摘 要：農民消費行為的產權含義始終沒有引起學界的關注。基于“農地確權-土地功能-收入結構-農戶消費”的分析框架，探討農地確權政策影響農戶消費的內在機理。分析表明，農地確權契合國家宏觀經濟擴內需、強消費的內循環政策導向。使用2014年和2016年中國勞動力動態調查(CLDS)的兩期面板數據，采用PSM-DID模型估計農地確權的消費效應。估計結果顯示：總體上，農地確權顯著促進農戶人均消費、人均商品性消費，但對人均服務性消費并無明確影響。進一步證據表明，基于農地保障性功能和財產性功能使用的農戶，農地確權政策將顯著提高其人均消費和人均商品性消費；農地確權消費效應在兼職農民家庭中最為顯著，但農地確權政策并未帶來農戶消費結構升級。提出挖掘農戶消費背后的產權含義將有助于擴大農村內需，促進農民消費。
關鍵詞：農地確權； 農地功能； 收入結構； 農戶消費； PSM-DID模型
2020年5月14日，中共中央政治局常委會會議首次提出“深化供給側結構性改革，充分發揮我國超大規模市場優勢和內需潛力，構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局”， 同年5月下旬“兩會”期間，習近平總書記再次強調，要逐步形成以國內大循環為主體的雙循環發展格局。實現經濟發展內循環，關鍵在于擴大內需并提高國內居民消費水平[1]。黨的十九大報告早已明確提出“完善促進消費的體制機制，增強消費對經濟發展的基礎性作用”。可見，中國對消費的重視程度達到了前所未有的新高度。實際上，當前外貿環境的不穩定性、不確定性增加，客觀上也要求中國經濟必須尋求內在潛力的挖掘。然而，內需不足已經成為制約我國經濟可持續發展的重要因素[2]，內需不足主要來源于消費的不足，尤其是農村居民的消費低迷[3]。國家統計局數據顯示，2019年占全國總人口39.4%的農村居民，其人均消費支出只有全國平均水平的61.83%，而2018年農村居民消費總額僅占全國總額的21.80%。可以看到，我國農村消費市場具有巨大的挖掘空間。
注：數據來源于2008-2017年《中國統計年鑒》。
圖1 中國農村人均居民消費變動趨勢
值得關注的是，2007-2016年，中國農村居民人均消費的年均增長率達到9.94%，其中2009年、2011年和2013年消費增速達到階段性峰值(如圖1所示)。巧合的是，2009年和2013年恰逢新一輪農村土地承包經營權確權登記頒證工作的試點開始期與全面推廣期，2011年國家頒布《中華人民共和國土地管理法實施條例》修正版，明確指出“國家依法實行土地登記發證制度，依法登記的土地所有權和土地使用權受法律保護”。據此，似乎可以猜想，農地確權可能對拉動農村居民消費產生積極作用。事實上，已有學者注意到農地產權可能對農民消費產生影響。姚洋在研究中國農地制度與經濟績效關系時指出，地權的長期化可能改變農民的消費和積累模式[4]。Kemper等對越南農村產權制度改革的研究發現，強化農民土地產權與農民消費水平及其波動性密切關聯[5]。
理論上講，居民消費行為由其財產與收入狀況決定，農民收入提高是促進農村消費可持續增長的根本保障[6]。活村富民一直是農村土地制度改革的基本目標[7]。自改革開放以來，中國政府通過一系列政策努力，力圖賦予農民更為充分的土地剩余索取權，逐步放活并保障農民土地流轉收益權，實現農民收入的改善。特別是農地確權政策通過“賦權”方式賦予農民更加充分且有保障的土地承包經營權，以“強能”的方式強化農戶對農地經營權的物權保護、處置、抵押擔保、自主流轉等產權實施的行為能力[8]，土地權利的賦予與保護為進一步改善農民土地財產收益營造了有利的環境。此外，地權穩定將進一步釋放農村勞動力，拓寬農民擇業權與獲得非農收入的機會。顯然，確權政策有利于農民增收，而確權的增收功能也決定了其成為影響農民消費的一大誘因。
