流出地“三權”對農業轉移人口社會融合的影響效應研究

王艷西

摘 要：基于2017年國家衛生健康委員會流動人口動態監測調查數據，運用多元有序Probit模型和Logit模型，實證分析流出地土地承包經營權、宅基地使用權和集體收益分配權擁有情況以及承包地收益、宅基地收益和集體分紅收益等收益大小對農業轉移人口社會融合的影響。研究發現：一是在戶籍地擁有承包地和宅基地顯著阻礙農業轉移人口融入所在城市，而在戶籍地擁有集體收益卻能顯著促進農業轉移人口融入所在城市；二是在擁有“三權”前提下，承包地收益、宅基地收益和集體分紅收益均能顯著促進農業轉移人口融入所在城市。據此提出，應進一步完善承包地和宅基地退出機制、完善承包地和宅基地價值實現機制以及優化農村集體經濟發展機制，以更好促進農業轉移人口融入城市。

關鍵詞：承包地；宅基地；集體收益；農業轉移人口；社會融合

中圖分類號： F323.6??? 文獻標志碼： A???? 文章編號：1672-0539（2022）04-0039-11

農業轉移人口大規模和持續性向城鎮遷移，是一國經濟社會發展過程中人口遷移的普遍規律。我國常住人口城鎮化率從2010年的49.68%上升到2021年的64.72%，但2020年戶籍人口城鎮化率僅為46.70%，戶籍人口城鎮化率與常住人口城鎮化率之間相差約18.02%［1］。常住人口城鎮化率與戶籍人口城鎮化率之間的巨大差異反映了農業轉移人口在遷移到城鎮后面臨的一個主要問題——社會融合。大量農業轉移人口長期在城市工作生活但未獲得城市戶籍及其黏附性利益［2］，在社會保險、文化生活、心理接納及身份認同等方面顯著低于“城里人”［3］，難以有效融入城鎮生活。深入考察農業轉移人口社會融合的影響因素，有效提升其社會融合能力，是加快農業轉移人口市民化、推動新型城鎮化高質量發展亟須解決的關鍵問題［4］。

一、文獻綜述與問題的提出

學界對農業轉移人口社會融合問題的深入探討，主要集中在農業轉移人口社會融合的內涵與多維測度、農業轉移人口社會融合的影響因素以及社會融合對農業轉移人口市民化相關行為的影響，相反，關于流出地“三權”對農業轉移人口社會融合問題的研究相對較少。

（1）農業轉移人口社會融合的內涵與多維測度。盡管在具體測度指標的選取上存在分歧，但普遍認同農業轉移人口社會融合應是一個多維度的概念范疇，包括經濟、文化、社會、政治參與、身份認同、主觀感受等方面［5］。以此共識為基礎，大量學者對我國農業轉移人口社會融合現狀進行了評估，發現我國農業轉移人口社會融合程度總體并不高［6］，但不同文獻中經濟、政治、文化、社會、身份認同等社會融合的不同維度卻呈現明顯的異質性［7-8］。

（2）農業轉移人口社會融合的影響因素。除性別、年齡、婚姻、受教育程度等傳統個體特征外，學界還實證研究了人力資本、社會資本、社區參與、社會支持、戶籍地稟賦等因素對農業轉移人口社會融合的影響。劉濤等基于2017年北京市流動人口動態監測調查數據研究發現人力資本對流動人口社會融合具有顯著積極影響［9］；任遠等的研究發現本地化的社會資本有助于促進流動人口社會融合［10］；湯兆云等實證研究表明新生代農民工社會地位較低是阻礙其融入城鎮的重要因素［11］；徐延輝等的研究表明，平等的社會機會對于促進農民工社會融合具有突出的作用［12］；李升等研究發現與責任、倫理等有關的戶籍地稟賦性因素和與財富價值有關的戶籍地稟賦性因素分別對流動人口居留意愿和落戶意愿有顯著作用［13］。

