农地确权与农户政治信任：基于中央和基层组织的分析

陈 卓，胡新艳，陈相泼

（1.湖南农业大学 经济学院，湖南 长沙 410125；2.华南农业大学 国家农业制度与发展研究院，广东 广州 510642）

“信”是“治”的必要条件。大量证据表明，政治信任可以转化为可取的社会经济结果[1-3]，关乎国家政权的稳定。鉴于此，政治信任的影响因素一直备受学界关注，已有研究积累分化为两类文献：一类文献强调了文化和市场因素的影响，另一类文献强调了国家公共政策措施的激励影响[4]。中国的公共政策通过“中央政府制定-基层政府落实执行”的方式贯彻实施。因此，有研究关注到农户对不同层级政府政治信任的结构性差异，指出中国农户更信任“抽象”的政府，呈现出与外国“同心圆”模式截然不同的“央强地弱”等级模式[5]。在研究公共政策对农户政治信任影响的文献中，学者们关注到农村低保[6]、精准扶贫[7]，以及新型农村社会养老保险等政策的影响[8]。但是，上述研究仅探究了公共政策“是否”影响农户政治信任，忽视了政策实际实施过程中可能存在“央”“地”不同层级政府间分工、实施程序规范性等问题造成的异质性影响[9]。因此，这些研究无法为公共政策对农户不同层级政治信任产生的影响提供清晰、有效的经验证据和启示。

在面向农村的众多公共政策中，中国政府自2009 年起，耗时十余年推进的农村土地承包经营权确权登记颁证工作（以下简称“农地确权”），不仅拥有明确的实施目标，而且制定了规范的执行程序，为学界在现实背景下观察分析公共政策对农户不同层级政治信任影响、梳理影响机理提供了宝贵机会。更为关键的是，自农地确权实施以来，尽管大量主流文献关注了农地确权在农地流转[10]、农业劳动力转移[11]及农地投资等方面的经济影响效应[12]，但农地权利的外生变化如何影响政治信任，并未得到足够的关注和研究。目前仅查阅到一篇文献，以农地确权为例，基于截面调查数据，将政治信任作为代理变量分析农户响应公共政策的逻辑[13]。由于侧重点不同，该文并未正面回答农地确权对农户政治信任影响的问题。而且，该文利用横截面数据评估政策的影响效应，难以剔除时间趋势和个体特质等产生的内生性问题，易导致政策的因果效应评估出现偏误。此外，学界对于农地确权改革的必要性和重要性一直存在争议。产权经济学派周其仁等提出，完整的现代产权制度是市场有效资源配置的前提条件[14]。与之不同的是，以贺雪峰等为代表的社会学者则认为，农地确权几乎没有什么实际意义，应当慎行[15]。上述争鸣的理论观点，使得研究农地确权究竟如何影响政治信任的研究议题，更具现实价值和学术意义。

鉴于此，本文将农地确权与政治信任联系起来，回答以下问题：农地确权是否影响农户的政治信任水平？其作用机制是什么？对中央政治信任和基层政治信任的影响是否存在差异？进一步地，农地确权执行程序的规范程度，对确权政策的政治信任影响效应是否存在异质性影响？本文可能的边际贡献包括以下两点：第一，理论上，将农地确权的经济影响效应研究，拓展到政治效应问题的研究视野，以期为乡村治理能力现代化这一国家重大命题做出些许贡献。第二，数据和方法使用上的推进展。因缺乏全国性的农地确权跟踪调查公开数据库，本文利用2017-2019年广东省阳山县基于准实验方法获取的农地确权追踪数据，采用广义DID 模型进行分析，加之课题组的专题调查数据在问卷设计中，通过构造更为准确且满足研究要求的问题项来测度核心变量以及关键控制变量，有利于减少测量误差及遗漏变量等原因导致的内生性问题，因而能支持更“干净”的因果识别。

一、理论分析与研究假说

“农地者，民之本也”。从农村内部看，农地是最重要的经济资源，被誉为农户的命根子[16]。这意味着农地产权安排是涉及农户利益分配最为敏感的领域，关乎农户生计。尽管自改革开放以来，国家推动稳定地权以及从两权分离到三权分置的农地制度改革，但是由于基层管理体制不完善[17]、集体农地产权模糊等原因[18]，国家稳定农户地权的政策并未得到有效执行。关于以往国家实施地权政策失败的原因可归纳如下：第一，农地承包合同和承包经营权证书实际发放比例较低，发放不到位的情形普遍存在，导致农地产权模糊，界限不清[10]。第二，颁发的承包经营权证书仅简单对农地所有权和承包经营权予以确认，并未在物权和空间属性上对承包地给予法律上明确的产权界定，只赋予农户对农地的部分转让权[12]。第三，政策未被完全执行，使得以行政性手段主导的农地调整在农地资源分配中反而起着主导作用，不可避免地造成地块不实、四至不清、面积不准等问题[19]。上述问题与农户在农地调整、征用、收益分配等过程中的负面经历叠加，导致因农地引发的冲突和纠纷急剧增多[20]，促使农户对国家地权稳定政策存疑，稳定性预期不足。由《中国农村经营统计管理年报》可知①2006年之前的《中国农村经营统计管理年报》数据暂未获得。，2006-2012 年全国年均农地承包纠纷达195427 件，年均增速达2.4%；2009-2012 年全国年均农地流转纠纷达67654 件，年均增速达2.9%②2006-2008年《中国农村经营统计管理年报》未公布农地流转纠纷数。。上述研究和数据事实表明，农户的地权既未受到切实保护，也未得到清晰界定。也就是说，以往的农地政策未发挥预期的制度绩效。

