羅明忠 劉 愷 朱文玨

(華南農業(yè)大學 經濟管理學院，廣東 廣州 510642)

一、引言

農地制度作為農村經濟制度體系和農業(yè)發(fā)展的基礎制度，一直是中國農村變革最本原的核心問題。家庭聯產承包責任制的實施，實現了土地所有權與承包經營權的“兩權分離”，滿足了農戶對土地經營的真實權利訴求，推動了資源配置效率的改善。但是，農村土地“二輪承包”以來一直面臨耕地分布條塊小型化、產權模糊化、承包預期不穩(wěn)定以及行使權能不明確等難題，并可能帶來“公地的悲劇”，一定程度上約束了農戶對農地產權的處置能力，如農地流轉不暢、農地抵押權喪失、科學種田難以引入等。新形勢要求對農村土地權利配置進行新一輪改革，必須通過確權以提升農地產權明晰度，增強農戶對產權的排他性，賦予產權交易靈活性，以增強農民對農地資產價值屬性的處置能力(羅必良 等，2014)，保護農民的根本利益。進入新世紀以來，中國一直在探索新一輪的農地確權改革，并于2013年正式提出實行農地“三權分置”，全面推進農地確權工作。

產權制度的變革必定引發(fā)相關主體的相機抉擇，而且不同的產權界定方式隱含的效應存在差異。隨著農地確權政策的頒布、試點及全面實施，其政策效應成為社會各界普遍關注的熱點問題，研究范圍漸漸超出了對農戶權利問題的討論，發(fā)散至農地確權對農村、農業(yè)生產、交易領域的影響，包括而不僅限于新一輪確權對農地流轉(劉玥汐 等，2016；胡新艷 等，2016；付江濤 等，2016；程令國 等，2016)、農業(yè)生產投資(黃季焜 等，2012；Besley，1995)、農業(yè)縱向專業(yè)化分工(陳昭玖 等，2016)以及農村金融(彭魏倬加 等，2016)的影響等。既有文獻大多期望闡明并證明新一輪農地確權可能導致的一系列有利于農村、農民及農業(yè)發(fā)展的變化。需要正視的是，農地確權對農村要素市場的影響，是農戶基于對產權制度安排的感知和響應派生的，原有的分析可能更偏重于實證的考量而弱化了對農戶行為的內在邏輯分析。

事實上，農地確權推進的不同階段，農戶的土地安全性感知程度不一，其感知與行為響應可能存在差異，進而形成差異化的農地運作方式。尤其是在產權界定及變更的過程中，當農地初始賦權方式為農地制度植入了按國家意圖“變更”的基因時，對農民而言，就意味著農地產權的弱化與調整(李尚蒲 等，2015)。而且，無論是農地的第一輪承包、第二輪承包，還是如今的新一輪農地確權，均是通過行政落實而非市場交易的方式進行，并依據相關法律和政策賦予集體對農地產權進行界定、調整的權力和運作空間。集體權力由個體成員權構筑，當政策變動以致農地出現調整契機時，村集體中的農戶就被賦予了對地權重新調整界定的談判權力，可能引發(fā)農戶基于談判能力的產權爭奪。

可見，新一輪農地確權是中國農村土地制度乃至農村政策的一項重大變革和創(chuàng)新，從長期看必然有利于穩(wěn)定農戶的未來預期。但是，確權在推進過程中也可能出現農地產權歸屬的階段性不穩(wěn)定問題，引發(fā)農戶間的權利爭奪，產生高昂的產權界定費用。本文將著重考察在新一輪農地確權推進過程中農戶的土地產權保護行為。

二、產權保護：策略與手段

所謂農地確權，主要包括三方面含義：一是空間四至上的明確，包括地理位置，邊界范圍；二是期限上的明確，土地承包關系長久不變；三是權能上的明確，涵蓋經營權、收益權、流轉權和抵押權等。可見，此次農地確權改革本質是國家以法律形式對農地產權在各個維度上的界定，確權所界定的產權分配及其伴隨利益難以再調整，可能引發(fā)農戶間的產權保護與爭奪，進而導致農戶相機抉擇并作出行為轉變。

