农地确权提升了农户承包地退出意愿吗？——基于3省15县(市、区)935个农户样本的分析

高 强,鞠可心

(南京林业大学 经济管理学院,南京 210037)

引 言

新形势下深化农村改革,主线仍是处理好农民和土地的关系。农村土地承包经营权确权登记颁证(以下简称“农地确权”)作为中央关于“三农”工作的重大部署是全面深化农村改革的重要举措。进入21世纪以来,随着农村劳动力非农就业和大量持续向外转移,“在村不务农”和“进城不退地”农户逐渐增多,农村土地资源利用不充分、占有不平衡等矛盾更加凸显。截至2018年底,我国农地确权工作基本完成,全国共有2 838个县(市、区)和开发区开展此项工作,涉及2亿多农户(数据来源：中华人民共和国农业农村部《对十三届全国人大二次会议第2 253号建议的答复》)。近几年,中央关于农村改革的创新举措密集推出,农村土地制度改革也不断深化。在坚持农村土地集体所有的前提下,促进承包权和经营权分离,实行“三权分置”,探索承包地有偿退出机制,是当前深化农村改革面临的重大实践和理论课题[1]。因此,研究农地确权对农户承包地退出意愿的影响,对于稳定农村土地承包关系,完善“三权分置”制度设计,促进土地资源优化配置具有重要意义。

长期以来,我国的农村土地产权关系有诸多不清晰之处,技术层面主要存在“四至不清、地块不实”等问题;制度层面则主要表现为一轮承包和二轮承包期间的一些历史遗留问题尚未解决[2]。与此相对应,现有关于农地确权的研究也主要集中在两个方面:一方面是关于农地确权制度性约束及其障碍的研究。主要包括农地确权的现实难题[3-4]、条件约束[5]、体制障碍[6]和城镇化路径中的阻碍[7]等问题。另一方面是关于农地确权政策执行效果的分析。许多研究发现农地确权激活了农地资源[8],提高了地权安全性[9],促进了农地流转市场发育[10],也有研究提出确权政策强化了农地抵押担保功能[11],具有正向的投资效应[12],促进了土地退出[13-14]。在“三权分置”的制度框架下,土地经营权退出和承包权退出都是承包地退出的重要形式。罗必良等提出,在承包权和经营权能够分离的前提下,将农户的土地转出,即转包、出租、入股等视为经营权退出,农户的农地转让、放弃视为承包权退出[15]。土地流转作为部分农户退出农业生产经营的一种主要方式,有利于实现专业化分工与社会化协作,从而提高农业生产率[16],有助于促进小农户与现代农业有机衔接[17-18]。土地退出则可以推动农村人口减少,激活土地要素,提高耕地利用效率[19],更有效地实现农村劳动力与土地的空间匹配[20-21],最终实现农村资源要素合理配置。

目前关于农地确权的相关研究中,对于确权与土地流转的关注较多[22-24],而对于确权与土地退出的研究较少[15],特别是缺乏在“人地分离”视角下,将土地流转视为承包地退出的一种实现形式,把经营权退出和承包权退出放入同一分析框架内的综合研究。本文基于苏、鲁、皖3省935个农户样本数据,构建“农地确权-经营权退出-承包权退出”的分析框架,在以下两个方面对已有文献进行扩展:第一,从理论上阐述农地确权对农户承包地退出意愿的影响机理;第二,将经营权退出作为中介变量,探讨其在农地确权对农户承包权退出意愿影响中的作用机制。

一、理论分析与研究假设

产权是市场交易的基础。传统产权经济学家Alchian认为产权与市场交换有紧密而直接的联系,产权界定越完整,市场交易程度就越高[25]。从产权性质来看,产权具有经济实体性、可分离性以及可流动性等属性[26]。根据制度经济学相关理论,当农民拥有的土地经过确权登记并能够自由转让、定价时,即土地产权分离并发生流动时,土地价值才得以真正体现。从这个角度上看,承包地退出是产权市场价值实现的一种方式。狭义的承包地退出指退出农村土地承包经营权,并且退出行为具有彻底性和不可逆性[27]。也有学者将这种退出方式视为农户作为集体经济组织成员资格的退出[28]。如前所述,从“三权分置”的视角看,农村土地承包经营权可以进一步细分为经营权和承包权,承包地退出也可以相应地分为经营权退出和承包权退出。土地经营权在流转合同期限内让渡,期限届满农户仍可重新获得,这是土地流转的主要形式,属于暂时性退出或长期性退出;而承包权一旦退出,不仅意味着农户让渡承包期限内的各项权利,并且放弃接续延包的权利,这种类型属于永久性退出。从现今社会实践和运作过程来看,尽管两类退出在退出时限和补偿方式上存在差异,但是农户在经营权退出后选择进城务工或其他就业渠道,退出期限结束后再重新经营的可能性非常小。也就是说,不管是退出经营权还是退出承包权,都客观上形成了不可逆的“人地分离”退出状态。依此理解,农地确权对农户的承包地退出意愿可以从以下两条路径进行分析：

