余晓洋 刘 帅 郭庆海

内容提要：农村土地承包权退出是农业转移人口市民化进程中不可回避的问题。本文利用土地承包权退出试验区429户小农户的实地调研数据，运用有序概率单位模型、工具变量法和中介效应模型，检验非农就业、基础保障和土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响。研究结果表明：(1)非农就业和基础保障显著正向影响小农户土地承包权退出决策行为，是小农户土地承包权退出决策行为的前提条件。(2)土地租金显著负向影响小农户土地承包权退出决策行为，经营权转出在土地租金影响小农户土地从承包权退出决策行为中具有中介效应；农村土地租金提高，小农户偏好转出土地经营权以获取土地租金的预期经济收益，进而抑制土地承包权退出决策行为。为此，应提升非农就业的吸纳能力，逐渐完善基础保障条件，配给同质化的市民待遇，选择税收等经济手段适度适时调控土地租金，进而引导具备市民化的小农户土地承包权有序退出。

一、问题提出

土地承包权退出是中国农村土地产权制度改革的难点。当前，在中国农村土地流转市场，土地经营权流转频繁，而承包权的流转趋于静止态势。显然，稳定土地承包权并不等于固化承包权[1]。土地承包权固化势必产生多重负面效应，诸如土地占有权高度分散，家庭农场土地产权不稳定，租地交易成本大幅度增加，农业竞争力下降等[2]。为了规避上述负面效应，中共中央、国务院一直在探索土地承包权退出的试点工作。2019年，《中共中央 国务院关于保持土地承包关系稳定并长久不变的意见》中明确提出“建立健全土地承包权依法自愿有偿转让机制”。宁夏平罗、重庆梁平、浙江嘉兴等土地承包权退出试点地区均遭遇了不同的实践逻辑，政策目标发生偏离[3]，承包权的退出仍然面临诸多制度与现实的约束。毋庸置疑，非农就业与社会保障是小农户土地承包权退出的外部条件。在较长时期，外部条件成为小农户土地承包权退出的藩篱。经过多年的发展与改革，小农户土地承包权退出的外部条件正在改善。然而，国家惠农补贴政策加速了农村土地租金水平的上涨，导致土地承包权的财产属性日益显化[4]。实际上，具备市民化条件的小农户将土地承包权作为资产转移到城市，认为农村土地存在较大的预期增值效用。小农户往往选择让渡土地经营权，获得土地租金的财产性收益。如此一来，农村财富以地租的形式流向城镇，显然不符合社会公平正义和国家乡村振兴战略的要求[5]。

农村土地承包权退出成为中国土地制度改革必须面对的难题。土地承包权退出与农业转移人口市民化具有内生联动关系。农民是否进城，是否选择成为城镇居民，利益是至关重要的影响因素。迁移的好处能够达到农民的预期，他们自然会选择进入城市[6]。完善的土地产权制度能够促进城乡劳动力流动[7-8]，土地流转形成新的人口迁移[9]。农村土地承包权转让箭在弦上[10]。基于理论框架，有学者认为农户的土地承包权可以流转[11]。土地承包权退出是新型城镇化和农业现代化的必然趋势，也是保障农民土地收益、稳定农民预期的必然选择[12]，可以引导已经市民化的农民彻底退出承包地[13]。退出的土地承包权，通过构设再分配的机制，为规模经营主体从事适度规模经营提供长期稳定的土地要素，实现“耕者耕其田”，进而保障国家粮食安全[14]。同时，一些学者关于土地承包权退出意愿及其影响因素的实证研究表明：农户分化[15-18]、受教育程度、城镇是否有住房[19-20]、农地依赖[21]、农户经营的土地面积、家庭的社会资源状况[22]、经济补偿[23]等影响土地承包权退出意愿。现阶段土地承包权退出机制依然存在法律支撑不足[24-25]、补偿标准针对性不强、补偿金有限、集体经济组织财力不够、市场化运行缺乏及保障机制不健全等问题[26]。甚至有学者认为，当前中国并不存在真正意义上的土地承包权退出机制[27]。鉴于此，农村土地承包权退出机制的建立健全涉及三方主体，分别是退出方、承退方及第三方[28]。国家应当设立土地承包权退出的专项资金融合在相关的土地政策之中[29]，制定相关的土地承包权退出激励和保障措施，确保土地承包权退出的农户合法权益。

