高 強,鞠可心

(南京林業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院,南京 210037)

引 言

新形勢下深化農(nóng)村改革,主線仍是處理好農(nóng)民和土地的關系。農(nóng)村土地承包經(jīng)營權確權登記頒證(以下簡稱“農(nóng)地確權”)作為中央關于“三農(nóng)”工作的重大部署是全面深化農(nóng)村改革的重要舉措。進入21世紀以來,隨著農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)和大量持續(xù)向外轉(zhuǎn)移,“在村不務農(nóng)”和“進城不退地”農(nóng)戶逐漸增多,農(nóng)村土地資源利用不充分、占有不平衡等矛盾更加凸顯。截至2018年底,我國農(nóng)地確權工作基本完成,全國共有2 838個縣(市、區(qū))和開發(fā)區(qū)開展此項工作,涉及2億多農(nóng)戶(數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國農(nóng)業(yè)農(nóng)村部《對十三屆全國人大二次會議第2 253號建議的答復》)。近幾年,中央關于農(nóng)村改革的創(chuàng)新舉措密集推出,農(nóng)村土地制度改革也不斷深化。在堅持農(nóng)村土地集體所有的前提下,促進承包權和經(jīng)營權分離,實行“三權分置”,探索承包地有償退出機制,是當前深化農(nóng)村改革面臨的重大實踐和理論課題[1]。因此,研究農(nóng)地確權對農(nóng)戶承包地退出意愿的影響,對于穩(wěn)定農(nóng)村土地承包關系,完善“三權分置”制度設計,促進土地資源優(yōu)化配置具有重要意義。

長期以來,我國的農(nóng)村土地產(chǎn)權關系有諸多不清晰之處,技術層面主要存在“四至不清、地塊不實”等問題;制度層面則主要表現(xiàn)為一輪承包和二輪承包期間的一些歷史遺留問題尚未解決[2]。與此相對應,現(xiàn)有關于農(nóng)地確權的研究也主要集中在兩個方面:一方面是關于農(nóng)地確權制度性約束及其障礙的研究。主要包括農(nóng)地確權的現(xiàn)實難題[3-4]、條件約束[5]、體制障礙[6]和城鎮(zhèn)化路徑中的阻礙[7]等問題。另一方面是關于農(nóng)地確權政策執(zhí)行效果的分析。許多研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權激活了農(nóng)地資源[8],提高了地權安全性[9],促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育[10],也有研究提出確權政策強化了農(nóng)地抵押擔保功能[11],具有正向的投資效應[12],促進了土地退出[13-14]。在“三權分置”的制度框架下,土地經(jīng)營權退出和承包權退出都是承包地退出的重要形式。羅必良等提出,在承包權和經(jīng)營權能夠分離的前提下,將農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出,即轉(zhuǎn)包、出租、入股等視為經(jīng)營權退出,農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)讓、放棄視為承包權退出[15]。土地流轉(zhuǎn)作為部分農(nóng)戶退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的一種主要方式,有利于實現(xiàn)專業(yè)化分工與社會化協(xié)作,從而提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率[16],有助于促進小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機銜接[17-18]。土地退出則可以推動農(nóng)村人口減少,激活土地要素,提高耕地利用效率[19],更有效地實現(xiàn)農(nóng)村勞動力與土地的空間匹配[20-21],最終實現(xiàn)農(nóng)村資源要素合理配置。

目前關于農(nóng)地確權的相關研究中,對于確權與土地流轉(zhuǎn)的關注較多[22-24],而對于確權與土地退出的研究較少[15],特別是缺乏在“人地分離”視角下,將土地流轉(zhuǎn)視為承包地退出的一種實現(xiàn)形式,把經(jīng)營權退出和承包權退出放入同一分析框架內(nèi)的綜合研究。本文基于蘇、魯、皖3省935個農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù),構建“農(nóng)地確權-經(jīng)營權退出-承包權退出”的分析框架,在以下兩個方面對已有文獻進行擴展:第一,從理論上闡述農(nóng)地確權對農(nóng)戶承包地退出意愿的影響機理;第二,將經(jīng)營權退出作為中介變量,探討其在農(nóng)地確權對農(nóng)戶承包權退出意愿影響中的作用機制。