制度理论认为，公共政策的制度绩效是农户政治信任的重要来源[6-8]。政府和农户间存在着“委托-代理”关系，农户委托政府行使组织管理权力，同时期望获得相应权利和利益。而制度可以减少外部影响，降低政府和农户间的交换成本[21]，政治信任正是这种契约关系得以存续的重要原因。即政治信任是农户认知的政策实施结果与自身期望之间一致性程度的表现。从理性选择的角度而言，农户基于自我利益来形成对政府的态度，因此只对那些提供了有利于自我利益的政治机构表达信任[22]。这意味着农户认知的公共政策绩效是其对政府信任与否的决定因素。换言之，政治信任源于农户对政策制度绩效的理性评估[23]。此外，绩效期望理论表明，政府实施的公共政策若符合农户对其治理绩效的期望值，有助于缩小农户心理预期与客观指标之间的差距，使农户选择信任政府[24]。延续上述理论逻辑，只有当新一轮农地确权能够提升产权强度，强化地权稳定性、明晰性和排他性，促使农户地权权益得到有效保障时，才可能提升其政治信任水平。相较之前几轮产权政策，始于2009 年的新一轮农地确权主要特点如下：

第一，政策推行更加彻底。本轮确权由政府自上而下强力推动[25]，相较村集体或农户自发实施的确权，这种推行方式能够有效保障政策的充分实施，有效避免出现政策无法落地或不了了之的问题。第二，地块权属界定更加清晰。本轮确权要求全面落实承包地块、面积、合同、证书“四到户”，借助无人机、北斗卫星等高精度技术清晰界定农户的地权边界[25]。规定农地确权必须经历收集资料、制作底图；外业调查、内业处理；张榜公示、签印确认、审核颁证等程序。这些实测技术和程序规范，有效避免了地块不实、四至不清、面积不准等问题。第三，地权权属保护更有法制保障。本轮确权建立了完备的信息登记管理和承包经营权证书发放制度[26]。由县（区、市）农村农地承包管理部门将产权信息记载于登记簿后，省级农业主管部门统一印制农村农地承包经营权证书，并加盖县级人民政府印章后颁发到农户。这对村集体形成了有效约束，不允许其推倒重来、打乱重分，更不准许借机调整或收回农户承包地①参见农业农村部、中央农村工作领导小组办公室、财政部、自然资源部、国务院法制办、国家档案局印发《关于认真做好农村农地承包经营权确权登记颁证工作的意见》。，有利于更好地保护农户的地权。

上述特征表明，本轮农地确权从法定赋权角度通过颁发具有正式法律表达的承包经营权证书，以及从事实赋权角度通过外业测绘和内业制图等高精度技术清晰界定地权边界，使农户获得稳定、明晰的地权，提高地权排他性。这些作用使农地确权可能通过降低地权权益的保护成本和提升盘活农地产权收益的途径发挥政策效果，向农户提供坚实的地权权益保障：

第一，农地确权有利于降低地权权益保护成本。颁发地权证书是各国政府实现产权改革的常规途径[27]。本轮确权借助于确权登记颁证，农户的地权通过文字表述明确界定，将分散的信息纳入政府的标准化制度体系，其背后蕴藏的制度逻辑是：地权证书不仅能够提供详实的产权信息，且由于颁证方是国家政府，意味着地权受到正规法律制度强有力的保障。这被普遍认为是农户证明自己地权归属的铁证，不仅有利于其地权安全水平的提高[28]，还能够提升农户对地权的信心和安全感知[10]。此外，在实测基础上厘清承包地“四至”，这有效避免了以往确权过程中，村集体自发组织测绘导致结果与实际情况存在较大误差的现象[25]。便于各方辨认自身的合法正当利益，降低不确定性[29]，使得农户间能够更加准确地识别地权权属，大大降低相互侵犯、篡改地界的可能性。此外，也能有效防止地权被村集体或地方政府干预、侵犯农户地权权益的概率[30]，规避政治权力参与而存在的不确定性[31]，尤其是村集体以行政性手段主导的地权资源分配，从而显著增强农户地权的排他性[32]。总之，本轮确权为农户以法定产权证书为载体建立起了地权权利“划界、对抗和保障”的规则体系，能有效地降低地权权益的保护成本。

