非農就業(yè)、所有權認知與農戶承包地退出

段靜琪 苗海民 朱俊峰

(中國農業(yè)大學 經濟管理學院，北京 100083)

隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的快速發(fā)展，農業(yè)比較收益下降，大量農民離開農業(yè)農村向城鎮(zhèn)轉移就業(yè)。農業(yè)勞動力轉移過程中出現(xiàn)了兩個顯著特征：一是農民不再“以農為業(yè)，以農為生”，耕地利用的低效率甚至撂荒現(xiàn)象普遍；二是土地的財產性質無法實現(xiàn)，不能為那些脫離了農業(yè)生產的進城務工人員提供資金支持，幫助其跨越市民化經濟門檻。在此背景下，為了盤活農村土地財產，推進農民工市民化進程，政府逐漸將承包地退出議題納入政策考慮范圍。2015年8月，國務院辦公廳《關于加快轉變農業(yè)發(fā)展方式的意見》中指出“在堅持農村土地集體所有和充分長期尊重農民意愿的基礎上，在農村改革試驗區(qū)穩(wěn)妥開展農戶承包地有償退出試點，引導有穩(wěn)定非農就業(yè)收入、在城鎮(zhèn)居住生活的農戶自愿退出土地承包經營權?！?018年12月修正的土地承包法中也明確提出“承包期內，承包農戶進城落戶的，引導支持其按照自愿有償原則依法在本集體經濟組織內轉讓土地承包經營權或者將承包地交回發(fā)包方，也可以鼓勵其流轉土地經營權。”

不同地區(qū)的調研發(fā)現(xiàn)，已經有約21.7%～63.55%的農戶愿意退出承包地，有關農村承包地退出的研究也日益增多。杜文嬌等認為，無論是從學理上對公平、公正的維護，還是從法益上對承包權、成員權的正確認知，或是實踐中緩解人地矛盾，提高農地利用效率，建立農村土地退出機制都是必要且可行的。郭熙保認為，承包地退出是農民工市民化的內在要求，否則進城農民“離農不退地”，成為“不在地主”，擁有漲租金或收回土地的權利，將不利于土地經營的穩(wěn)定性，并限制農業(yè)長期投資。

從優(yōu)化資源配置的角度看，“離農離地”有其必然性，那么又有何因素影響著農戶的承包地退出意愿呢？伴隨著城鎮(zhèn)化的快速推進以及農業(yè)勞動力非農就業(yè)程度的加深，農戶分化被認為是影響承包地退出的關鍵因素。有研究證實，農戶的非農就業(yè)程度越高，越可能退出承包地。但也有學者持不同意見，認為非農就業(yè)程度較深的農戶有著更為穩(wěn)定的非農收入，對這部分農戶來說，一次性退出承包地帶來的福利政策改進空間有限。因此，他們反而更傾向于將土地作為增值性資產長期持有。而除非農就業(yè)外，農戶的土地產權認知狀況同樣值得關注。建國以來的多次土地制度變革使農戶承包地所有權認知與制度規(guī)定存在偏差，相當數(shù)量的農戶持有承包地私有觀念。理論上，農戶放棄承包地時會受到農戶對產權價值評估和預期的影響，從而使其承包地退出意愿發(fā)生轉變。因此，可以認為，農戶的產權認知狀況會影響到農戶的承包地退出決策。除此之外，個人特征，是否擁有城鎮(zhèn)住房，家庭生命周期，家庭稟賦，區(qū)域經濟發(fā)展，“戀地情結”，土地流轉等也對農戶承包地退出決策產生影響。

綜上，學者們在承包地退出方面已經做了一定量的分析，為后序研究奠定了良好的基礎。但總結發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究更多關注于單一因素對承包地退出的影響。而在農戶非農就業(yè)逐漸深化、產權認知狀況存在偏差的情況下，分析非農就業(yè)和產權認知對農戶承包地退出的綜合影響顯然更為重要。為此，基于全國9省1 006戶農戶調研數(shù)據(jù)，本研究試圖從退地的成本收益入手，分析非農就業(yè)和所有權認知對農戶承包地退出意愿的影響;探究承包地退出政策的目標群體，即非農收入比例較高的農戶,在面臨所有權認知偏差時如何決策;以期豐富承包地退出研究，為探索承包地退出機制提供參考。

1 理論模型與研究假說

農戶的承包地退出決策并非是農戶個人行為，通常是在考慮家庭效用最大化基礎上所做出的理性選擇。因此，本研究假設農戶家庭是理性的，農戶承包地退出決策是基于成本收益的權衡。從退出承包地預期收入、預期成本和保留承包地預期收入等因素考慮，只有當退出承包地預期收入大于退出承包地預期成本和保留承包地預期收入之和時，農戶才會選擇退出承包地。參照王常偉等和李榮耀等，本研究假設農戶承包地退出模型為：

