土地依附效应与半城镇化事实：对托达罗模型的修正与实证检验

一 引言与文献述评

城镇化是中国现代化转型的重要内容。无论是国家顶层制度设计，还是学者的学术考察，一直对城镇化议题保持着高度关注。进入到21世纪，人口学范畴下的“半城镇化”问题引起了广泛讨论，它主要是指中国户籍制度下乡城人口流动与居住分离的现象。截止2017年，中国常住人口城镇化率高达58.52%，而户籍城镇化率仅为42.35%，半城镇化率为16.17%，粗略估算有2.2亿农村人口未能获得城镇户籍，仍保持着农村与城市之间“候鸟式”迁移。

关于乡城人口转移的经典论述，应当首推Todaro(1969)[1]所提出的“城乡预期收益差距是导致人口迁移的根本性诱因”，即托达罗模型。在中国乡城人口流动的初期，托达罗模型表现出了强大解释力。事实上，乡城转移人口被称为“农民工”(Migrant Workers)，从其概念蕴意表达来看，就是“工作移民”，是打工经济的集中表达(蔡玉萍和罗鸣，2015)[2]。毫无疑问，这与托达罗模型的基本假定一致，它真实反映出了20世纪80-90年代的移民处境。建构于市场化理论基础上的托达罗模型暗含着一个基本假设：农业人口的非农化与农村人口的城镇化同步完成(钟水映和李春香，2015)[3]。因此，在托达罗模型中，农村人口向城市的流动与迁居是一次性过程。然而，中国乡城人口转移过程存在强制度约束，囿于城乡户籍分割所引致的半城镇化问题，经典的托达罗模型已缺乏解释力。这一特有的流动现象被蔡昉(2001)[4]、朱宇等(2005)[5]形象地称为“两过程三环节”的中国城镇化事实，“两过程”为迁出地转移、迁入地居住，“三环节”为农村退出、城市进入、城市融合。从半城镇化的表征来看，问题的关键聚焦于城市户籍制度，它将农村人口的城市进入与城市融合两个环节割裂开来。基于此，关于半城镇化的学术观察集中发力于城市融入环节及户籍制度改革。王小刚和李太后(2012)[6]认为，半城镇化问题根源于“中国特色”的户籍制度，因为户籍制度已成为城市属地化权利界定与利益分配的最重要依照(焦晓云和王金，2017)[7]。城市内部按户籍构筑起了一整套劳动力市场分割政策(陆铭，2011)[8]与市民福利制度(王春光，2006)[9]，乡城转移人口的城镇化过程被严重阻滞。因此，户籍意义上的迁移被视为解决半城镇化问题的关键(侯亚杰，2017)[10]，为此，国家提出了“1亿农民工进城落户的政策目标”。 然而，伴随城市户籍制度改革不断深化，中国依然没有摆脱半城镇化困境，实现向完全城镇化的转型。相关学者开始忧虑，“为什么半城镇化率越来越高？”(彭代彦和文乐，2017)[11]。

面对当前户籍改革的瓶颈与半城镇化困局的持续加深，学界开始反思“两过程三环节”的中国城镇化事实，并提出半城镇化的主要矛盾已转向农村退出环节。伴随城乡利益格局重构、农地价值提高(王小刚和李太后，2012)[6]及福利、财产功能依附(罗必良，2013)[12]，基于理性逻辑选择，中国半城镇化主体，农民是否有足够意愿进入城市将成为聚焦点(郭熙保，2014)[13]。近年来，农村退出环节重新被重视起来，国家制度建设与改革的重点开始由城市转向农村，从推动1亿农民工进城到农村承包地、宅基地退出，不断启示我们：半城镇化到完全城镇化转型的主要矛盾已经发生深刻变化。囿于农地制度的“村社地权性”，以空间聚落严格划定集体成员权，并以此配置土地承包权利，致使农村人口丧失了土地退出自由(文贯中，2008)[14]。由此，乡城转移人口尽管实现了现实意义上的“人地分离”，但依然保留了制度意义上的“人地依附”关系，最终导致农业劳动力的城乡空间配置被严重扭曲，陷入了兼业化、两栖迁居的半城镇化陷阱(刘同山和孔祥智，2016)[15]。基于此，本文试图将农地制度所衍生的“人地依附”关系纳入到半城镇化的解释框架内，并借鉴“两过程三环节”理论，修正托达罗模型，重新分解微观个体城镇化行为的发生过程，以寻求半城镇化的解释机制。

