南京农业大学学报(社会科学版)  2017, Vol. 17 Issue (04): 95-109   PDF    

0

文章信息

仇童伟
土地确权如何影响农民的产权安全感知?——基于土地产权历史情景的分析
南京农业大学学报(社会科学版), 2017, 17(04): 95-109

文章历史

收稿日期: 2017-01-27
土地确权如何影响农民的产权安全感知?——基于土地产权历史情景的分析
仇童伟   
华南农业大学 国家农业制度与发展研究院, 广东 广州 510642
摘要:文章在建构土地产权经历、产权历史情景与土地产权安全感知逻辑关联性的基础上,利用江苏省和江西省的1410户农户调查数据,分析了在不同土地产权历史情景中,土地确权对农民土地产权安全感知的影响。理论分析表明,土地确权的作用受产权历史情景和农民产权经历的影响,表现出情景依赖和经验依赖特征。在土地调整感知和失地风险感知表征土地产权安全感知的基础上,模型估计结果表明:第一,在土地调整较少而征地较多的产权情景中,土地确权抑制了经历过土地调整农民的产权安全感知,但对与征地相关的感知影响不显著。第二,在土地调整较多而征地较少的产权情景中,土地确权抑制了未经历过土地调整农民的产权安全感知,并提高了持有土地法律文书的农民的产权安全感知。文章还发现,由于所处产权历史情景的差异,土地产权经历会扩大农民土地产权安全感知的差异,土地确权在降低农民土地产权安全感知差异方面的作用尚不明显。据此,文章从明晰土地法律、优化产权实施和强化农民的土地权属认知等方面提出了政策建议。
关键词土地产权   土地确权   产权安全感知   产权经历   产权历史情景   
一、问题的提出

1984年的“中央一号文件”首次明确界定了农民的土地承包期限,并规定了贯彻“大稳定、小调整”的原则。随后颁布和修订的《土地管理法》《农村土地承包法》《物权法》《农村土地承包经营纠纷调解仲裁法》等法规逐步强化了农民在法律层面的土地承包经营权益。十七届三中全会提出的新一轮农村土地确权,则反映了中央对强化农地资产属性、农民土地财产权益和提高土地产权安全的重视。但已有研究发现,二轮承包以来,农村部分地区仍存在定期调整土地和土地法律文书发放不到位的情况[1],加之区域之间制度执行的不一致,以及受农村传统惯习及村庄自治等因素的制约,农民的土地产权安全感知普遍较弱[2]。其实,法律和现实层面的土地产权安全性对农户行为的影响,是通过他们的土地产权安全感知发挥作用的。农民的土地调整感知越强,他们越倾向于降低对土地的长期性投资。[3]相反,当农民的土地调整感知较弱,农地租赁市场的发育则会得到促进。[4]因此,土地产权安全感知是理解农民土地行为决策的关键。[3]

随着我国新一轮农地确权的开展,农民的土地产权安全感知能否因法律赋权得到提高,受到了学界普遍关注。已有研究发现,土地登记确实可以提高农民的产权安全感知,并激励农民的房屋改善行为,但即使法律产权安全性不足,农户也会进行房屋改善投资。[5]这是因为,产权安全并非建立在法律赋权的基础上,农户对土地征收或侵权的主观感知才是建构农户行为决策的心理基础。[6]Ma等对中国地区的研究发现,土地权利持有情况、农户家庭收入结构、信贷能力、农户土地投资状况以及户主政治地位等因素,都会显著地影响农民的土地产权安全感知。[7]但主体对事件态度的形成不仅受即时信息的影响,他们过去的经历对其当前的认知也存在重要影响。[8]马贤磊等就通过识别农民的土地产权经历与产权情景的互动机制,发现土地产权经历可能抑制土地产权情景对农民土地产权安全感知的作用。[9]这与McGuire[10]关于过去议题可能会干扰当前情景对主体态度的影响的结论一致。而且,维果茨基对人类高级心理发展的分析也表明,主体的认知是建构于历史情景之中的。这就表明,农民关于土地产权的认知受到他们的经历和即时政策的影响,而政策实施绩效本身取决于政策实施与农民主观意向的一致性[11]。很显然,现有研究大多只是将土地确权作为一个静态的独立因素加以考察,而忽视了其作用发挥的主体依赖和情景依赖,导致他们的分析结论存在较大的差异性[12-15]

鉴于新一轮土地确权对农民的生产经营决策和农业要素配置的影响较为依赖于农民的土地产权安全感知,而土地产权感知的形成与农民的经历和产权的历史情境特征又具有高度相关性,因此,本文将利用江苏省和江西省的1410户农户调研数据,分析在不同的土地产权历史情景中,土地确权对那些产权经历不同的农民的土地产权安全感知的影响,为进一步提高农民的土地产权安全感知,以及深化农村土地制度改革提供经验证据。

二、指标界定与理论分析 (一) 指标选择依据与情景设置

农民的土地产权安全感知是他们对未来可能失去土地,或土地权益遭受侵害的主观感受[3]。在当前的农村地区,农民的土地产权不安全主要源于村庄内经常性的土地调整和地方政府的行政性征收[9]。为此,本文选取与之相对应的土地产权安全感知类型——农民对未来土地调整的感知和失去土地的风险感知,这与Ma等利用农民的土地承包经营权证书重要性感知表征土地产权安全感知有所不同[7]。这是因为,土地承包经营权证书虽然是从法律维度来保护农民土地权益免遭非法侵害的有效文书,但用农民对其保护土地的重要性感知来表征土地产权安全感知,面临着情景依赖和间接性的问题。一方面是由于,土地承包经营权证书在公共治理层面(法律规定)和村庄自治层面(传统惯习)表达的含义是不同的。另一方面,土地承包经营权证书属于公共治理层面的赋权表达,其指向的结果是制约政府对农民土地财产权益的侵害。

在土地确权的界定方面,本文特指农地(承包地)确权。在农户行为和认知的研究中,黄季焜和冀县卿、胡新艳和罗必良通过土地确权与否这一事实,考察了土地确权对农户土地流转和农业生产性投资的影响。[14, 16]Holden和Yohannes、Deininger等和Reerink则认为,土地确权或土地法律文书的发放有助于提高农民的土地产权安全感知。[5, 17-18]这表明,土地确权作为一揽子工程,已有研究大多采取土地确权发生或证书发放与否来表征其本质。参照已有研究,本文采用农户的承包地是否已经确权作为刻画指标。

此外,文章也对农民的土地产权经历和土地产权历史情景进行了界定。首先,土地产权经历是农民经历的与产权界定、产权实施和产权管理等相关的事件。根据治理层次的不同,又可区分为公共治理和村庄自治层面的产权经历。按照马贤磊等的说法,农民的土地产权经历是指过去发生的与土地权益密切相关的事件。在此基础上,选择了土地调整经历和土地承包经营权证书持有状况表征农民的土地产权经历。[9]正如上文关于农民土地产权安全感知分类中的介绍,本文中土地产权安全感知是从公共治理和村庄自治两个层面界定的,为了保持经历与认知的匹配,文章参照马贤磊等的做法,以土地调整经历和土地承包经营权证书持有状况刻画农民的土地产权经历。需要提到的是,这里之所以利用土地法律文书来表达与失地风险感知相关的经历,主要是考虑法律文书作为国家法律赋权的重要凭证,可以说是农民在公共治理中保护自身土地权益或抵制非法土地侵占行为的主要工具。

