乡村振兴背景下农户土地承包权退出意愿及影响因素研究——基于上海459户农户的实证分析

马 佳，薛信阳，杨德利*

(1上海市农业科学院农业科技信息研究所，上海201403；2上海海洋大学经济管理学院，上海201306)

1 问题的提出

伴随着城镇化和工业化的快速推进，越来越多的农户到城市定居或成为兼业农户，农户角色开始分化[1]。同时，人地紧张矛盾也在加剧，上海市作为典型案例，土地资源正变得更加稀缺。上海农村人均占有耕地面积较少，除崇明区外，其他郊区农民人均承包地面积约为667 m2[2]。对上海农村进行农户土地承包权退出意愿研究，既有研究条件也有研究需求，研究条件在于上海农户对土地依赖程度日趋减弱，农民收入结构中经营净收入占比不断缩小。根据《上海统计年鉴2017》，2016年上海农村常住居民人均可支配收入结构中，占比由大到小依次是工资性收入(74.2%)、转移性和财产性收入(20.4%)、家庭经营纯收入(5.4%)。此外，上海经济发展程度高，非农就业机会相对较多，可以为退地农户提供多样化的收入来源。因此，农户具备脱地进城的条件。研究需求方面，从政府层面讲，当前我国正在实施乡村振兴战略，土地适度规模经营是其中一项重要内容，2012年至今的中央“一号文件”中也被反复强调。2017年《上海市土地利用和保护“十三五”规划》指出：“促进农业现代化建设、适度规模经营和产业结构调整”，可见上海市在发展都市现代农业过程中，同样需要将细碎化的土地进行有效的集中。从农户层面讲，现有调研表明长三角地区具有潜在脱地意愿的农户，明确表态愿意退出的农户已达13以上[3]。

对上海市土地承包权退出意愿及其影响因素进行研究具有重要意义。当前，上海正在全力推进“五大中心”和社会主义现代化国际大都市建设，而乡村振兴事关上海城市发展全局。作为推动乡村振兴战略的重要举措，农村土地制度改革是上海农村改革的重点领域，同时也是需要加大改革探索力度的重要方面。本研究旨在通过对上海农户土地承包权退出意愿调研数据进行分析，了解农户退地意愿和主要影响因素，为上海土地承包权退出机制的设计提供参考，为上海乡村振兴战略提供有力的理论支撑，同时也为超大城市郊区的乡村振兴举措积累经验。

2 文献回顾

国内外关于农户土地都有较多的研究，由于土地制度存在本质性差别，在土地配置相关研究方面，国外研究主要集中在土地权属交易、土地流转租赁等土地配置途径方面，此外，影响土地配置的影响因素也有较多涉及。事实上，土地流转和租赁现象在各国具有普遍性[4]，农户作出土地流转和租赁的决策受到多种因素的影响，如土地流转成本、农资价值、农业基础设施等[5-6]。此外，还有对土地流转效率的测定[7]。相反，根据Federico[8]的研究，在土地权属交易方面，农地交易量却比较小。学者们在对原因的分析中发现：农户特征(教育、年龄和农地规模等)、农业与其他行业的比较收益率、政府政策、后代继承等因素影响了农地买卖[9-12]。

国内土地承包权退出的研究伴随着城镇化和工业化引致的农户分化而产生。研究主要集中在土地承包权退出的法理依据研究、退出机制研究、农户退出意愿及影响因素研究等方面。

土地承包权退出的法理依据与退出机制。伴随着我国城镇化和工业化的推进，农民收入结构发生质的变化，“不以农为主”、“不以农为业”、“不以农为生”的现象成为常态[13]。土地权属的适度集中是我国现代农业发展的一个长期趋势，对土地承包权退出存在较大需求的发达地区，政策应予以跟进[3]。对土地承包权退出的讨论，首先要明确其法理依据，杜文骄等[14]认为当前以户为权利主体的土地承包权制度安排存在学理上的不正当性，建议改为以集体经济组织的成员权为基础，非农业经营群体应退出土地承包经营权。当然，土地承包权退出离不开退出机制设计，这不仅是现实需求，更是制度反思和政策考量的结果[15]，其中机制设计的重点大多聚焦于农户承包地退出程序、经济补偿、社会保障和引力机制的设计等方面[16-19]。学者在深化土地承包权退出研究的同时，国家也开始土地承包权退出的试点工作，郭晓鸣等[20]在介绍四川省内江市改革做法的基础上，总结了基本经验和意义。值得注意的是，2016年印发的《关于完善农村土地所有权承包权经营权分置办法的意见》中，“三权分置”改革为学者开展更加深入和细致的研究提供了条件。