一、理論分析與研究假設

產(chǎn)權是市場交易的基礎。傳統(tǒng)產(chǎn)權經(jīng)濟學家Alchian認為產(chǎn)權與市場交換有緊密而直接的聯(lián)系,產(chǎn)權界定越完整,市場交易程度就越高[25]。從產(chǎn)權性質(zhì)來看,產(chǎn)權具有經(jīng)濟實體性、可分離性以及可流動性等屬性[26]。根據(jù)制度經(jīng)濟學相關理論,當農(nóng)民擁有的土地經(jīng)過確權登記并能夠自由轉(zhuǎn)讓、定價時,即土地產(chǎn)權分離并發(fā)生流動時,土地價值才得以真正體現(xiàn)。從這個角度上看,承包地退出是產(chǎn)權市場價值實現(xiàn)的一種方式。狹義的承包地退出指退出農(nóng)村土地承包經(jīng)營權,并且退出行為具有徹底性和不可逆性[27]。也有學者將這種退出方式視為農(nóng)戶作為集體經(jīng)濟組織成員資格的退出[28]。如前所述,從“三權分置”的視角看,農(nóng)村土地承包經(jīng)營權可以進一步細分為經(jīng)營權和承包權,承包地退出也可以相應地分為經(jīng)營權退出和承包權退出。土地經(jīng)營權在流轉(zhuǎn)合同期限內(nèi)讓渡,期限屆滿農(nóng)戶仍可重新獲得,這是土地流轉(zhuǎn)的主要形式,屬于暫時性退出或長期性退出;而承包權一旦退出,不僅意味著農(nóng)戶讓渡承包期限內(nèi)的各項權利,并且放棄接續(xù)延包的權利,這種類型屬于永久性退出。從現(xiàn)今社會實踐和運作過程來看,盡管兩類退出在退出時限和補償方式上存在差異,但是農(nóng)戶在經(jīng)營權退出后選擇進城務工或其他就業(yè)渠道,退出期限結束后再重新經(jīng)營的可能性非常小。也就是說,不管是退出經(jīng)營權還是退出承包權,都客觀上形成了不可逆的“人地分離”退出狀態(tài)。依此理解,農(nóng)地確權對農(nóng)戶的承包地退出意愿可以從以下兩條路徑進行分析：

1.農(nóng)地確權對經(jīng)營權退出產(chǎn)生影響。農(nóng)地確權的本質(zhì)是產(chǎn)權界定。土地流轉(zhuǎn)作為經(jīng)營權退出的一種主要形式,在制度約束下具有較高的交易成本。根據(jù)科斯定理,明晰的土地產(chǎn)權、自由的產(chǎn)權轉(zhuǎn)讓和完善的制度,提高了交易行為的可預見性,能夠有效降低交易成本,促進土地流轉(zhuǎn)[29]。根據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積由2014年的4.03億畝增加到2018年的5.39億畝,增加了33.7%。農(nóng)地確權對于經(jīng)營權退出的促進作用可以從以下幾個方面進行解釋:(1)農(nóng)地確權增加了農(nóng)戶的土地獲得感、利用獲得感和收益獲得感[30]。在不喪失集體經(jīng)濟組織成員資格的前提下,農(nóng)戶對于流出土地的顧慮較小,并且能夠獲得穩(wěn)定預期收益,進而更愿意退出土地經(jīng)營權。(2)農(nóng)地確權解決了承包地“四至不清、邊界不明、空間位置不準”等問題。長期以來,農(nóng)村土地地塊零散、面積不均等問題加大了農(nóng)地流轉(zhuǎn)的難度,提高了交易成本。確權后,農(nóng)戶對其承包地的地理位置、地塊大小有了更準確的掌握,不僅可以提高土地資源的利用效率,還能改善農(nóng)戶的行為預期,激活部分農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地的潛在需求,從而促進經(jīng)營權退出。(3)土地制度和交易規(guī)則的聯(lián)合作用,對農(nóng)戶的經(jīng)營權決策會在時間跨度上產(chǎn)生分化。正式規(guī)則與非正式約束的微小變化,會隨著時間的推移而逐漸改變制度框架,進而演化出一個與初始狀態(tài)不同的選擇集合[31]。從長遠角度看,對于率先完成農(nóng)地確權的地區(qū)而言,地方政府資源動員能力相對較強,土地流轉(zhuǎn)機制更為完善,農(nóng)戶退出土地經(jīng)營權也有更多的選擇空間?；谝陨侠碚摲治?提出本文的第一個研究假說:

假說1:農(nóng)地確權促進了經(jīng)營權退出。

2.農(nóng)地確權對承包權退出產(chǎn)生影響。土地關系是農(nóng)村最基本的生產(chǎn)關系,以土地制度為核心的基本經(jīng)營制度是黨在農(nóng)村的政策基石。黨的十九大報告提出,保持土地承包關系穩(wěn)定并長久不變,第二輪土地承包到期后再延長三十年。2019年，中共中央、國務院《關于保持土地承包關系穩(wěn)定并長久不變的意見》進一步明確,第二輪土地承包到期后再延長三十年,使農(nóng)村土地承包關系從第一輪承包開始保持穩(wěn)定長達七十五年。承包權退出屬于農(nóng)村土地承包關系重大變革。因此,應在農(nóng)村土地承包關系長久不變的政策框架下分析農(nóng)地確權對承包權退出的多重影響：(1)農(nóng)戶憑借其農(nóng)村集體經(jīng)濟組織成員資格而獲得的承包地具有強烈的身份性特征,是典型的人格化財產(chǎn),具有顯著的“稟賦效應”[15]。從交易角度看,因退出承包權可能造成的損失而產(chǎn)生的負面心理感受,比因收益產(chǎn)生的正面心理感受更強烈,“稟賦效應”抑制了農(nóng)戶的承包權退出意愿。進一步來看,產(chǎn)權形式可以劃分為完全占有和部分占有,且與“稟賦效應”的大小有直接聯(lián)系[32]。部分占有的情況下,由于產(chǎn)權面臨他人如何分享的不確定性,導致不產(chǎn)生“稟賦效應”或者產(chǎn)生的“稟賦效應”較弱?；诖?從占有權處置角度看,農(nóng)戶對于承包權的全部退出意愿可能更低。(2)隨著土地承包關系的長久化, 土地的分散零碎也隨之固化。農(nóng)地確權后導致細碎的土地退出成本過高,從而使得農(nóng)戶承包權退出受限[33]。特別是對于缺乏非農(nóng)就業(yè)機會的農(nóng)戶,承包地是其家庭的主要收入來源,農(nóng)戶只能選擇自己經(jīng)營或者采取“以工補農(nóng)”兼業(yè)務農(nóng)的形式,短期內(nèi)抑制了承包權退出意愿。(3)農(nóng)村土地承包關系長久不變意味著對農(nóng)地的長期占有。強烈的權屬意識會使農(nóng)戶對自己的土地更加珍惜,且具有較高的土地升值預期。因此,即使在向城鎮(zhèn)遷移的過程中,農(nóng)戶也更愿意當“進城地主”[34]。事實上,越有能力市民化的農(nóng)戶,越傾向于將承包地作為資產(chǎn)并長期持有農(nóng)村土地承包權?；谝陨侠碚摲治?提出本文的第二個研究假說:

假說2:農(nóng)地確權抑制了承包權退出。

以上兩條路徑分別分析了農(nóng)地確權對經(jīng)營權退出和承包權退出的影響機理,即在“三權分置”的制度框架下,農(nóng)地確權促進了經(jīng)營權退出,但抑制了承包權退出。然而,經(jīng)營權退出與承包權退出都屬于農(nóng)戶處置承包地的重要形式，那么農(nóng)地確權對于農(nóng)戶處置承包地還會有怎樣深層次的影響機制？這需要將農(nóng)地確權對經(jīng)營權退出與承包權退出兩條路徑的影響進行聯(lián)動考慮,分析兩者之間是否存在“中介”關系。中介分析方法是指在自變量和因變量的關系中加入第三個變量進行分析的一種機制,包括中介效應(mediation effect)、混淆效應(confounding effect)和遮掩效應(suppression effect)[35]。中介效應變量和混淆效應變量的作用是減少自變量與因變量之間的總效應,而遮掩效應變量恰好相反,它的作用是增加自變量與因變量之間的總效應。根據(jù)前文的分析,農(nóng)戶一旦選擇流轉(zhuǎn)土地,就不會輕易退出土地,所以經(jīng)營權退出可能在農(nóng)地確權抑制承包權退出的過程中產(chǎn)生了“遮掩效應”。也就是說,如果控制了變量“經(jīng)營權退出”,農(nóng)地確權對承包權退出意愿的抑制作用可能增大，其具體分析框架見圖1?；诖诉壿?提出本文的第三個研究假說:

圖1 農(nóng)地確權對農(nóng)戶承包地退出意愿影響的分析框架

假說3:經(jīng)營權退出在農(nóng)地確權對承包權退出意愿的影響中具有遮掩效應。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2019年7-8月在江蘇、安徽和山東3省15縣(市、區(qū))聯(lián)合進行的農(nóng)戶問卷隨機抽樣調(diào)查。課題組調(diào)查員入戶選擇戶主或者家庭主事人進行一對一訪問。2014年,山東、四川、安徽3個省進行了農(nóng)地確權整省試點。2015年,全國又新增江蘇、江西、湖北、湖南、甘肅、寧夏、吉林、貴州、河南9個整省(區(qū))試點。作為最早一批進行農(nóng)地確權的試點省份,本文選擇江蘇、安徽和山東作為樣本省份具有很強的代表性,有利于識別確權頒證帶來的各類政策效應。為保證樣本空間布局的合理性,江蘇省選擇淮安洪澤區(qū)、鹽城阜寧縣、徐州邳州市和泰州泰興市的8個鄉(xiāng)鎮(zhèn)14個自然村；山東省選擇聊城莘縣、臨沂莒南縣、濱州無棣縣、濰坊臨朐縣、棗莊滕州市和菏澤牡丹區(qū)的9個鄉(xiāng)鎮(zhèn)19個自然村；安徽省選擇六安金安區(qū)、阜陽臨泉縣、宿州埇橋區(qū)、黃山祁門縣和滁州鳳陽縣的10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)18個自然村。剔除有數(shù)據(jù)缺失、填寫錯誤的問卷,共獲得有效問卷935份。

(二)變量選取

1.被解釋變量。本文的研究對象是農(nóng)戶的承包地退出意愿。根據(jù)第二部分理論分析,將承包地退出劃分為經(jīng)營權退出和承包權退出。用“是否出租承包地”表征農(nóng)戶承包地的經(jīng)營權退出,以退地程度為標準將承包權退出劃分為部分退出與完全退出。因此,被解釋變量包括承包地的“經(jīng)營權退出”“承包權部分退出意愿”和“承包權全部退出意愿”。同時,本文還將承包權的退出意愿按程度劃分為3分變量,即“不愿意退出=0”“愿意部分退出=1”和“愿意全部退出=2”,作為穩(wěn)健性檢驗的被解釋變量。

2.關鍵解釋變量。“農(nóng)地確權”是本文的關鍵解釋變量,用農(nóng)戶“是否獲得土地承包證”表示,通過問卷訪問直接獲知。我國多個地區(qū)先后以試點形式為農(nóng)戶頒發(fā)土地承包證,使農(nóng)戶承包集體土地有了法定憑證。特別是新一輪確權制定了科學、規(guī)范的操作流程,對承包方代表、承包經(jīng)營權共有人、承包地塊等方面的情況和信息逐戶進行調(diào)查、核實,并按照農(nóng)村承包土地測繪技術規(guī)范對承包地塊進行統(tǒng)一測量、繪圖并標注編碼,形成承包土地地籍草圖進行實測公示確認,并完善承包合同、建立健全登記資料數(shù)據(jù)庫,使其賦權作用更明顯。2018年是全國農(nóng)村承包地確權登記頒證工作的收官之年，根據(jù)中央要求,各地要結合當?shù)氐脑圏c開展情況層層審核相關資料,確認無誤后逐級上報,建立健全土地承包經(jīng)營權登記簿后,再統(tǒng)一核發(fā)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權證書。也就是說,從確權、登記,到發(fā)放證書有一定的時間跨度。課題組在調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)各地仍有相當比例的農(nóng)戶土地承包證還未到手(1)2019年3月1日,中央農(nóng)村工作領導小組辦公室副主任、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部副部長韓俊在國新辦新聞發(fā)布會上表示,農(nóng)業(yè)農(nóng)村部將在全國范圍內(nèi)組織開展承包地確權登記頒證“回頭看”工作。通過“回頭看”,全面排查證書有沒有發(fā)到農(nóng)戶,確權過程中有沒有存在突出的矛盾等問題。。由于土地承包證是農(nóng)戶享有土地權利的物化證明,也是農(nóng)地確權完成的最終標志，因此本文用“是否獲得土地承包證”衡量農(nóng)地確權,并分析其在農(nóng)戶承包地退出意愿方面的影響。