二 土地依附效应与半城镇化事实：理论与假说

(一)半城镇化的发生机制：城镇化过程分解与土地依附效应提出

“两过程三环节”理论并不完全适用于农村人口的城镇化过程。这一理论认为，农村人口的城镇化过程先后经历了农村退出、城市进入与城市融合，但是流动个体并不是严格按照此顺序进行。事实上，第一环节的农村退出并不彻底，甚至存在概念上的混淆。从历史实践过程看，农村退出称为农业退出更为恰当，更符合现实逻辑。农村退出是一个空间概念，按照常识理解，它应该是指乡城转移人口与农村彻底脱离关系，包括法权和经济关系的分离(钟水映和李春香，2015)[3]。事实上，该阶段的农村退出仅仅停留在农村劳动力的农业退出，即“人地分离”，绝大部分乡城转移人口仍与农村保持密切关联，主要体现在对生产资料(土地)承包权的持续享受，即“人地依附”关系依然存在。这就解释了为何中国城镇化并没有引致农业规模化发展，是因为“人地依附”的城镇化导致农地权利人分散与巨大交易成本。为此，本文重新分解城镇化过程，并与个体流动过程对照、关联，以此提出本文的核心命题：土地依附效应与半城镇化事实(见图1)。

本文将城镇化过程重新分解为三个阶段：农业退出、城市进入、农村退出；与之对照，个体流动行为表现为三类决策：乡城流动、城市留居、城市落户。其中，农业退出的制度条件是家庭联产承包责任制的施行，它赋予农户家庭农业生产的自主权与自由配置劳动力的空间分布。此时，农村人口实现了“人地分离”，农业剩余劳动力的出现框定了乡城人口流动的初始条件。在“城乡预期收入差距”的托达罗效应驱动下，农村剩余劳动力开始向城市工作移民。进入到第二阶段，尽管农村人口的“城市进入”被户籍藩篱阻断，但是出于改善农村家庭福利的诉求，大量进城农村人口仍选择永久性、事实性迁居。在此过程中，现行农地制度没有为农村人口的土地退出与财产功能实现提供制度通道。当直面城市进入环节的制度风险，乡城转移人口依附于土地，构建起了“进城能打工，退守能种田”的自我保护机制，是为土地依附效应。在第三个城镇化阶段，囿于农地制度的村社地权性，以空间聚落界定集体成员权，农村人口一旦落户城市，改变空间上的成员权属性，将会面临失地风险。与此同时，城乡利益格局的重构、土地价值的提高及福利、财产功能依附的显化，乡城转移人口对土地的依附效应持续强化，并形成了锁定效应。一个集体行动结果是，绝大数乡城转移人口留居城市意愿强烈，但落户意愿较低，选择了城乡两栖式的城镇化方案。现阶段，国家对农村人口城市进入的制度建设不断完善，并提出了推动亿万农民工进城落户的行动方案，但对农村退出的制度建设相对滞后(钟水映和李春香，2015)[3]。尽管国家提出了农地“三权分置”的制度构想，但并未转换成具体的政策操作方案。综上，托达罗模型原型只解释了农村人口的流动行为而无法回答农村退出。接下来，本文将土地依附效应引入到城镇化的发生过程，修正托达罗模型，以此考察农村人口的留居、落户决策行为。

