段靜琪 苗海民 朱俊峰

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)比較收益下降，大量農(nóng)民離開(kāi)農(nóng)業(yè)農(nóng)村向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移就業(yè)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移過(guò)程中出現(xiàn)了兩個(gè)顯著特征：一是農(nóng)民不再“以農(nóng)為業(yè)，以農(nóng)為生”，耕地利用的低效率甚至撂荒現(xiàn)象普遍；二是土地的財(cái)產(chǎn)性質(zhì)無(wú)法實(shí)現(xiàn)，不能為那些脫離了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的進(jìn)城務(wù)工人員提供資金支持，幫助其跨越市民化經(jīng)濟(jì)門(mén)檻。在此背景下，為了盤(pán)活農(nóng)村土地財(cái)產(chǎn)，推進(jìn)農(nóng)民工市民化進(jìn)程，政府逐漸將承包地退出議題納入政策考慮范圍。2015年8月，國(guó)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(jiàn)》中指出“在堅(jiān)持農(nóng)村土地集體所有和充分長(zhǎng)期尊重農(nóng)民意愿的基礎(chǔ)上，在農(nóng)村改革試驗(yàn)區(qū)穩(wěn)妥開(kāi)展農(nóng)戶承包地有償退出試點(diǎn)，引導(dǎo)有穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)收入、在城鎮(zhèn)居住生活的農(nóng)戶自愿退出土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)?！?018年12月修正的土地承包法中也明確提出“承包期內(nèi)，承包農(nóng)戶進(jìn)城落戶的，引導(dǎo)支持其按照自愿有償原則依法在本集體經(jīng)濟(jì)組織內(nèi)轉(zhuǎn)讓土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)或者將承包地交回發(fā)包方，也可以鼓勵(lì)其流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營(yíng)權(quán)?！?/p>

不同地區(qū)的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，已經(jīng)有約21.7%～63.55%的農(nóng)戶愿意退出承包地，有關(guān)農(nóng)村承包地退出的研究也日益增多。杜文嬌等認(rèn)為，無(wú)論是從學(xué)理上對(duì)公平、公正的維護(hù)，還是從法益上對(duì)承包權(quán)、成員權(quán)的正確認(rèn)知，或是實(shí)踐中緩解人地矛盾，提高農(nóng)地利用效率，建立農(nóng)村土地退出機(jī)制都是必要且可行的。郭熙保認(rèn)為，承包地退出是農(nóng)民工市民化的內(nèi)在要求，否則進(jìn)城農(nóng)民“離農(nóng)不退地”，成為“不在地主”，擁有漲租金或收回土地的權(quán)利，將不利于土地經(jīng)營(yíng)的穩(wěn)定性，并限制農(nóng)業(yè)長(zhǎng)期投資。

從優(yōu)化資源配置的角度看，“離農(nóng)離地”有其必然性，那么又有何因素影響著農(nóng)戶的承包地退出意愿呢？伴隨著城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)以及農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)程度的加深，農(nóng)戶分化被認(rèn)為是影響承包地退出的關(guān)鍵因素。有研究證實(shí)，農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)程度越高，越可能退出承包地。但也有學(xué)者持不同意見(jiàn)，認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)程度較深的農(nóng)戶有著更為穩(wěn)定的非農(nóng)收入，對(duì)這部分農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，一次性退出承包地帶來(lái)的福利政策改進(jìn)空間有限。因此，他們反而更傾向于將土地作為增值性資產(chǎn)長(zhǎng)期持有。而除非農(nóng)就業(yè)外，農(nóng)戶的土地產(chǎn)權(quán)認(rèn)知狀況同樣值得關(guān)注。建國(guó)以來(lái)的多次土地制度變革使農(nóng)戶承包地所有權(quán)認(rèn)知與制度規(guī)定存在偏差，相當(dāng)數(shù)量的農(nóng)戶持有承包地私有觀念。理論上，農(nóng)戶放棄承包地時(shí)會(huì)受到農(nóng)戶對(duì)產(chǎn)權(quán)價(jià)值評(píng)估和預(yù)期的影響，從而使其承包地退出意愿發(fā)生轉(zhuǎn)變。因此，可以認(rèn)為，農(nóng)戶的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知狀況會(huì)影響到農(nóng)戶的承包地退出決策。除此之外，個(gè)人特征，是否擁有城鎮(zhèn)住房，家庭生命周期，家庭稟賦，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，“戀地情結(jié)”，土地流轉(zhuǎn)等也對(duì)農(nóng)戶承包地退出決策產(chǎn)生影響。

綜上，學(xué)者們?cè)诔邪赝顺龇矫嬉呀?jīng)做了一定量的分析，為后序研究奠定了良好的基礎(chǔ)。但總結(jié)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究更多關(guān)注于單一因素對(duì)承包地退出的影響。而在農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)逐漸深化、產(chǎn)權(quán)認(rèn)知狀況存在偏差的情況下，分析非農(nóng)就業(yè)和產(chǎn)權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出的綜合影響顯然更為重要。為此，基于全國(guó)9省1 006戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，本研究試圖從退地的成本收益入手，分析非農(nóng)就業(yè)和所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響;探究承包地退出政策的目標(biāo)群體，即非農(nóng)收入比例較高的農(nóng)戶,在面臨所有權(quán)認(rèn)知偏差時(shí)如何決策;以期豐富承包地退出研究，為探索承包地退出機(jī)制提供參考。

1 理論模型與研究假說(shuō)

農(nóng)戶的承包地退出決策并非是農(nóng)戶個(gè)人行為，通常是在考慮家庭效用最大化基礎(chǔ)上所做出的理性選擇。因此，本研究假設(shè)農(nóng)戶家庭是理性的，農(nóng)戶承包地退出決策是基于成本收益的權(quán)衡。從退出承包地預(yù)期收入、預(yù)期成本和保留承包地預(yù)期收入等因素考慮，只有當(dāng)退出承包地預(yù)期收入大于退出承包地預(yù)期成本和保留承包地預(yù)期收入之和時(shí)，農(nóng)戶才會(huì)選擇退出承包地。參照王常偉等和李榮耀等，本研究假設(shè)農(nóng)戶承包地退出模型為：

