代際差異視角下農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿與補(bǔ)償方式選擇
——基于全國11省(區(qū))1 012份農(nóng)戶問卷調(diào)查

張朝陽,趙欽棟,宋春曉

(河南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,鄭州 450046)

一、問題提出與文獻(xiàn)綜述

在統(tǒng)籌推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化與城鄉(xiāng)融合發(fā)展的過程中,農(nóng)民“離鄉(xiāng)不棄農(nóng)、進(jìn)城不退地”已成為普遍現(xiàn)象,扭曲的人地關(guān)系矛盾愈發(fā)突出[1]。自2014年以來,我國已有1.3億農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)就業(yè)并定居城鎮(zhèn),但其中卻很少有人退出土地承包權(quán),土地的低效率經(jīng)營甚至撂荒現(xiàn)象日益嚴(yán)重[2]。同時,土地細(xì)碎化、分散化問題長期存在,嚴(yán)重阻礙以規(guī)模化、集約化為主要特征的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的順利實現(xiàn)[3]。隨著“三權(quán)分置”改革的實施,國家對農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)和發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營開始高度重視,但受地租上漲、經(jīng)營風(fēng)險增加、土地非農(nóng)非糧化生產(chǎn)等原因,農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策并沒有達(dá)到預(yù)計的效果。2015年《國務(wù)院辦公廳關(guān)于加快轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式的意見》中提出要開展土地承包權(quán)有償退出試點(diǎn),引導(dǎo)有穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)收入且長期在城市居住生活的農(nóng)民自愿退出土地承包權(quán)。在總結(jié)試點(diǎn)經(jīng)驗的基礎(chǔ)上,2021年中央一號文件提出“保障進(jìn)城落戶農(nóng)民土地承包權(quán),研究制定依法自愿有償轉(zhuǎn)讓的具體辦法”的改革目標(biāo)。因此,探索研究農(nóng)村土地承包權(quán)有償退出機(jī)制,成為當(dāng)前農(nóng)村土地制度改革的重要內(nèi)容。

此外,以農(nóng)民老齡化為特征的農(nóng)業(yè)勞動力代際轉(zhuǎn)換危機(jī)問題日益突出[4]。雖然經(jīng)濟(jì)社會的快速發(fā)展創(chuàng)造了大量的非農(nóng)業(yè)就業(yè)崗位,但農(nóng)村地區(qū)仍有大量非農(nóng)就業(yè)能力不足的中老年勞動力難以轉(zhuǎn)移到城市就業(yè),只能繼續(xù)留守農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。由于老年農(nóng)民成長階段參與務(wù)農(nóng)時間較長,從而造成了長期對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴[5]。再加上我國農(nóng)村社會保障制度的保障力度依舊較弱,土地往往承載了農(nóng)戶賴以生存的社會保障功能,從而被許多學(xué)者認(rèn)為是抑制農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的重要因素[6-7]。農(nóng)業(yè)老齡化經(jīng)營問題一定程度上造成了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不高,土地粗放經(jīng)營甚至撂荒[8]。因此,通過激勵符合條件的老年農(nóng)民自愿有償退出土地承包權(quán),不僅可以解決當(dāng)前農(nóng)業(yè)老齡化生產(chǎn)效率不高的問題,也可以將退出的承包地轉(zhuǎn)給職業(yè)農(nóng)民、年輕農(nóng)民承包,從而促進(jìn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)展[9]。