图1 城镇化过程分解与土地依附效应

(二)半城镇化的发生过程：对托达罗模型的修正与假说提出

1.乡城转移人口的“城市进入-城市留居”决策

图1理论框架揭示了城镇化的三个过程，第一阶段“农业退出-城市流动”可以称之为“托达罗过程”，不再赘述，其余两个阶段，托达罗模型已经不能适应实践变化。首先考察第二阶段乡城转移人口的“城市进入-城市留居”决策，此阶段出现了一个显著特征，人口的家庭化迁居现象显现，且成为人口流动的主要趋势(盛亦男，2013)[16]。因此，乡城转移人口的城镇化过程取决于家庭最大化收益的实现程度。无论是流动还是留居，将服从于家庭策略函数，是“家庭理性”的表达。据此，构造家庭收益策略函数如下：

(1)

其中，Nu为家庭进城劳动力数量，N为家庭成员总人口数，Wu为城市进入所带来的家庭福利改善，Wr为农地制度衍生的土地福利效应，本文视为土地依附效应，一方面，土地具有生产性收益功能，包括从事农业生产的收益、土地转让租金；另一方面，土地具有社会保障和失业保险功能，现阶段“农地现在最主要的功能不是充当生产资料，而是用作社会保障”(韩芳，2010)[17]。C2为迁移成本，主要包括家庭城乡生活成本差距(Cu-Cr)以及融入城市而支付的制度成本(Csu)，其中，城市制度成本(Csu)是指城市内部按户籍界定的劳动力市场分割与城市福利排斥，它对农村人口存在就业挤压、福利排斥。据此，C2公式如下：

C2=Nu(Cu-Cr)+NuCsu

(2)

此阶段，乡城转移人口虽然面临城市制度成本(低层次就业、工资和福利歧视)，但“城市进入-城市留居”仍是改善其家庭在农村生活水平和社会地位的最重要手段(邹一南，2017)[18]，即对家庭福利改善的期望(E(NuWu))依然大于城市制度成本预期(E(NuCsu))。因此，V2(0)>0，农村人口依然选择留居在城市，乡城转移人口规模(M2)持续扩大。

M2=f(V2(0)),f′>0

(3)

进一步拓展，囿于当前农村土地缺乏财产价值实现和保障功能转换的制度通道，Wr是一种保留效用。乡城转移人口的理性选择是“以农村人身份生活在城市”，即“一只脚已经跨入城市，另一只脚仍留在农村”(杨重光，2000)[19]，以此避免农地价值流失(Yang，1997)[20]与保障功能丧失。因为Wr主要用于抵消农村劳动力城市转移所面临的制度成本(陈会广和刘忠原，2013)[21]，是一种“进城能打工、退守能种田”的自我保护机制。因此，Wr是土地价值(L)、城市制度成本(Csu)的增函数，土地价值(L)又是城市制度成本(Csu)的增函数。由此，数学表达式如下：

(4)

综上，提出本文的研究假设1：在“城市进入-城市留居”决策阶段，乡城转移人口以“农村人的身份留在城市”是理性选择的结果。当面对城市内部按户籍构建的制度排斥与不确定性风险，加之受农地制度限制，土地价值的保留效用被无限放大，并构成了乡城转移人口自我保护机能的主要内容。乡城转移人口将这种风险转嫁于农村土地之上，由此表现为对土地的强依附效应，此时，户籍排斥不产生作用。

2.乡城转移人口的“农村退出-城市落户”决策

进入到第三阶段，推动亿万乡城转移人口落户城市，成为制度关注要点。同样，本文引入家庭策略函数，此阶段有别于第二阶段的一个明显特征是，《农村土地承包法》(2002)规定，农户在承包期内全家迁入设区的市，转为非农业户口的应当将土地交回发包方。尽管中央政府对此法律条文的执行持谨慎态度，并三令五申强调，要将进城落户与土地退出脱钩(郭熙保和苏桂榕，2016)[22]，但具体到地方行政，仍按照土地承包法规定执行，甚至出现了损害农民利益的行为。因此，本文假定：乡城转移人口一旦做出落户城市决策，其必须强制性退出农村土地，不再拥有土地价值的保留效用(Wr)。同样地，他们仍将面临迁移成本，包括家庭城乡生活的一般性成本、城市制度性排斥成本C3(0)。据此，乡城转移人口城市落户决策的预期收益函数为：