(1)

式中：

V

(0)為農(nóng)戶退出承包地進(jìn)城就業(yè)與繼續(xù)持有承包地之間預(yù)期收益成本差的貼現(xiàn)值；

r

為貼現(xiàn)率；

Z

(

t

)為農(nóng)戶退出承包地第

t

期預(yù)期收入水平；

I

(0)為農(nóng)戶退出承包地所得一次性補(bǔ)償；

Y

(

t

)為農(nóng)戶繼續(xù)持有承包地第

t

期預(yù)期收入水平；

C

(0)為農(nóng)戶退地進(jìn)城就業(yè)的轉(zhuǎn)移成本。

當(dāng)農(nóng)戶選擇退出承包地進(jìn)城就業(yè)時(shí)，其預(yù)期收入水平可以表示為：

Z

(

t

)=

p

(

t

)

Y

(

t

)

(2)

式中：

p

(

t

)為第

t

期農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)概率，

Y

(

t

)為農(nóng)戶退出承包地第

t

期非農(nóng)就業(yè)收入水平，將式(2)帶入式(1)可得：

I

(0)-

Y

(

t

)]

e

--

C

(0)

(3)

考慮到對(duì)樣本農(nóng)戶的連續(xù)跟蹤較為困難，為簡(jiǎn)化分析，本研究只考慮農(nóng)戶當(dāng)期承包地退出決策。同時(shí)，在不考慮農(nóng)戶城市就業(yè)概率的情況下，農(nóng)戶承包地退出模型可以表示為：

V

=(

Y

+

I

-

Y

)-

C

(4)

假設(shè)不存在土地流轉(zhuǎn)，當(dāng)農(nóng)戶選擇繼續(xù)持有土地時(shí)，農(nóng)戶將在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)就業(yè)之間分配勞動(dòng)力。此時(shí)，持有承包地農(nóng)戶的收入來(lái)源于非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，其收入可以表示為：

Y

=

w

(

L

-

l

)+

pf

(

l

,

S

)

(5)

式中：

w

為非農(nóng)就業(yè)工資水平；

L

為家庭勞動(dòng)力總數(shù)；

l

為配置于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力人數(shù)；

p

為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格；

S

為家庭承包地總面積。

假設(shè)當(dāng)農(nóng)戶退出承包地時(shí)，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力將全部進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)。此時(shí)，農(nóng)戶收入為：

Y

=

wL

(6)

將式(5)和(6)帶入式(4)得：

V

=(

wL

+

I

-(

w

(

L

-

l

)+

pf

(

l

,

S

)))-

C

(7)

由前述分析可知，當(dāng)

V

>0時(shí)，農(nóng)戶愿意退出承包地。將式(7)對(duì)

w

求偏導(dǎo)得?

V/

?

w

=

l

≥0，即非農(nóng)就業(yè)工資水平對(duì)農(nóng)戶承包地退出決策有積極作用。當(dāng)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)工資水平越高時(shí)，理性的農(nóng)戶會(huì)將更多勞動(dòng)力配置到非農(nóng)就業(yè)部門(mén)，此時(shí)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)收入比例也隨之增加。據(jù)此，提出以下待檢驗(yàn)假說(shuō)：

假說(shuō)1：非農(nóng)就業(yè)收入比例越高，農(nóng)戶越可能退出承包地。

行為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的稟賦效應(yīng)理論認(rèn)為，一旦個(gè)人擁有某項(xiàng)物品，產(chǎn)權(quán)擁有方就傾向于將物品價(jià)值看得較重。進(jìn)一步，不僅事實(shí)的產(chǎn)權(quán)強(qiáng)度會(huì)強(qiáng)化稟賦效應(yīng)，所有權(quán)主觀感受也會(huì)使其在交易中提高物品估價(jià)，這將造成農(nóng)戶可接受的承包地退出補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)

I

高于政府測(cè)算出的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)

I

。此時(shí)，理性農(nóng)戶在政府補(bǔ)貼水平下不愿退出承包地。據(jù)此，提出第二個(gè)待檢驗(yàn)假說(shuō)：

假說(shuō)2：當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為承包地所有權(quán)私有時(shí)，農(nóng)戶退出承包地的可能性降低。

已有研究表明，當(dāng)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)工資水平提高進(jìn)而非農(nóng)收入比例增加時(shí)，農(nóng)戶對(duì)土地的就業(yè)、收入甚至于社會(huì)保障功能的依賴程度將隨之降低，這會(huì)使得農(nóng)戶在承包地退出的利益訴求中弱化承包地退出的稟賦效應(yīng)。即非農(nóng)就業(yè)可以降低由稟賦效應(yīng)所造成的高補(bǔ)償預(yù)期。據(jù)此，提出第三個(gè)待檢驗(yàn)假說(shuō)：

假說(shuō)3：非農(nóng)就業(yè)能夠緩解承包地所有權(quán)私有認(rèn)知對(duì)承包地退出所產(chǎn)生的不利影響。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、模型設(shè)定與變量定義

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本特征

2

.

1

.