(1)

式中：

V

(0)為農戶退出承包地進城就業(yè)與繼續(xù)持有承包地之間預期收益成本差的貼現(xiàn)值；

r

為貼現(xiàn)率；

Z

(

t

)為農戶退出承包地第

t

期預期收入水平；

I

(0)為農戶退出承包地所得一次性補償；

Y

(

t

)為農戶繼續(xù)持有承包地第

t

期預期收入水平；

C

(0)為農戶退地進城就業(yè)的轉移成本。

當農戶選擇退出承包地進城就業(yè)時，其預期收入水平可以表示為：

Z

(

t

)=

p

(

t

)

Y

(

t

)

(2)

式中：

p

(

t

)為第

t

期農戶家庭勞動力非農就業(yè)概率，

Y

(

t

)為農戶退出承包地第

t

期非農就業(yè)收入水平，將式(2)帶入式(1)可得：

I

(0)-

Y

(

t

)]

e

--

C

(0)

(3)

考慮到對樣本農戶的連續(xù)跟蹤較為困難，為簡化分析，本研究只考慮農戶當期承包地退出決策。同時，在不考慮農戶城市就業(yè)概率的情況下，農戶承包地退出模型可以表示為：

V

=(

Y

+

I

-

Y

)-

C

(4)

假設不存在土地流轉，當農戶選擇繼續(xù)持有土地時，農戶將在農業(yè)生產和非農就業(yè)之間分配勞動力。此時，持有承包地農戶的收入來源于非農就業(yè)和農業(yè)生產，其收入可以表示為：

Y

=

w

(

L

-

l

)+

pf

(

l

,

S

)

(5)

式中：

w

為非農就業(yè)工資水平；

L

為家庭勞動力總數(shù)；

l

為配置于農業(yè)生產的勞動力人數(shù)；

p

為農產品價格；

S

為家庭承包地總面積。

假設當農戶退出承包地時，農戶家庭勞動力將全部進行非農就業(yè)。此時，農戶收入為：

Y

=

wL

(6)

將式(5)和(6)帶入式(4)得：

V

=(

wL

+

I

-(

w

(

L

-

l

)+

pf

(

l

,

S

)))-

C

(7)

由前述分析可知，當

V

>0時，農戶愿意退出承包地。將式(7)對

w

求偏導得?

V/

?

w

=

l

≥0，即非農就業(yè)工資水平對農戶承包地退出決策有積極作用。當農戶非農就業(yè)工資水平越高時，理性的農戶會將更多勞動力配置到非農就業(yè)部門，此時農戶非農就業(yè)收入比例也隨之增加。據(jù)此，提出以下待檢驗假說：

假說1：非農就業(yè)收入比例越高，農戶越可能退出承包地。

行為經濟學中的稟賦效應理論認為，一旦個人擁有某項物品，產權擁有方就傾向于將物品價值看得較重。進一步，不僅事實的產權強度會強化稟賦效應，所有權主觀感受也會使其在交易中提高物品估價，這將造成農戶可接受的承包地退出補償標準

I

高于政府測算出的補償標準

I

。此時，理性農戶在政府補貼水平下不愿退出承包地。據(jù)此，提出第二個待檢驗假說：

假說2：當農戶認為承包地所有權私有時，農戶退出承包地的可能性降低。

已有研究表明，當農戶非農就業(yè)工資水平提高進而非農收入比例增加時，農戶對土地的就業(yè)、收入甚至于社會保障功能的依賴程度將隨之降低，這會使得農戶在承包地退出的利益訴求中弱化承包地退出的稟賦效應。即非農就業(yè)可以降低由稟賦效應所造成的高補償預期。據(jù)此，提出第三個待檢驗假說：

假說3：非農就業(yè)能夠緩解承包地所有權私有認知對承包地退出所產生的不利影響。

2 數(shù)據(jù)來源、模型設定與變量定義

2.1 數(shù)據(jù)來源和樣本特征

2

.

1

.