(5)

C3(0)=N(Cu-Cr)+NCsu

(6)

M3=f(V3(0)),f′>0

(7)

此阶段，一个基本事实是，乡城转移人口无法将城市制度成本转嫁给农村土地，“进城能打工、退守能种田”的自我保护机能消失，因此，以户籍为基础所构建起的城市制度排斥或门槛限制开始发挥作用。与第二阶段相比，此阶段乡城转移人口要跨越的“障碍”显著增加，他们不仅失去“城乡身份兼有”的土地保留效用，更要直面城市内部按户籍构建的制度成本，这一决策过程的数学逻辑见式(5)。通过对比式(1)与式(5)，不难发现，V2(0)>V3(0)，进一步可以得到不等式(8)，即“城市进入-城市留居”阶段的乡城转移人口规模要大于“农村退出-城市落户”阶段。

M2[V2(0)]>M3[(V3(0)]

(8)

更进一步地考察，“农村退出-城市落户”的第三阶段，是中国半城镇化向完全城镇化转型的关键环节。这一过程，迁居至城市所带来的家庭福利改善(Wu)持续吸引农村人口；同时，伴随城乡利益格局重塑，土地价值保留效用(L)的显化(主要是指由隐性的福利保障功能让渡到财产功能(罗必良，2013)[12])，乡城转移人口对土地的依附，虽然从内容到形式发生了深刻变化，但依附效应持续存在，并在锁定效应的作用下趋于强化，即土地禀赋对人口的迁居决策产生抑制效应，数学逻辑表达为：

(9)

可见，乡城转移人口的城镇化完成，应不止于户籍制度改革，必须同步深化农村土地制度改革，如果维持农本社会的集体农地制度，不能取得实质性突破，农民对于农地财产权利的诉求无法实现，农民理性的决策结果就是拒绝城镇户口。

据此，提出假设2：在“农村退出-城市落户”阶段，户籍所构建起的城市制度排斥成本开始显现，户籍及福利依附属性会显著抑制乡城转移人口的落户意愿。同时，土地价值保留效用的显化，逐渐让渡到财产功能，而现行农地制度限制了财产功能的市场化实现，即土地禀赋抑制了农村人口的城市落户意愿。

三 数据、变量说明与模型设定

(一)数据与变量说明

本文数据来自国家卫计委2016年流动人口动态检测数据(云南)。此次调查采用分层、多阶段、与规模成比例的 PPS 抽样，共涉及有效样本数为5000组家庭。由于主要考察乡城转移人口的迁移决策，本文对数据进行了筛选，剔除流入地为“村委员”的样本类型，保留流入地为“社区”的样本类型。根据研究需求，变量设置情况如下。

被解释变量：流动人口的城市迁居决策行为。主要包括：留居意愿(willing)，是否打算在本地长期居住5年以上，代表第二阶段留居决策行为；落户意愿(settled-willingness)，如果符合落户条件，是否将户口迁入至本地，代表第三阶段落户决策行为。

表1 变量的描述性统计

核心解释变量：户籍属性(household)：由于调查中涉及五类户籍属性，包括农业、非农业、农业转居民、非农业转居民、居民。本文将农业户籍设定为1，其余户籍类型设定为0，表示城镇户籍。土地变量(land)：是否拥有农村土地承包权，“是”赋值为1，因为调查数据中没有直接涉及是否拥有土地，本文通过农户户籍地地理位置(农村)、年龄(是否1982年以后出生，全国绝大部分地区第一次土地分包完成时间)、现为农业户口三个条件筛选得到。其他控制变量：个体特征变量，包括性别(male)、年龄(age)、婚否(marriage)、受教育程度(education)、个人月均收入(p-income)、本人总流动次数(number)、本次流动时间(time)；家庭化迁居变量，包括本地家庭规模(family-size)、家庭流入地月均总收入(income)、家庭流入地月均总支出(cost)、住房条件(house)；其他制度变量，包括流入地养老保险缴纳情况(insurance)、健康档案建立情况(health)、制度距离(distance)、城市规模或层级(city-size)。

