产权界定能否激励农户增加消费？——从预防性储蓄的角度进行分析

《Land Use Policy》：Can property rights delineation incentivize farming households’ consumption? An analysis from the perspective of precautionary savings

　　摘要：产权制度改革是激发农村发展活力、推动乡村振兴战略的关键手段。然而，关于产权界定是否能够减少农户的预防性储蓄从而提高其消费水平的实证证据仍不足。为了解决这一问题，本研究以中国新一轮农村土地权利确认（RLRC）为例，基于2013年和2015年的中国家庭金融调查（CHFS）以及2018年的中国劳动力动态调查（CLDS）的数据构建了一个准自然实验。通过综合运用差分-in-differences（DID）方法、工具变量（IV）方法和中介效应模型，本研究实证考察了RLRC与农户消费之间的因果关系，特别关注了预防性储蓄的中介作用。研究发现，RLRC促进了农户消费的增长，并且这一结论在经过多种稳健性检验后仍然成立。机制分析表明，RLRC通过减少农户的预防性储蓄来提升其消费水平，即使在实施了农村土地“三权分置”改革和农村土地管理权抵押贷款试点项目之后，这一机制依然有效且稳健。异质性分析显示，对于户主较年轻、人力资本和社会资本较丰富的农户而言，RLRC对其消费的促进作用更为显著。进一步分析表明，RLRC主要促进了农户的生存型消费，同时也对其收入增长产生了积极影响。本研究不仅为“农户有钱但不愿消费”的矛盾现象提供了新的解释，还为政府部门优化或制定消费刺激政策提供了新的实证依据。

1. 引言
近年来，受贸易政策不确定性增加和频繁的地缘政治冲突等多种因素的影响，全球经济增速放缓，外部需求萎缩已成为以出口为导向的经济体（如中国）面临的突出挑战。在此背景下，中国政府创新性地提出了“双循环”新发展模式，将经济发展重点从以往过度依赖外部需求转向更加重视刺激国内需求（Sun, 2025）。目前，中国城市地区的国内需求空间已基本得到释放，而广阔的农村地区仍蕴含巨大的国内需求潜力。根据中国国家统计局的数据，2025年城市地区占全国消费品零售总额的86.39%，而农村地区仅占13.61%。如果农村居民的人均消费支出能达到城市居民的80%，将会在中国创造约3.9万亿元的新增消费市场。因此，如何有效释放农村地区的消费潜力并建立可持续的国内需求增长机制已成为学术界和政府部门共同关注的重要问题。

目前，学术界对农村消费议题展开了广泛讨论。学者们从多个角度进行了研究，包括：农户收入水平（Hossain和Al-Amin, 2019; Dong等, 2021; Wang等, 2025）、农户消费行为（Bao等, 2017）、农户消费模式（Farooq等, 1999; Sun和Wu, 2004）、农村消费环境（Zhang等, 2022）、城乡消费差距（Chang, 2012; Chen和Hu, 2025; Zhang等, 2025）、城乡一体化（Wei等, 2025; Zhu等, 2026）、社会保障（Chen等, 2022; Zhao和Chen, 2024）、公共服务（Xiong等, 2022）、农业保险（Zheng和Zhang, 2025）、信贷约束（Li等, 2016; Amanullah等, 2020）、金融发展（Phan等, 2019; Qian等, 2022; Yang等, 2022; Wang等, 2022; Wang和Meng, 2025）、直接刺激政策（Zhao, 2015; Ji等, 2019）、间接支持政策（Zyl和Vink, 1992; Gu和Huang, 2024）、数字经济发展（Zhao和Zhu, 2025; Mao等, 2026）、可持续消费（Seyfang, 2006; Liu等, 2025）、气候变化（Hazrana等, 2025）以及突发事件（Maredia等, 2022）等。此外，一些学者还研究了产权界定对农户消费的影响。其中，某些学者发现产权界定可以激励农户进行长期投资（Besley, 1995; Do和Iyer, 2008; Zhou等, 2022），从而提高其收入和资产价值，进而刺激消费（Subramanian和Kumar, 2024）。另一部分学者认为产权界定可以优化资源配置（Chernina等, 2014; Gao等, 2021）、通过资产租赁和非农业就业增加农户收入（Tian等, 2024; Chen等, 2025），从而促进消费增长（Ayalew等, 2021; Li等, 2025）。还有一些学者发现产权界定能够改善农户的信贷获取条件（Bu和Liao, 2022）、缓解其流动性约束，从而平滑消费（Kemper等, 2015; Subramanian和Kumar, 2024）。然而，从预防性储蓄角度探讨产权界定对农户消费影响的研究相对较少。直观来看，中国农户在农业领域的经营规模通常较小，与其他行业（如制造业）相比，农业受到自然条件和市场波动的双重影响，导致农户收入较低且波动较大。加之中国农村社会保障体系尚不完善，农户往往倾向于进行预防性储蓄以应对未来收入和支出的不确定性（Mishra和Chang, 2009），这可能是抑制其消费意愿的主要原因。因此，本研究旨在检验“产权界定 → 减少预防性储蓄 → 农户消费增长”的传导机制，从而为理解“农户有钱但不愿消费”的矛盾现象提供新的解释，并为政府部门优化和制定消费刺激政策提供新的实证依据。

为了实现上述研究目标，本研究利用中国新一轮农村土地权利确认（RLRC）来衡量农户产权的变化。2011年，包括原农业部在内的六个部门发布了《关于开展农村土地承包经营权登记试点工作的意见》，正式标志着中国新一轮RLRC的开始。这项改革的主要目的是妥善解决农户现有承包土地面积测量不准确、空间位置不明确、边界模糊等问题，同时依法赋予农户更加充分和安全的土地承包经营权（Tian等, 2024）。令人欣慰的是，不同地区RLRC推进速度的不同为构建准自然实验提供了有利条件。在数据方面，自2011年以来，西南财经大学的家庭金融调查与研究中心已经进行了多轮针对中国农户的抽样调查，样本具有全国代表性（Wen和Si, 2024）。此外，中国家庭金融调查（CHFS）数据库包含了大量变量，使本研究能够定量识别产权界定与农户消费之间的因果关系以及预防性储蓄的中介效应。值得注意的是，2016年左右，中国在全国范围内实施了农村土地“三权分置”改革，并同时推出了以农村土地管理权为抵押的贷款试点项目，以进一步释放农村土地的财产价值。为了消除这些政策对农户消费的潜在干扰，本研究计划使用2013年和2015年中国家庭金融调查（CHFS）的微观调查数据，并采用差分-in-differences（DID）方法和中介效应模型进行实证分析。作为补充测试，本研究还使用了中山大学中国劳动力动态调查（CLDS）2018年的农户数据，以检验在农村土地“三权分置”改革和农村土地管理权抵押贷款试点项目实施后，预防性储蓄在产权界定与农户消费之间的中介作用是否仍然成立。