1

數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于課題組2019年6—7月所進行的農戶抽樣調查。為了使調研結果具有代表性，課題組主要基于綜合分布不同經濟發(fā)展水平、不同氣候條件等原則，選取了黑龍江、吉林、山東、廣東、河南、湖南、安徽、浙江、山西、陜西、貴州11省作為調研地點，并采用分層隨機抽樣的方法，每省抽取3個縣，每縣抽取2～3個村，每村抽取約20戶農戶，共計發(fā)放問卷1 485份。但由于調研過程中，不同省份調研內容略有差異。因此，結合研究需要，在剔除變量缺失和數(shù)據(jù)前后矛盾樣本的基礎上，刪除由于問卷變量改動而造成樣本數(shù)不足10戶的省份，最終得到9省1 006份農戶數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)構成了本研究計量檢驗的基礎。具體樣本分布見表1，其中樣本市皆為縣級市。

表1 樣本分布情況
Table 1 Sample distribution

區(qū)域 Area 樣本量/戶Sample size區(qū)域 Area 樣本量/戶Sample size吉林省長春市九臺區(qū)Jiutai, Changchun, Jilin62湖南省臨湘市Linxiang, Hunan41吉林省長春市雙陽區(qū)Shuangyang, Changchun, Jilin48湖南省長沙縣Changsha County, Hunan49吉林省公主嶺市Gongzhuling, Jilin67湖南省瀏陽市Liuyang, Hunan68黑龍江省安達市Anda, Heilongjiang76安徽省定遠縣Dingyuan, Anhui13黑龍江省龍江縣Longjiang, Heilongjiang84安徽省鳳陽縣Fengyang, Anhui11山西省介休市Jiexiu, Shanxi35安徽省懷遠縣Huaiyuan, Anhui16山西省澤州縣Zezhou, Shanxi32廣東省羅定市Luoding, Guangdong61山西省祁縣Qixian, Shanxi31廣東省吳川市Wuchuan, Guangdong50河南省輝縣市Huixian, Henan36浙江省平陽縣Pingyang, Zhejiang42河南省長垣市Changyuan, Henan36浙江省海鹽縣Haiyan, Zhejiang35河南省安陽縣Anyang County, Henan39貴州省畢節(jié)市七星關區(qū)Qixingguan, Bijie, Guizhou38貴州省湄潭縣Meitan, Guizhou36合計Total1 006

注：安陽縣和長沙縣因與其所屬地級市重名，地名翻譯中加入county一詞。
Note: Anyang County and Changsha County have the same name as their prefecture-level cities, therefore the word county is added to the translation of place names.

2

.

1

.

2

樣本特征

1)承包地退出意愿。由表2中可知，已經退出承包地的農戶僅占3.18%。實地調研中發(fā)現(xiàn)，試點地區(qū)在推進承包地退出工作時較為審慎，對申請退出承包地農戶的綜合條件設置了門檻，現(xiàn)實退地行為可能難以全面反映農戶的退地決策。為了更加合理地考察農戶承包地退出決策，本研究將主要分析農戶承包地退出意愿?？傮w來看，除去已退地農戶，還有51.69%的農戶愿意退出承包地。從區(qū)域布局來看，東、中部地區(qū)愿意退出承包地的農戶明顯高于西部地區(qū)，這可能與地區(qū)經濟發(fā)展水平有關。東、中部地區(qū)非農就業(yè)機會相對更多，農戶的土地依賴性較低，從而更愿意退出承包地。但相對于東北地區(qū)和中部地區(qū)，東部地區(qū)農戶承包地退出意愿卻略低，這可能是因為東部地區(qū)整體經濟發(fā)展水平較高，承包地一次性退出帶來的經濟收益對農戶生活水平改善意義不大。故而，農戶更傾向于將土地作為增值性資產長期持有。

2)所有權認知狀況。由表2可知，認為承包地所有權歸屬農戶個人所有的占比39.07%，認為承包地所有權歸屬國家所有的占比41.05%。這與已有研究一致，即農戶土地所有權認知與法律所規(guī)定的農村土地集體所有存在偏差。事實上，由于多數(shù)國家政策都是通過村集體向村民進行宣傳講解，這在一定程度上會使農戶將村集體誤認為是國家的代表，部分農戶難以對“國家”和“集體”做出明確區(qū)分。因而，可以認為農戶認知的土地所有權僅包括公有和私有兩種。據(jù)此，本研究在實證回歸模型中也僅將農戶的所有權認知分為農戶個人所有和公有兩類，以此來分析承包地所有權認知對農戶承包地退出意愿的影響。

表2 承包地退出意愿與所有權認知情況
Table 2 Farmers’ willingness to withdraw from contracted land and their cognition of contracted land ownership

項目 Item 總體Totality東北Northeast東部East中部Midlands西部West承包地退出 Withdrawal from contracted land 不愿意永久退出承包地Unwilling to permanently withdraw from contracted land45.1336.8052.1346.4458.11 愿意永久退出承包地Willing to permanently withdraw from contracted land51.6962.3143.0951.1128.38 已經退出承包地Have withdrew from contracted land3.180.894.792.4613.51所有權認知 Cognition of contracted land ownership 農戶個人 Peasant household39.0747.4840.4332.6832.43 國家 Country41.0540.3646.2837.3551.35 集體 Collective17.598.6112.2328.5012.16 國家集體共有 Owned by country and collective2.293.561.061.474.05