第二，农地确权能够提升盘活农地产权收益。在强化农户地权的基础上，农地确权的政策效果还表现为农户盘活地权能力的提升，促使地权收益及其经济价值得到有效释放。一方面，地权稳定、明晰和排他性提升，对于具有农业比较优势的农户而言，有助于避免产权模糊引发的负外部性、公共域和租值耗散等问题[33]，有效遏制农业生产中的矛盾问题，提升农户农地投资激励，稳定农业投资预期，从而有效激活农地的生产要素价值，提升农地地权投资收益。相应地，当地权模糊时，农户间地权矛盾纠纷的潜在风险较高[25]，尤其是相邻农户间的，由此影响农户的生产积极性，降低农业生产效率和收益[34]。另一方面，借助本轮确权颁证，农户地权通过文字表述而明确界定，便于农户掌握、管理和控制资产，并与其他资产建立起联系，在市场中运转，扩大流转交易的范围[35]，而不是局限于其亲属的想象力范围内。一直以来，学界认为中国农地流转市场发育不足的主要原因是：地权不稳定，导致农户离地离农后，失地风险增大。因此，尽管农户拥有非农比较优势，存在较高的非农就业收益，但他们也可能会为避免农地价值的流失而被迫锁定于农业生产中，进行保护性生产[36]。即使流转农地，为保障地权安全，也仅仅局限于流转给亲友邻居。因此，当地权稳定、明晰及其排他性增强，就能赋予产权主体最大限度地在产权约束范围内配置资源以获取最大收益，促进资源向资本转化，推动农地流转交易，扩大农地流转的交易半径、范围和规模，由此盘活原本“僵化”的农地资本[37]，释放农地的财产性功能，为交易主体带来更高的财产性收入。

综上所述，农地确权将从产权强度、产权实施能力两方面形成“赋权强能”的政策效果[38]，从而降低农户产权权益的保护成本，提升盘活农地产权的收益，促使农户认知的地权政策实施结果与其自身期望收益更为一致，由此提升农户的政治信任水平。但是，由于农地确权从制定到实施需要各级政府参与，且影响农户各层级政府政治信任的因素存在明显差异。具体而言，农户对中央政府的信任主要受政策、制度、文化等抽象因素的影响[39]；对基层政府的信任则源于政府代理人的实际表现[39]。因此，需要划分政府层级来讨论农地确权对农户政治信任的影响。

在中央政府层面，由于农户对中央政府的执政动机、能力和决心往往都寄以厚望，这会产生“晕轮效应”[40]，使农户对中央政府做出的行政决定，给予“同情式”的理解和包容。因此，实施惠农型公共政策往往更容易提高农户对中央政府的政治信任。在基层政府层面，农地确权实施过程中，基层政府及基层干部作为政策最终的实施主体，需要与农户进行频繁的接触。这使得农户和基层政府的沟通更加便捷、信息交换更加对称，农户对基层政府的关注度将进一步提升。“接触理论”认为，这种“亲力亲为”的互动接触以及农地确权产生显著的“经济效应”可能会引导农户原有负面观点的正向转化，促使农户认可政府代理人的职能表现，从而提升农户对基层政府的政治信任。由此，提出如下假说：

H1：农地确权能提高农户对中央政府和村组织的政治信任。

H2：农地确权对农户村组织政治信任的提升效果更好。

H3：农地确权主要是通过强化产权权益保障，即降低地权权益的保护成本、提升盘活农地产权收益的途径，提升农户政治信任。

二、研究设计

1.数据来源

本文数据来源于课题组在2017-2019 年对广东省阳山县“村庄-农户”的农地确权追踪调查。该数据库具备如下特点：（1）调查区域的典型性。阳山县是“全国农村综合改革示范试点县”，在农地确权推广上具有一定的示范性，是观察确权政策的“好窗口”。（2）追踪数据的可获得性和针对性。课题组针对农地确权进行的专题调查，有利于设计详细的针对性问项。此外，连续3 年追踪调查形成的面板数据，可以更有效地控制实证模型中因遗漏变量而造成的内生性问题干扰。据了解，已有使用中国劳动力追踪调查（CLDS）、中国家庭金融调查（CHFS）和中国健康与养老追踪调查（CHARLS）等3 个公开数据库进行农地确权的研究，都是以农户“二轮承包土地证书”持有情况等信息，作为农地确权变量。采用这种衡量方式，可能出现农户混淆二轮承包与新一轮农地确权的差异，导致核心解释变量测度出现误差，而且3 个数据库都没有涉及农户政治信任的题项，不能满足本研究需要。

