兼业程度、地权期待与农户的土地退出意愿，本文主要内容关键词为：地权论文,农户论文,意愿论文,程度论文,期待论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
20世纪80年代末以来，随着市场化改革的深入和工业化的推进，中国农户兼业经营迅速发展。第一次和第二次全国农业普查数据显示，1996年农户兼业率为45％，2006年已达68％。由于在劳动力资源禀赋、非农工作机会等方面存在差异，兼业不可避免地造成农户的分化，从而引发农户的土地退出问题，给城乡统筹发展带来新的挑战和机遇。一方面，兼业经营分化出来的部分农民，积累了相应的财富，具备了在城市生活的职业技能，渴望融入城市成为市民。这些农户构成中国城镇化的基本动力。另一方面，通过在城市兼业，部分农民减少了对农村土地的依赖，放弃土地、退出农村的意愿增强。这为家庭农场、专业大户、农民专业合作社等新型农业经营主体形成提供了条件。
十七届三中全会之后，中国的土地制度改革进程加快，土地流转在全国范围内迅速兴起，兼业型劳动力转移进一步提速。据国家统计局统计，至2012年年底，全国农村外出务工劳动力达2.626亿人，比2003年增加了一倍多。农村劳动力大量流入城市，致使中国城乡土地资源利用“冰火两重天”现象日益突出。对城市而言，在十八亿亩耕地红线的压力下，建设用地日益紧张，城市房价一路走高，农民市民化的阻力增大。对农村而言，农民房屋大量闲置，但集体建设用地仍在不断扩张，“空心村”问题普遍，农村土地资源浪费严重。针对这种情况，在“占补平衡”、“增减挂钩”的思路下，一些地方政府尝试通过制度创新实现城乡土地资源的统筹利用，鼓励和引导农民放弃农村土地向市民转变。一些学者也开始对农民土地退出问题进行研究。不过，已有土地退出的文献，或者着眼于城乡户籍制度改革，或者立足于宅基地、承包地的流转，以纯粹的学理研究为主，实证方面的研究很少且主要为个别地区案例分析或较小范围内影响因素的计量分析。在全国大范围调查的基础上，综合农民兼业经营、土地权益主张和土地退出意愿的实证研究尚未发现。因此，本文依托国务院发展研究中心2011年在全国范围展开的农村抽样调查，运用结构方程模型，系统考察农户的兼业经营行为、土地权益期待及其土地退出意愿之间的相互关系，以图为健康推进新型城镇化、统筹利用城乡土地资源提供理论支撑和政策参考。
二、理论背景与研究假说
有学者认为，农业的持续发展和农村改革的不断深化，将推动农民从兼业经营迈入农业专业化的发展轨道[1]。而且，农村劳动力转移的各种制约因素将逐渐淡化，兼业型转移将极大地推动中国的城市化进程[2]。从他们的逻辑来看，部分兼业农户终将退出农业农村①。冯海发指出，宏观经济约束的微观效果并不是平均分配的，经济发展会让一部分农户完全脱离农业，为了促进农户兼业化由低级向高级的转变，进而加快高级兼业化农户从农村退出的速度，必须解决非农业化人口的后顾之忧[3]。高强和雷海章基于农户分化的视角，指出为了推动传统社会向现代社会转变，要促进兼业农户分化，使部分农户转变为非农户，尤其是农户兼业深化的东部地区，更要注重农民的市民化[4]。随着农户兼业的高级化，部分农户逐步向本地小城镇和城市转移。而异地兼业本身就是城市化的一部分，异地兼业工作的稳定，让兼业农户逐渐融入城市，成为市民。因此，长远来看，农户兼业化为城市化准备了条件[5]，可以促进城市化的发展。高强和赵贞发现，专业农户一旦转移到兼业农户，便失去了重新转移回去的动力，即中国农户的兼业行为具有不可逆性。这种不可逆性表现在两方面：一是从专业农户到兼业农户；二是从一兼农户到二兼农户[6]。那么，二兼之后呢？可以推断，随着城市进入壁垒破除、城乡一体化加速，部分二兼农户将会留在城市、退出农村。据梅建明调查，早在2003年已有多达75％的二兼农户表示，只要具备适当条件就愿意完全放弃农业经营，改变农民身份成为城市市民[7]。基于此，本文提出第一个研究假说：
H1：农户的兼业经营行为对农户的土地退出意愿有正向作用，即农户的兼业化程度越高，越愿意完全放弃农村土地成为市民。