表2(續(xù))

作者及時間Author &Time ofpublication調研時期Period ofresearch樣本區(qū)域Samplearea樣本量Samplesize愿意退出承包地農戶占比Proportionof farmersintended towithdrawalfrom contractedland產權私有認知占比及影響方向Proportionand influenceof privatecognition ofproperty rights農戶非農就業(yè)、城鎮(zhèn)化能力等相關變量影響方向Impact of farmers’non agriculturalemployment,urbanizationability and so on王麗雙等[8],20152014年9—10月遼寧鐵嶺24024.2%愿意退出農地承包權非農收入比例對農地經營權退出有顯著正向影響,但對承包權退出影響不顯著王常偉等[15],20162015年12月滬浙蘇3地1 20834.85%愿意退出承包權擁有城鎮(zhèn)住房的農戶由于財富效應的存在,在一定程度上抑制了農戶承包權的退出意愿韓占兵等[9],20192017年7—8月河南16縣高齡農民2 1079.40%愿意退出承包地非農收入占比正向影響高齡農民承包權與經營權退出李榮耀等[2],20192017年7—8月改革試驗區(qū):重慶梁平、成都溫江、瀘州瀘縣71613.41%已經退出承包地63.55%愿意退出承包地分化程度較高的農戶有更低的承包權退出意愿張廣財?shù)萚5],20202016年長江三角洲地區(qū)1 36221.37%愿意有償退出承包地分化程度越高的農戶,越不愿意放棄農地

2.2 模型設定

正如前述，非農就業(yè)程度和所有權認知對農戶承包地退出決策產生重要影響。遵循這一思路，本研究將農戶是否愿意退出承包地作為模型因變量。鑒于模型因變量為二分變量，本研究將采用Probit模型來考察非農就業(yè)和所有權認知對農戶承包地退出意愿的影響程度。模型構建如下：

y

=

δ

+

δ

A

+

δ

Z

+

ε

(8)

模型中：

A

為本研究關注的核心變量——非農收入比例和所有權認知；

Z

表示影響農戶承包地退出意愿的其他控制變量，包括戶主個人特征、家庭特征等；

δ

為待估參數(shù)向量；

ε

為誤差項，包含了一些未能完全控制的因素，如個人偏好、風險態(tài)度等，服從標準正態(tài)分布。

2.3 變量定義

因變量：農戶承包地退出意愿是本研究的因變量。由于綜合條件的限制，現(xiàn)實中已經退出承包地農戶樣本極少，采用承包地退出行為難以真實反應農戶的退地決策。故而，本研究選取的因變量為農戶承包地退出意愿。即，在給予補償條件下，農戶是否愿意退出承包地。

核心變量：非農就業(yè)和所有權認知是本研究的核心解釋變量。借鑒暢倩等，本研究選取非農收入比例作為農戶非農就業(yè)水平的代理變量，來度量非農就業(yè)對農戶承包地退出意愿的影響。另外，考慮到農戶難以對國家和集體概念做出明確區(qū)分，本研究僅將所有權認知分為公有和私有兩種，用以考察所有權認知對農戶承包地退出意愿的影響。

控制變量：本研究將戶主個人特征、家庭特征作為控制變量加入模型。本研究定義的戶主為家庭主要決策者，作為家中主要事務的決斷者，其自身特征必然對家庭決策產生重要影響。本研究選擇家庭主要決策者性別、年齡、受教育年限、健康狀況作為個人特征的代理變量。黨員干部對政策的理解更為深刻，可能會影響其承包地退出意愿；勞動力人數(shù)、人均承包地面積、家庭人均年收入作為資源稟賦變量可能會對農業(yè)生產產生影響；老人小孩比例、是否轉出土地、是否打算在城鎮(zhèn)購買住房可能會影響農戶對土地的依賴性進而影響農戶承包地退出意愿。因此，本研究選擇是否黨員干部戶、勞動力人數(shù)、人均承包地面積、家庭人均年收入、老人小孩比例、是否轉出土地、是否打算進城買房作為家庭特征的代理變量，并將家庭人均年收入取對數(shù)放入回歸方程。另外，為控制難以觀察到的地區(qū)經濟、文化、制度差異對農戶承包地退出意愿的影響，本研究還將加入省份虛擬變量。