已有文獻(xiàn)研究主要關(guān)注以下幾個方面:(1)黎潔、高佳等學(xué)者聚焦于土地承包權(quán)退出意愿的影響因素研究,分析了戶主特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征、產(chǎn)權(quán)認(rèn)知和土地特征等對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策的影響程度[10-11]。(2)劉同山、董歡、佘明龍等學(xué)者探索研究了國內(nèi)部分土地有償退出試點(diǎn)的實踐經(jīng)驗,總結(jié)了寧夏平羅、四川內(nèi)江、重慶梁平、浙江嘉興等土地有償退出試點(diǎn)的實踐改革經(jīng)驗[12-15]。(3)在對構(gòu)建土地承包權(quán)退出機(jī)制及具體實施路徑的研究上,余澳、余曉洋等學(xué)者構(gòu)建了較為完整的土地承包權(quán)退出機(jī)制[16-17],關(guān)于代際差異的研究主要集中在對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿、耕地撂荒行為和宅基地退出行為的影響[18-20]?，F(xiàn)有對土地承包權(quán)退出的研究成果頗為豐富,但其研究仍存在一些不足之處:(1)大多數(shù)關(guān)于土地承包權(quán)退出意愿的研究往往將農(nóng)民視為同質(zhì)群體,忽視了不同代際農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的差異。(2)各個土地有償退出試點(diǎn)地區(qū)的實踐模式都有所不同,不能大規(guī)模進(jìn)行全國推廣。(3)缺乏探討不同代際群體農(nóng)戶退出土地承包權(quán)之時的補(bǔ)償訴求差異。鑒于此,本文進(jìn)一步細(xì)化農(nóng)戶群體,分析不同代際農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿,并進(jìn)一步分析不同代際農(nóng)戶退出土地承包權(quán)之時不同的補(bǔ)償訴求,為推動以適度規(guī)?；a(chǎn)為目標(biāo)的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的實施提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

德國社會學(xué)家卡爾·曼海姆最早提出,“代(generation)”或“代群(generational cohort)”是指出生年代相同,且在成長階段經(jīng)歷相同社會重大事件的群體[21]。處于同一代群內(nèi)的個體具有相似的價值認(rèn)知和行為態(tài)度,但處于不同代群內(nèi)的個體則在價值認(rèn)知和行為態(tài)度上存在著明顯的差異[22-23],這為探究不同代際農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿及退出補(bǔ)償方式選擇提供了理論依據(jù)。根據(jù)相關(guān)研究文獻(xiàn),將代際差異對價值認(rèn)知和行為態(tài)度的影響進(jìn)行分解,總結(jié)出不同代群之間的差異是時代效應(yīng)、代效應(yīng)與年齡效應(yīng)共同作用的結(jié)果[19,21-22]。由于時代效應(yīng)是指環(huán)境對農(nóng)戶價值認(rèn)知和行為態(tài)度的混合影響,因此僅考慮后兩種效應(yīng)。代效應(yīng)是指因社會環(huán)境變遷從而導(dǎo)致不同代群之間在行為認(rèn)知上存在差異[23]。借鑒王金枝、劉丹等學(xué)者的相關(guān)研究[24-25],本文以1965年和1980年作為劃分界限,將戶主是1980年之后出生的農(nóng)戶定義為新生代農(nóng)戶;戶主是1965-1980年之間出生的農(nóng)戶定義為中生代農(nóng)戶;戶主是1965年之前出生的農(nóng)戶定義為老一代農(nóng)戶。對于新生代農(nóng)戶來說,他們在人生成長過程中經(jīng)歷了我國經(jīng)濟(jì)社會快速發(fā)展階段,從而價值認(rèn)知和行為態(tài)度與老一代農(nóng)戶完全不同。年齡效應(yīng)則與個體經(jīng)歷事件無關(guān),單指個體在成長過程中年齡差異對自身成熟度等特質(zhì)造成的影響[26]。對于老一代農(nóng)戶來說,其已處于生命周期末端,“以地養(yǎng)老”的需求促使其對土地的依賴程度遠(yuǎn)高于新生代農(nóng)戶。