本研究的学术价值体现在三个方面：首先，研究发现由收入和支出不确定性引发的预防性储蓄是制约农户消费增长的重要因素，这为理解“农户有钱但不愿消费”的矛盾现象提供了新的解释；在一定程度上，这也解释了某些发展中国家“高储蓄低消费”现象的原因。其次，研究发现产权界定可以提高农户的心理安全感，降低其预防性储蓄的动机，从而刺激消费，为政府部门优化和制定消费刺激政策提供了实证依据。第三，尽管现有的关于预防性储蓄理论的实证研究主要集中在发达国家或城市家庭，但本研究将研究视角转向了中国农村农户，将产权界定、预防性储蓄和农户消费纳入统一的分析框架，扩展了预防性储蓄理论的解释范围和应用场景。第三，本研究使用了具有全国代表性的微观农户样本，并综合应用了差分-in-differences（DID）方法和工具变量（IV）等先进的因果推断方法，有效解决了内生性问题，从而更精确地识别了产权界定与农户消费之间的关系以及预防性储蓄的中介效应，特别是在农村土地“三权分置”改革和农村土地管理权抵押贷款试点项目实施前后的变化，显著增强了研究结果的可靠性。

2. 制度背景：农村土地权利确认与“三权分置”的关系
土地制度是一个国家生产关系中最关键的安排。在中国改革开放初期，基层干部和农民自发探索并实施了“将生产指标承包给农户”和“将所有工作承包给农户”等做法，这些做法得到了政府的支持，并逐渐发展成为以集体土地所有权和家庭承包经营为基础的农村基本运营体系。在这种制度框架下，农户通过与村集体签订土地承包协议获得土地承包经营权（LCMR），实现了“两权分离”，即农村土地的集体所有权和农户的承包经营权（Li等, 2025）。这一制度变革直接将中国农户的收入与其劳动联系起来，有效激发了他们的生产积极性，促进了农业生产效率的提升（Zhou等, 2020）。然而，在2007年《中华人民共和国物权法》将LCMR定义为用益权之前，农户享有的LCMR本质上仍属于合同债权人权利范畴，缺乏绝对的法律排他性，导致农户的合法权益经常受到侵犯。为解决这一问题，自第二轮土地承包期开始，政府要求各地向签约农户发放LCMR证书，这些证书成为农户维护自身权益的法律依据。这一措施可以被视为中国RLRC的早期探索。尽管2002年颁布的《中华人民共和国农村土地承包法》法律规定，县级以上地方人民政府应当向承包方颁发农村土地承包经营权证书（LCMR证书）以确认其权利，但实际上，仍有相当数量的村庄和农户以口头形式签订承包协议。此外，许多村庄尚未向农户颁发LCMR证书，而实际持有符合规定的证书的农户比例也不高，证书的覆盖范围存在不足（Li等人，2025年；Wang等人，2026年）。此外，第二轮土地承包是在第一轮的基础上进行的。然而，在此期间，由于承包土地被用于区域经济发展、村级集体频繁调整（Hong等人，2020年）以及农户与村级集体之间的各种历史遗留问题，实际的土地承包状况与第一轮结束时有所偏差。不同地区存在承包土地的空间位置和面积不准确、边界不清等问题。在当时快速的城市化和工业化背景下，由于土地财产权不明确导致土地合同管理方面的纠纷和冲突不断增加。这不仅损害了农户的合法权益，还因土地交易成本上升而降低了农村土地使用的效率，从而阻碍了农业现代化的发展。鉴于此，中国启动了新一轮农村土地承包经营权登记（RLRC）工作。为了有效控制风险并避免引发冲突，这轮RLRC采取了自上而下的逐步推进策略。具体而言，2009年的第一中央文件提出要稳步开展LCMR登记试点项目。同年，原农业部从湖北、辽宁、山东、浙江、江苏、吉林、安徽和云南八个省份各选一个村庄进行小规模LCMR登记试点（Ma和Kwan，2025年）。2011年，包括原农业部在内的六个部门联合发布了《关于开展农村土地承包经营权登记试点项目的意见》，要求每个省份（自治区、直辖市）选择部分县（市、区）开展LCMR登记试点。2013年的第一中央文件提出在五年内基本完成农村土地承包经营权的确认、登记和认证工作。本轮RLRC的具体流程是使用农户认可的技术方法来确定承包土地的空间位置、边界和面积，然后绘制这些承包土地的分布图。调查结果会向农户公开。如果农户对调查结果有异议，工作人员将重新进行调查和核实，直至达成共识。根据公开确认的调查结果，完善农户的土地承包协议，建立农村土地承包经营权登记簿，并向农户颁发LCMR证书（Hong等人，2020年；Tian等人，2024年）。到2018年底，全国范围内的RLRC工作基本完成，2亿农户获得了LCMR证书，从而为其土地财产权提供了法律保护。RLRC的具体试点流程如表1所示。然而，随着大量农村劳动力向城市转移，承包主体与经营主体分离的现象越来越普遍，农户对现行土地制度提出了新的要求。一方面，虽然转让承包土地的一方（如进城务工的农民）愿意转让土地，但他们仍希望保留土地合同权利作为未来的保障；另一方面，由于土地管理权缺乏法律保护，受让方普遍对长期投资缺乏热情，导致土地转让意愿较低。如果这些问题得不到有效解决，农村土地碎片化和小规模经营的情况将难以改变。为应对这一实际需求，2016年中国发布了《关于完善农村土地所有权、承包权和管理权分离的意见》。在RLRC的基础上，该政策将原有的LCMR分解为承包权和管理权，明确了这三项权利分别归属于村级集体、承包农户和实际经营者，同时平等保护土地管理权持有者的合法权益。在此期间，中国还在选定的地区推出了农村土地管理权抵押贷款试点项目，旨在引导金融机构加大对农业三大领域的支持，缓解农村地区的普遍信贷约束。总体而言，RLRC是农村土地三项权利分离的基本前提和法律基础（Gong等人，2023年）。没有明确的土地财产权边界，三项权利的分离就无法实现；反过来，三项权利的分离又进一步促进了土地财产价值的释放，保护了农户的财产权，并推动了现代农业的发展（Gong等人，2023年）。这些措施共同适应了农村生产力的新变化，体现了中国基本农村经营系统的持久活力。表1显示了新一轮RLRC在中国的发展过程。