3.控制變量。參考劉同山、李榮耀等關于承包地退出的相關研究[36-37],本文的控制變量包括農(nóng)戶的性別、年齡、受教育年限、健康狀況、家庭規(guī)模、是否有家人在城市定居、勞動力比例、農(nóng)業(yè)收入占比、是否調(diào)整過承包地以及承包地經(jīng)營規(guī)模等。由于農(nóng)戶土地調(diào)整經(jīng)歷以及位置、面積的變化都可能影響其退出意愿,所以還在控制變量中加入“承包地是否調(diào)整過”。入戶訪問涉及江蘇、山東和安徽3個省份,為減少地理位置差異對回歸結果的影響,還設有控制省份變量，各變量及說明見表1。

(三)描述性統(tǒng)計

由表1可知,對于經(jīng)營權退出,28%的農(nóng)戶家中有土地出租。如果一次性給予40年本村最高租金,50%的農(nóng)戶愿意退出部分承包地,34%的農(nóng)戶愿意退出全部承包地。不難看出,在退出補償?shù)轿坏那闆r下,有相當比例的農(nóng)戶愿意永久放棄一部分或者全部的土地承包權,并且與全部退出相比,農(nóng)戶更愿意退出部分承包地。由于農(nóng)地確權工作的全面推行,大部分調(diào)查農(nóng)戶已經(jīng)持有土地承包證,但是仍有10%的證書尚未發(fā)放到農(nóng)戶手中。在已獲得土地承包證的農(nóng)戶中,有27%的農(nóng)戶的承包地被調(diào)整過。另外,從地區(qū)分布來看,江蘇省農(nóng)戶樣本占24.28%,山東省農(nóng)戶樣本占47.38%,安徽省農(nóng)戶樣本占28.34%。

三、模型設定

因為被解釋變量“經(jīng)營權退出”“承包權部分退出意愿”和“承包權全部退出意愿”都是2分變量，所以基準模型采用二值選擇的Probit模型。

首先，分析農(nóng)地確權對經(jīng)營權退出的影響，模型如下：

Cli=aCfi+βXi+ε1i

(1)

式中，Cli是農(nóng)戶的土地出租情況。當Cli=1時，農(nóng)戶家中有土地出租；當Cli=0時，農(nóng)戶家中無土地出租。Cfi為是否農(nóng)地確權，是模型的關鍵解釋變量。當Cfi=1時，農(nóng)戶已獲得土地承包證；當Cfi=0時，農(nóng)戶未獲得土地承包證。Xi是影響土地出租的其他因素，包含個人特征、家庭特征和承包地經(jīng)營狀況等11個控制變量；α和β是待估計變量系數(shù)，ε1i是隨機誤差項。

其次，分析農(nóng)地確權對承包權部分退出意愿和全部退出意愿的影響，模型如下：

Pi=λCfi+ηXi+ε2i

(2)

Ti=γCfi+θXi+ε3i

(3)

式中，Pi和Ti分別指承包權的部分退出意愿和全部退出意愿。Pi=1和Ti=1分別表示農(nóng)戶愿意退出部分土地承包權、農(nóng)戶愿意退出全部土地承包權；Pi=0和Ti=0分別表示農(nóng)戶不愿意退出部分土地承包權、農(nóng)戶不愿意退出全部土地承包權。λ、η、γ和θ是待估計變量系數(shù)，ε2i和ε3i是隨機誤差項。

