農(nóng)戶分化何以影響農(nóng)戶土地承包權退出決策？

張廣財 何東偉 顧海英

內(nèi)容提要：隨著農(nóng)村市場化改革的推進，農(nóng)戶間逐漸發(fā)生分化，不同農(nóng)戶經(jīng)濟社會地位的差異必然造成其對土地處置行為不同。基于長三角地區(qū)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，本文采用中介效應模型，考察農(nóng)戶分化對農(nóng)戶農(nóng)地承包權退出決策的影響及作用機制。研究結果表明：第一，農(nóng)戶分化并未引起農(nóng)戶土地承包權的退出意愿，反而抑制其土地退出行為，即分化程度越高的農(nóng)戶，越不愿意放棄農(nóng)地。第二，農(nóng)戶分化通過家庭收入和土地流轉(zhuǎn)兩個中介機制作用于農(nóng)地退出決策。一方面，農(nóng)戶分化會引起家庭收入的變化，家庭收入越高的農(nóng)戶農(nóng)地退出意愿越低，家庭收入越低的農(nóng)戶更傾向于退出農(nóng)地以換取經(jīng)濟補償；另一方面，農(nóng)戶分化會引起土地流轉(zhuǎn)的差異，土地流轉(zhuǎn)程度越高的農(nóng)戶越愿意退出農(nóng)地，土地流轉(zhuǎn)程度越低的農(nóng)戶越傾向于持有土地。因此，若想優(yōu)化農(nóng)村“人地”資源配置，政策制定者應根據(jù)異質(zhì)性農(nóng)戶的需求，為農(nóng)戶有償退出承包地提供差異化的制度安排。

一、問題提出

改革開放以來，隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速推進，中國農(nóng)村出現(xiàn)兩個顯著的變化：一方面，勞動力要素在城鄉(xiāng)間、產(chǎn)業(yè)間的流動明顯增強，農(nóng)戶在技術水平、市場參與能力等方面的不同造成了農(nóng)戶收入結構及就業(yè)結構出現(xiàn)明顯差異，這種差異性通過積累使農(nóng)戶間逐漸發(fā)生分化，這種分化最直接地表現(xiàn)為純農(nóng)戶比重下降，兼業(yè)農(nóng)戶和非農(nóng)戶比重上升[1]。農(nóng)戶分化使得農(nóng)戶經(jīng)濟社會地位差異化，這造成了農(nóng)戶對土地的依賴程度、價值認知及產(chǎn)權偏好的不同[2]。另一方面，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場迅速發(fā)展，農(nóng)戶對土地的依賴在逐步下降，但由于社會保障因素及農(nóng)地承包經(jīng)營權退出機制的缺乏，城鎮(zhèn)化過程中出現(xiàn)了農(nóng)民“離農(nóng)”卻沒有“離地”，農(nóng)民工“進城”卻沒有“棄地”的局面[3]。這表明農(nóng)民已經(jīng)“不再以農(nóng)為業(yè)，不再以農(nóng)為生”。不僅如此，伴隨以上趨勢出現(xiàn)的是廣泛的耕地撂荒現(xiàn)象[4-5]。為了適應城鎮(zhèn)化發(fā)展，農(nóng)地承包經(jīng)營權退出議題進入中央政策的考慮范圍。2015年8月，《國務院辦公廳關于加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的意見》指出“在堅持農(nóng)村土地集體所有和充分尊重農(nóng)民意愿的基礎上，在農(nóng)村改革試驗區(qū)穩(wěn)妥開展農(nóng)戶承包地有償退出試點，引導有穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)收入、長期在城鎮(zhèn)居住生活的農(nóng)戶自愿退出土地承包經(jīng)營權”。本文關心的問題是，隨著城鎮(zhèn)化的推進，農(nóng)戶逐步分化是否會引起農(nóng)地承包權的退出？其作用機制如何？對于以上問題的思考和實證不僅能為中國農(nóng)地改革提供線索，更能為城市化過程中農(nóng)民的土地權利的實現(xiàn)提供政策建議。