1.农地确权对经营权退出产生影响。农地确权的本质是产权界定。土地流转作为经营权退出的一种主要形式,在制度约束下具有较高的交易成本。根据科斯定理,明晰的土地产权、自由的产权转让和完善的制度,提高了交易行为的可预见性,能够有效降低交易成本,促进土地流转[29]。根据农业农村部统计数据显示,全国家庭承包耕地流转总面积由2014年的4.03亿亩增加到2018年的5.39亿亩,增加了33.7%。农地确权对于经营权退出的促进作用可以从以下几个方面进行解释:(1)农地确权增加了农户的土地获得感、利用获得感和收益获得感[30]。在不丧失集体经济组织成员资格的前提下,农户对于流出土地的顾虑较小,并且能够获得稳定预期收益,进而更愿意退出土地经营权。(2)农地确权解决了承包地“四至不清、边界不明、空间位置不准”等问题。长期以来,农村土地地块零散、面积不均等问题加大了农地流转的难度,提高了交易成本。确权后,农户对其承包地的地理位置、地块大小有了更准确的掌握,不仅可以提高土地资源的利用效率,还能改善农户的行为预期,激活部分农户流转土地的潜在需求,从而促进经营权退出。(3)土地制度和交易规则的联合作用,对农户的经营权决策会在时间跨度上产生分化。正式规则与非正式约束的微小变化,会随着时间的推移而逐渐改变制度框架,进而演化出一个与初始状态不同的选择集合[31]。从长远角度看,对于率先完成农地确权的地区而言,地方政府资源动员能力相对较强,土地流转机制更为完善,农户退出土地经营权也有更多的选择空间。基于以上理论分析,提出本文的第一个研究假说:

假说1:农地确权促进了经营权退出。

2.农地确权对承包权退出产生影响。土地关系是农村最基本的生产关系,以土地制度为核心的基本经营制度是党在农村的政策基石。党的十九大报告提出,保持土地承包关系稳定并长久不变,第二轮土地承包到期后再延长三十年。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》进一步明确,第二轮土地承包到期后再延长三十年,使农村土地承包关系从第一轮承包开始保持稳定长达七十五年。承包权退出属于农村土地承包关系重大变革。因此,应在农村土地承包关系长久不变的政策框架下分析农地确权对承包权退出的多重影响：(1)农户凭借其农村集体经济组织成员资格而获得的承包地具有强烈的身份性特征,是典型的人格化财产,具有显著的“禀赋效应”[15]。从交易角度看,因退出承包权可能造成的损失而产生的负面心理感受,比因收益产生的正面心理感受更强烈,“禀赋效应”抑制了农户的承包权退出意愿。进一步来看,产权形式可以划分为完全占有和部分占有,且与“禀赋效应”的大小有直接联系[32]。部分占有的情况下,由于产权面临他人如何分享的不确定性,导致不产生“禀赋效应”或者产生的“禀赋效应”较弱。基于此,从占有权处置角度看,农户对于承包权的全部退出意愿可能更低。(2)随着土地承包关系的长久化, 土地的分散零碎也随之固化。农地确权后导致细碎的土地退出成本过高,从而使得农户承包权退出受限[33]。特别是对于缺乏非农就业机会的农户,承包地是其家庭的主要收入来源,农户只能选择自己经营或者采取“以工补农”兼业务农的形式,短期内抑制了承包权退出意愿。(3)农村土地承包关系长久不变意味着对农地的长期占有。强烈的权属意识会使农户对自己的土地更加珍惜,且具有较高的土地升值预期。因此,即使在向城镇迁移的过程中,农户也更愿意当“进城地主”[34]。事实上,越有能力市民化的农户,越倾向于将承包地作为资产并长期持有农村土地承包权。基于以上理论分析,提出本文的第二个研究假说:

假说2:农地确权抑制了承包权退出。

以上两条路径分别分析了农地确权对经营权退出和承包权退出的影响机理,即在“三权分置”的制度框架下,农地确权促进了经营权退出,但抑制了承包权退出。然而,经营权退出与承包权退出都属于农户处置承包地的重要形式，那么农地确权对于农户处置承包地还会有怎样深层次的影响机制？这需要将农地确权对经营权退出与承包权退出两条路径的影响进行联动考虑,分析两者之间是否存在“中介”关系。中介分析方法是指在自变量和因变量的关系中加入第三个变量进行分析的一种机制,包括中介效应(mediation effect)、混淆效应(confounding effect)和遮掩效应(suppression effect)[35]。中介效应变量和混淆效应变量的作用是减少自变量与因变量之间的总效应,而遮掩效应变量恰好相反,它的作用是增加自变量与因变量之间的总效应。根据前文的分析,农户一旦选择流转土地,就不会轻易退出土地,所以经营权退出可能在农地确权抑制承包权退出的过程中产生了“遮掩效应”。也就是说,如果控制了变量“经营权退出”,农地确权对承包权退出意愿的抑制作用可能增大，其具体分析框架见图1。基于此逻辑,提出本文的第三个研究假说:

图1 农地确权对农户承包地退出意愿影响的分析框架

假说3:经营权退出在农地确权对承包权退出意愿的影响中具有遮掩效应。

二、数据来源、变量选取与描述性统计

(一)数据来源

本文数据来源于课题组2019年7-8月在江苏、安徽和山东3省15县(市、区)联合进行的农户问卷随机抽样调查。课题组调查员入户选择户主或者家庭主事人进行一对一访问。2014年,山东、四川、安徽3个省进行了农地确权整省试点。2015年,全国又新增江苏、江西、湖北、湖南、甘肃、宁夏、吉林、贵州、河南9个整省(区)试点。作为最早一批进行农地确权的试点省份,本文选择江苏、安徽和山东作为样本省份具有很强的代表性,有利于识别确权颁证带来的各类政策效应。为保证样本空间布局的合理性,江苏省选择淮安洪泽区、盐城阜宁县、徐州邳州市和泰州泰兴市的8个乡镇14个自然村；山东省选择聊城莘县、临沂莒南县、滨州无棣县、潍坊临朐县、枣庄滕州市和菏泽牡丹区的9个乡镇19个自然村；安徽省选择六安金安区、阜阳临泉县、宿州埇桥区、黄山祁门县和滁州凤阳县的10个乡镇18个自然村。剔除有数据缺失、填写错误的问卷,共获得有效问卷935份。

(二)变量选取

1.被解释变量。本文的研究对象是农户的承包地退出意愿。根据第二部分理论分析,将承包地退出划分为经营权退出和承包权退出。用“是否出租承包地”表征农户承包地的经营权退出,以退地程度为标准将承包权退出划分为部分退出与完全退出。因此,被解释变量包括承包地的“经营权退出”“承包权部分退出意愿”和“承包权全部退出意愿”。同时,本文还将承包权的退出意愿按程度划分为3分变量,即“不愿意退出=0”“愿意部分退出=1”和“愿意全部退出=2”,作为稳健性检验的被解释变量。

2.关键解释变量。“农地确权”是本文的关键解释变量,用农户“是否获得土地承包证”表示,通过问卷访问直接获知。我国多个地区先后以试点形式为农户颁发土地承包证,使农户承包集体土地有了法定凭证。特别是新一轮确权制定了科学、规范的操作流程,对承包方代表、承包经营权共有人、承包地块等方面的情况和信息逐户进行调查、核实,并按照农村承包土地测绘技术规范对承包地块进行统一测量、绘图并标注编码,形成承包土地地籍草图进行实测公示确认,并完善承包合同、建立健全登记资料数据库,使其赋权作用更明显。2018年是全国农村承包地确权登记颁证工作的收官之年，根据中央要求,各地要结合当地的试点开展情况层层审核相关资料,确认无误后逐级上报,建立健全土地承包经营权登记簿后,再统一核发农村土地承包经营权证书。也就是说,从确权、登记,到发放证书有一定的时间跨度。课题组在调研中也发现各地仍有相当比例的农户土地承包证还未到手(1)2019年3月1日,中央农村工作领导小组办公室副主任、农业农村部副部长韩俊在国新办新闻发布会上表示,农业农村部将在全国范围内组织开展承包地确权登记颁证“回头看”工作。通过“回头看”,全面排查证书有没有发到农户,确权过程中有没有存在突出的矛盾等问题。。由于土地承包证是农户享有土地权利的物化证明,也是农地确权完成的最终标志，因此本文用“是否获得土地承包证”衡量农地确权,并分析其在农户承包地退出意愿方面的影响。