(一)產權界定方式與租值耗散

長期以來，中國實行的農村土地家庭聯產承包責任制基本上遵循天賦地權法則，采取集體中成員均分。農地“均分”的制度基因根深蒂固，且土地承包經營權的調整,絕大多數是在人地關系發(fā)生變動后對要素分配不平等的響應。然而，農地確權的本質是對農地產權的再次界定或法律認定。這種通過非市場機制配置產權、進行產權界定的制度政策，必然引致租值耗散*租值耗散是指競爭使用資源導致資源的價值下降或消失。(Cheung，1974；Barzel，1974)。

按照現行農地確權政策，農戶對農地承包權的界定權利再次落至村級集體層面，且承包權不允許以市場方式按照價高者得進行，而是由農戶共同協商談判而定。由此，作為“理性經濟人”的農戶都希望處于產權界定中的優(yōu)勢地位，以獲得數量更多、質量更好的農地承包權。與此同時，一方面，農地確權在產權界定中存在成員資格難以界定、確權時點難以界定、人戶關系難以處理等問題，相當于賦予了確權主體極大的運作空間(高強 等，2016)；另一方面，確權過后，村集體組織對農地承包權的調控受到約束，農戶間的農地承包權調整預期變得更加艱難或不復存在。由此，農地確權很可能將農村原本處在“休眠狀態(tài)”的隱性矛盾顯性化，使得利益矛盾激化，并可能演化成為一場農戶之間的權利爭奪，此時農戶的談判能力就成為其保護自身產權的關鍵?？梢姡r地確權的實施，打開了農地調整的機會窗口，可能導致農戶間出現土地產權爭奪與保護行為，并帶來租值耗散。

(二)產權保護中的行為抉擇

產權保護也即構筑產權的排他性行為，排他性強度來源于個人(行為主體)的行為能力、利益關聯體的支持(比如家族、村莊、社區(qū))、社會道義以及法律援助和政府支持，且三者對產權強度的施加在一定條件下是可以相互補充與替代的。如15世紀末至18世紀的英國圈地運動，地主貴族通過暴力手段將農民土地圈占后，借助《公有地圍圈法》的頒布實施，將圈地強占行為合法化，以國家機器保護圈得的農地。可見，一個產權主體的排他能力，不僅取決于其自身的稟賦和能力，而且還取決于相關利益者的稟賦和能力。產權主體的行為能力對于產權的實施具有重要的行為發(fā)生學意義。當法律和社會賦予的排他力量被弱化時，主體的談判能力(行為能力)以及所在村落的認同則成為產權界定中權利保護的關鍵力量。提升談判能力的可能手段：一是以“保全”為基礎的產權在位控制與實施，二是行為主體的“強力”支撐。

產權在位控制與實施：“棄耕”到“復耕”。在產權不穩(wěn)定的情境下，農地的排他性被弱化，他人實施產權侵占的成本下降，特別是在農地承包經營權出現可能的調整節(jié)點時，農地產權從法律賦權上獲得的排他能力減弱，村集體所提供的排他能力又不具備強制性，此時，農戶對農地的在位控制與實施則直接影響其在新一輪農地產權界定時的談判能力與競爭優(yōu)勢。農戶可以通過對農地的在位控制即耕作進行產權宣示，憑此增強社會和集體的認同，以提高競爭方爭奪產權的代價，進而將競爭對手剔除，最終獲得法律層面的賦權。在產權不明確的情況下，一個實施“棄耕”行為的農戶，在產權重新界定時其談判能力將可能被打折扣，集體的認同相對降低，此時潛在競爭對手則可能通過低成本運作而奪取被原承包主體“拋荒”的農地，故“棄耕”將增加“失地”的可能性。于農戶而言，“棄耕”與“失地”有著本質上差別，前者指的是有地不種，農地承包權是保留的，后者指的是農地承包權被剝奪，即是易主的。出于擔心農地拋荒后被“收回”，或害怕權屬不清晰的部分會被其他農戶“侵占”，導致“棄耕”變成“失地”，一些農戶就可能選擇承擔一定的排他成本，即承擔一定的控制與行使成本以增強談判能力，獲得在重新界定產權時的比較競爭優(yōu)勢，從而達到維護自身農地權益的目的。由此，一個在農地確權前對其承包地棄耕的農戶，在確權完成前的實施階段，就可能寧愿承擔經營農地(復耕)所帶來的低利潤甚至是負利潤，也不愿意“拋荒”農地(羅明忠 等，2017b)。此時，“耕作”則成為農戶對其農地產權維護的重要方式之一。