关于农户土地承包权退出意愿及其影响因素分析的研究。(1)农户土地承包权退出意愿。学者们通过实地调研，表明有承包权退出意愿的农户具有普遍性，样本农户分布于全国各地[13,21-24]。(2)农户土地承包权退出意愿的影响因素。不同的农户具有不同的诉求，这就决定了不同的先决条件对农户土地承包权退出意愿具有不同的影响，高佳等[21]询问“土地承包权退出意愿”和“满意补偿条件下农户土地承包权退出意愿”，得到肯定回答的比例后者远远高于前者。此外，不同的补偿条件也会产生不同的效果，龙开胜等[25]调研发现，“有可靠的社会保障”条件下农户放弃承包地意愿要高于“在政府或集体无偿提供新住宅”条件下农户放弃承包地意愿。影响农户退地的影响因素多种多样，主要可以分为农户个体特征、农户家庭特征、农户家庭资源禀赋特征、农户认知特征、社会保障特征等几大类。刘同山等[26]、王兆林等[27]分析了农户分化、不同农户类型、城镇住房、土地依赖等因素对农户承包地退出的影响。

梳理文献也可发现，现有土地承包权退出意愿研究鲜有对退出意愿进行细分，本研究设置“无干预情况下农户土地承包权退出意愿”、“取消农业补贴情况下农户土地承包权退出意愿”、“获得可观收入情况下农户土地承包权退出意愿”三个因变量。首先，农业补贴在我国农业发展过程发挥着促进农业增产、农民增收等作用，“取消农业补贴”变量的设置既是对农业补贴制度改革的探索，也是对农业补贴政策现有作用的验证。其次，经济补偿是土地承包权退出补偿机制设计中的核心问题之一，设置“获得可观收入”将有利于了解农户对经济补偿的态度以及对“可观收入”心理预期。最后，将“无干预情况”加入，有利于与两种干预情况形成对比。此种分类研究将有助于为农户土地退出政策的制定提供多样化选择。此外，现有影响因素研究中鲜有将农户对农村发展满意度情况作为自变量考虑其中，从“理性人”假设的角度出发，农户把对农村发展的主观感受作为其评估退地时的考虑因素是成立的。因此，本研究在乡村振兴战略实施背景下，增加农户对农村发展满意度选项。

3 数据来源、变量选取与描述性统计

3.1 数据来源

数据来源于2018年3月对上海浦东新区、金山区、崇明区等3个郊区9个镇农户的调查。发放问卷480份，共计获取有效样本459份，有效率为96%。其中浦东新区样本分布在惠南镇、大团镇和老港镇，占样本量的29.6%；金山区样本分布在枫泾镇、朱泾镇和亭林镇，占样本量的36.2%；崇明区样本分布在堡镇、庙镇和港沿镇，占样本量的34.2%,样本量分布较合理。通过对农户退地意愿数据进行统计(表1)可知，三种条件下的农户土地承包权退出意愿是有区别的，在“无干预情况下”、“取消农业补贴情况下”和“获得可观收入情况下”愿意退出土地承包权的人数依次增多，其中，通过对“获得可观收入情况下”愿意退出土地承包权农户反馈的数据计算平均值，该“可观收入”每667 m2约为33.45万元(人民币，下同)。

表1 农户土地承包权退出意愿

3.2 变量选取及描述性统计

选取的变量分为四类，变量定义及描述性统计见表2。(1)户主人口特征。包括年龄、受教育年限和是否有非农就业经历。其中户主年龄平均值为59岁，符合上海农村现状；户主受教育年限平均值为8.7年，符合上海人均受教育水平较高的特征；户主非农就业经历的平均值为0.37，说明上海有非农就业经历的户主比例较小。(2)家庭特征。包括家庭总收入、家庭承包经营地面积、流入农地数、流出农地数和所在集体是否有集体性经营资产。其中家庭总收入平均值为7万元，结合被调研农户的家庭平均人口数计算得出的家庭人均纯收入与官方公布数据基本相符；家庭承包地面积平均值为4 002 m2(6亩)，主要是因为被调查的户主包含家庭农场主。(3)土地确权认知。包括对确权登记工作的满意度、土地确权能否促进土地流转和土地确权能否促进就业增收。(4)农村发展满意度，即对政府的惠农政策满意度。

表2 变量定义及描述性统计

4 实证分析

4.1 研究方法

农户土地承包权退出意愿可以分为两类：愿意和不愿意。根据前人研究经验，二元Logistic模型最适于解决此选择问题，遂建立如下回归模型，其中假设农地退出的方式有n种：

