陳 卓，胡新艷，陳相潑

（1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410125；2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 國家農(nóng)業(yè)制度與發(fā)展研究院，廣東 廣州 510642）

“信”是“治”的必要條件。大量證據(jù)表明，政治信任可以轉(zhuǎn)化為可取的社會經(jīng)濟(jì)結(jié)果[1-3]，關(guān)乎國家政權(quán)的穩(wěn)定。鑒于此，政治信任的影響因素一直備受學(xué)界關(guān)注，已有研究積累分化為兩類文獻(xiàn)：一類文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)了文化和市場因素的影響，另一類文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)了國家公共政策措施的激勵影響[4]。中國的公共政策通過“中央政府制定-基層政府落實(shí)執(zhí)行”的方式貫徹實(shí)施。因此，有研究關(guān)注到農(nóng)戶對不同層級政府政治信任的結(jié)構(gòu)性差異，指出中國農(nóng)戶更信任“抽象”的政府，呈現(xiàn)出與外國“同心圓”模式截然不同的“央強(qiáng)地弱”等級模式[5]。在研究公共政策對農(nóng)戶政治信任影響的文獻(xiàn)中，學(xué)者們關(guān)注到農(nóng)村低保[6]、精準(zhǔn)扶貧[7]，以及新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險等政策的影響[8]。但是，上述研究僅探究了公共政策“是否”影響農(nóng)戶政治信任，忽視了政策實(shí)際實(shí)施過程中可能存在“央”“地”不同層級政府間分工、實(shí)施程序規(guī)范性等問題造成的異質(zhì)性影響[9]。因此，這些研究無法為公共政策對農(nóng)戶不同層級政治信任產(chǎn)生的影響提供清晰、有效的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和啟示。

在面向農(nóng)村的眾多公共政策中，中國政府自2009 年起，耗時十余年推進(jìn)的農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記頒證工作（以下簡稱“農(nóng)地確權(quán)”），不僅擁有明確的實(shí)施目標(biāo)，而且制定了規(guī)范的執(zhí)行程序，為學(xué)界在現(xiàn)實(shí)背景下觀察分析公共政策對農(nóng)戶不同層級政治信任影響、梳理影響機(jī)理提供了寶貴機(jī)會。更為關(guān)鍵的是，自農(nóng)地確權(quán)實(shí)施以來，盡管大量主流文獻(xiàn)關(guān)注了農(nóng)地確權(quán)在農(nóng)地流轉(zhuǎn)[10]、農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移[11]及農(nóng)地投資等方面的經(jīng)濟(jì)影響效應(yīng)[12]，但農(nóng)地權(quán)利的外生變化如何影響政治信任，并未得到足夠的關(guān)注和研究。目前僅查閱到一篇文獻(xiàn)，以農(nóng)地確權(quán)為例，基于截面調(diào)查數(shù)據(jù)，將政治信任作為代理變量分析農(nóng)戶響應(yīng)公共政策的邏輯[13]。由于側(cè)重點(diǎn)不同，該文并未正面回答農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任影響的問題。而且，該文利用橫截面數(shù)據(jù)評估政策的影響效應(yīng)，難以剔除時間趨勢和個體特質(zhì)等產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，易導(dǎo)致政策的因果效應(yīng)評估出現(xiàn)偏誤。此外，學(xué)界對于農(nóng)地確權(quán)改革的必要性和重要性一直存在爭議。產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)派周其仁等提出，完整的現(xiàn)代產(chǎn)權(quán)制度是市場有效資源配置的前提條件[14]。與之不同的是，以賀雪峰等為代表的社會學(xué)者則認(rèn)為，農(nóng)地確權(quán)幾乎沒有什么實(shí)際意義，應(yīng)當(dāng)慎行[15]。上述爭鳴的理論觀點(diǎn)，使得研究農(nóng)地確權(quán)究竟如何影響政治信任的研究議題，更具現(xiàn)實(shí)價值和學(xué)術(shù)意義。

鑒于此，本文將農(nóng)地確權(quán)與政治信任聯(lián)系起來，回答以下問題：農(nóng)地確權(quán)是否影響農(nóng)戶的政治信任水平？其作用機(jī)制是什么？對中央政治信任和基層政治信任的影響是否存在差異？進(jìn)一步地，農(nóng)地確權(quán)執(zhí)行程序的規(guī)范程度，對確權(quán)政策的政治信任影響效應(yīng)是否存在異質(zhì)性影響？本文可能的邊際貢獻(xiàn)包括以下兩點(diǎn)：第一，理論上，將農(nóng)地確權(quán)的經(jīng)濟(jì)影響效應(yīng)研究，拓展到政治效應(yīng)問題的研究視野，以期為鄉(xiāng)村治理能力現(xiàn)代化這一國家重大命題做出些許貢獻(xiàn)。第二，數(shù)據(jù)和方法使用上的推進(jìn)展。因缺乏全國性的農(nóng)地確權(quán)跟蹤調(diào)查公開數(shù)據(jù)庫，本文利用2017-2019年廣東省陽山縣基于準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法獲取的農(nóng)地確權(quán)追蹤數(shù)據(jù)，采用廣義DID 模型進(jìn)行分析，加之課題組的專題調(diào)查數(shù)據(jù)在問卷設(shè)計中，通過構(gòu)造更為準(zhǔn)確且滿足研究要求的問題項(xiàng)來測度核心變量以及關(guān)鍵控制變量，有利于減少測量誤差及遺漏變量等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題，因而能支持更“干凈”的因果識別。

