就業結構調整對水庫移民土地流轉的影響研究*
——以南水北調中線工程移民為例

趙 旭，王 祎，段躍芳

(1.三峽大學經濟與管理學院，湖北宜昌 443002； 2.三峽大學水庫移民研究中心，湖北宜昌 443002)

0 引言

水利水電工程的開發引發了3 000余萬非自愿人口的強制性搬遷，外力沖擊也引發了水庫移民原有生計模式的斷裂，世界銀行指出應優先考慮“有土安置”[1]。但在我國實施“以農還農”時，往往面臨著耕地資源和環境容量等條件的制約[2]。補償的土地多呈面積不足、細碎化分布的特點，致使安置區土地拋荒現象日益嚴重[3]。然而政府在與原住民協商土地出讓時，卻付出了高額的經濟及社會成本，這就意味著以行政干預手段為移民爭取的土地，實質上不一定兼顧了公平與效率[4]。在此情形下能否通過推動土地流轉，促進移民增收一直存在爭議[5]。這一問題也直接影響到當下移民安置模式的決策，如是否要堅持大農業安置，能否進行城鎮化無土安置，能否采用土地入股長效補償等[6]。所以理清就業結構與土地流轉行為間的作用路徑，已成為妥善安置移民生產生活、保證區域社會穩定的關鍵問題。

國外由于土地所有權邊界非常清晰，所以一般采用市場化的農村土地交易方式，側重在交易費用和利益分配機制上向失地移民傾斜[7]。而對于東南亞等地土地資源相對豐富且多為國有，故移民較少參與土地流轉[8]。而國內的研究主要集中在兩個方面：一是就業、社會保障和土地流轉間的關系。如林秀云等[9]認為城鎮化進程降低了農民隱性就業，使得土地流轉成為可能。但進一步研究發現農戶兼業并不必然導致土地流轉行為，其中土地養老功能成為最大阻礙[10]，而且土地存量、勞動力能力、務工收入和社會保障程度才是促成土地流轉的決定性因素[11]。二是移民安置區的土地流轉模式。如劉靈輝等[12]發現安置區原居民出讓土地收益尚不及實際價值的一半，而文化職業、家庭人口、流轉補償及生活期望等是土地流轉意愿致因變量[13]。不過這些研究要么關注于普通農戶的就業分化，要么是針對原住民土地轉出行為展開，沒能涉及非自愿移民這一特殊群體。

由此可見，對于水庫移民在農業安置受阻時，如何有效促進土地流轉，保障移民非農安置或兼業安置效果亟待研究。因此文章從提升工程移民補償用地產出效益的視角入手，嘗試探尋在非自愿搬遷及城鎮化進程作用下，移民就業結構與土地流轉的決策機制模型。然后采用南水北調中線安置區土地監測數據，挖掘水庫移民流轉土地的影響路徑與決定因素。最后據此為少土(無土)安置，移民生計可持續發展提供理論依據和決策支持。

1 理論模型

水庫移民土地流轉的動力在于農業生產與務工勞動的預期收入差距，由經濟效用驅動并受自身資源的制約[14]，當下移民有3種就業模式[15]：一是在家務農，即保留土地進行農業生產，用于交易非農商品(服務)； 二是外出務工，通過從事二、三產業，在城市換取生活必需品(服務)； 三是當地兼業，農產品自給且農閑時在當地打工來彌補商品消費不足。根據分工經濟中的文定理[16]，前兩者可歸于“完全專業化”的生計模式，而“當地兼業”可作為“交換自足”模式在市場環境中的發展。

1.1 完全分工結構下的土地流轉決策行為

根據楊小凱的超邊際分析理論[17]，既定補償安置模式下移民最大生計效用如下式所示。

MaxU=ln(x+k1xd)α(y+k2yd)βα，β∈(0， 1)

(1)

其中，x，y分別表示移民對農產品和現代化商品(服務)的自給量，xd，yd為兩類產品的購入量，k1，k2代表交易效率系數(0

x+xs=φxalxy+ys=φybly農產品/現代化商品及服務生產函數

lx+ly=1pxxs+pyys=pxxd+pyyd稟賦資源及預算約束

(2)