（3）社會融合對農業轉移人口市民化相關行為的影響。社會融合不僅被動受到系列因素的影響，而且直接影響農業轉移人口市民化相關行為。孫學濤等實證發現社會融合程度直接影響農業轉移人口的定居意愿和戶口遷移意愿［14］。社會融合還會影響農業轉移人口的心理健康［15］等。在宏觀層面，社會融合的高低甚至直接影響到城市化進程的推進［16］。總體而言，近幾年學界圍繞農業轉移人口社會融合的研究主要集中于對其影響因素的實證分析，尤其是關注個體特征、家庭特征以及流入地因素對農業轉移人口社會融合的影響，而關于流出地相關因素對農業轉移人口社會融合的影響關注不夠。

（4）流出地“三權”對農業轉移人口社會融合的影響。流出地影響農業轉移人口社會融合的重要因素之一就是集體所有制及其制度框架下的農村土地制度。原因在于，農業轉移人口融入城鎮的過程也是城鎮和農村空間布局再調整的過程，必然涉及農村集體經濟及農村土地制度的調整［2］。已有研究主要集中在承包地、宅基地以及集體收益對農業轉移人口城鎮居留意愿和落戶意愿的影響。Wang 等的研究表明，家庭中人均耕地每增加一畝，流動人口返鄉的概率會增加1.1倍 ［17］。除承包地外，宅基地同樣會顯著提高農業轉移人口返鄉意愿［18］。李升等則發現承包地、宅基地等財產性戶籍地稟賦會顯著影響農業轉移人口落戶意愿［13］。與上述研究不同，劉同山等發現承包地流轉可以推動流入土地的農戶向地級市或省城流動，承包地較少農戶則傾向于向大都市移民［19］。也有實證研究表明，承包地與宅基地對農業轉移人口城鎮居留意愿和落戶意愿的影響存在異質性。劉濤等以珠江三角洲為研究對象，實證發現擁有承包地能夠提高農業轉移人口城鎮居留意愿，而擁有宅基地則會阻礙農業轉移人口城鎮落戶意愿［20］。與其他學者僅僅關注承包地和宅基地“有”或“無”對農業轉移人口城鎮居留或落戶意愿的影響不同，王朋崗等還研究了承包地收益、宅基地收益以及集體分紅等因素對農業轉移人口戶口遷移意愿的影響［21］。該研究發現擁有承包地、宅基地和集體分紅會降低農業轉移人口戶口遷移意愿，而承包地收益、宅基地收益卻可以促進農業轉移人口戶口遷移，集體分紅收益對農業轉移人口戶口遷移意愿影響不顯著。

綜上所述，學界圍繞個體特征、家庭特征以及流入地因素等對農業轉移人口社會融合的影響進行了諸多有益研究，但對流出地相關因素關注不夠。為數不多的文獻實證研究了承包地、宅基地和集體收益因素對農業轉移人口居留意愿和落戶意愿的影響，并取得了較多有益成果。但仍存在以下不足：①現有研究聚焦于承包地、宅基地、集體收益等對農業轉移人口居留意愿和落戶意愿的影響，尚未有直接研究承包地等因素對農業轉移人口社會融合影響的文獻。②現有研究大多將承包地、宅基地等作為控制變量間接進行了研究，缺乏系統研究承包地、宅基地等對農業轉移人口社會融合影響的實證研究。③現有研究大多簡單將承包地和宅基地指標用虛擬變量表示（“有”/“無”），未進一步從土地價值角度考察承包地收益和宅基地收益的影響。④現有研究未充分關注集體收益分配對農業轉移人口的影響。鑒于此，本研究擬運用有序多值選擇模型考察承包地、宅基地、集體收益等“三權”擁有情況以及承包地收益、宅基地收益和集體收益等“三權”收益對農業轉移人口社會融合的影響效應，以期為推動農業轉移人口順利融入城鎮以實現市民化提供決策參考。

二、模型設定、變量選取與數據來源

（一）模型設定

由于農業轉移人口的社會融合為有序多值變量，OLS估計可能導致異方差等問題，而有序多值選擇模型能夠更為準確地估計非線性影響。因此，本文采用有序多值Probit模型和有序多值Logit模型同時進行估計。本文實證研究分為兩個階段，第一階段研究流出地“三權”擁有情況對農業轉移人口社會融合的影響，分別針對耕地擁有情況、宅基地擁有情況和集體收益擁有情況，構建如下模型：

