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  版块   三农调研   刘同山、孔祥智:离农会让农户更愿意退出承包地吗?
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刘同山、孔祥智:离农会让农户更愿意退出承包地吗?

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发表于 2020-12-3 09:22:20 | 显示全部楼层 |阅读模式

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刘同山 孔祥智(南京林业大学农村政策研究中心教授;中国人民大学农业与农村发展学院教授、博士生导师)

  一、问题提出
  “离农、进城”农户占有大量农地,是很多国家在城镇化和农业转型中都曾遇到的问题。以日本为例,1980年颁布的《增进农地利用法》明确鼓励离农农户将农地转让给专业农户,且政府对拥有农地的非农户征税,但仍然有大量“离农、进城”农户继续持有农村土地而不退出。2015年底,日本有多达141.4万户生活在城镇却持有农地的非农户,全日本11.30%的农地掌握在他们手中。舒尔茨指出,“由于不在的一方不能获得充分的信息,往往就不能有效地作出处理这些细节,尤其是利用应用知识进步的决策”,农地的不在所有制(absenteeownership)会造成农业经营效率损失,因此欧洲和美国“总的倾向仍然是有利于所有者兼经营者的农业单位”。近年来,随着中国农村人口向城镇转移,很多农户将农地出租出去,农地流转面积持续增加。不过,当前中国的农地流转主要是“三权分置”下的农地经营权租赁。虽然包括“十三五”规划纲要在内的中央文件多次提出,支持引导进城落户农民依法自愿有偿转让土地承包权,并在一些地方进行了土地承包权退出改革试点,但总体来看,当前农户有偿退出土地承包权的通道非常有限,相关研究也比较缺乏。
  落实中央改革精神,让“离农、进城”农户退出农村土地承包权有重要意义。一方面,有助于缓解城乡收入差距。农业的比较效益低。与仍在农村从事农业的农户相比,在城镇稳定就业和生活的离农农户,一般能力更强、收入更高。如果“离农、进城”农户继续保有农地,将成为在城镇定居但拥有农地的新时期“不在地主”,其收取的农地租金,实质是城镇对农村财富的掠夺。在“城市像欧洲、农村像非洲”的隐喻下,继续从相对落后的农村地区汲取财富,既不符合国家的大政方针,也有失社会公平。另一方面,有助于促进农业转型发展、提高农业经营效率。农地产权形式会影响农地长期投资,进而影响农业绩效和农户经营收益,而中国目前的农地租赁存在明显的“短期化、非正式”特点,农地资源存在市场配置失灵。土地是最重要的农业生产要素,其配置不合理,会损害农业生产效率和农业高质量发展。因此,发展现代农业、实现农业增效和农民增收,需要引导“离农、进城”农户退出农村承包地,让务农者获得更多土地资源和更稳定的土地使用权。
  习近平总书记2016年4月在安徽小岗村座谈时指出,“新形势下深化农村改革,主线依然是处理好农民与土地的关系”。基于当前中国农地出租十分普遍、农户持续向城镇迁移的客观现实和发展趋势,学界应当回答的一个重要问题是:农户出租农地的离农行为,是否会促其退出农村土地承包权?如果答案是否定的,则意味着政府应当优化制度安排,以避免农户离开农业后成为“不在地主”。因此,本文从中国的国情农情出发,构建理论分析框架,进而基于农户调查数据计量分析农户离开农业后是否愿意有偿退出土地承包权,有较强的理论意义和实践价值。
  二、理论分析:经济性占有、情感性占有与农地退出意愿
  国内一些学者从农村土地具有多种价值属性出发,将“离农、进城”与农村土地承包权退出结合起来考察,发现是否出租农地、是否有成员定居城镇、非农收入是否稳定、社会保障水平等因素都会影响农户的土地承包权退出意愿。国外也有学者研究了农民乡城迁移中的农村土地转让,发现人们离开农业农村后是否卖掉农地是基于经济收益和安全需要做出的理性决定[,农地确权能够促进农民转让农地及向城镇迁移,从而推动农地资源的优化配置,但农地非农业生产价值的增加,会抑制农地持有人的农地出售意愿,导致效率更高的农户难以获得更多土地。这些文献对于理解城镇化和农业转型中的农民与农地关系有重要作用。但现有文献未能将农地的多元价值性纳入规范的统一分析框架,也未能直接回答农户“离农、进城”后是否愿意退出农村承包地这一重要问题。