(二)模型设定

基于被解释变量的特征，本文采用多元logit回归分析，回归方程见式(10)-式(11)，其中，方程(10)为留居决策的回归估计，方程(11)为落户决策的回归估计；核心解释变量为household、land，xi为控制变量组，β、δ、γ为待估计系数。

p(willing=k|x)=α+βhousehold+δland+γxi+εi

(10)

p(settled-willingness=k|x)=α+βhousehold+δland+γxi+εi

(11)

主要变量的描述性统计分析见表1。其中，打算长期留居城市生活的人口占比为47.91%，愿意落户城市的占比仅为22.49%，由此表明，乡城转移人口从第二阶段的城镇化跨越到第三阶段遇到了显著障碍，这符合本文的理论推断。此外，个人月均收入、家庭月均收入、支出变量的标准差较大，表明乡城转移人口群体内部差距较大，本文在回归分析中进行了对数化处理。

四 实证结果及讨论

(一)假设1验证：“城市进入-城市留居”阶段的土地依附效应与地权期待

模型估计分两步实施，模型一引入户籍属性(household)、土地(land)两个核心解释变量，同时引入个体相关特征变量、家庭化迁居特征变量；模型二则进一步引入城市制度福利类变量、城市规模等级变量。多元logit回归需要指定参照组，本文均以“没想好”为基准组，回归估计结果见表2。此外，Multinomial Logit回归需要满足“无关性独立性”假定(IIA)，本文采用Hausman-McFadden、Small-Hsiao检验，结果表明：不能拒绝IIA假设。因此，可以进行Multinomial Logit回归，并且回归结果可信。

表2 留居决策的Multinomial Logit回归结果

(续上表)

变量模型一打算返乡继续流动模型二打算返乡继续流动age0.114***0.030-0.0860.101***0.029-0.086(0.031)(0.045)(0.061)(0.031)(0.045)(0.060)age2-0.001***0.0000.001-0.001***0.0000.001(0.000)(0.001)(0.001)(0.000)(0.001)(0.001)marriage0.257**0.360*0.0180.287**0.382*0.031(0.120)(0.206)(0.273)(0.121)(0.209)(0.273)education0.150***0.057-0.282**0.144***0.093-0.243**(0.044)(0.077)(0.113)(0.045)(0.078)(0.113)lnp-income0.0770.382**0.2320.0730.386**0.233(0.071)(0.155)(0.165)(0.071)(0.154)(0.162)number0.100**-0.229*0.233***0.127**-0.219*0.252***(0.051)(0.130)(0.066)(0.053)(0.131)(0.068)time0.055***-0.0280.0110.056***-0.0260.009(0.008)(0.017)(0.021)(0.008)(0.017)(0.021)family-size0.130***-0.301***-0.0620.143***-0.309***-0.057(0.034)(0.079)(0.089)(0.035)(0.081)(0.088)lnincome0.154**-0.462***-0.0520.211***-0.449***-0.038(0.078)(0.160)(0.181)(0.079)(0.160)(0.183)house0.273***0.0650.0050.249***0.060-0.002(0.036)(0.066)(0.089)(0.036)(0.066)(0.090)insurance0.440***-0.476-0.242(0.166)(0.360)(0.493)health0.171*0.093-0.171(0.098)(0.192)(0.255)distance-0.388***-0.218-0.385**(0.080)(0.145)(0.190)city-size-0.028-0.085-0.239**(0.048)(0.081)(0.113)Constant-5.599***-1.165-0.824-5.727***-1.132-0.395(0.779)(1.155)(1.775)(0.802)(1.177)(1.754)N3787