Si=Α+β1 Rki+β2Pi+β3Fi+β4Mi+εi （1）

第二階段在擁有耕地、宅基地或集體收益的前提下，研究“三權”收益高低對農業轉移人口社會融合的影響，分別針對耕地收益、宅基地收益和集體收益構建如下模型：

Si=Α+β1 Iki+β2Pi+β3Fi+β4Mi+εi（2）

其中，Si代表農業轉移人口社會融合的程度。Rki代表農業轉移人口在流出地第k個維度的財產權擁有情況（k=1，2，3，分別對應耕地、宅基地和集體收益的擁有情況）。Iki代表農業轉移人口在流出地第k個維度的財產權收益（k=1，2，3，分別對應耕地收益、宅基地收益和集體收益）。Pi、Fi和Mi為控制變量。Pi代表農業轉移人口的個人特征，包括性別、代次、受教育程度、民族、政治面貌和健康狀況；Fi代表農業轉移人口的家庭特征，包括家庭收入和家庭化流動程度；Mi代表農業轉移人口的流動特征，包括流動范圍和居留時間。Α、β1、β2、β3、β4為待估參數，εi為隨機擾動項，i表示樣本中第i個觀測值。

（二）數據來源

本文使用的數據來源于2017年中華人民共和國國家衛生健康委員會（簡稱“衛健委”）組織的流動人口動態監測調查，調查內容包括家庭成員與收支情況、就業情況、流動及居留意愿、健康與公共服務以及社會融合情況。該調查樣本范圍覆蓋全國31個省（自治區、直轄市）和新疆生產建設兵團（港澳臺地區除外）流動人口較為集中的地區。調查對象為在流入地居住一個月以上，非本地戶口的15周歲及以上流入人口。該調查以2016 年全員流動人口年報數據為基本抽樣框，采取分層、多階段、與規模成比例的PPS方法進行抽樣，樣本總量為169 989個。在剔除戶口類型是非農業戶口以及核心變量數據缺失樣本后得到有效樣本96 558個。

（三）變量選取

本研究將變量分為因變量、自變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統計具體如表1所示。

1.因變量

因變量為農業轉移人口社會融合。盡管社會融合應是一個包含經濟、文化、社會、心理和認知等多方面因素在內的多維度概念已是學界共識，但尚未形成統一的評價指標體系。在借鑒趙玉峰等 ［22］學者研究成果基礎上并結合數據可得性，本文從經濟融合、社會參與、自我身份認同、對城市的態度、感知的社會態度五個方面綜合測度農業轉移人口的社會融合度。經濟融合方面，選擇個體月收入作為關鍵測度變量；社會參與方面，選擇個體“是否給所在單位/社區/村提建議或監督單位/社區/村務管理”作為關鍵測度變量；自我身份認同方面，選擇個體是否同意“我覺得我已經是本地人了”這一說法作為關鍵測度變量；對城市的態度方面，選擇個體是否同意“我喜歡我現在居住的城市/地方”這一說法作為關鍵測度變量；感知的社會態度方面，選擇個體是否同意“我感覺本地人看不起外地人”這一說法作為關鍵測度變量。上述五個關鍵變量均按照1、2、3、4予以賦值。將上述五個變量所得分值等權相加，經標準化后即表征社會融合程度的高低。相對而言，本文構建的社會融合指標，較為直觀和容易解讀。統計結果表明，農業轉移人口社會融合程度均值為0.521，農業轉移人口融入城鎮生活的程度處于中等水平。