因兼业经营而形成的农民在城乡之间“候鸟式”的工作和生活，会对其市场意识、权利意识产生影响吗？已有的研究给出了肯定答案。曾绍阳和唐晓腾对江西20个村的调查发现，改革开放后农民的价值理念已由大集体时代的“生存理性”向市场经济下的“经济理性”转变，而且农民的权益诉求、法律意识都明显提高，有近50％的农户认为在城市的兼业行为能够极大地增强农民的民主意识和法律意识[8]。近几年，农民工的权利意识和法律认知水平显著提高、权利主张和权利要求日益强烈。而且，农民工权利意识的觉醒，在产权方面表现得最为突出[9,10]。虽然关于农村转移劳动力权利意识的研究主要着眼于农民工在城市的工作和生活，但是根据知识扩散理论，长期在城市兼业的农民，可能会接触更多的现代经济因素和法律知识，并因之而改变其对农村土地权益的期待及主张。为了探索兼业行为与土地权益意识的关系，本文提出以下假说：
H2：农户在城乡之间的兼业经营行为能够强化农户的土地权益意识和主张，兼业化程度越高，农户越期待获得更多的农村土地权益。
产权清晰是市场有效率运行的前提。完善的产权制度能有效保障产权主体的权益，从而促进交易的达成。如果物品的产权边界是不明确的或者说产权易于被削弱，那么其参与交易的可能性将会被抑制，而且产权主体对所交易物品的价值评价，主要取决于他在交易中控制产权的多寡或产权“强度”[11]。姚洋的研究也表明，较自由的土地交易不仅能够提高农户对土地投资的积极性，还能够促进土地的流转[12]。正是受到产权经济学的启发，近些年来，中国不断强化农户的土地承包权益，并加快了对农村土地的确权工作。这些举措改善了农民对土地权益的认知，增强了农民对获得更多土地权益的期待。
宅基地是农民最重要的生活资料，房屋是农民最重要、最值钱的财产，农民进城时，理论上有权自由处分宅基地。但是，物权法规定农户对宅基地享有占有和使用的权利，却并没有明确收益权，导致农村宅基地使用权不能像承包地一样进行流转，更无法抵押。这不仅限制了农民对属于自己财产的有效处分，使农村房屋成为不具有基本市场价值的固化资产，而且也实际上剥夺了农民从农村退出的权利[13,14]。由于农村宅基地和房屋市场几乎不存在，如何收回在房屋上的投资是他们在市民化道路上面临的现实难题。同时，近年来国家关于农村土地的法规、政策密集出台，农民的土地权利意识被进一步激发，争取土地权利的诉求越来越强烈[15]，对土地的升值预期也持续走高。在这一背景下，部分兼业程度较高的农户，期待获得更多、更灵活的农村土地使用权，以便能够将建造的农村房屋转让出去，收回投资，获得进入城市生活的一笔启动资金，并实现从农业农村的彻底退出。上述分析表明，满足农民的期待，给予农民更多的农村土地权益，尤其是农村宅基地的权益，可能有利于推动部分兼业化程度较高的农户“弃地进城”。因此，本文提出第三个假说：
H3：满足农户对土地权益的期待，给予农户更多的土地权益，有助于推动部分兼业农户放弃农村土地进入城市。
综上所述，不仅农户的兼业经营、土地权益意识可能会直接影响农户的土地退出，兼业经营还可能会强化农户的土地权益期待②，从而间接影响农户“弃地进城”的意愿。因此，各个变量之间的逻辑关系如图1所示。
图1 农户土地退出的分析框架
三、模型设定、变量选择与数据来源
(一)模型选择与设定
在本文所要研究的几个变量中，土地权益期待和土地退出意愿都属于农户的主观认识，无法直接测量以及避免测量误差。另外，在农村土地流转加速、城市化进程加快的当下，一些学者仅用非农收入比重作为衡量农户兼业经营程度的指标显然不够全面，因此，需要纳入更多的可测指标，对兼业程度进行综合性评价。而且，农户的兼业经营可能与农户的土地权益期待相互联系。变量间的这些特征，使得传统的统计方法难以得到较为精确的结果，而结构方程模型能很好地处理相关问题。因此，本文采用结构方程来分析各潜变量之间、各可测指标与潜变量之间的关系。结构方程由测量模型和结构模型构成。
(二)变量确定与指标选择
为了检验理论假说能否成立，本文将农户的土地退出意愿作为(潜在)因变量，将农户的兼业行为和土地权益期待作为(潜在)自变量，并选择适当的指标对各变量进行测量。各变量的指标选择如下：