其次,土地产权历史情景是动态的。自改革开放以来,农村土地制度改革逐渐强化了农村家庭承包制的基础地位和对农民土地承包经营权的保护。但陈锡文等认为,目前农村土地承包关系仍不够稳定,部分农村地区随着人口的变动和新增人口的土地需求不断调整承包地,部分村干部强制流转农户的土地承包经营权和收回农民的承包地,部分地方政府通过未报先征、不报即征、以租代征等方式违法违规征收农民土地,严重侵害了农民的土地财产权益。[19]而新一轮的土地确权是在土地改革的历史情景中实施的,势必受到历史遗留问题的制约。尤其当土地确权呈现出权属界定矛盾和行政干预等特征时,政策宣传不到位和农民知情权得不到尊重,都将使得土地确权难以通过积极的信息传递提高农民的土地产权安全感知。在本文中,土地产权历史情景是通过两个土地产权实施差异较大的省份——江苏省和江西省来表达的。在江苏省,二轮承包以来土地调整几乎停止[20],但由于经济快速发展和城镇化导致的农地非农化和土地征收,则构成了公共治理层面土地产权不安全的主要来源。而据Ma等的研究,江西省受访农户中有70%在二轮承包以来经历过土地调整。[7]由于经济发展水平相对落后、交通不便利和地形的复杂性,政府的征地行为在江西农村地区并不普遍。而且,这两个省的土地产权实施差异也与上述土地产权安全感知的阐述相一致。

(二) 不同历史情景下农民土地产权感知的形成:机理分析

1.主体认知的形成过程:基于社会心理学理论的阐述。Fiske和Taylor认为,如果主体对事件的重要性给予充分肯定,或者经历事件的频率越高,而且又积极关注情景中与该事件相关的素材、特定刺激,他们就会形成关于某些概念或刺激的有组织、结构化的认知集合。[21]这种基于主体历史性经验形成的认知集合,实际上已经建构了主体关于事件的内隐态度或先验认知。当主体进行基于该先验认知的态度评估时,他们往往会寻求当前信息处理与先验认知的内在态度一致性。[22]对于人们为何要寻求前后态度的一致,Heider和Abelson等认为,人们都是通过改变尽量少的情感关系,以产生平衡的系统。[23-24]相反,如果我们从事的行为与我们的先验态度不一致,就会产生认知失调或紧张的感觉。尤其当先前已经形成的态度对我们来说很重要时,前后态度的不一致将使得失调的程度最高。相反,如果事件对主体的重要性不足或事件发生的频率较低,那么引起主体心里不安的可能性就会下降。[25]

但是,如果主体经历的事件使得他们形成了先验态度,当遭遇那些与先验态度不同但效力较弱的论据时,他们对那些与先验态度不一致信息的抵抗力就会提高,从而使得主体更加坚持之前的态度。此外,如果主体根据过去议题的经验已经形成了先验态度,在遭遇那些与先验态度不同的论据之前,提供一些支持个体所持态度的积极论据是有助于保护先验态度的[10]。由此可见,当主体所处的社会情景及个人经历对其态度的影响一致时,主体先验形成的态度将会保持下去,并会降低那些与先验态度不一致的信息对主体态度的影响。类似地,如果情景信息对态度的影响与个人经历建构的先验态度表达的含义出现背离,那么在遭遇情景信息的干扰之前获得某些对先验态度的支持,将会提高主体对不一致情景信息的“免疫力”。当然,如果情景信息造成的压力过大,即使主体已经形成了先验态度,情景压力也可能使得主体根据情景信息来调整自己的认知[26]

2.基于“土地确权+‘产权历史情景+产权经历’→土地产权安全感知”的理论探讨。土地产权历史情景是指,农民所处村庄或区域中历史性的土地调整和土地行政性征收的频率;农民的土地产权经历则是由土地产权历史情景造成的土地调整经历和土地承包经营权证书持有状况。其中,土地承包经营权证书作为国家赋权的法律文书,在我国部分村庄或地区由于政府对土地的行政控制,或为了今后便于行政征收而延迟或拒绝将法律文书发放给农民。同时,已有研究也指出,土地调整会降低土地生产效率[27]、减少农户对土地的投入[28]、抑制土地流转市场的发育[29]等,因此土地调整是刻画农民土地产权经历的有效指标[7, 30]

① 需要指出的是,文中所指土地承包经营权证书,均为二轮承包时发放或延后发放的证书,与此次农地确权颁证的证书不是一回事。

在土地产权历史情景与农民土地产权经历对土地确权实施绩效的影响方面,如果农民所处的村庄或区域发生过多次土地调整,那么农民将主观地形成对土地调整可能发生的认知图式。此时,农民没有土地调整的经历与其关于土地调整会发生的先验认知出现偏离,微弱的经验事实可能会强化农民对土地产权不安全的主观认知,使得他们更加关注土地确权过程中表现出来的宣传不足、历史矛盾显化和行政干预等特征,进而强化了土地调整感知;如果农民的土地调整经历建构了他们对土地将被调整的态度,与土地调整相关的经验事实则将进一步强化农民关于土地调整的认知,即土地确权内含的地权稳定特征对农民土地调整感知的抑制作用会被弱化。类似地,当农民所在区域已禁止或较少发生土地调整,未经历土地调整与土地产权情景内含的产权安全特征是一致的,这将提高农民对土地不再调整的感知,并降低土地确权对土地调整感知的影响。换言之,当土地产权历史情景与土地产权经历表达的产权安全性一致时,土地不再调整的认知会得到进一步强化,并使得农民对土地确权过程中的信息提取与先验认知保持一致,表现在结果上就是土地调整感知不变。如果农民经历了土地调整,此时土地产权经历与土地产权历史情景不再一致,基于自身经历的判断将使得农民更关注土地确权过程中与土地调整相关的信息。当然,这里的前提是区域土地调整并没有形成很强的情景压力。在中国农村,土地调整大多是基于集体成员权展开的,农民不存在因土地调整而丧失土地经营权的可能性。可以认为,土地调整造成的产权不稳定主要影响的是土地投资和农业绩效,即其导致的土地产权情景压力要比土地的强制性征收小得多。

② Albarracin和Wyer认为,如果行为人对态度的经验很少,或者态度是涉及模糊、不重要等特征的问题时,他们往往会依据自己的行为推测自身的态度或对事件发生的可能性进行预测[31]