表3 變量設置及描述性統(tǒng)計
Table 3 Definition of variables and descriptive statistics

項目 Item 變量名稱Variable name變量定義Definition均值Mean標準差S D因變量Dependent variable是否愿意永久有償退出承包地Farmers’ willingness to withdraw from contracted land是=1,否=00.5360.499核心變量Key variable非農收入比例Proportion of non-agricultural income家庭非農收入占總收入比重/%0.7820.320所有權認知Cognition of contracted land ownership您認為承包地所有權歸誰所有:農戶個人=1,國家、集體、國家集體共有=00.3910.488年齡 Age家庭主要決策者年齡/歲54.21810.879個人特征Personal characteris-tics性別 Sex家庭主要決策者性別:男=1,女=00.8740.332受教育年限Education家庭主要決策者受教育年限/年7.7973.144健康狀況Health家庭主要決策者健康狀況:非常好=1,好=2,一般=3,不好=4,非常不好=51.9780.959是否黨員干部戶Whether there are Chinese Communist Party members or cadres in the family是=1,否=00.3210.467勞動力人數(shù)Labor家庭中16歲以上、65歲以下勞動年齡人數(shù)/人2.9411.514人均承包地面積Per capita area家庭人均承包地面積/(hm2/人)0.2110.462家庭特征Family char-acteristics家庭人均年收入Per capita annual income of households家庭實際人均年收入/(元/人)24 364.32660 451.176老人小孩比例Proportion of elderly and children家中16歲以下小孩及65歲以上老人所占比例/%0.3120.296是否轉出土地Whether to rent out land是=1,否=00.2880.453是否打算進城買房House purchase plan是=1,否=01.4020.726

3 實證結果分析

3.1 承包地退出意愿影響因素分析

分析前，我們對模型殘差項進行了正態(tài)分布檢驗，結果表明殘差項服從正態(tài)分布，這說明選用Probit模型是合理的。

由表4可知，非農收入比例顯著影響農戶承包地退出意愿，且符號為正。當農戶非農就業(yè)收入占總收入比例越高時，農戶對土地的依賴性以及土地對其發(fā)展和生產的重要性越低。出于效用最大化考慮，理性農戶會將更多勞動力配置在非農領域。故而，非農收入比例高的農戶承包地退出意愿也更高。假說1得到驗證。

表4 承包地退出意愿影響因素分析
Table 4 Analysis on influencing factors of contracted land withdrawal willingness

變量 Variable 模型1 Model 1模型2 Model 2模型3 Model 3系數(shù)Coefficient標準誤SE系數(shù)Coefficient標準誤SE系數(shù)Coefficient標準誤SE非農收入比例Proportion of non-agricultural income0.385**0.1660.400**0.165所有權認知Cognition of contracted land ownership-0.229***0.088-0.236***0.088年齡 Age0.008*0.0050.009**0.0050.009*0.005性別 Sex-0.0580.123-0.1220.123-0.1020.123受教育年限 Education0.0050.0150.0040.0150.0030.015健康狀況 Health0.083*0.0480.086*0.0470.085*0.048是否黨員干部戶Whether there are Chinese Communist Party members or cadres in the family0.1640.1010.1360.1020.1380.102勞動力人數(shù) Labor0.0370.0370.0540.0370.0480.037人均承包地面積 Per capita area-0.1400.091-0.177**0.088-0.147*0.089家庭人均年收入Per capita annual income of households-0.0210.045-0.0220.045-0.0180.045老人小孩比例Proportion of elderly and children0.0430.1820.0770.1830.0690.183是否轉出土地Whether to rent out land0.0070.1010.0900.093-0.0010.101是否打算進城買房House purchase plan-0.0480.061-0.0360.061-0.0450.062省份虛擬變量Province dummy variable已控制已控制已控制Pseudo R20.0610.0620.067χ277.432***78.431***82.918***Sktest(P>chi2)0.0100.0130.077Observation1 0061 0061 006

注：*、**、***表示在10%、5%、1%水平下顯著。限于篇幅，省略省級虛擬變量的回歸結果。下同。
Note: *, ** and ***represent the significance of 10%, 5% and 1%. For space limitation, the regression results of province dummy variables are omitted. The same below.

與林佩琪等一致，產權歸屬顯著影響農戶承包地退出意愿，且符號為負。這可能是因為，相對于國家和集體所有權等公有認知，當農戶認知的農地所有權屬于其個人時，稟賦效應更強，農戶對退地的補償要求也更高，這進一步降低了農戶承包地退出意愿。假說2得到驗證。