一、理論分析與研究假說

“農(nóng)地者，民之本也”。從農(nóng)村內(nèi)部看，農(nóng)地是最重要的經(jīng)濟(jì)資源，被譽(yù)為農(nóng)戶的命根子[16]。這意味著農(nóng)地產(chǎn)權(quán)安排是涉及農(nóng)戶利益分配最為敏感的領(lǐng)域，關(guān)乎農(nóng)戶生計。盡管自改革開放以來，國家推動穩(wěn)定地權(quán)以及從兩權(quán)分離到三權(quán)分置的農(nóng)地制度改革，但是由于基層管理體制不完善[17]、集體農(nóng)地產(chǎn)權(quán)模糊等原因[18]，國家穩(wěn)定農(nóng)戶地權(quán)的政策并未得到有效執(zhí)行。關(guān)于以往國家實(shí)施地權(quán)政策失敗的原因可歸納如下：第一，農(nóng)地承包合同和承包經(jīng)營權(quán)證書實(shí)際發(fā)放比例較低，發(fā)放不到位的情形普遍存在，導(dǎo)致農(nóng)地產(chǎn)權(quán)模糊，界限不清[10]。第二，頒發(fā)的承包經(jīng)營權(quán)證書僅簡單對農(nóng)地所有權(quán)和承包經(jīng)營權(quán)予以確認(rèn)，并未在物權(quán)和空間屬性上對承包地給予法律上明確的產(chǎn)權(quán)界定，只賦予農(nóng)戶對農(nóng)地的部分轉(zhuǎn)讓權(quán)[12]。第三，政策未被完全執(zhí)行，使得以行政性手段主導(dǎo)的農(nóng)地調(diào)整在農(nóng)地資源分配中反而起著主導(dǎo)作用，不可避免地造成地塊不實(shí)、四至不清、面積不準(zhǔn)等問題[19]。上述問題與農(nóng)戶在農(nóng)地調(diào)整、征用、收益分配等過程中的負(fù)面經(jīng)歷疊加，導(dǎo)致因農(nóng)地引發(fā)的沖突和糾紛急劇增多[20]，促使農(nóng)戶對國家地權(quán)穩(wěn)定政策存疑，穩(wěn)定性預(yù)期不足。由《中國農(nóng)村經(jīng)營統(tǒng)計管理年報》可知①2006年之前的《中國農(nóng)村經(jīng)營統(tǒng)計管理年報》數(shù)據(jù)暫未獲得。，2006-2012 年全國年均農(nóng)地承包糾紛達(dá)195427 件，年均增速達(dá)2.4%；2009-2012 年全國年均農(nóng)地流轉(zhuǎn)糾紛達(dá)67654 件，年均增速達(dá)2.9%②2006-2008年《中國農(nóng)村經(jīng)營統(tǒng)計管理年報》未公布農(nóng)地流轉(zhuǎn)糾紛數(shù)。。上述研究和數(shù)據(jù)事實(shí)表明，農(nóng)戶的地權(quán)既未受到切實(shí)保護(hù)，也未得到清晰界定。也就是說，以往的農(nóng)地政策未發(fā)揮預(yù)期的制度績效。

制度理論認(rèn)為，公共政策的制度績效是農(nóng)戶政治信任的重要來源[6-8]。政府和農(nóng)戶間存在著“委托-代理”關(guān)系，農(nóng)戶委托政府行使組織管理權(quán)力，同時期望獲得相應(yīng)權(quán)利和利益。而制度可以減少外部影響，降低政府和農(nóng)戶間的交換成本[21]，政治信任正是這種契約關(guān)系得以存續(xù)的重要原因。即政治信任是農(nóng)戶認(rèn)知的政策實(shí)施結(jié)果與自身期望之間一致性程度的表現(xiàn)。從理性選擇的角度而言，農(nóng)戶基于自我利益來形成對政府的態(tài)度，因此只對那些提供了有利于自我利益的政治機(jī)構(gòu)表達(dá)信任[22]。這意味著農(nóng)戶認(rèn)知的公共政策績效是其對政府信任與否的決定因素。換言之，政治信任源于農(nóng)戶對政策制度績效的理性評估[23]。此外，績效期望理論表明，政府實(shí)施的公共政策若符合農(nóng)戶對其治理績效的期望值，有助于縮小農(nóng)戶心理預(yù)期與客觀指標(biāo)之間的差距，使農(nóng)戶選擇信任政府[24]。延續(xù)上述理論邏輯，只有當(dāng)新一輪農(nóng)地確權(quán)能夠提升產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度，強(qiáng)化地權(quán)穩(wěn)定性、明晰性和排他性，促使農(nóng)戶地權(quán)權(quán)益得到有效保障時，才可能提升其政治信任水平。相較之前幾輪產(chǎn)權(quán)政策，始于2009 年的新一輪農(nóng)地確權(quán)主要特點(diǎn)如下：

第一，政策推行更加徹底。本輪確權(quán)由政府自上而下強(qiáng)力推動[25]，相較村集體或農(nóng)戶自發(fā)實(shí)施的確權(quán)，這種推行方式能夠有效保障政策的充分實(shí)施，有效避免出現(xiàn)政策無法落地或不了了之的問題。第二，地塊權(quán)屬界定更加清晰。本輪確權(quán)要求全面落實(shí)承包地塊、面積、合同、證書“四到戶”，借助無人機(jī)、北斗衛(wèi)星等高精度技術(shù)清晰界定農(nóng)戶的地權(quán)邊界[25]。規(guī)定農(nóng)地確權(quán)必須經(jīng)歷收集資料、制作底圖；外業(yè)調(diào)查、內(nèi)業(yè)處理；張榜公示、簽印確認(rèn)、審核頒證等程序。這些實(shí)測技術(shù)和程序規(guī)范，有效避免了地塊不實(shí)、四至不清、面積不準(zhǔn)等問題。第三，地權(quán)權(quán)屬保護(hù)更有法制保障。本輪確權(quán)建立了完備的信息登記管理和承包經(jīng)營權(quán)證書發(fā)放制度[26]。由縣（區(qū)、市）農(nóng)村農(nóng)地承包管理部門將產(chǎn)權(quán)信息記載于登記簿后，省級農(nóng)業(yè)主管部門統(tǒng)一印制農(nóng)村農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書，并加蓋縣級人民政府印章后頒發(fā)到農(nóng)戶。這對村集體形成了有效約束，不允許其推倒重來、打亂重分，更不準(zhǔn)許借機(jī)調(diào)整或收回農(nóng)戶承包地①參見農(nóng)業(yè)農(nóng)村部、中央農(nóng)村工作領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室、財政部、自然資源部、國務(wù)院法制辦、國家檔案局印發(fā)《關(guān)于認(rèn)真做好農(nóng)村農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)確權(quán)登記頒證工作的意見》。，有利于更好地保護(hù)農(nóng)戶的地權(quán)。

上述特征表明，本輪農(nóng)地確權(quán)從法定賦權(quán)角度通過頒發(fā)具有正式法律表達(dá)的承包經(jīng)營權(quán)證書，以及從事實(shí)賦權(quán)角度通過外業(yè)測繪和內(nèi)業(yè)制圖等高精度技術(shù)清晰界定地權(quán)邊界，使農(nóng)戶獲得穩(wěn)定、明晰的地權(quán)，提高地權(quán)排他性。這些作用使農(nóng)地確權(quán)可能通過降低地權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本和提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)收益的途徑發(fā)揮政策效果，向農(nóng)戶提供堅(jiān)實(shí)的地權(quán)權(quán)益保障：