失地风险感知方面,如果农民所处环境中,征地发生频率较低或土地的经济价值不高,他们的失地风险感知将处于较低水平。当土地征收的情景压力较小时,农民很难从历史情景或周围环境中获取关于土地征收的信息,这会促使他们更多地借助自身经历或法律文书持有状况进行判断,从而增强了土地承包经营权证书的作用效果。具体而言,如果农民没有土地承包经营权证书,他们将先验地形成对失去土地的恐惧感。土地确权表征出来的政府行政介入和地块调整,则会通过提供支持先验态度的信息,从而强化他们的失地风险感知。相反,持有土地承包经营权证书则会激励农民选择性地识别土地确权中抑制政府不合法行为的信息,从而提高他们对未来不会失去土地的感知。类似地,当农民所处区域的土地经济价值较高或存在经常性的政府征地行为时,这种较大的情景压力将使得土地产权历史情景比土地产权经历对农民的土地产权安全感知产生更大的影响。加之当前农村土地仍具有较强的社会保障和就业吸纳功能,这种对土地的依赖性或重视将使得农民给予土地征收更多的关注,进而导致土地征收的历史情景对农民的失地风险感知的作用得到进行一步强化。此时,土地确权的作用可能由于失地对农民存在重要影响和产权情景不安全而被弱化,即情景压力会降低土地产权经历的作用效果。

③ 政府的土地行政性征收与土地调整相比,前者由于其强制性和土地承包经营权易失去的特征造成农民面临不安全的产权情景时存在情景依赖。后者则是基于农村集体成员权展开的,并不会由此剥夺农民对于集体土地的承包经营权利。因此,当农民面临不安全的土地产权情景时,仍主要是先验态度(由产权经历建构)对农民的土地产权安全感知产生影响。

三、数据来源与变量选择 (一) 数据来源

课题组于2014年8月和2015年2月组织了对江苏省北部的金湖县和灌云县、江西省西部的遂川县和西北部的丰城市的农户调查,本次调查涉及到20个乡(镇)、72个村的1727户农户。研究区域的选择依据地理位置和区域的代表性,江苏和江西两省的自然特征、经济发展水平和农村土地制度改革的历史沿革,以及在新一轮土地确权进展等方面均存在较大差别,能够较好地识别不同产权历史情景中,不同制度实施阶段农民土地产权安全感知的变化特征。为保证调研质量,调查步骤如下:其一,为保证样本选择的随机性,在两个省的四个县各选取5个乡镇,每个乡镇随机选择4~5个村,每个村随机抽取20~30户农户;其二,参与此次调研的调查员均为研究生,在正式调查开始之前,对调查员进行了统一的调查培训,对调查问卷涉及的相关内容进行了解释,明确相关问题的含义,最大程度地保证调查内容的真实可靠性。经过对不适宜本研究样本的处理,最终采用的样本包括71个村的1410户农户,其中用来考察土地调整感知的样本为1045户,用来考察失地风险感知的样本为948户,二者包含了583个相同的样本农户。

(二) 变量定义与样本描述

1.因变量。本文的被解释变量为农民的土地调整感知和失地风险感知,在调研中让农民回答了“未来5年土地调整的预期”和“未来你家失去土地的可能性”两个问题。

2.主要自变量。主要自变量包括土地确权、土地调整经历及土地承包经营权证书持有状况。在调研问卷中,对于土地是否已经确权到农民名下设置了“是”“否”和“不清楚”三个选项,文章的处理方式包括:第一,将回答“不清楚”的农民归入“否”的农民一类;第二,直接剔除回答“不清楚”的农民,仅保留其余两类样本。需要指出的是,虽然农民对确权与否回答不清楚与回答没有确权存在本质区别,但按照事件发生与农户认知形成的关系来看,不清楚与未发生均属于对农民的较低刺激(与确权相比)。同时,这也是Ma等检测模型稳健性采用的方法。[32]其次,农民的土地产权经历采用土地调整经历和土地承包经营权证书持有状况进行刻画。这里的土地承包经营权证书是二轮承包时发放及延后发放的法律文书,并非此次土地确权颁证过程中发放的。第三,土地产权的历史情景差异,是根据江苏省和江西省的土地调整和土地征收的实际状况界定的,在实证部分是通过分别估计两个省的样本来体现的。

3.控制变量。为控制其它变量对农民土地产权安全感知的影响,本文也识别了户主特征变量、家庭特征变量、土地特征变量和区域虚拟变量。户主特征包括户主性别、户主年龄、户主受教育程度及户主非农就业经历;家庭特征包括与土地经营相关的家庭劳动力和农业固定资产;土地特征包括家庭人均耕地的数量和承包地地块数;村庄特征包括村庄的位置和村庄的经济水平;此外,为控制区域无法观测的社会、文化和制度等因素对土地产权安全感知的影响,文中也识别金湖县和灌云县的区域虚拟变量。具体变量定义参见表 1

① 采用户主特征变量的原因是,在家庭决策和信息的传递方面,户主因为天然的家庭“领袖”地位会对家庭成员的信息处理存在重要影响,而且这对于农民自身的感知来说也是严格外生的。

表 1 变量定义与描述
变量 定义 均值 标准差
因变量
  土地调整感知 1=未来五年内会调整,0=未来五年内不会调整 0.367 0.482
  失地风险感知 1=可能失去土地,0=不可能失去土地 0.265 0.441
主要自变量
  土地确权 1=已确权,0=未确权或不清楚 0.422 0.494
1=已确权,0=未确权 0.515 0.500
  土地调整 1=经历土地调整,0=未经历土地调整 0.314 0.464
  土地承包经营权证书 1=持有土地承包经营权证书,0=未持有 0.747 0.435
户主特征变量
  户主性别 1=男性,0=女性 0.964 0.185
  户主年龄 56.072 10.233
  户主受教育年限 6.735 3.103
  户主非农就业经历 1=有非农就业经历,0=没有非农就业经历 0.206 0.404
家庭特征变量
  家庭半年以上外出务工率 家庭半年以上务工人数占家庭总人数比重 0.249 0.235
  家庭农业固定资产 6070.857 26064.920
土地特征变量
  人均耕地面积 1.680 1.601
  家庭承包地地块数 5.359 3.824
村庄特征变量
  村庄位置 村庄离最近城镇的距离(里) 9.164 6.608
  村庄经济水平 村庄居民的人均纯收入(元) 6902.278 3246.148
区域虚拟变量
  金湖县 1=金湖县,0=其他 0.253 0.435
  遂川县 1=遂川县,0=其他 0.244 0.430
注:① 土地调整感知描述采用的是1045个样本进行的统计;② 失地风险感知采用的是948个样本进行的统计;③ 是否确权变量的第一种处理方式采用的是1410个样本进行的统计,第二种处理方式采用的是1156个样本进行的统计,其余变量均是采用1410个总样本进行的统计。
四、实证结果与讨论 (一) 模型选择

为考察不同土地产权历史情景下,新一轮土地确权对农民土地产权安全感知的影响差异,本文采用了包含交叉项的模型。基本表达式如下:

(1)