構筑談判主體的“強力”。以“保全”為基礎的“復耕”行為是實現產權在位控制與行使的策略性手段，但其并不足以實現產權的完全保護。因為在集體產權界定過程中，談判主體的“強力”，如人數的多寡、聲音的大小、暴力的強弱等，也發(fā)揮著不可忽視的作用，較大的“強力”甚至可推翻“保全”下的產權控制。需要指出的是，“強力”不僅指行為主體直接傷害對方的能力，也包括社會規(guī)范和法律建立起來之后，能夠援用的第三方力量(曹正漢，2008)。因此，構筑與提升行為主體的“強力”也是農戶增強在確權實施中談判能力的重要手段，可能的表現形式是，在確權界定談判階段，家庭中外出務工勞動力的回流或者通過對具有話事權的主體進行“尋租”。

(三)產權保護的成本

產權保護是需要付出成本的。農地確權引發(fā)的農地資源權利爭奪及保護實際上是農戶間基于成本收益比較的博弈行為，其蘊含的基本邏輯是：當市價作為決定競爭勝負的準則被壓制，但競爭依然存在時，那么其他替代市價的爭奪準則會出現(張五常，2014)。但是，通過非市場的準則爭奪資源的產權需要投入有價值的資源，當爭奪資源所耗費的價值等于所爭奪資源價值，爭奪行為才會停止，此時所爭奪資源價值被耗散，由此付出的代價則是產權安排的制度費用。正如Coase(1960)“牛麥”一例，對于農夫來講，若養(yǎng)牛者不需要對走失的牛所造成的谷物損壞承擔責任，那么農夫要保護谷物不受損壞則需要付出建造柵欄的成本，而且僅當建造柵欄的成本小于谷物的損失時，建造柵欄才具有意義，此時柵欄的建造成本即是該制度安排下形成的費用。

面對長久持有農地承包權的利誘，農戶愿意承擔一定的成本以增強其排他能力和談判能力，以保全甚至爭奪更多、更好的農地承包權。這種農戶之間的行為模式逐漸演化成為一種替代市價的競爭方式，有能力且愿意承擔較高成本的農戶成為產權爭奪中的優(yōu)勢方，反之則為劣勢方，爭奪、保全成本則成為市價的替代，需要付出的成本將逐漸耗散農地產權價值。同時，農戶的策略選擇無疑是基于成本最小化和排他能力、談判能力最大化考量后的結果，可能的選擇一是低成本粗放經營甚至只是把農地翻轉不至于野草眾生或者在農地四至“圍一圈”排他性作物等，二是農村勞動力在產權談判期間的臨時性回流。此時，農戶的“復耕”行為和“回流”行為并不是一種農業(yè)生產經營性行為，而是一種基于產權保護需要的臨時性行為，是有針對性提高排他能力和談判能力的措施。

可見，在確權過程中，農戶會衍生系列基于農地產權保護的相機行為抉擇，包括“復耕”、“構筑強力”等。由于“強力”等因素存在短期性、即時性特征，并且農戶會相對隱瞞實情，故其難以被觀測。相比之下，農地耕作存在季節(jié)性、周期性以及連續(xù)性特征，更易于被觀測。本文實證部分重點是檢驗在新一輪農地確權過程中，農戶對農地的在位控制，即檢驗確權過程中農戶存在的“復耕”行為：第一步，檢驗確權過程中農戶是否存在“復耕”行為，具體為對比新一輪農地確權前后的農戶農地耕作率、流轉率和拋荒率的變化，若耕作率提升、拋荒率降低，則可證明農戶“復耕”行為的存在；第二步，檢驗農戶的“復耕”行為是否伴隨著粗放經營特征，具體表現為較少的人力投入、農機投入、肥力投入、種苗投入等，而且由于確權前農地一直處于被棄耕狀態(tài)，故粗放經營還可能表現為“復耕”農地的質量較差及耕作的分散化特征。