恰亞諾夫(1996)最早提出了農(nóng)戶分化的概念，但主要基于人口因素，并未強調(diào)市場性因素[6]。現(xiàn)在一般認為，農(nóng)戶分化是指一定區(qū)域內(nèi)的農(nóng)戶由同質(zhì)性的經(jīng)營農(nóng)業(yè)戶分化為經(jīng)營農(nóng)工商等異質(zhì)性農(nóng)戶的過程，具體表現(xiàn)為農(nóng)戶由經(jīng)營農(nóng)業(yè)的純農(nóng)戶逐漸分化出亦工亦農(nóng)的兼業(yè)戶及非農(nóng)戶，從而形成純農(nóng)戶、兼業(yè)戶、非農(nóng)戶并存且不斷演化的局面[1]。農(nóng)戶分化已經(jīng)成為城鎮(zhèn)化發(fā)展的動力，其本質(zhì)在于兼業(yè)化[7]。不少學者通過諸如職業(yè)類別、家庭非農(nóng)就業(yè)人口、家庭食品消費支出占總支出的比例、農(nóng)戶人均年純收入來衡量農(nóng)戶的分化程度，并在此基礎上探討農(nóng)戶分化與土地流轉(zhuǎn)之間的關系[1,8-10]，但對承包權退出問題的涉及偏少。國外學者在土地退出影響因素研究方面，托達羅(Todaro，1969)、哈里斯和托達羅(Harris & Todaro，1970)很早便對農(nóng)業(yè)人口向城市轉(zhuǎn)移的決策機理進行了分析，認為在兩部門經(jīng)濟中農(nóng)民放棄農(nóng)地經(jīng)營而進入城市的決策主要受到對城鄉(xiāng)收入差距預期的影響[11-12]。近年來，隨著中國城鎮(zhèn)化的推進以及勞動力遷移的增加，引導部分有條件的農(nóng)戶徹底退出土地實現(xiàn)完全城鎮(zhèn)化是未來面臨的重大問題和難題，土地承包權的退出問題開始得到國內(nèi)學術界的關注。已有研究認為農(nóng)戶分化與兼業(yè)[2,13-14]、產(chǎn)權認知[15]、城鎮(zhèn)住房以及土地流轉(zhuǎn)[16]等因素會影響農(nóng)戶土地承包權的退出意愿。劉同山等(2013)考察了兼業(yè)程度對農(nóng)戶土地退出意愿的影響，發(fā)現(xiàn)兼業(yè)程度每提高一個單位，土地退出意愿就提高0.49個單位[13]。李榮耀和葉興慶(2019)發(fā)現(xiàn)分化程度較高且已流轉(zhuǎn)出承包地的農(nóng)戶有著更低的承包權退出意愿[17]。表 1總結了不同學者關于農(nóng)地承包權退出意愿的研究結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，各地因經(jīng)濟發(fā)展水平不同和土地退出政策差異，農(nóng)戶對土地承包權退出態(tài)度差異較大，相較于欠發(fā)達地區(qū)，發(fā)達地區(qū)退出意愿更強。

表1 文獻關于土地承包權退出意愿研究結果

農(nóng)地退出議題是隨著中國的城鎮(zhèn)化出現(xiàn)的新問題，盡管學術界對農(nóng)戶承包農(nóng)地退出問題有了一定的關注，但相較于城鎮(zhèn)化過程中農(nóng)戶徹底退出土地實現(xiàn)完全城鎮(zhèn)化的重要議題而言，目前的研究顯然不足，而且立足政策指向，針對城鎮(zhèn)化水平較高地區(qū)檢驗相應條件因素對農(nóng)戶退出意愿影響的研究還有待進一步推進?；诖?，本文以城鎮(zhèn)化水平較高的長三角地區(qū)農(nóng)戶為研究對象，進一步從農(nóng)戶分化視角考察土地承包權退出意愿，檢視政策效果。

二、理論分析與假設

農(nóng)戶土地承包權退出決策不是個人行為，通常是基于家庭經(jīng)濟社會效用最大化理性考量的家庭行為，只有當退出土地承包權的成本在可承受范圍內(nèi)，并且退出土地選擇所帶來的收益較大時，農(nóng)戶才會將退出意愿轉(zhuǎn)化為退出行為[17]。根據(jù)丹寧格和金(Deininger & Jin，2005)[20]的分析思路，城鎮(zhèn)化帶來的農(nóng)戶分化對農(nóng)戶經(jīng)濟行為的影響，會通過勞動供給和土地決策實現(xiàn)家庭效用的最大化。