式1识别了四组基本模型,模型1:Yi表示土地调整感知,Xi表示土地调整经历。Zi表示土地确权状况,1表示已确权,0表示未确权或农民不清楚是否确权。Xi×Zi为交叉项,Dni表示户主特征、土地特征、区域特征等变量,a0为常数项,a1~a4为待估计系数,εi为误差项,并符合正态分布。模型2:Zi表示土地确权状况,1表示已确权,0表示未确权,其余变量定义与模型1中一致。模型3:Yi表示失地风险感知,1表示未来可能失去土地,0表示不可能失去土地。Xi表示土地承包经营权证书持有状况。Zi表示土地确权状况,1表示已确权,0表示未确权或农民不清楚是否确权,其余变量定义与模型1中一致。模型4:Yi表示失地风险感知,1表示未来可能失去土地,0表示不可能失去土地。Zi表示土地确权状况,1表示已确权,0表示未确权,其余变量定义与模型1中一致。考虑到四组模型的因变量均为二元变量,文章采用Probit模型对其进行估计。

在考察了不同土地产权情景中土地确权的作用后,文章还试图探究在那些农民的土地产权安全感知业已形成差异的产权情景中,土地确权是否会弥合农民的产权安全感知差异。为此,本文利用Oaxaca分解方法分析了土地确权对农民土地产权安全感知差异的影响。Oaxaca分解是将不同变量对土地产权安全感知差异的影响分为两部分:第一部分是特征效应,第二部分是特征回报率效应(即系数差异)。具体的模型如下:

(2)

式2识别了两组模型,第一组模型:分别表示江苏省和江西省农民的土地调整感知的几何平均值,β2(X1-X2)表示特征效应,(β1-β2)X1表示特征回报率效应;第二组模型:分别表示江苏省和江西省农民的失地风险感知的几何平均值,特征效应和特征回报率效应与第一组模型中一致。

(二) 不同产权历史情景下土地确权对土地调整感知的影响

表 2汇报了土地确权影响农民土地调整感知的估计结果。模型1和模型2的估计中,变量的显著性和方向基本保持一致,说明估计结果比较稳健。但引入交叉项的模型无法识别不同土地调整经历下,土地确权对农民土地调整感知的偏效应。为此,表 3给出了土地确权对具有不同土地调整经历的农民的土地调整感知的边际影响。结果表明,在土地调整几乎不再发生的江苏省,土地确权只是提高了那些经历过土地调整农民的土地调整感知。在土地调整较为频繁的江西省,土地确权只是提高了那些没有经历过土地调整农民的土地调整感知。

表 2 土地确权对土地调整感知的影响
变量 江苏省农民土地调整感知 江西省农民土地调整感知
模型1 模型2 模型1 模型2
主要自变量
土地调整 -1.092**(0.473) -1.029**(0.474) 0.679**(0.324) 0.649(0.455)
土地确权 -0.284(0.179) -0.228(0.195) 0.619***(0.229) 0.595**(0.275)
土地调整×土地确权 1.500**(0.728) 1.480**(0.723) -0.713***(0.259) -0.823**(0.358)
户主特征变量
户主性别 -0.968**(0.402) -0.773*(0.484) -0.514(0.394) -0.831(0.513)
户主年龄 0.003(0.007) 0.000(0.009) 0.015*(0.008) 0.023**(0.011)
户主受教育年限 0.111*(0.080) 0.170*(0.092) -0.002(0.084) 0.021(0.284)
户主非农就业经历 0.220(0.156) 0.232(0.174) 0.271(0.240) 0.331(0.284)
家庭特征变量
家庭半年以上外出务工人数 -0.118(0.336) -0.063(0.342) -0.670**(0.324) -0.645*(0.350)
家庭农业固定资产(对数) 0.043***(0.013) 0.046***(0.015) 0.403**(0.213) 0.501**(0.213)
土地特征变量
人均耕地面积(对数) 0.031(0.038) 0.047(0.041) -0.049(0.080) 0.130(0.120)
家庭承包地地块数 -0.053(0.039) -0.064(0.041) 0.009(0.016) -0.013(0.019)
村庄特征变量
村庄位置 0.001(0.017) 0.004(0.019) 0.017(0.014) 0.028**(0.014)
村庄经济水平 0.192(0.297) 0.230(0.309) -0.563***(0.213) -0.940***(0.209)
区域虚拟变量
金湖县 -0.104(0.326) -0.123(0.351)
遂川县 -2.007***(0.277) -2.324***(0.341)
常数项 -1.891(2.531) -2.542(2.734) 4.749***(1.784) 7.793***(1.878)
观测值 467 414 476 366
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;各模型的膨胀系数依次为1.33、1.34、1.67和1.83,表明估计中不存在严重的多重共线性问题;括号内为稳健标准误。
表 3 土地确权对土地调整感知的边际影响
土地调整经历 江苏省农民土地调整感知 江西省农民土地调整感知
系数 Z值 系数 Z值
模型1
土地调整=0 -0.082 -1.57 0.170*** 2.66
土地调整=1 0.242* 1.63 -0.026 -0.53
模型2
土地调整=0 -0.062 -1.17 0.152** 2.06
土地调整=1 0.265* 1.65 -0.057 -0.90
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

原因在于,江苏省在二轮承包以来已基本停止了土地调整,即农户面临的情景压力相对较小。此时,土地调整经历很可能成为主导农民土地调整感知的因素,并使得农民选择性地识别土地确权中支持土地调整的信息,以保持论据与先验经历的一致。相反,对于二轮承包以来仍频繁调整土地的江西省,如果农民经历过土地调整并且可以从周围环境中获取土地调整的信息,土地确权的作用将被土地调整的历史情景和强化了的土地调整感知所抑制。也就是说,在情景与经历一致时,土地调整情景先验地形成了农民关于土地调整的认知集合,会使得基于认知一致性的土地调整感知变得很强,此时农民从土地确权中搜集的支持土地调整的信息并不会改变先验认知。即使是土地确权表征出土地调整的信息,为保持认知的一致性,土地确权中表征出来的支持土地调整的信息也会被弱化。但是,如果农民没有经历过土地调整,那么土地产权历史情景与土地产权经历包含的产权安全特征是不一致的。这种情况下,土地确权呈现出来的土地边界重新界定和行政干预会提高农民的土地调整感知。

当然,两个地区之所以呈现出这样的差异,还可能受到区域经济、农业种植结构、农村劳动力结构以及土地资源特征的影响,但这些内容对农民土地调整感知的影响大体是通过干扰农地经营权的稳定性发挥作用的。即资源属性和文化特征造成的土地调整问题,仍是两个区域农民土地调整感知形成的重要情景因素。

其它控制变量的影响方面,江苏省样本中,户主为男性弱化了农民的土地调整感知。主要原因是,男性相对女性而言,行为能力更强,更容易保护土地。而且,男性会比女性更多地参与村庄事务,使他们对土地不再调整的信息捕捉得更全面;户主较高的受教育水平提高了农民的土地调整感知。可能的原因是,受教育程度越高,农民从事非农就业的机会越多,外出就业很可能降低对承包地的保护,进而提高了农民的土地调整感知[33];家庭农业固定资产提高了农民的土地调整感知,固定资产越多意味着土地调整越可能造成农业生产中的沉没投资的损失,继而提高了农民对土地调整的恐惧。其余控制变量的影响并不显著。