(一)代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的影響

不同代際農(nóng)戶由于行為認(rèn)知和風(fēng)險偏好的不同,因此在土地承包權(quán)退出意愿上存在著較大的差異[27]。對于老一代來說,其成長階段長期參與務(wù)農(nóng),一定程度上造就了務(wù)農(nóng)的偏好,其對農(nóng)村土地具有深厚的感情基礎(chǔ)[28]。同時由于已處于生命周期的衰退期,其風(fēng)險承擔(dān)能力較弱,雖然農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效益較低,但是依舊不愿意退出土地承包權(quán)[4];對于中生代來說,其成長階段長期在城市中務(wù)工,但農(nóng)忙時節(jié)依舊會返回農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn),形成了這種“半工半耕”的兩棲生活[29]。這就使得他們既對城市生活熟悉,又對農(nóng)村擁有深厚的鄉(xiāng)土情結(jié)。同時由于正處于生命周期的成熟階段,其擁有一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和風(fēng)險承擔(dān)能力,因此其土地承包權(quán)退出意愿與家庭經(jīng)濟(jì)特征有著直接的關(guān)聯(lián);對于新生代來說,其成長階段伴隨著“義務(wù)教育”的普及,受教育程度相對較高,接受新生事物的能力較強(qiáng),所以更向往城市生活[30]。由于新生代正處于生命周期的成長階段,風(fēng)險承擔(dān)能力相對較高,因此更愿意退出土地承包權(quán)前往城市生活。

農(nóng)戶退出土地承包權(quán)的基本條件是農(nóng)業(yè)收入占比足夠低,非農(nóng)收入占比足夠高[31]。對于老一代來說,隨著年齡的增長非農(nóng)就業(yè)能力逐漸喪失,不能夠依靠非農(nóng)收入維持生計,因此老一代農(nóng)戶往往傾向于將土地作為自身養(yǎng)老保障的支撐[32],從而不愿意退出土地承包權(quán)。對于中生代來說,有著相對較強(qiáng)的非農(nóng)就業(yè)能力,非農(nóng)收入為家庭收入的主要來源,但多數(shù)農(nóng)戶只能從事簡單的體力勞動工作,非農(nóng)就業(yè)的工作不夠穩(wěn)定,會繼續(xù)保留承包地以獲取額外收入。但如果非農(nóng)就業(yè)相對穩(wěn)定,并有著穩(wěn)定的非農(nóng)收入,那么中生代農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿就會提高,因此其土地承包權(quán)退出意愿與非農(nóng)收入的穩(wěn)定性有著直接的關(guān)聯(lián)。對于新生代來說,受教育程度相對較高,因此其非農(nóng)就業(yè)能力就相對較強(qiáng),從事非農(nóng)就業(yè)的工作也相對穩(wěn)定,非農(nóng)收入的效益也相對較好,能夠長期依賴非農(nóng)收入[33],因此土地承包權(quán)退出意愿就相對較高?；谏鲜龇治?提出以下研究假設(shè)。

H1:農(nóng)戶代際差異會顯著影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿。

H2:非農(nóng)收入會顯著影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿。

H3:代際差異通過影響農(nóng)戶的非農(nóng)收入,進(jìn)而影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿。

根據(jù)上述分析,本文構(gòu)建了農(nóng)戶代際差異對土地承包權(quán)退出意愿影響的理論分析框架(見圖1)。

圖1 代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響的分析框架

(二)代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇的影響

由于不同代際農(nóng)戶在價值觀認(rèn)知和行為態(tài)度方面存在著顯著的差異[19],因此不同代際農(nóng)戶在土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇上也存在著明顯的差異[34]。對于老一代來說,大多數(shù)已處于生命周期的末端,其對生活質(zhì)量要求相對不高,但考慮到養(yǎng)老需求,因此老一代會繼續(xù)持有承包地以獲得收入供給自身養(yǎng)老,但如果可以將承包地?fù)Q取社保,或是將退出的承包地交予集體獲得集體股份的收益,從而保障其養(yǎng)老生活,那么老一代農(nóng)戶也愿意退出土地承包權(quán)。而對于新生代農(nóng)戶來說,大多數(shù)都以非農(nóng)就業(yè)為主,長期在城市務(wù)工生活也造就了與老一代農(nóng)戶價值觀及認(rèn)知上的差異,持有承包地更多的是為了有一份額外的收入以及對承包地增值的預(yù)期,如果可以將承包地?fù)Q取現(xiàn)金補(bǔ)償或是換取城鎮(zhèn)住房就業(yè)的機(jī)會,那么年輕農(nóng)戶就愿意離開農(nóng)村前往城市生活,從而愿意退出土地承包權(quán)?；谏鲜龇治?提出以下研究假說:

H4:農(nóng)戶代際差異會顯著影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文研究所用數(shù)據(jù)來源于中國工程院咨詢研究項目“以適度規(guī)模化生產(chǎn)為目標(biāo)的土地承包權(quán)退出機(jī)制研究”于2020年至2022年對全國范圍內(nèi)的18個縣區(qū)進(jìn)行的實地問卷調(diào)查。具體來說,選取了9個土地有償退出試點(diǎn)市(縣、區(qū)),包括上海市松江區(qū)、重慶市梁平區(qū)、廣東省英德市、四川省內(nèi)江市、貴州省湄潭縣、寧夏回族自治區(qū)平羅縣、內(nèi)蒙古自治區(qū)阿榮旗、西藏自治區(qū)曲水縣等地。與此同時,選取了9個非試點(diǎn)市(縣、區(qū)),包括廣東省博羅縣、吉林省長春市、山東省棗莊市、河南省洛陽市、河南省三門峽市、河南省欒川縣、河南省滑縣、河南省蘭考縣、西藏自治區(qū)拉孜縣開展對比研究。

為確保調(diào)研數(shù)據(jù)的代表性,在18個市(縣、區(qū))的每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機(jī)抽取1～2個自然村,每個自然村中隨機(jī)選取一定數(shù)量的農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研,共發(fā)放1 100份問卷。將問卷回收之后,經(jīng)過對總樣本數(shù)據(jù)的處理,最終得到了1 012份有效問卷,問卷達(dá)成率為92%,農(nóng)戶地區(qū)分布情況見表1。

表1 農(nóng)戶樣本分布情況

(二)統(tǒng)計分析

從表2的統(tǒng)計結(jié)果來看,有574個農(nóng)戶表示不愿意退出土地承包權(quán),占總體比為56.7%;有 344個農(nóng)戶表示愿意退出土地承包權(quán),占總體比為34.0%。在新生代農(nóng)戶中,愿意退出土地承包權(quán)的農(nóng)戶比不愿意退出的農(nóng)戶比例高出3.3%,由此可以初步看出新生代農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿相對較強(qiáng);而在中生代和老一代農(nóng)戶中,不愿意退出土地承包權(quán)的農(nóng)戶比愿意退出的農(nóng)戶比例分別高出18.7%和7.3%,可以明顯看出中生代和老一代農(nóng)戶的土地承包權(quán)意愿相對較低。

表2 農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿及退出補(bǔ)償方式選擇統(tǒng)計情況

在退出補(bǔ)償方式上有如下:選擇“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的農(nóng)戶數(shù)量為632戶,占總體比為62.5%;選擇“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的農(nóng)戶數(shù)量為200戶,占總體比為19.8%;選擇“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”的農(nóng)戶數(shù)量為133戶,占總體比為13.1%;選擇“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的農(nóng)戶數(shù)量為47戶,占總體比為4.6%。新生代農(nóng)戶中,選擇“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的農(nóng)戶最多,占總體比為19.5%;其次選擇“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的農(nóng)戶較多,占總體比為3.6%。中生代農(nóng)戶中,選擇“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的農(nóng)戶最多,占總體比為27.8%;其次為選擇“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的農(nóng)戶占總體比為9.7%。老一代農(nóng)戶中,選擇“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的農(nóng)戶仍然是最多的,占總體比為15.2%;其次為選擇“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的農(nóng)戶,占總體比為7.1%。由此可以看出,不同代際的農(nóng)戶在退出補(bǔ)償方式的選擇上存在著差異。

(三)變量選取

1.被解釋變量:土地承包權(quán)退出意愿及退出補(bǔ)償方式選擇。借鑒何雄偉等學(xué)者的研究[32],將土地承包權(quán)退出意愿(Y1)設(shè)置為“0=不愿意;1=不確定;2=愿意”三類。將土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式(Y2)設(shè)置為“1=以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償;2=以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償;3=以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償;4=以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”四類。由于退出補(bǔ)償方式為多分類選擇變量,因此本文選擇“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”作為參照。

