農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿及影響因素

王碩

[摘要] 2014年12月，重慶市梁平區(qū)作為第二輪農(nóng)村改革試驗區(qū)，開始探索土地承包權(quán)有償退出的試點工作。從農(nóng)戶意愿層面探討農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的問題，有利于在滿足“平等協(xié)商、自愿、有償”的原則下，為下一步土地承包權(quán)退出工作安排提供參考。重慶市梁平區(qū)實地調(diào)研的微觀數(shù)據(jù)表明調(diào)查區(qū)域內(nèi)130位受訪者退出土地承包權(quán)的意愿與不退出的意愿基本持平，二元logistic回歸模型顯示農(nóng)戶退地意愿主要受到性別、年齡、土地流轉(zhuǎn)收益的影響：男性被訪者、土地流轉(zhuǎn)收益少的農(nóng)戶越傾向于退出土地承包權(quán)，而年齡與退地意愿則呈現(xiàn)出“U”型關(guān)系。現(xiàn)階段梁平區(qū)農(nóng)戶整戶進城的比例不高，土地承包權(quán)退出工作仍需審慎推進。

[關(guān)鍵詞] 土地承包權(quán)退出；農(nóng)戶意愿；重慶市梁平區(qū)

[中圖分類號]F321.1；F224 [文獻標識碼]A

1 問題提出

土地資源的稀缺性要求我們必須實現(xiàn)其有效配置與合理利用。然而隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程不斷加快，大量農(nóng)村人口進城務(wù)工形成了農(nóng)村中的“人地分離”。據(jù)2016年農(nóng)民工調(diào)查監(jiān)測報告顯示，從2011年到2016年，我國農(nóng)民工總量呈逐年上升的趨勢，2016年農(nóng)民工年增長率為1.5%。在外出的農(nóng)民工中，舉家外出的農(nóng)民工的數(shù)量也在逐年增加，農(nóng)村中的“離農(nóng)”不“離權(quán)”，“棄農(nóng)”不“棄地”的現(xiàn)象凸顯，造成土地利用的低效率和土地產(chǎn)出的低效率。重慶市梁平區(qū)是農(nóng)業(yè)大區(qū)，全區(qū)承包地面積6.47萬hm2，農(nóng)民72萬人，其中常年外出32.4萬人。農(nóng)民大量轉(zhuǎn)移，甚至整戶遷入城鎮(zhèn)，人地長期分離，一方面導(dǎo)致農(nóng)村土地撂荒加劇，不利于農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展和適度規(guī)模經(jīng)營；另一方面承包地?zé)o法有效處置和退出，導(dǎo)致農(nóng)民土地財產(chǎn)權(quán)益難以實現(xiàn)。理論與現(xiàn)實使然，2014年12月，重慶市梁平區(qū)作為第二輪農(nóng)村改革試驗區(qū)，開始探索土地承包權(quán)有償退出的試點工作，并于2015年初，制定了《梁平區(qū)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)退出試點實施辦法（試行）》。城鎮(zhèn)化進程中的農(nóng)民“進城、退地”問題，正式成為農(nóng)村土地制度改革的一個新方向（劉同山，2016）。2016年8月，國務(wù)院《關(guān)于實施支持農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化若干財政政策的通知》再次明確，“積極引導(dǎo)和支持進城落戶農(nóng)民依法自愿有償轉(zhuǎn)讓相關(guān)權(quán)益，促進相關(guān)權(quán)益的實現(xiàn)和維護?！?/p>

基于以上的理論依據(jù)、現(xiàn)實要求與政策背景，本文提出如下研究問題：調(diào)研區(qū)域重慶市梁平區(qū)農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿如何？是什么因素影響了他們的退地決策？城鎮(zhèn)化進程中土地承包權(quán)退出的實現(xiàn)不僅需要政府的推動，更要取決于農(nóng)戶的決策。因此，本文著重從農(nóng)戶意愿的層面探討農(nóng)戶土地承包權(quán)退出問題，在滿足“平等協(xié)商、自愿、有償”的原則下，為下一步土地承包權(quán)退出工作的安排提供參考。

