征地規模、非農就業穩定性與城郊農村土地承包權退出

中圖分類號：F321.1 文獻標志碼：A文章編號：1001-8158（2025）06-0102-11

改革開放以來，我國大量農村剩余勞動力轉移至非農產業部門，常住人口城鎮化率從1978年的 17.92% 增長到2023年的 66.16% ，而2023年的戶籍人口城鎮化率僅為 48.3% 。農業轉移人口在城鎮就業或居住但保留農業戶籍的“城鄉雙棲”現象普遍，帶來“人地分離”問題。城鄉二元產權制度下，土地承包權是村民作為農村集體經濟組織成員的基本權益與社會福利，與農業戶籍直接掛鉤。確權登記頒證和三權分置政策進一步強化了農村土地承包權的物權地位和財產權益。盡管2018年修訂的《中華人民共和國土地承包法》將農村土地與農業戶籍脫鉤，確定了承包權退出的“自愿有償”原則以及補償的對象和范圍。但農戶對于保留農村土地權益政策的持久性仍持保守態度，農村土地權益等預期價值提升依然是導致農民保留農業戶籍、進城落戶意愿下降的重要經濟動因[1-2]。為此，依法維護進城落戶農民土地承包權等農村權益并探索建立自愿有償退出的機制，成為國家推進新型城鎮化與加快農業轉移人口市民化的重要舉措。

探索農村土地承包權的自愿有償退出是近年研究熱點。聚焦農戶土地承包權退出意愿的研究表明，獲取經濟補償是農戶承包權退出的主要動力[3-4]，土地征收經歷和流轉租金提高了承包權退出的受償預期進而抑制了承包權退出[5-7]。此外，承包權退出受償預期提升還緣于農戶對土地收益權和流轉權認知的強化[8]。土地保障也被認為會抑制承包權退出，但僅在生計依賴耕地的純農戶和不完全流轉戶中顯著[]。有的研究也注意到，有城鎮定居意愿農戶的承包權退出意愿更強烈[10]，但實際擁有城鎮住房卻因“財富效應”更傾向保留承包地[1]。農村家庭的非農就業對土地承包權退出有影響，但有兩種截然相反的觀點。一是認為非農就業會顯著促進農戶土地承包權退出，歸因于務工與務農比較收益差距的擴大和耕地生計依賴度的降低[12]；二則認為非農就業提升了家庭收入，提高農戶的退地要價，進而遏制了土地承包權退出意愿[13]。除此之外，農業機械化[14]、家庭的人口和年齡結構特征[15-18]等因素也會對承包權退出意愿產生顯著影響。已有研究普遍關注到農戶土地承包權退出的影響因素，但在以下方面關注不足：第一，現有研究中缺少征地規模對承包權退出的影響研究。盡管土地征收經歷和流轉租金帶來的預期收益被認為是農戶拒絕承包權退出的重要因素[5-6.19]，但以“有”“無”表征的征收經歷在反映土地預期收益上相對簡化，而流轉租金則因廣泛溢價與土地真實市場價值有所偏離[20]。第二，由于現實中農戶融入城鎮的困難，非農就業的不穩定使得“離農”農戶無法真正做到“離土”。現有關于非農就業對承包權退出的影響研究，多通過非農就業人口或收入指代，忽視了對非農就業穩定性的考量。

綜上所述，基于課題組在武漢市蔡甸區和東西湖區隨機抽樣調查的902份農戶數據，運用有序Probit模型和門檻效應回歸模型分析征地規模及非農就業穩定性對城郊農村土地承包權退出的影響。本文的主要貢獻為：第一，以武漢城郊農村為典型研究區，嘗試分析農村家庭近期的征地規模對其土地承包權退出意愿的影響，為探索農村土地承包權自愿有償退出辦法提供思路。通常而言，征地規模越大的農戶對土地承包權退出有更高的價格預期和市場參照。而以征地規模表征土地預期收益既相對動態反映開發強度，也規避了土地租金市場扭曲問題，征地的綜合補償和權利完全終止特征更貼近承包權退出實質，能夠更加準確反映其對承包權退出的影響。第二，引入家庭務工勞動力平均就業年限表征非農就業穩定性，將其作為門檻變量驗證農戶已發生的征地規模對土地承包權退出的門檻效應，有利于厘清土地預期收益、生計非農化和承包權退出之間的互動關系，為探索進城農民土地承包權市場化退出機制改革提供參考。

