農民工城市融入對土地轉出的影響研究
——基于土地情結的探討

邵景潤

(清華大學 馬克思主義學院,北京 100084)

土地情結是解釋中國土地流轉增速放緩的重要維度。中國傳統社會是“粘著在土地上”的鄉土社會[1]7,人和土地不僅具有緊密的經濟聯系,而且有著強烈的情感聯系[2]101,名譽、抱負、熱忱、社會上的贊揚全都和土地聯系在一起[3]。由此產生的土地情結促使農民更易“惜地”,使其產生保有土地控制權的決策偏好,從而阻礙了土地流轉效率的提高[4]?？v然新時代的中國已經從以農為本、以土為生、以村而治、根植于土的“鄉土中國”逐步走向告別過密化農業、鄉村變故鄉、城鄉互動的“城鄉中國”[5]144,但進入城市的農民工家庭依然對土地抱有深厚的情感與依戀,有調查顯示79.1%的農民認同“土地是命根子”的傳統觀念[6]。

那么如何才能弱化農民工的土地情結以促進土地流轉呢?農地本身是一種人格化的財產,它的產出及其存在本身便保障著農戶在經濟、文化、社會等多方面的生活。因此弱化土地情結,必然需要為農民尋求農地之外的經濟、文化與社會保障的替代物。改革開放以來,廣闊而深遠的人口遷移導致中國農民家庭的市場與非市場行為均發生了顯著變化[7]83-89,農戶的全面發展越來越多的存在和依賴于城市社會與非農產業。因此改善農民的生存境遇,顯然就需要著眼于城市范域。而農民進入城市非農產業成為農民工之后,他們在城市的經濟、文化、社會、心理等多方面的融入水平將有利于降低其家庭與農地、鄉村社會的聯系,從而對土地流轉行為產生潛在的影響。

研究實證探究農民工城市融入通過土地情結影響土地轉出的可能性與存在性。創新點體現為:第一,研究對象聚焦于“人”與“地”的關系,假定人的流動先發于土地資源的配置,“情感”是聯系兩者的中介。第二,研究視角關注到“鄉村”與“城市”的互動,假定土地情結的破解以城市融入為著力點,“農民工”是溝通雙方的紐帶。第三,研究內容擴展了“城市融入”與“土地情結”的衡量方式,前者不僅包括收入、心理、社交等傳統方面,還增加了居住、子女教育等關鍵維度,后者的衡量從“土地情感依賴”與“土地生存依賴”兩方面展開。

一、文獻回顧與研究假說

“土地情結”廣泛存在且古已有之。Redfield指出無論是英國農民還是瑪雅印第安人都在情感與道義上對土地具有執著的依戀[8]。土地情結指深藏于農民內心的對土地的喜愛和依戀的神秘情感、態度和愿望,包括農民對土地的經濟依賴和情感依賴[9]。對于中國的小農戶而言,土地情結的強弱可能受到兩方面因素的影響:一是農民與農業經濟的依賴程度,即土地產出在農戶家庭收入中的份額;二是農民與鄉土文化的聯結程度,即農民對鄉土生活習慣、文化習俗的喜愛性和適應性。劉守英等[5]指出,“農一代”出村又回村的原因便在于在遭遇城市住房、子女教育、社會保障等各方面不公平對待的同時,他們自身與農業、土地和村莊有著緊密聯系,土地于他們有著割舍不掉的感情。

土地情結在現實中表現為農戶對土地經營權的高度重視,從而影響了土地資源的配置效率。當農戶面臨較高的土地生存依賴和情感依賴時,農戶轉出土地經營權的可能性更小[10-11],即便轉出土地,農戶也會更多地考慮將土地經營權轉給那些具有血緣、地緣聯系的熟人[12-13]。當不得不進入正式的土地經營權交易市場中時,在土地情結的影響下農戶又往往表現出較強的稟賦效應,他們將土地視為一種人格化的財產[14],給予承包地更高的估價,表現為能夠接受的土地轉出價格遠遠高于土地轉入的意愿價格[15]。同時,農戶對土地經營權流轉后能否收回租金、承租者是否會保護土壤肥力、下一輪承包時自己能否保留資格等都有較大的疑慮,不愿承擔潛在風險。