**表1. 中国新一轮RLRC的流程**

| 年份 | 试点范围 | 试点单位 |
|------|---------|---------|
| 2009年 | 8个村庄 | 村级试点 |
| 2011年 | 50个县（县级市/区） | 县级试点 |
| 2013年 | 105个试点县（县级市/区） | 县级试点 |
| 2014年 | 山东、安徽、四川及另外27个县 | 省级试点+县级试点 |
| 2015年 | 新增：河南、甘肃、湖北、江苏、江西、湖南、宁夏、吉林、贵州 | 省级试点 |
| 2016年 | 新增：陕西、广东、内蒙古、河北、山西、辽宁、黑龙江、浙江、海南、云南 | 省级试点 |
| 2017年 | 新增：青海、福建、天津、重庆、广西、北京 | 省级试点 |

**3. 研究假设**
明确的财产权是避免市场失灵的根本前提（Coase，1959年；Robson和Skaperdas，2008年；Besley和Ghatak，2010年；Coase，2013年）。通过法律、道德和习俗确立产权边界，合理的产权安排使经济主体在交易中能够形成稳定和理性的预期（Demsetz，1967年），从而降低经济主体的不确定性并促进资源的有效分配（Coase，2013年；Li等人，2025年；Gou等人，2026年）。然而，当产权界定模糊时，经济主体无法确定他们当前拥有的资产在未来是否仍受其控制，未来收入因潜在风险而变得具有不确定性（Besley和Ghatak，2010年）。根据预防性储蓄理论，风险厌恶的经济主体通常会通过增加储蓄来应对未来收入的波动（Leland，1968年；Sandmo，1970年；Castaldo和Tirelli，2025年；Zheng，2025年）。因此，产权界定的模糊实际上放大了经济主体面临的收入风险，增加了他们的预防性储蓄动机。实际上，由于农户的收入水平相对较低且具有高度不确定性，加上农村社会保障体系不发达且提供安全网的能力有限，承包土地在长期内实际上起到了隐性的社会保障作用（Wang等人，2020年）。对大多数农户而言，承包土地是他们最后的依靠和基本生存保障。过去，由于产权界定不清，农户的土地合同权利经常受到侵犯，缺乏明确的法律依据，他们在维护自身权利的过程中遇到困难，难以有效保护合法权益。这种情况加剧了他们对未来的不确定性和焦虑，迫使他们将更多收入用于预防性储蓄，从而对当前消费产生了显著的“挤出效应”。RLRC通过赋予土地承包经营权法律效力稳定了农户对财产权的预期。产权界定明确的承包土地不仅为农户提供了更可靠的生计保障和必要的生产资料，更重要的是，通过减少因所有权不明确导致的未来不确定性，有助于减弱农户的预防性储蓄动机，可能引导他们将更多收入用于当前消费。为了更好地理解RLRC对农户消费的影响及其中的预防性储蓄中介作用，本研究参考Leland（1968年）和Carroll（1997年）的研究，构建了一个简单的两期（t=1,2）动态决策模型。该模型基于以下三个基本假设：
(1) 农户通常收入水平较低且具有高度不确定性，风险承受能力较弱。因此，在农业生产与经营中，他们倾向于采取稳定和保守的生产策略以确保基本生活，而不是承担更高风险以追求更高回报或面临较大的收入波动。因此，本研究假设农户的风险偏好具有时间可分性，符合恒定相对风险厌恶（CRRA）的特征。他们的生命周期效用函数可表示为：
$$U_{c_{1,t}=u_c^{1,t} + \beta E_{u_{c_{2,t}}$$
其中，$c_{t}$表示第t期的消费，$u_{ct}=c_{t-1}-\gamma_{1}^{1-\gamma}$，$\gamma>0$且$\gamma \neq 1$表示相对风险厌恶系数。较大的$\gamma$表示农户的风险厌恶程度较高。$\beta \in (0,1)$是折现因子。
(2) 假设农户的初始资产为$A_{1} \geq 0$，第一期的收入为$Y_{1}$（外生给定），第二期的收入$Y_{2}$包括一个确定性成分$Y_{2,\bar{}}$和两种类型的随机冲击：
$$Y_{2} = Y_{2,\bar{}} + \theta - \xi$$
其中，$\theta$表示均值为0、方差为$\sigma_{\theta}^{2}$的普通过度冲击，$\xi \geq 0$表示与承包土地财产权相关的风险造成的损失，可定义为：
$$\xi = 0$$
当“未发生财产权侵犯”的概率为$1-p$，当“发生财产权侵犯”的概率为$p$时。这里$L>0$表示承包土地财产权被侵犯导致的收入损失，$p$表示此类侵犯发生的概率。本研究假设$\theta$和$\xi$相互独立。
(3) 农户在第一期的预算约束为：
$$c_{1,t} + s = Y_{1} + A_{1}$$
其中，$s$表示农户的储蓄（$s \geq 0$）。此外，本研究假设农户面临信贷约束，无法通过贷款平滑消费，这与中国农村存在的信贷配给现象一致。
农户在第二期的预算约束为：
$$c_{2,t} = Y_{2,t} + 1 + rs$$
其中，$r$表示储蓄利率。
基于上述假设，农户在第一期选择储蓄金额$s$以最大化其生命周期预期效用，如公式（6）所示：
$$\max_{s \geq 0} U_{c_{1,t} = u_{c_{1,t}} + \beta E_{u_{c_{2,t}} + (1 + r) s$$
其中，$Y_{2,t} = Y_{2,\bar{}} + \theta - \xi$。然后我们对公式（6）关于$s$求一阶条件：
$$u^{'}_{c_{1,t}} = \beta_{1} + r E_{u_{c_{2,t}}$$
为简化分析，本研究假设$\beta(1+r) \approx 1$，即在确定性等价的情形下，农户倾向于在两个时期平滑消费，从而消除因时间偏好和利率差异产生的储蓄差异。将假设$\beta(1+r) \approx 1$代入公式（6）得：
$$u^{'}_{c_{1,t}} = u_{c_{2,t}$$
由于存在不确定性，本研究将$c_{2,t}$表示为：
$$c_{2,t} = E_{c_{2,t}} + \epsilon_{t}$$
其中，$\epsilon_{t}$表示均值为0的随机冲击。通过计算得：
$$\epsilon_{t} = \theta - \xi - E(\xi)$$
$c_{2,t}$的方差为：
$$Var(c_{2,t}) = \sigma_{\theta}^{2} + Var(\xi) = \sigma_{\theta}^{2} + p_{1}(1-p) L^{2}$$
随后，在$E(c_{2,t})$点对$E[u^{'}(c_{2,t})$进行二阶泰勒展开：
$$u^{'}_{c_{2,t}} \approx u_{c_{2,t}} + u^{'}^{\prime}(c_{2,t}) c_{2,t} - E(c_{2,t})$$
同时对两边取期望值得：
$$u^{'}_{c_{2,t}} \approx u_{c_{2,t}} + u^{'}^{\prime}(c_{2,t}) c_{2,t} - E(c_{2,t})$$
对于恒定相对风险厌恶（CRRA）效用函数，由于$u^{'}^{\prime} > 0$，方差$Var(c_{2,t})$的增加将提高预期边际效用$E(u^{'}(c_{2,t})$。鉴于$u^{'}^{\prime} < 0$，表示农户消费的边际效用递减，为保持公式（8）的有效性，农户需要减少第一期的消费$c_{1,t}$，从而增加预防性储蓄。根据公式（11），农户第二期的消费方差由一般收入风险$\sigma_{\theta}^{2}$和承包土地财产权侵犯的风险$p_{1}-p$组成。承包土地财产权侵犯的概率$p$或损失程度$L$的增加都会提高$Var(c_{2,t})$，从而增强农户的预防性储蓄。RLRC稳定了农户的土地权利和利益，减少了甚至消除了对承包土地侵犯的风险。在理想的情况下，RLRC将p′设定为0，使Var2(c2)从σθ2+p(1?p)L2下降到σθ2。即使在现实中，RLRC无法消除所有风险，只要它显著降低了p或L，也能降低未来的消费方差，从而减少预防性储蓄并促进当前消费。基于上述理论分析，本研究提出以下研究假设：假设H1：RLRC促进了农户消费的增长。假设H2：RLRC通过减少农户的预防性储蓄促进了农户的消费。