3.控制变量。参考刘同山、李荣耀等关于承包地退出的相关研究[36-37],本文的控制变量包括农户的性别、年龄、受教育年限、健康状况、家庭规模、是否有家人在城市定居、劳动力比例、农业收入占比、是否调整过承包地以及承包地经营规模等。由于农户土地调整经历以及位置、面积的变化都可能影响其退出意愿,所以还在控制变量中加入“承包地是否调整过”。入户访问涉及江苏、山东和安徽3个省份,为减少地理位置差异对回归结果的影响,还设有控制省份变量，各变量及说明见表1。

(三)描述性统计

由表1可知,对于经营权退出,28%的农户家中有土地出租。如果一次性给予40年本村最高租金,50%的农户愿意退出部分承包地,34%的农户愿意退出全部承包地。不难看出,在退出补偿到位的情况下,有相当比例的农户愿意永久放弃一部分或者全部的土地承包权,并且与全部退出相比,农户更愿意退出部分承包地。由于农地确权工作的全面推行,大部分调查农户已经持有土地承包证,但是仍有10%的证书尚未发放到农户手中。在已获得土地承包证的农户中,有27%的农户的承包地被调整过。另外,从地区分布来看,江苏省农户样本占24.28%,山东省农户样本占47.38%,安徽省农户样本占28.34%。

三、模型设定

因为被解释变量“经营权退出”“承包权部分退出意愿”和“承包权全部退出意愿”都是2分变量，所以基准模型采用二值选择的Probit模型。

首先，分析农地确权对经营权退出的影响，模型如下：

Cli=aCfi+βXi+ε1i

(1)

式中，Cli是农户的土地出租情况。当Cli=1时，农户家中有土地出租；当Cli=0时，农户家中无土地出租。Cfi为是否农地确权，是模型的关键解释变量。当Cfi=1时，农户已获得土地承包证；当Cfi=0时，农户未获得土地承包证。Xi是影响土地出租的其他因素，包含个人特征、家庭特征和承包地经营状况等11个控制变量；α和β是待估计变量系数，ε1i是随机误差项。

其次，分析农地确权对承包权部分退出意愿和全部退出意愿的影响，模型如下：

Pi=λCfi+ηXi+ε2i

(2)

Ti=γCfi+θXi+ε3i

(3)

式中，Pi和Ti分别指承包权的部分退出意愿和全部退出意愿。Pi=1和Ti=1分别表示农户愿意退出部分土地承包权、农户愿意退出全部土地承包权；Pi=0和Ti=0分别表示农户不愿意退出部分土地承包权、农户不愿意退出全部土地承包权。λ、η、γ和θ是待估计变量系数，ε2i和ε3i是随机误差项。

最后，检验经营权退出的遮掩效应，分析经营权退出是否影响了农地确权与承包权退出意愿的关系，模型如下：

Pi=aCfi+bCli+cXi+ε4i

(4)

(5)

式中，a、b、c、a′、b′和c′分别为待估计变量系数，ε4i和ε5i分别为随机误差项。本文借鉴温忠麟等的中介效应检验方法[38]，提出以下检验经营权退出的遮掩效应的流程：第一步，检验模型(2)、(3)中的系数λ、γ，若系数不显著，则说明部分退出意愿模型和全部退出意愿模型中存在遮掩效应；反之，若系数显著，则存在中介效应。但无论系数是否显著，都要进行后续检验。第二步，先检验模型(1)中的系数α，再检验模型(4)、(5)中的系数b、b′。若α和b、α和b′两组系数都显著，则表明经营权退出的间接效应显著，转到第四步检验；如果a和b、a和b'两组系数中至少有一个不显著，则进行第三步检验。第三步，用Bootstrap法分别直接检验H1：αb=0和H2：αb′=0，如果显著，则继续进行第四步检验；反之，如果不显著，则表明间接效应不显著，停止分析。第四步，检验模型(4)、(5)中的系数a、a′,如果不显著，则表明直接效应不显著，只有中介效应；如果显著，则说明直接效应显著，继续进行第五步检验。第五步，比较αb和a、αb′和a′的符号，如果异号，则属于遮掩效应，部分退出意愿模型、全部退出意愿模型中的间接效应与直接效应的比例的绝对值分别为：|αb/a|、|αb′/a′ |；如果同号，则按部分中介效应立论，部分退出意愿模型、全部退出意愿模型中的中介效应占总效应的比例分别为：αb/λ、αb′/γ。

