结果，我们按照项目类型而非资金来源将投资重新分类并进行检验。灌溉项目在所有项目中占比最大，且投资金额高。由于投资规模大，这类项目需要政府或村庄主要出资并组织和协调农户共同行动，体现了规模报酬递增效应和公共物品性质。表9 第(1)列结果显示，失地风险会显著促进灌溉类投资项目的投资。这一结论与前文所得的失地风险促进公共投资的结论一致。以往文献主要采用有机肥的使用来刻画农地投资，因为其没有明显的外部性，可以显示私人投资的性质。第(2)列中结果显示，失地风险的增加会显著减少有机肥的使用，但系数并不大。这与以往研究的结论一致(Jacoby 等，2002)，也与前文所得的失地风险显著抑制私人投资的结论一致。与有机肥类似的是，第(4)列和第(5)列展示了将耕地改果园或建大棚的投资项目，这两种投资更接近于私人投资(但有时政府会出于一些其他考虑给予支持)。其估计结果也与有机肥类似。最后，第(3)列改良土壤类的投资与灌溉类相似，其逻辑也基本一致。

表8 农地投资与产权稳定性模型分类结果

六、结论与政策建议

本文使用一套细化到地块层级的微观调查数据，探讨了中国农地制度变迁背景下地权稳定性与农地投资的关系。本文观察到农地投资中的资金来源有多种渠道，农户和外部资金的联合投资占重要比例。在所有类别的投资中，灌溉类投资居于主体，其公共物品属性有别于有机肥投资。此外本文还发现农地产权稳定性由农地调整主导，但与调整经历和持有期限并不重合。

利用地块的“生存周期”，本文首先构建风险分析模型预测失地风险率。结果表明，失地风险呈缓慢上升趋势，但总体处于较低水平，说明农地产权总体上相对稳定。另外，本文以失地风险率代理农地产权稳定性，估计其对农地投资的影响。基本结论是，失地风险显著增加了农地总投资的可能性和强度。按投资主体将投资分为私人投资和公共投资后发现，地权稳定性只是微弱促进私人投资，具体来说，这在有机肥和将耕地改果园或改建大棚的投资项目中得到充分验证；而地权稳定性却会显著抑制公共投资，这一效应主导了其对总投资的抑制效应。灌溉和土壤改良类投资项目的证据佐证了这一结果。可能的解释是，公共投资项目的公共物品性质暗合了强集体产权的支持作用。

结合现阶段的农地政策和现实背景，本文的政策含义具有一定延展性。首先，应快速大幅提高农地投资水平，实现农业现代化和保障粮食。当下农业收入在农民收入来源中占比逐渐降低，加之农户土地经营规模偏下，单独依靠农户自身来优化资源配置、提高投资水平，显然比较吃力。因此，有必要加大直接投资，特别是公共基础设施投资。同时，应加快农地流转市场的发展，以带动更多现代经营主体积极投资农地。其次，如果将产权作为激励投资的政策工具，要着重考虑谁是主要投资主体和投资的性质。现阶段，中国已进入大规模的工业反哺农业阶段，上级政府会调动村庄以外的资源直接投资于村庄内的农地和农业，比如高标准农田建设工程。在这种情况下，农户私人投资和村庄内集体投资的重要性均有所下降。此时，调动农户和村庄利用本地信息参与到项目中，以提高公共投资项目的精准性和实施质量更为紧要。最后，在以往村庄治理中农地产权曾经扮演重要角色，现在其重要性有所下降，以集体地权为抓手凝聚村庄集体行动已越来越不可行。切实提高党支部建设水平应该成为实现德治、法治和自治合一的现代乡村治理的有效途径。