1理論分析和研究假說

1.1理論分析

土地承包權作為農村集體成員的權益，與農業戶籍緊密關聯。加快推進土地承包權退出在新型城鎮化建設背景下有助于促進農業轉移人口市民化。托達羅模型作為經典理論模型[2]，認為在發展中國家城市失業率和農村勞動力轉移同時增長的情況下，城鄉預期收入差異會引發農村人口的遷移行為[22]。參考該模型的基本思路，將農戶永久性退出承包權進人城市務工第 n 期所獲得的預期收入差異貼現值設定為V_i（0） ，模型構建如下：

式（1）中： V_i（0） 表示農戶 i 作出承包權退出決策帶來的凈收益； Y_iu（t） 和 Y_ir（t） 分別代表農戶 i 在 t 期在城市和農村就業所獲得的預期收入； r 為貼現率； p_i（t） 表示獲得工作的概率； C（0） 代表遷移成本。若農戶 i 愿意退出承包權遷人城市，則 V_i（0）gt;0 ，反之， V_i（0）lt;0

傳統托達羅模型中， Y_ir（t） 僅代表農業生產性收入。現實情況下，農戶在農村的收入不僅包含農業生產性收入，還包含了流轉租金、征地補償等土地財產性收入，即農戶在農村的預期收入為： Y_ir（t）+P_cA+ R 。 A 表示被征地的規模， P_c 表示征地補償標準， R 表示土地流轉所獲得的租金；農戶在城市就業收入Y_iu（t） ，將其假定為包含非農就業穩定性 S_ν 工資水平W 和從業人數 L 的函數 Y_iu（S，WL） 。經過拓展的托達羅模型可以表示為：

依據式（2），可以推導出承包權退出決策 V_i（0） 和征地規模A、非農就業穩定性 S 之間的關系：

以上理論分析初步證實了農戶土地承包權退出決策與征地規模成反比，與非農就業穩定性成正比。下面為基于理論分析所提出待檢驗的研究假說。

1.2研究假說

以科斯定理為代表的現代產權理論認為：“在產權初始界定清晰和交易成本為零的假設前提下，不管產權初始如何分配，市場機制會自動達到‘帕累托最優\"[23]。該定理強調了產權界定在經濟活動中的重要作用。農地確權是中國農村土地制度改革的核心內容，其通過制度化的方式明晰了產權范圍，提高了產權強度和排他性[24]。承包權物權化使承包地被農戶視為家庭資產，完全退出的可能性降低。而土地征收顯化了土地的資產功能，釋放出土地增值的信號，進一步遏制了農戶的承包權退出意愿。級差地租理論認為不同土地因自然條件、投資水平等因素導致產出差異，進而形成地租差異[25]。被征收土地在區位上一般臨近城區且相對平整，在后期用途上多轉變為建設用地，進而帶來較高的投資和地租水平，而征地補償費正是來源于高水平的級差地租[5。因此，被征地農戶會參考征地補償費用形成承包權退出的受償標準，征地規模越大，所在村莊土地開發程度愈大，農戶退地的受償預期越高，越容易形成“高價錨定”，從而抑制農戶土地承包權的退出意愿。綜上，本文提出：