  对中国农民而言,农地不仅有经济价值,还有非经济价值。有学者把非经济价值进一步分为身份价值和社会价值,其中社会价值以农地具有社会保障、就业保障功能为核心,即所谓的农地“保障替代”作用。农地之所以有价值,是因为它满足了人们的需要。借鉴费孝通的农地价值二分法,本文把人们的农地占有需要分为两类:经济性占有需要和情感性占有需要。农地的经济性占有,是指占有农地能够给占有者带来经济上的收益,比如自己耕种时的农产品产出收入、出租时的租金收入或者转让时的一次性出售收入。根据马斯洛的层次需求理论,农地的经济性占有主要满足人们生理上和安全上(经济目的)的需要,对应农地的经济价值。显然,农地的保障替代作用主要满足了农户的经济性占有需求。所谓农地的情感性占有,是指农户不仅在意占有或处置农地带来的经济收益,还看重拥有农地带来的情感满足,因而即便给予的补偿明显高于市场均衡价格,农户却拒绝出售农地产权这样一种情况。除身份认同、乡土情结外,“城里有房、村里有地”的成就感以及让农地“有在那里”的心理满足感等,也会引发人们对农地的情感性占有需要。
  农地经济性占有和情感性占有状况都会影响农户的效用,因此可以把典型农户在时占有农地的效用设定为,其中和分别为经济性占有和情感性占有状况。经济基础决定上层建筑,人们之所以对农地有情感性占有需要,归根结底是因为农地具有经济价值,获取经济价值过程中产生了情感,或者说情感性占有需要是经济性占有衍生出来的。因此,可以借鉴Constantinides和陈彦斌等的思路,将对农地的情感性占有需要定义为过去经济性占有的加权平均和:
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  (1)式中的是家庭组建之初的农地情感性占有需要;参数度量情感性占有需要形成的强度,越大,意味着过去的农地经济性占有对当下情感性占有需要的影响越大;是反映权重变化的参数,越大,表明过去的农地经济性占有对当下情感性占有需要的影响越小;若,则农地的情感性占有需要与过去的经济性占有状况无关。
假定农地占有的效用函数像普通的效用函数一样二次连续可微,且有,即改善当前的农地经济性占有状况而不改变过去的经济性占有水平或者说不改变农地的情感性占有需求,会增加农户的效用;,即改善过去的农地经济性占有状况或者说强化情感性占有需要而不改变当前的农地经济性占有水平,会减少农户的效用;和,即效用的改变以递减的速度进行。农户通过调整不同时期的农地经营规模和方式来改变经济性占有水平,使家庭存续期内的预期总效用最大:
22.jpg
  定义农户效用的值函数为:
33.jpg
  其中,为条件期望算子,为效用的折现率。在时,农地经济性占有的边际效用为。与普通的效应函数不同,这一导数考虑了时农地的经济性占有对农户此后情感性占有的影响。定义不同的时期和,,农地经济性占有效用的边际替代率为:
44.jpg
  中国的农地仍处于二轮承包期,在“增人不增地、减人不减地”的制度安排下,可以合理假定自二轮承包至出租农地前的所有时间农户都有一个不变的农地经济性占有状况,即。针对这种特殊情况,Ryder和Heal[24]已经证明,必定存在一个,,在时,随着农地经济性占有的增加,其效用的也会增加。由于农地的情感性占有需要是过去经济性占有的加权平均,上述结果表明,农地的经济性占有与情感性占有具有临近互补性,或者说相对远期而言,农地经济性占有状况的改善,会让农户近期的情感性占有需要增强。考虑到富人有更强的乡土情结,上述结论不难理解。
在农村劳动力持续向非农领域转移、农地出租普遍存在的情况下,农地的经济性占有是一个综合性概念,不仅包括自耕、出租等不同的农地经营方式,还涵盖了农地的保障替代作用,故可以根据收益来源不同,把农地的经济性占有具体分为自耕、出租和保障替代三类。在农地部分出租、部分自耕时,农户获得经营收益、租金收益和保障替代潜在收益。一旦农户出租全部农地(完全离农),农地将主要发挥两个作用:保障替代和满足农户的情感性占有需要。中国人均占有的农地较少,大部分农户家庭都有富裕劳动力,农业机械对劳动的替代进一步释放了本就丰富的农业劳动力,因此农地出租通常都伴随着家庭劳动力向非农领域的转移,可以用农地出租情况反映农户离农状况。