其中，xs，ys為市場上售賣的部分，px，py為產品及服務的售出價格，lx，ly分別表示為各產品和服務投入的勞動量，a，b(a，b>0)則代表產品和服務的生產效率系數，即移民的人力資本水平。由于移民不一定能充分就業，故用φx，φy(0<φx，φy<1)來表示獲得工作機會的概率。移民土地流轉意愿取決于對產品x，y自給量、購買量和銷售量的決策。故基于式(1)～(3)可得出上述移民完全分工結構下的效用函數及最優決策如表1所示。

表1 水庫移民完全分工結構下的效用分析

(3)

由上式可知移民就業決策機制與以下幾類因素有關：(1)ln(b/a)+ln(φy/φx)，勞動力產出之比與就業概率之比。補償土地的耕地質量、作物類型等都會影響農業生產的邊際效益。一旦農產品投入大、風險高卻得益少，移民就傾向于出讓土地。在就業概率比中，土地面積一定時涉農勞動不會出現大幅波動，因而能否獲得務工機會就成為土地流轉的關鍵，涉及個體素質、行業的景氣程度、職業變化渠道等因素。(2)ln(k1/k2)+ln(py/px)，交易效率之比與產品價格之比。如今中國農產品交易已高度市場化(k1↑)，而農民交換教育、社保等制度型產品(服務)還很困難(k2↓)，這就增強了農村移民向城市遷移的傾向。另一方面農產品價格波動會使農業/非農收入占比發生變化，驅動移民戶選擇轉入或轉出土地。

1.2 兼業模式下的土地流轉決策行為

移民兼業時的土地處置行為同樣是由土地流轉收益決定的，“當地兼業”同時涉及兩類產品(服務)，則有x，y，lx，ly>0，xd，xs，yd，ys=0。而移民務工效益并不固定，t時刻的ly(t)=ly+ε，ε為非農就業的波動概率(ε∈[-1， 1])，則務工部分的實際收入為py(ly+ε)。φ為按個體工資繳納的社保比例，pyφ是移民養老金的現值，但移民兼業時企業很少予以繳納。同時移民不能完全依據自身意愿流轉土地，市場供需價格(地租η)也是決定性因素[19]。所以若補償土地面積為γ，耕種面積為θ，則有農業生產函數為F(θ，lx)，土地流轉面積為γ-θ，此時移民收益為：

π=py(ly+ε)+pxF(θ，lx)+η(γ-θ)

(4)

移民土地補償費是由“被征收耕地年均產值”(px)為基數計算的，故地租水平η與農產品產出相關的，則有η(γ-θ)=pxF(γ-θ，lx)。由于農業生產函數是規模遞增的，則F(γ，lx)>F(θ，lx)+F(γ-θ，lx)，進而可知：pxF(γ，lx)>pxF(θ，lx)+η(γ-θ)。由于需求方若要長期轉入土地，便需彌補土地的養老功能，所以ηγ>pxF(γ，lx)，移民兼業模式的收益為：

Maxπ=py(1+φ)(ly+ε)+ηγ

s.t.lx+ly=1 0≤lx，ly≤1，py(1+φ)ly=(η-1)F(γ，lx)

(5)

由式(5)構建拉格朗日函數可得：

π(η，lx，py，λ)=py(1+φ)(1-lx+ε)+ηγ-λ[φpy(1+φ)(1-lx)-(η-1)F(γ，lx)]

(6)

令σ=py(1+φ)，可求得均衡解為：

(7)

從式(8)可以看出，社保比例φ增大會帶來期望地租η的增加，這表明若要兼業移民放棄土地養老，資本要付出高于當前農村土地租金的價格。但農業本身風險大而利潤有限，過高的地租可能導致轉入方經營規模農業的失敗，此時土地需求方的意愿就會大幅降低。而當ε<0時，即移民非農勞動時間負向波動加劇，地租η將會升高； 反之當ε>0時，非農工作時間的增加則會使得地租η下降。可見兼業移民戶在本地穩定的就業前景，能弱化土地養老預期，此時移民便愿意以較低的租金脫離土地。根據上述就業結構與土地流轉交互機制，該文擬提出以下4個研究假說：