從這個角度來看,推動中國土地流轉市場發育的重要措施在于降低土地情結,而降低土地情結的本質措施在于降低農戶對于土地在客觀上的生存依賴與在主觀上的情感依賴,故而要為農戶提供生存與情感依賴的替代物。顯然,能夠替代土地經濟和非經濟價值的無外乎非農生計與城鎮生活。一方面,學界對非農生計與土地流轉的關系已經做了較多討論。許慶等[16]通過實證研究發現非農就業能夠通過弱化土地的社會保障功能促進土地流轉,同時指出單純的非農參與并不能有效提高農地流轉率,非農就業的穩定性同樣重要。這說明非農勞動本身兼具經濟功能和保障功能,只有在非農勞動足夠穩定并生成保障功能的情況下,土地的生存依賴才能減弱。如果非農勞動不能產生高于農業經營的綜合比較利益,農戶將會進行家庭內部分工[17-18],土地流轉也就無從談起。事實上,非農就業質量能夠通過提高農民的城市定居意愿來推動土地流轉[19]。另一方面,當前有關城鎮生活如何沖擊土地情感依賴的現有研究并不充足。農民與土地的黏連關系除了源于生存保障和社會保障之外,還源于以傳統道德、禮治為表現的鄉村文化和以血緣為紐帶的社會關系[1]31-53。這表明農民眷戀的不僅僅是土地,還有文化與血緣。當進入城市的農村學子適應了那種與鄉村生活截然不同的生活方式和觀念時,便成為逃離的農家子弟[2]104-107;“農二代”不再依戀土地,表現出留城、務工、離土、離農的趨勢[5]。這些現象無不表明,融入城鎮生活能夠有效降低土地情感依賴。因此促進農民工融入城市文化并建立城市社會關系對于土地流轉具有重要意義。

事實上,還需要討論兩種與論證主題相左的現象。第一種現象是在地緣身份認同的影響下,城市功成名就的鄉賢精英越來越希望回歸鄉村[20],毋庸置疑他們的城市融入水平非常高,但又迫切地想回到鄉村。然而,這部分群體在身份上已經不是農民,他們不會將土地視為生存保障,他們的這種情感表達可稱之為“鄉愁情結”[21]。第二種現象是部分在城市發展較好的農民工在強烈的鄉土情結的驅使下返鄉創業,成為新型職業農民[22]。不可否認,返鄉群體確實存在,但并非主流,農民工返鄉原因有主動和被動的區別[23],根據2017年中國流動人口調查數據,當年計劃返鄉的農民工中85.55%是因為疾病、贍養父母和子女教育而被動返鄉的。故而,這兩種現象并不影響農民工由鄉到城、由農到工的整體遷移趨勢。由此提出如下研究假說。

假說Ⅰ:農民工城市融入能夠有效促進土地轉出。

通過上述分析可知,土地情結在農民工城市融入對土地轉出的影響中起著中介作用。如圖1所示,農戶對土地具有生存依賴與情感依賴[11],由此形成了強烈而濃厚的土地情結。而農民工城市融入包括客觀上的物質融入和主觀上的心理融入,能夠為“粘”在土地上的農民提供生存替代和情感替代,推動其在城市安身立命,從而促進農村承包地的流轉。具體來看,農民工城市融入削弱土地情結的機理可能存在四條路徑:第一,客觀城市融入削弱土地生存依賴。因為穩定的非農就業將降低農民對農業收入的依賴,同時城鎮社會保障也對土地保障具有顯著的替代效應。第二,客觀城市融入削弱土地情感依賴。如果農民工能夠在城市具有穩定的就業、買房定居且積累適當的社會關系,則其對土地的情感也將隨著對土地生存依賴的減弱而減弱。第三,主觀城市融入削弱土地生存依賴。主觀上與城市文化、城市生活的接軌,將可能促使農民工主動選擇放棄農村的物質資源,轉而在城市打拼。第四,主觀城市融入削弱土地情感依賴。在思想上融入城市,勢必會弱化對農村社會關系和社會文化的依賴,對土地的情感也將漸趨消散。據此提出如下研究假說。

