曹丹丘 丁志超 周 蒙 李 軍,2*

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究院，北京 100083；2.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

1 問題的提出

農(nóng)戶土地承包權(quán)退出是推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)和實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營的客觀要求，也是加快勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的必然路徑。為滿足農(nóng)民對土地由保障性功能向財產(chǎn)性功能轉(zhuǎn)變的需求，近年來，中央逐步探索建立農(nóng)村土地承包權(quán)退出機(jī)制。2014年《關(guān)于第二批農(nóng)村改革試驗(yàn)區(qū)和試驗(yàn)任務(wù)的批復(fù)》首次將農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)退出列為14個改革試驗(yàn)任務(wù)之一。2017—2019年連續(xù)3年中央“一號文件”均強(qiáng)調(diào)維護(hù)進(jìn)城落戶農(nóng)民土地承包權(quán)、宅基地使用權(quán)、集體收益分配權(quán)，引導(dǎo)進(jìn)城落戶農(nóng)民依法自愿有償轉(zhuǎn)讓上述權(quán)益。此項(xiàng)改革試點(diǎn)任務(wù)也得到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，現(xiàn)有研究成果主要集中于兩個方面。一是退出機(jī)制層面，研究者們主要圍繞退出的必要性[1]、退出補(bǔ)償[2]、退出模式[3]等方面進(jìn)行研究；二是農(nóng)戶決策層面，學(xué)者們從影響因素出發(fā)，聚焦于農(nóng)戶退出意愿影響因素與決策形成機(jī)理展開分析。通過文獻(xiàn)梳理，發(fā)現(xiàn)關(guān)于土地承包權(quán)退出意愿影響因素的研究結(jié)論存在較大差異，但鮮有研究針對結(jié)論差異原因做出深入探討。有鑒于此，本研究將對現(xiàn)有文獻(xiàn)的理論爭議進(jìn)行總結(jié)，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用薈萃回歸分析對現(xiàn)有文獻(xiàn)研究特征與研究結(jié)論的關(guān)系進(jìn)行分析，以探討土地承包權(quán)退出意愿相關(guān)實(shí)證研究的結(jié)論差異及分歧原因，對未來該領(lǐng)域的研究提供理論參考。

2 土地承包權(quán)退出意愿的理論爭議

回顧相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)學(xué)者對各地農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿進(jìn)行了大量調(diào)研，同時，通過構(gòu)建logit或probit回歸模型分析農(nóng)戶退出意愿的影響因素，進(jìn)而提出具有針對性的政策建議。但是，從研究結(jié)論來看，現(xiàn)有結(jié)論存在較大分歧，這不僅體現(xiàn)在退出意愿層面，還體現(xiàn)在退出意愿的影響因素層面。