本研究的调查抽样一共经过3 轮，过程如下：首先，从阳山县12 个镇共149 个行政村中，随机抽取80 个行政村；其次，按照经济发展水平，从各样本行政村中随机抽取2 个村民小组；最后，对农户收入水平进行分组，在各样本村民小组中随机抽取10 户农户。实地调查抽取的总样本为80 个行政村中160 个村民小组的1600 户农户。其中，2017 年为基线调查，为尽量避免样本农户因农忙或外出兼业不在家的情况，课题组选取临近春节的1 月份进行一对一的入户访谈调查，共发放1600份农户问卷，回收1590 份有效问卷，问卷回收率为99.38%。课题组于2018 年1 月份针对上述样本农户进行第一轮追踪调查，共回收1463 份农户问卷。2019 年1 月份再次开展第二轮追踪调查，共回收1396 份农户问卷（受居住地迁移等不可抗力因素影响，有214 户样本未连续追访），为保证研究的准确性和可靠性，剔除存在重要信息缺失的问卷，得到有效追访农户1365 户，问卷回收有效率为97.7%①由于部分控制变量存在缺失，采用均值插补和近邻值插补进行了数值填充。，本文将基于这3 年来的追踪数据展开研究。

2.变量设置

（1）被解释变量：政治信任水平。政治信任是指民众对政治体系、政府机构“如何运作”的规范性期望和信心，表现为民众对于政治体系的基本评价与情感导向[41]。已有研究多通过询问民众对政府的信任度来度量民众的政治信任水平[8]。基于此，本文按照“政策颁布—政策执行”的逻辑，选取农户对中央政府和村组织两个层面的政治信任感作为被解释变量。从行政组织体系看，虽然村组织在严格的概念定义上不属于政府机构，但村组织作为确权政策的执行者，负责落实基层政府的政策实施理念。所以，农户对村干部的政治信任水平能够直观地反映农户对基层政府的政治信任水平[6]。

①中央级政治信任②为避免农户无法从概念上区分中央级政治信任和村级政治信任。在询问中央级政治信任问项时，访员需说出引语“请问您对中央政府，即中华人民共和国国务院以及该层级领导人的信任度可以打多少分？请注意，您考虑的打分对象不包含省、市、县级政府等行政机构或村委会这类自治组织。”。农户和中央政府之间的信任建构，主要通过中央政府发布的中央文件、国家政策法规等信息来实现；依据已有研究[13]，从农户对中央政府信任程度的角度衡量农户中央级政治信任。

②村级政治信任③为避免农户无法从概念上区分中央级政治信任和村级政治信任。在询问村级政治信任问项时，访员需说出引语“请问您对村委会以及村干部的信任度可以打多少分？请注意，您考虑的打分对象不包含中央、省市、县级政府等行政机构。”。政府代理人的职能表现是影响农户村级政治信任的关键因素，且农地确权的实施主体为村组织。因此，在政策实施过程中政府代理人对应为村干部。借鉴已有研究[7]，本文从农户对村组织信任程度的角度衡量农户村级政治信任。

（2）核心解释变量：农地确权。参照已有研究[25]，根据农户所在村庄农地确权的政策实施情况度量其是否完成农地确权。若村庄已完成农村农地承包经营权证书颁证工作则视为村庄内农户已全部完成农地确权工作，则对当期及之后所有年份均赋值为1；反之，则赋值为0④此外，这也保证同村农户能够在同一时间获得农地承包经营权证书，从而可以排除同村农户因证书发放时间不同，对其政治信任产生差异化影响。。需要说明的是，利用村庄层面的农地确权实施情况判断农户是否完成农地确权，不仅能够避免农户由于记忆混淆造成的测量误差问题，也更符合现实中以村为单位推进农地确权的情况。

（3）控制变量。参照已有研究[39]，设置农户家庭特征、户主特征和村庄特征等三类控制变量：1）农户家庭特征，包括家庭规模、家庭收入、社会网络、外出务工比等；2）户主特征，包括年龄、教育水平、政治面貌、是否担任村干部等；3）村庄特征，包括村到县城距离和村庄农地规模。所有变量含义和赋值方法见表1。

表1 变量赋值和基本统计量

3.描述性统计分析

从表1 可知，中央级政治信任和村级政治信任均值分别为4.631、4.195，说明受访农户对两级政府具有一定的信任度，而且，中央级政治信任明显高于村级政治信任。这与已有研究的结论是基本一致的[42]。

从表2 可知，确权组和未确权组受访农户中央级、村级政治信任分别为4.676、4.414 和4.587、4.059，均值差异分别为0.088和0.354，且在1%的统计水平上显著。由此可得到初步判断：农地确权实施前后，受访农户的政治信任水平在统计上存在显著差异。