(一)不存在農(nóng)地承包權退出機制時(1)目前尚缺乏制度性、激勵性的農(nóng)地承包權退出機制，然而事實性質(zhì)的農(nóng)地承包權退出現(xiàn)象并不缺乏，早期的大學生戶口轉(zhuǎn)移，以及政府強制性征地等會使其農(nóng)地承包權被隨之剝奪。

(1)

(2)

(3)

(4)

其中，Arent-out為租出的農(nóng)地，有如下一階條件：

(5)

(6)

(7)

(8)

整理后可得：

(9)

(10)

由式(10)可知，城市工資w的提高，會導致農(nóng)戶保留的農(nóng)地減少，農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場上總的農(nóng)地供給量也會相應增加。如果以收入來源作為劃分農(nóng)戶分化的標準，那么非農(nóng)收入越高的農(nóng)戶分化程度越高，據(jù)此提出以下假設：

假設1：當不存在制度性的農(nóng)地退出機制時，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)收入占比越高，農(nóng)戶越愿意流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權，即農(nóng)戶分化程度越高，就越愿意做出流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權的決策。

(二)存在農(nóng)地承包權退出機制時(3)農(nóng)戶可以自愿退出承包地，同時獲得一定的貨幣補償或就業(yè)安置、養(yǎng)老保險等非貨幣補償。自2017年已經(jīng)在上海、山東、寧夏、湖北、湖南、內(nèi)蒙古6個省級區(qū)域開展農(nóng)民承包地永久退出試點。

現(xiàn)在假設存在農(nóng)地退出機制，農(nóng)戶可以選擇完全退出農(nóng)地承包權，并換取一定的經(jīng)濟補償。假定貨幣化補償單位為M，可視為農(nóng)戶退出農(nóng)地可獲得的無風險的收益，此時農(nóng)戶選擇是否退出承包農(nóng)地的決策受到退出農(nóng)地換取確定性補償與持有農(nóng)地作為一種風險性資產(chǎn)的預期收益之間的權衡。

對于持有農(nóng)地的農(nóng)戶而言，假設其持有農(nóng)地效用為：

(11)

(12)

對式(12)關于w求微分，可得：

(13)

假設2：當存在制度性的農(nóng)地退出機制時，農(nóng)戶家庭收入水平越高，對風險性土地資產(chǎn)配置比例越高，即分化程度越高的農(nóng)戶越傾向于持有土地作為風險性資產(chǎn)，農(nóng)地承包權退出意愿越低。

三、計量模型、數(shù)據(jù)及變量

(一)計量模型

(14)

(15)

其中，可觀測的變量Di為農(nóng)戶退出決策，本文采用離散排序變量，如果農(nóng)戶愿意退出農(nóng)地，則Di=1；如果農(nóng)戶不確定，則Di=2；如果農(nóng)戶不愿退出農(nóng)地，則Di=3。Zi為核心解釋變量農(nóng)戶分化程度，同樣采用遞進分類變量進行定義。Xi表示農(nóng)戶特征、農(nóng)地特征等影響農(nóng)戶退地決策的控制變量；α為待估計的系數(shù)向量，μi為不可觀測的擾動項，r1

(16)

其中，F(xiàn)μ(·)為μi的累積分布函數(shù)，因此可根據(jù)農(nóng)戶分化程度和農(nóng)戶特征變量的樣本值計算累計分布函數(shù)獲得農(nóng)戶退出土地意愿。

為實證檢驗城鎮(zhèn)化過程中農(nóng)戶分化對農(nóng)戶退地決策的影響及其作用機制，本文建立以下基準計量模型：

(17)

Land_decisioni為被解釋變量，表示農(nóng)戶i的土地承包權退出決策，即農(nóng)地退出意愿；differentiatei為核心解釋變量，表示農(nóng)戶i分化程度；Inci為農(nóng)戶家庭收入的度量指標，Leasei衡量農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)程度。為控制已有財富的效應，控制了私家車Cari和商品住房Housei兩個變量。xi是可能會影響農(nóng)戶i農(nóng)地退出決策的控制變量，如農(nóng)戶特征及地塊特征等,εi為不可觀測的擾動項。