学术界对土地承包权退出进行了深入的研究，为本文提供了理论基础和研究方法。但现有文献仍存在不足：已有研究大多是利用实证方法分析土地承包权退出意愿及影响因素，针对小农户土地承包权退出决策行为研究的文献不多见；立足于土地承包权退出试点地区，将土地租金与小农户土地承包权退出决策行为置于同一框架之内讨论的文献亦不多见。为此，本文利用全国土地承包权退出试点地区——宁夏回族自治区平罗县、重庆市梁平区和浙江省嘉兴市的调查数据，运用有序概率单位(ordered probit)模型、工具变量法和中介效应模型，检验非农就业、基础保障和土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响，以期为政府关于土地承包权退出政策完善提供学理性参考。相较于以往的研究，本文主要有以下贡献：一是将土地租金纳入小农户土地承包权退出决策行为分析框架，探析其影响机理，丰富了土地承包权退出行为理论框架；二是在实证分析时，利用工具变量处理模型内生性问题，运用中介效应模型深入剖析经营权转出在土地租金对小农户土地承包权退出决策行为影响中的机制作用；三是基于土地承包权退出试验区的数据，检验土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响，并剖析土地租金对不同地区小农户土地承包权退出决策行为影响的异质性。

二、分析框架与研究假设

在不同的城乡背景和体制下，小农户对土地承包权退出表现出迥然不同的态度。小农户土地承包权退出是一个动态的过程，在退出的过程中存在诸多约束。家庭联产承包责任制确立之时，土地要素是小农户家庭生计的基本或唯一的生产资料，土地承包权的分配也意味着生存权的分配。小农户作为理性的经济人，考虑土地要素效用的最大化，依靠土地为家庭提供食物供给和收入来源，以及依托土地作为养老的基础保障。随着土地要素不能满足小农户家庭内部生计所需，小农户开始脱离农业部门寻求非农就业以谋取收入。鉴于土地要素利润最大化和效用最大化的双重考虑，小农户在不从事农业生产经营的情况下，流转土地经营权获取财产性收入(即土地租金收入)。同时，小农户携带土地承包权到城市部门就业，一旦失业可以依托土地的保障性效用。为此，本文从非农就业、基础保障和土地租金三个层面分析其如何影响小农户土地承包权退出决策行为。

(一)非农就业与土地承包权退出

基于人多地少的中国国情，小农户家庭承包地面积狭小且分散，获取家庭经营性收入的空间极其受限，难以维持家庭生计。依据刘易斯的二元经济理论[30]，中国经济的迅速转型，城市部门吸纳农业剩余劳动力的能力逐渐增强。如何为农业剩余劳动力进入城市部门松绑？正是中央政府实施的“农转非”政策，为农业剩余劳动力提供永久性劳动岗位。不过，小农户转移到城市部门的代价是土地承包权的退出。在“农转非”政策框架下，小农户在城市部门的非农就业收入远高于在农业部门获取的家庭经营性收入。所以，小农户选择放弃土地承包权来换取城市部门稳定的工作。简言之，当城市部门提供永久性非农就业这一前提条件时，对小农户土地承包权退出决策行为具有促进作用。

20世纪90年代以来，小农户土地承包权退出改为一次性经济补偿，不再提供永久性劳动岗位。小农户虽然在城市部门谋求劳动岗位，但也面临失业的可能性。为此，小农户土地承包权退出决策行为开始减弱。具体而言，小农户转移到城市部门初期，自身掌握的非农技能有限，只能在建筑业、餐饮业和制造业等行业务工，工资收入水平较低且面临被迫频繁更换工作的市场风险。小农户与用人单位之间劳动合同签订的缺失，无法切实保障小农户的合法权益。小农户工作的频繁更换和劳动合同的缺失表现为非农就业的不稳定性，由此导致小农户获取的非农收入预期不稳定，非农收入占家庭总收入的比重较低。小农户在城市部门失业意味着失去非农收入来源，返回农村部门还能依靠土地获取家庭经营性收入。由此，小农户在获得非农就业初期阶段，只是产生流转部分土地经营权的行为，几乎没有退出土地承包权的决策行为。伴随着小农户在城市部门人力资本的积累、非农技能的提升、储蓄的增加以及维权意识的提升，从事非农就业的能力和风险偏好逐渐增强，选择农业生产经营的意愿逐渐减弱，降低了对农村土地的依赖程度。加之，“农二代”“农三代”转移到城市部门上学，正是人力资本价值的升华[31]，其进入城市正规部门的偏好程度强化，获得稳定非农就业的可能性增加，进入农业部门从事农业生产经营的偏好程度逐渐降低。“农二代”“农三代”非农就业的选择会正向影响小农户(家庭决策者)土地承包权退出决策行为。