宏觀經濟理論指出，社會保障是影響居民消費的關鍵因素。社會保障制度越完善，居民越敢于消費。必須承認的是，我國農村居民社會保障水平較低，社會保障制度體系尚不完善，城鄉福利保障資源未能實現均等分配。特別是在權益保障、就業保障和社會保障方面，并未給予農村居民足夠的保護[9]。土地仍然是我國農民賴以生存的重要生產資料，集體成員所擁有的村屬土地權利依然發揮著社會保障功能。顯然，農地確權通過“確實權、頒鐵證”，賦予農戶“準私有”的農地產權將強化農地社會保障功能。因此，內含保障性基因的農地確權政策將可能誘發農民消費增長。
基于上述，本文推斷：農地確權政策有利于促進農民消費；確權政策內含的改善收入和強化保障的功能是確權消費效應的重要實現機制。為此，本文使用2014年和2016年中國勞動力動態調查(CLDS)的農戶數據，實證檢驗農地確權對農戶消費的影響。
一、理論分析
1.農地確權的消費效應：理論線索
產權理論認為，明確產權主體并允許產權的自由轉讓，產權主體能夠最大限度地在產權約束范圍內配置資源以獲取最大化收益[10-11]。與這一思想吻合，強化農民土地產權一直是中國政府政策努力的基本線索。尤其是通過農地確權，徹底明確土地關系，劃清權益界限，長期穩定地權，激發農業農村發展活力，促進農民增產增收。而消費理論的形成、發展和演進歷程揭示了收入是影響消費的核心變量。這意味著，擴大農村居民消費規模，首要在于保障農民的收益權。
農地確權的本質是產權界定，也被視為“賦權強能”最為重要的制度安排。即通過“賦權”的方式賦予農民更加充分的土地財產權利，并放活農民土地承包經營權。以“強能”的方式固化農民土地權利，強化土地排他性，穩定農戶預期，誘導農民的長期投資與生產行為，并優化資源配置[12]。無疑，農地確權政策的實施是有利于農民增收的。一方面，農地確權通過“賦權強能”穩定農戶經營預期并誘導其長期性的經營和投資，改善農地生產性收益[13-14]；另一方面，農地確權強化了對農民土地經營權的保障，特別是對于農民土地轉出收益的法律保護。事實上，農地確權強化了農戶獲取農業收入和非農收入的兩種內在動力。具有非農就業比較優勢的勞動力傾向于通過非農轉移以獲取工資性收入，人動誘發地動，農戶土地轉出將獲得土地租金收入；而具有農業比較優勢的農戶，將在穩定的產權激勵中改善農業生產以獲取更多的農業收入。顯然，農地確權政策對農民收益權的保護為改善農民消費水平創造了有利環境。
實際上，農地確權政策對于農民土地財產權益的保護隱含了強化農民社會福利保障的基本事實，而社會保障作為影響居民消費的關鍵因素[15]，決定了農地確權實施有利于刺激農村居民消費。土地一直以來是農民最為重要的生產資料，被農民視為“命根子”[16]。作為農民安身立命基本要件的土地，對于農民生活發揮著不可或缺的保障功能，其重要性不言而喻。明晰且穩定的地權將改善農戶的生活預期，農戶對于未來的生活和就業具有更加穩定的信心。弱化“后顧之憂”必將誘發農戶家庭消費增長。農地兼具的失業保障功能將進一步降低農民外出尋工、務工的機會成本，農民更敢于從事高風險兼具高收入的工作[17-18]。
基于上述，農戶收入水平與社會保障享益程度作為影響農戶消費的兩大要素，農地確權的“賦權強能”屬性均會對其產生影響。這也決定了農戶消費行為隱含著特殊的產權含義。