假說1：目前提倡的“有土安置”沒能延續移民傳統的農業生計模式，移民在安置區可能存在將來之不易的補償用地大量轉出的行為。

假說2：移民搬遷后從業模式存在非農轉移的趨勢，且形式有由外出務工向本地兼業轉移的趨勢。非農收入的增長會促進安置區的土地流轉，使得大農業安置的政策效應減弱。

假說3：移民從事非農勞動的能力、渠道以及收益前景等，都是決定該群體土地流轉行為的關鍵，但反過來僅靠推進土地流轉并不一定能給移民帶來非農就業。

假說4：安置區土地流轉市場機制是兼業移民離開土地的基礎，包括補償土地的質量、地租水平、土地流轉政策、社保標準等。

2 數據來源與研究方法

2.1 數據來源

該文所采用的數據來源于2015年7—8月對南水北調中線工程水源地，丹江口水庫移民就業結構和土地流轉情況的監測。調查的地點涉及湖北省的黃岡、荊門、十堰、襄陽，河南省的鄭州、漯河、平頂山、南陽等8處移民安置區，涵蓋12個區縣26個鄉鎮，村組分配的比例按不低于40%的原則執行。調查共發表問卷600份，除去土地空掛和抗議性無應答的缺失問卷83份，有效樣本為517戶，其中湖北省內218戶，河南省內299戶。數據收集分別從2008年(搬遷前)和2014年(搬遷后)兩個重要時間點出發，主要有家庭成員基本情況、土地流轉情況、就業情況和收支情況等，樣本戶的特征如表2所示。

由表2可見，搬遷前湖北移民非農就業程度高于河南移民，土地出讓面積也更多。然而搬遷后移民的土地承包面積下降了23.65%，其中湖北略有增長，河南卻大幅減少近四成。這源于湖北省安置土地所有權多屬于國有，而河南省則主要用集體土地安置移民，且鄭州等處的土地擁有較大升值空間，利益不均衡使得土地出讓的難度極大。在農地流轉行為和規模上，表2中搬遷后有54.5%的移民戶轉出了土地，遠高于搬遷前的3.7%的比例，大幅超過我國中部農戶7.19%的轉出水平，面積也增為庫區的10倍。同時土地轉入戶的比例從3.1%上升至5.2%，總體略低于同區域同類農戶5.5%的轉入水平，不過增長主要來自于湖北安置區，河南安置區基本與搬遷前一致。戶均轉入面積僅為0.164hm2，還少于在遷出地0.179hm2的轉入規模。這說明縮減土地經營面積是當下移民的耕地處置趨勢，移民中轉入戶的數量雖有增加，土地集中度卻沒有增長。即移民有轉入農地的潛在需求，但安置區可能存在土地供給不足或成本過高等問題。搬遷后移民戶在當地或外地的非農勞動時間相較搬遷前均有50%以上的增幅，總體上來看，搬遷前移民傾向于外出從業，搬遷后則更愿意在當地務工。兩者的當地就業時間都低于普通農戶平均水平(6 000～6 600h)，但搬遷后湖北移民則上升58.8%超出這一標準，而同期外出務工時間僅增長22.68%，河南安置區則正好相反。

2.2 變量及模型選擇

2.2.1 變量定義及說明

因變量為由土地流轉行為和規模兩方面反映：其一是轉出、轉入和無流轉3種狀態，其二是流轉規模。自變量則結合前述理論模型及研究假說，擬從家庭稟賦、從業模式、遷入區土地特征、補償安置政策4個方面選取自變量[20]。而移民土地流轉規模與其補償面積直接相關，且存在地區差異，因此將“搬遷安置地”作為控制變量。表3為變量說明和統計結果。

表3 變量說明與分析

2.2.2 模型選擇

此處移民土地流轉行為存在3種情形且相互間沒有等級關系，故采用無序多分類 Logistic模型進行考察分析[21]。記因變量y有3個取值(y0=“無流轉”、y1=“轉出”、y2=“轉入”)，并設定y0為參照組，自變量Xi=(x1，x2，…，xp)，那么y的條件概率為式(8)：

(8)

