張朝陽,趙欽棟,宋春曉

(河南農業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院,鄭州 450046)

一、問題提出與文獻綜述

在統(tǒng)籌推進農業(yè)現(xiàn)代化與城鄉(xiāng)融合發(fā)展的過程中,農民“離鄉(xiāng)不棄農、進城不退地”已成為普遍現(xiàn)象,扭曲的人地關系矛盾愈發(fā)突出[1]。自2014年以來,我國已有1.3億農業(yè)人口轉向城鎮(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,土地的低效率經(jīng)營甚至撂荒現(xiàn)象日益嚴重[2]。同時,土地細碎化、分散化問題長期存在,嚴重阻礙以規(guī)?；⒓s化為主要特征的農業(yè)現(xiàn)代化的順利實現(xiàn)[3]。隨著“三權分置”改革的實施,國家對農村土地經(jīng)營權流轉和發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營開始高度重視,但受地租上漲、經(jīng)營風險增加、土地非農非糧化生產(chǎn)等原因,農地流轉政策并沒有達到預計的效果。2015年《國務院辦公廳關于加快轉變農業(yè)發(fā)展方式的意見》中提出要開展土地承包權有償退出試點,引導有穩(wěn)定非農就業(yè)收入且長期在城市居住生活的農民自愿退出土地承包權。在總結試點經(jīng)驗的基礎上,2021年中央一號文件提出“保障進城落戶農民土地承包權,研究制定依法自愿有償轉讓的具體辦法”的改革目標。因此,探索研究農村土地承包權有償退出機制,成為當前農村土地制度改革的重要內容。

此外,以農民老齡化為特征的農業(yè)勞動力代際轉換危機問題日益突出[4]。雖然經(jīng)濟社會的快速發(fā)展創(chuàng)造了大量的非農業(yè)就業(yè)崗位,但農村地區(qū)仍有大量非農就業(yè)能力不足的中老年勞動力難以轉移到城市就業(yè),只能繼續(xù)留守農村從事農業(yè)生產(chǎn)。由于老年農民成長階段參與務農時間較長,從而造成了長期對農業(yè)生產(chǎn)的依賴[5]。再加上我國農村社會保障制度的保障力度依舊較弱,土地往往承載了農戶賴以生存的社會保障功能,從而被許多學者認為是抑制農戶轉出農地的重要因素[6-7]。農業(yè)老齡化經(jīng)營問題一定程度上造成了農業(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民自愿有償退出土地承包權,不僅可以解決當前農業(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給職業(yè)農民、年輕農民承包,從而促進新型農業(yè)經(jīng)營主體的發(fā)展[9]。

已有文獻研究主要關注以下幾個方面:(1)黎潔、高佳等學者聚焦于土地承包權退出意愿的影響因素研究,分析了戶主特征、家庭經(jīng)濟特征、產(chǎn)權認知和土地特征等對農戶土地承包權退出決策的影響程度[10-11]。(2)劉同山、董歡、佘明龍等學者探索研究了國內部分土地有償退出試點的實踐經(jīng)驗,總結了寧夏平羅、四川內江、重慶梁平、浙江嘉興等土地有償退出試點的實踐改革經(jīng)驗[12-15]。(3)在對構建土地承包權退出機制及具體實施路徑的研究上,余澳、余曉洋等學者構建了較為完整的土地承包權退出機制[16-17],關于代際差異的研究主要集中在對農戶土地流轉意愿、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)關于土地承包權退出意愿的研究往往將農民視為同質群體,忽視了不同代際農戶土地承包權退出意愿的差異。(2)各個土地有償退出試點地區(qū)的實踐模式都有所不同,不能大規(guī)模進行全國推廣。(3)缺乏探討不同代際群體農戶退出土地承包權之時的補償訴求差異。鑒于此,本文進一步細化農戶群體,分析不同代際農戶土地承包權退出意愿,并進一步分析不同代際農戶退出土地承包權之時不同的補償訴求,為推動以適度規(guī)模化生產(chǎn)為目標的農業(yè)現(xiàn)代化的實施提供決策參考。