然而，隨著農村產權制度改革的深入，部分學者對農地是否單一具備社會保障功能提出異議。一方面，農村非農產業發展與農民擇業自由度的增加，更多農民已經“不以農為主”“不以農為業”“不以農為生”，產權穩定與明晰將強化農地財產性功能并誘發農戶轉出農地。而非農就業也將帶來農戶家庭收入結構的改變。另一方面，穩定地權將誘導農戶基于農地生產性功能轉入農地以實現規模經濟。而農地功能分化與農戶收入結構改變可能誘發農地確權消費效應的差異。
2.農地功能分化與收入結構改變：兩類情形的進一步討論
改革開放以來，中國土地制度改革具有顯著強化農民土地產權的特征。一方面，穩定地權能夠降低土地調整而中斷經營的風險，保障行為主體穩定的經營環境和可預期的投資收益，從而誘導具有農業經營比較優勢的農戶轉入農地擴大農業經營規模，改善農業收入水平。另一方面，地權的長期化將強化農地人格化財產屬性并顯著改善農地經營主體財產權安全的實際感知。這意味著，曾一度飽受調整與失地風險之苦的農戶將不必再花費更多時間和家庭資源保護地權。強化地權穩定性將有效釋放更多農村勞動力并降低非農就業以獲取工資性收入的機會成本。與此同時，確權政策的實施進一步放活農民土地經營權并保護農地轉出的財產收益。顯然，農地確權誘發農地功能分化，除社會保障功能之外，農地兼具了生產性功能與財產性功能。事實上，農地功能分化是農戶在地權穩定時期追求家庭收入最大化的行為結果，農地功能分化將帶來農民收入結構改變，兩者間具有時間同步性和邏輯一致性。
(1)農地生產性功能與農戶收入結構改變。農地確權政策強化農戶自有農地的社會保障功能，這對于誘導農戶家庭增加消費是有益的因素。但對于轉入農地并基于土地生產性功能使用的農戶而言，農地確權將可能誘發農業經營成本的提高。原因在于，一方面，農地確權的本質是產權界定，明晰產權邊界意味著農地產權“公共域”得以定價入市，農地轉入戶喪失攫取產權“公共域”租值的空間。另一方面，確權政策賦予農戶農地產權并強化農民的人格化財產權，將強化農民稟賦效應并顯著改善轉出戶土地流轉交易的談判地位和議價能力[19]。這意味著，基于農地生產性功能使用的農戶，農業收入增加的同時也面臨著生產成本提高的經濟損失。行為經濟學的“損失規避”理論指出，相對于收益，人們在衡量損失時會產生更強烈的感受[20]。無疑，農業經營成本的提高將可能抑制農戶家庭消費。事實上，農業屬于較為辛苦的職業，人們對于艱難獲得的收入更為珍惜并減少用于消費[3]。不僅如此，農業收入具有持久性收入的特征，由于普遍具有的風險規避特征，農民對農業收入往往具有較高的預防性儲蓄傾向[21]。
(2)農地財產性功能與農戶收入結構改變。農地確權被普遍視為加快推進農地流轉市場發育的重要舉措。確權政策通過明晰界定產權邊界并強化農民土地財產權利，從而賦予農戶更高的租金享益。租金收入屬于轉移性收入的組成部分，具有暫時性收入的特征，在支出時較為隨意[3]，顯然，農地租金收益改善將誘發農戶消費增長。不可忽視的是，農地轉出必然進一步釋放農村勞動力，誘導具有非農比較優勢的農戶成員進行非農轉移以獲取工資性收入。工資性收入具有持久收入的特征，農戶傾向于將此收入作為預防性儲蓄而非消費支出。很顯然，農地的財產性功能豐富了農戶收入來源。“心理賬戶”理論指出，人們將不同方式所獲收入劃分在不同的賬戶中，不能相互填補，并且不同來源的收入具有不同的消費傾向[22]。農戶收入結構愈加豐富實際上是將收入整體“分割”為眾多單位，這將強化農戶主觀財富增加的感知，并誘導農戶消費。顯然，兼具農地租金收入和非農工資收入的農戶，農地確權實施帶來的收入改變將更可能刺激農戶消費[23]。