注：*、**、***分别表示变量在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为标准误。

表2回归结果显示：(1)在模型一、二中“户籍属性”(household)变量均不显著，即其对留居决策不产生实质性影响；(2)土地变量(land)在模型一、二中，在1%的水平下统计显著，且回归系数为负，表明相较于“没想好”，拥有土地的乡城转移人口更倾向于不打算长期留居城市。在两个模型中，进一步计算“相对风险比率”，以“没想好”为参照组，拥有土地的乡城转移人口选择“打算留居”的概率是没有土地的0.73倍(e-0.319≈e-0.309)，即拥有农村土地会使乡城转移人口选择“留居”概率下降27%。(3)土地变量对“返乡”、“继续流动”均不产生显著性影响。综上，在控制个体特征、家庭化迁居、城市制度福利、城市规模层级等变量基础上，“土地”只对“留居决策”产生抑制效应。一个基本解释是，由于面临城市制度排斥所带来的不确定风险，乡城转移人口将这种“风险”以“地权期待”的形式转嫁至“土地”，视“土地”为抵御这种风险的最后保障。换而言之，乡城转移人口的“地权期待”即为其对土地依附效应的表达。

(二)假设2验证：“农村退出-城市落户”阶段的户籍与土地双重制约效应

表3 落户决策的Multinomial Logit回归结果

(续上表)

变量模型三愿意不愿意模型四愿意不愿意age2-0.0010.000-0.0010.000(0.001)(0.000)(0.001)(0.000)marriage-0.1180.288**-0.0620.301**(0.151)(0.132)(0.155)(0.132)education0.015-0.070-0.005-0.068(0.057)(0.049)(0.059)(0.050)lnp-income-0.050-0.101-0.051-0.078(0.081)(0.069)(0.083)(0.069)number0.121*0.0980.150**0.115*(0.066)(0.060)(0.067)(0.062)time0.022**0.031***0.032***0.026***(0.009)(0.008)(0.010)(0.008)family-size0.039-0.090**0.053-0.081**(0.042)(0.038)(0.044)(0.038)lncost-0.0860.208***0.0010.173**(0.084)(0.073)(0.087)(0.075)house0.159***0.100**0.135***0.087**(0.044)(0.039)(0.045)(0.040)insurance0.3040.312*(0.201)(0.174)health0.151-0.009(0.122)(0.109)distance-0.405***-0.251***(0.102)(0.086)city-size0.266***-0.238***(0.063)(0.052)Constant-1.300-1.005-2.235**-0.314(0.936)(0.790)(0.966)(0.809)N3352

注：*、**、***分别表示变量在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为标准误。

(三)稳健性检验

受调查问卷内容设置的限制，土地依附效应仅以“是否拥有农村土地”测度，而无法涵盖其全部意义。例如不同土地禀赋(数量多寡等)、土地位置价值(距离城市远近)等，都会引致土地依附效应大小的变化。因此，需要进一步讨论结果是否稳健。考虑到乡城转移人口的城镇化过程与个人、家庭的非农收入能力密切相关。本部分以家庭收入(income)变量为基准等分成三组：低收入组、中收入组、高收入组*三个组的收入均值分别为2586.35、4758.86、11087.62元，组间差异比较明显，分组后的回归结果有参考价值。，以观察不同收入组下核心解释变量的回归结果是否发生方向、大小变化。

分收入组观察“城市进入-城市留居”阶段，土地依附效应是否依然存在。回归结果见表4，土地(land)变量在高收入组、低收入组尽管回归系数为负，但没有通过显著性检验，在中等收入组回归系数为负(-0.425)，且通过了5%的显著性检验，对乡城转移人口的留居意愿存在负效应，即假设1提出的土地依附效应。对上述回归结果的现实推断是，于高收入组家庭，其在城市的非农收入对农地价值具有替代效应，于低收入组家庭而言，基于家庭理性策略，留居城市的意愿非常低，顺理成章，并不期望农地价值能转换为支撑其城镇化的资本。分收入组观察“农村退出-城市落户”阶段的双重制约效应，回归结果见表5，其中核心解释变量土地(land)在低收入组、中收入组对乡城转移人口的城市落户决策具有显著抑制效应；户籍属性变量(household)在中收入组表现出显著的抑制效应。