第一，農(nóng)地確權(quán)有利于降低地權(quán)權(quán)益保護(hù)成本。頒發(fā)地權(quán)證書是各國政府實(shí)現(xiàn)產(chǎn)權(quán)改革的常規(guī)途徑[27]。本輪確權(quán)借助于確權(quán)登記頒證，農(nóng)戶的地權(quán)通過文字表述明確界定，將分散的信息納入政府的標(biāo)準(zhǔn)化制度體系，其背后蘊(yùn)藏的制度邏輯是：地權(quán)證書不僅能夠提供詳實(shí)的產(chǎn)權(quán)信息，且由于頒證方是國家政府，意味著地權(quán)受到正規(guī)法律制度強(qiáng)有力的保障。這被普遍認(rèn)為是農(nóng)戶證明自己地權(quán)歸屬的鐵證，不僅有利于其地權(quán)安全水平的提高[28]，還能夠提升農(nóng)戶對地權(quán)的信心和安全感知[10]。此外，在實(shí)測基礎(chǔ)上厘清承包地“四至”，這有效避免了以往確權(quán)過程中，村集體自發(fā)組織測繪導(dǎo)致結(jié)果與實(shí)際情況存在較大誤差的現(xiàn)象[25]。便于各方辨認(rèn)自身的合法正當(dāng)利益，降低不確定性[29]，使得農(nóng)戶間能夠更加準(zhǔn)確地識別地權(quán)權(quán)屬，大大降低相互侵犯、篡改地界的可能性。此外，也能有效防止地權(quán)被村集體或地方政府干預(yù)、侵犯農(nóng)戶地權(quán)權(quán)益的概率[30]，規(guī)避政治權(quán)力參與而存在的不確定性[31]，尤其是村集體以行政性手段主導(dǎo)的地權(quán)資源分配，從而顯著增強(qiáng)農(nóng)戶地權(quán)的排他性[32]。總之，本輪確權(quán)為農(nóng)戶以法定產(chǎn)權(quán)證書為載體建立起了地權(quán)權(quán)利“劃界、對抗和保障”的規(guī)則體系，能有效地降低地權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本。

第二，農(nóng)地確權(quán)能夠提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)收益。在強(qiáng)化農(nóng)戶地權(quán)的基礎(chǔ)上，農(nóng)地確權(quán)的政策效果還表現(xiàn)為農(nóng)戶盤活地權(quán)能力的提升，促使地權(quán)收益及其經(jīng)濟(jì)價值得到有效釋放。一方面，地權(quán)穩(wěn)定、明晰和排他性提升，對于具有農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢的農(nóng)戶而言，有助于避免產(chǎn)權(quán)模糊引發(fā)的負(fù)外部性、公共域和租值耗散等問題[33]，有效遏制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的矛盾問題，提升農(nóng)戶農(nóng)地投資激勵，穩(wěn)定農(nóng)業(yè)投資預(yù)期，從而有效激活農(nóng)地的生產(chǎn)要素價值，提升農(nóng)地地權(quán)投資收益。相應(yīng)地，當(dāng)?shù)貦?quán)模糊時，農(nóng)戶間地權(quán)矛盾糾紛的潛在風(fēng)險較高[25]，尤其是相鄰農(nóng)戶間的，由此影響農(nóng)戶的生產(chǎn)積極性，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和收益[34]。另一方面，借助本輪確權(quán)頒證，農(nóng)戶地權(quán)通過文字表述而明確界定，便于農(nóng)戶掌握、管理和控制資產(chǎn)，并與其他資產(chǎn)建立起聯(lián)系，在市場中運(yùn)轉(zhuǎn)，擴(kuò)大流轉(zhuǎn)交易的范圍[35]，而不是局限于其親屬的想象力范圍內(nèi)。一直以來，學(xué)界認(rèn)為中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育不足的主要原因是：地權(quán)不穩(wěn)定，導(dǎo)致農(nóng)戶離地離農(nóng)后，失地風(fēng)險增大。因此，盡管農(nóng)戶擁有非農(nóng)比較優(yōu)勢，存在較高的非農(nóng)就業(yè)收益，但他們也可能會為避免農(nóng)地價值的流失而被迫鎖定于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，進(jìn)行保護(hù)性生產(chǎn)[36]。即使流轉(zhuǎn)農(nóng)地，為保障地權(quán)安全，也僅僅局限于流轉(zhuǎn)給親友鄰居。因此，當(dāng)?shù)貦?quán)穩(wěn)定、明晰及其排他性增強(qiáng)，就能賦予產(chǎn)權(quán)主體最大限度地在產(chǎn)權(quán)約束范圍內(nèi)配置資源以獲取最大收益，促進(jìn)資源向資本轉(zhuǎn)化，推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)交易，擴(kuò)大農(nóng)地流轉(zhuǎn)的交易半徑、范圍和規(guī)模，由此盤活原本“僵化”的農(nóng)地資本[37]，釋放農(nóng)地的財產(chǎn)性功能，為交易主體帶來更高的財產(chǎn)性收入。

綜上所述，農(nóng)地確權(quán)將從產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度、產(chǎn)權(quán)實(shí)施能力兩方面形成“賦權(quán)強(qiáng)能”的政策效果[38]，從而降低農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本，提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的收益，促使農(nóng)戶認(rèn)知的地權(quán)政策實(shí)施結(jié)果與其自身期望收益更為一致，由此提升農(nóng)戶的政治信任水平。但是，由于農(nóng)地確權(quán)從制定到實(shí)施需要各級政府參與，且影響農(nóng)戶各層級政府政治信任的因素存在明顯差異。具體而言，農(nóng)戶對中央政府的信任主要受政策、制度、文化等抽象因素的影響[39]；對基層政府的信任則源于政府代理人的實(shí)際表現(xiàn)[39]。因此，需要劃分政府層級來討論農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任的影響。

在中央政府層面，由于農(nóng)戶對中央政府的執(zhí)政動機(jī)、能力和決心往往都寄以厚望，這會產(chǎn)生“暈輪效應(yīng)”[40]，使農(nóng)戶對中央政府做出的行政決定，給予“同情式”的理解和包容。因此，實(shí)施惠農(nóng)型公共政策往往更容易提高農(nóng)戶對中央政府的政治信任。在基層政府層面，農(nóng)地確權(quán)實(shí)施過程中，基層政府及基層干部作為政策最終的實(shí)施主體，需要與農(nóng)戶進(jìn)行頻繁的接觸。這使得農(nóng)戶和基層政府的溝通更加便捷、信息交換更加對稱，農(nóng)戶對基層政府的關(guān)注度將進(jìn)一步提升?！敖佑|理論”認(rèn)為，這種“親力親為”的互動接觸以及農(nóng)地確權(quán)產(chǎn)生顯著的“經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”可能會引導(dǎo)農(nóng)戶原有負(fù)面觀點(diǎn)的正向轉(zhuǎn)化，促使農(nóng)戶認(rèn)可政府代理人的職能表現(xiàn)，從而提升農(nóng)戶對基層政府的政治信任。由此，提出如下假說：

H1：農(nóng)地確權(quán)能提高農(nóng)戶對中央政府和村組織的政治信任。

H2：農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶村組織政治信任的提升效果更好。

H3：農(nóng)地確權(quán)主要是通過強(qiáng)化產(chǎn)權(quán)權(quán)益保障，即降低地權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本、提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)收益的途徑，提升農(nóng)戶政治信任。