表2 农户政治信任均值的组间差异

4.模型设定

为检验农地确权对农户政治信任的影响，本研究利用村庄间实施农地确权的时间差异，构建广义差分模型：

其中，PoliticalTrustvit代表村庄v的农户i在t期对中央级或村级政治信任。Titlingit是农户i所在村庄v在t期的农地确权情况。若在t期村庄v完成了农村农地承包经营权证书颁证工作，则对t期及之后所有年份均赋值为1；反之，则赋值为0。α表示农地确权的政策效果。Xvit表示村庄v的农户i在t期的控制变量。β表示控制变量对政治信任的影响系数。λi表示个体固定效应，以消除农户层面不随时变遗漏变量的影响。μt是一种缓解宏观因素干扰的时间固定效应。εvit是在村层面聚类的随机误差项，这解释了同一村庄农户间存在的关联性。

此外，为检验农地确权前处理组和对照组的政治信任变化是否保持平行趋势，并评估农地确权对政治信任的动态影响，构建如下模型：

其中，Titlingyrsi是农户i完成获得农地承包经营权证书颁证的年份。I(·)是指示函数，如果其满足t-Titlingyrsi=τ，则等于1；反之，则为0。Treati表示农户i是否被处理，如果在调查期间完成了农地确权，则赋值为1；反之，则赋值为0。τ是年份t与Titlingyrsi之间的时间跨度。由于每年都有农户完成了农地确权，所以最多可以观察到完成农地确权前两期到后两期的情况，即τ的取值范围为-2，-1，0，1，2。其中，τ=-1 被视为基期（在回归中省略）。δτ是关注的系数。其他变量的定义方法与模型（1）相同。

三、实证分析

1.基准模型结果分析：农地确权对农户政治信任的影响

表3是农地确权对农户政治信任影响的回归结果，其中，模型（1）和（3）为仅加入核心解释变量的初步估值结果，模型（2）和（4）为加入控制变量并控制个体固定效应和时间固定效应的结果。“中央级政治信任”回归模型显示，“农地确权”变量均在1%的显著性水平上显示为正，且系数相似，表明农地确权显著提升农户中央级政治信任水平。模型（2）的估计结果表明，农地确权使农户中央政治信任提升了0.142 个单位。“村级政治信任”回归模型显示，“农地确权”变量均在1%的显著性水平上显著为正，且系数相似，表明农地确权对农户村级政治信任具有显著的正向影响。最严格控制的模型（4）的估计结果可知，农地确权使农户的村级政治信任提升了0.215个单位。可见，农地确权显著提升了农户对两级政府的政治信任水平。这与肖唐镖等[39]关于惠农政策影响农户政治信任的研究结论具有一致性。假说H1得到验证。

表3 农地确权对农户政治信任影响N=4095

对比模型（2）和（4）可知，农地确权对农户村级政治信任的提升幅度更大，假说H2得到验证。这一差异性的结论并不难理解。因为农地确权实施过程中，中央政府仅负责政策的宏观把控，而村组织需要负责政策的具体实施，随着政府代理人沟通技巧的提升以及实际工作绩效得到农户认可，农户对政府代理人以及村组织原有的消极观念可能改变，从而更显著提升了村级政治信任水平。这种“逆差序式”的政治信任提升有利于缩小农户村级政治信任与中央级政治信任的差距，改变政治信任“央强地弱”的局面。上述农地确权对于“中央”“村级”政治效应的研究，既是对已有研究集中关注农地确权经济影响研究的拓展，也是对相关公共政策福祉效应研究的学术延伸。

2.作用机制分析

依照前文理论分析的逻辑，借鉴江艇的方法[43]，实证检验“农地确权-产权权益保障-农户政治信任提升”的作用机制，为准确表征产权权益保障的概念，从降低农户产权权益的保护成本、提升盘活农地产权的收益所对应的赋权和强能两方面政策效果，刻画农户的产权权益保障程度。其中，赋权从产权强度的角度选取指标，分别从地权稳定性（根据“您是否认为‘承包地10 年后还是我家的’”进行衡量）、地权明晰性（根据“您家农地与相邻农地的划界标志是否被人为改变过”进行衡量）、地权排他性（根据“村委是否会侵犯您家的农地产权”进行衡量）等3个方面设置二值虚拟变量测度。强能则从农户产权实施能力即农户的生产行为和交易行为两类地权权利配置情况角度分析，分别从使用权配置自由度（根据“您家在农地使用、生产上会与其他村民发生矛盾吗”进行衡量）和交易权配置自由度（根据“您家的农地是否会流转给外村经营主体”进行衡量）等两个方面设置二值虚拟变量测度。