假說1：征地規模負向影響了農戶土地承包權的退出意愿。

非農就業穩定性的提高弱化了農戶對承包地的依附。首先，農戶的非農就業越穩定，其工作預期收入越高，城市非農預期收入的提高能夠弱化農戶對土地資產性收入的偏好[26。其次，農戶非農就業越穩定意味著工作經驗和技能提升，城市生活適應能力提高，融入城市生活的主觀意愿和客觀能力進一步強化，農地生計依附弱化，城市基本公共服務與社會保障替代農村土地的保障功能。最后，隨著非農就業穩定性的提升，進城農民的生活習慣、思維方式也更加趨近于城市居民，對土地的情感依戀程度減弱[27。因此，非農就業穩定性較低的農戶土地依附性強，征地規模及補償的增加強化了土地財產屬性，促使該類農戶不愿意退出承包權；反之，隨著非農就業穩定性的提升并達到一定“閾值”，農戶對土地依附程度降低，征地規模對承包權退出的影響有所減弱。綜上，本文提出：

假說2：征地規模對農戶土地承包權退出的影響存在門檻效應，非農就業穩定性超過門檻值時，會弱化征地規模對土地承包權退出的影響。

為 31.28% 和 82.44% ；農村人均耕地面積為1.06畝和0.86畝。

2.2樣本特征

受訪農戶戶主中，男性占 86.14% ，文化程度在初中及以下占 89.02% ，年齡在60歲以上占 75.94% ；農戶家庭特征方面，家庭人口在3～6人占 75.39% ，至少1人已經在城鎮定居占 47.01% 。受訪農戶人均年收入4.26萬元，高于武漢市2022年農村居民人均可支配收入的2.93萬元。 84.48% 的受訪農戶的農業經營收入比重在 10% 以下，整體離農程度較高。受訪家庭戶均承包地面積 0.42hm² ，152戶經歷過至少1次土地征收，累計征地達 83.2hm² 。

以“是否愿意按近似于征地補償的價格自愿退出承包地”調查受訪農戶土地承包權退出意愿及方式，結果見表1。485戶愿意或非常愿意退出承包權，占樣本的 53.77% ；144戶非常不愿意或不愿意退出，占15.96% ；273戶持中立態度，占 30.27% 。結果表明，受訪的城郊農民一半以上愿意以類似于征地補償價格永久性退出土地承包權。愿意退出承包權農戶中，接受以一次性償付現金方式退出的占 74.23% ，接受以土地換社保或按月支付租金方式退出的共占 22.69% ，其他方式僅占 3.08% 。這表明，隨著城鄉融合及農村家庭生計離農程度的提升，農戶對承包地的認知從生產或保障屬性轉變為可交易的資產屬性。

2研究設計

2.1數據來源

課題組2023年6—7月在湖北省武漢市蔡甸區和東西湖區開展農村家庭入戶問卷調查。共覆蓋8個街道的40個村莊，隨機抽樣調查987戶家庭。調查內容涉及農村家庭成員的就業、收入、資產、社保、遷移、農業生產、土地經營、城鄉住房等社會經濟信息。數據處理過程中，剔除部分數據缺失嚴重的問卷，獲取有效問卷902份，有效率 91.39% 。其中，蔡甸區有效樣本465份，占 51.55% ；東西湖區有效樣本437份，占48.45% 。此外，工具變量的測量涉及武漢市城鎮開發邊界范圍，來源于《武漢市國土空間總體規劃（2021—2035年）》公示圖，并進行矢量化處理。

蔡甸區和東西湖區位于武漢市西部的新城區，臨近武漢市中心城區，經濟發展迅速，城鄉要素流動頻繁。2022年，蔡甸區和東西湖區的常住人口城鎮化率分別為 67.02% 和 77.62% ，戶籍人口城鎮化率則

表1農戶土地承包權退出意愿統計

Tab.1Statisticsof farmers'willingnessto withdrawland contractrights

2.3研究方法

2.3.1 有序Probit模型

土地承包權退出意愿采用“非常不愿意一非常愿意”的5分類變量賦值，屬于有序離散數據。為此，

運用有序Probit模型進行基準回歸分析，模型如下：

式（4中：CRW表示被解釋變量 CRW_i （土地承包權退出）不可觀測的潛變量； ELA_i 表示解釋變量農戶 i 的被征地規模； CONTROLS_ki 表示第 k 個控制變量； β_o 為常數項； β₁ 為解釋變量的估計系數； β_k 為控制變量的估計系數； ε_i 為隨機擾動項，且服從標準正態分布。式（5）計算土地預期收益對土地承包權退出的邊際效應， θ₁lt;θ₂lt;θ₃lt;θ₄lt;θ₅ 為待估參數。