其他控制變量方面，家庭主要決策者年齡顯著正向影響農戶承包地退出意愿。這是因為，伴隨著家庭主要決策者年齡增加，其工作經驗愈發(fā)豐富，非農就業(yè)競爭力逐漸增強。而農戶承包地退出意愿與家庭主要決策者非農就業(yè)狀態(tài)相聯(lián)系，當家庭主要決策者非農收入穩(wěn)定時，農戶退出承包地的可能性升高。家庭主要決策者身體狀況顯著正向影響農戶承包地退出意愿。這是因為，當家庭主要決策者身體狀況較差時，該農戶家庭難以負擔起農業(yè)生產所需繁雜的體力勞動。相應地，農業(yè)生產收益降低，農戶更愿意選擇退出承包地來獲得相應補償。人均承包地面積顯著負向影響農戶承包地退出意愿。這主要是由于，農戶的承包地退出意愿與其資源稟賦密切關聯(lián)。農戶人均承包地面積越大，其擁有的土地稟賦越多，農戶就需要更加慎重地考慮承包地退出決策。

3.2 非農就業(yè)對所有權認知負面影響的緩解作用

為探究非農就業(yè)對所有權私有認知負面影響的緩解作用，參照孫鵬飛等和方師樂等，本研究將高于非農收入比例平均值的農戶劃分為高分化組，將低于非農收入比例平均值的農戶劃分為低分化組，進一步對比不同組別所有權認知對農戶承包地退出意愿的影響。表5顯示，所有權認知對兩組農戶承包地退出意愿都呈顯著負向影響。但從強度來看，所有權認知對高分化組的邊際效應要小于低分化組。這表明，非農就業(yè)程度的加深能緩解所有權私有認知對承包地退出意愿的不利影響。這主要是因為非農就業(yè)程度較深農戶對承包地的依賴性較低，其稟賦效應也相對較低，這進一步緩解了所有權私有認知所造成的負面影響，假說3得到驗證。

表5 所有權認知對不同農戶承包地退出意愿的影響
Table 5 Differential impact of ownership cognition

變量Variable低分化組 Low differentiation高分化組 High differentiation邊際效應Marginal effect標準誤SE邊際效應Marginal effect標準誤SE所有權認知Cognition of contracted land ownership-0.104*0.055-0.078**0.040其他控制變量 Other variables已控制已控制Pseudo R20.0710.071χ228.301*63.220***Observation315691

3.3 異質性分析

觀察回歸結果發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)非農收入比例及所有權認知狀況對農戶承包地退出意愿的影響方向基本一致。

首先，非農收入比例在東北、東部、中部皆對承包地退出意愿呈正向影響，其中中部地區(qū)影響較為顯著。中部地區(qū)非農收入比例影響更為顯著可能是因為，一方面，相較于東部地區(qū)，中部地區(qū)經濟發(fā)展水平相對落后，在農戶非農化過程中，承包地退出收益能成為農民工市民化的一大助力。而東部地區(qū)整體收入水平較高，農戶反而更傾向于將土地作為增值性資產長期持有。另一方面，相較于東北地區(qū)，中部地區(qū)人均耕地面積較小，其承包地退出補償收益也會更低，非農收入比例增加對農戶承包地退出意愿的影響也就更顯著。

其次，所有權認知狀況在東北、東部和中部地區(qū)皆對承包地退出意愿呈負向影響，其中東北地區(qū)影響較為顯著。東北地區(qū)所有權認知狀況更顯著可能是因為，東北地區(qū)農戶土地稟賦較多。相應地，土地所有權認知也會對農戶的承包地退出意愿產生更大的影響。

最后，非農收入比例與所有權認知狀況對西部地區(qū)承包地退出意愿影響皆不顯著，且符號與理論預期相反。這一方面可能是因為樣本中西部地區(qū)農戶整體承包地退出意愿較低；另一方面則可能因為西部地區(qū)僅有貴州1個省份，樣本代表性略有不足。

表6 地區(qū)異質性分析
Table 6 Regional difference analysis

變量Variable東北 Northeast東部 East中部 Midlands西部 West系數(shù)Coefficient標準誤SE系數(shù)Coefficient標準誤SE系數(shù)Coefficient標準誤SE系數(shù)Coefficient標準誤SE非農收入比例Proportion of non-agricultural income0.3400.2300.4770.6150.710**0.316-1.1263.205所有權認知Cognition of contracted land ownership-0.457***0.149-0.1300.203-0.1410.1470.0670.446其他控制變量 Other variables已控制已控制已控制已控制Pseudo R20.0720.0820.0790.189χ229.896***20.59739.629***17.561Observation33718840774

3.4 內生性討論

本研究討論的核心為非農就業(yè)水平及所有權認知對農戶承包地退出意愿的影響。由于農戶非農就業(yè)往往是家庭成員共同商議的結果，其決策過程受到農戶家庭特征的影響。同時，這些家庭特征也可能對農戶承包地退出意愿產生影響。當家庭特征中的不可觀測因素未能控制到方程中時，遺漏變量的存在會使估計結果存在偏誤。此外，農戶承包地退出意愿與非農就業(yè)水平之間還可能存在反向因果問題。具體而言，農戶非農就業(yè)水平的升高會促使農戶退出承包地，這是本研究的研究假說。但同時，相比于農業(yè)生產，樂于退出承包地的農戶在非農就業(yè)方面也可能更有優(yōu)勢，由此造成某種程度的反向因果問題。針對上述問題，為了得到一致的估計結果，本研究將引入工具變量，采用IV-Probit模型進行分析，回歸結果詳見表7。