2.自變量

自變量為流出地“三權”擁有情況及其收益。本研究的核心問題是探究農業轉移人口流出地“三權”（土地承包經營權、宅基地使用權和集體收益分配權）對其社會融合的影響。為深入研究該問題，本文將核心解釋變量分為兩個層次。第一層次是農業轉移人口在流出地的承包地擁有情況、宅基地擁有情況和集體收益擁有情況，用于測度“有”和“無”的“質”的差別；承包地擁有情況均值為0.596，表明平均超過半數農業轉移人口在流出地擁有承包地；宅基地擁有情況均值為0.735，表述大多數農業轉移人口在流出地仍保留宅基地；集體收益擁有情況均值為0.026，表明絕大多數農業轉移人口在流出地未獲得集體收益。第二層次為用貨幣收益衡量的耕地收益、宅基地收益和集體收益。耕地收益用農業轉移人口本人在戶籍地（老家）擁有的承包地面積乘以平均每畝年收益計算而來。從實踐來看，宅基地流轉尚未形成有效的交易市場，宅基地流轉價格不能有效反映宅基地財產價值和市場供求關系。從數據可得性看，本文所采用的數據庫未對調查對象宅基地流轉收益進行調查。為此，本文借鑒王朋崗等 ［21］的做法，用耕地平均每畝年收益作為宅基地平均每畝年收益的代理變量，即用農業轉移人口本人在戶籍地擁有的宅基地面積乘以耕地平均每畝年收益計算得到宅基地收益，以反映宅基地財產權價值差異。耕地畝均年收益的大小與耕地區位條件等密切相關，反映了區位經濟條件的優劣。而宅基地平均每畝年收益的水平也直接受到區位經濟條件的影響。因此，用耕地平均每畝年收益作為宅基地平均每畝年收益的代理變量而得到的宅基地收益在一定程度上能夠反映不同區位條件下宅基地財產權價值的差異，能夠滿足本文的研究需要。集體收益用農業轉移人口本人平均每年獲得的集體分紅收益表示。為保持數據一致性，本文對耕地收益、宅基地收益以及集體收益數據，使用四分位處的取值將其轉化為1～4的序次變量。承包地收益、宅基地收益和集體收益的均值分別為2.356、2.340和2.374，表明多數農業轉移人口來自承包地、宅基地和集體的收益處于較為一般水平。

3.控制變量

控制變量包括農業轉移人口個人特征、家庭特征、流動特征。個人特征包括性別、代次、受教育程度、民族、政治面貌、健康狀況；家庭特征包括家庭收入和家庭化流動程度；流動特征包括流動范圍、居留時間。據表1統計結果，樣本的分布具有統計學上的意義。性別的均值為0.587，表明樣本中男女性別數量大體平衡，男性稍多；代次的均值為0.559，表明樣本中農一代和農二代數量大體平衡，農二代數量稍多；受教育程度的均值為2.224，表明大多數農業轉移人口受教育程度較低；民族的均值為0.096，表明絕大多數農業轉移人口為漢族，少數民族占比較低；政治面貌的均值為0.084，表明絕大多數農業轉移人口為普通群眾；健康狀況的均值為3.823，表明大多數農業轉移人口身體健康狀況良好；家庭收入的均值為2.349，表明大多數農業轉移人口家庭收入水平較為一般；家庭化流動的均值為0.832，表明農業轉移人口與家人一同流入城鎮的情況較為普遍；流動范圍的均值為2.434，表明大部分農業轉移人口選擇省內流動；居留時間的均值為2.157，表明大部分農業轉移人口傾向于長時間在同一城鎮生活或就業。

三、實證結果分析

（一）流出地“三權”擁有情況對社會融合的影響

流出地“三權”擁有情況對農業轉移人口社會融合影響的估計結果如表2。其中模型Ⅰ、模型Ⅲ和模型Ⅴ為Logit模型回歸結果，模型Ⅱ、模型Ⅳ和模型Ⅵ為Probit模型估計結果。整體來看，模型運行良好，卡方檢驗均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，分別對應“三權”擁有情況的Logit模型和Probit模型的準R2值無明顯差別。并且，從模型Ⅰ至模型Ⅵ，核心解釋變量的影響方向和顯著性水平沒有變化，表明模型估計結果具有較強的穩健性。從模型Ⅰ和模型Ⅱ的估計結果來看，以沒有承包地為參照，在戶籍地擁有承包地顯著降低了農業轉移人口在流入地的社會融合度。這與陳會廣等的研究