二、理論分析與研究假設

德國社會學家卡爾·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]。處于同一代群內的個體具有相似的價值認知和行為態(tài)度,但處于不同代群內的個體則在價值認知和行為態(tài)度上存在著明顯的差異[22-23],這為探究不同代際農戶的土地承包權退出意愿及退出補償方式選擇提供了理論依據(jù)。根據(jù)相關研究文獻,將代際差異對價值認知和行為態(tài)度的影響進行分解,總結出不同代群之間的差異是時代效應、代效應與年齡效應共同作用的結果[19,21-22]。由于時代效應是指環(huán)境對農戶價值認知和行為態(tài)度的混合影響,因此僅考慮后兩種效應。代效應是指因社會環(huán)境變遷從而導致不同代群之間在行為認知上存在差異[23]。借鑒王金枝、劉丹等學者的相關研究[24-25],本文以1965年和1980年作為劃分界限,將戶主是1980年之后出生的農戶定義為新生代農戶;戶主是1965-1980年之間出生的農戶定義為中生代農戶;戶主是1965年之前出生的農戶定義為老一代農戶。對于新生代農戶來說,他們在人生成長過程中經(jīng)歷了我國經(jīng)濟社會快速發(fā)展階段,從而價值認知和行為態(tài)度與老一代農戶完全不同。年齡效應則與個體經(jīng)歷事件無關,單指個體在成長過程中年齡差異對自身成熟度等特質造成的影響[26]。對于老一代農戶來說,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高于新生代農戶。

(一)代際差異對農戶土地承包權退出意愿的影響

不同代際農戶由于行為認知和風險偏好的不同,因此在土地承包權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農,一定程度上造就了務農的偏好,其對農村土地具有深厚的感情基礎[28]。同時由于已處于生命周期的衰退期,其風險承擔能力較弱,雖然農業(yè)生產(chǎn)的效益較低,但是依舊不愿意退出土地承包權[4];對于中生代來說,其成長階段長期在城市中務工,但農忙時節(jié)依舊會返回農村從事農業(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,又對農村擁有深厚的鄉(xiāng)土情結。同時由于正處于生命周期的成熟階段,其擁有一定的經(jīng)濟基礎和風險承擔能力,因此其土地承包權退出意愿與家庭經(jīng)濟特征有著直接的關聯(lián);對于新生代來說,其成長階段伴隨著“義務教育”的普及,受教育程度相對較高,接受新生事物的能力較強,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,風險承擔能力相對較高,因此更愿意退出土地承包權前往城市生活。

農戶退出土地承包權的基本條件是農業(yè)收入占比足夠低,非農收入占比足夠高[31]。對于老一代來說,隨著年齡的增長非農就業(yè)能力逐漸喪失,不能夠依靠非農收入維持生計,因此老一代農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。對于中生代來說,有著相對較強的非農就業(yè)能力,非農收入為家庭收入的主要來源,但多數(shù)農戶只能從事簡單的體力勞動工作,非農就業(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。但如果非農就業(yè)相對穩(wěn)定,并有著穩(wěn)定的非農收入,那么中生代農戶土地承包權退出意愿就會提高,因此其土地承包權退出意愿與非農收入的穩(wěn)定性有著直接的關聯(lián)。對于新生代來說,受教育程度相對較高,因此其非農就業(yè)能力就相對較強,從事非農就業(yè)的工作也相對穩(wěn)定,非農收入的效益也相對較好,能夠長期依賴非農收入[33],因此土地承包權退出意愿就相對較高?；谏鲜龇治?提出以下研究假設。