2 文獻綜述

黨的十八屆三中全會以來，國家在落實農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)長久不變的同時，開始在有條件的地區(qū)探索土地承包經(jīng)營權(quán)的退出機制。為深化農(nóng)地制度改革，落實“三權(quán)分置”意見，合理配置稀缺的農(nóng)地資源，更好地對下一輪土地承包進行制度設(shè)計，土地承包權(quán)的退出引起學(xué)界廣泛關(guān)注。結(jié)合目前國內(nèi)現(xiàn)有文獻，當前我國對土地承包權(quán)退出的研究主要集中在以下三個方面：其一，構(gòu)建與完善土地承包權(quán)退出機制的研究；其二，從農(nóng)戶意愿的角度對土地承包權(quán)退出的研究；其三，對不同地區(qū)農(nóng)村土地退出路徑的介紹與分析。

國內(nèi)已有的研究表明，農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿受到多種因素的影響。王兆林等（2011）立足戶籍制度改革的背景，證實了戶主年齡、家庭成員、非農(nóng)收入來源、土地情況、退地補償與退地政策、退地后的保障問題對農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的影響。羅必良等（2012）認為農(nóng)戶對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)認知強度的提升，有利于強化其土地經(jīng)營權(quán)的退出意愿；農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出，不僅是一個經(jīng)濟要素的流動問題，也不僅是一個預(yù)期收益與機會成本的權(quán)衡問題，還是一個農(nóng)民的社會心理問題。王麗雙等（2015）從農(nóng)戶分化的角度考察土地承包權(quán)退出的影響因素，認為收入分化對承包權(quán)退出有正向影響。王常偉等（2016）發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟相對發(fā)達的地區(qū)，對農(nóng)地依賴弱的農(nóng)戶更傾向退出承包權(quán)，但擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶卻由于財富效應(yīng)的存在，承包權(quán)的退出意愿不強?；仡欈r(nóng)地退出影響因素的研究發(fā)現(xiàn)，已有文獻主要集中在農(nóng)戶特征、家庭特征、心理認知、土地價值、社會保障等層面研究影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的意愿的因素。

雖然近年來國內(nèi)學(xué)界對農(nóng)戶土地承包權(quán)的退出有了一定的關(guān)注，但還存在以下四方面的問題。其一，研究不夠全面，受關(guān)注最多的領(lǐng)域為農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿與影響因素研究；其二，由于土地承包權(quán)退出僅作為試點工作在全國小范圍內(nèi)推進，所以深入的實證分析還比較缺乏；其三，類似研究大都立足鼓勵農(nóng)地流轉(zhuǎn)與推進規(guī)模經(jīng)營的政策導(dǎo)向，因此實現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置是土地承包權(quán)退出的主要目標，而立足農(nóng)戶權(quán)益保護角度，如何兼顧農(nóng)戶權(quán)益保護之“公平”與土地承包權(quán)退出之“效率”的研究還有待進一步推進；其四，目前大多數(shù)針對不同地區(qū)農(nóng)村土地退出的研究專注于宅基地退出領(lǐng)域，針對農(nóng)用地承包權(quán)退出的研究停留在對改革試點區(qū)土地承包權(quán)退出進展情況以及進展經(jīng)驗的介紹，缺乏具體的實證分析與案例研究。

3 理論分析與假設(shè)提出

現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)已經(jīng)證明，在一個競爭的市場環(huán)境中，農(nóng)戶的行為是具有理性的，農(nóng)戶仍然是在一定的經(jīng)濟環(huán)境約束下追求收益最大化的個體（羅必良，2012）。作為理性的行為主體，在進行決策過程中往往受到個體內(nèi)在和周圍環(huán)境的外部因素的雙重影響（蔡潔，2016）。具體到農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的行為，除了受到上述“被訪個體因素”、“農(nóng)戶家庭因素” “交易市場因素”以外，作為生產(chǎn)資料的土地資源還會帶來一定的效用與收益，因此還應(yīng)考慮“土地效用與收益”因素；我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下社會保障制度的不均等性使農(nóng)民的承包地具有一定的社會保障的替代功能，因此在農(nóng)戶退出土地承包權(quán)時還應(yīng)考慮農(nóng)戶社會保障的可得性因素。基于上述分析，本文擬從五個維度分析影響農(nóng)戶退出土地承包權(quán)意愿因素。