4. 方法
4.1 差异-in-差异（DID）方法
本研究将中国新一轮的RLRC视为一个准自然实验，并采用差异-in-差异（DID）方法来实证检验RLRC对农户消费的影响。具体模型构建如下（公式（14）：
(14) Yit=Γ0+Γ1Rightit+Xit′β+λi+γt+εit
其中，Yit作为因变量，包括农户总消费（表示为Consumo）和常规农户消费（表示为Consumt）等变量。Rightit表示农户参与RLRC的虚拟变量与农户参与RLRC的时间虚拟变量之间的交互项（Rightit=landi×datet）。这里，landi表示农户参与RLRC的虚拟变量。如果农户参与了RLRC，则landi=1；否则，landi=0。datet表示农户参与RLRC的时间虚拟变量。对于农户参与RLRC之前的年份，datet=0；对于参与年份及之后的年份，datet=1。Xit′表示一组控制变量。λi表示个体固定效应，用于控制随时间不变的因素。γt表示时间固定效应，用于控制随时间变化但在不同个体间不变的因素。εit表示随机干扰项。Γ0表示截距项。Γ1表示处理效应，表示RLRC对农户消费的影响。β表示控制变量的估计系数。

4.2 中介效应模型
为了检验预防性储蓄是否在RLRC促进农户消费的过程中起到中介作用，本研究遵循Jiang（2022）、Zhou等人（2022）和Chen与Kim（2023）的方法构建了以下中介效应模型：
(15) Mit=φ0+φ1Rightit+Xit′β+λi+γt+εit
(16) Yit=μ0+μ1Rightit+μ2Mit+Xit′β+λi+γt+εit
其中，Mit表示中介变量。φ1表示RLRC对农户预防性储蓄影响的估计系数。其余变量的定义和测量方法与公式（14）中的相同。如果公式（14）-（16）的估计结果显示系数Γ1、φ1和μ2均具有统计学显著性，则表明预防性储蓄在RLRC促进农户消费的过程中起到了中介作用。

5. 数据
本研究使用的农户微观层面调查数据来源于2013年和2015年进行的两轮中国家庭金融调查（CHFS）。该调查覆盖了全国29个省（自治区和直辖市），样本具有全国代表性。具体来说，CHFS在2013年和2015年分别收集了28141份和37289份有效问卷。值得注意的是，2015年的有效问卷中包含了对2013年调查农户的21775份跟进问卷，跟进率为77.38%。这为通过构建准自然实验来识别RLRC与农户消费之间的因果关系提供了可行性。由于CHFS对中国城乡农户都进行了抽样调查，而本研究仅讨论RLRC对农户消费的影响，因此本研究排除了CHFS数据库中的城市农户样本。在变量选择上，本研究使用CHFS数据库中的家庭总消费支出来表示农户总消费（表示为Consumo）。然而，由于医疗和教育支出的不确定性可能会导致家庭消费支出大幅波动，本研究参考Zhao和Zhou（2021）的方法，从家庭总消费支出中排除了医疗和教育支出，以获得常规农户消费（表示为Consumt）。随后，本研究从农户总收入中减去农户总消费或常规农户消费，再除以总收入，得到农户储蓄率，分别表示为Savingso和Savingst。为了避免异常值的影响，本研究排除了农户储蓄率大于1或小于-15的样本。本研究的核心解释变量是RLRC的交互项。本研究通过筛选CHFS问卷中的两个问题来构建准自然实验：“是否获得了土地管理权证书”以及“证书发放的年份”。具体来说，CHFS在2013年和2015年主要收集了上一年（即2012年和2014年）的家庭财务信息数据。因此，本研究排除了在2012年及之前已经参与RLRC的农户样本。换句话说，本研究的治疗组包括在2013年和2014年参与RLRC的农户样本，而对照组包括在2013年和2014年未参与RLRC的农户样本。为了避免遗漏重要解释变量，本研究控制了尽可能多的户主特征变量：户主年龄（表示为Age）、性别（表示为Gender）、婚姻状况（表示为Marriage）、教育程度（表示为Education）、风险偏好（表示为Risk）、户主是否有商业保险（表示为Insurance）以及是否有工作（表示为Work），以及户主对经济和财务信息的关注程度（表示为Information）；还包括家庭特征变量：家庭成员数量（表示为People）、总收入（表示为Income）以及家庭是否有未到期的定期存款（表示为Deposit）。为了避免异常值对回归结果的影响，本研究对某些变量进行了Winsor化处理。变量定义和描述性统计分析见表2。