H1:農戶代際差異會顯著影響農戶土地承包權退出意愿。

H2:非農收入會顯著影響農戶土地承包權退出意愿。

H3:代際差異通過影響農戶的非農收入,進而影響農戶土地承包權退出意愿。

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

圖1 代際差異對農戶土地承包權退出意愿影響的分析框架

(二)代際差異對農戶土地承包權退出補償方式選擇的影響

由于不同代際農戶在價值觀認知和行為態(tài)度方面存在著顯著的差異[19],因此不同代際農戶在土地承包權退出補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換取社保,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,那么老一代農戶也愿意退出土地承包權。而對于新生代農戶來說,大多數(shù)都以非農就業(yè)為主,長期在城市務工生活也造就了與老一代農戶價值觀及認知上的差異,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期,如果可以將承包地換取現(xiàn)金補償或是換取城鎮(zhèn)住房就業(yè)的機會,那么年輕農戶就愿意離開農村前往城市生活,從而愿意退出土地承包權?；谏鲜龇治?提出以下研究假說:

H4:農戶代際差異會顯著影響農戶土地承包權退出補償方式的選擇。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設定

(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)?；a(chǎn)為目標的土地承包權退出機制研究”于2020年至2022年對全國范圍內的18個縣區(qū)進行的實地問卷調查。具體來說,選取了9個土地有償退出試點市(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、四川省內江市、貴州省湄潭縣、寧夏回族自治區(qū)平羅縣、內蒙古自治區(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)中隨機抽取1～2個自然村,每個自然村中隨機選取一定數(shù)量的農戶進行調研,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,問卷達成率為92%,農戶地區(qū)分布情況見表1。

表1 農戶樣本分布情況

(二)統(tǒng)計分析

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

表2 農戶土地承包權退出意愿及退出補償方式選擇統(tǒng)計情況

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

(三)變量選取

1.被解釋變量:土地承包權退出意愿及退出補償方式選擇。借鑒何雄偉等學者的研究[32],將土地承包權退出意愿(Y1)設置為“0=不愿意;1=不確定;2=愿意”三類。將土地承包權退出補償方式(Y2)設置為“1=以承包地換現(xiàn)金補償;2=以承包地換社保補償;3=以承包地換股份補償;4=以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”四類。由于退出補償方式為多分類選擇變量,因此本文選擇“以承包地換現(xiàn)金補償”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部決策起決定性作用,因此借鑒王金枝等[24]、劉丹[25]等學者的相關研究,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,則為老一代農戶,代際差異取值為3。

3.中介變量:戶主年均非農收入。由于戶主往往是家庭收入來源的主要貢獻者,因此選取戶主的年均非農收入(M1)作為代際差異影響土地承包權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戶土地承包權退出意愿及退出補償方式選擇的影響,基于黎潔等[10]、高佳等[11]、何雄偉等[35]、劉同山等[36]的相關研究,選取戶主特征、家庭社會經(jīng)濟特征、土地特征等3個維度11個控制變量。具體變量設定及賦值見表3。

表3 變量定義及描述性統(tǒng)計

(四)模型設定

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

(1)

式(1) 可以進一步轉化為:

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

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。由于土地承包權退出補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退出補償方式選擇的因素[38],則可建立土地承包權退出補償方式的多元無序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)濟特征和土地特征。Y2為因變量土地承包權退出補償方式的選擇;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“以承包地換現(xiàn)金補償”的退出補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退出補償方式進行回歸估計,以此分析不同代際農戶土地承包權退出補償方式選擇的差異性。

四、回歸結果與實證分析

(一)農戶土地承包權退出意愿的回歸結果

1.基準回歸結果。表4所示為代際差異對農戶土地承包權退出意愿影響的回歸結果,需要說明的是,表4中模型對應的膨脹系數(shù)(VIF)均小于10,說明自變量不存在嚴重的共線性問題。從表4的回歸結果可以看出,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戶土地承包權退出意愿具有顯著影響,研究假設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退出意愿的影響并不顯著。家庭社會經(jīng)濟特征中,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;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;農業(yè)收入占比通過了10%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.191,這表明家庭農業(yè)收入占比越高越不愿意退出土地承包權;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退出意愿較低。土地特征中,耕地質量通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.458,這說明擁有耕地質量較高的農戶土地承包權退出意愿較低;耕地流轉情況通過了1%的顯著性檢驗,系數(shù)為-0.325,這說明在當前缺乏有效的土地承包權退出補償機制時,相比于退出土地承包權,農戶更愿意流轉土地經(jīng)營權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,根據(jù)經(jīng)驗來說,農戶擁有耕地面積越大,越有利于實現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營,此外農戶擁有更多的耕地可能享受到更多相關惠農政策,從而越有可能不愿意退出土地承包權。