3.1 被訪個體因素

通常認為被訪個體的性別、年齡、受教育程度等個體特征因素是影響家庭土地承包權(quán)利用與退出決策的主要因素。男性被訪者、受教育程度高的被訪者可獲得非農(nóng)就業(yè)能力越強，可能會對退出土地承包權(quán)的決策產(chǎn)生正面影響。被訪者年齡對土地承包權(quán)退出意愿的影響不能明確：一方面，被訪者越年輕，從事非農(nóng)領(lǐng)域工作的機會就越多，可能更愿意退出土地承包權(quán)；另一方面，被訪者越年長，受制于身體健康和個體精力，可能選擇放棄從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，更愿意退出土地承包權(quán)。

3.2 農(nóng)戶家庭因素

農(nóng)戶作為最基本的生產(chǎn)單位，決策過程通常受到家庭內(nèi)部的收入、勞動力水平、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)因素的影響。較高的非農(nóng)收入，家庭內(nèi)部較大比例的外出務(wù)工人員以及農(nóng)戶較高的離農(nóng)率可能導(dǎo)致較高的農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿。

3.3 土地收益因素

土地資源作為一種必要的生產(chǎn)資料，會給農(nóng)戶帶來一定的效用與收益。土地流轉(zhuǎn)作為一種短期土地承包權(quán)退出行為帶來的租金是土地收益的一種體現(xiàn)。據(jù)此，土地流轉(zhuǎn)收益對土地承包權(quán)退出可能具有顯著負向影響，即土地流轉(zhuǎn)收益越大越不愿意退出土地承包權(quán)。

3.4 交易市場因素

農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的外部交易市場因素可以通過土地流轉(zhuǎn)難易程度、可流轉(zhuǎn)主體個數(shù)反應(yīng)，間接體現(xiàn)當?shù)赝恋亓鬓D(zhuǎn)市場結(jié)構(gòu)狀況。市場結(jié)構(gòu)越好，農(nóng)戶越愿意退出土地承包權(quán)實現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置。

3.5 社會保障因素

我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下社會保障制度的不均等性使農(nóng)民的承包地具有一定的社會保障的替代功能，因此在農(nóng)戶退出土地承包權(quán)時還應(yīng)考慮農(nóng)戶社會保障因素。因此社會保障因素可能對土地承包權(quán)退出有顯著正向影響，即對當前社會保障越滿意越愿意退出土地承包權(quán)。

4 模型選取與變量設(shè)定

4.1 模型選取

二元Logistic回歸分析適用于因變量為離散型兩分變量的回歸分析，用于研究某一事件發(fā)生的概率與哪些因素有關(guān)。本文采用二元Logistic模型分析農(nóng)戶退出土地承包權(quán)意愿的影響因素，農(nóng)戶“愿意”或“不愿意”退出土地承包權(quán)是二元選擇變量。模型的形式如下：

式（1）

式（1）中，Pi為農(nóng)戶土地承包權(quán)退出行為響應(yīng)發(fā)生的概率，α為常數(shù)項，表示自變量為0時發(fā)生比的自然對數(shù)值，xj為影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出行為響應(yīng)的因素，βj是xj的偏回歸系數(shù)，表示當其他自變量取值保持不變時，該自變量取值增加一個單位引起發(fā)生比的自然對數(shù)值的變化量。

4.2 變量設(shè)定

基于上文理論分析的基礎(chǔ)，本文從“被訪個體因素”、“農(nóng)戶家庭因素”“土地收益因素”“ 交易市場因素”“社會保障因素”五個分析維度選取了以下11個自變量對農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的影響因素進行研究（見表1）。