江西省样本中,家庭农业固定资产对农民土地调整感知的影响与江苏省农民类似;户主年龄对土地调整具有正向激励。很显然,在土地调整频繁的江西省,户主年龄越大,他们对土地调整的经验越丰富,并会将这种信息在家庭内部扩散;家庭非农就业率提高了农民的土地调整感知,这是因为,在土地调整频发的区域,劳动力转移降低了对土地的直接保护,会提高他们的土地调整感知;村庄经济水平与农民的土地调整感知负相关,原因是,较高的经济水平使得地区法制化和土地法律实施更为充分。加之经济水平的提高也会降低农民对土地的依赖,从而弱化了他们的土地调整感知。此外,与丰城市的农民相比,遂川县农民的土地调整感知较弱,其余控制变量的影响不显著。

(三) 不同产权历史情景下土地确权对失地风险感知的影响

表 4汇报了土地确权影响农民失地风险感知的估计结果,表 5给出了在农民土地承包经营权证书持有状况不同的情形下,土地确权对他们失地风险感知的边际影响。结果表明,在征地较为频繁的江苏省,土地确权对农民的失地风险感知无显著影响。主要的原因是,在江苏省,快速城镇化和基础设施建设造成了农村土地易被政府直接征收或以租代征,村级精英治理和行政嵌入型村庄治理模式也在一定程度上强化了农民的失地风险感知。虽然理论部分谈到土地产权情景与土地产权经历的互动性,但很显然,征地的历史情景信息已经形成了很强的情景压力。在这种情况下,情景压力已经锚定了农民的失地风险感知,并建构了非常明确的主体态度。土地确权内含的约束政府行为的内容也因为认知一致性需求,限制了它的作用发挥。

表 4 土地确权对失地风险感知的影响
变量 江苏省农民失地风险感知 江西省农民失地风险感知
模型3 模型4 模型3 模型4
主要自变量
  土地承包经营权证书 -0.102(0.164) 0.004(0.195) 0.116(0.218) -0.198(0.227)
  土地确权 -0.318(0.274) -0.206(0.295) 0.637*(0.372) 0.353(0.398)
  土地承包经营权证书×土地确权 0.376(0.266) 0.209(0.295) -0.960**(0.392) -0.628*(0.405)
户主特征变量
  户主性别 0.689(0.483) —— 0.504**(0.261) 0.874*(0.524)
  户主年龄 0.001(0.006) -0.001(0.007) -0.006(0.008) -0.000(0.008)
  户主受教育年限 0.092(0.074) 0.104(0.084) -0.130*(0.079) -0.020(0.096)
  户主非农就业经历 0.019(0.194) -0.041(0.205) -0.304*(0.177) -0.203(0.218)
家庭特征变量
  家庭半年以上外出务工人数 -0.198(0.388) 0.068(0.398) 0.396(0.364) 0.286(0.362)
  家庭农业固定资产(对数) 0.009(0.015) 0.016(0.017) 0.027(0.154) 0.225(0.194)
土地特征变量
  人均耕地面积(对数) -0.023(0.048) 0.029(0.057) -0.087(0.071) -0.122*(0.067)
  家庭承包地地块数 -0.001(0.048) 0.029(0.056) -0.004(0.012) -0.000(0.015)
村庄特征变量
  村庄位置 0.012(0.019) 0.027(0.018) -0.015(0.011) -0.018(0.012)
  村庄经济水平 0.048(0.166) -0.023(0.181) 0.260*(0.164) 0.227(0.180)
区域虚拟变量
  金湖县 0.151(0.239) 0.237(0.223)
  遂川县 0.045(0.231) -0.043(0.244)
  常数项 -2.173(1.699) -1.173(1.785) -2.393(1.665) -2.776(1.751)
  观测值 462 385 404 321
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;各模型的膨胀系数依次为1.79、1.81、2.53和2.46,表明估计中不存在严重的多重共线性问题;括号内为稳健标准误。
表 5 土地确权对失地风险感知的边际影响
土地承包经营权证书持有状况 江苏省农民失地风险感知 江西省农民失地风险感知
系数 Z值 系数 Z值
模型3
土地证书=0 -0.092 -1.19 0.227* 1.81
土地证书=1 0.017 0.47 -102** -2.33
模型4
土地证书=0 -0.057 -0.71 0.133 0.90
土地证书=1 0.001 0.45 -0.084* -1.80
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

其次,在征地发生频率较低的江西省,土地确权降低了持有土地承包经营权证书农民的失地风险感知,但提高了未持有土地承包经营权证书农民的失地风险感知。这是因为,江西农村地区的土地市场价值偏低,造成农民被征地的频率和风险也较低,造成他们更多地依据自身持有的法律文书和对土地确权的主观猜想来推测未来征地发生的可能性。当土地征收较少发生的历史情景和持有土地法律文书的经历内含的产权安全特征一致时,土地产权安全的先验认知会激励农民选择性地从土地确权中,搜集那些支持地方政府不会侵权的积极信息,以保持认知的一致性。同理,当情景压力较小,农民会通过自身的土地法律文书持有状况先验建构自身的土地产权感知,未持有土地法律文书会使得农民更易识别土地确权中的行政干预信息,以降低前后认知不一致造成的失调感。

其余控制变量方面,江苏省样本中,户主特征、家庭特征、土地特征和区域特征均对农民的失地风险感知无显著影响。原因是,在苏北地区,农民对征地的感知很大程度上取决于他们历史性的经历和周边征地发生的频率;江西省样本中,如果户主是男性,农民的失地风险感知更强。原因是,在农村,男性比女性更有可能接触与征地有关的活动,而且户主也因其地位优势更易将征地信息在家庭中扩散。户主受教育程度弱化了农民的失地风险感知,表明对于政策和法律的认知有助于降低农民不安全的土地产权感知。村庄经济水平提高了农民的失地风险感知,表明征地的发生与地区经济和土地市场价值密切相关。这也是为什么在土地征收较为普遍的江苏省,村庄经济影响不显著的原因。

(四) 土地产权安全感知的Oaxaca分解

为进一步分析两省农民的土地产权安全感知差异及土地确权对其的影响,表 6利用表 2表 4的回归,分别对两省农民的土地调整感知和失地风险感知的差异进行了Oaxaca分解。结果表明,江苏省农民的土地调整感知明显低于江西省的农民。其中土地调整的特征差异对两省农民的土地调整感知差异的贡献率为70.79%,特征回报率差异的贡献率为100.40%。这表明,江苏省与江西省的土地调整发生率存在较大差异,而且土地调整经历对江西省农民的土地调整感知具有更大的影响。土地确权的分解结果则表明,江苏省和江西省的土地确权实施状况并不存在明显差异。特征回报率无明显影响则表明,目前土地确权并不会缩小两省农民土地调整感知的差异。