最后，檢驗經(jīng)營權退出的遮掩效應，分析經(jīng)營權退出是否影響了農(nóng)地確權與承包權退出意愿的關系，模型如下：

Pi=aCfi+bCli+cXi+ε4i

(4)

(5)

式中，a、b、c、a′、b′和c′分別為待估計變量系數(shù)，ε4i和ε5i分別為隨機誤差項。本文借鑒溫忠麟等的中介效應檢驗方法[38]，提出以下檢驗經(jīng)營權退出的遮掩效應的流程：第一步，檢驗模型(2)、(3)中的系數(shù)λ、γ，若系數(shù)不顯著，則說明部分退出意愿模型和全部退出意愿模型中存在遮掩效應；反之，若系數(shù)顯著，則存在中介效應。但無論系數(shù)是否顯著，都要進行后續(xù)檢驗。第二步，先檢驗模型(1)中的系數(shù)α，再檢驗模型(4)、(5)中的系數(shù)b、b′。若α和b、α和b′兩組系數(shù)都顯著，則表明經(jīng)營權退出的間接效應顯著，轉(zhuǎn)到第四步檢驗；如果a和b、a和b'兩組系數(shù)中至少有一個不顯著，則進行第三步檢驗。第三步，用Bootstrap法分別直接檢驗H1：αb=0和H2：αb′=0，如果顯著，則繼續(xù)進行第四步檢驗；反之，如果不顯著，則表明間接效應不顯著，停止分析。第四步，檢驗模型(4)、(5)中的系數(shù)a、a′,如果不顯著，則表明直接效應不顯著，只有中介效應；如果顯著，則說明直接效應顯著，繼續(xù)進行第五步檢驗。第五步，比較αb和a、αb′和a′的符號，如果異號，則屬于遮掩效應，部分退出意愿模型、全部退出意愿模型中的間接效應與直接效應的比例的絕對值分別為：|αb/a|、|αb′/a′ |；如果同號，則按部分中介效應立論，部分退出意愿模型、全部退出意愿模型中的中介效應占總效應的比例分別為：αb/λ、αb′/γ。

四、實證結果與分析

在進行計量分析之前,需要先檢驗解釋變量的多重共線性和內(nèi)生性問題。利用Stata 16對自變量進行多重共線性檢驗,Coldiag2檢驗結果顯示,條件數(shù)為32.20,稍大于30,遠小于100,同時各變量之間的相關系數(shù)均小于0.4。這表明各解釋變量弱相關,并且存在程度較弱的多重共線性。從變量的解釋說明來看,對于農(nóng)戶的土地出租行為、是否愿意退出部分承包地和退出全部承包地而言,農(nóng)地確權屬于一項典型的外生政策沖擊,因此可以不考慮內(nèi)生性問題。

(一)農(nóng)地確權對經(jīng)營權退出的影響

從表2的回歸結果來看,農(nóng)地確權對農(nóng)戶承包地的經(jīng)營權退出有顯著的促進作用,假說1得到驗證。具體來說,土地流轉(zhuǎn)不僅能增加農(nóng)民收入,促進農(nóng)村勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移,而且農(nóng)戶不認為會永久失去土地,所以農(nóng)地確權一定程度上促進了農(nóng)戶退出土地經(jīng)營權。

從控制變量來看,年齡和城市定居對農(nóng)戶的土地出租行為有正向作用,均通過了0.1的顯著性水平檢驗。戶主年齡越大,家中有人在城市定居,農(nóng)戶更傾向于出租土地。農(nóng)戶的健康狀況、家庭的勞動力比例和農(nóng)業(yè)收入占比對土地出租行為有負向作用,且分別在0.1、0.05和0.01的水平上顯著。農(nóng)戶的健康水平越高、家庭的勞動力越多、農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例越大,農(nóng)戶出租土地就越少。農(nóng)業(yè)勞作屬于勞動密集型生產(chǎn)活動,較低的健康水平和較少的家庭勞動力不足以支撐農(nóng)戶參與生產(chǎn),所以農(nóng)戶更傾向于出租土地。當農(nóng)業(yè)收入是家庭的主要收入來源或者占總收入比例較高時,農(nóng)戶更愿意自己經(jīng)營承包地。