表4 汇报了作用机制检验的结果。Panel A 中，模型（1）“农地确权”变量系数为18.8%，在5%水平上显著，意味着农地确权使农户的产权稳定性认知提升了18.8%。模型（2）“农地确权”变量系数为4.5%，在5%水平上显著，意味着农地确权使农地划界标志被人为改变的几率下降了4.5%。模型（3）“农地确权”变量系数为25.4%，在1%水平上显著，意味着农地确权使村委侵犯农户农地产权的概率下降25.4%。上述结果表明农地确权增强了农户地权的稳定性、明晰性和排他性，即产权强度得到提升。也就是说，农地确权有效降低了农户地权权益的保护成本。Panel B中，模型（1）“农地确权”变量系数为4.3%，且在1%水平上显著，即农地确权使农户在农地使用、生产上与其他村民发生矛盾的概率降低了4.3%。模型（2）“农地确权”变量系数为12.8%，且在1%水平上显著，即农地确权使农户将农地自由流转给外村经营主体的概率提升了12.8%。这两个模型的结果表明，农地确权强化了农户的产权实施能力，提高了其对地权配置的自由度。这也意味着农地确权能帮助农户提升盘活农地产权的收益。

表4 作用机制分析

综合上述结果可知，实证结果与理论分析一致，农地确权会通过强化农户产权权益保障，即降低地权权益的保护成本、提升盘活农地产权收益的途径，影响农户政治信任水平。由此，假说H3得到验证。

3.进一步讨论：确权程序规范性对农户政治信任的影响

写在纸上的政策与实际执行的政策通常并非完全一致。确权政策执行程序的规范性表达了地权收益分配的规则、途径和过程的正当性。这说明，同样是农地确权，但由于政策执行的规范程度不同，可能会产生政治信任水平的异质性影响。因此有必要讨论确权政策实施的规范度如何影响农户的政治信任水平。本文从“政策普及”“填写登记表”“现场指认”3 个环节考察确权程序执行的规范度。这主要基于以下考虑：上述3 个环节都需要农户直接参与，且调查访谈中发现，这3 个环节是农户提及较多且重视的环节。在基准模型的基础上，进一步纳入“农地确权×政府是否清晰解释过农地确权”“农地确权×填写登记表”以及“农地确权份×现场指认”的交互项，考察农地确权程序执行的规范度对农户政治信任水平的影响。

表5 中两组回归结果表明，3 个交互项在模型（4）～（6）中的系数均在1%的统计水平上显著，而在模型（1）～（3）中的系数均不显著。这表明，确权程序执行的规范程度越高，越提升农户的村级政治信任水平，但并不影响中央级政治信任水平。究其原因，可能是规范的确权执行程序满足了农户在政策实施过程中的知情权和参与权，这能够从感知层面强化农地确权在产权强度和产权实施能力上发挥的权益保障效用，进而有益于增强确权政策的政治信任影响效应。因此，确权程序执行得越规范，即农户按照规定参与确权程序，越有利于提升农户政治信任。

表5 农地确权规范性对农户政治信任的影响

确权程序的规范性，不仅可以通过确权程序的参与情况测度，还可以利用农户对确权政策实施质量的评价反馈来刻画。因此，针对上述结论进行一组相应的反事实检验。基于数据可得性，利用2019年的追踪调查中增加的两个问项，即农户对农地确权结果的公平性和确权程序是否公开问题的调查①“确权结果的公平性”变量构造方式如下：“总体而言，您觉得本次农地确权是否是公平的？”（从非常不同意到非常同意，进行1-5级赋值评价）；“确权程序的公开性”变量构造方式如下：“您觉得确权中每轮程序是否是公开公正的？”（从非常不同意到非常同意，进行1-5级赋值评价）。，设置“农地确权×确权结果的公平性”和“农地确权×确权程序的公开性”的交互项，展开验证分析（详见表6）。结果显示，交互项在模型（3）和（4）中的系数分别在1%和5%的统计水平上显著，而在模型（1）和（2）中的系数均不显著。这表明，确权结果越公平，确权程序越公开，越有利于农地确权提升农户的村级政治信任水平。由此进一步印证了农地确权政策实施规范性对于农户村级政治信任水平影响的重要性。

表6 农地确权规范性影响的反事实检验N=4095

四、稳健性检验

1.平行趋势与动态效应分析

DID 模型估计结果有效的前提是满足平行趋势检验。平行趋势假设是指如果没有政策冲击，确权组和未确权组间具有相同的发展趋势，不会随时间而发生系统性差异。借助模型（2）考察农地确权实施前处理组和对照组农户两级政治信任是否满足平行趋势，以及农地确权的政治信任影响是否存在动态效应。表7为平行趋势及动态效应检验的回归结果。模型（1）和（2）分别报告了农地确权对农户中央级和村级政治信任的回归估计。在两个模型中，“-2期×农地确权”变量系数分别为0.055和-0.023，均不具统计显著性。这表明，在确权政策开始实施之前的两个时期，处理组和对照组间的中央级和村级政治信任都没有显著差异，即基准回归模型满足平行趋势假设，计量结果是有效的。