(二)數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來源于2016年上海交通大學農(nóng)村經(jīng)濟研究所聯(lián)合上海市農(nóng)業(yè)委員會對長三角地區(qū)農(nóng)戶承包權退出意愿的調(diào)查。調(diào)查獲取了農(nóng)戶基本家庭特征、勞動力及就業(yè)特征、家庭收入及財產(chǎn)、土地利用等方面的數(shù)據(jù)。本次調(diào)查共獲得有效問卷1 361份，其中上海樣本占87.09%，其他樣本來自江蘇(5.4%)和浙江(7.51%)，表2給出了樣本的統(tǒng)計特征。

表2 樣本基本特征 %

從表2可以發(fā)現(xiàn)，家庭收入方面，66.44%的樣本農(nóng)戶家庭收入高于5萬元，按照分化程度對農(nóng)戶進行分組分析，發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)群體、半工半農(nóng)群體及農(nóng)業(yè)就業(yè)群體分別有84.72%、56.67%和46.06%的農(nóng)戶家庭收入高于5萬元。農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面，68.23%的非農(nóng)就業(yè)農(nóng)戶全部流轉(zhuǎn)農(nóng)地，而農(nóng)業(yè)就業(yè)群體中51.43%的農(nóng)戶全部流轉(zhuǎn)農(nóng)地。發(fā)達地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)水平高于全國(4)農(nóng)業(yè)部關于河北、陜西、遼寧、浙江、四川、湖北和廣西7省(區(qū))的調(diào)研數(shù)據(jù)表明2015年農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積為30.13%，2016年增加到33.71%。。非農(nóng)就業(yè)群體中不愿有償退出農(nóng)地的農(nóng)戶占比60.31%，愿意退出農(nóng)地的比例僅為21.37%，農(nóng)業(yè)就業(yè)群體中37.34%的農(nóng)戶不愿退出農(nóng)地，該比例遠低于非農(nóng)就業(yè)群體。同樣地，對農(nóng)地退出補償訴求的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)組中希望獲得最高E類補償?shù)霓r(nóng)戶占比為52.32%，高于農(nóng)業(yè)就業(yè)群體的47.71%，統(tǒng)計上非農(nóng)就業(yè)者對農(nóng)地退出的補償訴求更高。

根據(jù)農(nóng)戶分化程度進行統(tǒng)計，可以發(fā)現(xiàn)兩個基本事實：其一，非農(nóng)就業(yè)組的農(nóng)戶家庭收入和農(nóng)地流轉(zhuǎn)比例均高于農(nóng)業(yè)就業(yè)組農(nóng)戶；其二，與農(nóng)業(yè)就業(yè)群體相比，非農(nóng)就業(yè)群體更不愿意退出農(nóng)地，且對退出農(nóng)地的補償訴求更高。值得注意的是，在勞動力流動約束放松的條件下，調(diào)查樣本中農(nóng)業(yè)就業(yè)群體本應該對土地的依賴性更強，是土地的潛在需求者，卻更傾向于有償退出農(nóng)地。

(三)變量設置

為研究農(nóng)戶分化對農(nóng)戶土地承包權退出意愿的影響，本文計量模型的變量選擇如下：

(1)農(nóng)地退出。農(nóng)地退出是本文的被解釋變量。農(nóng)民土地承包權的徹底退出關乎城鎮(zhèn)化的速度和質(zhì)量，是城鎮(zhèn)化的必然階段，關于農(nóng)地退出的度量，現(xiàn)有研究多采用退出意愿與退出行為[2-3,17]，但由于目前實質(zhì)性的農(nóng)地退出實踐仍然較少，農(nóng)地退出議題較多集中在研究農(nóng)戶的退出意愿，根據(jù)調(diào)查問卷中“如果獲得相應補償，您是否愿意退出農(nóng)地承包經(jīng)營權”的回答結果，本文把農(nóng)地退出決策劃分為“不愿有償退出”“不好說”“愿意有償退出”三類。