(1)

logit(p)=α+β1x1+…+βnxn+ε

(2)

其中：α为常数项，β为解释变量的回归系数，ε为随机误差项。

4.2 Logistic模型回归结果与分析

以前述三个条件下农户土地承包权退出意愿作为因变量，利用软件Stata 13.0分别进行Logistic回归，得到模型一、模型二和模型三的回归结果(表3)。模型估计之前，对自变量进行了相关性检验。结果显示，仅有一组自变量之间的相关系数超过了0.5，绝大多数自变量之间的相关系数小于0.3，基本判断自变量之间不存在严重的多重共线性问题；模型拟合优度和整体显著性都较好。

4.2.1 户主人口特征对不同条件下农户土地承包权退出意愿的影响

户主年龄对农户土地承包权退出意愿有显著负向作用。该变量在模型一中通过了10%水平下的显著性检验，说明户主年龄越大，其土地承包权退出意愿越低。从社会学的角度来讲，年长的户主怀有更深的土地情结，土地的意义不仅是收入来源和生活保障，更是生活的重要组成部分。此外，年长的户主退地后缺乏必要的谋生手段，对原本稳定的生活构成了挑战。 而在模型二和模型三中，该变量没有通过显著性检验，原因在于两个前提条件会对现实中的正常生活带来两种截然不同的改变,基本不需要年龄来判断。

表3 回归结果

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著

户主非农就业经历对农户土地承包权退出具有负向显著影响。该变量在模型一和模型二中分别在5%和10%水平下通过显著性检验，说明在无干预情况下和“取消农业补贴”情况下，户主非农就业经历会显著影响其土地承包权退出意愿。对于农户来说，非农就业经历不仅仅意味着一种经历，更是一种替代农业经营收入的重要补充。伴随着新型城镇化和农业农业现代化进程的推进，必将有更多的农户来城市定居成为市民，在农民市民化过程中，农民再就业将成为一个不可回避的问题，直接关系到其生活质量。因此，在土地承包权退出问题上，户主势必将是否有非农就业经历作为其考量因素。但在模型三中，户主是否有非农就业经历没有通过显著性建议，主要原因在于其条件为“获得可观收入”，可观的预期收入可有效降低对生活不确定性的担忧。

4.2.2 家庭特征对不同条件下农户土地承包权退出意愿的影响

流入农地数在模型二中通过了1%的显著性检验，且系数为负，说明农户流入农地越多，土地承包权退出意愿越低。原因可能在于流入农地较多，越有可能达到适度规模经营，适度规模经营能更加有效的发挥农地的规模效应，使单位土地产出率和利润率高于一般农户，在此条件下，土地承包大户对农业补贴的依赖程度低于一般农户。该变量在模型三中通过了10%的显著性检验，但系数为正，说明农户流入农地数越多，土地承包权退出意愿越高。原因可能在于“可观收入”和适度规模经营能给农户带来相同的心理预期，在能达到相同心理预期的情况下，更倾向于选择获得可观收入。

流出农地数对农户土地承包权退出意愿具有负向显著影响。该变量在模型一和模型二中分别在5%和10%水平下通过显著性检验，说明在“无干预”情况下和“取消农业补贴”情况下，流出农地数会显著影响农户土地承包权退出意愿。可能的原因在于对于流出农地的农户来说，在考虑土地承包权退出意愿时，会权衡现有条件下以及土地承包权退出时的收益，与现有确定性的流转收益相比，农户对具有不确定的假设收益以及假设中的“取消农业补贴政策”更加谨慎，因此，更愿意维持现状，获得流转收益。

4.2.3 土地确权认知对不同条件下农户土地承包权退出意愿的影响

土地确权能否促进土地流转对农户土地承包权退出意愿具有负向显著影响。该变量在模型一和模型二中均在5%水平下通过了显著性检验，说明在“无干预”情况下和“取消农业补贴”情况下，认为土地确权能促进土地流转的农户其土地承包权退出意愿越低。原因或为在当前农地权能价值实现多样化的条件下，农户对农地价值预期也越来越高[3]，在农地产权制度改革的大背景下，农户对土地产权有了更深的了解，这也提高其对未来土地价值的预期，尤其是认为土地确权能促进土地流转的农户来说，对土地流转价值更多了一份期待。此外，乡村振兴战略的实施也提高了农户对未来农村发展的预期，综上，其退出意愿较低。