2.3.2 門檻效應回歸模型

為尋找征地規模對農戶土地承包權退出影響的門檻值，采用截面門檻效應回歸模型進行檢驗，門檻數值在推導門檻的最小二乘估計量近似分布的基礎上確定，門檻效應模型建立如下：

式（6）中： ES_i 表示門檻變量農戶 i 的非農就業穩定性；為待估計的門檻值； a₀ 為常數項， α_1a 為解釋變量 ELA_i 在門檻值前的估計系數； a_1b 為解釋變量 ELA_i 在門檻值后的估計系數； a_k 為控制變量的估計系數； I 為公示性函數，條件為真值取1，反之取0。

2.4變量設置

2.4.1 被解釋變量

文中研究的土地承包權退出是指持有承包地的村民在自愿有償的基礎上將承包地永久性交回農村集體經濟組織等發包方，推進生產生活方式離農的農業轉移人口身份向市民轉變。調查時詢問受訪農戶參照現有征地補償標準，其永久性退出承包地的意愿。

2.4.2 解釋變量

征地規模越大，表明已進行土地城鎮建設的程度越強，農戶對土地未來財產價值提升和變現的預期越強[1。根據“近因效應”的解釋，農戶在進行決策時，會受到最近發生的事件影響[28]。因此，以最近一次征地規模表征土地預期收益。受訪樣本中， 74.64% 的被征地農戶最近一次征地是在2010年提出征地區片綜合地價補償之后，戶均最近征地規模1.33畝。

2.4.3 門檻變量

以非農就業穩定性作為門檻變量。按家庭中務工成員的平均就業年限取值[29]，該值越大，表明受訪家庭成員的非農就業越穩定。

表2描述性統計結果

Tab.2Descriptivestatisticalresults

2.4.4控制變量

參考已有相關研究[6.10-11]，從家庭和戶主兩個層面選取控制變量（表2）。家庭層面的指標涵蓋人口、經濟、社保以及土地，其中家庭人口指標包括撫養比和人口遷移度，經濟狀況指標包括人均收入、非農收入占比、醫療支出和教育支出，社會保障指標包括是否參與農村社保和城鎮社保，土地相關指標有人均承包地面積和土地流轉經歷。戶主層面的變量選取了性別、年齡以及文化程度。

3結果與分析

3.1基準回歸

基準回歸模型的Wald統計量在 1% 的水平上通過顯著性檢驗，模型擬合效果較好，具體回歸結果如表3所示。征地規模每增加1畝，農戶非常愿意退出承包權的概率下降 0.7% ，愿意退出的概率下降0.2% ，而非常不愿意和不愿意退出的概率分別上升0.2% 和 0.4% ，對退出承包權持中立態度的概率增加0.4% ，上述邊際效應估計結果均在 99% 的置信區間內通過顯著性檢驗。這表明，征地規模的擴大，意味著被征地農戶能夠獲得更高的征地補償款，使得這類農戶提高了承包權退出的受償預期值，強化土地資產功能認知，進而遏制其土地承包權退出意愿，假

說1成立。

在控制變量方面，城鎮社保和家庭撫養比顯著負向影響承包權退出，而農村社保和非農收入在 1% 的顯著性水平上提高了承包權退出意愿。擁有城鎮社保的農戶反而不愿意退出土地承包權，參考羅必良等[30的研究結論，可能的解釋在于農戶對土地保障功能感知的弱化和資產價值功能認知的加強。相反，參加農村社保的農戶相對愿意退出承包權，原因在于農村社保相比較城鎮社保，擁有更大的保障力度提升空間，可能會激勵農戶退出承包權以換取城鎮社保相關的補償；另外，未參加農村社保的農戶中有 85.85% 參加了城鎮社保，在一定程度上解釋了其與城鎮社保指標符號相反的問題。家庭撫養比較高的農戶，生活壓力相對更大，經濟壓力會驅使農戶進一步提高承包權退出的受償預期，進而遏制退出意愿。而非農收入比重高的農戶，離農程度較高，經營承包地成本過高且收益較低，因而更加愿意退出承包權。