农户的土地退出意愿。从现实情况来看，农户土地退出的方式主要有四种：一是政府有偿征收承包地或宅基地；二是农户以农村宅基地换城镇住房；三是农户以农村承包地换取城镇养老保险等；四是农户把土地交给集体，由集体长期出租给涉农企业。因此，本文把农民是否愿意通过上述四种方式放弃农村土地，作为衡量其土地退出意愿的四个指标。
农户的兼业经营程度。一些学者根据日本的经验，用非农收入占家庭总收入的比重作为衡量农户兼业程度的一个指标，比重越高，兼业程度也就越强，并将非农收入比重小于50％的农户称为一兼农户，比重大于50％的农户称为二兼农户。借鉴这些文献，本文把非农收入比重作为衡量兼业程度的一个可测指标。同时，结合研究目的和当前农村土地流转加速、城乡一体化进程加快的现实，本文把受访者当前的职业状态、家庭是否有成员在城镇租房、家庭是否有承包地流转出去三个指标，同样作为衡量农户兼业化程度的可测指标。显然，如果受访者当前的职业倾向脱离农业农村、农户有家庭成员在城镇长期租房居住、农户将部分土地出租以应对部分家庭成员离乡离土造成的务农劳动力短缺，他们就会比没有类似情况的农户兼业经营程度更高。
农户的土地权益期待。农村的土地分为承包地和宅基地。近年来，随着农村土地承包经营权流转市场的完善，农村承包地的市场价值迅速提高，农户退出承包地的阻力也相对较小。而宅基地方面的改革推进缓慢，即使农户有出售自家房屋的需求，大部分地区也不存在相应的市场。就当前来看，农民对进一步获得宅基地权益的期待应远大于承包地。大城市周边虽饱受打压却不断增多的小产权房，是这一期待的脚注。因此，本文在选择指标时，重点考虑农户对宅基地权益的主张，选择“是否应该把农地给予农民长久使用”、“是否应该允许农民用土地做抵押贷款”、“是否应该给农民房屋发房产证”、“是否应该允许农民把房屋卖给非本村人”四个指标来反映农户的地权期待。各指标的名称和具体测量标准如表1所示。
需要说明的是，由于农户经济行为及其认知不可避免地存在相关性，为了更精确地估计各潜变量之间的关系，模型必须考虑到各可测指标之间的关联性。比如，家庭是否有成员在城镇租房，可能会影响受访者对于自由售卖农村房屋的期待，而家庭的非农收入比重，则可能会与农户的土地退出意愿有直接关联。因此，结构方程模型需要注意误差项与误差项之间的协方差，对反映这种关联的路径进行考察。
(三)数据来源及说明
本文使用的数据来自国务院发展研究中心。2011年7～9月，国务院发展研究中心“统筹城乡发展中农民土地权益保障研究”课题组开展了全国性的农户土地权益调查。调查问卷不仅涵盖农户的家庭特征、兼业经营行为等，还重点关注了农民的土地权益期望，探询了农民的土地退出意愿。在选定指标后，本文采用列表删除法对样本数据进行处理(即在一条记录中，只要存在一项缺失，则删除该记录)，最终得到分布在25个省(市、区)的223条无缺失值的样本数据③。由于模型共有12个可测指标，223个样本能够很好地满足模型分析的要求。
四、模型检验与估计结果分析
(一)数据的信度和效度检验
为了保证测量结果的一致性或稳定性，本文首先采用克隆巴赫α系数检验样本数据的信度。社会学领域一般认为，当α≥0.5时，问卷的信度就是可接受的。一些学者指出，根据问卷的情况，当α≥0.3时，数据信度是可以勉强接受的。本文的数据分析结果为：(1)12个可测指标全部数据的α值为0.521，问卷整体信度效果可以接受；(2)兼业程度的α值为0.535，地权期待、土地退出意愿的α值分别为0.310、0.344，三个变量的信度都勉强可以接受。
为了确定测量工具设计的有效性，在建立结构方程模型之前，本文选用KMO和Bartlett指标检验样本数据是否达到效度要求。在社会学领域，当Bartlett指标的显著性概率p≤0.05且KMO指标的值≥0.5时，才可以认为样本数据达到效度要求，能够进行因子分析。本文的KMO值为0.594，Bartlett的显著性概率p＝0.000，表明数据通过了效度检验。