那么，為何農(nóng)戶承包權(quán)退出意愿會存在如此顯著的差距？對此，學(xué)術(shù)界進(jìn)一步針對退出意愿的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。主要研究結(jié)論大致可總結(jié)為6個方面。一是個體特征因素，包括年齡、性別、受教育程度、是否參加養(yǎng)老保險、婚姻狀況、兼業(yè)情況等。其中，有研究表明，農(nóng)戶年齡對承包權(quán)退出意愿呈正向影響，主要原因是隨著農(nóng)民年齡的增長，其農(nóng)業(yè)勞動能力逐漸減弱，土地保障功能也隨之減弱，因此他們更傾向于退出土地，轉(zhuǎn)而轉(zhuǎn)戶參加城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險[11]。但另一部分研究發(fā)現(xiàn)，年齡對土地承包權(quán)退出意愿的影響呈正U型曲線，原因在于農(nóng)戶對土地保障功能的依賴程度隨年齡增強(qiáng)，退出意愿降低，但當(dāng)年齡達(dá)到一定程度，農(nóng)戶可能因?yàn)橹匾暥唐谑找娑敢馔顺龀邪鼨?quán)[12]。二是家庭特征因素，包括收入水平、城鎮(zhèn)住房、家庭撫養(yǎng)比以及家庭成員是否參加新農(nóng)保等。其中，針對城鎮(zhèn)住房對土地承包權(quán)退出意愿的影響存在較大爭議。一方面，有研究發(fā)現(xiàn)擁有城鎮(zhèn)住房會顯著提升農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿，原因在于當(dāng)農(nóng)戶退出土地承包權(quán)后，城鎮(zhèn)住房成為家庭進(jìn)入城鎮(zhèn)生活的住房保障，同時，由于擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶生活轉(zhuǎn)移成本相對較低，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶土地承包權(quán)退出[13]。但王常偉等[14]的研究發(fā)現(xiàn)，由于城鎮(zhèn)住房對承包權(quán)退出決策影響的財富效應(yīng)大于居住效應(yīng)，農(nóng)戶傾向于將農(nóng)地作為一種預(yù)期增值的資產(chǎn)而長期持有，導(dǎo)致城鎮(zhèn)住房不但沒有促進(jìn)農(nóng)戶的承包權(quán)退出意愿，反而降低其意愿。三是土地特征因素，主要包括承包地的面積、質(zhì)量、農(nóng)業(yè)機(jī)械化率、產(chǎn)權(quán)狀況及其區(qū)位與經(jīng)濟(jì)社會條件等[15-16]。四是退出補(bǔ)償因素。國內(nèi)多數(shù)研究認(rèn)為，退出補(bǔ)償是影響土地退出的重要因素[17]，其中經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償處首要地位[18]，但也有研究發(fā)現(xiàn)，在多種補(bǔ)償中，經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償對農(nóng)民工退出土地承包權(quán)并無顯著影響，相反，養(yǎng)老、住房或教育補(bǔ)償才是影響農(nóng)民工退出承包權(quán)的關(guān)鍵[19]。五是農(nóng)戶認(rèn)知與預(yù)期因素，包括農(nóng)戶對土地產(chǎn)權(quán)的認(rèn)知情況[20]、退地預(yù)期等對土地承包權(quán)退出意愿產(chǎn)生影響。六是政策因素，主要包括是否確權(quán)、農(nóng)戶的政策認(rèn)同度以及退地政策是否多變、不穩(wěn)定等方面。其中，有研究提出由于當(dāng)前確權(quán)基礎(chǔ)不牢，既沒有明確規(guī)定土地產(chǎn)權(quán)主體，也未能理順土地收益分配關(guān)系，導(dǎo)致農(nóng)民不愿退出土地[21]。但是，也有研究發(fā)現(xiàn)在多種補(bǔ)償條件下，土地確權(quán)對農(nóng)民工的土地承包權(quán)退出意愿具有顯著促進(jìn)作用[19]。

總結(jié)而言，關(guān)于土地承包權(quán)退出意愿影響因素的實(shí)證研究結(jié)論存在明顯分歧。盡管研究者針對各影響因素做出相關(guān)解釋，但其合理性與實(shí)踐意義值得推敲。對此，我們認(rèn)為導(dǎo)致結(jié)論差異的原因如下：第一，調(diào)研對象的差異可能導(dǎo)致研究結(jié)論不同。例如，部分研究主要針對在村普通農(nóng)戶進(jìn)行研究，但另一部分研究則將外出務(wù)工人員或在校大學(xué)生作為主要研究對象，調(diào)研對象的異質(zhì)性可能導(dǎo)致土地承包權(quán)退出意愿結(jié)果差異。第二，樣本量的大小可能影響最終結(jié)果。從現(xiàn)有研究來看，各項(xiàng)研究的有效樣本量存在較大差距，通常而言，當(dāng)樣本量過小時，可能影響研究結(jié)論的客觀真實(shí)性。第三，自變量選取差異也可能導(dǎo)致結(jié)果差異。在模型構(gòu)建過程中，若存在無關(guān)變量或遺漏變量，可能導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果存在偏誤。為了證實(shí)以上推測，本研究將進(jìn)一步從定量研究角度，利用薈萃回歸分析方法，針對研究特征對研究結(jié)論差異的影響展開深入探討。