土地确权能否促进就业增收对农户土地承包权退出意愿具有正向显著影响。该变量在模型一和模型三中均在5%水平下通过了显著性检验，说明在“无干预”情况下和“获得可观收入”情况下，认为土地确权能促进就业增收的农户，其土地承包权退出意愿越高。如何及时就业以找到替代农业经营收入的其他收入来源，是退地农户面临的最现实的问题，同时也是权衡土地承包权退出前后生活水平的重要前提，对于认为土地确权能促进就业增收的农户来说，这不仅是一种积极心态，更是代表着对未来生活的乐观预期，因此相较其他农户，土地承包权退出意愿更高。

4.2.4 农村发展满意度对不同条件下农户土地承包权退出意愿的影响

农村发展满意度对农户土地承包权退出意愿具有显著负向作用。该变量在模型三中通过了5%水平下的显著性检验，说明农村发展满意度负向影响“获得可观收入情况下农户土地承包权退出意愿”。家庭联产承包责任制实行以来，我国农村面貌已经发生很大改观，农民共享改革开放成果的同时，有了更多的获得感，对农村发展的满意度也不断提高。同时，乡村振兴战略的实施，也让农民对未来农村发展有了更多期待。在此背景下，对农村发展满意度越高的农户，其土地承包权退出的意愿自然越低。而在模型一和模型二中，农村发展满意度没有通过显著性检验，原因可能在于农村良好发展趋势掩盖不了城乡巨大差距的现实，还不能够扭转农民对城市的向往。

鉴于加入农村发展满意度变量是一个创新之处，本研究以“对新型农村合作医疗的满意度”代替“对政府惠农政策的满意度”进行稳健性检验(表4)。可以看出，虽然显著性水平为10%，但“对新型农村合作医疗的满意度”在模型三中还是通过了显著性检验，再次表明对“获得可观收入情况下农户土地承包权退出意愿”有负向作用。而在模型一和模型二中，这一变量仍不显著。

表4 稳健性检验

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著

5 结论与政策启示

本研究通过459份农户调研数据发现，“无干预情况下”、“取消农业补贴情况下”和“获得可观收入情况下”愿意退出土地承包权的农户户数分别为103、151和165，分别占样本总数的22%、33%和36%，再次表明上海存在潜在退地意愿的农户，对土地承包权退出机制设计和政策出台具有重要意义，农业补贴在促进农民增收方面发挥着积极作用以及获得满意的经济补偿是农户退地的重要条件。实证分析表明：(1)在无干预情况下，土地确权能否促进就业增收对农户土地承包权退出意愿具有正向显著影响，户主年龄、户主非农就业经历、流出农地数、土地确权能否促进土地流转对土地承包权退出意愿有负向显著影响。(2)在取消农业补贴情况下，户主非农就业经历、流入农地数、流出农地数和土地确权能否促进土地流转对农户土地承包权退出具有负向显著作用。(3)在获得可观收入情况下，流入农地数、退地确权能否促进就业增收对农户土地承包权退出具有正向显著影响，对政府惠农政策满意度负向显著影响农户土地承包权退出意愿。“对政府惠农政策满意度”的稳健性检验结果仍旧显著。

基于研究结论，得出几点政策启示：第一，在现有基础上完善政策设计，实现有条件的农户有序退地。一方面，经济补偿是土地退出补偿机制中的重要组成部分，要在经济补偿的机制构建和政策设计方面反复论证，保障农户退地后有可靠的经济收入；另一方面，要加快建设退地农户的社会保障机制，保障农户退地后的基本生活水准。土地退出机制的设计要至少满足农户退地后收入水平不下降和生活水平不降低两个条件。第二，加快推进土地确权工作，进一步激活农地财产权。明晰土地产权是农户土地承包权退出的基础，加快土地确权有利于进一步激活土地财产权，提高农户土地收益，结合前述“土地确权能否促进就业增收正向影响农户土地承包权退出意愿”的结论，土地确权工作将加快农户土地承包权退出进程，从而更有效的推进农业适度规模经营，加快乡村振兴和农业农村现代化进程。第三，持续加大农村发展支持力度，使农民有更多获得感。尽管在模型三中对农村发展满意度负向影响农户退地承包权退出意愿，但是在无干预情况下，前者对后者并无显著影响。所以，不应也不能将“对农村发展满意度”和“农户土地承包权退出意愿”看作一对矛盾体，相反，要在现有基础上，持续增加对农村发展的支持力度，提高农村发展水平，不断缩小城乡发展差距，在二者可能成为一对矛盾体之前，统筹推进城乡融合，最终实现乡村振兴。