2.不同代際農戶土地承包權退出意愿影響因素的回歸結果。基于表4回歸結果,農戶代際差異會顯著影響土地承包權退出意愿。因此,本文對新生代、中生代、老一代農戶進行分組回歸,估計結果見表5。

表4 代際差異對農戶土地承包權退出意愿影響的估計結果

表5 不同代際農戶土地承包權意愿影響因素的估計結果

對于新生代農戶來說,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向影響農戶的土地承包權退出意愿,而戶主的受教育程度會顯著正向影響農戶的土地承包權退出意愿。家庭社會經(jīng)濟特征中,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,農戶的土地承包權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,農戶的土地承包權退出意愿會明顯下降。土地特征中,耕地質量和耕地流轉情況分別10%和1%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.383和-0.470,表明耕地質量越高或者耕地部分或全部流轉,農戶的土地承包權退出意愿將會明顯降低。

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

對于老一代農戶來說,家庭社會經(jīng)濟特征中,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,會顯著降低農戶的土地承包權退出意愿;而年均收入越多以及擁有城鎮(zhèn)住房,會顯著提高農戶的土地承包權退出意愿。土地特征中,耕地質量和耕地流轉情況分別通過了5%和10%的顯著性檢驗,系數(shù)分別為-0.508和-0.336,表明耕地質量和耕地流轉情況均顯著負向影響農戶的土地承包權退出意愿。

(二)代際差異對農戶土地承包權退出意愿影響的機制分析

根據(jù)理論分析可知,代際差異通過戶主年均非農收入影響土地承包權退出意愿。但是,上述機制是否存在還需要進一步論證。運用中介效應模型進行論證,結果見表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退出意愿和戶主年均非農收入都有著顯著的負向影響。將代際差異和戶主年均非農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退出意愿有著顯著的負向影響,而戶主年均非農收入在1%的顯著性水平上對土地承包權退出意愿有著顯著的正向影響,研究假設H2得以驗證。但是代際差異回歸系數(shù)的絕對值(0.181)較基準回歸結果(0.207)有所減小,借鑒相關學者驗證中介效應的研究[39],可以看出戶主年均非農收入存在著部分中介效應,研究假設H3得以驗證。同時,本文采用Bootstrap檢驗法進一步驗證戶主年均非農收入的中介效應。結果顯示直接效應(-0.182)和間接效應(-0.025)系數(shù)均顯著為負,再次說明了戶主年均非農收入存在部分中介效應,表明上述中介效應的結果分析是穩(wěn)健的。

表6 代際差異對農戶土地承包權退出意愿影響的機制分析

(三)不同代際農戶土地承包權退出補償方式選擇的差異

表7所示為代際差異對土地承包權退出補償方式選擇影響的回歸結果。由表7可以看出,在以“以承包地換現(xiàn)金補償”的參照下,代際差異對“以承包地換社保補償”0“以承包地換股份補償”和“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的土地承包權退出補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“以承包地換社保補償”和“以承包地換股份補償”的土地承包權退出補償方式的選擇,代際差異顯著負向影響“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的土地承包權退出補償方式的選擇,由此研究假設H4得以驗證。

表7 代際差異對農戶土地承包權退出補償方式選擇影響的估計結果

在戶主特征中,性別對“以承包地換社保補償”和“以承包地換股份補償”的土地承包權退出補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“以承包地換現(xiàn)金補償”,女性農戶更傾向于選擇“以承包地換社保補償”和“以承包地換股份補償”。受教育程度對“以承包地換社保補償”的土地承包權退出補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“以承包地換現(xiàn)金補償”,受教育程度越高的農戶更不愿選擇“以承包地換社保補償”的土地承包權退出補償方式。

