土地对农民工城市落户意愿的影响——基于2017年全国流动人口动态监测调查数据的再考察

黄帅金

(中国社会科学院大学 农村发展系，北京 102488)

在当前我国现行的土地制度下，农民的土地承包经营权和宅基地使用权是一种成员权，即基于集体成员身份享有的权利，集体成员身份的制度表达即为农村户口，如果失去了农村户口也就失去了集体成员身份，作为集体成员所享有的土地权利也就自然消失。在中国社会，土地自古以来便是农民的“命根子”，起着保障农民基本生活的农村社会保障作用，并且随着农村土地制度改革的不断推进，土地的财产属性不断增强。在我国城镇化快速推进以及土地日益升值的过程中，农民工在城市户口和农村土地之间的选择越发艰难。根据魏后凯的研究，城乡一体化进程中，农民工等农业转移人口的市民化意愿已出现下降趋势[1]。基于此，2016年10月，国务院办公厅印发《推动1亿非户籍人口在城市落户方案》(以下简称《方案》)，着重从城市端进一步拓宽落户渠道、放宽落户条件、完善配套政策，推动农业转移人口市民化。而农村端，早在2013年就开始的土地确权登记颁证工作已经在全国范围推开，2016年12月，《关于稳步推进农村集体产权制度改革的意见》也拉开了农村集体产权制度改革的序幕。在此基础上，在政策允许的范围内，各地积极探索建立健全农村产权流转市场体系并逐步形成农户对“三权”的自愿有偿退出机制。城市端户籍制度改革已初见成效，而土地问题自古以来就是一个牵动全局的复杂问题，对其改革任重道远。在此政策背景下，土地是否仍是农民工城市落户的一大障碍，拥有土地的农民工落户意愿如何，不同人群尤其是新、老两代农民工对政策的反应如何需要予以判断。

从文献来看，大部分研究都证实了拥有土地权益会降低农民工等农业转移人口的城市落户意愿[2-4]。从土地的多少来看，随着家庭土地面积的增加，农民工的城镇化意愿会下降[5-7]。也有研究认为，城镇化过程中，农民工等群体并不是不愿意放弃农村土地权益，而是由于农村土地制度不健全[8]和对土地的处置方式[9]等让农民工等群体认为户口迁往城镇会失去农村户口的优势[10]，这是多数农民工不愿意落户城镇的首要原因。另外，江立华等的研究发现，即便对于青年农民来说，土地也仍然具有重要地位，对其城市落户意愿和决策会产生较大影响[11]。王有正等的研究表明，即使居住在城市郊区，经营性土地也是半城镇化人群落户考虑最多的因素[12]。已有研究为我们提供了大量参考和启示，但还存在一些不足之处，一是已有研究大多是利用局部范围的调研数据，从局部地区视角考虑农民工拥有土地权利对其城市落户意愿的影响，从全国层面考虑的较少；二是随着新生代农民工逐渐成为迁移主力军，他们与第一代农民工在迁移动机、经济社会行为特征、未来选择等方面呈现出巨大的代际差异[13]。关于农村土地权利，新生代和老一代农民工的态度和处置方式具有显著差异，已有研究缺乏对农民工土地权利影响其城市落户意愿的代际差异分析，因此，有必要利用2017年中国流动人口动态监测调查(CMDS)数据从全国层面考察土地权利拥有情况对农民工城市落户意愿的影响，并进一步考察这种影响的代际差异，为土地政策评估和调整提供参考。

一、数据来源和模型设定

(一)数据来源

数据来自2017年中国流动人口动态监测调查数据(China Migrants Dynamic Survey，简称CMDS)，CMDS是国家卫生健康委员会自2009年起一年一度大规模全国性流动人口抽样调查数据，覆盖全国31个省(区、市)和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，每年样本量近20万户，内容涉及流动人口及家庭成员基本信息、流动范围和趋向、就业和社会保障、收支和居住、基本公共卫生服务、婚育和计划生育服务管理、子女流动和教育、心理文化等①。

根据国家统计局相关文件的定义，农民工是指户籍仍在农村，进城务工和在当地或异地从事非农产业劳动6个月及以上的劳动者[14]。根据此定义，选取农业户口且流入到当地时间长度为1年及以上的样本进行分析。另外，关于农民工家庭收入等特征数据的调查通常是对过去一整年情况的调查，因此，选取流入到当地时间长度为1年以上的农民工样本，以保证研究数据的真实性和可信度。