三、數據來源、變量選擇與研究方法

(一)數據來源

本文數據源于國家自然科學基金重點項目群項目“農村土地與相關要素市場培育與改革研究”和教育部創(chuàng)新團隊發(fā)展?jié)L動支持計劃項目“中國農村基本經營制度”2014年底所做的農戶問卷調查。問卷調查采取系統(tǒng)抽樣方法，選取廣東、貴州、河南、江蘇、江西、遼寧、寧夏、山西、四川9個省區(qū)作為調研區(qū)域，由課題組成員一對一對農戶發(fā)放并回收調查問卷。針對本文研究目的，選取于2014年末農地確權登記進展較快、試點范圍較廣的山西(2014年底完成試點地區(qū)確權登記)*山西省人民政府辦公廳，《山西省2014年農村土地承包經營權確權登記頒證試點工作方案》，2014年4月18日。、河南(2014年年內完成試點地區(qū)確權登記)*河南省人民政府辦公廳，《河南省人民政府辦公廳關于開展農村土地承包經營權確權登記頒證試點工作的意見》，2014年8月12日。和四川(2013年底完成試點地區(qū)確權登記)*四川省農業(yè)廳，《四川省農村土地承包經營權確權登記試點工作方案(試行)》，2012年8月23日。3個省的調查樣本作為本文實證研究的數據來源，剔除數據缺失和作答傾向固定等無效問卷，最終獲得符合本選題要求的有效問卷645份，其中，山西、河南和四川三個省的樣本量分別為201戶、230戶和214戶，確權比例分別為53.7%、26.5%和52.3%。

(二)變量選擇與測度

1.被解釋變量

(1)農地處置行為。選取農地拋荒率、流轉率和耕作率作為觀察農戶“復耕”行為的被解釋變量，拋荒率、流轉率與耕作率三者之和為100%(表1)。

(2)經營特征。選取農戶家庭勞動力的務農率、兼業(yè)率、本縣就業(yè)率、本省外縣就業(yè)率以及外省就業(yè)率作為檢驗農地經營的人力特征，務農率、兼業(yè)率、本縣就業(yè)率、本省外縣就業(yè)率與外省就業(yè)率之和為100%(表1)。選取農機使用率檢驗農地經營的資本特征，選取農地肥力、灌溉條件檢驗農地經營的質量特征。選取農地耕地塊數檢驗經營細碎化特征。

2.解釋變量

選取“是否確權”作為關鍵變量。由數據來源可以看出，在調研期內，山西和河南的樣本處于確權期間，而四川的樣本亦僅處于確權后一年期間，并不足以使得政策效果完全顯現，故可將其均視為處于確權實施階段。同時根據既有研究提煉出影響農地處置行為、農業(yè)經營行為的因素作為控制變量，共分類為四個維度：

表1 變量選擇與測度(N=645)

(1)人力資本狀況。包括“家庭勞動力總數”、“純務農勞動力人數”、 “高中及以上勞動力比重”、“農業(yè)技術培訓”、“非農技術培訓”以及“外出務工經歷”(羅明忠 等，2015b)。

(2)社會資本狀況。包括社會資本廣度方面的“是否村里的大姓”、“親朋好友多寡”及社會資本深度方面的“家庭中黨員人數”、“親戚中本村干部人數”、“親戚中村以外干部人數” (蘇小松 等，2013；衛(wèi)龍寶 等，2014；牛曉冬 等，2015；蔣乃華 等，2007;羅明忠 等，2015a)。

(3)經濟資本狀況。包括“家庭總收入”和“農業(yè)收入占比” (劉艷 等，2008；牛曉冬 等，2015)。

(4)農業(yè)經營特征。包括“農地質量”、“農地細碎化程度”、“農地稟賦效應*稟賦效應即放棄該物品所愿意接受的價格(WTA)與未擁有該物品的人購買這一物品愿意支付的價格(WTP)的比值(Thaler，1980)?！?、“農地重視程度”以及“農業(yè)生產外包”(張成玉，2011；鐘文晶 等，2013；鐘文晶，2013)，見表2。

(三)研究方法

(1)分數響應模型(Fractional Response Models)。由Papke et al.(1996)提出，適合擬極大似然的分數階多項式模型，每個被解釋變量為介于 0 和 1 的變量，多個被解釋變量之和必須為100%。本文所設置的衡量農地處置行為和勞動力配置的變量均為分數形式，適用于該模型。