2.核心解釋變量:代際差異。由于戶主一般對家庭內(nèi)部決策起決定性作用,因此借鑒王金枝等[24]、劉丹[25]等學(xué)者的相關(guān)研究,選取戶主年齡劃分代際差異(X1)。以1965年和1980年作為劃分界限,若戶主在1980年之后出生,則為新生代農(nóng)戶,代際差異取值為1;若戶主在1965-1980年之間出生,則為中生代農(nóng)戶,代際差異取值為2;若戶主在1965年之前出生,則為老一代農(nóng)戶,代際差異取值為3。

3.中介變量:戶主年均非農(nóng)收入。由于戶主往往是家庭收入來源的主要貢獻(xiàn)者,因此選取戶主的年均非農(nóng)收入(M1)作為代際差異影響土地承包權(quán)退出意愿的中介變量。

4.控制變量。為有效控制其余因素對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿及退出補(bǔ)償方式選擇的影響,基于黎潔等[10]、高佳等[11]、何雄偉等[35]、劉同山等[36]的相關(guān)研究,選取戶主特征、家庭社會經(jīng)濟(jì)特征、土地特征等3個維度11個控制變量。具體變量設(shè)定及賦值見表3。

表3 變量定義及描述性統(tǒng)計

(四)模型設(shè)定

1.有序Logit模型。由于被訪農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿為有序多分類變量,因此可以采用多元有序Logit回歸建立農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿模型[32],包含J個等級的有序 Logit模型為:

(1)

式(1) 可以進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為:

(2)

P[Y1≤(j+1)|X]=1-P[Y1≤j|X]

(3)

在這個模型中,X為自變量集合;Y1為因變量集合;αj是第j個等級的截距(j=1,2,…,J);βk是第k個自變量的系數(shù);xk為第k個自變量(k=1,2,…,K);P(Y1≤j|X)為累計概率,且累計概率之和為1。

2.中介效應(yīng)模型。本文基于中介效應(yīng)模型,借鑒Baron等的基本中介效應(yīng)模型[37],通過逐步回歸法探討非農(nóng)收入的中介效應(yīng)。模型構(gòu)建如下:

Y1=a0+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+ε1

(4)

M=b0+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4+ε2

(5)

Y1=c0+c1X1+c2M+c3X2+c4X3+c5X4+ε3

(6)

其中,Y1表示土地承包權(quán)退出意愿;X1表示核心解釋變量代際差異;M表示中介變量戶主的年均非農(nóng)收入;a、b和c為待估系數(shù);X2、X3和X4分別表示戶主特征、家庭社會經(jīng)濟(jì)特征和土地特征,即代表控制變量;ε表示殘差項。

3.無序Logit模型。由于土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式為無序多分類變量,因此適合采用多元無序Logit模型分析影響土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇的因素[38],則可建立土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的多元無序Logit模型為:

(7)

式(7)中,自變量X包括代際差異、戶主特征、家庭社會經(jīng)濟(jì)特征和土地特征。Y2為因變量土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇;αi為第i個類別的截距,i= 1,2,…,I-1;βik為第i類第k個自變量的回歸系數(shù);xk為第k個自變量,k= 1,2,…,K。無序Logit的概率模型可表示為:

(8)

由于因變量為無序多分類變量,因此本文選取“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的退出補(bǔ)償方式作為參照方案,采用最大似然估計法對個體選擇其他土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式進(jìn)行回歸估計,以此分析不同代際農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇的差異性。

四、回歸結(jié)果與實證分析

(一)農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的回歸結(jié)果

1.基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表4所示為代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響的回歸結(jié)果,需要說明的是,表4中模型對應(yīng)的膨脹系數(shù)(VIF)均小于10,說明自變量不存在嚴(yán)重的共線性問題。從表4的回歸結(jié)果可以看出,代際差異通過了5%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.261,這表明代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿具有顯著影響,研究假設(shè)H1得以驗證。