(3)農地保障性功能與農戶消費傾向。基于農地保障性功能使用的農戶，并不會在流轉交易中獲得或損失利益，但是農地確權通過“增人不增地，減人不減地”的農民土地權利固化賦予農戶更為充分的土地權利，進一步強化農地的社會保障功能并通過準私有的土地財產賦予，改善農戶財富水平。顯然，即使并未參與到農地流轉市場中，但是基于農地社會保障功能使用的農戶，愈加強化的生活保障與就業保障將穩定農戶未來生存與發展的預期，無疑將帶來農戶消費的增加。事實上，農地保障性功能對于農戶而言是最基礎也是最為重要的土地功能。無論是“進一步”的土地生產功能還是“退一步”的土地財產功能，在實現農地功能分化的同時，農戶并未失去農地保障性功能。實際上，農地保障性功能享益權利是農民作為集體成員所獲得的具有法律保障的均等權利。
基于上述，本文重點從土地功能分化與收入結構改變的視角剖析農地確權影響農戶消費的機理(見圖2)。
圖2 農地確權消費效應的分析框架
二、檢驗模型和數據描述
1.數據來源
本文使用樣本來自2014年和2016年中國勞動力動態調查(CLDS)。CLDS每兩年一次對中國城鄉開展動態追蹤調查，樣本覆蓋了中國29個省市自治區(港澳臺、西藏、海南除外)，對村莊社區結構、家庭狀況和勞動力特征進行系統監測。該數據集包含了農戶家庭2013年和2015年農地確權與消費情況，為本文的實證研究提供了有效的數據支撐。本文保留了2014年和2016年兩期均接受調查的農戶樣本。進一步，由于本文設定2013年為干預發生前的初始期，所以僅保留了2013年未農地確權的樣本。最后，在刪除核心變量存在嚴重缺失的樣本后，得到樣本量為4284的兩期平衡面板數據。其中，實驗組農戶樣本數量為1675，對照組農戶樣本數量為2588。
2.檢驗模型
基于準自然實驗和倍差法思想，本研究設定2013年為初始期，2015年為干預期，干預組為2013年未土地確權而2015年實現土地確權的農戶，對照組為2013年和2015年均未實現土地確權的農戶。同時，構造兩個二元虛擬變量du和dt。其中du表示農戶是否實現土地確權，du=1表示農戶實現土地確權，du=0表示農戶從未實現土地確權。dt為時間二元虛擬變量，dt=1表示2015年，dt=0表示2013年。令exit表示農戶i在時期t的人均消費、人均商品性消費和人均服務性消費，設定如下雙重差分模型：
exit=α0+α1·du+α2·dt+δ·du×dt+α3Xit+εit
(1)
上式中Xit為其他控制變量，α0、α1、α2、δ、α3是待估參數，εit為模型的隨機擾動項。
3.變量設置和描述統計
(1)被解釋變量。被解釋變量包括家庭人均消費額、人均商品性消費額和人均服務性消費額(1)在2014年、2016年CLDS問卷中，農戶家庭消費細分為家庭食品消費支出、醫療保健支出、教育支出、居住常規支出、住房裝修支出、購買家用電器支出、交通與通訊支出和旅游度假支出。本研究根據國家統計局的分類標準，并參照劉向東等[24]的分類方式，將食品消費支出、居住常規支出和住房裝修支出歸類為家庭商品性消費，其余設置為服務性消費。。2015年的數據以2013年的實際值進行表示，使用各省份農村居民消費價格指數進行折算處理。
(2)核心自變量。本文的核心自變量為“實驗組×實驗期”(2)此處“實驗組×試驗期”即為模型(1)中的“du×dt”，雙重查分模型中交互項du×dt的系數δ即為農地確權對農戶消費的影響。。如果交互項“實驗組×實驗期”系數為正，且影響顯著，則表示實施農地確權政策對被解釋變量具有顯著的正向影響；相反，如果交互項“實驗組×實驗期”系數為負且影響顯著，則表示實施農地確權政策對被解釋變量具有顯著的負向影響。