(2)農(nóng)戶分化。農(nóng)戶分化是本文的核心解釋變量，其本質(zhì)是農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶家庭收入中的占比下降。張琛等(2019)認為制度政策放活和農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展驅(qū)動兩大因素誘導著農(nóng)戶不斷分化[24]。關于農(nóng)戶分化的度量，常用家庭收入結構將農(nóng)戶分化程度劃分為純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)業(yè)兼業(yè)戶、非農(nóng)戶[1,17]。蘇群等(2016)按照純農(nóng)戶、一兼農(nóng)戶、二兼農(nóng)戶、非農(nóng)戶劃分，研究了農(nóng)戶分化導致的土地流轉(zhuǎn)行為[7]?；跀?shù)據(jù)可得性，本文依照調(diào)查問卷中“您的就業(yè)類型”將農(nóng)戶分化程度由低到高分別定義為“在家務農(nóng)”“半農(nóng)半工”“非農(nóng)就業(yè)”三種類型，并將遞進變量依次賦值，檢驗農(nóng)戶分化帶來的土地承包權退出決策。

(3)中介變量。本文使用農(nóng)地流轉(zhuǎn)和家庭收入作為中介變量，研究農(nóng)戶分化影響農(nóng)戶退地決策的作用機制，檢驗農(nóng)地流轉(zhuǎn)和家庭收入的中介效應?，F(xiàn)有證據(jù)表明農(nóng)戶分化對土地流轉(zhuǎn)行為和規(guī)模有重要影響[7，10]。文獻關于農(nóng)地流轉(zhuǎn)的度量一般包括流轉(zhuǎn)參與及流轉(zhuǎn)面積，也有學者使用了分類變量對土地流轉(zhuǎn)程度進行度量[16]。本文使用“您家承包地是否流轉(zhuǎn)出去”和“您家一年的家庭總收入”將土地流轉(zhuǎn)變量定義為“沒有流轉(zhuǎn)”“部分流轉(zhuǎn)”“全部流轉(zhuǎn)”三類，將家庭收入變量依次定義為“收入≤1萬”“1萬<收入≤3萬”“3萬<收入≤5萬”“收入>5萬”四類。

(4)控制變量。除了上述解釋變量外，研究表明農(nóng)戶土地承包權退出決策還受戶主及家庭、地塊特征等影響，本文參考已有文獻，除了控制戶主年齡、性別、受教育程度、家庭人口規(guī)模、家庭住房及私家車等變量外，還在控制項中放入土地確權、承包地面積、補償訴求等變量，具體見表3。

表3 變量定義及描述統(tǒng)計

表3給出了變量定義及描述統(tǒng)計結果，可以發(fā)現(xiàn)調(diào)查樣本中男性戶主占多數(shù)，整體受教育水平較高，樣本戶均承包地面積為2.97畝，93%的農(nóng)戶獲得了土地承包證。農(nóng)地經(jīng)營權部分及全部流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶遠高于全國平均水平，農(nóng)地退出意愿的均值介于1和2之間，整體上農(nóng)地退出意愿較低。

四、實證結果

(一)農(nóng)戶分化對農(nóng)地退出決策的影響

根據(jù)理論分析，農(nóng)戶分化可能會對農(nóng)戶農(nóng)地退出決策產(chǎn)生重要影響。表4給出了基準的回歸估計結果，其中模型Ⅰ和模型Ⅱ分別采用有序Probit和有序Logit模型，同時考察了全部樣本和上海樣本，由于非線性模型的系數(shù)不能完全說明解釋變量的邊際效應，報告同時給出了解釋變量的估計系數(shù)和邊際效應，便于解釋農(nóng)戶分化的具體影響。

表4結果顯示，農(nóng)戶分化對農(nóng)地退出決策的影響在1%的置信水平顯著，且符號為負，表示分化程度越高的農(nóng)戶退出土地意愿越低，更傾向于保留農(nóng)地而非退出，這與李榮耀和葉興慶(2019)[17]的研究結果一致，但顯著性更強。邊際效應的經(jīng)濟意義為：農(nóng)戶分化程度每提高1個單位，農(nóng)戶選擇有償退出農(nóng)地的概率下降約7個百分點。基于上海樣本的考察結果與前文一致，發(fā)現(xiàn)上海的農(nóng)戶農(nóng)地退出決策受農(nóng)戶分化影響更大，同樣的分化程度下，上海地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)地退出意愿更低?？赡艿慕忉屖鞘艽蠖际械挠绊?，上海地區(qū)農(nóng)戶對土地的估值和未來的預期收益更高，需要更高的確定性補償換取土地退出權。模型Ⅰ和模型Ⅱ的回歸結果非常接近，農(nóng)戶分化對農(nóng)地退出決策的影響較為穩(wěn)定和一致。