3.2穩健性檢驗和內生性問題處理

3.2.1 穩健性檢驗

采用三種方法進行穩健性檢驗。 （1）替換解釋變量。考慮到農戶的征地預期會受到村莊其他農戶征地經歷的影響，采用村級層面的戶均被征地規模替換

表3基準回歸結果

Tab.3 Baselineregressionresults

注：*、**和***分別表示在 10% 5% 和 1% 的統計水平上顯著；括號內數字為聚類到村莊層面的穩健標準誤。下表同。

農戶層面的征地規模。（2）替換被解釋變量。土地征收與承包權退出盡管在土地后期的性質和用途有明顯差別，但均具備自愿和有償兩個條件[31]，對于農戶而言，退出承包權相當于接受政府征地[32]。采用農戶被征地意愿替換原被解釋變量。（3）縮尾處理，該法能夠有效排除極端異常值對計量結果的干擾，本文在1% 和 99% 的水平上對解釋變量進行縮尾處理。穩健性檢驗的結果如表4所示，征地規模對承包權退出的影響，無論是顯著性還是系數符號方向均與基準回歸結果無明顯差異。

表4穩健性檢驗 Tab.4Robustnesstest

3.2.2 內生性問題處理

基準回歸模型可能存在因測量誤差、遺漏變量引發的內生性問題導致估計偏誤。一方面，土地承包權退出意愿是農戶對自身承包地功能和價值判斷等方面的主觀認知，極易受到一些難以測量的因素影響，進而導致其對承包權退出意愿的判斷出現誤差；另一方面，問卷調查數據難以窮盡影響農戶土地承包權退出的全部因素，可能出現遺漏變量的情況。綜上，采用IV-probit模型進行內生性問題處理。選取城鎮開發邊界和永久基本農田作為工具變量，前者通過計算調研村莊位于城鎮開發邊界內的規模占比來衡量；后者為虛擬變量，通過詢問受訪農戶承包地是否被納入永久基本農田保護區獲得。一方面，位于城鎮開發邊界內的土地，后續會被開發成為城鎮地區，土地征收概率大，而永久基本農田的特殊保護要求使得其被征收轉為建設用地的可能性降低，工具變量滿足相關性假定；另一方面，城鎮開發邊界和永久基本農田的劃定，是綜合地區經濟發展、資源稟賦等方面的考量，屬于上位規劃范疇，與農戶是否愿意退出承包權無關，滿足工具變量外生性假定。內生性問題處理結果如表5所示，第一階段回歸結果證明了兩個工具變量均與征地規模顯著相關，一階段 F 值為13.70，大于臨界值10且在 1% 的水平上顯著，而AR和Wald統計量均在 1% 的水平上顯著，強烈拒絕內生變量和工具變量不相關的原假設，表明所選工具變量不存在弱工具變量問題。采用Amemiya-Lee-Newey（ALN）卡方統計量對工具變量進行過度識別檢驗，ALN統計量的 p 值為0.101，無法拒絕“所有工具變量均為外生”的原假設，即證明所選工具變量均為外生。第二階段回歸結果表明，征地規模對農戶土地承包權退出的顯著負向影響未發生改變，基準回歸結果在考慮內生性問題后依舊成立。

表5內生性問題處理

Tab.5Endogenous problem processing

3.3門檻效應分析

隨著農村人口持續向城鎮轉移從事非農產業，農戶非農就業穩定性可能會使得征地規模對其土地承包權退出產生動態影響。表6匯報了門檻效應存在與否檢驗結果，采用Bootstrap法對LM值進行檢驗，該值在 10% 的水平上通過顯著性檢驗，證明門檻效應存在，門檻值為3.875。圖1顯示，當非農就業穩定性取值為3.875時，伽馬似然比為0，且明顯低于 95% 的臨界值，進一步驗證了非農就業穩定性的門檻值為3.875。