二、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組在2017-2019 年對廣東省陽山縣“村莊-農(nóng)戶”的農(nóng)地確權(quán)追蹤調(diào)查。該數(shù)據(jù)庫具備如下特點(diǎn)：（1）調(diào)查區(qū)域的典型性。陽山縣是“全國農(nóng)村綜合改革示范試點(diǎn)縣”，在農(nóng)地確權(quán)推廣上具有一定的示范性，是觀察確權(quán)政策的“好窗口”。（2）追蹤數(shù)據(jù)的可獲得性和針對性。課題組針對農(nóng)地確權(quán)進(jìn)行的專題調(diào)查，有利于設(shè)計詳細(xì)的針對性問項(xiàng)。此外，連續(xù)3 年追蹤調(diào)查形成的面板數(shù)據(jù)，可以更有效地控制實(shí)證模型中因遺漏變量而造成的內(nèi)生性問題干擾。據(jù)了解，已有使用中國勞動力追蹤調(diào)查（CLDS）、中國家庭金融調(diào)查（CHFS）和中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）等3 個公開數(shù)據(jù)庫進(jìn)行農(nóng)地確權(quán)的研究，都是以農(nóng)戶“二輪承包土地證書”持有情況等信息，作為農(nóng)地確權(quán)變量。采用這種衡量方式，可能出現(xiàn)農(nóng)戶混淆二輪承包與新一輪農(nóng)地確權(quán)的差異，導(dǎo)致核心解釋變量測度出現(xiàn)誤差，而且3 個數(shù)據(jù)庫都沒有涉及農(nóng)戶政治信任的題項(xiàng)，不能滿足本研究需要。

本研究的調(diào)查抽樣一共經(jīng)過3 輪，過程如下：首先，從陽山縣12 個鎮(zhèn)共149 個行政村中，隨機(jī)抽取80 個行政村；其次，按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，從各樣本行政村中隨機(jī)抽取2 個村民小組；最后，對農(nóng)戶收入水平進(jìn)行分組，在各樣本村民小組中隨機(jī)抽取10 戶農(nóng)戶。實(shí)地調(diào)查抽取的總樣本為80 個行政村中160 個村民小組的1600 戶農(nóng)戶。其中，2017 年為基線調(diào)查，為盡量避免樣本農(nóng)戶因農(nóng)忙或外出兼業(yè)不在家的情況，課題組選取臨近春節(jié)的1 月份進(jìn)行一對一的入戶訪談?wù){(diào)查，共發(fā)放1600份農(nóng)戶問卷，回收1590 份有效問卷，問卷回收率為99.38%。課題組于2018 年1 月份針對上述樣本農(nóng)戶進(jìn)行第一輪追蹤調(diào)查，共回收1463 份農(nóng)戶問卷。2019 年1 月份再次開展第二輪追蹤調(diào)查，共回收1396 份農(nóng)戶問卷（受居住地遷移等不可抗力因素影響，有214 戶樣本未連續(xù)追訪），為保證研究的準(zhǔn)確性和可靠性，剔除存在重要信息缺失的問卷，得到有效追訪農(nóng)戶1365 戶，問卷回收有效率為97.7%①由于部分控制變量存在缺失，采用均值插補(bǔ)和近鄰值插補(bǔ)進(jìn)行了數(shù)值填充。，本文將基于這3 年來的追蹤數(shù)據(jù)展開研究。

2.變量設(shè)置

（1）被解釋變量：政治信任水平。政治信任是指民眾對政治體系、政府機(jī)構(gòu)“如何運(yùn)作”的規(guī)范性期望和信心，表現(xiàn)為民眾對于政治體系的基本評價與情感導(dǎo)向[41]。已有研究多通過詢問民眾對政府的信任度來度量民眾的政治信任水平[8]?；诖耍疚陌凑铡罢哳C布—政策執(zhí)行”的邏輯，選取農(nóng)戶對中央政府和村組織兩個層面的政治信任感作為被解釋變量。從行政組織體系看，雖然村組織在嚴(yán)格的概念定義上不屬于政府機(jī)構(gòu)，但村組織作為確權(quán)政策的執(zhí)行者，負(fù)責(zé)落實(shí)基層政府的政策實(shí)施理念。所以，農(nóng)戶對村干部的政治信任水平能夠直觀地反映農(nóng)戶對基層政府的政治信任水平[6]。

①中央級政治信任②為避免農(nóng)戶無法從概念上區(qū)分中央級政治信任和村級政治信任。在詢問中央級政治信任問項(xiàng)時，訪員需說出引語“請問您對中央政府，即中華人民共和國國務(wù)院以及該層級領(lǐng)導(dǎo)人的信任度可以打多少分？請注意，您考慮的打分對象不包含省、市、縣級政府等行政機(jī)構(gòu)或村委會這類自治組織?！?。農(nóng)戶和中央政府之間的信任建構(gòu)，主要通過中央政府發(fā)布的中央文件、國家政策法規(guī)等信息來實(shí)現(xiàn)；依據(jù)已有研究[13]，從農(nóng)戶對中央政府信任程度的角度衡量農(nóng)戶中央級政治信任。

②村級政治信任③為避免農(nóng)戶無法從概念上區(qū)分中央級政治信任和村級政治信任。在詢問村級政治信任問項(xiàng)時，訪員需說出引語“請問您對村委會以及村干部的信任度可以打多少分？請注意，您考慮的打分對象不包含中央、省市、縣級政府等行政機(jī)構(gòu)?！?。政府代理人的職能表現(xiàn)是影響農(nóng)戶村級政治信任的關(guān)鍵因素，且農(nóng)地確權(quán)的實(shí)施主體為村組織。因此，在政策實(shí)施過程中政府代理人對應(yīng)為村干部。借鑒已有研究[7]，本文從農(nóng)戶對村組織信任程度的角度衡量農(nóng)戶村級政治信任。

（2）核心解釋變量：農(nóng)地確權(quán)。參照已有研究[25]，根據(jù)農(nóng)戶所在村莊農(nóng)地確權(quán)的政策實(shí)施情況度量其是否完成農(nóng)地確權(quán)。若村莊已完成農(nóng)村農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書頒證工作則視為村莊內(nèi)農(nóng)戶已全部完成農(nóng)地確權(quán)工作，則對當(dāng)期及之后所有年份均賦值為1；反之，則賦值為0④此外，這也保證同村農(nóng)戶能夠在同一時間獲得農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書，從而可以排除同村農(nóng)戶因證書發(fā)放時間不同，對其政治信任產(chǎn)生差異化影響。。需要說明的是，利用村莊層面的農(nóng)地確權(quán)實(shí)施情況判斷農(nóng)戶是否完成農(nóng)地確權(quán)，不僅能夠避免農(nóng)戶由于記憶混淆造成的測量誤差問題，也更符合現(xiàn)實(shí)中以村為單位推進(jìn)農(nóng)地確權(quán)的情況。

（3）控制變量。參照已有研究[39]，設(shè)置農(nóng)戶家庭特征、戶主特征和村莊特征等三類控制變量：1）農(nóng)戶家庭特征，包括家庭規(guī)模、家庭收入、社會網(wǎng)絡(luò)、外出務(wù)工比等；2）戶主特征，包括年齡、教育水平、政治面貌、是否擔(dān)任村干部等；3）村莊特征，包括村到縣城距離和村莊農(nóng)地規(guī)模。所有變量含義和賦值方法見表1。

表1 變量賦值和基本統(tǒng)計量

3.描述性統(tǒng)計分析

從表1 可知，中央級政治信任和村級政治信任均值分別為4.631、4.195，說明受訪農(nóng)戶對兩級政府具有一定的信任度，而且，中央級政治信任明顯高于村級政治信任。這與已有研究的結(jié)論是基本一致的[42]。