四、实证结果与分析

在进行计量分析之前,需要先检验解释变量的多重共线性和内生性问题。利用Stata 16对自变量进行多重共线性检验,Coldiag2检验结果显示,条件数为32.20,稍大于30,远小于100,同时各变量之间的相关系数均小于0.4。这表明各解释变量弱相关,并且存在程度较弱的多重共线性。从变量的解释说明来看,对于农户的土地出租行为、是否愿意退出部分承包地和退出全部承包地而言,农地确权属于一项典型的外生政策冲击,因此可以不考虑内生性问题。

(一)农地确权对经营权退出的影响

从表2的回归结果来看,农地确权对农户承包地的经营权退出有显著的促进作用,假说1得到验证。具体来说,土地流转不仅能增加农民收入,促进农村劳动力的非农转移,而且农户不认为会永久失去土地,所以农地确权一定程度上促进了农户退出土地经营权。

从控制变量来看,年龄和城市定居对农户的土地出租行为有正向作用,均通过了0.1的显著性水平检验。户主年龄越大,家中有人在城市定居,农户更倾向于出租土地。农户的健康状况、家庭的劳动力比例和农业收入占比对土地出租行为有负向作用,且分别在0.1、0.05和0.01的水平上显著。农户的健康水平越高、家庭的劳动力越多、农业收入占家庭总收入的比例越大,农户出租土地就越少。农业劳作属于劳动密集型生产活动,较低的健康水平和较少的家庭劳动力不足以支撑农户参与生产,所以农户更倾向于出租土地。当农业收入是家庭的主要收入来源或者占总收入比例较高时,农户更愿意自己经营承包地。

(二)农地确权对承包权的部分退出意愿和全部退出意愿的影响

从表3的回归结果来看,农地确权对农户土地的承包权退出意愿产生了显著的负向影响,假说2得到验证。具体来看,无论是部分退出还是全部退出,农地确权的系数都为负数,且均通过0.01的显著性水平检验,所以农地确权显著抑制了承包权的部分退出意愿和全部退出意愿。一方面,农地确权是一个渐进的过程,确权时间的长短反映了政府的资源动员能力、市场化程度的差异,导致短期内确权禀赋效应显著,农户对退出承包权的损失与收益之间的权衡对其退出意愿产生负向作用;另一方面,农地确权进一步强化了农户对于土地承包关系长久不变以及土地权属观念的转变等,使得农户对自己承包的土地更加珍惜,相对于全部退出,更愿意只退出部分承包权。

从控制变量来看,受教育年限促进了农户的部分退出意愿,户主年龄和是否在城市定居对部分退出意愿和全部退出意愿均有显著的正向作用。家庭规模抑制了农户的退出意愿,家庭规模越大,越不愿意退出土地。

(三)经营权退出的遮掩效应分析

表3的回归结果表明,农地确权显著地抑制了农户土地承包权的部分退出意愿和全部退出意愿，即模型(2)、(3)中的系数λ、γ显著，所以初步判断模型存在中介效应。由表2结果可知，农地确权显著地促进了农户的经营权退出，即模型(1)中的系数α显著。由表4的结果可知，在部分退出意愿模型和全部退出意愿模型中分别加入变量“经营权退出”后，农地确权对经营权退出无显著影响，即模型(4)、(5)中的系数b、b′不显著，所以需要用Bootstrap法检验H1：αb=0和H2：αb′=0。