此外,戶主特征中,受教育程度通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為0.249,表明戶主受教育程度越高其土地承包權(quán)退出意愿越高;但戶主性別沒有通過顯著性檢驗,這表明戶主性別對土地承包權(quán)退出意愿的影響并不顯著。家庭社會經(jīng)濟(jì)特征中,家庭人口總數(shù)通過了5%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.085,這表明家庭人口總數(shù)越多越不愿意退出土地承包權(quán);家庭年均收入通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為0.263,這說明年均收入較高的家庭更愿意退出土地承包權(quán);農(nóng)業(yè)收入占比通過了10%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.191,這表明家庭農(nóng)業(yè)收入占比越高越不愿意退出土地承包權(quán);是否擁有城鎮(zhèn)住房通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為0.699,這說明擁有城鎮(zhèn)住房的家庭的土地承包權(quán)退出意愿更高;是否擁有老人通過了10%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.246,這說明擁有老人的家庭土地承包權(quán)退出意愿較低;供養(yǎng)孩子數(shù)量通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.205,這說明供養(yǎng)孩子較多的家庭土地承包權(quán)退出意愿較低。土地特征中,耕地質(zhì)量通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.458,這說明擁有耕地質(zhì)量較高的農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿較低;耕地流轉(zhuǎn)情況通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.325,這說明在當(dāng)前缺乏有效的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償機(jī)制時,相比于退出土地承包權(quán),農(nóng)戶更愿意流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權(quán)來獲取長期的土地租金;耕地面積雖然沒有通過顯著性水平檢驗但系數(shù)為負(fù),根據(jù)經(jīng)驗來說,農(nóng)戶擁有耕地面積越大,越有利于實現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營,此外農(nóng)戶擁有更多的耕地可能享受到更多相關(guān)惠農(nóng)政策,從而越有可能不愿意退出土地承包權(quán)。

2.不同代際農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素的回歸結(jié)果?；诒?回歸結(jié)果,農(nóng)戶代際差異會顯著影響土地承包權(quán)退出意愿。因此,本文對新生代、中生代、老一代農(nóng)戶進(jìn)行分組回歸,估計結(jié)果見表5。

表4 代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響的估計結(jié)果

表5 不同代際農(nóng)戶土地承包權(quán)意愿影響因素的估計結(jié)果

對于新生代農(nóng)戶來說,戶主特征中,性別與受教育程度分別通過了10%和1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.474和0.401,表明戶主性別會顯著負(fù)向影響農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿,而戶主的受教育程度會顯著正向影響農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿。家庭社會經(jīng)濟(jì)特征中,是否擁有城鎮(zhèn)住房、是否擁有老人和供養(yǎng)孩子數(shù)量分別通過了1%、5%和1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為1.325、-0.531和-0.464,表明如果家庭擁有城鎮(zhèn)住房,農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿會明顯提高;而如果家庭擁有老人或供養(yǎng)孩子越多,農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿會明顯下降。土地特征中,耕地質(zhì)量和耕地流轉(zhuǎn)情況分別10%和1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.383和-0.470,表明耕地質(zhì)量越高或者耕地部分或全部流轉(zhuǎn),農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿將會明顯降低。

對于中生代農(nóng)戶來說,土地特征中,耕地質(zhì)量和耕地流轉(zhuǎn)情況分別通過了1%和5%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.513和-0.284,表明耕地質(zhì)量越高或者耕地部分或全部流轉(zhuǎn),農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿將會顯著降低。

對于老一代農(nóng)戶來說,家庭社會經(jīng)濟(jì)特征中,人口總數(shù)、年均收入、是否擁有城鎮(zhèn)住房和供養(yǎng)孩子數(shù)量分別通過了10%、1%、5%和1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.114、0.721、0.773和-0.402,表明人口總數(shù)和供養(yǎng)孩子數(shù)量越多,會顯著降低農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿;而年均收入越多以及擁有城鎮(zhèn)住房,會顯著提高農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿。土地特征中,耕地質(zhì)量和耕地流轉(zhuǎn)情況分別通過了5%和10%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.508和-0.336,表明耕地質(zhì)量和耕地流轉(zhuǎn)情況均顯著負(fù)向影響農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿。