表 6 土地产权安全感知的Oaxaca分解
农民土地调整感知 模型1 模型2
土地调整感知差异分解 贡献率(%) 土地调整感知差异分解 贡献率(%)
江苏与江西农民土地调整感知的差距 -0.248*** 100 -0.270*** 100
土地调整
特征差异 -0.176*** 70.97 -0.162*** 60.00
系数差异 -0.249*** 100.40 -0.221*** 81.85
土地确权
特征差异 -0.000 0.00 0.003 -1.11
系数差异 -0.029 11.69 -0.006 2.22
农民失地风险感知 模型3 模型4
失地风险感知差异分解 贡献率(%) 失地风险感知差异分解 贡献率(%)
江苏与江西农民失地风险感知的差距 -0.048 100 -0.049 100
土地承包经营权证书
特征差异 0.007 -14.58 0.019* -38.78
系数差异 0.074 -154.17 0.183*** -373.47
土地确权
特征差异 0.005 -10.42 0.007 14.29
系数差异 0.027 -56.25 0.027 55.10
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。

此外,江西省农民的失地风险感知略高于江苏省农民,两省土地承包经营权证书的特征差异和特征回报率差异对农民的失地风险感知差异的贡献率并不显著。一方面是因为,两省农民的土地承包经营权证书的持有率差异不大。另一方面,特征回报率影响不显著则表明,法律文书对两省农民的失地风险感知的作用无明显差异。其次,土地确权的特征差异和特征回报率差异对两省农民失地风险感知差异的影响不显著,一方面是因为,土地确权的实施对两省农民的失地风险感知差异无显著影响。另一方面,土地确权在两省均处于推进阶段,对农民征地风险感知差异的作用尚未显现。

综上所述,土地产权经历和土地确权对两省农民土地产权安全感知差异的影响中,特征回报率差异的贡献率显著大于特征差异的贡献率。同时,土地产权经历的差异倾向于扩大两省农民的土地产权安全感知差异。具体来说,与江苏省较低的土地调整发生率相比,江西省较高的土地调整频率会提高土地调整对农民土地调整感知的边际影响。但土地确权由于尚处于过渡阶段,加之农民对土地确权的整体认知度不足,导致它的作用绩效被土地调整历史情景掩盖而暂未显现。这也表明,政策实施是存在时滞的。正是由于存在该特征,在新一轮土地确权的过程中,需要更多地关注土地产权历史情景对政策实施的作用差异,并适时作出相应调整。避免因忽视情景差异造成政策实施陷入路径依赖,进而导致农村土地产权的实施呈现差异化,甚至出现实施逻辑和基层治理方式的冲突。

就土地确权的过程来看,目前出现了诸如农民占地过多,村干部对土地确权认识和宣传不足,将以往简单问题背后的复杂性暴露而引发纠纷等问题。这一方面不利于确权的进一步开展,另一方面,此次改革能否得到群众的支持和理解也未可知。反观我国农村土地制度改革的历程,虽然政策和法律相继明确了农民的土地承包经营权益,但现实中依然存在的土地承包关系不稳定、土地调整和行政侵权,势必降低农民的土地产权安全感知。而江苏省与江西省作为两个经济和土地制度差异较大的省份,前者的快速城镇化导致土地征收的高频率和土地调整的低频率[20],江西省农村地区的土地调整传统则使得这种自发的土地治理模式仍具有较强的生命力[7]。但新一轮的土地确权是在土地改革的历史中完成的,它的推进不仅受到历史遗留问题的制约,也受到农民先验认知的影响。尤其是当前土地确权的宣传尚不到位、实施过程中出现的矛盾显化和行政干预,都可能造成政策实施目的与农民的土地产权感知不一致,并可能降低政策实施绩效。

(五) 稳健性检验

由于本文的因变量为土地产权安全感知,实际调研中受访者往往存在不诚实报告自身想法的情形[34-35]。为此,文章对农民的土地调整感知和征地风险感知做了如下处理:上文仅考虑了那些回答“可能”和“不可能”(土地调整或失去土地)的农民群体,但问卷中还涉及回答“不清楚”(土地调整或失去土地)的农民样本。这部分农民关于土地调整和征收的感知处于模糊状态,即他们有可能担心产权不稳定,也可能并不担心土地侵权。因此,文章对因变量重新赋值,“可能”赋值3、“不清楚”赋值2、“不可能”赋值1,并视其为连续变量,采用OLS模型估计模型1到模型4。此外,模型也面临遗漏变量的可能。参照高琳引入区域经济特征的做法[36],文章也采用了村庄虚拟变量以控制更小地理单位上的差异。对比表 7表 2表 4的估计结果,主要自变量的影响方向基本保持一致。

表 7 稳健性检验Ⅰ
变量 江苏省农民土地调整感知 江西省农民土地调整感知
模型1 模型2 模型1 模型2
土地调整 -0.180**(0.088) -0.142(0.098) 0.218***(0.083) 0.181*(0.102)
土地确权 -0.129**(0.053) -0.091*(0.057) 0.147**(0.077) 0.089(0.088)
土地调整×土地确权 0.350**(0.163) 0.309*(0.169) -0.108(0.110) -0.101(0.126)
变量 江苏省农民失地风险感知 江西省农民失地风险感知
模型3 模型4 模型3 模型4
土地承包经营权证书 -0.156**(0.069) -0.092(0.081) 0.001(0.091) -0.061(0.130)
土地确权 -0.198**(0.099) -0.151(0.107) 0.242(0.179) 0.194(0.194)
土地承包经营权证书×土地确权 0.277**(0.113) 0.196*(0.121) -0.366**(0.189) -0.305(0.205)
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;括号内为稳健标准误。

文章还面临内生性的挑战。考虑到土地确权往往会根据农户或村庄特征等有选择地在某些区域实施,造成政策执行不具有随机性,进而导致样本的选择性偏差。参照Caliendo和Kopeinig以及Lanza等的做法[37-38],作者采用了倾向得分匹配法(PSM)对土地确权与农民土地产权安全感知的相关性进行了估计。如表 8所示,采用PSM估计后,土地确权的ATT效应均不显著,说明实验组和控制组并不存在系统性差异,即农民并不会因为参与确权与否而存在土地产权安全感知的变化。根据表 8的估计,文章也采用probit模型估计了土地确权的影响,结果发现四组模型中土地确权变量估计系数对应的p值分别为0.367、0.541、0.763和0.137,说明采用PSM方法并未显著改变土地确权的影响。表 9也对PSM估计进行了平衡性检验,结果显示引入模型变量的偏差均未通过t检验,也就是说样本的平衡性较好。可以认为,随机抽样有助于降低土地确权的内生性风险。限于篇幅,此处仅给出了主要自变量的估计结果。