從表2 可知，確權(quán)組和未確權(quán)組受訪農(nóng)戶中央級、村級政治信任分別為4.676、4.414 和4.587、4.059，均值差異分別為0.088和0.354，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。由此可得到初步判斷：農(nóng)地確權(quán)實(shí)施前后，受訪農(nóng)戶的政治信任水平在統(tǒng)計上存在顯著差異。

表2 農(nóng)戶政治信任均值的組間差異

4.模型設(shè)定

為檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任的影響，本研究利用村莊間實(shí)施農(nóng)地確權(quán)的時間差異，構(gòu)建廣義差分模型：

其中，PoliticalTrustvit代表村莊v的農(nóng)戶i在t期對中央級或村級政治信任。Titlingit是農(nóng)戶i所在村莊v在t期的農(nóng)地確權(quán)情況。若在t期村莊v完成了農(nóng)村農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書頒證工作，則對t期及之后所有年份均賦值為1；反之，則賦值為0。α表示農(nóng)地確權(quán)的政策效果。Xvit表示村莊v的農(nóng)戶i在t期的控制變量。β表示控制變量對政治信任的影響系數(shù)。λi表示個體固定效應(yīng)，以消除農(nóng)戶層面不隨時變遺漏變量的影響。μt是一種緩解宏觀因素干擾的時間固定效應(yīng)。εvit是在村層面聚類的隨機(jī)誤差項(xiàng)，這解釋了同一村莊農(nóng)戶間存在的關(guān)聯(lián)性。

此外，為檢驗(yàn)農(nóng)地確權(quán)前處理組和對照組的政治信任變化是否保持平行趨勢，并評估農(nóng)地確權(quán)對政治信任的動態(tài)影響，構(gòu)建如下模型：

其中，Titlingyrsi是農(nóng)戶i完成獲得農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書頒證的年份。I(·)是指示函數(shù)，如果其滿足t-Titlingyrsi=τ，則等于1；反之，則為0。Treati表示農(nóng)戶i是否被處理，如果在調(diào)查期間完成了農(nóng)地確權(quán)，則賦值為1；反之，則賦值為0。τ是年份t與Titlingyrsi之間的時間跨度。由于每年都有農(nóng)戶完成了農(nóng)地確權(quán)，所以最多可以觀察到完成農(nóng)地確權(quán)前兩期到后兩期的情況，即τ的取值范圍為-2，-1，0，1，2。其中，τ=-1 被視為基期（在回歸中省略）。δτ是關(guān)注的系數(shù)。其他變量的定義方法與模型（1）相同。

三、實(shí)證分析

1.基準(zhǔn)模型結(jié)果分析：農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任的影響

表3是農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任影響的回歸結(jié)果，其中，模型（1）和（3）為僅加入核心解釋變量的初步估值結(jié)果，模型（2）和（4）為加入控制變量并控制個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的結(jié)果?！爸醒爰壵涡湃巍被貧w模型顯示，“農(nóng)地確權(quán)”變量均在1%的顯著性水平上顯示為正，且系數(shù)相似，表明農(nóng)地確權(quán)顯著提升農(nóng)戶中央級政治信任水平。模型（2）的估計結(jié)果表明，農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)戶中央政治信任提升了0.142 個單位?！按寮壵涡湃巍被貧w模型顯示，“農(nóng)地確權(quán)”變量均在1%的顯著性水平上顯著為正，且系數(shù)相似，表明農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶村級政治信任具有顯著的正向影響。最嚴(yán)格控制的模型（4）的估計結(jié)果可知，農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)戶的村級政治信任提升了0.215個單位。可見，農(nóng)地確權(quán)顯著提升了農(nóng)戶對兩級政府的政治信任水平。這與肖唐鏢等[39]關(guān)于惠農(nóng)政策影響農(nóng)戶政治信任的研究結(jié)論具有一致性。假說H1得到驗(yàn)證。

表3 農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任影響N=4095

對比模型（2）和（4）可知，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶村級政治信任的提升幅度更大，假說H2得到驗(yàn)證。這一差異性的結(jié)論并不難理解。因?yàn)檗r(nóng)地確權(quán)實(shí)施過程中，中央政府僅負(fù)責(zé)政策的宏觀把控，而村組織需要負(fù)責(zé)政策的具體實(shí)施，隨著政府代理人溝通技巧的提升以及實(shí)際工作績效得到農(nóng)戶認(rèn)可，農(nóng)戶對政府代理人以及村組織原有的消極觀念可能改變，從而更顯著提升了村級政治信任水平。這種“逆差序式”的政治信任提升有利于縮小農(nóng)戶村級政治信任與中央級政治信任的差距，改變政治信任“央強(qiáng)地弱”的局面。上述農(nóng)地確權(quán)對于“中央”“村級”政治效應(yīng)的研究，既是對已有研究集中關(guān)注農(nóng)地確權(quán)經(jīng)濟(jì)影響研究的拓展，也是對相關(guān)公共政策福祉效應(yīng)研究的學(xué)術(shù)延伸。

2.作用機(jī)制分析

依照前文理論分析的邏輯，借鑒江艇的方法[43]，實(shí)證檢驗(yàn)“農(nóng)地確權(quán)-產(chǎn)權(quán)權(quán)益保障-農(nóng)戶政治信任提升”的作用機(jī)制，為準(zhǔn)確表征產(chǎn)權(quán)權(quán)益保障的概念，從降低農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本、提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的收益所對應(yīng)的賦權(quán)和強(qiáng)能兩方面政策效果，刻畫農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)權(quán)益保障程度。其中，賦權(quán)從產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度的角度選取指標(biāo)，分別從地權(quán)穩(wěn)定性（根據(jù)“您是否認(rèn)為‘承包地10 年后還是我家的’”進(jìn)行衡量）、地權(quán)明晰性（根據(jù)“您家農(nóng)地與相鄰農(nóng)地的劃界標(biāo)志是否被人為改變過”進(jìn)行衡量）、地權(quán)排他性（根據(jù)“村委是否會侵犯您家的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)”進(jìn)行衡量）等3個方面設(shè)置二值虛擬變量測度。強(qiáng)能則從農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)實(shí)施能力即農(nóng)戶的生產(chǎn)行為和交易行為兩類地權(quán)權(quán)利配置情況角度分析，分別從使用權(quán)配置自由度（根據(jù)“您家在農(nóng)地使用、生產(chǎn)上會與其他村民發(fā)生矛盾嗎”進(jìn)行衡量）和交易權(quán)配置自由度（根據(jù)“您家的農(nóng)地是否會流轉(zhuǎn)給外村經(jīng)營主體”進(jìn)行衡量）等兩個方面設(shè)置二值虛擬變量測度。