综上，小农户家庭决策者在城市部门具有稳定的非农就业时，相较从事农业生产，亦能够实现家庭收入的最大化(包括当期收入和预期收入)。小农户的子女具有稳定的非农就业时，能够实现收入的代际转移，同样有助于实现家庭收入最大化。所以，非农就业对小农户土地承包权退出决策行为能够产生积极效应。据此，本文提出假设1。

假设1：小农户在城市部门拥有非农就业，会促进土地承包权退出决策行为。

(二)基础保障与土地承包权退出

农村土地不仅具有生产功能，同时发挥着社会保障的功能。小农户转移到城市部门，通过从事非农就业获取收入，逐渐弱化农业生产经营的偏好。非农就业可以逐步替代土地的社会保障功能。但是，非农就业对土地社会保障功能的弱化过程可能是渐进的，具有复杂性和不确定性[32]。所以，小农户土地承包权退出和社会保障之间的联系十分紧密，小农户土地承包权退出仍需具备另一个条件：基础保障。

不论是城市还是农村，中国的社会保障体系建设起步较晚。遗憾的是，农村社会保障资源更加欠缺，社会保障制度框架构建滞后且不健全。在社会保障体系不完善或缺失的情况下，中国农村土地在社会保障方面仍具有重要的功能[33]。小农户主要依靠土地资源获取基本的生存资料和收入来源，得以积累家庭的资本存量。社会保障体系不健全或者缺失，小农户仍旧将农村承包地作为自身的社会保障基础，即作为失业和养老的保障，表示承包地能够产生期待效用，实现跨期效用最大化。简言之，在社会保障体系不完善的情况下，小农户很难生成土地承包权退出决策行为。

随着城乡居民基本医疗保险制度和城乡居民基本养老保险制度的相继实施，小农户开始享有基础性的社会保障。同时，医疗保险制度和养老保险制度释放的社会保障效能对土地的社会保障功能存在一定的替代效应。以动态视角观察，社会保障条件趋于完善，逐步生成对土地社会保障功能的替代效应，能够降低小农户土地承包权退出之后产生的风险预期，同时也有效提高小农户长期在城市生活与就业的意愿。社会保障条件替代土地的保障功能，使得小农户对土地的依赖程度逐渐降低，进而增强了其土地承包权退出决策行为。然而，城市住房一直困扰小农户离土进城，高昂的城市住房价格令小农户无力承担[34]，即产生挤出效应。一旦小农户缺失城市住房，对于自身市民身份认同感较低，无法真正融入城市，自然抑制土地承包权退出决策行为。据此，本文提出假设2。

假设2：小农户拥有基础保障条件，会激励小农户土地承包权退出决策行为。

(三)土地租金与土地承包权退出

小农户是否选择土地承包权退出，一方面取决于非农就业和基础保障两个外部条件，另一方面则取决于土地所带来的租金收入。配第(1662)认为地租是土地上生产的农作物所得的剩余收入[35]。斯密(1776)认为地租是因使用土地而支付给地主阶级的代价，其来源是工人的无偿劳动，是“一种垄断价格”[36]。李嘉图(1817)认为地主没有付出任何代价也未做出何种贡献仅仅通过租出土地获得收入，所以地租是资本家支付给地主的一部分土地产品[37]。在中国农村，土地租金是小农户固守土地承包权、让渡经营权获取的财产性收入。所以，土地承包权退出的权益衡量和土地租金具有十分紧密的关系。