表 8 稳健性检验Ⅱ
变量 匹配方法 土地调整感知 失地风险感知
江苏省农民 江西省农民 江苏省农民 江西省农民
土地确权的ATT效应 Nearest Neighbour -0.048(0.066) 0.060(0.088) -0.032(0.031) -0.072(0.051)
Kernel -0.034(0.052) 0.085(0.050) -0.000(0.043) -0.061(0.062)
Stratification -0.052(0.033) 0.025(0.057) -0.045(0.026) -0.070(0.070)
注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著;上表中的土地确权只包括确权和未确权,农民的土地产权安全感知保留了回答“可能”和“不可能”的样本。表 9同。
表 9 平衡性检验
变量 土地调整感知 失地风险感知
江苏省农民 江西省农民 江苏省农民 江西省农民
%bias t-test %bias t-test %bias t-test %bias t-test
土地确权 4.6 0.30 -3.5 -0.32 9.0 0.60 -4.6 -0.30
户主性别 -7.4 -0.45 20.7 1.45 0.00 0.00 0.0 0.00
户主年龄 -8.0 -0.55 -11.8 -1.06 -9.3 -0.66 3.2 0.22
户主受教育年限 -5.0 -0.34 8.1 0.78 -1.2 -0.08 2.8 0.19
户主非农就业经历 -2.8 -0.17 4.8 0.46 -25.7 -1.62 -15.3 -0.99
家庭半年以上外出务工人数 -2.6 -0.17 -6.9 -0.63 -15.3 -0.96 -21.2 -1.37
家庭农业固定资产(对数) -14.6 -1.00 16.8 1.49 7.3 0.49 3.7 0.23
人均耕地面积(对数) 1.2 0.09 2.9 0.23 2.1 0.15 0.3 0.03
家庭承包地地块数 -19.6 -1.28 -5.9 -0.54 -9.6 -0.60 -12.7 -0.75
村庄位置 -5.9 -0.39 14.6 1.52 -13.4 -0.87 -5.7 -0.41
村庄经济水平 14.4 0.99 -5.0 -0.46 3.7 0.26 1.7 0.11
金湖县 7.0 0.46 -18.0 -1.20
遂川县 -2.8 -0.28 -4.6 -0.30
五、结论与思考 (一) 研究结论

本文利用江苏省和江西省的1410户农户调查数据,分析了处于不同土地产权历史情景中的农民,土地确权对他们土地产权安全感知的影响差异。理论分析表明,在农民的土地确权认知度较低的阶段,土地确权难以提高他们的土地产权安全感知,产权历史情景和产权经历也会制约土地确权的绩效发挥。实证结果表明:(1) 土地确权提高了江苏省经历过土地调整和江西省未经历过土地调整农民的土地调整感知。(2) 土地确权提高了江西省未持有土地承包经营权证书农民的失地风险感知,但降低了持有土地承包经营权证书农民的失地风险感知。同时,土地确权对江苏省农民的失地风险感知无显著影响。(3) 对处于不同土地产权历史情景中的农民,土地调整经历的差异扩大了他们的土地调整感知差异。土地确权因尚处于实施阶段,并未显著改变不同地区农民的土地产权安全感知差异。

(二) 进一步讨论

本文研究表明,在不同的土地产权历史情景中,土地确权对农民土地产权安全感知的影响存在较大差异。虽然新一轮土地确权的目的是,通过重新确认农民的土地承包经营权,在法律层面赋予农民对土地更为全面的用益物权,从而推动农村生产要素的重新配置和培育新型农业经营主体。但即使在土地确权以前,农地经营权就已经开始流转。而土地承包经营权的抵押担保功能在目前尚未普及,其面临的标的物难以变现和高风险性都使得农地抵押的操作性不强。那么新一轮的土地确权是否真的可以促进农村要素市场的发育和土地承包经营权的资产化,还是如贺雪峰[39]所言,此次土地确权只是劳民伤财之举仍值得商榷。但首先需要明确的是,土地确权绩效的实现,关键在于农民是否会对改革作出必要的反馈。其次,这一反馈的直接动力源于,农民多大程度上理解和接受土地确权会进一步保护他们的土地财产权益这一事实。换言之,土地确权能否提高农民的土地产权安全感知,对此次改革目标的实现具有重要意义。

此外,对那些所处土地产权历史情景差异较大的农民,土地确权总体上或对他们的土地产权安全感知无显著影响,或提高了农民不安全的土地产权感知。这一方面表明,政府在推进土地确权的过程中,忽视了制度绩效很大程度上受制于政策目的与农民主观认知的一致性。另一方面,土地确权涉及的土地边界重新界定和造册登记,面临着诸如历史遗留问题严重、地界纠纷频繁等问题,都可能将以往简单问题背后的复杂性进一步显化。加之政府介入过多,这些因素很可能加强土地确权与土地产权不安全之间的联系。因此,土地确权不仅是重新界定土地边界或从法律层面强化农民的土地承包经营权益,更应该透过此次改革,纠正二轮承包以来农村地区不安全的土地产权情景。通过诸如加强农民关于土地权益保护相关法律知识的培训、积极引导农民参与新一轮土地制度改革的监督和执行等措施,从认知和经历两个层面纠正农民土地产权不安全的先验认知。当然,对于土地产权历史情景存在差异的地区,应从优化产权情景和提高农民对土地确权的认知度等层面,因地制宜地推进农村土地制度改革

① 土地确权对农户认知或行为的影响也需要考虑农户类型的问题。例如,傅晨和任辉就按照农户对土地的依赖性将其进行区别,并通过不同制度设计契合农户的土地诉求[40]。其次,从农户对土地的情感依附来看,罗必良通过识别农户对土地的禀赋效应,表明作为人格化财产的土地具有表达情感、归属和身份的作用[41]。因此,下一步的研究还需要进一步深化农户的类型划分,进而考察土地确权实施绩效差异化的表达机制。