結論一致，其發現人均耕地的增加會顯著降低農民工留在城鎮的概率［23］。但與其不同的是，本文證實擁有承包地會降低農業轉移人口社會融合度，這可能是農業轉移人口不愿意留在城鎮的一個重要機制。與承包地擁有情況一致，模型Ⅲ和模型Ⅳ的估計結果表明，以沒有宅基地為參照，在戶籍地擁有宅基地顯著降低了農業轉移人口在流入地的社會融合度。且模型Ⅰ到模型Ⅳ中承包地擁有情況和宅基地擁有情況的回歸系數均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗。但不同的是，集體收益擁有情況對農業轉移人口社會融合的影響卻是正向的。模型Ⅴ和模型Ⅵ回歸結果表明，以沒有集體收益為參照，在戶籍地擁有集體收益能夠顯著提高農業轉移人口在流入地的社會融合度，且該結果在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗。

控制變量的回歸結果與以往研究結論基本一致［24］：①以女性為參照，男性農業轉移人口具有更高的社會融合度。②代次對農業轉移人口社會融合具有顯著影響，“農二代”在流入地的社會融合度顯著地低于“農一代”。③受教育程度對于農業轉移人口社會融合具有顯著的促進作用。農業轉移人口學歷越高，其在流入地的社會融合程度亦越高。④民族因素顯著影響農業轉移人口社會融合情況。少數民族農業轉移人口社會融合度顯著高于漢族農業轉移人口。⑤健康狀況對農業轉移人口社會融合具有顯著促進作用。⑥家庭收入水平越高，農業轉移人口社會融合越好。⑦家庭成員中一同流動的比例越大，農業轉移人口社會融合越好。⑧流動范圍越大，農業轉移人口社會融合度越低。⑨農業轉移人口在流入地居留時間約長，其社會融合越好。⑩政治面貌對農業轉移人口社會融合的影響在模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅴ和模型Ⅵ中均不顯著，在模型Ⅱ和模型Ⅲ顯示，黨員/團員農業轉移人口具有更高的社會融合度。

（二）流出地“三權”收益大小對社會融合的影響

流出地“三權”收益對農業轉移人口社會融合影響的估計結果如表3。其中模型Ⅶ、模型Ⅸ和模型Ⅺ為Logit模型回歸結果，模型Ⅷ、模型Ⅹ和模型Ⅻ為Probit模型估計結果。整體來看，模型運行良好，卡方檢驗均在1%的統計水平上通過了顯著性檢驗，分別對應“三權”收益的Logit模型和Probit模型的準R2值無明顯差別。模型Ⅶ和模型Ⅷ、模型Ⅸ和模型Ⅹ、模型Ⅺ和模型Ⅻ中核心解釋變量的影響方向和顯著性水平沒有變化，表明模型估計結果具有較強的穩健性。從模型Ⅶ和模型Ⅷ的估計結果來看，承包地收益對農業轉移人口社會融合具有顯著促進作用；從模型Ⅸ和模型Ⅹ的估計結果來看，宅基地收益對農業轉移人口社會融合具有顯著促進作用；從模型Ⅺ和模型Ⅻ的估計結果來看，集體收益對農業轉移人口社會融合具有顯著促進作用。上述模型中核心解釋變量估計結果均在1%統計水平上通過了顯著性檢驗。對比表2回歸結果，我們可以發現，盡管在戶籍地擁有承包地和宅基地會在一定程度上阻礙農業轉移人口融入流入地社會，但承包地收益和宅基地收益卻對農業轉移人口社會融合有顯著促進作用；擁有集體收益以及集體收益大小均對農業轉移人口社會融合具有顯著促進作用。這與王朋崗等承包地收益和宅基地收益能夠提高農業轉移人口戶口遷移意愿的研究結論基本一致［21］。但與其不一致的是，本文發現集體收益同樣對農業轉移人口融入所在城鎮具有顯著促進作用。這主要是因為流出地“三權”財產收益的實現能夠明顯改善農業轉移人口經濟地位，從而有助于其融入城鎮生活。