在家庭社會經(jīng)濟特征中,人口總數(shù)對“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的補償方式選擇呈現(xiàn)顯著的正向影響,表明相較于“以承包地換現(xiàn)金補償”,家庭人口總數(shù)越多的農戶越愿意選擇“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的土地承包權退出補償方式。農業(yè)收入占比對“以承包地換社保補償”的補償方式選擇呈現(xiàn)顯著的正向影響,表明相較于“以承包地換現(xiàn)金補償”,農業(yè)收入占比越高的農戶越愿意選擇“以承包地換社保補償”的退出補償方式。是否擁有城鎮(zhèn)住房對“以承包地換社保補償”和“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的土地承包權退出補償方式選擇呈現(xiàn)顯著的負向影響,表明相較于社保補償和城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償,擁有城鎮(zhèn)住房的家庭更愿意選擇“以承包地換現(xiàn)金補償”的方式。相較于“以承包地換現(xiàn)金補償”的土地承包權退出補償方式,是否擁有老人會顯著的正向影響“以承包地換社保補償”的補償方式選擇,顯著負向影響“以承包地換股份補償”和“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的補償方式選擇。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)量對農戶土地承包權退出補償方式選擇的影響并不顯著。

在土地特征中,耕地質量對“以承包地換股份補償”的土地承包權退出補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“以承包地換現(xiàn)金補償”,擁有耕地質量較差的農戶更愿意選擇“以承包地換股份補償”的土地承包權退出補償方式。耕地流轉情況對“以承包地換社保補償”和“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的土地承包權退出補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,這表明耕地流轉情況負向影響“以承包地換社保補償”的土地承包權退出補償方式的選擇,耕地流轉情況正向影響“以承包地換城鎮(zhèn)住房就業(yè)補償”的土地承包權退出補償方式的選擇。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退出補償方式選擇的影響依舊不顯著。

(四)異質性分析

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

從表8可以看出,對于沒有城鎮(zhèn)住房的農戶,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)住房的農戶,代際差異對其土地承包權退出意愿有著顯著的負向影響。

表8 代際差異對不同家庭社會經(jīng)濟特征農戶土地承包權退出意愿的回歸結果

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步確保估計結果的穩(wěn)健性,本文采用兩種策略檢驗代際差異對農戶土地承包權退出意愿影響的估計結果。首先,考慮到土地有償退出試點地區(qū)農戶土地承包權退出的意愿可能相對較高,因此抽取另外9個非試點調研縣區(qū)的641份樣本來檢驗代際差異對土地承包權退出意愿的影響。其次,通過替換模型的方法運用有序Probit模型檢驗代際差異對土地承包權退出意愿的影響。結果顯示代際差異均對農戶土地承包權退出意愿有著顯著的負向影響,由此說明代際差異對農戶土地承包權退出意愿影響的前述研究結果是穩(wěn)健的。

五、研究結論及政策建議

(一)研究結論

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

(二)政策建議

基于以上結論,并結合部分改革試點調研的實際情況,就土地承包權退出政策的進一步完善,提出如下建議:第一,適當擴大土地承包權退出群體。政策制定方面除鼓勵在城市中有穩(wěn)定非農就業(yè)人群之外,還應關注農村的老年群體,鼓勵老年群體自愿有償退出土地承包權,但也需要關注老年農戶退出土地承包權之后的生活保障問題。第二,建立多元化的土地承包權退出補償政策。政府要積極探索構建多元化的土地承包權退出補償政策,考慮農戶土地承包權退出補償訴求的差異性,進而引導不同群體農戶自愿有償退出土地承包權。第三,提高農村社會保障制度的保障水平。當前,農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退出政策的實施。因此,需要繼續(xù)加大農村社會保障制度建設的投入,切實提高農村居民的社會福利,以解除農民退出土地承包權的后顧之憂。