(2)傾向值匹配分析(Propensity Score Matching，簡稱PSM)。由Rosenbaum et al.(1983)創(chuàng)立，適合抽樣樣本數據的因果推斷(郭申陽 等，2012)，該方法主要分為三個步驟：首先，尋找最佳的協變量，消除干預組和控制組之間在選擇變量以外的差異；然后，通過估計logistic或者probit回歸模型計算傾向值，傾向值接近的干預組成員和控制組成員被視為具有可比性；最后，根據傾向得分進行匹配，并計算干預效應。該方法適用于檢驗分析確權政策的系列影響。

四、實證檢驗結果與分析

(一)確權與農戶“復耕”行為

分數響應模型實證結果如表2所示。

表2 分數響應模型結果

注：***表示p<0.01；**表示p<0.05；*表示p<0.10。在家庭勞動力配置的分數回歸中，由于“家庭純務農勞動力” “農業(yè)收入比重”是被解釋變量的強相關內生變量，故不作為解釋變量輸入。

在該模型中，輸入被解釋變量家庭農地處置與家庭勞動力配置，關鍵解釋變量確權以及控制變量。結果顯示，確權對家庭農地處置具有顯著影響，具體而言，以拋荒率為參照，確權對于農地流轉率影響未通過顯著性檢驗，而對農地耕作率具有正向影響，且在5%的統(tǒng)計水平下顯著。由于三者之間是相互替代關系，該結果可以理解為農地確權實施階段，農戶的耕作率上升是由于拋荒率下降而致，亦說明確權實施階段農地拋荒率的降低是源于農地耕作率的上升(若以耕作率為參照，確權對農地拋荒率具有顯著負向影響)。

在多元回歸模型中(表3)，輸入被解釋變量土壤肥力、灌溉條件、農地細碎化程度和農機使用程度，關鍵解釋變量確權以及控制變量。結果顯示，確權對土壤肥力、灌溉條件、農機使用程度具有顯著負向作用，在10%的統(tǒng)計水平上顯著；確權對農地細碎化程度具有顯著正向影響，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。

表3 多元回歸模型結果(N=645)

注：645個樣本中有514戶會采用農機進行耕作。***表示p<0.01；**表示p<0.05；*表示p<0.10。

(二)傾向性得分匹配：確權與農地“復耕”行為及其粗放經營特征的因果關系

將研究對象分為兩組：已確權的農戶以及未確權的農戶。此二分變量定義了研究中的干預條件：已確權的干預組相對于未確權的控制組。為了評估ATT(干預效應)，必須根據不同被解釋變量控制多個協變量(與上文相同)，以找出已確權組與未確權組中特征最相近的成員進行匹配。

利用最近鄰匹配法，以確權對農地處置行為為例，進行傾向性得分匹配，圖1中(a)、(b)分別為已確權組(干預組)和未確權組(控制組)的PS值匹配前后的核密度?？梢姡鄬ζヅ淝?，匹配后的兩組樣本傾向得分的概率分布更為接近，更符合正態(tài)分布，說明兩組樣本各方面特征更為相似，匹配效果較佳。對匹配后的干預組和控制組樣本進行平衡性檢驗，匹配后干預組和控制組在協變量上均不存在顯著差異，即兩組具有相同的傾向特征，平衡性檢驗得到通過*限于篇幅，不列表詳述。。

估計樣本的平均干預效應(ATT)。結果顯示(表4)，匹配后，在農地處置行為方面，農地確權對拋荒率的干預效應為負向，對耕作率的干預效應為正向，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著，但確權對農地流轉的干預效應均沒有通過顯著性檢驗；在農地經營方式方面，確權的干預效應對于土壤肥力、灌溉條件、農機使用程度及使用農機來源具有負向作用，且均在10%的統(tǒng)計水平上顯著，對于農地細碎化程度具有正向作用，在10%的統(tǒng)計水平上顯著。