5 數(shù)據(jù)來源與樣本描述

5.1 數(shù)據(jù)來源

本文的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)系調(diào)查組成員于2017年7月在重慶市梁平區(qū)調(diào)研時所采集的數(shù)據(jù)。通過隨機抽樣法總計發(fā)放問卷130份，經(jīng)整理得有效問卷127份，有效率達97.69%。調(diào)研對象為農(nóng)村常住居民，調(diào)研的主要內(nèi)容涉及農(nóng)村居民的個人基本信息、農(nóng)業(yè)及非農(nóng)從業(yè)情況、家庭規(guī)模及人口結(jié)構(gòu)、家庭收入、家庭耕地利用情況、土地流轉(zhuǎn)情況、農(nóng)村居民退出承包權(quán)的意愿等。

5.2 樣本描述

調(diào)研區(qū)域梁平區(qū)位于重慶市東北部，下轄2個街道26個鎮(zhèn)5個鄉(xiāng)，全區(qū)土地18.92萬hm2，毛耕地9.21萬hm2。截至2016年末，全區(qū)常住人口65.36萬人，戶籍總?cè)丝?.3萬人，其中，城鎮(zhèn)人口2.9萬人，鄉(xiāng)村人口6.4萬人，城鎮(zhèn)化率43.08%。樣本中各變量的描述性統(tǒng)計見表2。

6 模型估計與結(jié)果分析

6.1 模型估計

本文使用SPSS19.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行Logistic回歸分析（見表3）。檢驗結(jié)果表明，模型都具有較好的擬合優(yōu)度，有進一步討論的價值。

6.2 結(jié)果分析

6.2.1 被訪個體因素的影響。在被訪個體因素中，自變量在5%的顯著性水平上影響顯著且Exp（B1）>1（Exp（B）值反映了解釋變量對發(fā)生比率（odds ratio）的影響。如果一個解釋變量對被解釋變量的影響是中性的，那么，隨著解釋變量取值的增加，被解釋變量取值的可能性是不變的，此時，Exp（B）值應(yīng)該為1；如果解釋變量對被解釋變量存在著正向影響，則隨著解釋變量取值的增加，對應(yīng)樣本應(yīng)更多地暴露在被解釋變量取值為1的情況下，Exp（B）值應(yīng)該大于 1；反之，Exp（B）值應(yīng)該小于1），這說明被訪者性別對因變量農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿存在顯著正向作用，即男性被訪者更愿意退出土地承包權(quán)。自變量與分別在5%與10%的顯著性水平上影響顯著且Exp（B2）<1，Exp（B3）>1，這說明被訪者年齡與因變量農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿之間存在“U”型關(guān)系，即隨著被訪者年齡的增加，其退地意愿首先會下降，下降至某一最低點后又隨被訪者年齡的上升而呈現(xiàn)上升趨勢。自變量并未通過檢驗可能是樣本容量較小所致。

6.2.2 農(nóng)戶家庭因素的影響。自變量未通過檢驗可能受到樣本容量限制的影響，自變量與未通過檢驗可能是非農(nóng)收入占比與外出務(wù)工人員占比都在[0，1]區(qū)間內(nèi)，變量之間的區(qū)分度較小所致。

6.2.3 土地收益因素的影響。自變量在5%的顯著性水平上影響顯著，這說明土地流轉(zhuǎn)收益與因變量農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿之間存在顯著影響，但是Exp（B8）趨近于1，又說明兩者之間是中性關(guān)系，這可能與不同農(nóng)戶間的土地流轉(zhuǎn)價格差距較大導(dǎo)致的不同農(nóng)戶間的土地流轉(zhuǎn)收益差距較大有關(guān)，若使用土地流轉(zhuǎn)面積作為自變量進行回歸分析，那么土地收益因素的影響在5%的顯著性水平上存在顯著的負向影響（此時的變量顯著性水平為0.045，Exp（B）=0.878，小于1）。

6.2.4 交易市場因素的影響。自變量和在10%的顯著性水上仍然不顯著且經(jīng)濟意義與理論假設(shè)相矛盾，一方面可能是樣本量有限所致，另一方面可能是指標的選擇不能代表擬表達的“交易市場因素”這一含義所致。