表2. 变量定义和描述性统计分析。

表2. 变量定义和描述性统计分析。

6. 结果
6.1 基准回归
表3展示了RLRC对农户消费影响的基准回归结果。具体来说，第（1）至（3）列展示了逐步加入时间固定效应、家庭固定效应、村庄固定效应和县固定效应的回归结果，未添加任何控制变量。第（4）至（5）列展示了在控制了时间固定效应、家庭固定效应、村庄固定效应和县固定效应的同时，逐步加入控制变量的回归结果。回归结果显示所有模型的R2均高于0.640，表明模型整体拟合度良好。每个模型中交互项的估计系数范围为0.810至0.897，均在5%的水平上具有统计学显著性。这意味着RLRC显著促进了农户消费的增长。与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户消费平均增加了8100–8970元。因此，假设H1得到支持。在控制变量中，户主风险偏好（Risk）的估计系数均为负值，并且在5%的水平上具有统计学意义，表明农户的风险承受能力越强，其消费水平越高。此外，尽管农村土地“三权分离”政策直到2016年才正式实施，但这一概念在2014年的中央一号文件中就已经提出。因此，农户消费的变化也可能受到他们政策认知水平的影响。为了解释这一点，本研究使用农户对经济和财务信息的关注程度作为政策认知的代理变量（Information），并将其纳入基准回归模型以减少遗漏变量偏差。实证结果显示，农户政策认知的估计系数始终为负值且在1%的水平上具有显著性，表明较高的政策认知与较高的家庭消费水平相关。