(二)变量选取

被解释变量为农民工城市落户意愿，用问卷中“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地”这个问题的回答来度量。如果选“愿意”则赋值为1，表示愿意落户本地；如果选“不愿意”则赋值为0，表示不愿意落户本地。剔除选择“没想好”的农民工样本。

核心解释变量为农民工是否拥有承包地或宅基地。问卷中的问题分别为“您老家(指户籍所在地)是否有承包地(指自有土地承包权)”“您老家是否有宅基地”，答案选项均分别为“有”“没有”“不清楚”。将在户籍地有承包地和有宅基地的样本均赋值为1，将没有承包地或没有宅基地的样本赋值为0，剔除回答为“不清楚”的样本。

选取农民工个体特征、流动特征和家庭特征三方面因素作为控制变量。个体特征包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况等变量；流动特征包括就业身份、流动范围、流动时长三个变量，家庭特征包括随迁家庭成员数和家庭本地平均月收入两个因素。

相关变量的描述性统计如表1所示。对相关变量进行缺失值和无关值剔除等处理后，最终得到60 127个样本。

表1 基本变量含义及描述性统计

(三)模型设定

由于被解释变量为二值选择变量，故选择用二值选择模型中的Logit模型进行回归分析，具体形式如下：

(1)

以是否拥有承包地为例，以上模型中，y代表落户意愿，X为包括主要解释变量和控制变量在内的解释变量向量，β为影响农民工城市落户意愿选择的估计系数向量。需要注意的是，由于Logit模型为非线性模型，β并非解释变量的边际效应。对于Logit等非线性模型，解释变量的边际效应本身不是常数，而是随着解释变量而变化。Logit模型中某个解释变量对被解释变量的边际效应为∂P(yi=1|Xi)/∂xi，自变量变动的平均边际效应表示自变量变化一个单位时，落户意愿的绝对可能性将变化多少。

如果农民工是否愿意在流入地城市落户是随机的决定，那么可以采用OLS等传统的估计方法进行因果效应或处理效应的估计。但现实中，满足落户条件的农民工是否愿意在城市落户是其理性思考的结果，这就会带来样本选择偏差问题。如果采用OLS等传统计量方法估计因果效应，其结果一般是有偏差的。鉴于此，在稳健性检验部分，选择能够模拟随机过程的倾向得分匹配方法来估计农民工拥有土地权利对其城市落户意愿的平均处理效应(ATT)，具体思路如下：

第一，计算倾向得分。倾向得分是指在特征变量给定的条件下样本接受某种处理时的条件概率，假设处理变量为二值变量D(D=1|D=0)，运用Logit模型计算农民工拥有土地权利的条件概率值如下：

p(X)=pr[D=1|X]=E[D|X]

(2)

第二，选择匹配方法进行匹配。选择合适的匹配方法，寻找与处理组(D=1)中的每一个观测值倾向得分相近的控制组(D=0)观测值进行匹配[15]。为得到稳健的估计结果进行对比，采用近邻匹配法、卡尺匹配法、核匹配法和局部线性回归匹配法四种方法进行匹配。

第三，计算平均处理效应。在依据倾向得分进行匹配的情况下，通过计算处理组和控制组结果变量的平均差异得到拥有土地权利对农民工城市落户意愿的平均处理效应：

ATT=E[Y1-Y0|D=1]=E[Y1|D=1]-E[Y0|D=1]

(3)

其中，Y1为拥有土地权利的农民工愿意落户城市的概率，Y0为Y1的反事实估计，即拥有土地权利的农民工如果没有土地其愿意落户城市的概率，E[Y1|D=1]是现实中可以观察到的，E[Y0|D=1]无法观察到，但通过倾向得分匹配可以利用控制组数据得到E[Y0|D=1]的估计值。

三、实证结果与分析

(一)基准模型

农民工对承包地、宅基地拥有情况对农民工城市落户意愿影响实证分析的3个回归模型估计结果见表2。为了获得不同土地权利拥有情况对农民工城市落户意愿影响的净效应并比较它们之间的差异，模型1的样本控制在没有宅基地的范围内，模型2的样本控制在没有承包地的范围内，模型3的样本仅包含同时拥有承包地和宅基地和同时没有承包地和宅基地的样本。

模型1和模型2的回归结果显示，拥有承包地和宅基地对农民工落户流入地城市意愿具有显著的负向影响。具体来看，在控制其他变量的前提下，拥有承包地将使农民工落户城市的意愿平均下降15.92%，这与蒋芮等2016年基于全国11个省区的抽样测算(-23.1%)[4]116相比下降了7.18个百分点，表明农村土地制度改革初显成效。拥有宅基地将使农民工落户城市的意愿平均下降12.30%，低于承包地3.62个百分点。其原因在于，传统观念里，相对于宅基地而言，承包地起着更加根本的维持生计作用，并且我国农村土地产权制度改革中承包地改革领先于宅基地，承包地财政属性不断显化，因此承包地权利更加受到农民工重视，对于农民工城市落户意愿的影响更为显著。同时拥有承包地和宅基地将使农民工城市落户意愿平均下降19.45%，进一步表明了农民工拥有土地权利对其城市落户意愿的负向影响。