1

數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2019年6—7月所進(jìn)行的農(nóng)戶抽樣調(diào)查。為了使調(diào)研結(jié)果具有代表性，課題組主要基于綜合分布不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、不同氣候條件等原則，選取了黑龍江、吉林、山東、廣東、河南、湖南、安徽、浙江、山西、陜西、貴州11省作為調(diào)研地點(diǎn)，并采用分層隨機(jī)抽樣的方法，每省抽取3個(gè)縣，每縣抽取2～3個(gè)村，每村抽取約20戶農(nóng)戶，共計(jì)發(fā)放問(wèn)卷1 485份。但由于調(diào)研過(guò)程中，不同省份調(diào)研內(nèi)容略有差異。因此，結(jié)合研究需要，在剔除變量缺失和數(shù)據(jù)前后矛盾樣本的基礎(chǔ)上，刪除由于問(wèn)卷變量改動(dòng)而造成樣本數(shù)不足10戶的省份，最終得到9省1 006份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)構(gòu)成了本研究計(jì)量檢驗(yàn)的基礎(chǔ)。具體樣本分布見(jiàn)表1，其中樣本市皆為縣級(jí)市。

表1 樣本分布情況
Table 1 Sample distribution

區(qū)域 Area 樣本量/戶Sample size區(qū)域 Area 樣本量/戶Sample size吉林省長(zhǎng)春市九臺(tái)區(qū)Jiutai, Changchun, Jilin62湖南省臨湘市Linxiang, Hunan41吉林省長(zhǎng)春市雙陽(yáng)區(qū)Shuangyang, Changchun, Jilin48湖南省長(zhǎng)沙縣Changsha County, Hunan49吉林省公主嶺市Gongzhuling, Jilin67湖南省瀏陽(yáng)市Liuyang, Hunan68黑龍江省安達(dá)市Anda, Heilongjiang76安徽省定遠(yuǎn)縣Dingyuan, Anhui13黑龍江省龍江縣Longjiang, Heilongjiang84安徽省鳳陽(yáng)縣Fengyang, Anhui11山西省介休市Jiexiu, Shanxi35安徽省懷遠(yuǎn)縣Huaiyuan, Anhui16山西省澤州縣Zezhou, Shanxi32廣東省羅定市Luoding, Guangdong61山西省祁縣Qixian, Shanxi31廣東省吳川市Wuchuan, Guangdong50河南省輝縣市Huixian, Henan36浙江省平陽(yáng)縣Pingyang, Zhejiang42河南省長(zhǎng)垣市Changyuan, Henan36浙江省海鹽縣Haiyan, Zhejiang35河南省安陽(yáng)縣Anyang County, Henan39貴州省畢節(jié)市七星關(guān)區(qū)Qixingguan, Bijie, Guizhou38貴州省湄潭縣Meitan, Guizhou36合計(jì)Total1 006

注：安陽(yáng)縣和長(zhǎng)沙縣因與其所屬地級(jí)市重名，地名翻譯中加入county一詞。
Note: Anyang County and Changsha County have the same name as their prefecture-level cities, therefore the word county is added to the translation of place names.

2

.

1

.

2

樣本特征

1)承包地退出意愿。由表2中可知，已經(jīng)退出承包地的農(nóng)戶僅占3.18%。實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)地區(qū)在推進(jìn)承包地退出工作時(shí)較為審慎，對(duì)申請(qǐng)退出承包地農(nóng)戶的綜合條件設(shè)置了門(mén)檻，現(xiàn)實(shí)退地行為可能難以全面反映農(nóng)戶的退地決策。為了更加合理地考察農(nóng)戶承包地退出決策，本研究將主要分析農(nóng)戶承包地退出意愿。總體來(lái)看，除去已退地農(nóng)戶，還有51.69%的農(nóng)戶愿意退出承包地。從區(qū)域布局來(lái)看，東、中部地區(qū)愿意退出承包地的農(nóng)戶明顯高于西部地區(qū)，這可能與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)。東、中部地區(qū)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)相對(duì)更多，農(nóng)戶的土地依賴性較低，從而更愿意退出承包地。但相對(duì)于東北地區(qū)和中部地區(qū)，東部地區(qū)農(nóng)戶承包地退出意愿卻略低，這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，承包地一次性退出帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)收益對(duì)農(nóng)戶生活水平改善意義不大。故而，農(nóng)戶更傾向于將土地作為增值性資產(chǎn)長(zhǎng)期持有。

2)所有權(quán)認(rèn)知狀況。由表2可知，認(rèn)為承包地所有權(quán)歸屬農(nóng)戶個(gè)人所有的占比39.07%，認(rèn)為承包地所有權(quán)歸屬國(guó)家所有的占比41.05%。這與已有研究一致，即農(nóng)戶土地所有權(quán)認(rèn)知與法律所規(guī)定的農(nóng)村土地集體所有存在偏差。事實(shí)上，由于多數(shù)國(guó)家政策都是通過(guò)村集體向村民進(jìn)行宣傳講解，這在一定程度上會(huì)使農(nóng)戶將村集體誤認(rèn)為是國(guó)家的代表，部分農(nóng)戶難以對(duì)“國(guó)家”和“集體”做出明確區(qū)分。因而，可以認(rèn)為農(nóng)戶認(rèn)知的土地所有權(quán)僅包括公有和私有兩種。據(jù)此，本研究在實(shí)證回歸模型中也僅將農(nóng)戶的所有權(quán)認(rèn)知分為農(nóng)戶個(gè)人所有和公有兩類，以此來(lái)分析承包地所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響。

表2 承包地退出意愿與所有權(quán)認(rèn)知情況
Table 2 Farmers’ willingness to withdraw from contracted land and their cognition of contracted land ownership

項(xiàng)目 Item 總體Totality東北Northeast東部East中部Midlands西部West承包地退出 Withdrawal from contracted land 不愿意永久退出承包地Unwilling to permanently withdraw from contracted land45.1336.8052.1346.4458.11 愿意永久退出承包地Willing to permanently withdraw from contracted land51.6962.3143.0951.1128.38 已經(jīng)退出承包地Have withdrew from contracted land3.180.894.792.4613.51所有權(quán)認(rèn)知 Cognition of contracted land ownership 農(nóng)戶個(gè)人 Peasant household39.0747.4840.4332.6832.43 國(guó)家 Country41.0540.3646.2837.3551.35 集體 Collective17.598.6112.2328.5012.16 國(guó)家集體共有 Owned by country and collective2.293.561.061.474.05