表7 工具變量法估計結果
Table 7 Estimation results of IV method

變量 Variable 第1階段First stage第2階段 Second stageIV-Probit2SLS非農收入比例Proportion of non-agricultural income1.213***0.471**所有權認知Cognition of contracted land ownership-0.243***-0.092***村平均非農收入比例Proportion of non-agricultural income in the village0.786***其他控制變量 Other variables已控制已控制已控制Wald檢驗P值0.073F值43.07***Observation1 0061 0061 006

回歸結果顯示，IV-Probit模型的Wald檢驗

P

值為0.073，在10%水平上拒絕了“非農收入比例為外生變量”的原假設，即農戶非農收入比例為內生變量。為控制內生性問題，參照陳宏偉等與周來友等，本研究選取村平均非農收入比例作為農戶非農就業(yè)水平的工具變量。一方面，農戶非農就業(yè)水平在很大程度上取決于當?shù)卣w非農就業(yè)狀況；另一方面，農戶承包地退出意愿在農戶之間存在異質性，并不直接由當?shù)卣w非農就業(yè)狀況決定。因而，本研究認為村平均非農收入比例可以作為農戶非農就業(yè)水平的工具變量。表7顯示，工具變量聯(lián)合檢驗

F

值顯著大于10，且工具變量在1%水平下顯著影響內生變量，這表明不存在弱工具變量問題。在引入工具變量后，回歸結果顯示，非農就業(yè)顯著正向影響農戶承包地退出意愿，所有權認知顯著負向影響農戶承包地退出意愿。回歸結果與基準模型一致，驗證了本研究假說。需注意的是，與基準模型相比非農收入比例系數(shù)顯著增大，這表明原模型低估了非農就業(yè)對承包地退出的影響。可能的原因是，在城鄉(xiāng)社會保障體系不健全的背景下，土地除承擔生產功能外還兼具社會保障功能，這導致農戶即使在非農就業(yè)水平較高時也不敢輕易退出承包地。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結論的穩(wěn)健性，本研究采用替換關鍵變量的方法，用農戶家庭中非農就業(yè)180 d以上勞動力占家庭勞動年齡人數(shù)比例來替代非農收入比例，所得結論與基準模型并無本質差異，體現(xiàn)了實證結果的穩(wěn)健性。從表8中可以看出，隨著非農就業(yè)比例的升高，農戶愿意退出承包地的可能性增大，所有權私有認知所帶來的負面影響也有所緩解，實證結果高度支持理論分析。

表8 穩(wěn)健性檢驗
Table 8 Robustness test

變量 Variable 全部樣本All samples低分化組Low differentiation高分化組High differentiation系數(shù)Coefficient標準誤SE邊際效應Marginal effect標準誤SE邊際效應Marginal effect標準誤SE非農就業(yè)180 d以上勞動力比例Proportion of labor with non-agricultural employment more than 180 days0.238*0.125所有權認知Cognition of contracted land ownership-0.186**0.091-0.077*0.045-0.0650.049其他控制變量 Other variables已控制已控制已控制Pseudo R20.0700.0510.120χ289.348***35.681**64.968***Observation975540435

3.6 與現(xiàn)有研究對比

通過對不同時期的研究進行對比，可以發(fā)現(xiàn)農戶所有權認知與承包地退出意愿的變化情況。對不同背景實證結果的比較，也可以幫助我們理解現(xiàn)有研究之間存在沖突的原因，厘清承包地退出機制。

整體看來，第一，穩(wěn)定農戶承包權、土地確權頒證等一系列政策的實施確實給農民吃下了“定心丸”。但政策對農戶權利的保護卻使農戶產權認知逐步出現(xiàn)偏差，梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，農地所有權私有認知比例有所升高。目前有關產權認知的研究大多集中在土地流轉方面，少數(shù)有關產權認知與農戶承包地退出意愿的文章基本認為，農地產權的私有認知會阻礙農戶承包地退出意愿。第二，各地區(qū)愿意退出承包地的農戶比例有所不同，但基本都超過20%。這表明研究農戶承包地退出作用機制不僅是農業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實需要，也符合農戶的切實需求。第三，有關農戶非農就業(yè)、城鎮(zhèn)化能力等對承包地退出的研究得出了相互沖突的結論。分析發(fā)現(xiàn)，在經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，分化程度高的農戶反而更不愿意放棄農地。這與農戶對農地的增值預期和農戶自身經濟水平有一定關聯(lián)。第四，以往研究基本都關注于單一因素對農戶退地的影響。本研究則立足于農戶所有權認知與非農就業(yè)的最新變化，基于2019年全國性數(shù)據(jù)，分析考察了非農就業(yè)和所有權認知對承包地退出的綜合影響，豐富了對承包地退出機制的研究。此外，區(qū)域異質性的考察，也進一步解釋了以往研究的沖突，可以為新時期探索承包地退出模式提供借鑒。