表7 平行趋势检验与动态效应分析N=4095

进一步地，借助“0 期×农地确权”“1 期×农地确权”和“2 期×农地确权”变量的变化情况来考察农地确权对农户政治信任的影响是否存在动态效应。模型（1）中，仅“0期×农地确权”的系数显著为正。这表明农地确权仅在实施当期对农户中央级政治信任产生有效的提升作用，不存在动态效应。模型（2）中，“0 期×农地确权”“1 期×农地确权”和“2 期×农地确权”三个变量系数均显著为正，且数值呈现出递增趋势。这意味着确权政策年份的增加，处理组与控制组在村级政治信任水平上的差异不断扩大，即农地确权对农户村级政治信任的影响存在动态效应。也就是说，确权后农户对村级政治信任评分还会随着时间的推移进一步提高。上述结果也再次验证了基准模型中，农地确权引发的“逆差序式”信任格局变化。

2.随机性问题讨论

基准模型估计结果的有效性和准确性，很大程度依赖于农地确权是否满足随机性原则。一方面是农户不会因为村庄即将实施农地确权而进行选择性地迁移；另一方面是政府不会将农户政治信任特征作为是否实施农地确权的判定依据。前者的干扰因素很容易排除，因为农户的农地承包权基于集体成员权，农户只能通过婚嫁或新生小孩方式获取，否则，即使迁移也无法获得该村的承包地，因此，农户不会因为农地确权而发生迁移。政府实施政策的随机性则对本文构成挑战。为排除这一问题的干扰，本文参照De Janvry 等的研究[27]，以“2017 年确权情况”（“确权”赋值为1，“未确权”赋值为0）为被解释变量，以实施农地确权前（2016年）“中央级政治信任”和“村级政治信任”为核心解释变量，检验确权前的农户政治信任是否会对其获得确权证书产生影响。表8 结果表明，农地是否确权与农户中央级政治信任、村级政治信任之间无关联，满足随机性假设条件。

表8 随机性检验N=1365

为进一步检验随机性检验结果的可靠性，参照已有研究[44]，将样本的农地确权情况进行随机重新分配，进行安慰剂检验。具体包括3 个步骤：首先，根据实际颁发农村农地承包经营权证书的规律随机生成“伪农地确权”变量。变量构造方法如下：基于历年完成确权的村庄数量（3年完成确权的村庄分别为3 个、48 个和86 个），以逐年“不放回”的方式对全部160 个村庄进行随机抽样，构建“伪农地确权”变量。其次，将“伪农地确权”变量放入基准模型替代原农地确权变量进行回归，并记录估计系数。最后，将上述步骤重复2000 次，绘制估计系数的概率密度分布图。图1 中Panel A 和Panel B 分别显示了中央级政治信任和村级政治信任的安慰剂检验结果。由两图结果可知，估计系数的概率密度分布基本集中在0 的左右。这表明，中央级政治信任和村级政治信任的估计系数平均值非常接近于0（与真实值相比）。这不仅验证了随机性检验的可靠性，而且说明农地确权对农户政治信任的影响并非不可观测的遗漏变量引起，基准结果是稳健的。

图1 安慰剂检验

3.潜在遗漏变量

虽然，在基准模型中已尽可能地将潜在影响因素纳入控制变量。但不可否认的是，模型仍可能遗漏了不可观测且随时间变化的变量，进而影响结果的准确性。除农地确权外，其他公共政策也同样可能影响农户政治信任。依据实施方式可将这些政策划分为两类：一类是政府根据规划自上而下主动推行的政策；另一类是农户根据需求自行选择（购买）的政策。已有研究表明，这两类政策均可能对农户政治信任产生影响[6,8]。若考虑了这些政策，农地确权与农户政治信任的因果关系是否存在，值得进一步验证。基于数据可得性，将阳山数据库中包含的上述两类政策（农地征收、农地整合和新型农村社会养老保险）①“农地征收”和“农地整合”分别根据村庄问卷中，村庄征地面积和村庄是否有进行农地并块调整判断。前者赋值方式为：若征地面积大于0，则视为发生了征收，赋值为1；反之，则赋值为0。后者赋值方式为：若村庄进行了农地并块调整，则赋值为1；反之，则赋值为0。“新型农村社会养老保险”根据农户问卷中，户主是否购买新型农村社会养老保险判断，若购买，则赋值为1；反之，则赋值为0。，纳入基准模型。

