Page 38 - 《华中农业大学学报（社会科学版）》2020年第1期
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第 １ 期             钱   龙 等: 新一轮确权对农户耕地质量保护行为的影响———来自广西的经验证据                             ３ ３

   为干预组( 获得) 和 控 制 组 ( 没 有 获 得), 并 计 算 拥 有 特 定 禀 赋 Z 的 农 户 进 入 干 预 组 的 概 率 P , 如
   式( ２ ):
                               P ( Z ) ＝Pr ( Cir＝１|Z ) ＝E [ Cir|Z ]                       ( ２ )
       式( ２ ) 中, Cir＝１ 表示个体属于干预组.对于任意农户i 而言, 获得农地确权证对其耕地保护行
   为的平均影响 ATT 为:
              ATT ＝E ( Y i１ |Cir＝１ ) ＧE ( Y i０ |Cir＝１ )
                           ＝E ( Y i１ ＧY i０ |Cir＝１ )
                                                       )]}
                           ＝E { E [ Y i１ ＧY i０ |Cir＝１ , P ( Z i
                                                                              )]}         ( ３ )
                           ＝E { E [ Y i１ |Cir＝１ , P ( Z i )]} ＧE { E [ Y i０ |Cir＝１ , P ( Z i
       式( ３ ) 中Y i１ 和Y i０ 分别表示获得确权证和没有确权                        表 ３ PSM 稳健性检验
   证农户的耕地保护决策. Z i 指示农户 i 的禀赋, 主要是                      变量       近邻匹配( k＝１ )       核匹配
   户主特征、 家庭特征、 经营特征和村庄特征等维度的特                        施有机肥       ０．０７５ ∗∗∗ ( ０．０９３ )  ０．０７７ ∗∗∗ ( ０．８１４ )
   征.为保障结果稳健性, 本文同时使用近邻匹配法和核                         施测土配方肥     ０．１９２ ∗∗∗ ( ０．０３９ )  ０．１８１ ∗∗∗ ( ０．０４１ )
                                                     施石灰        ０．３４１ ∗∗∗ ( ０．０５４ )  ０．３２３ ∗∗∗ ( ０．０５４ )
   匹配法分别进行匹配( 表 ３ ).                                 秸秆还田       ０．５５８ ∗∗∗ ( ０．０６６ )  ０．５４３ ∗∗∗ ( ０．０５９ )
       ３．Mv p robit模型稳健性检验                           深松         ０．４３０ ∗∗∗ ( ０．０７４ )  ０．４４７ ∗∗∗ ( ０．０６０ )
       前述拟合回归逐一对农户某一类型耕地质量保护                         免耕         ０．１６７ ∗∗∗ ( ０．０４６ )  ０．１６９ ∗∗∗ ( ０．０３６ )
   行为进行了考察        [ ４ ] .然而, 进行如此处置的前提是, 不同类型的耕地质量保护行为相互之间并没有替
   代或者互补关系        [ ２８ ] .相反, 一旦因变量之间存在相关关联, 相对并列的单方程, 采取多方程联立会更
   有效率   [ ３６ ] .以往成果少有考虑到这一点, 为排除这种可能相关性带来的影响, 本文选择 Mv p robit模
   型来进行稳健性检验          [ ３７ ] .
       拟合结果拒绝了六类耕地质量保护行为相互之间没有关联的前提假设, 说明使用 Mv p robit模型
   来检验农地确权对农户耕地质量保护行为的影响更为恰当( 表 ４ ).此时, 农地确权对农户的土壤肥

   力提升和养分平衡行为( 施有机肥行为、 施测土配方肥、 施石灰) 和保护性耕作行为( 秸秆还田、 深松、
   免耕) 依然有极为显著的正向影响.这说明即使考虑到不同类型耕地质量保护措施之间可能的相关

   联系, 基准回归结论也是可信的.
                                 表 ４  基于 MV p robit模型的稳健性检验
         变量          施有机肥       施测土配方肥         施石灰         秸秆还田           深松         免耕
                    ０．４５０ ∗∗∗    ０．８３７ ∗∗∗    １．６２８ ∗∗∗    １．６００ ∗∗∗   １．３７８ ∗∗∗   ０．９５５ ∗∗∗
     农地确权
                      ( ０．１７９ )   ( ０．２８１ )    ( ０．２４５ )    ( ０．２３１ )   ( ０．２１４ )   ( ０．２８８ )
     控制变量              YES         YES          YES          YES         YES         YES
    Waldchi ２                                      ３４６．７８ ∗∗∗
    Prob＞chi ２                                       ０．０００
     观测值                                              ６７７

      三、 讨论与分析


     １． 农地确权的滞后效应
       既往成果多关注是否确权对农户土地利用行为的影响                          [ ２７Ｇ２８ ] , 却少有研究考虑到确权颁证的政策
   效果可能存在一定滞后效应.即确权颁证的政策效应可能会因农户持有新一轮确权证书的时间长短
   不同而有差异.事实上, 推进新一轮确权颁证工作以来, 中央政府在省级层面布置了各省推进进度,
   而省、 市层面也是如此, 在所辖的县、 乡、 村分批次、 分进度的予以推进.因此, 不同农户获得确权证的
   时间是有差异的.以此次调研的广西壮族自治区为例, 自 ２０１２ 年开始试点, 到 ２０１８ 年底宣布基本完
   成全区确权颁证工作, 历经 ６ 年.因此, 本文参照程令国等                       [ ２６ ] 的思路, 以中间年份为划分标准, 按农
   户获得新一轮确权证书的时间是否超过 ３ 年, 将样本农户区分为获得证书时间较短的农户和获得时
   间较长的农户, 以此来识别农地确权的滞后效应.
       结果显示( 表 ５ ), 相对于获得新一轮确权证不足 ３ 年的农户, 获得确权证超过 ３ 年的农户施有机
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