表4 分收入组留居意愿的Multinomial Logit回归结果

注：*、**、***分别表示变量在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为标准误。

表5 分收入组城市落户的Multinomial Logit回归结果

(续上表)

变量低收入组愿意不愿意中收入组愿意不愿意高收入组愿意不愿意land-0.474*-0.247-0.465**-0.315-0.024-0.070(0.259)(0.231)(0.213)(0.199)(0.227)(0.180)控制变量(是否控制)yesyesyesyesyesyesConstant-2.238**-1.804*0.8581.725-2.420*1.271(1.056)(1.021)(1.254)(1.091)(1.462)(1.008)N113211321225122513271327

注：*、**、***分别表示变量在10%、5%、1%的水平下显著，括号内为标准误。

五 结论与启示

本文理论推定认为，乡城转移人口的城镇化过程可以分解为三个阶段：农业退出-乡城流动、城市进入-城市留居、农村退出-城市落户。其中，家庭联产承包责任制的实施，是农村人口实现农业退出与流动的初始制度条件。它实现了“人地分离”，并在托达罗效应的驱动下，快速推动了中国常住人口的城镇化进程。在“城市进入-城市留居”阶段，乡城转移人口出于自我保护机能，存在风险转嫁倾向，将城市进入的制度风险转嫁到农地之上；在“农村退出-城市落户”阶段，乡城转移人口面临户籍与土地双重制约。在后续两个阶段，乡城转移人口的城镇化过程，逐渐从“人地分离”让渡到了“人地依附”，此阶段的显著特征是城镇常住人口规模持续增大，但依附于土地之上的农村人口却没有同步减少。据此，本文提出了土地依附效应是当前半城镇化困局的主要矛盾。由上述研究结论可以延伸出以下启示：

1.中国若要实现半城镇化向完全城镇化转型，应当重视农村退出的相关制度建设，以解绑乡城转移人口对土地的依附关系。值得关注的议题是，绝大数国家在城镇化过程中，逐步实现了农业规模化、现代化，而中国的农业现代化始终停滞不前。因为现行农地制度无法克服“人地依附”所带来的权利人分散与土地产权困局。因此，农地制度安排是理解中国城镇化道路的核心。基于土地依附效应引致的半城镇化困局，有关学者提出了“带地城镇化”的构想，意在将农村土地权利与集体成员权脱钩，以保留乡城转移人口的土地价值，提升其抵御城市风险的能力(李飞和杜云素，2013)[23]。然而，土地作为生产要素投入到农业生产，产生的价值较低(赵弈涵，2016)[24]，“带地”进城对乡城转移人口的城镇化帮助甚小。是以，未来农地制度建设的重点，不仅要着力于解决“人地依附”的制度关系，亦要在农业现代化的进程中提升农地产出价值。

2.国家关于农地制度改革的基本取向是，公权之上重塑私权，即坚持土地集体所有制的基础地位不动摇，并逐渐向追求效率的经济功能与赋予权利的保护功能让渡(邓大才，2017)[25]。这一改革经验是历史选择的结果。20世纪80年代，中央政府提出了“集体所有制+责任制”的制度构想，并最终形成了“两权分置”的家庭联产承包责任制，通过恢复家庭生产的主体地位，极大提高了农业生产效率，这就为城镇化的快速推动创造了初始人地条件，但也框定了未来“人地依附”的矛盾与隐患。当前，国家制定了农地制度“三权分置”的改革方案，旨在剥离承包权的生产功能，仅赋予其权利的保护功能，并力图以经营权形塑土地经济功能与提升农地价值。一方面，生产经营权从承包权中分离出来，适应了农业规模经营的需求，可以有效整合农地资源，进一步发展土地生产力；另一方面，经营权、承包权的分置，可以将“人地依附”关系转变为“人地保障”关系，继续发挥农地保障功能，推动乡城转移人口的半城镇化转型。但是，应当注意，“人地依附”关系转向“人地保障”关系并不意味着人口农村退出的顺利实现，它有赖于相关激励制度的建立，尤其是要建立农村土地自愿有偿退出机制。