(3)控制變量。本文控制了戶主特征、農戶家庭特征和村莊特征。中國家庭傳統的家長制特征決定了戶主在家庭內部決策時發揮主導作用[25]，因此本文控制了農戶家庭中戶主特征。家庭負擔較重的農戶具有更高的預防性儲蓄傾向，本文使用家庭人口數、平均年齡、家庭女性比以表征家庭負擔；此外，家庭人力資本存量對家庭經濟發展具有重要影響，文化程度與健康狀況則是人力資本存量的主要體現。因此設置家庭成員受教育程度、家庭健康狀況較好的家庭成員占比和健康狀況較差的家庭成員占比變量；家庭的財富水平對家庭消費產生直接影響，本文設置家庭收入、農業收入占比、家庭是否經營工商業、家庭是否有小汽車、家庭是否從事農業生產經營、家庭總資產變量。農戶家庭作為村莊成員，必將受到村莊特征的約束[26]，村莊的交通狀況、經濟發展狀況均會影響農戶消費行為，本文設置村莊是否有非農經濟、村莊是否有公交車站和離縣城的距離變量。
表1顯示實驗組農戶和對照組農戶在農地確權前后的組間差異。從表1數據可知，農地確權前后，農戶消費水平存在顯著差異；戶主特征、家庭特征和村莊特征均存在不同程度的組間差異。因此，若要科學的判斷農地確權政策對農戶人均消費、人均商品性消費和人均服務性消費是否存在因果關系，需要通過建立計量模型來分析農地確權政策實施的凈效應。
表1 變量含義及農地確權政策實施前后實驗組與對照組農戶均值差異
注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。
三、實證檢驗和結果分析
1.匹配對照組及匹配結果
本研究檢驗模型(1)估計結果的準確性取決于對照組農戶能夠在多大程度上近似實驗組農戶未實施農地確權的狀態。因此，本文采用Caliper 為0.01的半徑匹配法進行匹配實驗以克服選擇性偏誤，在進行雙重差分估計之前，運用傾向得分平衡策略對樣本進行了修剪，即通過一定的技術手段將多元變量濃縮成一個指標——傾向得分值，然后根據該指標依給定的標準進行配對，可以解決現有研究存在的問題。在利用PS值完成匹配后，相關匹配變量的差異應極大縮小。表2和圖3給出了傾向值匹配前后的平衡性檢驗結果。
表2 傾向值匹配前后平衡性檢驗
注：匹配半徑為0.01，表中t檢驗的原假設為“實驗組與對照組的樣本均值相等”。*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。
圖3 傾向得分匹配后各變量平衡圖
對平衡性假設，要求實驗組與控制組在完成匹配后無顯著差異，兩者沒有統計上的差別。表2顯示，在傾向值匹配之前，來自個體、家庭、村莊三個層面的大部分特征在實驗組農戶與對照組農戶之間存在顯著差異，實驗組農戶與對照組農戶之間存在除農地確權政策干預之外的系統性差異。基于此估計出的DID效應存在嚴重的樣本選擇偏誤。基于傾向值匹配構建對照組后，兩組樣本基于各匹配變量的組間均值差異已十分不顯著，表明處理組與控制組已經沒有統計上的差別，匹配效果良好，平衡性假設得到滿足。圖3直觀刻畫了家庭基期和實驗期匹配前后偏差絕對值的分布特征，可以直觀看到各變量的標準化偏差在匹配后縮小。這說明，PSM-DID框架能夠較好地克服樣本選擇問題，從而獲得更為可靠的估計結果。
2.初始檢驗