相應有p(y0)+p(y1)+p(y2)=1，則多分類Logistic模型為式(2)所示：

(9)

其中顯然有Y0=0，αk是截距項，x，xc分別為自變量和控制變量，βmk，λnk為待估系數，εk為殘差項。另在水庫移民土地流轉的規模上，因變量農地流轉面積是連續變量。由表2可知，搬遷后有41.2%的移民沒有流轉土地，即因變量有相當一部分取值為0，由此導致的數據截斷用最小二乘估計結果會有偏。所以選擇Tobit模型更為合適，具體形式如下所示：

(10)

式(10)中L為調查獲取的移民土地轉入轉出面積，L*為潛變量，μx→Normal(0，σ2)。γ是常數項，θ，ω分別為自變量和控制變量的回歸系數，μ為隨機誤差項。分段函數代表有土地流轉行為時，才存在流轉規模，當無流轉行為時，就沒有流轉面積信息。

3 實證分析

3.1 就業結構調整對土地流轉行為的影響

從理論模型探討的影響因素出發，構建一個無序多分類Logistic模型對517個移民戶樣本進行實證分析。模型擬合信息及參數估計結果如表4所示，由表4可知回歸方程通過了顯著性檢驗，模型整體擬合優度和預測準確性良好。

表4 水庫移民土地流轉行為的無序多分類Logistic模型回歸結果(模型Ⅰ)

模型Ⅰ顯示，在家庭稟賦特征上，勞動力數量少的移民戶有顯著的土地轉出行為，但有富余勞動力的家庭卻沒有明顯的土地轉入行為。人均年收入與兩種流轉行為都明顯正相關，說明外出務工和規模化農業經營都比維持原狀收益更高，然而后者與家庭現金支出顯著正相關，可知安置區的土地轉入費用更高。非農收入占比對轉入/轉出土地的影響明顯相反，非農收入提高以后就可以替代土地的就業和保障功能，推動土地流出。在從業模式變革上，外出務工的機會和渠道與土地流轉行為沒有顯著相關關系。說明移民現今可以通過多種方式方便了解就業情形，并更信賴于親緣地緣網絡傳遞的工作信息。相較于自愿在家務農的移民，其他未外出從業移民土地轉出意愿明顯，但健康、生活及技能等問題制約了非農就業。這表明土地流轉行為并不一定帶來非農轉化，還依賴于移民的人力資本和生計能力的恢復。值得注意的是務工移民中僅從事社會服務業的傾向轉出土地，可見若務工收益難以保障，移民也不愿放棄土地。同樣兼業移民的非農收入足夠高，移民也會脫離土地而專業從事非農工作。但由于種植作物品類和技術的差異，年長的移民難以適應遷入地的農業生產，新生代移民又不愿意回歸農村，所以目前移民轉入土地的激勵措施收效甚微。在遷入地土地特征上，土地年租金的高低直接影響了移民土地轉出/轉入行為，這驗證了1.2中安置區土地流轉的市場機制。土地補償面積與糧食補貼對此卻無明顯影響，可能的解釋為目前安置區出讓用地補償偏低，因此移民所獲土地質量難以保證，并且外來移民戶一般很難拿到轉入土地的糧食補貼。在補償安置政策帶來的影響上，“移民的認知”和“政府的承諾”都明顯引發了更多的土地流轉行為，這是因為在非自愿移民的搬遷中政府一直處于主導地位，政府的兜底往往能提升土地轉出效率。但若轉入方經營失敗，高租金的農地無人接手，推動土地流轉的政府將面臨群體性事件風險。

3.2 就業結構變化對土地流轉規模的影響

在上節移民土地流轉行為影響因素分析的基礎上，運用Tobit模型對移民戶的土地轉出/轉入規模進行探討。從結果來看模型整體檢驗顯著，但模型Ⅱ的CM=26.299[0.000]，模型Ⅲ的CM=10.422[0.005]，證明潛在誤差項不服從正態分布。故此處應采用半參數CLAD估計代替MLE估計，以確保估計結果的穩健性和精確性[22]，結果如表5所示。