表4 匯報了作用機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果。Panel A 中，模型（1）“農(nóng)地確權(quán)”變量系數(shù)為18.8%，在5%水平上顯著，意味著農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定性認(rèn)知提升了18.8%。模型（2）“農(nóng)地確權(quán)”變量系數(shù)為4.5%，在5%水平上顯著，意味著農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)地劃界標(biāo)志被人為改變的幾率下降了4.5%。模型（3）“農(nóng)地確權(quán)”變量系數(shù)為25.4%，在1%水平上顯著，意味著農(nóng)地確權(quán)使村委侵犯農(nóng)戶農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的概率下降25.4%。上述結(jié)果表明農(nóng)地確權(quán)增強(qiáng)了農(nóng)戶地權(quán)的穩(wěn)定性、明晰性和排他性，即產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度得到提升。也就是說，農(nóng)地確權(quán)有效降低了農(nóng)戶地權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本。Panel B中，模型（1）“農(nóng)地確權(quán)”變量系數(shù)為4.3%，且在1%水平上顯著，即農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)戶在農(nóng)地使用、生產(chǎn)上與其他村民發(fā)生矛盾的概率降低了4.3%。模型（2）“農(nóng)地確權(quán)”變量系數(shù)為12.8%，且在1%水平上顯著，即農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)戶將農(nóng)地自由流轉(zhuǎn)給外村經(jīng)營主體的概率提升了12.8%。這兩個模型的結(jié)果表明，農(nóng)地確權(quán)強(qiáng)化了農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)實(shí)施能力，提高了其對地權(quán)配置的自由度。這也意味著農(nóng)地確權(quán)能幫助農(nóng)戶提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的收益。

表4 作用機(jī)制分析

綜合上述結(jié)果可知，實(shí)證結(jié)果與理論分析一致，農(nóng)地確權(quán)會通過強(qiáng)化農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)權(quán)益保障，即降低地權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本、提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)收益的途徑，影響農(nóng)戶政治信任水平。由此，假說H3得到驗(yàn)證。

3.進(jìn)一步討論：確權(quán)程序規(guī)范性對農(nóng)戶政治信任的影響

寫在紙上的政策與實(shí)際執(zhí)行的政策通常并非完全一致。確權(quán)政策執(zhí)行程序的規(guī)范性表達(dá)了地權(quán)收益分配的規(guī)則、途徑和過程的正當(dāng)性。這說明，同樣是農(nóng)地確權(quán)，但由于政策執(zhí)行的規(guī)范程度不同，可能會產(chǎn)生政治信任水平的異質(zhì)性影響。因此有必要討論確權(quán)政策實(shí)施的規(guī)范度如何影響農(nóng)戶的政治信任水平。本文從“政策普及”“填寫登記表”“現(xiàn)場指認(rèn)”3 個環(huán)節(jié)考察確權(quán)程序執(zhí)行的規(guī)范度。這主要基于以下考慮：上述3 個環(huán)節(jié)都需要農(nóng)戶直接參與，且調(diào)查訪談中發(fā)現(xiàn)，這3 個環(huán)節(jié)是農(nóng)戶提及較多且重視的環(huán)節(jié)。在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步納入“農(nóng)地確權(quán)×政府是否清晰解釋過農(nóng)地確權(quán)”“農(nóng)地確權(quán)×填寫登記表”以及“農(nóng)地確權(quán)份×現(xiàn)場指認(rèn)”的交互項(xiàng)，考察農(nóng)地確權(quán)程序執(zhí)行的規(guī)范度對農(nóng)戶政治信任水平的影響。

表5 中兩組回歸結(jié)果表明，3 個交互項(xiàng)在模型（4）～（6）中的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而在模型（1）～（3）中的系數(shù)均不顯著。這表明，確權(quán)程序執(zhí)行的規(guī)范程度越高，越提升農(nóng)戶的村級政治信任水平，但并不影響中央級政治信任水平。究其原因，可能是規(guī)范的確權(quán)執(zhí)行程序滿足了農(nóng)戶在政策實(shí)施過程中的知情權(quán)和參與權(quán)，這能夠從感知層面強(qiáng)化農(nóng)地確權(quán)在產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度和產(chǎn)權(quán)實(shí)施能力上發(fā)揮的權(quán)益保障效用，進(jìn)而有益于增強(qiáng)確權(quán)政策的政治信任影響效應(yīng)。因此，確權(quán)程序執(zhí)行得越規(guī)范，即農(nóng)戶按照規(guī)定參與確權(quán)程序，越有利于提升農(nóng)戶政治信任。

表5 農(nóng)地確權(quán)規(guī)范性對農(nóng)戶政治信任的影響

確權(quán)程序的規(guī)范性，不僅可以通過確權(quán)程序的參與情況測度，還可以利用農(nóng)戶對確權(quán)政策實(shí)施質(zhì)量的評價反饋來刻畫。因此，針對上述結(jié)論進(jìn)行一組相應(yīng)的反事實(shí)檢驗(yàn)?；跀?shù)據(jù)可得性，利用2019年的追蹤調(diào)查中增加的兩個問項(xiàng)，即農(nóng)戶對農(nóng)地確權(quán)結(jié)果的公平性和確權(quán)程序是否公開問題的調(diào)查①“確權(quán)結(jié)果的公平性”變量構(gòu)造方式如下：“總體而言，您覺得本次農(nóng)地確權(quán)是否是公平的？”（從非常不同意到非常同意，進(jìn)行1-5級賦值評價）；“確權(quán)程序的公開性”變量構(gòu)造方式如下：“您覺得確權(quán)中每輪程序是否是公開公正的？”（從非常不同意到非常同意，進(jìn)行1-5級賦值評價）。，設(shè)置“農(nóng)地確權(quán)×確權(quán)結(jié)果的公平性”和“農(nóng)地確權(quán)×確權(quán)程序的公開性”的交互項(xiàng)，展開驗(yàn)證分析（詳見表6）。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)在模型（3）和（4）中的系數(shù)分別在1%和5%的統(tǒng)計水平上顯著，而在模型（1）和（2）中的系數(shù)均不顯著。這表明，確權(quán)結(jié)果越公平，確權(quán)程序越公開，越有利于農(nóng)地確權(quán)提升農(nóng)戶的村級政治信任水平。由此進(jìn)一步印證了農(nóng)地確權(quán)政策實(shí)施規(guī)范性對于農(nóng)戶村級政治信任水平影響的重要性。

表6 農(nóng)地確權(quán)規(guī)范性影響的反事實(shí)檢驗(yàn)N=4095

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)分析

DID 模型估計結(jié)果有效的前提是滿足平行趨勢檢驗(yàn)。平行趨勢假設(shè)是指如果沒有政策沖擊，確權(quán)組和未確權(quán)組間具有相同的發(fā)展趨勢，不會隨時間而發(fā)生系統(tǒng)性差異。借助模型（2）考察農(nóng)地確權(quán)實(shí)施前處理組和對照組農(nóng)戶兩級政治信任是否滿足平行趨勢，以及農(nóng)地確權(quán)的政治信任影響是否存在動態(tài)效應(yīng)。表7為平行趨勢及動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)的回歸結(jié)果。模型（1）和（2）分別報告了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶中央級和村級政治信任的回歸估計。在兩個模型中，“-2期×農(nóng)地確權(quán)”變量系數(shù)分別為0.055和-0.023，均不具統(tǒng)計顯著性。這表明，在確權(quán)政策開始實(shí)施之前的兩個時期，處理組和對照組間的中央級和村級政治信任都沒有顯著差異，即基準(zhǔn)回歸模型滿足平行趨勢假設(shè)，計量結(jié)果是有效的。