控制變量的回歸結果與模型Ⅰ至模型Ⅵ的回歸結果基本一致：①性別、受教育程度、健康狀況、家庭收入、家庭化流動程度和居留時間均對農業轉移人口社會融合具有顯著促進作用。②代次和流動范圍對農業轉移人口社會融合具有顯著阻礙作用。③政治面貌在模型Ⅶ到模型Ⅻ中對農業轉移人口社會融合的影響均不顯著，民族因素在模型Ⅶ和模型Ⅷ中對農業轉移人口社會融合的影響分別在5%和1%的統計水平上顯著，在模型Ⅸ至模型Ⅻ不顯著。

（三）流出地“三權”對農業轉移人口社會融合影響效應的穩健性檢驗

農業轉移人口在戶籍地是否擁有“三權”可能是自選擇的結果，即耕地擁有情況、宅基地擁有情況以及集體收益擁有情況可能并不滿足隨機抽樣。因此，模型Ⅰ至模型Ⅵ的回歸可能因非隨機抽樣而使估計結果產生選擇性偏誤。盡管已通過使用Probit模型和Logit模型同時回歸初步驗證回歸結果的穩健性，但仍需進一步糾正可能的選擇性偏誤。由于數據限制，本文無法獲得可靠的工具變量。因此，本文運用傾向得分匹配法（PSM）驗證回歸結果的穩定性。依次對擁有承包地的農業轉移人口（處理組）和沒有承包地的農業轉移人口（控制組）、擁有宅基地的農業轉移人口（處理組）和沒有宅基地的農業轉移人口（控制組）、擁有集體收益的農業轉移人口（處理組）和沒有集體收益的農業轉移人口（控制組）進

行傾向值匹配，通過一系列影響農業轉移人口社會融合的因素分別建立Logit模型和Probit模型，然后根據模型結果估計出農業轉移人口擁有承包地、擁有宅基地和擁有集體收益的傾向值，并在此基礎上運用一對一的臨近匹配方法進行匹配。如表4所示，本文分別測算出匹配后擁有“三權”和沒有“三權”農業轉移人口的ATT（處理組平均處理效應）和ATE（平均處理效應）。ATT估計結果顯示，在消除了樣本間可觀測的系統性差異后，擁有承包地和擁有宅基地對農業轉移人口社會融合在1%的統計水平上存在顯著的負向作用，而擁有集體收益對農業轉移人口社會融合在1%的統計水平上存在顯著的正向作用。ATE估計顯示出一致的結果。雖然ATT和ATE的數值有所差異，但與模型Ⅰ至模型Ⅵ所得結論一致。PSM估計結果進一步證實了擁有承包地和宅基地阻礙農業轉移人口社會融合、擁有集體收益促進農業轉移人口社會融合的結論。

研究表明，“農一代”和“農二代”在社會融合等方面表現出顯著的異質性［25］。為此，本文按照“農一代”和“農二代”將總樣本分為兩個子樣本，通過分析比較“農一代”和“農二代”“三權”擁有情況和“三權”收益對其社會融合的影響來進行穩健性檢驗。首先，通過拆分樣本，獲得“農一代”樣本42 537個，獲得“農二代”樣本54 020個。其次，以“農一代”為回歸樣本，運用Probit模型分別針對承包地擁有情況、宅基地擁有情況和集體收益擁有情況對“農一代”農業轉移人口社會融合的影響進行回歸。最后，以“農二代”為回歸樣本，運用Probit模型分別針對承包地擁有情況、宅基地擁有情況和集體收益擁有情況對“農一代”農業轉移人口社會融合的影響進行回歸。回歸結果如表5所示。結果表明，無論是對于“農一代”還是“農二代”，擁有承包地和宅基地均在1%的統計水平上對農業轉移人口社會融合具有顯著的負向作用，擁有集體收益對農業轉移人口社會融合具有顯著的正向作用，結果與前文一致。