(a)匹配前

(b)匹配后

表4 傾向匹配后的農地確權干預效應

注：***表示p<0.01；**表示p<0.05；*表示p<0.10。

(三)實證檢驗結果分析

(1)確權對農戶的農地處置行為影響顯著。從表4可見，在傾向匹配后，已確權農戶的拋荒率相比未確權的農戶低4.08%,而已確權農戶的耕作率高于未確權農戶6.89%，均通過10%統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗。但已確權農戶和未確權農戶在流轉率上僅存在2.78%的差異，且沒有通過顯著性檢驗。在三者是相互替代關系的前提下，從數據結果上可以推導，當確權實施與否并不影響流轉率時，已確權農戶拋荒率的降低是源于其耕作率的提高，說明農地確權導致了農戶的“復耕”行為。如前文所述，農地確權會觸發(fā)農戶階段性的產權保護行為，為維護或取得其在產權談判時的優(yōu)勢地位，進而實施事實上或形式上的復耕。農戶試圖通過對產權的事實占有，強化集體對自身產權的認同程度，并最終通過確權政策上升為法律層面的權利賦予。

(2)在勞動力要素投入方面，確權對農戶家庭勞動力就業(yè)配置的影響未通過顯著性檢驗。表明就目前情況看，確權的實施并沒有促使農戶增加對農業(yè)生產的勞動力投入。耕作率的上升并沒有伴隨相應勞動力配置的增加，在技術、其他要素投入不變的條件下，可推斷農戶的“復耕”行為并不是以生產盈利為目的。但相關研究卻證明，農地確權對農村勞動力配置會產生影響(Deininger et al.，2011；Chankrajang，2015；De Janvry et al.，2015；Chernina et al.，2010)。因此，中國新一輪的農地確權對農村勞動力配置的影響還有待進一步收集更多的事實加以驗證。

(3)在農地要素投入方面，相對于未確權農戶，確權農戶的整體土壤肥力較差、灌溉條件較差、農地細碎化程度更嚴重。從產權保護視角，在產權重新界定情境下，即便是以往被農戶“棄耕”的質量較差或“插花零碎”農地，同樣存在施加排他性耕作的必要性，這部分耕地的“復耕”則會拖累確權后耕作農地的整體質量并導致農戶耕作土地的進一步細碎化*當然，有些地方比如廣東清遠市陽山縣采取“先置換整合再確權”的農地確權模式，明確規(guī)定，原則上每個農戶家的承包耕地為1～2塊，則達到了破解農地經營細碎化的正向效應(羅明忠 等，2017a)。。

(4)在農機要素投入方面，確權農戶的農機使用程度(即農機使用率)整體更低。究其原因可能是，確權前“棄耕”、確權實施時階段性“復耕”的這部分新增農戶的農機使用程度顯著偏低。從產權保護視角，出于保護自身產權的復耕，必然以增強農地的排他性而非收益性為目標，在該目標作用下必然盡可能減少農地經營投入，包括要素量的投入與要素質的投入。即農戶不會因為臨時性的耕種需求而大量增加投入使用農機設備。

可見，在新一輪農地確權階段，農戶確實存在“復耕”行為，但農戶“復耕”行為的發(fā)生不僅沒有帶來其家庭勞動力配置結構的改變，還伴隨農地整體經營質量降低以及農機使用率的下降，粗放型經營特征明顯。在技術條件不變的條件下，新一輪農地確權階段的農戶“復耕”行為并不是一種長期的生產經營決策行為，而是出于產權保護的臨時性策略選擇結果，其必然具有低成本、低投入及短期性的行為特征。

五、結論與進一步討論

在新一輪農地確權實施階段，農戶面臨著農地產權不穩(wěn)定問題，出于農地產權保護目的，農戶必然會采取相機行為決策，并同時伴隨資源的耗散。其中，在確權過程，將已經拋荒的農地“復耕”是一種重要的產權保護手段，用以提升確權過程中的談判能力，構筑產權界定中的優(yōu)勢地位?；趤碜运拇?、河南和山西3個省645個農戶的系統(tǒng)抽樣問卷調查數據，采用分數回歸模型、多元回歸模型和傾向性得分匹配法進行實證檢驗，結果顯示，新一輪農地確權實施階段，農戶的“復耕”行為確實存在，但其不僅沒有誘致人力投入增加，還伴隨較差的農地質量和較低的農機使用率?？梢?，新一輪農地確權實施階段的農戶“復耕”行為，顯示出粗放型、短期性的經營特征，因此，這種“復耕”更多的是一種產權保護的臨時性抉擇，而非長期性的經營決策行為。