图1 小农户土地承包权退出决策行为的分析框架

20世纪80年代初期，小农户由农业部门转移到城市部门的规模不断增加，意味着小农户逐渐开始分化。同时，农村的土地流转市场逐步开始发育，流转的双方主体主要是小农户与小农户之间、小农户与亲戚朋友之间。在这个时期的土地流转市场中，土地租金以人情地租、实物地租为主，或者由土地流转需求方支付农业税和统筹提留。为此，土地承包权的财产属性暂未显现。2004年以来，中央政府为了减轻小农户农业生产经营的负担，进行了农村税费制度改革，在全国各地陆续取消了农业税。与此同时，中央政府实施了大量的惠农补贴政策，其发放的依据主要以承包地的面积作为参考，直接人为地加强了土地的资产属性[38]。也正如马克思(1867)所述，土地租金是土地资本化的一种表现。土地租金从直接形态看源自农产品价格的上涨；从间接形态看源自惠农政策[39]。固然，国家的惠农政策会增加土地的含金量，促使农村土地租金水平持续上涨。基于农村土地“三权分置”的思想框架，土地经营权从承包权剥离出来，就已负载着经济功能。目前，农村土地流转市场上土地租金主要以现金支付。所以，土地承包权的财产属性不断显化。作为农业的外部环境，城市部门与农村部门的社会保障水平处于上升的趋势。反之，农村土地对于小农户而言，其社会保障、维持生计的功能逐渐减弱，已经表现为一种财产权，经济价值不断显现，小农户倾向于土地经营权流转或者土地入股。小农户通过转出土地经营权以便获取土地租金收入的预期经济收益。并且，土地确权之后，土地承包权呈现出“准私有”特征并不断得到强化[40]，小农户对土地承包权的财产权利意识增强，认为持有承包权预期增值的空间会增大。实际上，现阶段许多已经具备稳定的非农就业和完善的基础保障条件的小农户逐渐演化为“不在地主”，仍然具有稳定的土地承包关系。小农户拒绝土地承包权退出的心理态度是通过让渡土地经营权，由此创造更多的财产性收益。概言之，土地租金的持续提高，小农户转出土地经营权获取财产性收入，进而抑制其土地承包权退出决策行为。据此，本文提出假设3。

假设3：土地租金提高，小农户土地承包权退出决策行为会被抑制。

三、数据来源、变量选取与描述性统计

(一)数据来源

为保证样本数据质量，课题组于2019年3月到宁夏回族自治区平罗县、浙江省嘉兴市进行预调研。在预调研的基础上，对问卷做出修改与补充。本文数据主要来源于课题组在2019年3月、7—8月、12月和2020年7—8月关于《小农户土地承包权退出问题研究》的调查。调查区域主要是土地承包权退出试点地区，涉及宁夏回族自治区平罗县、重庆市梁平区和浙江省嘉兴市。这些地区在土地承包权退出的改革方面具有丰富的实践经验。根据相关资料记载，从2008年开始，浙江省嘉兴市实施了农村土地的“两分两换”政策，积极探索建立进城落户农民依法自愿有偿转让退出农村权益制度。2013年以来，宁夏回族自治区平罗县共落实农民产权自愿有偿转让2 056户，转让耕地1 1280亩。其中，“插花”安置移民1 638户，村集体经济组织内部转让交易418户，转让耕地3 090亩，交易额达2.47亿元，农民年人均增加财产性收入386元。2014年以来，重庆市梁平区结合当地产业特色，摸索形成了“三方联动、供需平衡、稳妥退地”的土地承包权退出机制。上述土地承包权退出试验区作为小农户土地承包权退出决策行为的研究区域具有代表性，为本文的研究提供了丰富的数据资料。

本调查采用问卷询问和深度访谈相结合的方法。针对已经土地承包权退出居住在城市无法面访的小农户，通过电话和微信的方式询问。样本情况具体如下：在宁夏回族自治区平罗县选取3个镇，每个镇选取3个村，每个村发放20份问卷。在重庆市梁平区选取2个镇，每个镇选取1个村，每个村发放50份问卷。在浙江省嘉兴市选取2个镇，每个镇选取3个村，每个村发放30份问卷。通过整理，共获取问卷460份，得到有效问卷429份，占全部收回问卷的93.26%。调查内容涉及小农户家庭基本情况、家庭收入情况、农业补贴情况、土地产权认知情况、土地利用情况、家庭外出就业情况、家庭子女对承包地的态度、家庭社会保障情况和土地承包权退出情况。

表1 样本地区分布及问卷情况

(二)变量选取

1.小农户土地承包权退出决策行为

小农户土地承包权退出，意味着小农户将土地承包权永久性放弃；亦是小农户将完成身份与职业的终极变迁，由农村居民转换成城镇居民，从农业领域进入非农领域(1)本文讨论的小农户是指实施家庭联产承包责任制所产生的2.3亿承包农户，户均经营耕地面积较小，包括专门以农业为主的小农户；既从事农业生产又从事非农生产经营或务工活动的兼业小农户；在农业转移人口城市化不可逆转的趋势下，已经具备市民化条件的小农户；以及在农村改革试验区一部分已经退出土地承包权的非农型小农户，这部分小农户在城市部门具有稳定的工作、社会保障、住房，不再依赖于农村土地。。本文选择小农户土地承包权退出决策行为作为被解释变量。小农户土地承包权退出决策主要有三种行为，土地承包权全部退出赋值为2，承包权部分退出赋值为1，承包权不退出赋值为0。