6.2.5 社會保障因素的影響。自變量在10%的顯著性水平上仍然不顯著，這說明土地承包權(quán)在社會保障的功能方面已經(jīng)逐漸弱化，說明通過養(yǎng)老保險或醫(yī)療保險等社會保障手段替代土地的社會保障功能，并不一定能夠強化農(nóng)民的“離農(nóng)”與“棄地”意愿。這再一次驗證了羅必良的研究結(jié)論，因此，農(nóng)民的土地承包經(jīng)營權(quán)退出，并不是一個簡單的福利保障功能及其替代問題（羅必良，2012）。

7 研究結(jié)論與政策建議

研究發(fā)現(xiàn)，重慶市梁平區(qū)未退地農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿與不退出的意愿基本持平，不愿退出的農(nóng)戶比愿意退出的農(nóng)戶占比高出1.6個百分點。

在其他條件不變的前提下，男性被訪者相比女性被訪者而言更愿意退出土地承包權(quán)。年齡和退地意愿呈現(xiàn)“U”型關(guān)系。隨著被訪者年齡的增加，被訪者的退地意愿首先會下降，下降至某一最低點后又隨被訪者年齡的上升而呈現(xiàn)上升趨勢。土地流轉(zhuǎn)收益與農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的意愿之間存在顯著影響。土地的社會保障功能方面已經(jīng)逐漸弱化，即通過養(yǎng)老保險或醫(yī)療保險等社會保障手段替代土地的社會保障功能，并不一定能夠強化農(nóng)民的“離農(nóng)”與“棄地”意愿。

基于上述研究結(jié)論，本文提出的政策建議如下：現(xiàn)階段退出土地承包權(quán)工作要審慎推行，不宜在全國大范圍內(nèi)廣泛開展。農(nóng)戶對于國家政策信任度高且依賴度強，若國家放開退地政策并給予合適的補償，存在一部分農(nóng)戶愿意退出土地承包權(quán)，但不是所有農(nóng)戶都符合退出土地承包權(quán)的條件，即使這部分農(nóng)戶接受了補償，退地之后也可能面臨一定風(fēng)險。現(xiàn)行政策提倡的退出土地承包權(quán)，是鼓勵整戶搬遷進城，對土地不再依賴的農(nóng)戶退出承包地而進行整體規(guī)劃和合理利用，提高土地利用效率，實現(xiàn)土地資源的合理配置。根據(jù)調(diào)查我們發(fā)現(xiàn)大部分農(nóng)戶不具備退出土地承包權(quán)的條件，因此在這一現(xiàn)實背景下，土地承包權(quán)退出工作應(yīng)充分考慮當?shù)爻擎?zhèn)化水平和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展程度，不宜盲目開展。

[參考文獻]

[1] 劉同山.農(nóng)戶承包地的退出路徑：一個地方試驗[J].重慶社會科學(xué)，2016（11）：38-43.

[2] 王兆林，楊慶媛，李斌.農(nóng)戶農(nóng)村土地退出風(fēng)險認知及其影響因素分析：重慶的實證[J].中國土地科學(xué)，2015（07）：81-88.

[3] 羅必良，何應(yīng)龍，汪沙，等.土地承包經(jīng)營權(quán)：農(nóng)戶退出意愿及其影響因素分析——基于廣東省的農(nóng)戶問卷[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（06）：4-19.

[4] 王麗雙，王春平，孫占祥.農(nóng)戶分化對農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)退出意愿的影響研究[J].中國土地科學(xué)，2015（09）：27-33.

[5] 王常偉，顧海英.城鎮(zhèn)住房、農(nóng)地依賴與農(nóng)戶承包權(quán)退出[J].管理世界，2016（09）：55-69+187-188.

[6] 蔡潔，夏顯力.農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就近城鎮(zhèn)化：個體響應(yīng)與政策意蘊——基于陜西省2055個調(diào)查樣本的實證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2016（10）：29-37.