農戶粗放型、短期性、形式化的“復耕”行為，究其實質是由產權變遷所引致的租值耗散。那么進一步延伸，在農地確權當中，制度變遷的費用就不僅包括政府承擔的土地丈量、登記、頒證費用，還應包括村集體為說服或強迫確權政策的反對者或阻撓者接受制度的變遷所付出的代價，以及村集體、農戶在確權的產權界定過程中，進行談判所耗費的人力物力?？梢?，農地確權政策的實施成本需要政府、村集體和農戶三者共同承擔。但對于農地確權是否具有經濟性，所付出的制度費用是否能在較大幅度上提升資源的配置效率，即其是否達到帕累托改進，不同局限條件下具有不同的結論。換言之，一項政策或一個措施實施的成敗具有極強的情景依賴性，尤其是在我國這種地域特征、地形特征、氣候特征以及人文特征差異如此之大的國度，全國范圍內推行的政策措施必定引致差異化的政策效應，并必定由產權主體的行為改變進行傳導。

農地確權政策實施完成之后，農戶產權處置行為很可能再次發(fā)生改變，并且這種改變會根據局限條件的差異而不同。由于確權實施階段的復耕行為是一種產權保護的臨時性選擇，一旦農地確權工作完成，農戶預期農地產權得到確認，農戶需要承擔的農地產權保護成本將迅速下降。

一方面，在農戶務農行為能力不變的前提下，確權階段基于產權保護的復耕決策行為將可能轉變?yōu)檗r地流轉或二次棄耕，主要取決于農地流轉市場的交易運作費用。如果農地制度及其相關配套制度的變革有利于農地市場發(fā)育，助推農地流轉交易效率提升，農戶實施農地流轉所需承擔的交易運作費用更低，就可能會有更多的農戶傾向于將農地流轉，以獲得農地的財產性收益。否則，必須警惕確權之后，農戶對其承包農地再次拋荒。另一方面，確權使得農地產權權屬更加穩(wěn)定、位置更加清晰、期限更加長久，降低了農戶在農地上進行長期投資的風險，可能激勵農戶加大農業(yè)固定資產投資。在這種情境下，農業(yè)生產效率提升，農戶的務農收益增加，此時復耕由產權保護行為轉變?yōu)檗r業(yè)生產經營行為，短暫性復耕將轉變?yōu)殚L期耕種。可見，確權過后農戶決策行為將因行為能力、交易費用以及市場環(huán)境的局限差異而產生不同變化，這將成為下一步研究的一個重要方向。

參考文獻：

曹正漢. 2008. 產權的社會建構邏輯：從博弈論的觀點評中國社會學家的產權研究[J]. 社會學研究(1):200-216.

陳昭玖,胡雯. 2016. 農地確權、交易裝置與農戶生產環(huán)節(jié)外包:基于“斯密—楊格”定理的分工演化邏輯[J]. 農業(yè)經濟問題(8):16-24,110.

程令國,張曄,劉志彪. 2016. 農地確權促進了中國農村土地的流轉嗎[J]. 管理世界(1):88-98.

付江濤,紀月清,胡浩. 2016. 新一輪承包地確權登記頒證是否促進了農戶的土地流轉:來自江蘇省3縣(市、區(qū))的經驗證據[J]. 南京農業(yè)大學學報(社會科學版)(1):105-113,165.

高強,張琛. 2016. 確權確股不確地的理論內涵、制度約束與對策建議:基于廣東省珠三角兩區(qū)一市的案例分析[J]. 經濟學家(7):32-40.

郭申陽,弗雷澤. 2012. 傾向值分析:統(tǒng)計方法與應用[M]. 郭志剛，巫錫煒,譯. 重慶：重慶大學出版社.

胡新艷,羅必良. 2016. 新一輪農地確權與促進流轉:粵贛證據[J]. 改革(4):85-94.

黃季煜,冀縣卿. 2012. 農地使用權確權與農戶對農地的長期投資[J]. 管理世界(9):76-81,99.

蔣乃華,卞智勇. 2007. 社會資本對農村勞動力非農就業(yè)的影響:來自江蘇的實證[J]. 管理世界(12):158-159.

李尚蒲,羅必良. 2015. 農地調整的內在機理及其影響因素分析[J]. 中國農村經濟(3):18-33.

劉艷,韓紅. 2008. 農民收入與農地使用權流轉的相關性分析[J]. 財經問題研究(4):12-17.