圖1 土地情結視角下農民工城市融入對土地流轉的影響

假說Ⅱ:客觀城市融入能夠削弱土地情結的客觀來源,即降低對土地的生存依賴。

假說Ⅲ:客觀城市融入能夠削弱土地情結的主觀來源,即弱化對土地的情感依賴。

假說Ⅳ:主觀城市融入能夠削弱土地情結的客觀來源,即降低對土地的生存依賴。

假說Ⅴ:主觀城市融入能夠削弱土地情結的主觀來源,即降低對土地的情感依賴。

二、數據來源與模型構建

1.數據來源

為了驗證研究假說,選取2017年中國流動人口動態監測調查數據(China migrants dynamic survey,CMDS)①實證分析。參考《2019年農民工監測調查報告》思路,將農民工定義為戶口在農村且擁有承包地,在外地從業6個月及以上的勞動者。數據清理步驟:一是剔除非農業戶口的樣本;二是將年齡限定在15～65歲;三是刪除外出時間不足6個月的樣本;四是刪除沒有工作且不找工作的樣本;五是清理掉沒有承包地的樣本。最后共得到56 368個樣本。使用Stata16.0進行數據處理和分析。

2.變量選擇

(1)被解釋變量。研究的被解釋變量是農民工家庭的土地轉出狀況,同時考慮正式流轉與非正式流轉方式,將其設置為虛擬變量,如果“承包地由親朋代耕,或轉租給私人、村集體、企業”,則賦值為1,否則賦值為0。

(2)核心解釋變量

農民工城市融入。借鑒盧海陽等[24]、郭慶然等[25]考察農民工城市融入的維度,從經濟融入、居住融入、子女教育融入、身份融入、社會融入五個方面進行衡量,其中經濟融入、居住融入與子女教育融入為客觀物質條件的融入,身份融入與社會融入為主觀心理的融入。

經濟融入。將CMDS數據與424個地級市(區、縣)的城鎮居民人均可支配收入相匹配,使用“上個月工資收入或純收入是否高于所在地市城鎮居民人均可支配收入的兩倍”來衡量經濟融入,對于農民工而言,融入城市存在潛在的經濟社會門檻,如果只達到城鎮人均收入水平則跨越融入門檻的可能性較低。地級市(區、縣)的城鎮居民人均可支配收入數據來自各省2018年的《統計年鑒》(包括新疆生產建設兵團、黑龍江墾區),其中北京、天津、河北、云南、甘肅的數據分別來自《北京區域統計年鑒》《天津調查年鑒》《河北經濟年鑒》《云南調查年鑒》《甘肅發展年鑒》。

居住融入。住房問題是農民工融入城市過程中面臨的最大“攔路虎”,高企的房價需要耗費一代人甚至幾代人的心血。依據“您現住房屬于下列何種性質”來衡量農民工的城市融入水平,如果為自購商品房、自購保障性住房、自購小產權住房或自建房,則賦值為1,其他情況賦值為0。

子女教育融入。子女教育是農民工最為關注的問題,根據“目前在本地,子女上學有無問題”測度子女教育融入,如果有問題賦值為0,沒有問題賦值為1。雖然這樣測度子女教育融入水平較為粗糙,但仍在一定程度上反映真實的融入狀況。

身份融入。李培林等[26]認為農民工的身份認同是其城市融入最關鍵的一環。根據問卷中“您是否同意‘我覺得我已經是本地人了’”這一問題生成農民工身份融入變量,完全不同意或不同意賦值為0,基本同意和完全同意賦值為1。

社會融入。農民工與城市居民間的交往活動反映了其積極構建城鎮社會網絡的狀態[24]。本文使用問卷中“您業余時間在本地和誰來往最多(不包括顧客及其他親屬)”生成農民工社會融入變量,如果與各類同鄉往來最為密切則賦值為0,否則賦值為1。