表2(續(xù))

作者及時(shí)間Author &Time ofpublication調(diào)研時(shí)期Period ofresearch樣本區(qū)域Samplearea樣本量Samplesize愿意退出承包地農(nóng)戶占比Proportionof farmersintended towithdrawalfrom contractedland產(chǎn)權(quán)私有認(rèn)知占比及影響方向Proportionand influenceof privatecognition ofproperty rights農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、城鎮(zhèn)化能力等相關(guān)變量影響方向Impact of farmers’non agriculturalemployment,urbanizationability and so on王麗雙等[8],20152014年9—10月遼寧鐵嶺24024.2%愿意退出農(nóng)地承包權(quán)非農(nóng)收入比例對(duì)農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)退出有顯著正向影響,但對(duì)承包權(quán)退出影響不顯著王常偉等[15],20162015年12月滬浙蘇3地1 20834.85%愿意退出承包權(quán)擁有城鎮(zhèn)住房的農(nóng)戶由于財(cái)富效應(yīng)的存在,在一定程度上抑制了農(nóng)戶承包權(quán)的退出意愿韓占兵等[9],20192017年7—8月河南16縣高齡農(nóng)民2 1079.40%愿意退出承包地非農(nóng)收入占比正向影響高齡農(nóng)民承包權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)退出李榮耀等[2],20192017年7—8月改革試驗(yàn)區(qū):重慶梁平、成都溫江、瀘州瀘縣71613.41%已經(jīng)退出承包地63.55%愿意退出承包地分化程度較高的農(nóng)戶有更低的承包權(quán)退出意愿張廣財(cái)?shù)萚5],20202016年長(zhǎng)江三角洲地區(qū)1 36221.37%愿意有償退出承包地分化程度越高的農(nóng)戶,越不愿意放棄農(nóng)地

2.2 模型設(shè)定

正如前述，非農(nóng)就業(yè)程度和所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出決策產(chǎn)生重要影響。遵循這一思路，本研究將農(nóng)戶是否愿意退出承包地作為模型因變量。鑒于模型因變量為二分變量，本研究將采用Probit模型來(lái)考察非農(nóng)就業(yè)和所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響程度。模型構(gòu)建如下：

y

=

δ

+

δ

A

+

δ

Z

+

ε

(8)

模型中：

A

為本研究關(guān)注的核心變量——非農(nóng)收入比例和所有權(quán)認(rèn)知；

Z

表示影響農(nóng)戶承包地退出意愿的其他控制變量，包括戶主個(gè)人特征、家庭特征等；

δ

為待估參數(shù)向量；

ε

為誤差項(xiàng)，包含了一些未能完全控制的因素，如個(gè)人偏好、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

2.3 變量定義

因變量：農(nóng)戶承包地退出意愿是本研究的因變量。由于綜合條件的限制，現(xiàn)實(shí)中已經(jīng)退出承包地農(nóng)戶樣本極少，采用承包地退出行為難以真實(shí)反應(yīng)農(nóng)戶的退地決策。故而，本研究選取的因變量為農(nóng)戶承包地退出意愿。即，在給予補(bǔ)償條件下，農(nóng)戶是否愿意退出承包地。

核心變量：非農(nóng)就業(yè)和所有權(quán)認(rèn)知是本研究的核心解釋變量。借鑒暢倩等，本研究選取非農(nóng)收入比例作為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)水平的代理變量，來(lái)度量非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響。另外，考慮到農(nóng)戶難以對(duì)國(guó)家和集體概念做出明確區(qū)分，本研究?jī)H將所有權(quán)認(rèn)知分為公有和私有兩種，用以考察所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響。

控制變量：本研究將戶主個(gè)人特征、家庭特征作為控制變量加入模型。本研究定義的戶主為家庭主要決策者，作為家中主要事務(wù)的決斷者，其自身特征必然對(duì)家庭決策產(chǎn)生重要影響。本研究選擇家庭主要決策者性別、年齡、受教育年限、健康狀況作為個(gè)人特征的代理變量。黨員干部對(duì)政策的理解更為深刻，可能會(huì)影響其承包地退出意愿；勞動(dòng)力人數(shù)、人均承包地面積、家庭人均年收入作為資源稟賦變量可能會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生影響；老人小孩比例、是否轉(zhuǎn)出土地、是否打算在城鎮(zhèn)購(gòu)買(mǎi)住房可能會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)土地的依賴性進(jìn)而影響農(nóng)戶承包地退出意愿。因此，本研究選擇是否黨員干部戶、勞動(dòng)力人數(shù)、人均承包地面積、家庭人均年收入、老人小孩比例、是否轉(zhuǎn)出土地、是否打算進(jìn)城買(mǎi)房作為家庭特征的代理變量，并將家庭人均年收入取對(duì)數(shù)放入回歸方程。另外，為控制難以觀察到的地區(qū)經(jīng)濟(jì)、文化、制度差異對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響，本研究還將加入省份虛擬變量。

表3 變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)
Table 3 Definition of variables and descriptive statistics