2.非农就业

非农就业是小农户放弃农业生产经营后获取收入的新渠道，直接拓宽了家庭收入来源。本文从五个维度，考察非农就业对小农户土地承包权退出决策行为的影响，具体包括：(1)决策者的非农就业情况，决策者非农就业赋值为1，否则赋值为0；(2)子女的非农就业情况，儿子或者女儿至少一人非农就业赋值为1，儿子和女儿均为非农就业赋值为0；(3)家庭非农就业收入比重，代表家庭非农就业的机会和能力，家庭非农就业收入占总收入的比重；(4)就业劳动合同签订，与就业单位签订劳动合同赋值为1，没有签订赋值为0；(5)工作更换，许庆和陆钰凤(2018)从非农工作份数和非农就业地点两个方面考察非农就业的稳定性[32]。本文利用非农工作份数体现非农就业的稳定性，即在过去一年，决策者更换工作的次数。

3.基础保障

基础保障考虑的变量有医疗保险、养老保险和城市住房等：(1)医疗保险，决策者参加医疗保险赋值为1，未参加医疗保险赋值为0；(2)养老保险，决策者参加养老保险赋值为1，未参加养老保险赋值为0；(3)城市住房，家庭在城市购买住房赋值为1，未购房赋值为0。

4.土地租金

土地租金是使用土地的价格，是小农户与规模经营主体之间流转土地经营权产生的交易费用，体现了土地承包权的内在价值，是影响小农户土地承包权退出决策行为的核心因素。土地承包权已经退出的地块按照退出时的土地租金计量。土地租金在350元/亩(2)1亩≈666.67平方米。以下赋值为1，土地租金在351～450元/亩赋值为2，土地租金在451～550元/亩赋值为3，土地租金在551～650元/亩赋值为4，土地租金在651～750元/亩赋值为5，土地租金在751～850元/亩赋值为6，土地租金在851～950元/亩赋值为7，土地租金在951元/亩以上赋值为8。

(三)描述性统计

1.小农户土地承包权退出情况

在土地承包权退出试验区429户样本小农户中，土地承包权没有退出的小农户数量是243户，比重为56.64%；土地承包权部分退出的小农户数量是115户，比重为26.81%；土地承包权全部退出的小农户数量是71户，比重为16.55%。

2.非农就业和基础保障

家庭决策者外出从事非农就业的比重为49.88%，家庭子女从事非农就业的比重为56.64%。小农户家庭子女转移外出从事非农就业的比重较高。非农收入占家庭收入比重为48.17%。小农户家庭决策者与用人单位签订劳动合同的比重为44.76%，小农户在过去一年更换工作的频率为1.83次。小农户在城市部门务工，所在的单位以非正规部门为主，更换工作的频次较多。决策者参加城乡医疗保险的比重为91.84%，参加养老保险的比重为77.38%。在城市购买住房的小农户家庭比重为66.20%。

3.土地租金

样本区的土地租金最小值是300元，最大值是1350元。土地租金在350元/亩以下的比重为6.76%，在351～450元/亩的比重为7.93%，在451～550元/亩的比重为21.45%，551～650元/亩的比重为12.82%，651～750元/亩的比重为11.88%，751～850元/亩的比重为12.12%，851～950元/亩的比重为13.99%，951元/亩以上的比重为13.05%。其中，宁夏回族自治区平罗县土地租金平均值为487.67元/亩，重庆市梁平区土地租金平均值为631.29元/亩，浙江省嘉兴市土地租金平均值为875.26元/亩。浙江省嘉兴市土地租金高于重庆市梁平区和宁夏回族自治区的土地租金。

4.农户特征

在样本中，家庭决策者的年龄在35岁以下的比重为1.86%，36～45岁的比重为14.22%，46～55岁的比重为34.73%，56～65岁的比重为23.08%，66岁及以上的比重为26.11%。家庭决策者的健康状况“非常不好”的比重为3.96%，“不好”的比重为8.62%，“一般”的比重为13.53%，“好”的比重为39.86%，“非常好”的比重为34.03%。家庭决策者的受教育年限在6年及以下的比重为50.12%，在7～9年的比重为39.63%，在10年及以上的比重为10.27%。家庭决策者担任村干部的比重为15.62%，没有担任村干部的比重为84.38%。