城市融入指數。確定農民工經濟融入、居住融入、子女教育融入和身份融入、社會融入等指標的基礎上,使用熵值法構建農民工城市融入綜合指數、主觀融入指數和客觀融入指數。

(3)中介變量。土地情結為本研究的中介變量。借鑒相關文獻,本文從主、客觀兩個范疇考量土地情結?？陀^方面為土地生存依賴,使用“土地收益占家庭收入的比重”來衡量,土地收益來自個人所有承包地的經營收入和轉出部分的租金。主觀方面為土地情感依賴,使用“按照老家風俗習慣辦事的重要性”來衡量,表明了農民工對鄉土文化的依戀性。

(4)控制變量。本文還選擇了性別、年齡、受教育水平、婚姻、健康狀況、是否參加城鎮醫療保險等作為個體方面的控制變量,選擇離家距離、同住規模、家人是否隨遷、老家所處地理位置等作為家庭方面的控制變量。具體變量描述如表1所示。

表1 描述性統計

3.模型構建

(1)二值選擇模型。由于土地轉出狀況是離散變量,本文假設模型的累計分布函數服從標準的正態分布,選擇Probit模型進行整體估計,以使得被解釋變量的估計值符合兩點分布。模型如下:

LTi=α0+α1Ri+α2CVi+α3J+εi

(1)

式中:LTij為第i位農民工家庭承包地的轉出情況,Ri表示第i位農民工的城市融入水平,CVi代表個體特征、家庭特征等控制變量。J為省份固定效應,控制地區之間的差異。εi為模型的隨機擾動項。研究重點關注系數α1的符號及大小。

(2)中介效應模型。為探究土地情結在城市融入對土地轉出影響中的作用,參考溫忠麟等[27]的思路,構建如下中介模型:

Mi=β0+β1Ri+β2CVi+β3J+εi

(2)

LTi=θ0+θ1Ri+θ2Mi+θ3CVi+θ4J+εi

(3)

式(2)、式(3)與式(1)一起構成一個完整的中介效應檢驗模型。其中,Mi表示農民工的土地情結。θ2與β1的乘積是農民工城市融入水平通過土地情結影響土地流轉的程度。

三、回歸結果分析

1.基準回歸

表2給出了農民工城市融入對土地轉出的回歸結果。需要特別指出,本文匯報的Probit估計結果均為平均邊際效應,余文不再做特殊說明。從回歸結果來看,偽R2為0.058～0.062,Wald統計量在3 127～4 303,系數的聯合顯著性較高。

表2 基準回歸:Probit估計

首先來看城市融入的總體效應。第(6)列的估計結果表明,農民工城市融入水平提高一個標準差,農民工家庭的土地轉出概率增加9.0%,研究假說Ⅰ是成立的。這說明,農民工家庭在城市范域的生計活動能夠影響到在農村范域的資源配置決策,“人”的發展能夠推動“地”的發展,城鄉聯動方能促進農業經營的規?；c專業化。

其次分析客觀融入對土地轉出的影響。第(1)列顯示,經濟融入使農民工流轉承包地的可能性提高2.3%,其邊際效應并不高,可能的原因在于,一方面單純的非農收入增加并不能明顯弱化土地的社會保障功能;另一方面當前土地轉出租金普遍不高,流轉與否對家庭當期收入的影響不大。第(2)列給出了居住融入的估計結果,在城市擁有自購或自建房的農民工流轉農地的概率提高3.1%,為各維度融入水平的邊際效應之最,這充分反映了住房問題是阻礙土地轉出的關鍵因素。在城市住房交易價格高居不下的情況下,農民工被迫選擇在邊遠郊區租房,造成了居住隔離,也導致農民工延長勞動時間以彌補房租損失[28],故而在城市缺乏有產權的住房導致農民工被牢牢地束縛在農村土地上。第(3)列給出了子女教育融入的回歸結果,如果農民工子女在城市順利入學,則其城市融入的概率提高2.0%?！霸倏嗖荒芸嗪⒆?再窮不能窮教育”,農民工即便自己吃苦也希望子女有較好的發展,然而在居住隔離及教育資源短缺的情況下,農民工子女在城教育無法較好融入,導致農民工家庭及子女始終處于“外來人”的尷尬境地之中[29]。