(二)農(nóng)地確權對承包權的部分退出意愿和全部退出意愿的影響

從表3的回歸結果來看,農(nóng)地確權對農(nóng)戶土地的承包權退出意愿產(chǎn)生了顯著的負向影響,假說2得到驗證。具體來看,無論是部分退出還是全部退出,農(nóng)地確權的系數(shù)都為負數(shù),且均通過0.01的顯著性水平檢驗,所以農(nóng)地確權顯著抑制了承包權的部分退出意愿和全部退出意愿。一方面,農(nóng)地確權是一個漸進的過程,確權時間的長短反映了政府的資源動員能力、市場化程度的差異,導致短期內(nèi)確權稟賦效應顯著,農(nóng)戶對退出承包權的損失與收益之間的權衡對其退出意愿產(chǎn)生負向作用;另一方面,農(nóng)地確權進一步強化了農(nóng)戶對于土地承包關系長久不變以及土地權屬觀念的轉(zhuǎn)變等,使得農(nóng)戶對自己承包的土地更加珍惜,相對于全部退出,更愿意只退出部分承包權。

從控制變量來看,受教育年限促進了農(nóng)戶的部分退出意愿,戶主年齡和是否在城市定居對部分退出意愿和全部退出意愿均有顯著的正向作用。家庭規(guī)模抑制了農(nóng)戶的退出意愿,家庭規(guī)模越大,越不愿意退出土地。

(三)經(jīng)營權退出的遮掩效應分析

表3的回歸結果表明,農(nóng)地確權顯著地抑制了農(nóng)戶土地承包權的部分退出意愿和全部退出意愿，即模型(2)、(3)中的系數(shù)λ、γ顯著，所以初步判斷模型存在中介效應。由表2結果可知，農(nóng)地確權顯著地促進了農(nóng)戶的經(jīng)營權退出，即模型(1)中的系數(shù)α顯著。由表4的結果可知，在部分退出意愿模型和全部退出意愿模型中分別加入變量“經(jīng)營權退出”后，農(nóng)地確權對經(jīng)營權退出無顯著影響，即模型(4)、(5)中的系數(shù)b、b′不顯著，所以需要用Bootstrap法檢驗H1：αb=0和H2：αb′=0。

表4 經(jīng)營權退出的遮掩效應檢驗

利用Bootstrap法檢驗遮掩效應，結果發(fā)現(xiàn)：對于部分退出意愿模型(α=0.276、b=0.069和a=-0.441)，在99%的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，即系數(shù)乘積αb在0.01的水平上顯著，所以間接效應顯著；對于全部退出意愿模型(α=0.276、b′=0.046和a′=-0.522)，在90%的置信區(qū)間內(nèi)不包含0，即系數(shù)乘積αb′在0.1的水平上顯著，所以間接效應顯著。比較αb和a、αb′和a′的符號，得出結論：經(jīng)營權退出具有遮掩效應，假說3成立。具體來看：(1)αb、αb′均大于零，a、a′均小于零，即αb和a、αb′和a′異號；(2)農(nóng)地確權對農(nóng)戶土地承包權的部分退出意愿、全部退出意愿的總效應λ(-0.418)、γ(-0.504)的絕對值小于直接效應a(-0.441)、a′(-0.522)的絕對值；(3)間接效應與直接效應的比例的絕對值分別為：0.043、0.024。由此可知，控制經(jīng)營權退出會增大農(nóng)地確權對承包權退出意愿的作用力。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述回歸結果的可靠性,需要重新界定被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗。本文選取的是按退出程度將農(nóng)戶的承包地退出意愿劃分為“不愿意退出=0”“愿意部分退出=1”和“愿意全部退出=2”,并使用有序Probit模型進行檢驗。表5的結果表明,將農(nóng)戶的承包地退出意愿劃分為3分變量作為穩(wěn)定性檢驗的替換被解釋變量,農(nóng)地確權對農(nóng)戶的承包地退出意愿仍有顯著的抑制作用,所以農(nóng)地確權對農(nóng)戶承包地退出意愿的回歸結果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗:有序Probit模型