5.产权认知

在农地政策方面，家庭决策者对土地“三权分置”政策的了解程度回答“完全不了解”的比重为31.00%，“不了解”的比重为30.78%，“一般”的比重为17.25%，“比较了解”的比重为15.38%，“很了解”的比重为5.59%。数据反映，家庭决策者对土地“三权分置”政策的了解偏少。在土地产权归属认知方面，家庭决策者认为土地承包期延长意味着土地私有的比重为51.98%，不是土地私有的比重为48.02%(见表2)。

表2 变量的含义与描述性统计

四、模型构建

根据调研情况整理发现，依照地块划分，在宁夏回族自治区平罗县、重庆市梁平区和浙江省嘉兴市土地承包权退出试验区的小农户土地承包权退出主要存在三种行为：一，小农户不退出所有地块土地承包权；二，小农户将部分地块土地承包权退出；三，小农户将所有地块土地承包权退出。参考已有研究关于土地承包权退出意愿的分析方法[17，41-42]，本文运用有序概率单位模型剖析非农就业、基础保障和土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响。本文选择小农户土地承包权退出决策行为作为模型的被解释变量，非农就业、基础保障和土地租金作为模型的核心变量，建立模型如下：

Prob(Yi=M|Xi)=Prob(αxi1+βxi2+γxi3+θxin+...+εi)

(1)

其中，Yi表示小农户土地承包权退出决策行为的概率，M取值0、1、2。Yi=0表示小农户土地承包权不退出，Yi=1表示小农户土地承包权部分退出，Yi=2表示小农户土地承包权全部退出。α、β、γ和θ为待估计系数。Xi(i=1，2，3，...，n)表示影响小农户土地承包权退出决策行为的因素，包括非农就业(决策者是否外出就业、子女是否从事非农就业、非农收入占家庭收入的比重、是否签订劳动合同、工作更换数量)、基础保障(是否参加医疗保险、是否参加养老保险、家庭是否购买城市住房)和土地租金作为解释变量。家庭决策者的特征变量(年龄、健康状况、受教育年限、是否担任村干部)和产权认知(农地政策、产权归属)作为控制变量。εi为随机误差项。

五、计量结果与机制分析

(一)基准回归分析

本文运用软件Stata 15.0，对有序概率单位模型采用极大似然法进行估计。表3报告了小农户土地承包权退出决策行为影响的估计结果。其中，列(1)检验非农就业对小农户土地承包权退出决策行为的影响。列(2)检验基础保障对小农户土地承包权退出决策行为的影响。列(3)检验土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响。列(4)综合检验非农就业、基础保障和土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响。

1.非农就业的影响

模型的实证结果表明，决策者的外出就业、子女的非农就业、家庭非农收入比重以及劳动合同对土地承包权退出决策行为产生正向影响，决策者的非农就业、子女的非农就业以及劳动合同通过了1%水平的显著检验。而小农户的工作更换次数对土地承包权退出决策行为产生负向影响，通过了1%水平的显著检验。在实际调研中，部分小农户从事农业的偏好下降，他们在土地承包权退出决策时，会考虑子女的就业情况。当子女具有稳定的非农就业时，从事农业生产的偏好较低，小农户会选择退出土地承包权。此外，小农户寻求非农就业时，会主动向用人单位询问劳动合同，用人单位与小农户签订劳动合同，进而强化其在城市部门就业的稳定性，小农户土地承包权退出决策行为明显增加。但是，小农户经常面临更换工作岗位的窘境，会减弱小农户土地承包权退出决策行为的发生。所以，非农就业是促进小农户土地承包权退出的前提条件之一。这一结果验证了假设1。

2.基础保障的影响

模型的实证结果表明，医疗保险、养老保险以及城市住房对小农户土地承包权退出决策行为产生正向影响，城市住房在1%的水平上显著，医疗保险、养老保险在10%的水平上显著。当社会保障条件趋于完善，医疗保险和养老保险制度发挥应有的效能，可以弱化土地的社会保障功能。其中，养老保险对小农户退出土地承包权至关重要。这意味着，小农户在迈入老龄化阶段，养老保险能够为自身提供收入来源。所以，在土地承包权退出试点地区，地方政府针对年龄较大的小农户设置养老保障制度，保障小农户的福利水平。另外，小农户除了拥有非农就业，在城市部门购买住房后，会激励土地承包权退出决策行为。因此，基础保障是促进小农户土地承包权退出的又一前提条件。这一结果验证了假设2。