“農一代”和“農二代”在社會融合方面的異質性除表現在“三權”擁有方面，還可能表現在“三權”收益方面。為此，本文進一步分析“三權”收益對“農一代”和“農二代”農業轉移人口社會融合影響的差異。首先，通過拆分樣本，獲得研究所需樣本，“農一代”中“承包地收益”“宅基地收益”和“集體收益”樣本量分別為16 172、14 091和1 030，“農二代”中 “承包地收益”“宅基地收益”和“集體收益”樣本量分別為16 286、14 300和1 470。其次，以“農一代”為回歸樣本，運用Probit模型分別針對承包地收益、宅基地收益和集體收益對農業轉移人口社會融合的影響進行回歸。最后，以“農二代”為回歸樣本，運用Probit模型分別針對承包地收益、宅基地收益和集體收益對農業轉移人口社會融合的影響進行回歸，回歸結果如表6所示。結果表明，無論是對于“農一代”還是“農二代”，承包地收益、宅基地收益均在1%的統計水平上對農業轉移人口社會融合具有顯著的正向作用；集體收益對“農一代”農業轉移人口社會融合在10%的統計水平上具有顯著的正向作用，對“農二代”農業轉移人口社會融合在5%的統計水平上具有顯著的正向作用。總而言之，上述結果與前文模型Ⅶ到模型Ⅻ的回歸結果一致。

四、結論與啟示

（一）結論

基于衛健委2017年對31個省（自治區、直轄市）和新疆生產建設兵團（港澳臺地區除外）流動人口收集的流動人口動態監測調查數據，運用有序多值選擇模型對承包地、宅基地和集體收益分配等“三權”擁有情況以及承包地收益、宅基地收益和集體分紅等“三權”收益對農業轉移人口社會融合的影響效應進行實證分析，得出以下結論：流出地“三權”擁有情況與“三權”收益對農業轉移人口社會融合的影響效應呈現分異特征，在戶籍地擁有承包地和宅基地顯著的阻礙農業轉移人口融入所在城鎮，而在戶籍地擁有集體收益卻能顯著促進農業轉移人口融入所在城鎮；“三權”收益對農業轉移人口社會融合的影響是一致的，承包地收益、宅基地收益和集體分紅收益均能顯著提高農業轉移人口社會融合度。對農業轉移人口而言，宅基地和承包地承載了重要的保障功能，而集體收益由于金額較低且存在較大不確定性，無法有效起到保障和改善農業轉移人口生活水平的作用。擁有宅基地和承包地為農業轉移人口“市民化失敗”預留了“退路”，這會降低農業轉移人口融入所在城鎮的努力程度和對融入程度的主觀感知。實證表現為農業轉移人口在戶籍地擁有承包地和宅基地顯著阻礙農業轉移人口融入所在城鎮，而擁有集體收益卻能顯著促進農業轉移人口融入所在城鎮。

（二）政策啟示

農業轉移人口社會融合受流出地“三權”擁有情況和“三權”收益大小影響，在新型城鎮化背景下，應進一步完善承包地和宅基地退出機制以弱化土地對農業轉移人口社會融合的阻力、完善承包地和宅基地價值實現機制以強化土地對農業轉移人口社會融合的推力、優化農村集體經濟發展機制以提升集體收益對農業轉移人口社會融合的助力，以期不斷提升農業轉移人口社會融合程度，更好促進新型城鎮化的深入推進。

（1）完善承包地和宅基地退出機制，弱化土地對農業轉移人口社會融合的阻力。應進一步完善農業轉移人口承包地有償退出機制和宅基地有償退出機制，在尊重農業轉移人口意愿的前提下，在保障其生計基礎上采取多種方式引導已落戶城鎮的農業轉移人口通過有償方式退出承包地和宅基地，以更好促進其融入城鎮，更好實現農業轉移人口市民化。①漸進式推動承包地退出。在新型城鎮化建設過程中，應允許農業轉移人口在保留集體成員身份時按照市場化方式單獨退出承包權。承包權市場化有償退出后農民不再享有憑借集體成員身份無償獲得承包權的資格。承包權的市場化退出意味著農戶基于土地經營權的各類收益索取權的同步退出。建立獨立于行政權力之外的土地司法機制以保證仲裁及救濟的公正，使農民和農民集體作為不受外界干涉的獨立主體參與承包權退出。建立符合程序正義的市場化補償程序，明確法定退出事由和自愿退出事由，補償方式應由集體和農戶充分協商確定，允許農戶自愿選擇退出方式和內容，不得以任何形式強制農民放棄承包權。②多方式推動宅基地退出。一方面，可建立集體經濟組織對農業轉移人口宅基地（住房）進行托管的機制，農業轉移人口通過與集體經濟組織簽訂委托協議將宅基地（住房）委托給集體經濟組織統一進行經營管理；另一方面，探索建立共有產權房市場交易制度，由農業轉移人人口與集體經濟組織或其他市場主體（法人或自然人）共同擁有宅基地上所建房屋（商業地產、工業地產甚至是住宅地產）的所有權及相應土地使用權，并允許共有產權入市交易。