表4 農(nóng)戶分化對農(nóng)地退出決策影響的基準回歸結果

表4(續(xù))

注：***、**、*依次表示1%、5%以及 10%顯著性水平；括號內(nèi)為回歸標準誤。

影響農(nóng)地退出決策的其他因素方面，家庭收入的影響不顯著，系數(shù)為負，表示收入越高，農(nóng)戶對農(nóng)地退出選擇的評價越低；土地流轉(zhuǎn)因素在1%的水平顯著影響農(nóng)戶的退出決策，土地流轉(zhuǎn)越多的農(nóng)戶農(nóng)地退出決策越積極，土地流轉(zhuǎn)決策反映了農(nóng)戶對土地的依賴以及土地對其生產(chǎn)和發(fā)展的重要性。此外，回歸方程控制了私家車和商品住房兩個重要財富變量，按照邊際效用遞減的原理，財富越多的農(nóng)戶，對退出土地帶來的經(jīng)濟補償?shù)氖杖胄降?，因此越不愿意退出農(nóng)地，回歸結果佐證了上述推論，私家車和商品住房兩項的系數(shù)均為負，表示家庭越富裕的農(nóng)戶越不愿意放棄土地。戶主特征同樣會影響農(nóng)戶風險偏好以及農(nóng)地退出決策，可以發(fā)現(xiàn)戶主性別和年齡均顯著影響農(nóng)地退出決策，男性戶主更愿意退出農(nóng)地換取補償，邊際效應比女性戶主高約7%，這或許與女性更保守有關。此外，年齡越大的農(nóng)戶越不愿退出土地。

農(nóng)戶分化伴隨著兩個方面的經(jīng)濟變化：家庭收入的分化和就業(yè)分化。城鎮(zhèn)化和工業(yè)化是農(nóng)戶兼業(yè)和農(nóng)戶分化的主要推動力，農(nóng)業(yè)人口向城市轉(zhuǎn)移不僅可以提高農(nóng)民的收入，還能夠促進土地的流轉(zhuǎn)。為進一步考察農(nóng)戶分化如何影響農(nóng)地退出決策，下文采用中介效應模型分別檢驗農(nóng)戶家庭收入和土地流轉(zhuǎn)變量作為中介變量對農(nóng)戶農(nóng)地退出決策的影響。

(二)家庭收入中介效應考察

基于理論分析，家庭收入越高的農(nóng)戶越傾向于將農(nóng)地作為風險性資產(chǎn)持有，因此更愿意持有農(nóng)地而非有償退出。本部分首先考察家庭收入對農(nóng)地退出決策和退地補償訴求的影響(表5)，進而考察農(nóng)戶分化以家庭收入作為中介變量對農(nóng)地退出決策的影響(表6)。表5前兩列被解釋變量為農(nóng)戶的農(nóng)地退出意愿，結果顯示家庭收入對農(nóng)戶農(nóng)地退出決策的回歸系數(shù)為負，在10%的統(tǒng)計水平上顯著，邊際效應顯示家庭收入每提高1個單位，其退出農(nóng)地的概率降低3.3個百分點。農(nóng)地退出決策內(nèi)在地受到農(nóng)戶退出土地所獲經(jīng)濟補償?shù)挠绊?，為了考察家庭收入對農(nóng)戶退地影響的結果的穩(wěn)定性，將農(nóng)戶退地補償訴求作為被解釋變量再次進行回歸，發(fā)現(xiàn)回歸結果顯著為正，表示家庭收入顯著影響了農(nóng)戶退地的補償訴求，家庭收入越高的農(nóng)戶退出土地要價越高。