3 土地承包權(quán)退出意愿影響因素的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

為了選取進(jìn)行比較分析的實(shí)證文獻(xiàn)，本研究重點(diǎn)以中國知網(wǎng)CNKI數(shù)據(jù)庫為引用來源，并以土地退出、承包權(quán)退出、承包地退出、退出意愿等為關(guān)鍵詞進(jìn)行檢索，搜集了2010年—2020年12月以土地承包權(quán)退出為主題的期刊論文。在文獻(xiàn)篩選過程中，本研究剔除了理論分析、沒有計量模型、非核心期刊(僅保留CSSCI、北大核心、CSCD來源)的文獻(xiàn)，剔除了將承包權(quán)退出和宅基地退出合并為土地退出進(jìn)行研究(1)本研究重點(diǎn)關(guān)注承包權(quán)退出意愿的影響因素，部分文獻(xiàn)將承包權(quán)退出和宅基地退出合并為土地退出進(jìn)行影響因素分析，且未分別討論承包權(quán)退出和宅基地退出意愿的影響因素，因此予以剔除。的部分文獻(xiàn)，還剔除了將經(jīng)營權(quán)退出和承包權(quán)退出合并為承包經(jīng)營權(quán)退出進(jìn)行研究(2)本研究的承包權(quán)退出是指承包權(quán)的喪失，它既不同于承包期內(nèi)土地轉(zhuǎn)包，也不同于經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，而是作為與農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織相對的主體土地權(quán)利的喪失[22]，因此剔除了將承包權(quán)和經(jīng)營權(quán)合并為承包經(jīng)營權(quán)退出進(jìn)行研究的文獻(xiàn)。的部分文獻(xiàn)，最終篩選出25篇符合本研究進(jìn)行薈萃回歸分析的實(shí)證研究文獻(xiàn)。在這25篇文獻(xiàn)中，其中有9篇文獻(xiàn)在同一文章內(nèi)分別從不同退出模式、不同農(nóng)戶特征、不同計量方法、不同樣本地區(qū)研究了土地承包權(quán)退出意愿的影響因素，本研究將以上在同一篇文獻(xiàn)中出現(xiàn)的幾種情況視為不同樣本，并對其進(jìn)行編號，最終得到本研究所需的47個樣本。

在對47個樣本分析之前，本研究還需要解決農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素的指標(biāo)選取問題。本研究首先對土地承包權(quán)退出意愿影響因素在樣本文獻(xiàn)中出現(xiàn)的頻次進(jìn)行排序，最終發(fā)現(xiàn)多數(shù)文獻(xiàn)選取了年齡、性別、非農(nóng)收入占比、農(nóng)戶兼業(yè)情況、是否有城鎮(zhèn)住房以及承包地面積這6個指標(biāo)作為自變量。其中，針對“年齡”和“性別”指標(biāo)，有文獻(xiàn)收集的是受訪農(nóng)戶實(shí)際年齡和性別，也有文獻(xiàn)收集的是戶主年齡和戶主性別，在本研究分析中均歸入為“年齡”和“性別”；針對“非農(nóng)收入占比”，部分文獻(xiàn)以家庭非農(nóng)收入占比或家庭人均非農(nóng)年收入作為具體指標(biāo)，還有部分文獻(xiàn)以農(nóng)業(yè)收入占比作為具體指標(biāo)，為了保證用于薈萃分析文獻(xiàn)的完整性，本研究將農(nóng)業(yè)收入占比的顯著性方向處理為相反方向后也納入“非農(nóng)收入占比”這一指標(biāo)中；“是否有城鎮(zhèn)住房”這一指標(biāo)即指家庭成員是否購買城鎮(zhèn)住房；最后，針對“承包地面積”這一指標(biāo)，文獻(xiàn)中采取家庭承包土地面積和人均承包地面積兩種方式進(jìn)行衡量，為了保證薈萃分析指標(biāo)選取的準(zhǔn)確度，本研究將此二者均納入“承包地面積”這一指標(biāo)范圍，并在后續(xù)薈萃分析中設(shè)定“是否考慮人均承包地面積”這一調(diào)節(jié)變量進(jìn)行研究(見表1)。

表1 現(xiàn)有文獻(xiàn)選取的土地承包權(quán)退出意愿影響因素主要指標(biāo)Table 1 The main indexes of the factors influencing the farmers’ willingness toabdicate the land contract right selected from literature

雖然本研究所綜述的文獻(xiàn)基本均在調(diào)研問卷中預(yù)設(shè)了以上6個影響因素，并通過對特定地區(qū)的農(nóng)戶進(jìn)行隨機(jī)抽樣調(diào)查進(jìn)而得到用于實(shí)證研究的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，但是現(xiàn)有文獻(xiàn)針對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素的實(shí)證研究結(jié)論并不完全一致(見表2)。那么，導(dǎo)致這些不同結(jié)論的原因是什么？為了驗(yàn)證文獻(xiàn)的具體研究特征是否對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響，本研究對樣本文獻(xiàn)進(jìn)行了詳細(xì)的薈萃回歸分析。

表2 土地承包權(quán)退出意愿影響因素的實(shí)證結(jié)果匯總Table 2 Summary of empirical results of the factors influencing the farmers’willingness to abdicate the land contract right