表7 平行趨勢檢驗(yàn)與動態(tài)效應(yīng)分析N=4095

進(jìn)一步地，借助“0 期×農(nóng)地確權(quán)”“1 期×農(nóng)地確權(quán)”和“2 期×農(nóng)地確權(quán)”變量的變化情況來考察農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任的影響是否存在動態(tài)效應(yīng)。模型（1）中，僅“0期×農(nóng)地確權(quán)”的系數(shù)顯著為正。這表明農(nóng)地確權(quán)僅在實(shí)施當(dāng)期對農(nóng)戶中央級政治信任產(chǎn)生有效的提升作用，不存在動態(tài)效應(yīng)。模型（2）中，“0 期×農(nóng)地確權(quán)”“1 期×農(nóng)地確權(quán)”和“2 期×農(nóng)地確權(quán)”三個變量系數(shù)均顯著為正，且數(shù)值呈現(xiàn)出遞增趨勢。這意味著確權(quán)政策年份的增加，處理組與控制組在村級政治信任水平上的差異不斷擴(kuò)大，即農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶村級政治信任的影響存在動態(tài)效應(yīng)。也就是說，確權(quán)后農(nóng)戶對村級政治信任評分還會隨著時間的推移進(jìn)一步提高。上述結(jié)果也再次驗(yàn)證了基準(zhǔn)模型中，農(nóng)地確權(quán)引發(fā)的“逆差序式”信任格局變化。

2.隨機(jī)性問題討論

基準(zhǔn)模型估計結(jié)果的有效性和準(zhǔn)確性，很大程度依賴于農(nóng)地確權(quán)是否滿足隨機(jī)性原則。一方面是農(nóng)戶不會因?yàn)榇迩f即將實(shí)施農(nóng)地確權(quán)而進(jìn)行選擇性地遷移；另一方面是政府不會將農(nóng)戶政治信任特征作為是否實(shí)施農(nóng)地確權(quán)的判定依據(jù)。前者的干擾因素很容易排除，因?yàn)檗r(nóng)戶的農(nóng)地承包權(quán)基于集體成員權(quán)，農(nóng)戶只能通過婚嫁或新生小孩方式獲取，否則，即使遷移也無法獲得該村的承包地，因此，農(nóng)戶不會因?yàn)檗r(nóng)地確權(quán)而發(fā)生遷移。政府實(shí)施政策的隨機(jī)性則對本文構(gòu)成挑戰(zhàn)。為排除這一問題的干擾，本文參照De Janvry 等的研究[27]，以“2017 年確權(quán)情況”（“確權(quán)”賦值為1，“未確權(quán)”賦值為0）為被解釋變量，以實(shí)施農(nóng)地確權(quán)前（2016年）“中央級政治信任”和“村級政治信任”為核心解釋變量，檢驗(yàn)確權(quán)前的農(nóng)戶政治信任是否會對其獲得確權(quán)證書產(chǎn)生影響。表8 結(jié)果表明，農(nóng)地是否確權(quán)與農(nóng)戶中央級政治信任、村級政治信任之間無關(guān)聯(lián)，滿足隨機(jī)性假設(shè)條件。

表8 隨機(jī)性檢驗(yàn)N=1365

為進(jìn)一步檢驗(yàn)隨機(jī)性檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，參照已有研究[44]，將樣本的農(nóng)地確權(quán)情況進(jìn)行隨機(jī)重新分配，進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體包括3 個步驟：首先，根據(jù)實(shí)際頒發(fā)農(nóng)村農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)證書的規(guī)律隨機(jī)生成“偽農(nóng)地確權(quán)”變量。變量構(gòu)造方法如下：基于歷年完成確權(quán)的村莊數(shù)量（3年完成確權(quán)的村莊分別為3 個、48 個和86 個），以逐年“不放回”的方式對全部160 個村莊進(jìn)行隨機(jī)抽樣，構(gòu)建“偽農(nóng)地確權(quán)”變量。其次，將“偽農(nóng)地確權(quán)”變量放入基準(zhǔn)模型替代原農(nóng)地確權(quán)變量進(jìn)行回歸，并記錄估計系數(shù)。最后，將上述步驟重復(fù)2000 次，繪制估計系數(shù)的概率密度分布圖。圖1 中Panel A 和Panel B 分別顯示了中央級政治信任和村級政治信任的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果。由兩圖結(jié)果可知，估計系數(shù)的概率密度分布基本集中在0 的左右。這表明，中央級政治信任和村級政治信任的估計系數(shù)平均值非常接近于0（與真實(shí)值相比）。這不僅驗(yàn)證了隨機(jī)性檢驗(yàn)的可靠性，而且說明農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任的影響并非不可觀測的遺漏變量引起，基準(zhǔn)結(jié)果是穩(wěn)健的。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)

3.潛在遺漏變量

雖然，在基準(zhǔn)模型中已盡可能地將潛在影響因素納入控制變量。但不可否認(rèn)的是，模型仍可能遺漏了不可觀測且隨時間變化的變量，進(jìn)而影響結(jié)果的準(zhǔn)確性。除農(nóng)地確權(quán)外，其他公共政策也同樣可能影響農(nóng)戶政治信任。依據(jù)實(shí)施方式可將這些政策劃分為兩類：一類是政府根據(jù)規(guī)劃自上而下主動推行的政策；另一類是農(nóng)戶根據(jù)需求自行選擇（購買）的政策。已有研究表明，這兩類政策均可能對農(nóng)戶政治信任產(chǎn)生影響[6,8]。若考慮了這些政策，農(nóng)地確權(quán)與農(nóng)戶政治信任的因果關(guān)系是否存在，值得進(jìn)一步驗(yàn)證?；跀?shù)據(jù)可得性，將陽山數(shù)據(jù)庫中包含的上述兩類政策（農(nóng)地征收、農(nóng)地整合和新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險）①“農(nóng)地征收”和“農(nóng)地整合”分別根據(jù)村莊問卷中，村莊征地面積和村莊是否有進(jìn)行農(nóng)地并塊調(diào)整判斷。前者賦值方式為：若征地面積大于0，則視為發(fā)生了征收，賦值為1；反之，則賦值為0。后者賦值方式為：若村莊進(jìn)行了農(nóng)地并塊調(diào)整，則賦值為1；反之，則賦值為0?！靶滦娃r(nóng)村社會養(yǎng)老保險”根據(jù)農(nóng)戶問卷中，戶主是否購買新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險判斷，若購買，則賦值為1；反之，則賦值為0。，納入基準(zhǔn)模型。