6.2 稳健性检验
6.2.1 替换变量
使用核心因变量的替代指标有助于减少测量偏差和操纵的可能性，从而增强基准回归结果的稳健性。在本研究中，因变量从常规农户消费（Consumt）替换为总农户消费（Consumo），并采用差异-in-差异（DID）方法重新进行实证分析，结果见表4。具体来说，第（1）至（3）列展示了逐步加入时间固定效应、家庭固定效应、村庄固定效应和县固定效应的回归结果，未添加任何控制变量。第（4）至（5）列展示了在控制了时间固定效应、家庭固定效应、村庄固定效应和县固定效应的同时，逐步加入控制变量的回归结果。实证结果显示所有模型的R2均高于0.640，表明模型整体拟合度良好。各模型中交互项的系数范围为0.772至0.885，均在5%的水平上具有统计学显著性。这意味着RLRC显著促进了农户消费的增长。与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户消费平均增加了7720至8850元。这一结果与基准回归的结果非常接近，进一步证实了基准发现的稳健性。表4：变量替换。变量因变量：Consumoi,t(1)(2)(3)(4)(5)Righti,t0.776**0.772**0.772**0.885**0.791**(0.360)(0.361)(0.361)(0.402)(0.392)户主属性无无无有有家庭属性无无无无有有家庭固定效应有有有有有有村庄固定效应无有有有有有县固定效应无有有有有有年份固定效应有有有有有有N10090100901009082908172调整后的R20.6460.6460.6460.6440.656注意：稳健的标准误差按县层次聚类在括号中。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。6.2.2. 添加交互固定效应尽管本研究在基准回归模型中控制了时间固定效应、家庭固定效应、村庄固定效应和县固定效应，并纳入了一组丰富的控制变量，但仍可能存在许多不可观测和随时间变化的解释变量未被控制。因此，本研究在基准回归模型中控制了交互固定效应。具体来说，它构建了农户所在县的虚拟变量与年份的虚拟变量之间的交互项，以控制县层面的不可观测但随时间变化的特征，从而降低变量遗漏的风险。回归结果见表5。研究发现，每个模型中交互项的系数估计值均为正，并且在10%的水平上具有统计学意义。这表明RLRC促进了农户的消费，验证了基准回归结果的稳健性。表5：添加交互固定效应。变量因变量：Consumti,t(1)(2)(3)Righti,t0.817**0.855*0.769*(0.399)(0.459)(0.452)户主属性无有有家庭属性无无有家庭固定效应有有有有有村庄固定效应有有有县固定效应有有有年份固定效应无无有年份?县固定效应有有有N1009082908172调整后的R20.6660.6680.680注意：稳健的标准误差按县层次聚类在括号中。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。6.2.3. 更改研究方法由于本研究仅使用了两个时期的数据，无法通过平行趋势检验来确定2012年参与RLRC的农户（处理组）与未参与RLRC的农户（对照组）之间是否存在系统性差异。因此，差分法（DID）的估计结果可能存在偏差。倾向得分匹配-差分法（PSM-DID）可以通过匹配和重采样来模拟随机实验，使处理组和对照组的基线特征更加相似，从而减少初始差异导致的一致性趋势问题，从而间接支持平行趋势假设。此外，通过同时采用线性函数形式和非参数匹配方法，可以帮助减轻因函数形式错误指定而产生的估计偏差。鉴于此，本研究采用PSM-DID方法进行估计。具体来说，我们使用核匹配方法对农户观察样本进行倾向得分匹配，然后应用差分法（DID）对匹配样本进行估计，结果见表6。研究发现，无论是否控制家庭特征变量，交互项的估计系数均为正，并且在5%的水平上具有统计学意义，表明RLRC促进了农户的消费。数值上，与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户消费增加了8270至8350元。这与基准回归的结果非常接近，从而验证了基准回归发现的稳健性。表6：更改研究方法。变量组核匹配方法因变量：Consumti,t(1)(2)处理前2.3482.337处理后1.8911.891差0.457 (0.197) **-0.446 (0.197) **处理后2.4772.4732.8552.855差0.378 (0.372)0.381(0.372)差分Righti,t0.835 (0.334) **0.827 (0.334) **户主属性有是家庭属性无是N95689586R20.0100.010注意：稳健的标准误差按县层次聚类在括号中。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。6.2.4. 删除一些观察样本本研究认为非农业家庭和农业家庭在生计来源上存在差异。与从事农业生产的家庭相比，非农业家庭通常有更多的非农业收入渠道，对农村土地的依赖程度较低，因此RLRC带来的产权激励对其消费的影响可能相对较弱。为此，本研究将未从事农业生产的农户从观察样本中排除，仅保留从事农业生产的农户进行回归估计。结果显示在表7中。实证结果表明，交互项的系数估计值均为正，并且在5%的水平上具有统计学意义。数值上，与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户消费增加了8770至10520元。这一结果与基准回归的结果基本一致，进一步证实了基准发现的稳健性。表7：删除一些观察样本。变量Consumoi,tConsumti,t(1)(2)(3)(4)Righti,t0.877**1.048**0.943**1.052**(0.431)(0.470)(0.387)(0.429)户主属性无是是家庭属性无是是是家庭固定效应有是是是是是村庄固定效应有是是是是县固定效应有是是是是年份固定效应有是是是是N6214516662145166R20.63210.6310.6250.626注意：稳健的标准误差按县层次聚类在括号中。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。6.2.5. 安慰剂测试为了避免因遗漏解释变量而产生的内生性问题，本研究在基准回归模型中控制了时间固定效应、家庭固定效应、村庄固定效应和县固定效应，并尽可能纳入了与户主特征和家庭属性相关的控制变量。然而，仍可能存在一些无法测量的不可观测因素，因此在基准回归模型中未被控制。尽管如此，这些不可观测因素可能会影响基准回归结果的准确性。借鉴Ferrara等人（2012年）和Liu与Lu（2015年）的方法，本研究采用了一种间接安慰剂方法来检验这些不可观测因素是否确实会影响估计结果的准确性，如方程(17)所示。(17)Γ1?=Γ1+η×cov(Rightit,εit|X′)var(Rightit|X′)其中，Γ1?代表交互项的估计系数。η表示不可观测因素对农户消费的影响。X′代表所有其他未控制的因素。如果η=0，表示不可观测因素不影响估计结果，即Γ1?是无偏的。然而，这无法直接验证。因此，本研究采用了一种间接安慰剂测试方法。具体来说，本研究通过随机生成一个理论上不应影响农户消费的错误变量来替换交互项Rightit。由于这个变量是随机生成的，如果这个错误变量确实对农户消费有影响，即Γ1?不等于0，则表明其他不可观测因素影响了估计结果。具体而言，本研究随机生成了一份参与RLRC的农户列表，以获得一个错误的估计值Γ1?random，并重复此过程500次。图1显示了Γ1?random的分布。不难发现，无论因变量是总农户消费还是常规农户消费，Γ1?random都围绕0分布，呈正态分布，且交互项的真实系数估计值都位于核密度曲线的右侧尾部。因此，本研究可以推断η=0。这表明不可观测因素不影响基准回归结果，符合安慰剂测试的预期。下载：下载高分辨率图像（184KB）下载：下载全尺寸图像图1：安慰剂测试。6.2.6. 其他稳健性测试对核心因变量进行Winsor化处理有助于消除极端值引起的虚假相关性，从而提高基准回归结果的准确性和稳健性。本研究依次对农户观察样本应用1%、3%和7%的Winsor化处理。然后，使用差分法（DID）对 Winsor化后的农户观察样本进行回归估计。结果见附录中的表B1。研究显示，每个模型中交互项的估计系数均为正，并且在5%的水平上具有统计学意义。这表明RLRC促进了农户的消费。此外，为了确保回归结果的有效性和参数估计的准确性，本研究还对 independent variables 进行了多重共线性测试，结果见附录中的表B2。测试结果显示，所有变量的方差膨胀因子（VIF）均低于10，表明模型不存在严重的多重共线性。基于上述分析，基准回归结果的稳健性得到了验证。6.3. 机制测试本研究接下来检验预防性储蓄在RLRC促进农户消费的过程中是否起到了中介作用。首先，使用农户的流动资产比例来衡量其预防性储蓄动机。在正常情况下，现金和活期存款是农户应对紧急情况的最直接支付方式，无需复杂的清算过程，且交易成本相对较低。因此，较高的流动资产比例表明农户更关心未来不确定性，其预防性储蓄动机更强。实证结果见表8。具体来说，第（1）列中交互项的估计系数为-0.027，在5%的水平上具有统计学意义，表明RLRC减少了农户的预防性储蓄。与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户流动资产比例减少了2.7%。第（2）列和第（3）列中交互项的估计系数分别为2.258和2.016，在5%的水平上均具有统计学意义；同时，预防性储蓄的估计系数分别为负值，在10%和1%的水平上均具有统计学意义。这表明预防性储蓄在RLRC促进农户消费的过程中起到了部分中介作用。为了进一步提高研究结果的可靠性，本研究使用农户的储蓄率（Savingsoi,t, Savingsti,t）作为预防性储蓄动机的另一种衡量指标，并重新估计了中介效应模型。第（4）列中交互项的估计系数为-0.397，在10%的水平上具有统计学意义，再次证实RLRC减少了农户的预防性储蓄。第（5）列中预防性储蓄的估计系数为负值，在1%的水平上具有统计学意义。这进一步验证了RLRC通过削弱农户的预防性储蓄动机来促进其消费。总之，假设H2得到了支持。表8：机制测试（ⅰ）。变量 LnCurrenti,tConsumoi,tConsumti,tSavingsoi,tConsumti,tSavingsti,tConsumti,t(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)LnCurrenti,t-2.459*-3.490***(1.350)(1.269)Savingsoi,t-0.741***(0.042)Savingsti,t-0.799***(0.052)Righti,t-0.027**2.258**2.016**-0.397*0.497-0.2970.573*(0.012)(0.878)(0.862)(0.223)(0.381)(0.192)(0.341)户主属性是是是是是是是家庭属性是是是是是是是是家庭固定效应是是是是是是是是村庄固定效应是是是是是是县固定效应是是是是是是是是年份固定效应是是是是是是是N1980198019808172817281728172R20.6610.6440.6500.6960.7320.6780.738注意：稳健的标准误差按县层次聚类在括号中。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。6.4.1. 户主年龄本研究根据户主的年龄对农户观察样本进行分类。户主年龄在60岁及以上的农户被归类为老年农户组，而户主年龄在60岁以下的农户被归类为年轻农户组。分别对这两组进行回归估计，结果见表9的第（1）列和第（2）列。研究发现，RLRC促进了年轻农户的消费增长，而对老年农户的消费没有显著影响。为了确保实证结果的稳健性，本研究引入了年龄组虚拟变量与政策变量之间的交互项。回归结果见表9的第（3）列。结果显示，交互项的系数估计值为0.752，在10%的水平上具有统计学意义，表明RLRC对年轻农户的消费有更显著的正向影响。与老年农户相比，RLRC使年轻农户的消费增加了7520元。原因可能包括以下几点：首先，年轻农户通常具有更强的风险承受能力，更愿意探索替代生计，如非农业就业和创业，对未来收入的看法更乐观。RLRC带来的心理安全感可能进一步减少了他们的预防性储蓄动机，从而提高了他们的消费。其次，由于中国的农村社会保障体系仍不完善，老年农户往往表现出更高的风险回避倾向。即使参与了RLRC，他们可能仍然担心未来的医疗和养老支出，预防性储蓄的动机相对较强。因此，RLRC对老年农户的消费刺激作用相对较弱。表9：RLRC对农户消费的影响：户主年龄。变量分组回归交互项回归年轻农户（年龄<60）老年农户（年龄≥60）组（年龄<60）=1因变量：Consumti,t(1)(2)(3)Righti,t0.823*0.679(0.441)(0.693)Righti,t?组a0.752*(0.434)户主属性是是是家庭属性是是是是家庭固定效应是是是是是村庄固定效应是是是是县固定效应是是是是是年份固定效应是是是是是是是是年份固定效应是是是是是是N542627468172R20.6450.6680.659注意：稳健的标准误差按县层次聚类在括号中。***p<0.01，**p<0.05，*p<0.05。6.4.2.**人力资本水平**
本研究使用户主的教育程度作为衡量其人力资本水平的指标，并以此作为分类标准来对农户样本进行分类。在本研究中，户主人力资本水平高于中值的农户被视为高人力资本农户，而等于或低于中值的农户则被视为低人力资本农户。采用差异中的差异（DID）方法对每组进行回归估计，结果分别呈现在表10的第（1）和（2）列中。研究发现，对于高人力资本水平的农户，农村土地改革政策（RLRC）促进了其消费的增加，如第（2）列所示。然而，对于低人力资本水平的农户，RLRC并未对其消费产生显著影响，如第（1）列所示。为了确保实证结果的稳健性，本研究引入了人力资本组虚拟变量与政策变量之间的交互项。回归结果报告在表10的第（3）列中。交互项的系数为1.352，在5%的水平上具有统计显著性，表明RLRC对高人力资本农户的消费有更强的正面效应。与低人力资本农户相比，高人力资本农户因RLRC而多消费了13520元。原因可能包括以下几个方面：首先，高人力资本水平的农户具备更强的就业竞争力和学习能力，对未来不确定性的担忧较少。RLRC为它们提供了稳定的资产储备，进一步增强了他们的心理安全感，并鼓励他们将储蓄转化为消费。其次，高人力资本水平的农户通常拥有更多的非农业就业机会或更高的创业能力，因此对农业的依赖性较低。RLRC使这些农户能够更安心地转让土地，获得稳定的租金收入，从而直接提高他们的消费能力。第三，RLRC稳定了农户的预期，使他们能够进行长期投资。高人力资本的农户更有能力选择高附加值的项目并学习先进的农业技术，从而推动其农业收入的实质性增长，进一步增强他们的心理安全感，并刺激他们的消费。