五、結論與建議

本文基于蘇、魯、皖三省935個農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù),利用Probit模型實證分析農(nóng)地確權對農(nóng)戶承包地退出意愿的影響。結果發(fā)現(xiàn),農(nóng)地確權促進了農(nóng)戶承包地的經(jīng)營權退出,但是抑制了承包權退出。進一步分析發(fā)現(xiàn),土地經(jīng)營權退出在農(nóng)地確權對承包權退出意愿的影響中具有遮掩效應。具體而言,對于部分退出承包地,農(nóng)地確權顯著抑制了農(nóng)戶土地的承包權退出意愿;對于全部退出承包地,農(nóng)地確權也有顯著的抑制效應。農(nóng)地確權后,農(nóng)戶一旦選擇流出自己的土地,即只退出經(jīng)營權,就不會輕易選擇退出土地的承包權?；谏鲜鼋Y論,本文提出以下幾點建議:

第一,聯(lián)動考慮經(jīng)營權退出和承包權退出,統(tǒng)籌推進農(nóng)村土地相關領域改革。農(nóng)地確權給予了農(nóng)戶享有土地權利的合法保障,對其承包地處置行為產(chǎn)生了正反兩個維度的影響。農(nóng)戶在已選擇流轉(zhuǎn)土地時,其退出土地承包權的意愿會相應降低。因此,要系統(tǒng)評估農(nóng)地確權的制度績效,完善土地流轉(zhuǎn)相關制度設計,不單純把土地流轉(zhuǎn)規(guī)模及比重作為考核指標。要充分評估經(jīng)營權退出對農(nóng)戶退出土地承包權意愿的影響,完善農(nóng)村土地承包權退出的政策設計和實施辦法,正確引導農(nóng)戶自愿有償退出農(nóng)村承包地。

第二,進一步放活土地經(jīng)營權,推進農(nóng)地產(chǎn)權市場化。一方面,繼續(xù)完善承包地“三權分置”制度,明確土地經(jīng)營權的權能邊界,探索經(jīng)營權多元化市場實現(xiàn)形式;另一方面,土地產(chǎn)權交易市場的高效運行離不開規(guī)范的交易程序、有效的信息平臺和完備的交易手續(xù)。要進一步加大政府部門“放管服”改革力度,規(guī)范政府在土地產(chǎn)權交易中的引導行為,更好地發(fā)揮農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地的主觀能動性,逐步推進農(nóng)地產(chǎn)權市場化。

第三,結合退地農(nóng)戶的差異化訴求,切實保護農(nóng)民的土地承包權。各地經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)戶分化和家庭收入來源等方面的不同,會導致農(nóng)戶對退地補償?shù)姆绞健藴实却嬖诓町惢V求。要充分考慮農(nóng)戶的實際需求,做到補償方式多元化、補償標準差異化。要加快研究第二輪農(nóng)村土地承包到期后土地怎么延包、農(nóng)民的利益如何保障等核心問題,制定農(nóng)村土地承包關系接續(xù)銜接政策,確保農(nóng)村土地歸農(nóng)民集體所有、農(nóng)戶土地權益不受侵犯。

第四,推進相關領域改革,完善承包地退出的保障機制。統(tǒng)籌推進農(nóng)村土地制度、經(jīng)營制度、戶籍制度等相關領域改革,打通相關試點之間的堵點,加快建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展的體制機制和政策體系,促進有能力在城鎮(zhèn)穩(wěn)定就業(yè)和生活的進城農(nóng)戶市民化。同時,充分考慮勞動力轉(zhuǎn)移情況,拓寬進城落戶農(nóng)民的就業(yè)渠道,推進教育、就業(yè)、社保、醫(yī)療、住房等領域配套改革,不僅為退地農(nóng)戶獲得穩(wěn)定的收入提供保障,還要完善承包地退出的社會保障機制,保證退地農(nóng)戶在社保等方面享受與城鎮(zhèn)居民同等化權利。