基于上述分析,本文提出研究假说:农户出租农地的离农行为,可以改善农地的经济性占有状况,强化情感性占有需要,从而抑制其土地承包权退出意愿。
  三、方法、数据与变量
  (一)计量方法
  分析农户离农与承包权退出意愿之间的因果关系,首先要进行因果效应识别。由于无法同时观测到一个农户在离农与不离农两种状态下的土地承包权退出意愿,所以不能直接考察离农对承包权退出意愿的影响。另外,农户是否选择离农,是其基于多种因素做出的综合决策,而非随机分配的结果。为了分析离农对农户承包权退出意愿的影响,本文通过构建内生处理Probit(endogenous treatment probit,ETP)模型,进而采用“反事实”分析框架,估计离农情况对农户是否愿意退出土地承包权的处理效应。
首先,农户是否离农是自我选择的结果,即处理变量是内生的。典型农户是否离农可表示为:
55.jpg
  (5)式中,表示农户离农选择的潜变量,表示影响农户离农选择的变量,为待估计系数,为随机误差项。表示实际观测到的农户离农的选择结果,表示农户离农,表示农户未离农。
其次,把农户土地承包权退出意愿()的结果方程设定为:
66.jpg
  (6)式中,和分别表示离农、未离农两类农户承包权退出愿意的潜变量,它们决定了观测到的农户承包权退出意愿二元选择变量和;和表示可观测的影响农户承包权退出意愿的变量;和为待估计系数;和为随机误差项,假定其服从均值为0的正态分布。
内生处理Probit模型可以同时估计以下三个方程:
77.jpg
  (7)式是农户的离农选择方程,(8)式是处理组对应的农户承包权退出意愿结果方程,(9)式是控制组对应的农户承包权退出意愿结果方程。为了识别因果效应,消除两个误差项和的相关性,(7)式的中至少应包含一个影响但不影响的工具变量(IV)。
最后,在内生处理Probit模型估计的基础上,可以计算离农对农户承包权退出意愿的处理组平均处理效应(ATT)和全样本平均处理效应(ATE)。计算方程如下:
88.jpg
  (二)数据来源及说明
  本文使用的数据来自国家社科基金重点项目“城镇化进程中农户土地退出及其实现机制研究”课题组于2018年1~3月在黄淮海农区完成的农户问卷调查。由于年轻农民平时较少在村,为减少样本选择偏差,课题组特意于春节前后、年轻农民返村期间进行农户抽样问卷调查。调查问卷由经过培训的调查员对户主或家里的主事人一对一完成访谈完成。调查员主要是来自中国农业大学经济管理学院、人文与发展学院的研究生。首先,在黄淮海农区318个县(市、区)中随机抽取20个,并对其中3个进行调整以平衡样本的空间分布,最终样本县(市、区)分布为:山东、河南、河北三省各5个,安徽、江苏两省各2个,天津市1个。其次,在每个样本县(市、区)随机选择2个乡镇、每个乡镇2个村、每个村15户左右农户入户调查。为得到农户层面的详细信息,在访谈过程中,调查员鼓励家庭成员对土地承包权退出意愿等农户层面的问题进行交流讨论。
  本次调查共得到1026个有效样本。农户离农方面,除1户农户因二轮承包时放弃承包而没有农地外,在剩余的1025户农户中,有148户把全部承包地租赁出去,成为持有农地但完全退出农业生产的非农户,另有193户把部分承包地部分租赁出去。承包地全部出租与部分出租的农户合计占比33.27%。农户兼业方面,除11户租入农地开展规模经营的农户2017年农业经营净亏损外,在剩余的1015户农户中,非农收入超过农业收入的“二兼”以上农户比重为81.28%,略低于全国总体水平。因分析特定的农户群体时,需要剔除一些不适用的样本(如分析农户是否出租部分承包地时,应剔除把全部承包地都出租的样本,以真正考察部分而不是全部出租),再加上个别样本二轮承包时没有承包农地或数据缺失,本文最终使用的样本有所减少,且考察不同被解释变量时样本数量存在差异。
  (三)变量及其描述性统计