表9 为控制同期政策冲击的估计结果，模型（1）为中央级政治信任的结果，“农地确权”变量的系数为0.147，在5%水平上显著；模型（2）为村级政治信任的结果，“农地确权”变量的系数为0.245，在1%水平上显著。综合两个模型结果可知，考虑同期发生的其他政策后，农地确权对农户的中央级和村级政治信任依旧产生显著影响，且影响系数与基准回归相似②需要说明的是，除上述两类可能同期发生的政策外，为进一步排除实施农地确权期间，样本区域农户受其他政策或事件的影响。收集整理了课题组三次实地调研的访谈资料以及农地确权实施期间阳山县人民政府公开的所有政务信息，但并未发现其他可能影响农户政治信任的并发政策和事件。。这也证明在考虑潜在遗漏变量问题后，基准回归结果是稳健的。

表9 添加潜在遗漏变量N=4095

4.替换被解释变量

除政治信任外，信任还可表现为人际信任的形式[45]，并在此基础上区分为特殊信任和一般信任[46]。本文中，政治信任是通过主观认知评分的方式刻画。结合信任类型多样化的特征，这可能存在测量误差，即农户可能将多种信任类型混淆，导致回归结果反映的并非确权对政治信任的影响。为排除这一可能存在的问题，本文将农地确权对问卷中收录的其他信任变量进行回归。表10结果表明，农地确权对任意一个非政治信任变量的影响均未通过显著性检验。这些结果从侧面验证了农地确权和政治信任之间因果关系的稳健性。

表10 替换被解释变量N=4095

5.替换计量模型

基准DID 模型默认样本个体满足同质性处理效应的假定。但受多种因素影响，实际上样本个体往往具有不同的处理效应。为保证结果的可靠性，采用Fuzzy-DID 模型估计在异质性处理效应下样本的局部平均处理效应[47]。表11 结果中W_TC估计值分别为0.047 和0.081，且均在1%水平上显著为正。这表明，虽然无法识别整个样本的异质性平均处理效应，但对于处理状态改变的样本而言，样本农户的中央级政治信任和村级政治信任分别提升0.047 和0.081 个单位。因此，政策影响效应在“个体异质”假设条件下依然成立。

表11 异质性处理效应下的局部平均处理效应N=4095

五、研究结论与政策启示

农户的政治信任水平是稳定乡村社会结构的关键要素，更是实现乡村有效治理的微观基础。分析农地确权的政治信任水平效应，有利于帮助社会各界更好地理解“民心从何而来”的问题。本文阐述了农地确权对农户政治信任影响的理论机理，利用广东省阳山县“村庄-农户”农地确权的3 年追踪调查数据，应用广义DID 模型，实证检验了农地确权是否影响、如何影响农户政治信任水平。结果表明：农地确权使农户的中央级政治信任、村级政治信任分别提升0.142 个单位和0.215 个单位。上述结果在考虑平行趋势、样本随机性、控制潜在遗漏变量、替换被解释变量和更换计量模型后依然稳健。机制分析表明，农地确权通过降低地权权益的保护成本、提升盘活农地产权收益两条途径对农户政治信任产生影响。进一步分析发现，农地确权执行规范程度越高，不影响农户的中央级政治信任，但会显著提升其村级政治信任水平。

由此得到政策启示：政府可以通过政策制度的改革完善提升农户的政治信任水平。而且，在评价农地确权的影响效应时，不仅要看到政策在经济层面的影响，而且也应看到其在政治层面的影响，注意到农地确权在提升农户政治信任、强化乡村治理建设等方面所释放的社会价值。本文的研究发现进一步从农地确权所释放的政治信任水平提升角度，为中国实施“颁铁证，确实权”的农地确权制度创新实践探索，提供了新证据，这有利于全面客观评价农地确权的影响效应。本文还发现，全面释放农地确权的政治信任提升效应，应强调确权政策执行的规范性。为保障程序得到规范执行，政府代理人要重视与农户的信息交换，使双方之间形成对称、完全的信息获取关系，确保农户了解政府的行政动机。也要在政策落实时确保农户按照政策执行要求参与其中，维护农户的知情权和参与权。由此，方能强化农户对农地确权制度绩效的感知能力，进一步提升农户政治信任水平。

本研究的调查样本集中在一个县域内，这使得对照组、控制组农户面临更为相似的自然、社会和经济环境，有助于减弱其他因素的干扰。但这无疑也会使得本文的实证结论面临一般性的挑战。从这个角度而言，后续有必要进一步扩大调查区域，通过增加样本的普遍性和多样性，提升研究结论的普适性。此外，农地确权对于政治信任水平提升，究竟会对村庄集体行动、乡村治理有效性等产生何种影响？在多大程度上影响人们的获得感、幸福感和安全感？这些问题都有待进一步的探索分析。