表5 家庭收入對農(nóng)地退出影響的回歸結果

注：***、**、*依次表示1%、5%以及10%顯著性水平；括號內(nèi)為回歸標準誤。

按照溫忠麟和葉寶娟(2014)[25]中介效應檢驗的方法，本文進行了三個步驟的回歸檢驗(見表6)。第一步，因變量農(nóng)地退出決策對自變量農(nóng)戶分化回歸，自變量系數(shù)為-0.327，在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性；第二步，中介變量家庭收入對自變量農(nóng)戶分化回歸，家庭收入的系數(shù)為0.362，在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性；第三步，因變量農(nóng)地退出決策同時對自變量農(nóng)戶分化和中介變量家庭收入進行回歸，中介變量系數(shù)為-0.095，在10%水平上具有統(tǒng)計顯著性，且自變量農(nóng)戶分化對農(nóng)戶退出決策的影響系數(shù)為-0.309，絕對值低于第一步回歸結果，而且在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性。根據(jù)以上三個條件，可以判斷家庭收入起到部分中介作用。

表6 家庭收入中介效應檢驗結果

注：***、**、*依次表示1%、5%以及10%顯著性水平；括號內(nèi)為回歸標準誤。

(三)農(nóng)地流轉(zhuǎn)中介效應考察

農(nóng)戶分化，不僅顯示家庭收入水平的差異，更重要地表現(xiàn)為職業(yè)分化，農(nóng)戶分化過程中一個顯著的特征是農(nóng)戶對土地的依賴程度逐步降低。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地全部流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶愿意有償退出農(nóng)地的比例為62.26%，而農(nóng)地尚未流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶愿意有償退出農(nóng)地的比例僅為13.48%，遠低于前者。為了更嚴格地考察兩者之間的因果關系，本部分研究農(nóng)戶分化如何通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)地退出決策，首先考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶退出決策的影響，其次進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)中介效應的檢驗。

表7 農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)地退出影響的回歸結果

注：***、**、*依次表示1%、5%以及10%顯著性水平；括號內(nèi)為回歸標準誤。

表7給出了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)地退出決策和補償訴求的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)顯著影響農(nóng)地退出決策，流轉(zhuǎn)程度越高的農(nóng)戶，農(nóng)地有償退出意愿越高，單位土地流轉(zhuǎn)會使得土地退出意愿提高5.8%。為了檢驗結果的穩(wěn)健性，將退地補償訴求作為被解釋變量對土地流轉(zhuǎn)進行回歸，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)程度越高，農(nóng)戶對退地補償訴求越低，土地流轉(zhuǎn)每增加1個單位，要求最高補償?shù)母怕氏陆?6.9%，對土地依賴程度的下降會使得農(nóng)戶更愿意放棄土地換取確定性補償。

表8 農(nóng)地流轉(zhuǎn)中介效應檢驗結果

表8(續(xù))

注：***、**、*依次表示1%、5%以及10%顯著性水平；括號內(nèi)為回歸標準誤。

為考察土地流轉(zhuǎn)的中介作用，按照三步法構建了檢驗方程：第一步，因變量農(nóng)地退出對自變量農(nóng)戶分化進行回歸，結果顯示自變量系數(shù)為-0.327且在1%水平上顯著；第二步，中介變量土地流轉(zhuǎn)對自變量農(nóng)戶分化進行回歸，回歸系數(shù)在1%水平顯著；第三步，農(nóng)地退出作為因變量同時對自變量農(nóng)戶分化和中介變量土地流轉(zhuǎn)進行回歸，可以發(fā)現(xiàn)自變量的系數(shù)仍然顯著且系數(shù)的絕對值降至0.211，以上結果滿足中介效應檢驗的三個條件，農(nóng)戶分化通過土地流轉(zhuǎn)的中介效應顯著影響農(nóng)戶農(nóng)地退出決策，而且農(nóng)地流轉(zhuǎn)增加農(nóng)戶農(nóng)地退出概率。具體結果見表8。

綜上可知，農(nóng)戶分化總體上顯著降低了農(nóng)戶農(nóng)地退出意愿，農(nóng)戶分化程度越高，農(nóng)戶農(nóng)地退出的意愿越低，主要通過家庭收入和土地流轉(zhuǎn)兩個中介變量作用于農(nóng)地退出決策。農(nóng)戶分化通過兩個機制影響農(nóng)地退出決策：一方面，農(nóng)戶分化伴隨著其家庭收入的變化，家庭收入越高的農(nóng)戶農(nóng)地退出意愿越低，家庭收入越低的農(nóng)戶更傾向于退出農(nóng)地換取經(jīng)濟補償；另一方面，農(nóng)戶分化引起土地流轉(zhuǎn)的差異，土地流轉(zhuǎn)程度越高的農(nóng)戶越愿意退出土地，土地流轉(zhuǎn)程度越低的農(nóng)戶更愿意保留土地。