**社会资本水平**
在中国农村社会中，资源获取往往依赖于非正式的社会网络，请客吃饭是一种典型的关系投资形式。较高的家庭外出就餐支出通常表明农户更积极地利用“餐桌社交”来建立或维护社会网络，从而积累更丰富的社会资本。此外，家庭成员较多的家庭往往拥有更丰富的社会资本和更强的抗风险能力。由于缺乏精确的社会资本数据，本研究采用张等人（2022）的方法，使用外出就餐支出与家庭总收入以及家庭总人数的比率作为农户社会资本的代理变量。为了检查异质性效应，引入了社会资本组虚拟变量与政策变量之间的交互项。回归结果报告在表11中。交互项的估计系数分别为1.219和1.273，在10%的水平上均具有统计显著性。这意味着，与低社会资本水平的农户相比，RLRC使高社会资本水平的农户消费增加了12190至12730元。原因可能包括以下几点：首先，高社会资本水平的农户拥有相对丰富的非正式社会网络，在面临风险时可以更容易通过这些网络获得支持，类似于拥有稳定的流动性保险。RLRC进一步降低了他们的心理不安感，从而显著降低了他们的预防性储蓄动机，并增加了他们的消费支出。其次，低社会资本水平的农户缺乏可靠的非正式社会网络，在面对风险时只能依靠自己的储蓄来应对生计风险。因此，这些农户对未来不确定性的担忧更大，预防性储蓄的动机更强。RLRC在增强他们的心理安全感方面的作用有限，导致消费增长不显著。

**消费结构**
RLRC是否改变了农户的消费结构？为了解决这个问题，本研究采用差异中的差异（DID）方法对农户的各种消费支出进行了回归估计，结果呈现在表12中。研究发现，当食品支出、日常必需品支出以及住房翻修和扩建支出作为因变量时，交互项的估计系数分别为0.187、0.032和0.529，在10%的水平上均具有统计显著性。这意味着，与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户在食品、日常必需品和住房翻修及扩建方面的支出分别增加了1870元、320元和5290元。然而，当通信支出、教育和培训支出等作为因变量时，交互项的估计系数未通过10%水平的统计检验。这表明RLRC促进了农户的生活消费支出（如食品、日常必需品和住房翻修及扩建）的增长，但对发展性消费（如教育、医疗保健和耐用品支出）没有产生显著影响。

**农户收入**
RLRC是否促进了农户的收入增长？为此，本研究进行了实证分析，详细结果报告在表13中。回归结果显示，交互项的估计系数均为正数，在5%的水平上具有统计显著性。这表明RLRC促进了农户收入的增长。从数值上看，与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户平均收入增加了9510至11070元。将这一结果与表3中的基准回归结果进行比较，可以发现参与RLRC的农户将其收入增长的73%-94%用于消费，而储蓄和投资的比例相对较低。从这个意义上说，RLRC对减少农户的预防性储蓄动机和鼓励消费具有积极影响。