表6門檻效應存在檢驗

Tab.6Testof thresholdeffect

門檻回歸分析結果如表7所示，當非農就業穩定性低于3.875時，征地規模仍顯著負向影響土地承包權退出；而當非農就業穩定性越過3.875時，盡管征地規模對承包權退出仍呈現負面影響，但系數絕對值由0.030降低為0.027。這表明隨著非農就業穩定性的提高，土地預期收益對土地承包權退出的抑制作用有所弱化。隨著農戶非農就業的穩定性不斷提高，其市民化傾向加強，融入城鎮的步伐加快，對承包地的依附降低。而穩定的非農收入削弱了農戶對土地的資產功能認知，降低了征地帶來的土地收益預期，進而弱化了征地規模對承包權退出的負面影響，假說2成立。

圖1門檻效應似然比序數圖

Fig.1Ordinal diagramof thresholdeffect likelihood ratio

表7門檻回歸分析

Tab.7 Threshold regression analysis

3.4異質性分析

3.4.1城鎮住房異質性

通過分樣本回歸的形式進行城鎮住房的異質性分析，結果如表8所示。對于擁有城鎮住房的農戶而言，征地規模對土地承包權退出的抑制效應依舊在1% 的水平上顯著；而對于沒有城鎮住房的農戶而言，這種抑制作用僅在 10% 的水平上顯著。可能的原因在于，擁有城鎮住房的農戶對農村土地的價值預期會受到城鎮土地和住房價值的影響，容易高估承包地的價值[]。而征地規模的擴大進一步提高了對承包地的價值預期，進而抑制其自愿退出承包權的意愿。

3.4.2 遷移距離異質性

通過受訪農戶家庭成員務工地點來判斷勞動力的遷移距離，參考檀竹平等[33的做法，將務工地點分為本鎮內、本鎮外區縣內、區縣外省內和省外4種類型，分別賦值1、2、3、4，遷移距離 Σ=Σ 本鎮內務工勞動力占比 ×1+ 本鎮外區縣內務工勞動力占比 ×2+ 區縣外省內務工勞動力占比 ×3+ 省外務工勞動力占比 ×4 。采用征地規模與遷移距離的交互項判斷不同遷移距離下，征地規模對農戶承包權退出影響效應的異質性。二者交互項在 90% 的置信區間內顯著為負，這意味著遷移距離越遠的農戶，土地征收規模對其承包權退出意愿的負面影響越強烈。勞動力遷移距離受到遷移成本的限制，人力資本存量較低的農戶多在本地從事“半工半農”的兼業活動[34，對于此類農戶，承包地仍然維持著生產功能。而遠距離遷移農戶盡管能夠獲得更高的非農收入，但高昂的生活成本會倒逼進城農戶關注財產性收益[35]。因而對土地征收帶來的增值信號更加敏感，進而遏制了承包權退出。

3.4.3 代際異質性

現有研究在代際劃分過程中通常以戶主出生年份為依據，以1965年和1980年為界劃分老一代、中生代和新生代[17]。但考慮到“代際效應”中價值觀形成具有滯后性[3，本文在1965年和1980年的基礎上前延5年，將1960年之前出生的戶主定義為老一代，1960一1975年出生的戶主定義為中生代，1975年之后出生的戶主定義為新生代。征地規模僅在老一代農戶中保持對承包權退出的顯著負向作用，而在中生代和新生代農戶中未通過顯著性檢驗。這可以通過老一代農戶的土地依賴意識和中、新生代農戶的土地包袱意識進行解釋[37]。老一代農戶普遍無法從事非農產業，收入來源較為單一，融入城鎮也相對困難，承包地是其重要的資產保障。因此，老一代農戶對土地依附程度高，征地規模的擴大進一步提高了其對土地收益的預期，進而降低了承包權退出意愿。而中生代和新生代大多愿意且能夠從事非農產業以獲取更高的收入，這些群體對承包地的依附程度已極大降低，征地帶來的預期收益相比從事非農產業帶來的利益也較小，因而難以對其承包權退出意愿產生顯著影響。