4 土地承包權(quán)退出意愿影響因素的薈萃回歸分析

4.1 變量選取

4.1.1薈萃回歸分析的因變量

綜合考慮指標(biāo)選取頻次等因素，本研究首先篩選出年齡、性別、非農(nóng)收入占比、農(nóng)戶兼業(yè)情況、是否有城鎮(zhèn)住房以及承包地面積6個指標(biāo)，并通過匯總證實(shí)了這6個指標(biāo)在各文獻(xiàn)中具有結(jié)論不一致性。因此，借鑒謝貞發(fā)等[23]的做法，將以上6個指標(biāo)在原文獻(xiàn)中的顯著性水平作為薈萃回歸分析的因變量，具體賦值的描述性統(tǒng)計見表3。

表3 用于薈萃回歸分析的因變量描述Table 3 Description of dependent variable for meta-regression analysis

4.1.2薈萃回歸分析的調(diào)節(jié)變量

本研究選取的調(diào)節(jié)變量主要包括3個部分，一是各實(shí)證文獻(xiàn)的樣本特征，包括調(diào)研對象、調(diào)研地區(qū)、有效樣本量；二是各實(shí)證文獻(xiàn)的研究方法特征，包括自變量個數(shù)、回歸方法；三是檢驗(yàn)現(xiàn)有實(shí)證結(jié)果是否受到指標(biāo)選擇影響，如是否考慮人均承包地面積。具體而言，第一，調(diào)研對象不同可能導(dǎo)致研究結(jié)論不完全一致。例如，若調(diào)研對象是以農(nóng)業(yè)為主要收入來源的在村農(nóng)戶，他們可能會更傾向于選擇不愿退出土地承包權(quán)；相反，若調(diào)研對象為不在村農(nóng)戶，他們以非農(nóng)收入為主要收入來源，且常年生活在城市，可能會在條件合適的情況下更傾向于退出土地承包權(quán)。第二，農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素的顯著程度可能受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平、文化觀念等約束，因此需要考慮實(shí)證分析樣本所在地區(qū)的差異性，故選取調(diào)研地區(qū)作為調(diào)節(jié)變量。第三，樣本文獻(xiàn)的有效樣本量越多，研究結(jié)論可能更符合實(shí)際情況，實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確度也可能更高。第四，自變量個數(shù)的選擇是否合理可能導(dǎo)致實(shí)證研究是否存在遺漏變量或多重共線性等問題，最終影響實(shí)證結(jié)果的可靠性。第五，實(shí)證分析方法具有相異的值域條件、分布假定等，因此有必要在調(diào)節(jié)變量中考慮樣本文獻(xiàn)所選取的實(shí)證分析方法的差異性。第六，部分文獻(xiàn)將承包地面積作為土地承包權(quán)退出意愿的影響因素之一，但有的文獻(xiàn)選擇以人均承包地面積作為代理指標(biāo)，有的則以家庭承包地總面積作為代理指標(biāo)，這種代理指標(biāo)選取的差異可能在相同稟賦條件下呈現(xiàn)不同指標(biāo)值，進(jìn)而影響承包地稟賦對退出意愿的影響效果，因此，本研究將“是否考慮人均承包地面積”作為調(diào)節(jié)變量以考察指標(biāo)選取對實(shí)證結(jié)論的影響。

“酒局圈”即有的地方某些官員中形成的人員剛性不變、時地相對固定的聚吃聚喝。但他們真是為了喝酒嗎？“酒局”之上，或結(jié)利益同盟，搞權(quán)力交易，拉關(guān)系、投靠山、通路子、站隊(duì)伍，編織“人脈”網(wǎng)絡(luò)；或?yàn)橐患籂I造聲勢，撈取政治資本，并利用“小圈子”明爭暗斗，爭權(quán)奪勢；或充當(dāng)“地下組織部長”，豈但是妄議人事安排、泄露組織機(jī)密，更有籌劃于“酒局”，發(fā)難于官場的；或是傳播小道消息、散布流言蜚語，妄議大政方針、妄測時局走向；或是在“酒局”上與商人稱兄道弟，行“江湖義氣”，搞權(quán)錢勾兌等等，總之不一而足，總之“醉翁之意不在酒”，而在于權(quán)力也！