(二)代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響的機(jī)制分析

根據(jù)理論分析可知,代際差異通過戶主年均非農(nóng)收入影響土地承包權(quán)退出意愿。但是,上述機(jī)制是否存在還需要進(jìn)一步論證。運(yùn)用中介效應(yīng)模型進(jìn)行論證,結(jié)果見表6。

由表6可以看出,代際差異在1%的顯著性水平上對土地承包權(quán)退出意愿和戶主年均非農(nóng)收入都有著顯著的負(fù)向影響。將代際差異和戶主年均非農(nóng)收入同時納入模型之后,代際差異仍在1%的顯著性水平上對土地承包權(quán)退出意愿有著顯著的負(fù)向影響,而戶主年均非農(nóng)收入在1%的顯著性水平上對土地承包權(quán)退出意愿有著顯著的正向影響,研究假設(shè)H2得以驗證。但是代際差異回歸系數(shù)的絕對值(0.181)較基準(zhǔn)回歸結(jié)果(0.207)有所減小,借鑒相關(guān)學(xué)者驗證中介效應(yīng)的研究[39],可以看出戶主年均非農(nóng)收入存在著部分中介效應(yīng),研究假設(shè)H3得以驗證。同時,本文采用Bootstrap檢驗法進(jìn)一步驗證戶主年均非農(nóng)收入的中介效應(yīng)。結(jié)果顯示直接效應(yīng)(-0.182)和間接效應(yīng)(-0.025)系數(shù)均顯著為負(fù),再次說明了戶主年均非農(nóng)收入存在部分中介效應(yīng),表明上述中介效應(yīng)的結(jié)果分析是穩(wěn)健的。

表6 代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響的機(jī)制分析

(三)不同代際農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇的差異

表7所示為代際差異對土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇影響的回歸結(jié)果。由表7可以看出,在以“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的參照下,代際差異對“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”0“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”和“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇影響顯著,都通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為0.498、0.502和-1.840,表明代際差異顯著正向影響“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”和“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇,代際差異顯著負(fù)向影響“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇,由此研究假設(shè)H4得以驗證。

表7 代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇影響的估計結(jié)果

在戶主特征中,性別對“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”和“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇影響顯著,都通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.800和-1.390,這表明相較于“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”,女性農(nóng)戶更傾向于選擇“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”和“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”。受教育程度對“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇影響顯著,通過了5%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.286,這表明相較于“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”,受教育程度越高的農(nóng)戶更不愿選擇“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式。

在家庭社會經(jīng)濟(jì)特征中,人口總數(shù)對“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的補(bǔ)償方式選擇呈現(xiàn)顯著的正向影響,表明相較于“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”,家庭人口總數(shù)越多的農(nóng)戶越愿意選擇“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式。農(nóng)業(yè)收入占比對“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的補(bǔ)償方式選擇呈現(xiàn)顯著的正向影響,表明相較于“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”,農(nóng)業(yè)收入占比越高的農(nóng)戶越愿意選擇“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的退出補(bǔ)償方式。是否擁有城鎮(zhèn)住房對“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”和“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響,表明相較于社保補(bǔ)償和城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償,擁有城鎮(zhèn)住房的家庭更愿意選擇“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的方式。相較于“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式,是否擁有老人會顯著的正向影響“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的補(bǔ)償方式選擇,顯著負(fù)向影響“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”和“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的補(bǔ)償方式選擇。此外,年均收入和供養(yǎng)孩子數(shù)量沒有通過顯著性水平檢驗,這表明年均收入和供養(yǎng)孩子數(shù)量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇的影響并不顯著。

在土地特征中,耕地質(zhì)量對“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇影響顯著,通過了5%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.369,這表明相較于“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”,擁有耕地質(zhì)量較差的農(nóng)戶更愿意選擇“以承包地?fù)Q股份補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式。耕地流轉(zhuǎn)情況對“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”和“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇影響顯著,都通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.459和0.927,這表明耕地流轉(zhuǎn)情況負(fù)向影響“以承包地?fù)Q社保補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇,耕地流轉(zhuǎn)情況正向影響“以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償”的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式的選擇。耕地面積依舊沒有通過顯著性水平檢驗,說明耕地面積對土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇的影響依舊不顯著。