本文基于倍差法和匹配的樣本數據進行了初始檢驗，表3分別是不加控制變量的基準檢驗、納入控制變量的模型和進一步納入區域固定效應的模型。本文的核心檢驗變量為“實驗組×實驗期”。無論是基準檢驗，還是進一步控制其他變量和區域固定效應，農地確權對于農戶人均消費和人均商品性消費均具有顯著正效應，但確權政策實施并未對農戶人均服務性消費產生明確影響。
表3 基于全部樣本初始檢驗 N=8176
注：*、**和***分別代表在10%、5%和1%的統計水平上顯著，括號內為穩健標準誤；限于篇幅，此處未給出控制變量的估計結果，讀者如感興趣，可與本文作者聯系索取。下同。
3.穩健性檢驗1：基于PSM-DID的再估計
為了進一步檢驗基本結論的穩健性，在此使用最鄰近匹配和核匹配方法矯正選擇性偏差，使用基于k最近鄰匹配和核匹配的PSM-DID方法進行回歸。表4 的估計結果顯示，無論是采用最鄰近匹配還是核匹配，均未改變前文估計結果，從而證明本文基本結論穩健。
表4 基于k最近鄰匹配與核匹配的PSM-DID穩健性檢驗 N=5148
注：在k 最近鄰匹配中，k=1；在核匹配中，核函數類型為二次核(epan kernel)，bwidth = 0.06。
4.穩健性檢驗2：更換被解釋變量的再檢驗
表3基礎回歸的被解釋變量使用的是以不變價格表示的農戶當年的消費值，反映的是農地確權政策實施對于農戶消費額變化的影響。然而農戶的消費支出也受到自己曾經消費水平的影響，即存在消費習慣形成效應[27]。使用絕對數值的被解釋變量無法反映出農戶消費的變化率。邏輯上說，如果農地確權政策對農戶消費是發揮作用的，那么農戶消費必將突破農戶家庭的消費習慣形成效應，顯著改變農戶的消費增長率。為此，本文使用2012年和2014年《中國統計年鑒》中各省份當年的農村居民人均消費支出、人均商品性消費支出和人均服務性消費支出近似替代，并與本文使用的全國代表性數據進行計算，分別算出農戶2013年和2015年的人均消費增長率。表5中使用人均消費率替換被解釋變量，估計結果表明，農地確權政策實施對農戶家庭人均消費增長率和人均商品性消費增長率均具有顯著的正效應，而對農戶人均服務性消費增長率并沒有明確影響。表5的估計結果與基準檢驗結果一致，證明本文研究結論穩健。
表5 更換被解釋變量的穩健性檢驗 N=8176
5.異質性檢驗1：基于特定土地功能的再估計
本文第二部分中，根據農地功能分化特征，分析了基于不同農地功能利用的農戶，農地確權的消費效應。根據上述的影響機理可以得出基本的推測：第一，農地確權政策并不會帶動農地生產性功能利用的農戶消費；第二，農地確權政策可能促進農地財產性功能與保障性功能利用的家庭消費。上述影響機理是本文實證檢驗的理論基礎。因此，本節的目的是檢驗各種土地功能利用對確權消費效應的確切影響。表6的檢驗結果顯示，基于農地生產性功能使用的農戶，農地確權政策實施并不對農戶的人均消費和人均商品性消費產生影響，但是顯著抑制家庭服務性消費。基于農地財產性功能與保障性功能使用的農戶，確權均顯著促進人均消費支出和人均商品性消費支出，對人均服務性消費并未產生影響。從而驗證上文的推論。
表6 土地功能檢驗
6.異質性檢驗2：基于收入結構的再檢驗