劉玥汐,許恒周. 2016. 農地確權對農村土地流轉的影響研究:基于農民分化的視角[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境(5):25-29.

羅必良,李玉勤. 2014. 農業(yè)經營制度:制度底線、性質辨識與創(chuàng)新空間——基于“農村家庭經營制度研討會”的思考[J]. 農業(yè)經濟問題(1):8-18.

羅明忠,劉愷. 2015a. 農村勞動力轉移就業(yè)能力對農地流轉影響的實證分析[J]. 廣東財經大學學報(2):73-84.

羅明忠,劉愷. 2017a. 交易費用約束下的農地整合與確權制度空間:廣東省陽山縣升平村農地確權模式的思考[J]. 貴州社會科學(6):121-127.

羅明忠,劉愷,朱文玨. 2017b. 確權減少了農地拋荒嗎:源自川、豫、晉三省農戶問卷調查的PSM實證分析[J]. 農業(yè)技術經濟(2):15-27.

羅明忠,陶志. 2015b. 農村勞動力轉移就業(yè)能力對其就業(yè)質量影響實證分析[J]. 農村經濟(8):114-119.

牛曉冬,羅劍朝,牛曉琴. 2015. 不同收入水平農戶參與農地承包經營權抵押融資意愿分析:基于陜西、寧夏農戶調查數據驗證[J]. 經濟理論與經濟管理(9):101-112.

彭魏倬加,李中. 2016. 農村土地確權與農村金融發(fā)展關系:基于湖南縣域的實證研究[J]. 經濟地理(7):160-166.

蘇小松,何廣文. 2013. 農戶社會資本對農業(yè)生產效率的影響分析:基于山東省高青縣的農戶調查數據[J]. 農業(yè)技術經濟(10):64-72.

衛(wèi)龍寶,李靜. 2014. 農業(yè)產業(yè)集群內社會資本和人力資本對農民收入的影響:基于安徽省茶葉產業(yè)集群的微觀數據[J]. 農業(yè)經濟問題(12):41-47.

張成玉. 2011. 農地質量對農戶流轉意愿影響的實證研究:以河南省嵩縣為例[J]. 農業(yè)技術經濟(8):72-79.

張五常. 2014. 經濟解釋(卷4)：制度的選擇[M]. 北京：中信出版社.

鐘文晶. 2013. 稟賦效應、認知幻覺與交易費用:來自廣東省農地經營權流轉的農戶問卷[J]. 南方經濟(3):13-22.

鐘文晶,羅必良. 2013. 稟賦效應、產權強度與農地流轉抑制:基于廣東省的實證分析[J]. 農業(yè)經濟問題(3):6-16，110.

BARZEL Y. 1974. A theory of rationing by waiting [J]. Journal of Law and Economics, 17(1):73-96.

BESLEY T. 1995. Property rights and investment incentives: theory and evidence from Ghana [J]. Journal of Political Economy, 103(5):903-937.

CHANKRAJANG T. 2015. Partial land rights and agricultural outcomes: evidence from Thailand [J]. Land Economics, 91(1):126-148.

CHERNINA E, DOWER P C, MARKEVICH A. 2010. Property rights, land liquidity and internal migration [J]. Journal of Development Economics, 110:191-215.

CHEUNG S N S. 1974. A theory of price control [J]. Journal of Law and Economics, 17(1):53-71.

COASE R H. 1960. The problem of social choice [J]. Journal of Law and Economics, 3(1):1-44.

DE ININGER K, ALI D A, ALEMU T. 2011. Impacts of land certification on tenure security, investment, and land market participation: evidence from Ethiopia [J]. Land Economics, 87(2):312-334.

DEJANVRY A, EMERICK K, GONZALEZNAVARRO M, et al. 2015. Delinking land rights from land use: certification and migration in Mexico [J]. American Economic Review, 105(10):3125-3149.

PAPKE L E, WOOLDRIDGE J M. 1996. Econometric methods for fractional response variables with an application to 401 (k) plan participation rates [J]. Journal of Applied Econometrics, 11(6):619-632.

ROSENBAUM P R, RUBIN D B. 1983. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects [J]. Biometrika, 70(1):41-55.

THALER R. 1980. Toward a positive theory of consumer choice [J]. Journal of Economic Behavior and Organization, 1(1):39-60.