最后探討主觀融入對土地流轉的影響。第(4)列呈現了身份融入的估計結果,從心理上認為自己已經是城市人,則土地流轉的概率提高2.4%。事實上,城市居民“緊縮圈層”對自身的資源具有絕對的控制權,被污名化的農民工群體勢必遭到城市居民的“集體排他”,甚至農民工也認為自己低人一等[30]。因此,這種心理上的身份認同是城市融入的高級階段[24],通常也是較難實現的。第(5)列給出了社會融入的邊際影響,當農民工更多地與非同鄉形成社會聯系時,土地流轉的概率增加2.4%。對于農民工來說,社會關系上的融入同樣也是較難實現的,即便物質條件達到城市定居門檻也很難改變血緣為主的家庭社會關系。

2.穩健性檢驗

由于外出務工和流轉土地均為農民工的個體或家庭決策,因此外出務工和流轉土地便存在選擇性偏差。本文使用傾向得分匹配法(PSM)克服樣本的選擇性偏差,進行穩健性檢驗。城市融入各維度指標恰為離散變量,因此將樣本分為處理組和控制組,在消除樣本間顯著差異后計算平均處理效應,具體結果如表3所示?？梢园l現,使用不同方法得到的平均處理效應差異不大,且均在1%的水平上顯著,這說明基準結果是穩健的。

表3 傾向得分匹配平均處理效應

由于共有25個匹配處理過程,難以全部呈現,這里僅展示農民工經濟融入的卡尺匹配結果(表4)。匹配之后,所有協變量的標準化偏差小于1%,同時T檢驗的結果也顯示,匹配后無法拒絕處理組和控制組沒有系統差異的原假設。這說明匹配結果是較為成功的,佐證了傾向得分平均處理效應的可信性。

表4 經濟融入卡尺匹配結果平衡性檢驗

農民工城市融入綜合指數是取值在0和1之間的連續變量,故無法使用匹配法進行穩健性檢驗。本文根據承包地流轉方式和農民工居住地區兩個維度進行穩健性檢驗。如表5所示,農民工城市融入水平對親朋間的非正式流轉和轉租給私人、村集體、企業等正式流轉均有顯著影響,且影響效應在不同地區依然存在。這進一步證明了基準結果的穩健性。

表5 農民工城市融入對土地轉出影響的穩健性檢驗

3.內生性處理

轉出土地的農民工可能具有更強的工作能力、更深的城市身份認同[31],因此土地轉出與城市融入之間存在潛在的反向因果問題,本文使用工具變量法進行處理。選取“同一個社區內其他農民工樣本的平均融入水平”作為“城市融入”的工具變量,例如使用“同一個社區內其他農民工樣本的平均居住融入水平”作為“居住融入”的工具變量。一方面,“同一個社區內其他農民工樣本的平均融入水平”與樣本農民工的城市融入水平是相關的,他們受到同樣的城市環境和工作環境的影響,滿足相關性假定;另一方面,“其他樣本的平均融入水平”不受樣本農民工家庭土地流轉決策的影響,滿足外生性假定。

IV-Probit模型估計結果如表6所示。首先關注城市融入變量是否內生。Wald檢驗結果表明,經濟融入、居住融入和身份融入均不能拒絕外生性的原假設,社會融入在5%的水平上存在內生性,子女教育融入和綜合融入指數在1%的水平上存在內生性。其次觀察是否存在弱工具變量問題。陳強[32]142認為第一階段的F統計量超過10就可以認為工具變量是有效的。表6顯示第一階段的F統計量數值遠遠高于10,且工具變量的t值也很高,故而有充分理由相信不存在弱工具變量問題。最后分析工具變量回歸結果。結合(3)(5)(6)列結果可以發現,在降低內生性的影響后,子女教育融入、社會融入和綜合融入指數的邊際效應大幅度提高。如綜合融入指數在Probit和IV-Probit模型下估計結果分別為10.5%、28.5%。這說明如果不考慮反向因果問題,將低估農民工城市融入對土地轉出的促進效應。