4.2 研究方法

薈萃分析是對相同領(lǐng)域文獻(xiàn)進(jìn)行定量評價的有效工具[24]，它最早起源于17世紀(jì)的天文學(xué)領(lǐng)域[25]，后于1904年被運(yùn)用于醫(yī)學(xué)領(lǐng)域，并最終于20世紀(jì)80年代末被引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究。Stanley等[26]率先提出薈萃回歸分析方法，以考察不同研究的實(shí)證結(jié)果與研究特征之間的關(guān)系。一般而言，薈萃回歸分析需要選取特定效應(yīng)量，例如標(biāo)準(zhǔn)化差值、相關(guān)系數(shù)或優(yōu)勢比等。當(dāng)研究只關(guān)心變量的影響方向和顯著性時，研究者通常會選取以上兩項(xiàng)作為因變量，并運(yùn)用probit或logit模型進(jìn)行分析。薈萃回歸分析中的調(diào)節(jié)變量則一般為研究特征，如自變量選擇、樣本量、研究時間等[27]。薈萃回歸分析目前在國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用，例如有研究運(yùn)用該方法考察了農(nóng)業(yè)保險需求影響因素[28]、農(nóng)戶低碳生產(chǎn)影響因素[27]、電子政務(wù)公眾采納意愿[29]等研究結(jié)論的差異。

本研究針對土地承包權(quán)退出意愿影響因素進(jìn)行薈萃回歸分析，根據(jù)一般薈萃回歸方程的模式，構(gòu)建以下薈萃回歸估計方程：

sigi=f(inrurual,singlep,sample,
variable,regression,perland)

(1)

表4 用于薈萃回歸分析的調(diào)節(jié)變量描述Table 4 Description of moderator variable for meta-regression analysis

式中：sigi為因變量，i=1，2，3，4，5，6，sig1表示年齡顯著性，sig2表示性別顯著性，sig3表示非農(nóng)收入占比顯著性，sig4表示農(nóng)戶兼業(yè)情況顯著性，sig5表示城鎮(zhèn)住房顯著性，sig6表示承包地面積顯著性，由于式(1)的因變量均為有序變量，因此本研究選取ordinal logit模型對式(1)進(jìn)行估計。

4.3 估計結(jié)果分析

表5是“各調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿有顯著影響”的薈萃回歸分析結(jié)果。其中，調(diào)節(jié)變量“調(diào)研對象、調(diào)研地區(qū)、有效樣本量、自變量個數(shù)、回歸方法”對不同退出意愿影響因素的顯著性具有不同程度的影響，而“是否考慮人均承包地面積”并不對承包地面積影響退出意愿的顯著性產(chǎn)生影響。

表5 調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素顯著性影響的估計結(jié)果Table 5 Estimation of the significant influence of the moderating variable on the factors influencingthe farmers’ willingness to abdicate the land contract right

具體而言，“調(diào)研對象”變量在5%的顯著性水平上對“性別”和“非農(nóng)收入占比”在研究結(jié)論中呈現(xiàn)的顯著性具有負(fù)向作用，這意味著與不在村農(nóng)戶相比，性別和兼業(yè)程度的差異對在村農(nóng)戶的土地承包權(quán)退出意愿影響的顯著性更低。其原因可能在于在村農(nóng)戶的性別結(jié)構(gòu)更加集中、非農(nóng)收入占比普遍較低，性別結(jié)構(gòu)和非農(nóng)收入占比的差異性較小直接導(dǎo)致“非農(nóng)收入占比”影響承包權(quán)退出意愿的顯著性更低。同時，對在村農(nóng)戶而言，因“非農(nóng)收入占比”導(dǎo)致農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿顯著性更低的原因還可能包括：一是在村農(nóng)戶可能因?yàn)樽陨砣肆Y本不足等因素，無法獲得穩(wěn)定的非農(nóng)收入，需要通過土地承包權(quán)滿足其基本生計需要；二是對部分兼業(yè)農(nóng)戶而言，雖然可以獲得一定非農(nóng)收入，但家庭的資產(chǎn)總量還無法滿足其在城鎮(zhèn)定居就業(yè)的期待，土地承包權(quán)仍然發(fā)揮著部分生存保障功能；三是部分在村農(nóng)戶由于戀土情結(jié)、照顧家庭或其他因素主動選擇留在農(nóng)村就業(yè)和生活，他們需要土地承包權(quán)作為生活或情感依托，因此，對在村農(nóng)戶而言，“非農(nóng)收入占比”對土地承包權(quán)退出意愿顯著性呈負(fù)向影響。

“調(diào)研地區(qū)”變量在5%的顯著性水平上對“非農(nóng)收入占比”的研究結(jié)論產(chǎn)生負(fù)向影響，表明較跨省樣本而言，單一省份樣本的“非農(nóng)收入占比”對承包權(quán)退出意愿的影響更顯著。雖然跨省樣本的“非農(nóng)收入占比”離散程度可能更高，進(jìn)而增強(qiáng)“非農(nóng)收入占比”對承包權(quán)退出意愿影響的顯著性，但不可忽略的是，基于不同省域的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展程度和省內(nèi)制度條件，跨省樣本的省級固定效應(yīng)將大大增加回歸方程的誤差項(xiàng)方差，從而降低承包權(quán)退出解釋變量的標(biāo)準(zhǔn)誤，進(jìn)而降低解釋變量的顯著性。這一點(diǎn)可以從表5“調(diào)研地區(qū)”對各承包權(quán)退出解釋變量顯著性影響均為負(fù)的結(jié)果得以印證。