尽管上述几个指标的检验结果并未达到最优，但是考虑到数据中既有二分变量又有四分变量、五分变量，且测量指标既有受访者的主观感知情况，又有受访者及其家庭情况的客观描述，当前的检验结果仍表明样本数据适合做社会学领域的计量分析。下文给出的结构方程模型的标准化路径系数，也进一步验证了样本数据的效度。
(二)结构方程的适当性检验
为了保证采用结构方程模型的适当性，必须对模型的各拟合度指标和标准化后的路径系数进行检验。结构方程模型的拟合指标较多，常用的有卡方自由度比CMIN/DF、概率水平p、RMR、RMSEA、GFI、NFI、IFI、CFI、AIC、BCC、ECVI等。其中CMIN/DF、RMR、RMSEA、AIC、BCC、ECVI值越小越好，且要求CMIN/DF小于2、p值大于0.1④、RMR和RMSEA值小于0.08；GFI、IFI、NFI、CFI值介于0～1，数值在0.8以上效果尚可，0.9以上效果理想。
对比模型的拟合指数，发现除NFI指标外，其他指标都非常理想(见表2)，表明理论模型很好地拟合了样本数据。采用Maximum Likelihood估计法，运用Amos20软件计算得到模型各路径的参数估计(见表3)。结果表明，除“兼业程度→地权期待”这一路径之外⑤，其他标准化之后的路径系数都在10％的水平下通过了显著性检验。因此，总体来看，本文对样本数据进行结构方程模型分析是适当的。
(三)模型结果分析
结构模型估计结果表明(见表3)，“兼业程度→土地退出意愿”和“地权期待→土地退出意愿”两个路径都在5％的显著性水平下获得了支持。因此，H1和H3得到了证实，即农户的兼业化程度和农户对土地权益期待，都与农户退出农村土地的意愿正相关。而且两个路径标准化之后的系数值都较高，表明兼业程度、地权期待对农户的土地退出意愿具有很好的解释力。从具体数值来看，土地权益对农户土地退出意愿的影响更强，达到0.537，即土地权益主张每得到一个单位的满足，农户退出土地的意愿就会增加0.537个单位；兼业经营对农户的土地退出意愿的影响相对较弱，为0.469，即兼业经营程度每提高一个单位，农户的土地退出意愿就会增加0.469个单位。此外，虽然不够显著，农户的兼业程度与农户的地权期待仍然是正相关关系，即兼业程度的提高，能够强化农户对土地权益的主张。如果适当下调显著性水平，结构模型中的“兼业程度→地权期待”这一路径也可以获得支持。也就是说，在更为宽松的条件下，H2也获得了证实。不过，即便如此，这一路径标准化之后的系数也只有0.194，说明当前农户的兼业程度对地权期待或主张的促进作用相当微弱。
表3中测量模型反映的各种关系可以归纳为：(1)在反映农户兼业程度的4个可测指标中，受访者家庭是否有成员在城镇租房、受访者当前的兼业情况、其家庭是否有耕地流出以及家庭非农收入占比等，都在1％的显著性水平下对农户的土地退出意愿有正向作用，而且这些指标与农户的兼业经营程度之间的标准化路径系数依次增加。(2)在反映土地权益期待的4个可测指标中，应该给农民房屋发房产证、应该允许农民把房屋卖给非本村人、应该给农民土地的长久使用权、应该允许农民以土地做抵押贷款等，对农户土地退出意愿的影响在给定检验水平下都颇为显著。这表明，如果满足农民对农村土地权益的一些要求，他们退出土地的意愿就会增强。(3)在反映农户土地退出意愿的4个指标中，整村土地外租、有偿放弃宅基地、宅基地换城镇房、承包地换养老保险等都在给定的显著性水平通过了检验，而且主成分分析显示，这些指标对农户土地退出意愿的因子载荷都较高。这说明用它们来衡量农户的土地退出意愿是合理的。从各指标标准化后的参数值大小来看，整村土地租给公司、宅基地换城镇房要比有偿退出闲置宅基地、承包地换养老保险更能反映农户的土地退出意愿。也就是说，在考虑土地的退出补偿时，农户更乐于选择把土地长期出租给公司或者换城镇房，而非获得一次性征地收入或养老保险⑥。
此外，残差项e10和e1、e7的相关性也表明，反映兼业程度的一些可测指标，如家庭成员在城镇租房与否，也会通过一些路径影响农民对自家房屋自由买卖的期望，并进而影响农户“用宅基地换城镇房”的意愿。e8和e9的相关性则表明，对于渴望获得土地抵押权的农户而言，他们更愿意“用承包地换养老保险”。考虑到城市的社会保险可以通过现金补缴来获得，二者的这种关联性不难理解。