表6 內生性處理:工具變量法

4.影響機理分析

根據前文的文獻梳理及研究假說,客觀城市融入、主觀城市融入均對土地情結有理論上的影響作用。本文使用中介模型進行檢驗。模型估計結果如表7所示。從(1)-(4)列可以發現,土地收益比重和遵循老家風俗均能夠顯著降低農民工轉出土地的概率,客觀城市融入能夠降低土地收益占家庭收入的比重以及改變農民工對老家風俗習慣的認知,從而促進土地轉出。因此假說Ⅱ和假說Ⅲ是成立的,客觀城市融入能夠削弱土地情結的客觀來源和主觀來源。(5)-(6)列顯示,主觀城市融入并不影響土地收益比重,假說Ⅳ不成立。其原因在于,農民工在主觀心理上脫離鄉土文化并不能改變其對土地經濟的依賴,進城定居心有余而力不足。(7)-(8)列表明,主觀城市融入能夠顯著改變農民工對農村風俗習慣的認知,進而激勵農民工轉出土地,假說Ⅴ是成立的。綜合來看,穩定農民工城市就業、保障在城住房和子女受教育權益依然是當前的基本任務。一方面需要提高農民工在城市的物質獲得和積累程度,另一方面要為農民工提供精神文化支撐,以更加包容的政策讓農民工感到自己不是城市的外來者。

表7 農民工城市融入對土地情結的削弱:中介模型

四、結論與啟示

本文從土地情結出發審視了農民工城市融入對土地轉出的影響,提出了研究假說并利用2017年中國流動人口動態監測調查數據進行了實證分析。首先分析了城市融入對土地轉出的影響:Probit模型估計結果顯示,農民工各維度的城市融入均能有效促進土地轉出,傾向得分匹配法和分組回歸結果證明了基準回歸的穩健性;IV-Probit模型結果說明,如果忽略因反向因果等造成的內生性問題,將低估城市融入對土地轉出的影響效應。隨后在土地情結視角下探討了城市融入對土地轉出的機理:經濟、居住和子女教育等客觀融入能夠降低農民工對土地的生存依賴和情感依賴;身份融入和社會融入等主觀融入能夠通過降低農民工對土地的情感依賴,但無法促使其脫離土地經濟。根據上述研究結論,得到如下啟示。

第一,“人”動牽引“地”動,農業現代化不僅要著眼于鄉村范域,更要關注城市范域的帶動作用,需要通過城市發展帶動鄉村進步,單純的就土地轉出而談土地轉出是缺乏明顯效果的。農民工在主、客觀上融入城市,能夠削弱農民工對土地的情感依賴和生存依賴,進而推動土地高效流轉,為農業規?；F代化提供基礎條件。因此需要不斷完善農民工在城就業服務體系,為農民工創造和提供適合的勞動機會,推動農村勞動力進一步轉移,同時要加強城市資源要素的擴散,建立城鄉聯動幫扶機制,促進城鄉共建共享共富。

第二,推動農民工城市融入,需要兼顧客觀融入與主觀融入的各個維度,并把促進農民工客觀融入放在首要位置。單純的社會關系和思想觀念的轉變并不能有效降低農民工對土地經濟的依賴。因此需要強調給予農民工平等的國民待遇,尤其是要讓農民工享受均等化的城市公共服務。例如住房、子女教育等關系到家庭穩定和發展的公共服務最為重要,如果缺乏相匹配的社會福利,農民工喪失勞動能力后將被迫返鄉。故而需要形成農民工進城“一攬子”福利政策,促進農民工及其子女在城市能夠“學有所教,勞有所得,病有所醫,老有所養,住有所居”,讓農民工能夠通過自己的努力有尊嚴地在城市生活下去。