表9 關于農戶承包地退出意愿的研究
Table 9 Study on Farmers’ willingness to withdraw from contracted land

作者及時間Author &Time ofpublication調研時期Period ofresearch樣本區(qū)域Samplearea樣本量Samplesize愿意退出承包地農戶占比Proportionof farmersintended towithdrawalfrom contractedland產權私有認知占比及影響方向Proportionand influenceof privatecognition ofproperty rights農戶非農就業(yè)、城鎮(zhèn)化能力等相關變量影響方向Impact of farmers’non agriculturalemployment,urbanizationability and so on晉洪濤等[30],20112009年7—8月河南24縣49411.7%認為農村土地歸個人所有王凱等[31],2010四川成都29231.5%認為農村土地歸農民個人所有高佳等[10],20152013年6—8月陜西關中地區(qū)58088.45%有補償愿意退出39.31%無補償也愿意退出43.62%認為自己擁有土地占有權私有認知對以承包地換城鎮(zhèn)戶口呈正向影響,即存在私有認知愿意以承包地換城鎮(zhèn)戶口農業(yè)收入比重對土地換城鎮(zhèn)戶口和保險呈負向影響,即農業(yè)收入比重低的農戶更愿意退地高佳等[16],20162013年6—9月陜西關中地區(qū)61923.4%愿意退出23%認為自己擁有土地所有權產權認知不顯著農業(yè)總收入對退地意愿有顯著負向影響林佩琪等[11],20182014和2015年 全國13省25區(qū)縣1 85155.56%愿意交回11.11%交回但要補償37.98%認為承包地屬個人所有私有認知負向影響農戶退出農地意愿,正向影響補償狀況戶主外出務工時間越長,認為應無償交回承包地的可能性越大牛海鵬等[14],20192018年4月河南60768%農戶在有補償情況下愿意退出承包地43%認為土地所有權屬于個人產權認知不顯著收入來源非農化程度越高,越愿意退出承包地

4 研究結論與啟示

農村承包地是農民生產與生活最基本的要素之一，也是其家庭資產的重要組成部分。是否愿意退出承包地是農戶基于家庭效用最大化所做出的決定，是對承包地退出成本收益綜合比較后的結果。本研究通過構建承包地退出的理論模型，利用微觀調查數(shù)據(jù)，就非農就業(yè)和所有權認知對農戶承包地退出意愿的影響進行了檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農戶的承包地所有權認知與土地制度存在錯位，39.07%的農戶認為承包地屬農戶個人所有，承包地的私有認知降低了農戶承包地退出意愿。第二，農戶家庭非農就業(yè)程度的升高會降低農戶對土地的依賴性，這不僅有助于提高農戶承包地退出意愿，還在一定程度上緩解了所有權私有認知對承包地退出意愿的負面影響，控制內生性后非農就業(yè)對承包地退出意愿的促進程度加大。

基于上述結論，得出如下啟示：第一，村委會作為村民自治組織，在日常工作中應通過廣播、主題教育會等活動，加大對相關政策的宣傳力度，幫助農戶樹立正確的產權認知。改變現(xiàn)實中隨著地權逐步穩(wěn)定，農戶私有認知反而增加的狀況。第二，政府在引導農戶自愿有償退出承包地時，應注重對非農收入比例較高農戶——即承包地退出政策目標群體的調研與宣傳。當農戶存在承包地退出意愿前提下，了解清楚農戶真實需求，依據(jù)農戶需求制定承包地退出方案。與此同時，也要加強對農戶的非農職業(yè)教育培訓、多渠道搭建就業(yè)需求平臺，保障農戶非農收入穩(wěn)定性和就業(yè)機會多樣性。第三，承包地除承擔生產功能外還具有社會保障功能。應在保障農戶非農收入基礎上，建立和完善城鄉(xiāng)社會保障體系，確保離地農戶享有和城鎮(zhèn)居民一樣的醫(yī)療、養(yǎng)老及公共設施服務，剝離承包地社會保障功能，解除退地農戶的后顧之憂。