3.4.4土地稟賦異質性

采用農戶自評的方式判斷其承包地的平整狀況，并將其平整程度劃分為好、中、差3個等級。征地規模對土地平整度中等和較好農戶的承包權退出意愿保持顯著負向關系。而對于土地平整度較差的農戶，征地規模提高了其承包權退出意愿，但結果不顯著。

表8異質性分析結果

Tab.8Resultsofheterogeneityanalysis

原因在于平整度較差的土地，被征收概率較低，因而難以對承包權退出產生顯著影響。而土地平整度中等或較好的土地被征收的概率相對較高。盡管較為平整的土地同樣適合流轉和耕種，但農業經營的收益仍小于征地收益]。無法改變土地征收對承包權退出的抑制效應。

3.4.5 區位異質性

通過受訪農戶所處村莊距縣（區）城中心的通勤時間判斷村莊的區位特征，通勤時間通過村莊到縣（區）城中心乘坐汽車所用時長進行測度，通勤時間對承包權退出意愿呈現顯著的負向作用，即在近郊村莊，農戶的承包權退出意愿更強烈。征地規模與通勤時間的交互項在 5% 的水平上通過顯著性檢驗，交互項系數為正，與主效應系數相反，即證明通勤時間越短的近郊村莊，征地規模對農戶承包權退出的負面作用越強。通勤時間越短，表明村莊距離城鎮越近，土地征收的概率越大，土地價值更加明顯，這類村莊內的農戶生計盡管不再依附土地，但對土地收益的預期卻更高，同時也擁有更強的要價動機和談判能力[38]，其自愿退出承包權的概率更低。

4結論與討論

4.1研究結論

基于武漢市城郊隨機抽樣調查的902份農戶調研問卷數據，采用有序Probit模型和門檻效應模型剖析征地規模對農戶土地承包權退出的影響機制及異質性特征。主要研究結論如下：第一，在農業種植收益低下及農村家庭生計離農的背景下，在補償價格合理的條件下， 53.77% 的受訪農戶明確愿意退出土地承包權，且主要傾向于以現金一次性償付的方式退出土地承包權。第二，城郊農村征地規模的擴大提升了農戶土地的預期價值及財產屬性，顯著抑制了土地承包權退出意愿，該結果經過穩健性檢驗和內生性問題處理后依舊成立。第三，征地規模對農戶土地承包權退出意愿的影響存在顯著的門檻效應，非農就業穩定性越過門檻值時，即對于家庭務工勞動力平均就業年限超過3.875年的農戶而言，征地規模對承包權退出的負面影響有所減弱。第四，異質性分析結果表明，戶主為老一代、土地平整程度中等以上的農戶家庭由于其生產、生活對土地的依附程度更高，征地規模對承包權退出的負面影響更加明顯；而擁有城鎮住房、遠距離遷移和近郊村莊的農戶，對土地資產價值更加敏感，征地規模擴大提高了這類農戶的土地增值預期，使其傾向保留承包權以獲取長期收益。

4.2討論與啟示

土地征收提高了被征地農戶經濟獲得的同時，也強化了其對土地的資產價值預期，進而抑制了土地承包權的退出意愿。盡管有研究認為土地保障功能認知直接影響農戶承包地的處置決策，但土地的社會保障功能取決于其資產價值[3，對于土地高度依附或對土地價值高度敏感的農戶而言，會更加關注土地的資產功能[30]。農村家庭就業、居住的非農化是目前中國農村面臨的普遍現象，非農化程度的加深會弱化“離農”戶對承包地的生計依附，但在這一過程中，“離農”戶可能會傾向將土地要素作為家庭的存量資本，以期從土地承包權中獲得經濟利益。因此，實現有條件農戶自愿有償退出承包權的政策設計應當在生計非農化和土地資本化之間尋求平衡，具體建議包括以下三個方面：