（2）完善承包地和宅基地價值實現機制，強化土地對農業轉移人口社會融合的推力。要完善承包地和宅基地財產價值實現機制，有效提升農業轉移人口財產性收入。①深化承包地“三權分置”改革，有效提升農業轉移人口承包地流轉收益。尤其要注重創新放活承包地土地經營權，加快促進承包地流轉。明確經營主體可以在合法獲得的土地經營權剩余期限內在不改變土地農業用途的前提下通過出租、轉包、土地銀行等方式獲取地租類收益；建立經營權市場交易平臺，以公開競價方式確保經營權市場價值的實現；建立經營權流轉保險制度，先期由政府試點牽頭成立經營權流轉保險機構并逐步探索經營權流轉商業保險模式（政府財政兜底），待時機成熟后全面引入商業保險制度；在整合現有涉農財政資金基礎之上，成立經營權流轉支持基金，重點用于經營權大規模流轉區域農業基礎設施、交通水利設施建設以及對新型經營主體虧損適當補貼，以強化新型經營主體收益預期，激勵工商資本進入經營權流轉領域；通過農業貸款稅收優惠、財政貼息等手段引導金融機構加大對新型經營主體資金支持力度。②完善宅基地“三權分置”改革，切實提高農業轉移人口宅基地財產收益。尤其是探索在保留農戶資格權前提下放活宅基地使用權的多樣化途徑，盤活農業轉移人口閑置宅基地，促進宅基地財產收益的實現。修改現行法律法規加快放活宅基地使用權步伐，允許農業轉移人口或集體經濟組織對宅基地（住房）進行改造后與“社會投資者”進行股份、出租、轉讓、合作等。逐步放開宅基地依法轉化為集體經營性建設用地后的用途管制，賦予宅基地（住房）與國有建設用地同等的用途，為社會投資者進入農村宅基地使用權市場創造更好條件。

（3）優化農村集體經濟發展機制，提升集體收益對農業轉移人口社會融合的助力。進一步推進集體資產、資源股份制改革，實現“資源”變“資產”、“農民”變“股東”。大力發展集體經濟，通過股利分紅實現農業轉移人口共享集體經濟發展成果。積極探索農村集體經濟組織合作發展機制，突破村組限制，大力推動各類型農村集體經濟組織以股份合作等方式“抱團發展”。農村集體經濟組織要充分發揮資源優勢，尤其是集體建設用地資源，積極通過集體經營性建設用地入市、城鄉建設用地增減掛鉤等方式盤活集體土地資源，為集體經濟發展提供空間支撐和資金條件。

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Study on the Impact of “Three Rights” in Outflow Areas

on the Social Integration of Agricultural Transfer Population

WANG Yanxi

（College of Marxism，Chengdu University of Technology， Chengdu Sichuan 610059，China）

Abstract：Based on the survey data of CMDS 2017， using multivariate ordered probit model and logit model， this paper empirically analyzes the ownership of contracted land， homestead and collective income， as well as the income from contracted land， homestead and collective dividend on the social integration of agricultural transfer population. The study found that： （1） the possession of contracted land and homestead significantly hinders the integration of agricultural transfer population into the cities and towns， while the collective income can significantly promote the integration; （2） under the premise of “three rights”， the income from contracted land， homestead and collective dividend can significantly promote the integration of agricultural transfer population into the cities and towns. Therefore， we should further improve the exit mechanism of contracted land and homestead， improve the value realization mechanism of contracted land and homestead， and optimize the development mechanism of rural collective economy， so as to better promote the integration of agricultural transfer population into the city.

Key words：? contracted land; homestead; collective income; agricultural transfer population; social integration

編輯：鄒蕊