“有效樣本量”在1%的顯著性水平上對“年齡”的研究結(jié)論產(chǎn)生正向影響，表明隨著有效樣本量的增加，“年齡對土地承包權(quán)退出意愿顯著性”的概率隨之增加。同時，該調(diào)節(jié)變量在5%的顯著性水平上對“非農(nóng)收入占比”和“是否有城鎮(zhèn)住房”的研究結(jié)論產(chǎn)生正向影響、在10%的顯著性水平上對“農(nóng)戶兼業(yè)情況”的研究結(jié)論產(chǎn)生正向影響，即樣本量越大，“非農(nóng)收入占比”“是否有城鎮(zhèn)住房”和“農(nóng)戶兼業(yè)情況”對土地承包權(quán)退出意愿具有顯著影響的概率越大。原因在于：t統(tǒng)計量和z統(tǒng)計量的定義和計算原理決定了樣本量與t統(tǒng)計量和z統(tǒng)計量呈正相關(guān)，而“有效樣本量”對上述調(diào)節(jié)變量的作用系數(shù)分別僅為0.002 64、0.007 67、0.001 51和0.001 96，邊際影響效果較小，意味著關(guān)于土地承包權(quán)退出樣本文獻(xiàn)的實(shí)證樣本量較為集中且普遍較小，接下來的研究可能應(yīng)考慮在更大范圍內(nèi)選取更多樣本進(jìn)行實(shí)證分析，以得出更加穩(wěn)健的研究結(jié)果。

“自變量個數(shù)”變量在10%的顯著性水平上對“性別”的研究結(jié)論產(chǎn)生負(fù)向影響，說明自變量個數(shù)的增加會降低“性別”在研究結(jié)論中的顯著性概率。主要原因在于：對“性別”的顯著性變化而言，當(dāng)樣本文獻(xiàn)增加自變量個數(shù)時，相應(yīng)增加了“性別”在土地承包權(quán)退出意愿影響方程中同其他變量的多重共線性，進(jìn)而導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)誤增加，顯著性水平降低。因此，對樣本文獻(xiàn)的研究來說，需要更加謹(jǐn)慎對待變量選取以減小變量間多重共線性的可能性。

最后，“回歸方法”變量在5%的顯著性水平上對“性別”的研究結(jié)論產(chǎn)生正向影響，對“非農(nóng)收入占比”的研究結(jié)論產(chǎn)生負(fù)向影響，在10%的顯著性水平上對“承包地面積”的研究結(jié)論產(chǎn)生負(fù)向影響。說明當(dāng)選擇有序回歸或者多元回歸時，“性別”影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的顯著性概率會增加，“非農(nóng)收入占比”和“承包地面積”影響農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的顯著性概率會相應(yīng)降低。這可能是因?yàn)樵诨貧w模型值域較廣且樣本量普遍較低的情況下，自變量對因變量(土地承包權(quán)退出意愿)各個取值的解釋力度會相應(yīng)變低。若不考慮自由度的問題，“非農(nóng)收入占比”和“承包地面積”對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的影響可能更多體現(xiàn)在退出意愿的發(fā)生概率方面，而非退出意愿程度方面。

進(jìn)一步地，針對調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素呈正向顯著性進(jìn)行薈萃回歸分析，并將調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素有顯著正向影響的情況賦值為1，其余賦值為0。表6的分析結(jié)果顯示，調(diào)節(jié)變量“自變量個數(shù)”和“回歸方法”的系數(shù)具有不同水平的顯著性。其中，“自變量個數(shù)”在10%的顯著性水平上對“年齡在研究結(jié)果中呈正向顯著”有正向影響，其系數(shù)為0.181，說明自變量個數(shù)越多，“年齡”在研究結(jié)論中呈正向顯著的概率越大?！盎貧w方法”在10%的顯著性水平上對“性別在研究結(jié)果中呈正向顯著”存在正向影響，其系數(shù)為1.696。這一結(jié)果與該變量對總體顯著性影響的結(jié)果一致。同時，“回歸方法”在10%的顯著性水平上對“城鎮(zhèn)住房在研究結(jié)果中呈現(xiàn)的正向顯著性”存在負(fù)向影響，其系數(shù)為-2.023。說明當(dāng)選擇有序回歸或者多元回歸時，“性別”在研究結(jié)果中呈正向顯著的概率越大，“是否有城鎮(zhèn)住房”在研究結(jié)果中呈正向顯著的概率越小。從上述結(jié)論看出，研究方法特征對研究結(jié)論的顯著性產(chǎn)生不同程度的影響，因此，在后續(xù)研究中，需要更加重視變量選取和回歸方法的選擇，防止因遺漏變量、多重共線性或模型選擇等問題影響研究結(jié)論的科學(xué)性。