表5 水庫移民土地轉出/轉入面積的Tobit模型回歸結果

回歸結果顯示，模型Ⅱ在補償土地面積的約束下，勞動力數量、人均年收入、非農收入占比、本地從事的行業、本地非農勞動時間、土地流轉的政策承諾等6個變量同時并同向影響了移民土地轉出行為和規模。未外出從業的原因、土地年租金等2個變量對轉出行為和面積的作用卻正好相反。由此可知，移民外出務工時通常會轉出土地，但就業受挫會使其減少轉出面積以備不時之需。地租上漲刺激了轉出土地行為，而市場需求也因此萎縮降低了土地租量。與之相對的是目前糧食補貼政策中，將原農資綜合補貼的20%用于支持適度規模經營，這雖不足以明顯增加移民轉出土地的意愿，不過受讓方得益增加提升了土地成交面積。模型Ⅲ則在搬遷安置區域的約束下，人均年收入、家庭現金支出、非農收入占比、土地流轉政策的認知等4個變量，對移民土地轉入行為和規模具有相同的影響。另有未外出從業原因和外地從事行業對移民轉入土地規模存在顯著影響，說明當下移民可以通過轉入土地增收，但前提是必須較大規模轉入農地，進行規范管理和市場化經營。而外出從業移民雖然也會留有土地作為保障，但該群體以非農收入為主，故相較前者在轉入土地面積上會存在明顯差異。

4 結論及政策啟示

該文在構建水庫移民土地流轉機制理論模型的基礎上，運用南水北調中線移民土地流轉行為與規模的調查數據，研究了移民就業結構調整與土地流轉間的交互關系，具體結論如下：(1)遷入地居民出讓土地困難導致移民所獲土地補償不足，其中河南安置區戶均土地面積下降約40%，湖北安置區則基本持平。兩省有超過50%的移民將來之不易的土地轉出，雖然移民在安置區土地轉入的絕對戶數略有增加，但土地轉入規模卻大幅減少56.3%，故在土地集中度總體上呈下降趨勢。(2)轉出土地給移民帶來了更多的非農就業時間，但搬遷導致了移民生產技能失效，在人力資本恢復前不一定能轉化為非農就業。兩省的非農就業情形也存在差異，湖北安置移民搬遷前的當地兼業時間低于普通農戶，但搬遷后則上升58.8%超出這一標準，同期外出務工時間僅增長22.68%。河南安置區則正好相反，出省市務工時間增幅高出本地就業近10%。(3)家庭人均收入及非農收入占比對移民土地流轉行為及規模均有顯著影響，而當地從事的非農勞動行業及時間，地租水平、家庭現金消費與土地轉出/轉入兩種行為均顯著相關。(4)未外出從業的移民多轉為兼業農戶，傾向于部分轉出土地，而成為農業大戶的移民則明顯擴大了轉入面積。在外出移民從事的各行業中，僅有社會服務業明顯促進土地轉出行為。(5)政府土地流轉的政策承諾作用十分顯著，而就業后扶、農村社保體系對移民土地流轉沒有明顯推進。

根據以上研究結論，可以得到以下政策啟示：(1)“以農還農”的有土安置對水庫農村移民不一定是最優方式，可以試行“無土少土”的多元非農化安置模式，如城鎮化安置，社會保障安置、土地資本化安置等。(2)要對人力資本受損的移民進行能力再造，因目前農村社保對移民生計恢復作用有限，故擺脫散雜工等低技能行業后才能讓移民放心轉出土地。搬遷后移民以本地兼業為主，因此在安置區的選擇上要突出經濟優勢和就業吸納能力。(3)土地流轉行為與非農就業之間不互為因果，所以在后期扶持時要對無力從事農業生產，又因年齡、家庭或技能原因未就業的群體進行適當的政策兜底。(4)在安置區土地補償中，政府不能僅注重土地調劑面積與權屬劃分，還要重視補償土地質量(市場價值)，并充分利用宣傳工具引導移民盡可能的參與土地流轉，同時以補貼的方式吸引外界資本接收土地提升移民收入。(5)在鼓勵移民發展特色農業時，一方面要保證可轉入土地規模，另一方面要加大農業生產服務體系支持力度，并出臺制度落實移民農業大戶在安置地的各項權益。