項(xiàng)目 Item 變量名稱Variable name變量定義Definition均值Mean標(biāo)準(zhǔn)差S D因變量Dependent variable是否愿意永久有償退出承包地Farmers’ willingness to withdraw from contracted land是=1,否=00.5360.499核心變量Key variable非農(nóng)收入比例Proportion of non-agricultural income家庭非農(nóng)收入占總收入比重/%0.7820.320所有權(quán)認(rèn)知Cognition of contracted land ownership您認(rèn)為承包地所有權(quán)歸誰(shuí)所有:農(nóng)戶個(gè)人=1,國(guó)家、集體、國(guó)家集體共有=00.3910.488年齡 Age家庭主要決策者年齡/歲54.21810.879個(gè)人特征Personal characteris-tics性別 Sex家庭主要決策者性別:男=1,女=00.8740.332受教育年限Education家庭主要決策者受教育年限/年7.7973.144健康狀況Health家庭主要決策者健康狀況:非常好=1,好=2,一般=3,不好=4,非常不好=51.9780.959是否黨員干部戶Whether there are Chinese Communist Party members or cadres in the family是=1,否=00.3210.467勞動(dòng)力人數(shù)Labor家庭中16歲以上、65歲以下勞動(dòng)年齡人數(shù)/人2.9411.514人均承包地面積Per capita area家庭人均承包地面積/(hm2/人)0.2110.462家庭特征Family char-acteristics家庭人均年收入Per capita annual income of households家庭實(shí)際人均年收入/(元/人)24 364.32660 451.176老人小孩比例Proportion of elderly and children家中16歲以下小孩及65歲以上老人所占比例/%0.3120.296是否轉(zhuǎn)出土地Whether to rent out land是=1,否=00.2880.453是否打算進(jìn)城買(mǎi)房House purchase plan是=1,否=01.4020.726

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 承包地退出意愿影響因素分析

分析前，我們對(duì)模型殘差項(xiàng)進(jìn)行了正態(tài)分布檢驗(yàn)，結(jié)果表明殘差項(xiàng)服從正態(tài)分布，這說(shuō)明選用Probit模型是合理的。

由表4可知，非農(nóng)收入比例顯著影響農(nóng)戶承包地退出意愿，且符號(hào)為正。當(dāng)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)收入占總收入比例越高時(shí)，農(nóng)戶對(duì)土地的依賴性以及土地對(duì)其發(fā)展和生產(chǎn)的重要性越低。出于效用最大化考慮，理性農(nóng)戶會(huì)將更多勞動(dòng)力配置在非農(nóng)領(lǐng)域。故而，非農(nóng)收入比例高的農(nóng)戶承包地退出意愿也更高。假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

表4 承包地退出意愿影響因素分析
Table 4 Analysis on influencing factors of contracted land withdrawal willingness

變量 Variable 模型1 Model 1模型2 Model 2模型3 Model 3系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE非農(nóng)收入比例Proportion of non-agricultural income0.385**0.1660.400**0.165所有權(quán)認(rèn)知Cognition of contracted land ownership-0.229***0.088-0.236***0.088年齡 Age0.008*0.0050.009**0.0050.009*0.005性別 Sex-0.0580.123-0.1220.123-0.1020.123受教育年限 Education0.0050.0150.0040.0150.0030.015健康狀況 Health0.083*0.0480.086*0.0470.085*0.048是否黨員干部戶Whether there are Chinese Communist Party members or cadres in the family0.1640.1010.1360.1020.1380.102勞動(dòng)力人數(shù) Labor0.0370.0370.0540.0370.0480.037人均承包地面積 Per capita area-0.1400.091-0.177**0.088-0.147*0.089家庭人均年收入Per capita annual income of households-0.0210.045-0.0220.045-0.0180.045老人小孩比例Proportion of elderly and children0.0430.1820.0770.1830.0690.183是否轉(zhuǎn)出土地Whether to rent out land0.0070.1010.0900.093-0.0010.101是否打算進(jìn)城買(mǎi)房House purchase plan-0.0480.061-0.0360.061-0.0450.062省份虛擬變量Province dummy variable已控制已控制已控制Pseudo R20.0610.0620.067χ277.432***78.431***82.918***Sktest(P>chi2)0.0100.0130.077Observation1 0061 0061 006

注：*、**、***表示在10%、5%、1%水平下顯著。限于篇幅，省略省級(jí)虛擬變量的回歸結(jié)果。下同。
Note: *, ** and ***represent the significance of 10%, 5% and 1%. For space limitation, the regression results of province dummy variables are omitted. The same below.

與林佩琪等一致，產(chǎn)權(quán)歸屬顯著影響農(nóng)戶承包地退出意愿，且符號(hào)為負(fù)。這可能是因?yàn)?，相?duì)于國(guó)家和集體所有權(quán)等公有認(rèn)知，當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)知的農(nóng)地所有權(quán)屬于其個(gè)人時(shí)，稟賦效應(yīng)更強(qiáng)，農(nóng)戶對(duì)退地的補(bǔ)償要求也更高，這進(jìn)一步降低了農(nóng)戶承包地退出意愿。假說(shuō)2得到驗(yàn)證。

其他控制變量方面，家庭主要決策者年齡顯著正向影響農(nóng)戶承包地退出意愿。這是因?yàn)椋殡S著家庭主要決策者年齡增加，其工作經(jīng)驗(yàn)愈發(fā)豐富，非農(nóng)就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力逐漸增強(qiáng)。而農(nóng)戶承包地退出意愿與家庭主要決策者非農(nóng)就業(yè)狀態(tài)相聯(lián)系，當(dāng)家庭主要決策者非農(nóng)收入穩(wěn)定時(shí)，農(nóng)戶退出承包地的可能性升高。家庭主要決策者身體狀況顯著正向影響農(nóng)戶承包地退出意愿。這是因?yàn)?，?dāng)家庭主要決策者身體狀況較差時(shí)，該農(nóng)戶家庭難以負(fù)擔(dān)起農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需繁雜的體力勞動(dòng)。相應(yīng)地，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益降低，農(nóng)戶更愿意選擇退出承包地來(lái)獲得相應(yīng)補(bǔ)償。人均承包地面積顯著負(fù)向影響農(nóng)戶承包地退出意愿。這主要是由于，農(nóng)戶的承包地退出意愿與其資源稟賦密切關(guān)聯(lián)。農(nóng)戶人均承包地面積越大，其擁有的土地稟賦越多，農(nóng)戶就需要更加慎重地考慮承包地退出決策。