表9 為控制同期政策沖擊的估計結(jié)果，模型（1）為中央級政治信任的結(jié)果，“農(nóng)地確權(quán)”變量的系數(shù)為0.147，在5%水平上顯著；模型（2）為村級政治信任的結(jié)果，“農(nóng)地確權(quán)”變量的系數(shù)為0.245，在1%水平上顯著。綜合兩個模型結(jié)果可知，考慮同期發(fā)生的其他政策后，農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶的中央級和村級政治信任依舊產(chǎn)生顯著影響，且影響系數(shù)與基準(zhǔn)回歸相似②需要說明的是，除上述兩類可能同期發(fā)生的政策外，為進(jìn)一步排除實(shí)施農(nóng)地確權(quán)期間，樣本區(qū)域農(nóng)戶受其他政策或事件的影響。收集整理了課題組三次實(shí)地調(diào)研的訪談資料以及農(nóng)地確權(quán)實(shí)施期間陽山縣人民政府公開的所有政務(wù)信息，但并未發(fā)現(xiàn)其他可能影響農(nóng)戶政治信任的并發(fā)政策和事件。。這也證明在考慮潛在遺漏變量問題后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 添加潛在遺漏變量N=4095

4.替換被解釋變量

除政治信任外，信任還可表現(xiàn)為人際信任的形式[45]，并在此基礎(chǔ)上區(qū)分為特殊信任和一般信任[46]。本文中，政治信任是通過主觀認(rèn)知評分的方式刻畫。結(jié)合信任類型多樣化的特征，這可能存在測量誤差，即農(nóng)戶可能將多種信任類型混淆，導(dǎo)致回歸結(jié)果反映的并非確權(quán)對政治信任的影響。為排除這一可能存在的問題，本文將農(nóng)地確權(quán)對問卷中收錄的其他信任變量進(jìn)行回歸。表10結(jié)果表明，農(nóng)地確權(quán)對任意一個非政治信任變量的影響均未通過顯著性檢驗(yàn)。這些結(jié)果從側(cè)面驗(yàn)證了農(nóng)地確權(quán)和政治信任之間因果關(guān)系的穩(wěn)健性。

表10 替換被解釋變量N=4095

5.替換計量模型

基準(zhǔn)DID 模型默認(rèn)樣本個體滿足同質(zhì)性處理效應(yīng)的假定。但受多種因素影響，實(shí)際上樣本個體往往具有不同的處理效應(yīng)。為保證結(jié)果的可靠性，采用Fuzzy-DID 模型估計在異質(zhì)性處理效應(yīng)下樣本的局部平均處理效應(yīng)[47]。表11 結(jié)果中W_TC估計值分別為0.047 和0.081，且均在1%水平上顯著為正。這表明，雖然無法識別整個樣本的異質(zhì)性平均處理效應(yīng)，但對于處理狀態(tài)改變的樣本而言，樣本農(nóng)戶的中央級政治信任和村級政治信任分別提升0.047 和0.081 個單位。因此，政策影響效應(yīng)在“個體異質(zhì)”假設(shè)條件下依然成立。

表11 異質(zhì)性處理效應(yīng)下的局部平均處理效應(yīng)N=4095

五、研究結(jié)論與政策啟示

農(nóng)戶的政治信任水平是穩(wěn)定鄉(xiāng)村社會結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵要素，更是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村有效治理的微觀基礎(chǔ)。分析農(nóng)地確權(quán)的政治信任水平效應(yīng)，有利于幫助社會各界更好地理解“民心從何而來”的問題。本文闡述了農(nóng)地確權(quán)對農(nóng)戶政治信任影響的理論機(jī)理，利用廣東省陽山縣“村莊-農(nóng)戶”農(nóng)地確權(quán)的3 年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，應(yīng)用廣義DID 模型，實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)地確權(quán)是否影響、如何影響農(nóng)戶政治信任水平。結(jié)果表明：農(nóng)地確權(quán)使農(nóng)戶的中央級政治信任、村級政治信任分別提升0.142 個單位和0.215 個單位。上述結(jié)果在考慮平行趨勢、樣本隨機(jī)性、控制潛在遺漏變量、替換被解釋變量和更換計量模型后依然穩(wěn)健。機(jī)制分析表明，農(nóng)地確權(quán)通過降低地權(quán)權(quán)益的保護(hù)成本、提升盤活農(nóng)地產(chǎn)權(quán)收益兩條途徑對農(nóng)戶政治信任產(chǎn)生影響。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權(quán)執(zhí)行規(guī)范程度越高，不影響農(nóng)戶的中央級政治信任，但會顯著提升其村級政治信任水平。

由此得到政策啟示：政府可以通過政策制度的改革完善提升農(nóng)戶的政治信任水平。而且，在評價農(nóng)地確權(quán)的影響效應(yīng)時，不僅要看到政策在經(jīng)濟(jì)層面的影響，而且也應(yīng)看到其在政治層面的影響，注意到農(nóng)地確權(quán)在提升農(nóng)戶政治信任、強(qiáng)化鄉(xiāng)村治理建設(shè)等方面所釋放的社會價值。本文的研究發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步從農(nóng)地確權(quán)所釋放的政治信任水平提升角度，為中國實(shí)施“頒鐵證，確實(shí)權(quán)”的農(nóng)地確權(quán)制度創(chuàng)新實(shí)踐探索，提供了新證據(jù)，這有利于全面客觀評價農(nóng)地確權(quán)的影響效應(yīng)。本文還發(fā)現(xiàn)，全面釋放農(nóng)地確權(quán)的政治信任提升效應(yīng)，應(yīng)強(qiáng)調(diào)確權(quán)政策執(zhí)行的規(guī)范性。為保障程序得到規(guī)范執(zhí)行，政府代理人要重視與農(nóng)戶的信息交換，使雙方之間形成對稱、完全的信息獲取關(guān)系，確保農(nóng)戶了解政府的行政動機(jī)。也要在政策落實(shí)時確保農(nóng)戶按照政策執(zhí)行要求參與其中，維護(hù)農(nóng)戶的知情權(quán)和參與權(quán)。由此，方能強(qiáng)化農(nóng)戶對農(nóng)地確權(quán)制度績效的感知能力，進(jìn)一步提升農(nóng)戶政治信任水平。

本研究的調(diào)查樣本集中在一個縣域內(nèi)，這使得對照組、控制組農(nóng)戶面臨更為相似的自然、社會和經(jīng)濟(jì)環(huán)境，有助于減弱其他因素的干擾。但這無疑也會使得本文的實(shí)證結(jié)論面臨一般性的挑戰(zhàn)。從這個角度而言，后續(xù)有必要進(jìn)一步擴(kuò)大調(diào)查區(qū)域，通過增加樣本的普遍性和多樣性，提升研究結(jié)論的普適性。此外，農(nóng)地確權(quán)對于政治信任水平提升，究竟會對村莊集體行動、鄉(xiāng)村治理有效性等產(chǎn)生何種影響？在多大程度上影響人們的獲得感、幸福感和安全感？這些問題都有待進(jìn)一步的探索分析。