第一，縮小土地征收范圍，合理分配增值溢價。2019年修訂的《土地管理法》明確了6種符合公益用地可實施征地的情形，在法律層面為縮小征地范圍提供了依據，但實踐中對公益屬性的界定仍存爭議，未來應進一步明確公共利益具體范圍，避免盲目、頻繁、大范圍的征地活動，嚴格規范土地征收程序，削弱農戶對土地非農化增值的期待；關于征地帶來的增值溢價，可以將一定比例的增值收益以社會保障的形式分配給被征地農戶，降低農戶的土地資產價值預期。

第二，強化非農就業培訓，提高非農就業質量。地方政府可以加強農村勞動力的職業教育投資，提升進城農民的就業能力和就業質量。通過開展多種形式的招聘會，篩選合適的用人企業，并搭建用人單位和農民工之間的橋梁，提升農戶非農就業率。同時，通過法律援助、保險普及、民事調解等手段加大對農民工的就業保障力度。

第三，構建土地承包權市場化退出機制，堅持自愿有償原則，分類設計土地退出補償策略。土地承包權退出的制約因素在于農戶對承包地的資產屬性認知超越了保障和生產屬性，而傳統政府主導的承包權退出補償往往沒有足夠的資金承擔農戶退出承包權的經濟補償。因此，可以嘗試引入市場主體構建承包權市場化退出機制，通過市場主體直接補償退地農戶、以股權換土地或籌措社會資金補充退地補償款等方式滿足退地農戶的資產訴求。此外，現階段土地承包權退出的目標群體應為條件合適，土地依附程度較低的農戶。例如：對于遠距離遷移以及承包地稟賦較差的農戶，前者在遷入地社會資本有限，后者屬于被動式地非農化，二者融入城市相對困難，退地補償重點應在完善就業和住房補助；而對于擁有城鎮住房、中新生代及區位鄰近城鎮村莊內的農戶而言，其城市融入能力和水平相對較高，補償方式應以現金、股份補償為主，以滿足此類群體的財產訴求。

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Scale of Land Expropriation， Stability of Non-agricultural Employment and Withdrawal of Rural Land Contract Right in Suburban Areas： A Case Study of Wuhan City

WANG Zhaohui， CAI Yinying （College of Public Administration， Huazhong Agricultural University， Wuhan 43oo7o， China）

Abstract： The purpose of this study is to explore the influencing mechanism of land expropriation scale and the stability of non-agricultural employmenton the withdrawal of rural land contract right under the background of integrated urban-rural development and“separation of farmers and farmland\".The research method of ordered Probit model and cross section threshold regression model were employed for empirical analysis， based on the 902 questionnaires in the suburbs of Wuhan.The research results show that： 1） land expropriation compensation has manifested the asset attribute of rural land contract rights. The 53.77% of the surveyed farmers clearly stated that they were wiling to voluntarily withdraw land contract rights at the current land expropriation compensation price.2）The scale of land expropriation has an inhibitory effect on the withdrawal of rural land contract rights. Farmers with a larger scale of land expropriation have a lower willingness to withdraw their land contract rights，due to their high value expectations forthe land contract rights withdrawal.3）When the stabilityofnon-agricultural employment exceeds the threshold value -the average employment period of rural family migrant workers exceeds about 4 years—the impactof land expropriation scaleon the withdrawal of land contract rights weakens. 4）Farmers whoown urban housing， work from adistance，have an older generation ofhousehold heads，have basically flatcontractedlandandareinnearbysuburbanvillagesare more likelytobeafectedbythescaleofland expropriation whenthey withdrawlandcontractrights.Inconclusion，to promote theorderlywithdrawalof landcontract rights from the rural migrantpopulation，itissuggestedtoappropriatelyrestrictlandexpropriationactivities，mprovethequalityofnon agricultural employment，and establish adiferentiated market-based withdrawal mechanismoflandcontractrights.

Key words：land contract right; wilingness to withdraw;land expropriationscale; non-farm employment stability： threshold effect

（本文責編：郎海鷗）