3.土地租金的影响

模型的实证结果表明，土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的边际效应估计值为负，并在1%的水平上显著。土地租金提高，会抑制小农户土地承包权退出决策行为。从土地产权性质视角观察，农村土地确权颁证工作的落实，土地承包权的产权意识进一步强化。这也就意味着，小农户抱着占有的心理，凭借土地租金水平上涨的态势，流转土地经营权能够获取租金收入，进而抑制土地承包权退出决策行为的发生。此外，还有一点需要讨论的是，土地租金会影响土地承包权退出的经济补偿，进而影响小农户土地承包权退出决策行为。土地租金过高，小农户认为土地租金收入的预期值高于承包权退出经济补偿的现期值。那么，土地承包权固化将产生负面影响：一方面造成土地资源配置的扭曲；另一方面，非农型小农户逐渐演化为“不在地主”，以土地租金的形式吞噬农业生产的经营利润，挫伤全职型小农户从事农业生产的积极性。

表3 小农户土地承包权退出决策行为影响的估计结果

(二)内生性检验

非农就业和基础保障是影响小农户土地承包权退出决策行为的外部变量，而土地租金是影响小农户土地承包权退出决策行为的内部变量。土地租金显著影响小农户土地承包权退出决策行为。反之，土地承包者拥有过大的土地权利，固守土地承包权，凭借短期流转或者违约收回的方式要求获得过高的土地租金[43]。为此，本文重点检验土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响时，有可能存在互为因果的内生性问题。为了解决模型的内生性问题，参考刘同山和吴刚(2021)[41]在分析农业机械化影响土地退出意愿时，引入“二轮承包时农户家庭人均承包耕地面积”反映土地资源禀赋，作为农业机械化率的工具变量，此变量对土地承包权退出意愿没有直接影响。基于上述的逻辑思路，本文以所在村其他小农户家庭承包地地块的平均面积来反映该村的土地资源禀赋，作为土地租金的工具变量。具体而言，所在村其他小农户家庭承包地地块的平均面积越大，说明土地资源禀赋越好。土地需求方为减少转入土地的交易成本，偏好面积较大的地块从事农业生产。根据市场经济供求原理，农村土地作为高度稀缺性资源，当供给小于需求时，形成卖方市场，进而提高整个村庄的土地租金水平。同时，在土地承包权试验区，具有土地承包权退出条件的小农户，几乎不再从事粮食生产经营，在决策退出承包权时不考虑承包地地块面积。而小农户土地承包权退出决策行为不会受所在村其他小农户家庭承包地地块平均面积的直接影响。因此，本文借助工具变量法(CMP)对参数进行估计。表4的CMP估计结果表明，atanhrho_12值在1%的统计水平上显著，表明模型可能存在内生性问题。因此，本文运用工具变量法解决模型内生性问题。列(5)的CMP估计结果表明，资源禀赋(所在村其他小农户家庭承包地地块的平均面积)对土地租金具有显著性，满足工具变量的相关要求。列(6)的CMP估计结果表明，在引入工具变量之后，土地租金对小农户土地承包权退出决策行为依然具有显著的抑制影响。

表4 土地租金对小农户土地承包权退出决策行为影响的CMP估计结果

(三)中介效应检验

图2 土地经营权流转的中介效应机理

根据前文分析框架，中央政府实施的强农惠农富农政策，农业补贴水平逐渐上升，促使农村土地租金不断高涨。加之，土地经营权流转和承包权退出具有很强的替代性[41]。在土地租金高水平环境下，小农户偏好流转经营权，由此获取稳定的财产性收入。所以，本文利用中介效应模型检验土地经营权转出是否为土地租金影响小农户土地承包权退出决策行为的中介变量。

表5报告了经营权转出对小农户土地承包权退出决策行为影响的中介效应检验结果。列(7)是土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的估计结果。估计结果表明，列(8)中土地租金对经营权转出在1%的统计水平上显著正向影响，列(9)中经营权转出对小农户土地承包权退出决策行为在1%的统计水平上显著正向影响。中介效应成立，而且间接效应、直接效应和总效应在1%的统计水平上显著，中间效应占总效应的比重30.19%。经营权转出是土地租金影响小农户土地承包权退出决策行为的中介变量。经营权转出在土地租金对小农户土地承包权退出决策行为影响时起中介效应，即土地租金的提高，强化小农户转出土地经营权决策行为，从而抑制土地承包权退出决策行为。