**政策效果的可持续性分析**
大约在2016年，中国实施了农村土地“三权分立”改革，同时推出了农村土地管理权抵押贷款的试点项目，旨在进一步激活农村土地的财产属性。那么，在上述政策实施之后，“产权界定→预防性储蓄减少→农户消费增长”的机制仍然成立吗？为此，本研究使用了2018年中国劳动力动态调查（CLDS）的横截面数据，采用横截面线性回归模型、工具变量（IV）方法和中介效应模型进行实证检验。为了避免因遗漏变量偏差而产生的内生性风险，本研究首先采用了两阶段最小二乘（2SLS）估计的工具变量（IV）方法。在村级层面，选择了“村级非农业集体经济”、“村庄内是否有儿童游乐场”和“土地调整次数”三个变量作为农户是否获得LCMR证书（Right）的工具变量。理论上，这三个变量反映了村庄的禀赋和治理环境，并与村庄集体在推广RLRC和证书发放方面的进展相关，从而满足相关性假设。同时，作为村级宏观变量，它们通常不会直接影响个体农户的微观经济行为，从而满足外生性假设。值得注意的是，使用工具变量方法的一个前提是存在内生变量。为此，本研究进行了异方差稳健的Durbin-Wu-Hausman检验。结果显示，F统计量为0.967，在10%的水平上不显著，表明Right不是内生变量。在这种情况下，OLS估计比工具变量（IV）方法更有效。表14第（3）列的估计结果显示，RLRC的系数估计值为0.758，在5%的水平上具有统计显著性。与未参与RLRC的农户相比，参与RLRC的农户家庭消费平均增加了7580元。

**结论**
总体而言，中国农村土地改革（RLRC）促进了农户收入的增长，并改变了其消费结构。这一效果在各种稳健性检验中得到了验证。同时，RLRC也削弱了农户的预防性储蓄动机，增强了他们的消费意愿。此外，虽然RLRC对农户的长期预防性储蓄有一定影响，但这种影响与他们借款的目的密切相关。如果农户将借款资金用于生产和经营活动，预计这将减轻预防性储蓄的压力。此外，RLRC还通过促进家庭借贷来提前消费，反映了农户消费意愿的增强。然而，长期来看，RLRC对农户预防性储蓄的影响取决于他们借款的用途。这表明产权界定可以释放农户的消费潜力，并激活农村消费市场。根据制度经济学的基本观点，产权界定可以减少经济主体面临的不确定性，降低交易成本，从而激励经济主体进行长期投资。本研究的发现遵循类似的逻辑，并将其扩展到农村消费领域。机制分析表明，农村土地制度改革（RLRC）可能减少农户因未来不确定性而产生的预防性储蓄，从而刺激他们的消费。即使在她们的农村土地“三权分离”改革和农村土地管理权抵押贷款试点项目实施之后，预防性储蓄仍然作为 RLRC 促进农户消费增长的中介渠道。这一发现具有重要的理论和实践意义。一方面，它揭示了产权不确定性及由此导致的隐性社会保障缺失是促使农户增加预防性储蓄、抑制当前消费的重要制度因素，为“农户有钱但不愿消费”的现象提供了新的制度解释；另一方面，这也表明，在实施以财政激励为特征的“短期消费刺激政策”时，政策制定者还应关注与“根本性体制改革”（如农村产权制度改革和农村社会保障体系完善）的协调，加强对农户财产权和利益的保障，以建立农村内需增长的可持续机制。异质性分析具有丰富的政策启示：研究发现，对于户主年龄较小且人力资本和社会资本较丰富的农户，RLRC 对其消费的刺激作用更为显著。可能的原因是这些农户风险承受能力更强，对未来更为乐观，RLRC 进一步增强了他们的安全感，降低了预防性储蓄的动机，释放了消费潜力。人力资本和社会资本较高的农户通常具备更强的个人能力，RLRC 提升了他们对长期投资、土地流转和非农就业的信心，从而改善了他们对未来收入的预期，减少了预防性储蓄的动机。这说明 RLRC 带来的福利改善与农户的年龄和个人能力密切相关。因此，在深化 RLRC 时，政府部门应优先考虑为农户提供职业技能培训和农村教育，增强他们的个人能力，避免因能力差异导致政策效果分化，从而促进农村地区的公平性和包容性增长。进一步分析表明，短期内 RLRC 主要提振了农户的生存型消费而非发展型消费，表明产权安全释放的消费潜力首先满足了家庭的基本生活需求，促进了生活质量的提升。随着农户收入的增加和收入来源的多样化，他们的消费结构预计将向更高层次的发展型消费升级，这恰恰印证了马斯洛需求层次理论的观点。该研究也存在某些局限性，需要未来进一步深入探讨：首先，本研究以中国的新一轮 RLRC 为例，考察了产权界定对农户消费的影响，特别关注了预防性储蓄的中介作用。尽管研究得出了一系列有意义的发现，但其结论的普遍性仍需通过其他发展中国家的样本在未来的研究中进行验证；其次，本研究未深入探讨 RLRC 对农户主观幸福感的影响。RLRC 不仅是产权层面的制度安排，还可能增强农户的心理安全感，从而影响他们的生活满意度和主观幸福感。因此，未来的研究应进一步探讨 RLRC 对农户福利及其作用机制的影响，以更全面地揭示农村土地制度改革的多方面效应。

## 结论
以中国的新一轮农村土地制度改革（RLRC）为例，本研究基于 2013 和 2015 年中国家庭金融调查（CHFS）以及 2018 年中国劳动力动态调查（CLDS）的数据，构建了一个准自然实验。研究综合运用了差异-in-differences（DID）方法、工具变量（IV）方法和中介效应模型，实证考察了产权界定对农户消费的影响，特别关注预防性储蓄在此过程中的中介作用。研究发现，RLRC 与农户消费的显著增长相关，这一结论在经过多种稳健性检验后仍然成立。机制分析表明，RLRC 可通过减少农户的预防性储蓄来促进其消费，即使在农村土地“三权分离”改革和农村土地管理权抵押贷款试点项目实施之后，这一机制仍然具有统计显著性。异质性分析显示，对于户主年龄较小且人力资本和社会资本较丰富的家庭，RLRC 对其消费的刺激作用更为显著。进一步分析表明，RLRC 主要促进了农户的生存型消费，而非发展型消费，同时对他们的收入改善也有积极作用。

### 作者贡献声明
刘通：撰写——审稿与编辑、撰写——初稿、验证、软件与资源、项目管理、方法论、调查、形式分析、数据整理、概念化。
齐欣：撰写——审稿与编辑、监督、资金获取。

**作者单位**：中国人民大学农业经济与农村发展学院，北京，100872