  1.被解释变量。农户的土地承包权退出意愿是本文的被解释变量。退出补偿价格对承包权退出意愿有至关重要的影响。但当前中国的农村土地退出市场尚未形成,承包权退出价格亦不得而知。马克思指出,“土地价格不外是资本化的因而是预期的地租”。为了控制价格因素的影响,本文采用替代市场法,以农户所知的当地农地出租的最高年租金乘以40年作为承包权退出补偿价格,询问其是否愿意把部分承包地出售给国家。之所以询问农户是否愿意把土地承包权出售给国家,主要原因是当前私人之间的土地承包权转让受到严格限制,虽然作为发包方的集体可以有偿回收农户退出的承包权,但他们缺乏补偿能力和需求,政府是合法且有补偿能力的受让方。而且,政府主导的农地转让在国内外有很多成功实践。
  2.关键解释变量。本文关注的是以农地出租反映的离农情况对农户土地承包权退出意愿的影响。根据农地出租的比例不同,关键解释变量主要有两个:一是与农地部分出租对应的部分离农;二是与农地全部出租或农业收入为零对应的完全离农。除已经部分或全部离农的农户外,还有一些农户想出租农地或者说想离农。为了从“未离农—部分离农—完全离农”整个链条上分析离农对农户承包权退出意愿的影响,本文在稳健性检验时,将农户是否想部分离农(未离农但期待离农)作为关键解释变量。另外,借鉴丰雷等[26]的思路,本文用农户所在乡镇其他农户流转的农地面积与经营的农地总面积之比(反映当地农地租赁市场繁荣程度),作为农户是否离农或想离农的工具变量。
  3.其他解释变量。城镇化进程中,农户是否愿意退出承包权、放弃农村土地,是工农、城乡各自推力和拉力共同作用的结果。参照相关研究成果,本文对户主个人特征、家庭特征、城乡联系特征等变量加以控制。因农地对户内所有劳动力可能都具有就业保障、社会保障功能,为了控制农地的保障替代作用,本文在城乡联系特征中加入了农户层面的非农就业稳定性这一变量。另外,为检验可能存在的“U型”或“倒U型”关系,计量时加入一些变量的二次项。各变量说明及其描述性统计见表1。
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  四、实证结果分析
  (一)不同离农情况对承包权退出意愿的影响
  借助Stata15软件,分别对是否部分离农、是否完全离农的样本数据进行内生处理Probit模型估计,得到表2和表3所示的回归结果。在表2和表3中,是否部分离农、是否完全离农两个方程与是否愿意退出土地承包权方程的残差相关系数分别高达0.858和0.701,且都在1%的显著性水平上拒绝了方程相互独立的原假设,表明不可观测因素同时影响农户的离农选择和承包权退出意愿。因此,采用可以纠偏和解决内生性问题的内生处理Probit模型是必要且合适的。
  表2第(2)列的结果表明,除工具变量外,农户是否部分离农受到农业收入占比、劳均非农收入、人均承包地面积等因素的显著影响。具体来看,控制其他变量后,是否部分离农与农业收入占比、劳均非农收入呈显著的“U型”关系,表明农业收入占比和劳均非农收入适中的农户,出租部分农地的可能性更大。人均承包地面积越大,农户出租部分农地或者说部分离开农业的可行性越高。人均承包地面积越大,需要的劳动投入越多,而人地关系越不紧张,因而可能会从经济和情感两个方面促进农户将农地出租。第(3)列的结果表明,未离农农户的承包权退出意愿受户主年龄、人均承包地面积、是否有成员定居城市、非农就业稳定性的显著影响。户主年龄与承包权退出意愿呈显著的“U型”关系,年龄较小和较大的户主,更愿意退出一部分承包地。其原因可能是年轻的户主对农地的情感性占有需要较少,而年老的户主则是丧失劳动力而无力耕种。人均承包地面积对承包权退出意愿的影响与其对农户是否部分离农的作用机理大致相同,不再赘述。另外,有成员在城市定居、非农工作稳定性强的农户,更愿意退出一部分承包地。第(4)列的结果表明,部分离农后,只有是否有土地承包证一个变量对承包权退出意愿有显著影响。
横向比较表2中是否部分离农的系数发现,农户从未离农转变为部分离农后,其承包权退出意愿将大幅降低,且在1%的水平上显著。可见,农地出租与承包权退出意愿存在很强的替代性,一旦农户出租部分农地或者说部分离农,土地承包权退出意愿将显著降低。