表6 調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素呈正向顯著影響的估計結(jié)果Table 6 Estimation of the positive and significant influence of the moderating variable on the factorsinfluencing the farmers’ willingness to abdicate the land contract right

更進(jìn)一步地，針對調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素呈負(fù)向顯著性進(jìn)行薈萃回歸分析，并將調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素有顯著負(fù)向影響的情況賦值為1，其余賦值為0。表7結(jié)果表明，調(diào)節(jié)變量“調(diào)研地區(qū)”“有效樣本量”“自變量個數(shù)”和“回歸方法”的系數(shù)具有不同水平的顯著性。其中，“調(diào)研地區(qū)”在10%的顯著性水平上對“承包地面積在研究結(jié)果中呈負(fù)向顯著”有負(fù)向影響，其系數(shù)為-1.860，說明當(dāng)調(diào)研地區(qū)為多個省份時，“承包地面積”在研究結(jié)論中呈負(fù)向顯著的概率越小?！坝行颖玖俊痹?0%的顯著性水平上對“兼業(yè)情況和承包地面積在研究結(jié)果中呈負(fù)向顯著性”有正向影響，其系數(shù)分別為0.002 37和0.002 45；“自變量個數(shù)”在5%的顯著性水平上對“年齡在研究結(jié)果中呈現(xiàn)的負(fù)向顯著性”有負(fù)向影響，其系數(shù)為-0.392；“回歸方法”在10%的顯著性水平上對“承包地面積在研究結(jié)果中呈現(xiàn)的負(fù)向顯著性”有負(fù)向影響，其系數(shù)為-1.726。以上回歸結(jié)果說明，樣本特征和實(shí)證方法的不同對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素的作用效果產(chǎn)生不同影響，再次印證了這些影響因素的結(jié)論爭議可能與研究特征具有較強(qiáng)關(guān)系。因此，在后續(xù)研究中，需要更加注重不同地區(qū)樣本和不同實(shí)證方法間的穩(wěn)健性分析，并以代表性樣本針對地區(qū)差異分析農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素的差異性。

表7 調(diào)節(jié)變量對農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿影響因素呈負(fù)向顯著影響的估計結(jié)果Table 7 Estimation of the negative and significant influence of the moderating variable on the factorsinfluencing the farmers’ willingness to abdicate the land contract right

4.4 發(fā)表偏倚估計

在實(shí)證研究發(fā)表過程中，具有顯著性的實(shí)證結(jié)果往往更容易發(fā)表[30]，本研究所選取的文獻(xiàn)樣本也可能存在發(fā)表偏倚問題，進(jìn)而影響薈萃回歸分析結(jié)果的可信度。為此，Stanley提出通過漏斗不對稱檢驗(yàn)來檢測薈萃回歸分析中可能存在的發(fā)表偏倚問題[31]。其基本檢驗(yàn)方程為：

Ti=β0+β1(1/SEi)+εi

(2)

式中：Ti為樣本文獻(xiàn)報告的t統(tǒng)計量，SEi為標(biāo)準(zhǔn)差，β0為判斷發(fā)表偏倚方向的指標(biāo)。β1為判斷是否發(fā)表偏倚的指標(biāo)，當(dāng)β1顯著不為0時，則可認(rèn)為存在發(fā)表偏倚；反之，則不存在發(fā)表偏倚。此外，β1的顯著性提供了真實(shí)的實(shí)證效應(yīng)估計。

表8的漏斗不對稱檢驗(yàn)結(jié)果顯示，當(dāng)“性別”“非農(nóng)收入占比”和“是否有城鎮(zhèn)住房”的t統(tǒng)計量作為因變量時，截距項(xiàng)均顯著不為0，說明存在發(fā)表偏倚現(xiàn)象，且以上3項(xiàng)均顯著為正，說明實(shí)證結(jié)果越顯著越可能發(fā)表。從“是否有城鎮(zhèn)住房”的檢驗(yàn)結(jié)果來看，1/SEi的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明現(xiàn)有實(shí)證研究結(jié)果可能與真實(shí)效應(yīng)有關(guān)但存在一定差異。此外，當(dāng)“年齡”“農(nóng)戶兼業(yè)情況”和“承包地面積”的t統(tǒng)計量作為因變量時，截距項(xiàng)均不顯著，因此不存在明顯的發(fā)表偏倚問題。