参考文献(References)
[1] Wang H, Tong J, Su F, et al. To Reallocate or not: Reconsidering the Dilemma in China's Agricultural Land Tenure Policy[J]. Land Use Policy, 2011, 28(4): 805–814. DOI: 10.1016/j.landusepol.2011.01.006
[2] Lohmar B, Zhang Z, Somwaru A. Land Rental Market Development and Agricultural Production in China[R]. Paper Presented at Annual Meeting of the American Agricultural Economics Association, 2001. http://ageconsearch.umn.edu/bitstream/20683/1/sp01lo01.pdf.
[3] Broegaard R J. Land Tenure Insecurity and Inequality in Nicaragua[J]. Development and Change, 2005, 36(5): 845–864. DOI: 10.1111/dech.2005.36.issue-5
[4] de La Rupelle M, Quheng D, Shi L, et al. Land Rights Insecurity and Temporary Migration in Rural China[R]. IZA Discussion Paper No.4668, Bonn, Germany: Institute for the Study of Labor (IZA), 2010. http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=153067IZA.
[5] Reerink G, van Gelder J L. Land Titling, Perceived Tenure Security and Housing Consolidation in the Kampongs of Bandung, Indonesia[J]. Habitat International, 2010, 34(1): 78–85. DOI: 10.1016/j.habitatint.2009.07.002
[6] Van Gelder J L. Feeling and Thinking: Quantifying the Relationship between Perceived Tenure Security and Housing Improvement in an Informal Neighborhood in Buenos Aires[J]. Habitat International, 2007, 31(2): 219–231. DOI: 10.1016/j.habitatint.2007.02.002
[7] Ma X, Heerink N, van Ierland E, et al. Land Tenure Security and Land Investments in Northwest China[J]. China Agricultural Economic Review, 2013, 5(2): 281–307. DOI: 10.1108/17561371311331133
[8] 谢利泰勒, 戴维西尔斯, 利蒂希亚安妮佩普卢. 社会心理学[M]. 崔丽娟, 王彦, 等, 译. 上海: 上海人民出版社, 2010.
[9] 马贤磊, 仇童伟, 钱忠好. 土地产权经历、产权情景对农民产权安全感知的影响——基于土地法律执行视角[J]. 公共管理学报, 2015(4): 111–121.
[10] McGuire W J. Inducing Resistance to Persuasion: Some Contemporary Approaches[M]//Berkowitz L. Advances in Experimental Social Psychology. New York: Academic Press, 1964, 1:192-229.
[11] North D C. Economic Performance through Time[J]. American Economic Review, 1994, 84(3): 359–368.
[12] 程令国, 张晔, 刘志彪. 农地确权促进了中国农村土地的流转吗?[J]. 管理世界, 2015(1): 88–98.
[13] 付江涛, 纪月清, 胡浩. 新一轮承包地确权登记颁证是否促进了农户的土地流转——来自江苏省3县(市、区)的经验证据[J]. 南京农业大学学报(社会科学版), 2016(1): 105–113.
[14] 胡新艳, 罗必良. 新一轮农地确权与促进流转:粤赣证据[J]. 改革, 2016(4): 85–94.
[15] 陈昭玖, 胡雯. 农地确权、交易装置与农户生产环节外包——基于"斯密—杨格"定理的分工演化逻辑[J]. 农业经济问题, 2016(8): 16–24.
[16] 黄季焜, 冀县卿. 农地使用权确权与农户对农地的长期投资[J]. 管理世界, 2012(9): 76–81.
[17] Holden S, Yohannes H. Land Redistribution, Tenure Insecurity, and Intensity of Production: A Study of Farm Households in Southern Ethiopia[J]. Land Economics, 2002, 78(4): 573–590. DOI: 10.2307/3146854
[18] Deininger K, Jin S. Security Property Rights in Transition: Lessons from Implementation of China's Rural Land Contracting Law[J]. Journal of Economic Behavior & Organization, 2009, 70(1): 22–38.
[19] 陈锡文, 赵阳, 陈剑波, 等. 2009中国农村制度变迁60年[M]. 北京: 人民出版社, 2009: 41-42.
[20] 马贤磊, 仇童伟, 钱忠好. 农地产权安全性与农地流转市场的农户参与——基于江苏、湖北、广西、黑龙江四省(区)调查数据的实证分析[J]. 中国农村经济, 2015(2): 22–37.
[21] Fiske S T, Taylor S E. Social Cognition (2nd ed.)[M]. New York: McGraw-Hill, 1991.
[22] von Hecker U. On Memory Effects of Heiderian Balance: A Code Hypothesis and an Inconsistency Hypothesis[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1993, 29(4): 45–52.
[23] Heider F. Psychology of Interpersonal Relations[M]. New York: Wiley, 1958.
[24] Abelson R P. Theories of Cognitive Consistency: A Sourcebook[J]. Theories of Cognitive Consistency a Sourcebook, 1968.
[25] Stone J, Cooper J. A Self-standard Model of Cognitive Dissonance[J]. Journal of Experimental Social Psychology, 2001, 37(3): 228–243. DOI: 10.1006/jesp.2000.1446
[26] Lavine H, Huff J W, Wagner S H, et al. The Moderating Influence of Attitude Strength on the Susceptibility to Context Effects in Attitude Survey[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1998, 75(2): 359–373. DOI: 10.1037/0022-3514.75.2.359
[27] Zhang Y, Wang X, Glauben T, et al. The Impact of Land Reallocation on Technical Efficiency: Evidence from China[J]. Agricultural Economics, 2011, 11(4): 495–507.
[28] 黄季琨, 陶然, 徐志刚. 制度变迁和可持续发展: 30年中国农业与农村[M]. 上海: 格致出版社, 2008.
[29] 钱忠好. 农村土地承包经营权产权残缺与市场流转困境:理论与政策分析[J]. 管理世界, 2002(6): 35–45.
[30] Brandt A S, Gaspart F, Platteau J P. Land Tenure Security and Investment Incentives: Puzzling Evidence from Burkina Faso[J]. Journal of Development Economics, 2002, 67(2): 373–418. DOI: 10.1016/S0304-3878(01)00190-0
[31] Albarracin D, Wyer R S. The Cognitive Impact of Past Behavior: Influences on Beliefs, Attitudes, and Future Behavioral Decisions[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 2000, 79(1): 5–22. DOI: 10.1037/0022-3514.79.1.5
[32] Ma X, Heerink N, Ierland E, et al. Land Tenure Insecurity and Rural-urban Migration in Rural China[J]. Papers in Region Science, 2016, 95(2): 383–406. DOI: 10.1111/pirs.v95.2
[33] Ma X. Does Tenure Security Matter? : Rural Household Responses to Land Tenure Reforms in Northwest China [D]. Wageningen U R, 2013.
[34] Duncombe W, Robbins M D, Stonecash J. Measuring Citizen Preferences for Service Using Surveys: Dose a 'Gray Peril' Threaten Public Funding for Education?[J]. Public Budgeting and Finance, 2003, 23(1): 45–72. DOI: 10.1111/pbaf.2003.23.issue-1
[35] Lewis B D, Pattinasarany D. Determining Citizen Satisfaction with Local Public Education in Indonesia: The Significance of Actual Service Quality and Governance Conditions[J]. Growth and Change, 2009, 40(1): 85–115. DOI: 10.1111/grow.2009.40.issue-1
[36] 高琳. 分权与民生:财政自主权影响公共服务满意度的经验研究[J]. 经济研究, 2012(7): 86–98.
[37] Caliendo M, Kopeinig S. Some Practical Guidance for the Implementation of Propensity Score Matching[J]. Journal of Economic Surveys, 2008, 22(1): 31–72. DOI: 10.1111/joes.2008.22.issue-1
[38] Lanza S T, Moore J E, Butera N M. Drawing Causal Inferences Using Propensity Scores: A Practical Guide for Community Psychologists[J]. American Journal of Community Psychology, 2013, 52(3-4): 380–392. DOI: 10.1007/s10464-013-9604-4
[39] 贺雪峰. 农地承包经营权确权的出路[J]. 党政视野, 2015(11): 61–61.
[40] 傅晨, 任辉. 农业转移人口市民化背景下农村土地制度创新的机理:一个分析框架[J]. 经济学家, 2014(3): 74–83.
[41] 罗必良. 农地流转的市场逻辑——"产权强度—禀赋效应—交易装置"的分析线索及案例研究[J]. 南方经济, 2014(5): 1–24.