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  表3第(2)列的结果表明,除工具变量外,户主年龄、人均承包地面积、是否有土地承包证、邻里关系融洽度、非农就业稳定性都会影响农户是否完全离农。具体而言,户主年龄越大、有土地承包证、邻里关系越融洽的农户,完全离农的可能性越低,但非农就业稳定性越强的农户,完全离农的可能性越高。第(3)列的结果表明,对于非完全离农的农户,户主年龄、人均承包地面积、是否有土地承包证、邻里关系融洽度、是否有成员定居城市和非农就业稳定性,都会显著影响承包权退出意愿。拥有土地承包证的农户,其承包权退出意愿更强。一个可能的原因是承包证从法律上强化了农地权益,改变了农户农地不是自家的因而不可交易的认知,从而提高了其承包权退出意愿。邻里关系越融洽,农户承包权退出意愿越弱。这是因为邻里关系融洽是农村社区对农户“离农、进城”的拉力。另外,户主年龄、人均承包地面积、是否有成员定居城市和非农就业稳定性四个变量,对承包权退出意愿的影响与表2中第(3)列未离农农户的结果相近,再加上非完全离农包含未离农,上述四个变量对承包权退出意愿影响的原因,见对表2结果的分析。第(4)列的结果表明,完全离农后,所有变量对承包权退出意愿的影响都不显著。其中,非农就业稳定性对承包权退出意愿的影响不显著,意味着农户不愿退出农地,并不是因为农地的保障替代作用。
  横向比较表3中是否完全离农的系数发现,与部分离农时相似,一旦农户从非完全离农转变为完全离农,其承包权退出意愿将大幅降低,且在1%的水平上显著。另外,与表2的是否部分离农的系数(-2.123)相比,表3中是否完全离农的系数(-2.481)更大,表明完全离农后,农户承包权退出意愿将更弱。总之,无论是部分离农还是完全离农,出租农地的离农行为,确实显著降低了农户的土地承包权退出意愿,研究假说得到证实。
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  (二)经济性占有状况对承包权退出意愿的影响
  上述结论仅表明离农会降低农户的承包权退出意愿,却未直接体现农地情感性占有需要增强,会抑制农户的承包权退出意愿。理论部分已经论证,由于存在临近互补性,农地经济性占有状况的改善,也就意味着在近期农户对农地情感性占有需要的增强,或者说二者在近期对农户承包权退出意愿有相同的作用方向。因情感性占有需要难以测度,以下仅考察农地经济性占有状况的改善对农户承包权退出意愿的影响。
  农地经济性占有状况的改善主要通过农地出租收益或者说地租高低来反映。当地地租越高,出租农地的离农农户的农地经济性占有状况越好,根据理论分析,农户应该越不愿意退出土地承包权。对出租农地的单个农户而言,当地地租是外生的,因此可以将离农农户的承包权退出意愿对其所知的当地最高年租金进行Probit估计,以分析农地经济性占有状况改善对承包权退出意愿的影响。表4中分别对离农(包括部分离农和完全离农)、完全离农两类农户的回归结果表明,无论是离农农户还是完全离农农户,租金对农户的承包权退出愿意均有显著的负向作用,即农地出租收益越高,农户越不愿意退出土地承包权。而且,对完全离农农户,这一负向作用力度更强。从边际效应看,地租每提高1千元,完全离农农户愿意退出承包权的概率降低27.9%。由此可知,与Deininger& Jin[18]的结论相似,农地经济性占有状况的改善,确实强化了农户的农地情感性占有需要,进而抑制其承包权退出意愿。研究假说进一步得到证实。
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  (三)离农对承包权退出意愿影响的处理效应估计
  内生处理Probit模型估计仅给出了各自变量对因变量影响的方向,要得到离农程度对农户土地承包权退出意愿影响的大小,需要在其基础上,进一步测算处理组的平均处理效应(ATT)和全样本的平均处理效应(ATE),结果如表5所示。对于部分离农情况下农户愿意退出土地承包权的概率,部分离农的ATT为-0.484,表明对于尚未出租农地的农户,已经有部分农地出租或者说部分离农的农户愿意退出承包权的概率低48.4%;ATE为-0.415,表明如果所有农户都出租部分农地(部分离农),则愿意退出承包权的概率将降低41.5%。对于完全离农情况下农户愿意退出土地承包权的概率,完全离农ATT为-0.436,表明对于尚未出租全部农地的农户,已经把全部农地出租或者说完全离农的农户愿意退出承包权的概率低43.6%;ATE为-0.361,表明如果所有农户都完全离农,则愿意退出承包权的概率将降低36.1%。上述结果都通过了给定的显著性水平检验。可见,农户一旦离农,无论是部分离农还是完全离农,其土地承包权退出意愿都会显著降低。