五、結論與政策啟示

繼續(xù)推進工業(yè)化與城鎮(zhèn)化，促進農(nóng)業(yè)人口向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移，是基本趨勢。城鎮(zhèn)化的快速推進伴隨著農(nóng)戶的不斷分化，但由于城鄉(xiāng)體制與要素市場的二元分割，在農(nóng)村勞動力非農(nóng)化流動的同時，如何引導有條件的農(nóng)戶完全放棄土地承包經(jīng)營權，實現(xiàn)完全城鎮(zhèn)化是中國在發(fā)展過程中必須回答的重要問題?；诖耍疚睦瞄L三角發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，實證研究了城鎮(zhèn)化過程引起的農(nóng)戶分化對農(nóng)地退出決策的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)戶分化整體降低了土地退出意愿，分化程度越高的農(nóng)戶退出土地的意愿反而更低，分化程度越低的農(nóng)戶更愿意退出土地換取經(jīng)濟補償。第二，農(nóng)戶分化通過家庭收入和土地流轉(zhuǎn)兩個機制作用于農(nóng)地退出決策，一方面，農(nóng)戶分化過程伴隨著其家庭收入水平的變化，家庭收入越高的農(nóng)戶農(nóng)地退出意愿越低，家庭收入越低的農(nóng)戶更愿意退出農(nóng)地換取經(jīng)濟補償；另一方面，農(nóng)戶分化引起土地流轉(zhuǎn)的差異，土地流轉(zhuǎn)程度越高的農(nóng)戶越愿意退出農(nóng)地，土地流轉(zhuǎn)程度越低的農(nóng)戶更愿意保留土地承包權。

以上研究結論為現(xiàn)階段農(nóng)地承包權退出政策提供啟示：首先，按照現(xiàn)行政策，很多地區(qū)采取一次性經(jīng)濟補償?shù)姆绞健百I斷”農(nóng)民的承包權，但是由于政策指向的目標群體為已經(jīng)有穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)、分化程度較高的農(nóng)戶，因此如果在全國范圍內(nèi)采取“一刀切”的方式開展農(nóng)地有償退出政策，極有可能導致對農(nóng)地依賴較高的純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)群體放棄農(nóng)地，因此農(nóng)地退出政策的試點不僅要基于農(nóng)戶意愿，更應考慮農(nóng)戶的異質(zhì)性，根據(jù)農(nóng)戶自身條件進行差異化的農(nóng)地退出制度設計，避免出現(xiàn)大量的對土地依賴程度較高的農(nóng)民失地現(xiàn)象。其次，進一步明晰農(nóng)地權屬，確定相對穩(wěn)定的補償機制，使農(nóng)戶形成合理的土地增值預期，引導有條件的農(nóng)戶自愿的退出承包權。當前中國農(nóng)村權屬不清問題凸顯，明確權屬能夠促使農(nóng)戶增加土地流轉(zhuǎn)交易，降低對土地的依賴，促進農(nóng)戶從退出經(jīng)營權到退出承包權的過渡，同時應該增加政策的確定性，減少部分土地持有者的投機性行為。最后，關注農(nóng)地承包權退出機制的外部聯(lián)動性改革。農(nóng)戶徹底退出土地實現(xiàn)完全的城鎮(zhèn)化是一項復雜的系統(tǒng)性工程。推動的困難主要在于退地后農(nóng)民在城市的成功“落地”。破除二元分割帶來的公共服務不均等依然是當前政府工作的重點和難點。如果進入城市的農(nóng)民不能享有同等的購房、養(yǎng)老、公共設施及社會保障等福利，會增加其退地后的焦慮并阻礙城鎮(zhèn)化的發(fā)展，因此農(nóng)地退出制度改革的同時應關注公共服務、社會保障及戶籍制度的配套改革。