農業收入和非農收入均屬于持久性收入，農民對其具有較高的預防性儲蓄傾向。因此對于只有農業收入來源的全職農民家庭和只有非農收入的非農民家庭而言，農地確權帶來的收入改變并不會對消費產生明顯影響。但是具有農業收入和非農收入的兼職家庭[28](3)Deininger等的研究思路是，依據家庭是否擁有農業收入和非農業收入，將農戶區分為全職農民、兼職農民兩種類型。只擁有非農收入的可界定為非農民[28]。，具有自身的特殊性。一方面，從家庭收入保障看，兼具農業收入和非農收入的家庭具有較高的應對家庭經濟風險的能力。另一方面，農業收入和非農收入的雙心理賬戶的存在，將賦予農戶較為富有的主觀感知。顯然，對于兼業家庭而言，農地確權政策實施將顯著刺激消費。表7的檢驗結果顯示，對兼業家庭而言，農地確權顯著促進人均消費和人均商品性消費，但對服務性消費并無明確影響。確權政策對非農民家庭消費均無影響。但值得注意的是，農地確權的實施顯著促進了全職農民家庭的人均消費。可能的原因是，農地確權強化了這部分以農為生農戶的農地保障功能，而對于非農民家庭，其本身的離農特征決定了確權的社會保障強化并不會帶給其明顯的感受。
表7 收入結構檢驗
四、結論與思考
歷經十余年所推進的農地確權，被視為維護地權穩定與產權安全最為重要的制度安排。農地確權如何影響農民消費？這一問題一直被主流研究所忽視。在我國經濟亟需向內挖掘發展空間的背景下，這一問題值得關注。為此，本文使用2014年和2016年中國勞動力動態調查(CLDS)的兩期面板數據實證檢驗農地確權政策的消費效應，并得出以下結論：第一，農地確權政策總體上顯著促進農戶人均消費和人均商品性消費，但對服務性消費并無明確影響。第二，基于農地生產性功能使用的農戶，農地確權對人均消費和人均商品性消費并無影響，但是顯著抑制人均服務性消費；基于農地財產性功能和保障性功能利用的農戶，農地確權均顯著促進農戶人均消費和人均商品性消費，對人均服務性消費并無影響。第三，對于全職農民家庭而言，農地確權顯著促進人均消費支出，對人均商品性和服務性消費并無影響；對于兼職家庭而言，農地確權將顯著促進農戶人均消費和商品性消費增長，對服務性消費依然沒有影響；農地確權消費效應在離農家庭中并不顯著。以上結論為考察我國農地確權政策的消費效應提供了較為可靠的微觀證據。
我國的經濟增長模式已從過去的投資出口拉動為主，進入到當前擴大內需、增強消費對經濟發展發揮基礎性作用的階段。作為農村土地制度又一次重大變革的農地確權政策，是否契合我國宏觀經濟擴內需、強消費的政策導向，是本文考察的核心問題。本文研究發現，農地確權政策的實施總體上對于拉動農村居民消費是有益的。特別是基于農地保障性和農地財產性功能使用的農戶，成為農地確權消費效應中最為敏感的群體。因此，進一步完善并活躍農村要素市場，促進農地流轉，強化農村居民的社會保障將成為提高農村居民消費水平的重要措施。此外，農地確權對于兼職家庭的消費促進作用最為明顯，“雞蛋不能放在一個籃子里”的風險規避性與農戶心理賬戶的存在，決定了愈加豐富的收入結構將帶來農戶消費的增長。但需要強調的是，農地確權政策并未實現農村居民消費結構的升級，甚至當家庭經濟環境改變時，農戶家庭在經濟決策中最先考慮減少家庭服務性消費。
必須強調，農村居民的消費行為具有特殊的制度含義，明晰且穩定的農地產權將改善農村消費水平。可以認為，改善農村產權實施環境，挖掘農村居民消費的農地產權含義，不僅有利于擴大農村內需，促進農民消費，而且能夠為暢通經濟內循環提供支撐性作用。
參 考 文 獻
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（作者耿鵬鵬單位為華南農業大學經濟管理學院；張路瑤單位為華南農業大學經濟管理學院；羅必良系華南農業大學國家農業制度與發展研究院院長、教授，中國鄉村發現網轉自：《華中農業大學學報（社會科學版）》2021年第4期）
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