(四)異質(zhì)性分析

根據(jù)表4回歸結(jié)果,農(nóng)戶家庭是否擁有城鎮(zhèn)住房會導(dǎo)致土地承包權(quán)退出意愿有著明顯的差異。城鎮(zhèn)住房作為農(nóng)戶在城市“安家立命”的保障,因此對沒有城鎮(zhèn)住房和擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶進(jìn)行分組回歸,結(jié)果見表8。

從表8可以看出,對于沒有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶,代際差異沒有通過顯著性檢驗,而對于擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶,代際差異通過了5%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.426,這說明擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶,代際差異對其土地承包權(quán)退出意愿有著顯著的負(fù)向影響。

表8 代際差異對不同家庭社會經(jīng)濟(jì)特征農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的回歸結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步確保估計結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用兩種策略檢驗代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響的估計結(jié)果。首先,考慮到土地有償退出試點(diǎn)地區(qū)農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的意愿可能相對較高,因此抽取另外9個非試點(diǎn)調(diào)研縣區(qū)的641份樣本來檢驗代際差異對土地承包權(quán)退出意愿的影響。其次,通過替換模型的方法運(yùn)用有序Probit模型檢驗代際差異對土地承包權(quán)退出意愿的影響。結(jié)果顯示代際差異均對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿有著顯著的負(fù)向影響,由此說明代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響的前述研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、研究結(jié)論及政策建議

(一)研究結(jié)論

研究結(jié)果顯示:第一,農(nóng)戶代際差異會顯著影響其土地承包權(quán)退出意愿。老一代農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿相對較低,而新生代農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿相對較高。第二,代際差異通過影響農(nóng)戶的非農(nóng)收入,進(jìn)而影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿。新生代農(nóng)戶由于非農(nóng)就業(yè)能力較強(qiáng)且非農(nóng)收入較高,因此土地承包權(quán)退出意愿就相對較高;而老一代農(nóng)戶由于非農(nóng)就業(yè)能力較弱且非農(nóng)收入相對較低,因此土地承包權(quán)退出意愿就相對較低。第三,農(nóng)戶代際差異對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償方式選擇存在顯著影響。相比于“以承包地?fù)Q現(xiàn)金補(bǔ)償”,老一代農(nóng)戶更愿意退出土地承包權(quán)之后換取長期的生活保障補(bǔ)償,因此退出土地承包權(quán)之后更愿意接受社保和股份補(bǔ)償;而新生代農(nóng)戶更關(guān)注退出土地承包權(quán)之后獲取的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償,因此退出土地承包權(quán)之后更愿意接受現(xiàn)金補(bǔ)償和城鎮(zhèn)住房就業(yè)補(bǔ)償。

(二)政策建議

基于以上結(jié)論,并結(jié)合部分改革試點(diǎn)調(diào)研的實際情況,就土地承包權(quán)退出政策的進(jìn)一步完善,提出如下建議:第一,適當(dāng)擴(kuò)大土地承包權(quán)退出群體。政策制定方面除鼓勵在城市中有穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)人群之外,還應(yīng)關(guān)注農(nóng)村的老年群體,鼓勵老年群體自愿有償退出土地承包權(quán),但也需要關(guān)注老年農(nóng)戶退出土地承包權(quán)之后的生活保障問題。第二,建立多元化的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償政策。政府要積極探索構(gòu)建多元化的土地承包權(quán)退出補(bǔ)償政策,考慮農(nóng)戶土地承包權(quán)退出補(bǔ)償訴求的差異性,進(jìn)而引導(dǎo)不同群體農(nóng)戶自愿有償退出土地承包權(quán)。第三,提高農(nóng)村社會保障制度的保障水平。當(dāng)前,農(nóng)村社會保障體系的保障水平依舊較弱,不利于推動土地承包權(quán)退出政策的實施。因此,需要繼續(xù)加大農(nóng)村社會保障制度建設(shè)的投入,切實提高農(nóng)村居民的社會福利,以解除農(nóng)民退出土地承包權(quán)的后顧之憂。