3.2 非農(nóng)就業(yè)對(duì)所有權(quán)認(rèn)知負(fù)面影響的緩解作用

為探究非農(nóng)就業(yè)對(duì)所有權(quán)私有認(rèn)知負(fù)面影響的緩解作用，參照孫鵬飛等和方師樂(lè)等，本研究將高于非農(nóng)收入比例平均值的農(nóng)戶劃分為高分化組，將低于非農(nóng)收入比例平均值的農(nóng)戶劃分為低分化組，進(jìn)一步對(duì)比不同組別所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響。表5顯示，所有權(quán)認(rèn)知對(duì)兩組農(nóng)戶承包地退出意愿都呈顯著負(fù)向影響。但從強(qiáng)度來(lái)看，所有權(quán)認(rèn)知對(duì)高分化組的邊際效應(yīng)要小于低分化組。這表明，非農(nóng)就業(yè)程度的加深能緩解所有權(quán)私有認(rèn)知對(duì)承包地退出意愿的不利影響。這主要是因?yàn)榉寝r(nóng)就業(yè)程度較深農(nóng)戶對(duì)承包地的依賴性較低，其稟賦效應(yīng)也相對(duì)較低，這進(jìn)一步緩解了所有權(quán)私有認(rèn)知所造成的負(fù)面影響，假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

表5 所有權(quán)認(rèn)知對(duì)不同農(nóng)戶承包地退出意愿的影響
Table 5 Differential impact of ownership cognition

變量Variable低分化組 Low differentiation高分化組 High differentiation邊際效應(yīng)Marginal effect標(biāo)準(zhǔn)誤SE邊際效應(yīng)Marginal effect標(biāo)準(zhǔn)誤SE所有權(quán)認(rèn)知Cognition of contracted land ownership-0.104*0.055-0.078**0.040其他控制變量 Other variables已控制已控制Pseudo R20.0710.071χ228.301*63.220***Observation315691

3.3 異質(zhì)性分析

觀察回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各地區(qū)非農(nóng)收入比例及所有權(quán)認(rèn)知狀況對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響方向基本一致。

首先，非農(nóng)收入比例在東北、東部、中部皆對(duì)承包地退出意愿呈正向影響，其中中部地區(qū)影響較為顯著。中部地區(qū)非農(nóng)收入比例影響更為顯著可能是因?yàn)?，一方面，相較于東部地區(qū)，中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，在農(nóng)戶非農(nóng)化過(guò)程中，承包地退出收益能成為農(nóng)民工市民化的一大助力。而東部地區(qū)整體收入水平較高，農(nóng)戶反而更傾向于將土地作為增值性資產(chǎn)長(zhǎng)期持有。另一方面，相較于東北地區(qū)，中部地區(qū)人均耕地面積較小，其承包地退出補(bǔ)償收益也會(huì)更低，非農(nóng)收入比例增加對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響也就更顯著。

其次，所有權(quán)認(rèn)知狀況在東北、東部和中部地區(qū)皆對(duì)承包地退出意愿呈負(fù)向影響，其中東北地區(qū)影響較為顯著。東北地區(qū)所有權(quán)認(rèn)知狀況更顯著可能是因?yàn)?，東北地區(qū)農(nóng)戶土地稟賦較多。相應(yīng)地，土地所有權(quán)認(rèn)知也會(huì)對(duì)農(nóng)戶的承包地退出意愿產(chǎn)生更大的影響。

最后，非農(nóng)收入比例與所有權(quán)認(rèn)知狀況對(duì)西部地區(qū)承包地退出意愿影響皆不顯著，且符號(hào)與理論預(yù)期相反。這一方面可能是因?yàn)闃颖局形鞑康貐^(qū)農(nóng)戶整體承包地退出意愿較低；另一方面則可能因?yàn)槲鞑康貐^(qū)僅有貴州1個(gè)省份，樣本代表性略有不足。

表6 地區(qū)異質(zhì)性分析
Table 6 Regional difference analysis

變量Variable東北 Northeast東部 East中部 Midlands西部 West系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE非農(nóng)收入比例Proportion of non-agricultural income0.3400.2300.4770.6150.710**0.316-1.1263.205所有權(quán)認(rèn)知Cognition of contracted land ownership-0.457***0.149-0.1300.203-0.1410.1470.0670.446其他控制變量 Other variables已控制已控制已控制已控制Pseudo R20.0720.0820.0790.189χ229.896***20.59739.629***17.561Observation33718840774

3.4 內(nèi)生性討論

本研究討論的核心為非農(nóng)就業(yè)水平及所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響。由于農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)往往是家庭成員共同商議的結(jié)果，其決策過(guò)程受到農(nóng)戶家庭特征的影響。同時(shí)，這些家庭特征也可能對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿產(chǎn)生影響。當(dāng)家庭特征中的不可觀測(cè)因素未能控制到方程中時(shí)，遺漏變量的存在會(huì)使估計(jì)結(jié)果存在偏誤。此外，農(nóng)戶承包地退出意愿與非農(nóng)就業(yè)水平之間還可能存在反向因果問(wèn)題。具體而言，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)水平的升高會(huì)促使農(nóng)戶退出承包地，這是本研究的研究假說(shuō)。但同時(shí)，相比于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，樂(lè)于退出承包地的農(nóng)戶在非農(nóng)就業(yè)方面也可能更有優(yōu)勢(shì)，由此造成某種程度的反向因果問(wèn)題。針對(duì)上述問(wèn)題，為了得到一致的估計(jì)結(jié)果，本研究將引入工具變量，采用IV-Probit模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果詳見(jiàn)表7。

表7 工具變量法估計(jì)結(jié)果
Table 7 Estimation results of IV method

變量 Variable 第1階段First stage第2階段 Second stageIV-Probit2SLS非農(nóng)收入比例Proportion of non-agricultural income1.213***0.471**所有權(quán)認(rèn)知Cognition of contracted land ownership-0.243***-0.092***村平均非農(nóng)收入比例Proportion of non-agricultural income in the village0.786***其他控制變量 Other variables已控制已控制已控制Wald檢驗(yàn)P值0.073F值43.07***Observation1 0061 0061 006