表8 漏斗不對稱檢驗(yàn)結(jié)果(OLS)Table 8 Estimation of funnel asymmetry

5 結(jié)論與討論

在完善農(nóng)村土地制度和土地要素市場的背景下，學(xué)術(shù)界就土地承包權(quán)退出改革相關(guān)問題進(jìn)行了理論和實(shí)證研究，其中，大量實(shí)證研究分析了農(nóng)戶土地承包權(quán)退出意愿的影響因素，但是針對所選取的一些共性變量，其研究結(jié)論存在較大差異。為分析這些差異形成的原因，本研究運(yùn)用薈萃回歸分析法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，具體研究結(jié)論如下：第一，研究特征對“土地承包權(quán)退出意愿影響因素”的實(shí)證結(jié)果影響顯著，其中“調(diào)研對象”“調(diào)研地區(qū)”“有效樣本量”“自變量個數(shù)”“回歸方法”是影響“土地承包權(quán)退出意愿影響因素”差異的重要因素。第二，對于土地承包權(quán)退出意愿影響因素呈正顯著的樣本，“自變量個數(shù)”和“回歸方法”的系數(shù)具有不同水平的顯著性；對于土地承包權(quán)退出意愿影響因素呈負(fù)顯著的樣本，“調(diào)研地區(qū)”“有效樣本量”“自變量個數(shù)”和“回歸方法”的系數(shù)具有不同水平的顯著性，再次印證了樣本特征和實(shí)證方法等研究特征對研究結(jié)論的顯著性產(chǎn)生重要影響。第三，通過漏斗不對稱檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)樣本文獻(xiàn)存在發(fā)表偏倚問題，其中發(fā)表偏倚主要發(fā)生在“性別”“非農(nóng)收入占比”和“是否有城鎮(zhèn)住房”3個指標(biāo)。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本研究提出幾點(diǎn)思考，具體如下：第一，從樣本特征來看，在土地承包權(quán)退出意愿影響因素的研究中，多數(shù)文獻(xiàn)集中于研究在村農(nóng)戶的退出意愿影響因素，從參與土地承包權(quán)退出改革農(nóng)戶的優(yōu)先序來看，具有穩(wěn)定收入來源的進(jìn)城務(wù)工人員或許應(yīng)該為首批具備退出條件的農(nóng)戶，而非在村以農(nóng)為生的農(nóng)戶。同時，相關(guān)研究在樣本選取過程中具有一定局限性，特別是目前很多實(shí)證研究對象僅局限于較小的地域范圍且有效樣本量普遍不大，可能影響回歸分析結(jié)果的代表性和穩(wěn)健性。因此，為獲得更具科學(xué)性和客觀性的實(shí)證結(jié)果，建議后續(xù)研究盡量以科學(xué)抽樣為基礎(chǔ)進(jìn)行大樣本分析。第二，從研究方法特征來看，樣本文獻(xiàn)中關(guān)于土地承包權(quán)退出意愿的共性解釋變量的顯著性主要受樣本文獻(xiàn)“有效樣本量”和“自變量個數(shù)”影響，即顯著性同實(shí)證模型的自由度密切相關(guān)，這符合計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本規(guī)律。此外，“性別”“非農(nóng)收入占比”“承包地面積”對土地承包權(quán)退出意愿的影響效果顯著性均受到“回歸方法”的不同影響。這從側(cè)面反映了農(nóng)戶的個體特征、收入結(jié)構(gòu)與土地資源稟賦在農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)讓渡意愿方面的復(fù)雜作用，也進(jìn)一步啟示相關(guān)政策在推動土地承包權(quán)退出改革過程中務(wù)必全面考慮農(nóng)戶的多重特征。第三，由于“漏斗不對稱檢驗(yàn)”結(jié)果發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有文獻(xiàn)存在發(fā)表偏倚問題，因此，建議在后續(xù)研究中應(yīng)謹(jǐn)慎看待已發(fā)表文獻(xiàn)的實(shí)證結(jié)論，在嚴(yán)謹(jǐn)全面把握調(diào)研情況的前提下，提出更切合實(shí)際的政策建議。