五、研究结论与政策启示
本文使用全国调查问卷数据，以农户的土地退出意愿、兼业经营程度和土地权益期待为潜变量，尝试构建了结构方程模型。样本数据通过了信度和效度检验，而且拟合指数和路径系数也表明，采用结构方程模型分析是适当的。研究发现，农户的土地退出意愿可以通过“是否同意整村土地租给公司”、“是否愿意有偿放弃农村空闲宅基地”、“是否愿意用宅基地换城镇房”、“是否愿意用承包地换养老保险”等四个指标来衡量；农户的兼业经营程度和土地权益的期待或主张，都会影响其土地退出意愿，并且与退出意愿呈显著的正相关关系。从结构模型分析结果来看，兼业经营程度每提高一个单位，农户的土地退出意愿就会增加0.469个单位，而土地权益期待每提高一个单位，农户的土地退出意愿就会增加0.537个单位。土地权益期待对农户土地退出意愿的影响更为强烈。从各可测指标与土地退出意愿的路径系数来看，家庭非农收入比重较大、受访人当前的兼业化程度越强、家庭有耕地流出以及有成员在城镇租房的农户，放弃农村土地的意愿较高；通过给予农民土地的长久使用权、给农村房屋发放房产证、允许农村房屋自由买卖、允许农民以土地做抵押贷款等方式，满足农民的土地权益要求，也能增强农户的土地退出意愿。另外，从土地退出意愿的构成因子来看，选择宅基地换城镇房或整村土地长期出租给公司，比换取养老保险或通过土地征收获得一笔资金补偿，更能反映农户的土地退出意愿。这表明，农民更偏好持续地使用(城镇住房)收益，而且农民确实具有“恋地情结”，愿意长期出租而不愿一次性“卖断”土地。
本文得如下政策启示：(1)针对不同层次农户的不同需求，制定差异化的土地退出机制，有利于盘活农村土地资源。在农户已经分化的背景下，农户的土地退出意愿和需求并不相同[16]。对于已经具备完全城镇化条件的土地退出意愿较高的农户，政府要因势利导，为他们“弃地进城”提供制度安排。(2)政府应加快农村承包地和宅基地确权，满足农户的土地权益要求，增强农村宅基地的资源禀赋属性。由于农户的权益主张越强烈，他们放弃农村土地的可能性也越高，因此，尽快落实中央的要求，完成农村土地确权登记颁证工作，进一步加强对农民土地权益的保护，可以促进部分农户离开农村、退出土地。(3)政府在让农民放弃土地时，提高农民在城市工作生活的综合能力，比单纯地让农民上楼更为重要。在当前，融入城市的程度不够是农民不愿意退出土地的一个重要原因。为了城镇化的健康发展，在推动农民放弃土地向城镇转移的过程中，需要提高农民在城市持续获得收入的能力，并且要让农民真正融入城市生活。
注释：
①受当时乡镇企业蓬勃发展的影响，20世纪80～90年代关于农户兼业经营的研究，主要着眼于农村的非农产业，与21世纪以来基于家庭分工的兼业经营有所区别。但其中关于兼业农户退出农村的思想，对于研究当前农村转移劳动力的市民化，仍具有重要启迪作用。
②土地权益期待是指农户对土地权益的一种期待，是农户权益意识觉醒后的一种被动的权益主张，不同于实际的权益诉求行动。
③各省(市、区)样本数量分布如下：安徽6个、北京1个、福建2个、甘肃12个、广东1个、广西7个、贵州11个、海南4个、河北30个、河南24个、湖南11个、江苏9个、江西2个、内蒙古2个、宁夏5个、青海2个、山东18个、山西9个、陕西9个、四川12个、西藏5个、新疆3个、云南5个、浙江10个、重庆23个，共223个。
④若概率水平小于0.1，则表明数据将在10％的显著性水平下背离模型，即数据与模型设定不匹配。
⑤“兼业程度→地权期待”这一路径的p值为0.182。因此，在10％的显著性水平下未能拒绝“兼业程度与地权期待不相关”的原假设。但是如果放松显著性水平至20％，则能够拒绝原假设，从而证实假说2。
⑥农民不愿意选择养老保险的原因，可能是农民对养老保险的认识不足，尤其是当前较低水平的农村养老保险影响了农民获得养老保险的积极性。
标签：农民论文; 宅基地论文; 农村宅基地使用权论文; 土地承包经营权流转论文; 农村宅基地论文; 社会保险论文; 农村论文;