回歸結(jié)果顯示，IV-Probit模型的Wald檢驗(yàn)

P

值為0.073，在10%水平上拒絕了“非農(nóng)收入比例為外生變量”的原假設(shè)，即農(nóng)戶非農(nóng)收入比例為內(nèi)生變量。為控制內(nèi)生性問(wèn)題，參照陳宏偉等與周來(lái)友等，本研究選取村平均非農(nóng)收入比例作為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)水平的工具變量。一方面，農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)水平在很大程度上取決于當(dāng)?shù)卣w非農(nóng)就業(yè)狀況；另一方面，農(nóng)戶承包地退出意愿在農(nóng)戶之間存在異質(zhì)性，并不直接由當(dāng)?shù)卣w非農(nóng)就業(yè)狀況決定。因而，本研究認(rèn)為村平均非農(nóng)收入比例可以作為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)水平的工具變量。表7顯示，工具變量聯(lián)合檢驗(yàn)

F

值顯著大于10，且工具變量在1%水平下顯著影響內(nèi)生變量，這表明不存在弱工具變量問(wèn)題。在引入工具變量后，回歸結(jié)果顯示，非農(nóng)就業(yè)顯著正向影響農(nóng)戶承包地退出意愿，所有權(quán)認(rèn)知顯著負(fù)向影響農(nóng)戶承包地退出意愿?；貧w結(jié)果與基準(zhǔn)模型一致，驗(yàn)證了本研究假說(shuō)。需注意的是，與基準(zhǔn)模型相比非農(nóng)收入比例系數(shù)顯著增大，這表明原模型低估了非農(nóng)就業(yè)對(duì)承包地退出的影響。可能的原因是，在城鄉(xiāng)社會(huì)保障體系不健全的背景下，土地除承擔(dān)生產(chǎn)功能外還兼具社會(huì)保障功能，這導(dǎo)致農(nóng)戶即使在非農(nóng)就業(yè)水平較高時(shí)也不敢輕易退出承包地。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究采用替換關(guān)鍵變量的方法，用農(nóng)戶家庭中非農(nóng)就業(yè)180 d以上勞動(dòng)力占家庭勞動(dòng)年齡人數(shù)比例來(lái)替代非農(nóng)收入比例，所得結(jié)論與基準(zhǔn)模型并無(wú)本質(zhì)差異，體現(xiàn)了實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。從表8中可以看出，隨著非農(nóng)就業(yè)比例的升高，農(nóng)戶愿意退出承包地的可能性增大，所有權(quán)私有認(rèn)知所帶來(lái)的負(fù)面影響也有所緩解，實(shí)證結(jié)果高度支持理論分析。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)
Table 8 Robustness test

變量 Variable 全部樣本All samples低分化組Low differentiation高分化組High differentiation系數(shù)Coefficient標(biāo)準(zhǔn)誤SE邊際效應(yīng)Marginal effect標(biāo)準(zhǔn)誤SE邊際效應(yīng)Marginal effect標(biāo)準(zhǔn)誤SE非農(nóng)就業(yè)180 d以上勞動(dòng)力比例Proportion of labor with non-agricultural employment more than 180 days0.238*0.125所有權(quán)認(rèn)知Cognition of contracted land ownership-0.186**0.091-0.077*0.045-0.0650.049其他控制變量 Other variables已控制已控制已控制Pseudo R20.0700.0510.120χ289.348***35.681**64.968***Observation975540435

3.6 與現(xiàn)有研究對(duì)比

通過(guò)對(duì)不同時(shí)期的研究進(jìn)行對(duì)比，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶所有權(quán)認(rèn)知與承包地退出意愿的變化情況。對(duì)不同背景實(shí)證結(jié)果的比較，也可以幫助我們理解現(xiàn)有研究之間存在沖突的原因，厘清承包地退出機(jī)制。

整體看來(lái)，第一，穩(wěn)定農(nóng)戶承包權(quán)、土地確權(quán)頒證等一系列政策的實(shí)施確實(shí)給農(nóng)民吃下了“定心丸”。但政策對(duì)農(nóng)戶權(quán)利的保護(hù)卻使農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)認(rèn)知逐步出現(xiàn)偏差，梳理已有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地所有權(quán)私有認(rèn)知比例有所升高。目前有關(guān)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知的研究大多集中在土地流轉(zhuǎn)方面，少數(shù)有關(guān)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知與農(nóng)戶承包地退出意愿的文章基本認(rèn)為，農(nóng)地產(chǎn)權(quán)的私有認(rèn)知會(huì)阻礙農(nóng)戶承包地退出意愿。第二，各地區(qū)愿意退出承包地的農(nóng)戶比例有所不同，但基本都超過(guò)20%。這表明研究農(nóng)戶承包地退出作用機(jī)制不僅是農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要，也符合農(nóng)戶的切實(shí)需求。第三，有關(guān)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、城鎮(zhèn)化能力等對(duì)承包地退出的研究得出了相互沖突的結(jié)論。分析發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，分化程度高的農(nóng)戶反而更不愿意放棄農(nóng)地。這與農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地的增值預(yù)期和農(nóng)戶自身經(jīng)濟(jì)水平有一定關(guān)聯(lián)。第四，以往研究基本都關(guān)注于單一因素對(duì)農(nóng)戶退地的影響。本研究則立足于農(nóng)戶所有權(quán)認(rèn)知與非農(nóng)就業(yè)的最新變化，基于2019年全國(guó)性數(shù)據(jù)，分析考察了非農(nóng)就業(yè)和所有權(quán)認(rèn)知對(duì)承包地退出的綜合影響，豐富了對(duì)承包地退出機(jī)制的研究。此外，區(qū)域異質(zhì)性的考察，也進(jìn)一步解釋了以往研究的沖突，可以為新時(shí)期探索承包地退出模式提供借鑒。