表4 经营权退出的遮掩效应检验

利用Bootstrap法检验遮掩效应，结果发现：对于部分退出意愿模型(α=0.276、b=0.069和a=-0.441)，在99%的置信区间内不包含0，即系数乘积αb在0.01的水平上显著，所以间接效应显著；对于全部退出意愿模型(α=0.276、b′=0.046和a′=-0.522)，在90%的置信区间内不包含0，即系数乘积αb′在0.1的水平上显著，所以间接效应显著。比较αb和a、αb′和a′的符号，得出结论：经营权退出具有遮掩效应，假说3成立。具体来看：(1)αb、αb′均大于零，a、a′均小于零，即αb和a、αb′和a′异号；(2)农地确权对农户土地承包权的部分退出意愿、全部退出意愿的总效应λ(-0.418)、γ(-0.504)的绝对值小于直接效应a(-0.441)、a′(-0.522)的绝对值；(3)间接效应与直接效应的比例的绝对值分别为：0.043、0.024。由此可知，控制经营权退出会增大农地确权对承包权退出意愿的作用力。

(四)稳健性检验

为了检验上述回归结果的可靠性,需要重新界定被解释变量进行稳健性检验。本文选取的是按退出程度将农户的承包地退出意愿划分为“不愿意退出=0”“愿意部分退出=1”和“愿意全部退出=2”,并使用有序Probit模型进行检验。表5的结果表明,将农户的承包地退出意愿划分为3分变量作为稳定性检验的替换被解释变量,农地确权对农户的承包地退出意愿仍有显著的抑制作用,所以农地确权对农户承包地退出意愿的回归结果是稳健的。

表5 稳健性检验:有序Probit模型

五、结论与建议

本文基于苏、鲁、皖三省935个农户样本数据,利用Probit模型实证分析农地确权对农户承包地退出意愿的影响。结果发现,农地确权促进了农户承包地的经营权退出,但是抑制了承包权退出。进一步分析发现,土地经营权退出在农地确权对承包权退出意愿的影响中具有遮掩效应。具体而言,对于部分退出承包地,农地确权显著抑制了农户土地的承包权退出意愿;对于全部退出承包地,农地确权也有显著的抑制效应。农地确权后,农户一旦选择流出自己的土地,即只退出经营权,就不会轻易选择退出土地的承包权。基于上述结论,本文提出以下几点建议:

第一,联动考虑经营权退出和承包权退出,统筹推进农村土地相关领域改革。农地确权给予了农户享有土地权利的合法保障,对其承包地处置行为产生了正反两个维度的影响。农户在已选择流转土地时,其退出土地承包权的意愿会相应降低。因此,要系统评估农地确权的制度绩效,完善土地流转相关制度设计,不单纯把土地流转规模及比重作为考核指标。要充分评估经营权退出对农户退出土地承包权意愿的影响,完善农村土地承包权退出的政策设计和实施办法,正确引导农户自愿有偿退出农村承包地。

第二,进一步放活土地经营权,推进农地产权市场化。一方面,继续完善承包地“三权分置”制度,明确土地经营权的权能边界,探索经营权多元化市场实现形式;另一方面,土地产权交易市场的高效运行离不开规范的交易程序、有效的信息平台和完备的交易手续。要进一步加大政府部门“放管服”改革力度,规范政府在土地产权交易中的引导行为,更好地发挥农户流转土地的主观能动性,逐步推进农地产权市场化。

第三,结合退地农户的差异化诉求,切实保护农民的土地承包权。各地经济发展水平、农户分化和家庭收入来源等方面的不同,会导致农户对退地补偿的方式、标准等存在差异化诉求。要充分考虑农户的实际需求,做到补偿方式多元化、补偿标准差异化。要加快研究第二轮农村土地承包到期后土地怎么延包、农民的利益如何保障等核心问题,制定农村土地承包关系接续衔接政策,确保农村土地归农民集体所有、农户土地权益不受侵犯。

第四,推进相关领域改革,完善承包地退出的保障机制。统筹推进农村土地制度、经营制度、户籍制度等相关领域改革,打通相关试点之间的堵点,加快建立健全城乡融合发展的体制机制和政策体系,促进有能力在城镇稳定就业和生活的进城农户市民化。同时,充分考虑劳动力转移情况,拓宽进城落户农民的就业渠道,推进教育、就业、社保、医疗、住房等领域配套改革,不仅为退地农户获得稳定的收入提供保障,还要完善承包地退出的社会保障机制,保证退地农户在社保等方面享受与城镇居民同等化权利。