表5 经营权转出对小农户土地承包权退出决策行为影响的中介效应检验结果

(四)异质性分析

由于中国地区资源禀赋的差异性，东部沿海地区的经济水平比内陆地区要优越，农村地区之间的土地租金水平有所区别。第一种方法是地区子样本回归检验。根据经济发展水平和地区位置，将宁夏回族自治区平罗县、重庆市梁平区、浙江省嘉兴市地区样本作为子样本。表6列(10)—列(12)分别检验土地租金对宁夏回族自治区平罗县、重庆市梁平区、浙江省嘉兴市小农户土地承包权退出决策行为的影响，将农户特征、产权认知作为控制变量。第二种方法是引入交互项变量。将东部沿海地区(浙江省嘉兴市)赋值为1，内陆地区(宁夏回族自治区平罗县、重庆市梁平区)赋值为0。列(13)引入土地租金和地区虚拟变量的交互项进行估计，并将非农就业和基础保障也作为控制变量，重点检验土地租金对小农户土地承包权退出决策行为影响的稳健性。

表6报告了土地租金对小农户土地承包权退出决策行为影响的异质性估计结果。估计结果表明，土地租金和交互项变量分别通过了1%的统计水平的显著检验。土地租金对小农户土地承包权退出决策行为仍然呈负向影响。分地区而言，不论是东部沿海地区还是内陆地区，土地租金对小农户土地承包权退出决策行为具有抑制影响。浙江省嘉兴市土地租金的边际效应(-0.057)绝对值大于重庆市梁平区土地租金的边际效应(-0.052)绝对值大于宁夏回族自治区平罗县土地租金的边际效应(-0.026)绝对值。同时，列(13)引入交互项变量之后，土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响与上述结果方向一致，结果具有稳健性。上述说明土地租金越高，小农户土地承包权退出决策行为越会被减弱。

表6 土地租金对小农户土地承包权退出决策行为影响的异质性估计结果

(五)稳健性检验

为保证模型实证结果的可靠性，本文选择重新界定被解释变量，即按照地块划分，小农户土地承包权退出的决策行为主要存在两种行为。其一，小农户将地块的承包权永久退出(P=1)；其二，小农户将地块的土地承包权不退出(P=0)。为此，选择二元评定(logistic)模型针对小农户土地承包权退出决策行为的上述实证结果进行稳健性检验。表7的检验结果表明，非农就业、基础保障和土地租金与表3列(4)的估计结果方向一致，进一步说明估计结果稳健。

表7 小农户土地承包权退出决策行为的稳健性检验结果

表7(续)

六、研究结论与政策启示

(一)研究结论

本文利用浙江省嘉兴市、重庆市梁平区和宁夏回族自治区平罗县土地承包权退出试验区429户样本小农户的实地调研数据，利用有序概率单位模型、工具变量法和中介效应模型，检验了非农就业、基础保障和土地租金对小农户土地承包权退出决策行为的影响。本文主要得出以下结论：

一是小农户转移到城市部门从事非农就业，非农收入占家庭总收入的比重较高以及与单位签订劳动合同，并且小农户的子女同样也从事非农工作，会强化土地承包权退出决策行为。反之，小农户经常更换工作，表现出非农就业不稳定，会抑制土地承包权退出决策行为。同时，小农户拥有医疗保险、养老保险和城市住房，会增强土地承包权退出决策行为。所以，非农就业和基础保障是小农户土地承包权退出决策行为的前提条件。

二是土地租金显著负向影响小农户土地承包权退出决策行为，经营权转出对小农户土地承包权退出决策行为具有中介效应。中央政府陆续实施强农惠农补贴政策，其补贴依据与承包地面积挂钩，农村土地租金上涨。土地租金提高，小农户偏好土地经营权转出，以便于获取土地租金的预期经济收益，进而抑制土地承包权退出决策行为。

(二)政策启示

基于城镇化和工业化的深入，小农户逐渐转移到城市部门是现代社会的基本规律。小农户土地承包权退出是长期的历史进程，必须尊重农村土地制度改革的客观规律，需要足够的耐心研判。第一，城市部门要继续提升非农就业的吸纳能力，增强小农户的非农技能，有条件的部门为小农户提供失业保险。要关注新生代进城小农户的非农就业问题，提供更多的就业空间。第二，要不断完善基础保障条件，延长社会保障的辐射半径，逐步实现小农户同质化的市民待遇。合理调控城市住房价格，提高小农户的收入水平。第三，尽可能减少与土地挂钩的各类补贴，选择税收等经济手段适度干预土地租金。