表9 關(guān)于農(nóng)戶承包地退出意愿的研究
Table 9 Study on Farmers’ willingness to withdraw from contracted land

作者及時(shí)間Author &Time ofpublication調(diào)研時(shí)期Period ofresearch樣本區(qū)域Samplearea樣本量Samplesize愿意退出承包地農(nóng)戶占比Proportionof farmersintended towithdrawalfrom contractedland產(chǎn)權(quán)私有認(rèn)知占比及影響方向Proportionand influenceof privatecognition ofproperty rights農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)、城鎮(zhèn)化能力等相關(guān)變量影響方向Impact of farmers’non agriculturalemployment,urbanizationability and so on晉洪濤等[30],20112009年7—8月河南24縣49411.7%認(rèn)為農(nóng)村土地歸個(gè)人所有王凱等[31],2010四川成都29231.5%認(rèn)為農(nóng)村土地歸農(nóng)民個(gè)人所有高佳等[10],20152013年6—8月陜西關(guān)中地區(qū)58088.45%有補(bǔ)償愿意退出39.31%無(wú)補(bǔ)償也愿意退出43.62%認(rèn)為自己擁有土地占有權(quán)私有認(rèn)知對(duì)以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)戶口呈正向影響,即存在私有認(rèn)知愿意以承包地?fù)Q城鎮(zhèn)戶口農(nóng)業(yè)收入比重對(duì)土地?fù)Q城鎮(zhèn)戶口和保險(xiǎn)呈負(fù)向影響,即農(nóng)業(yè)收入比重低的農(nóng)戶更愿意退地高佳等[16],20162013年6—9月陜西關(guān)中地區(qū)61923.4%愿意退出23%認(rèn)為自己擁有土地所有權(quán)產(chǎn)權(quán)認(rèn)知不顯著農(nóng)業(yè)總收入對(duì)退地意愿有顯著負(fù)向影響林佩琪等[11],20182014和2015年 全國(guó)13省25區(qū)縣1 85155.56%愿意交回11.11%交回但要補(bǔ)償37.98%認(rèn)為承包地屬個(gè)人所有私有認(rèn)知負(fù)向影響農(nóng)戶退出農(nóng)地意愿,正向影響補(bǔ)償狀況戶主外出務(wù)工時(shí)間越長(zhǎng),認(rèn)為應(yīng)無(wú)償交回承包地的可能性越大牛海鵬等[14],20192018年4月河南60768%農(nóng)戶在有補(bǔ)償情況下愿意退出承包地43%認(rèn)為土地所有權(quán)屬于個(gè)人產(chǎn)權(quán)認(rèn)知不顯著收入來(lái)源非農(nóng)化程度越高,越愿意退出承包地

4 研究結(jié)論與啟示

農(nóng)村承包地是農(nóng)民生產(chǎn)與生活最基本的要素之一，也是其家庭資產(chǎn)的重要組成部分。是否愿意退出承包地是農(nóng)戶基于家庭效用最大化所做出的決定，是對(duì)承包地退出成本收益綜合比較后的結(jié)果。本研究通過(guò)構(gòu)建承包地退出的理論模型，利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，就非農(nóng)就業(yè)和所有權(quán)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶承包地退出意愿的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)戶的承包地所有權(quán)認(rèn)知與土地制度存在錯(cuò)位，39.07%的農(nóng)戶認(rèn)為承包地屬農(nóng)戶個(gè)人所有，承包地的私有認(rèn)知降低了農(nóng)戶承包地退出意愿。第二，農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)程度的升高會(huì)降低農(nóng)戶對(duì)土地的依賴性，這不僅有助于提高農(nóng)戶承包地退出意愿，還在一定程度上緩解了所有權(quán)私有認(rèn)知對(duì)承包地退出意愿的負(fù)面影響，控制內(nèi)生性后非農(nóng)就業(yè)對(duì)承包地退出意愿的促進(jìn)程度加大。

基于上述結(jié)論，得出如下啟示：第一，村委會(huì)作為村民自治組織，在日常工作中應(yīng)通過(guò)廣播、主題教育會(huì)等活動(dòng)，加大對(duì)相關(guān)政策的宣傳力度，幫助農(nóng)戶樹(shù)立正確的產(chǎn)權(quán)認(rèn)知。改變現(xiàn)實(shí)中隨著地權(quán)逐步穩(wěn)定，農(nóng)戶私有認(rèn)知反而增加的狀況。第二，政府在引導(dǎo)農(nóng)戶自愿有償退出承包地時(shí)，應(yīng)注重對(duì)非農(nóng)收入比例較高農(nóng)戶——即承包地退出政策目標(biāo)群體的調(diào)研與宣傳。當(dāng)農(nóng)戶存在承包地退出意愿前提下，了解清楚農(nóng)戶真實(shí)需求，依據(jù)農(nóng)戶需求制定承包地退出方案。與此同時(shí)，也要加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶的非農(nóng)職業(yè)教育培訓(xùn)、多渠道搭建就業(yè)需求平臺(tái)，保障農(nóng)戶非農(nóng)收入穩(wěn)定性和就業(yè)機(jī)會(huì)多樣性。第三，承包地除承擔(dān)生產(chǎn)功能外還具有社會(huì)保障功能。應(yīng)在保障農(nóng)戶非農(nóng)收入基礎(chǔ)上，建立和完善城鄉(xiāng)社會(huì)保障體系，確保離地農(nóng)戶享有和城鎮(zhèn)居民一樣的醫(yī)療、養(yǎng)老及公共設(shè)施服務(wù)，剝離承包地社會(huì)保障功能，解除退地農(nóng)戶的后顧之憂。