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  (四)基于未离农但期待离农农户的稳健性检验
  上述结果表明,农地出租对于土地承包权退出意愿具有显著的替代性。如果能够证实未离农但期待离农的农户有更强的承包权退出意愿,也就间接验证了前述估计结果的稳健性。由于农户的承包权退出意愿可能部分源自离农意愿,即离农意愿是承包权退出意愿的一个内生协变量,因此需要采取内生协变量Probit模型进行估计。同时,本文还将农户是否愿意退出土地承包权分别对是否部分离农、是否完全离农进行IV-Probit估计,作为稳健性检验。
  表6中的内生协变量Probit估计结果表明,控制其他变量后,是否想部分离农对农户是否愿意退出土地承包权有显著的正向影响,想出租部分农地但未能租出的农户,更愿意退出承包权。从估计系数看,是否想部分离农的系数为2.021,与表2中部分离农的系数(-2.123)大小相近、符号相反,表明部分离农对农户承包权退出意愿有稳定的抑制作用。IV-Probit估计结果也表明,部分离农、完全离农的农户愿意退出承包权的可能性显著更低。不过,与内生处理Probit估计结果相比,IV-Probit估计的系数较小且显著性较低,意味着它会低估离农行为对农户承包权退出意愿的抑制作用。上述检验表明,农户的出租农地的离农行为,对于其土地承包权退出意愿的抑制作用具有很好的稳健性。
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  五、结论与政策启示
  在理论分析农地经济性占有状况的改善会强化情感性占有需要进而导致农户离农却不愿意退出土地承包权的基础上,本文利用中国黄淮海农区20个县(市、区)的1026户农户问卷调查数据,根据是否出租部分或全部农地,将农户分为是否部分离农、是否完全离农,进而采取可以消除内生性的内生处理Probit模型和处理效应估计,考察离农行为对农户土地承包权退出意愿的影响。研究结果表明,以农地出租反映的离农行为会显著影响农户的土地承包权退出意愿。一旦出租农地、离开农业,农户的承包权退出意愿会显著降低。而且,农地租金的提高或者说农地经济性占有状况的改善,会强化农户的情感性占有需要,从而抑制农户的承包权退出意愿。从处理效应看,与未离农和非完全离农的农户相比,部分离农和完全离农农户愿意退出承包权的概率分别低48.4%、43.6%。基于内生协变量Probit和IV-Probit估计的稳健性检验发现,农户出租农地的离农行为,对其土地承包权退出意愿有稳定可靠的抑制作用。
  上述结论主要有三方面的政策含义。第一,单纯依靠农地经营权租赁市场,农户会部分或完全离开农业生产、退出经营权但不会放弃土地承包权,最终形成新时期的“不在地主”。考虑到部分离农和完全离农农户的比例已经相当高且仍在增加,政府需要制定相应措施,引导其有偿退出农地。第二,农地租金的上涨会强化农户对农地的情感性占有需要,对农户的土地承包权退出意愿有显著的负向作用,因此政府应当抑制地租过快上涨,避免各项财政补贴转化为地租。第三,由于未离农但期待离农的农户更愿意退出部分承包地,政府应当在支持此类农户出租农地经营权的同时,引导这部分农户的土地承包权向会种地且需要更加稳定土地使用权的农户转移,实现“耕者有其权”。总之,为了农地资源的高效率利用和农业高质量发展,避免“不在地主”大量出现,政府不仅要支持农地经营权租赁或者说“耕者租人田”,还需要尽快做出前瞻性的制度安排,允许并引导离农、进城农户自愿有偿退出土地承包权,用来支持有意发展现代农业的农户获得更加充分而稳定的土地使用权。

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