表2 农民工拥有土地权利对其城市落户意愿影响的平均边际效应

(二)代际差异

在基准模型的基础上，通过分样本回归考察拥有土地权利对农民工城市落户意愿的代际差异(见表3)。

表3 土地权利影响农民工城市落户意愿代际差异的分样本回归

由表3的回归结果可知，分样本情况下土地权利对农民工城市落户意愿影响的边际负效应依然显著。仅拥有承包地、仅拥有宅基地以及同时拥有承包地和宅基地三种情况下，拥有土地权利对老一代农民工城市落户意愿的平均边际负效应均高于新生代农民工，分别高出2.94个百分点(承包地)、3.8个百分点(宅基地)和5.48个百分点(承包地和宅基地)。根据SUR检验结果可知，新、老两代农民工对承包地的态度是比较一致的，平均边际效应不存在显著差异；然而，新、老两代农民工对宅基地的态度相差较大，平均边际效应存在显著差异，这可能源于承包地确权在先，资本化程度较高，两代农民工对承包地具有较一致态度。以上分析表明，除了承包地外，仅拥有宅基地以及同时拥有承包地和宅基地对农民工城市落户意愿的影响都存在显著的代际差异，即使是承包地，其SUR检验卡方统计量的P值也达到0.114 5，基本接近显著差异的水平。值得注意的是，分样本回归中，年龄对新生代农民工城市落户意愿存在显著的正向影响，即随着年龄的增长，新生代农民工更加倾向于落户城市，而年龄的影响在老一代农民工样本中则不显著，表明随着年龄的增长，新生代农民工融入城市的意愿强烈，是城镇化进程中需要着重关注的群体。

对土地影响新、老两代农民工城市落户意愿的以上差异，可作如下分析。老一代农民工对土地的感情较深，深受安土重迁传统思想的影响。这种安土重迁的传统心理往往根源于他们在农村的经济社会基础，即基于土地权利而在农村社会所形成的生产、生活关系网(如亲情关系网和熟人关系网)。另外，老一代农民工从小生长在农村，习惯了农村的劳动和生活，对于城市生活的适应能力较差，有较强的落叶归根心理需求，而土地即为这种需求的依托，因此他们不倾向于落户城市。最后，老一代农民工随着年龄的增长，生存能力逐渐下降，逐渐成为城市发展进程中的弱势群体，在城乡二元制度尚未完全打破的情况下，农村土地的存在为他们的晚年生活提供了养老保障。总的来说，与家乡的经济社会联系、农村与城市生活习惯的差异以及养老问题是老一代农民工不愿落户城市的原因所在。相反，新生代农民工，由于过早地离开家乡而没有在家乡建立深厚的生产、生活关系网，也没有掌握土地耕作的技术，因此对土地的感情不深。再加上他们一开始就接触城市现代化的生产和生活，对于城市生活的认同感和融入感较强，因而他们更倾向于从物质文化和经济回报视角来选择是否落户城市。对他们来说，即使在土地的财产权利不断完善的情况下，新生代农民工留在城市打工并享受城市生活的效用也远远超过土地资产的期望收益所能带来的效用。此外，新生代农民工精力充沛、思维活跃、干劲足、创造力强，是城市建设的后备军，将为城市发展做出更大贡献，城市的社会保障和福利等措施也会向新生代农民工倾斜。综上，没有过多的情感束缚，并且对比在农村和在城市工作、生活所能得到的经济回报、物质享受和社会保障，新生代农民工更加愿意在流入城市落户。

(三)稳健性检验

1.控制城市排斥的稳健性检验

大多数研究从城市角度分析农民工不愿落户城市的原因，认为由于我国特殊的城乡二元户籍制度，城市在有形和无形中形成了对农民工的经济排斥、制度排斥[16]、社会排斥[17]和文化排斥[18]。因此，农民工是否愿意在流入地城市落户与流入地城市排斥因素也有很大关系，要得到拥有土地权利对农民工城市落户意愿影响效应的准确估计，必须控制这些排斥因素。选取在流入地城市没有买不起房子的困难、没有子女上学困难、没有生活不习惯困难以及没有被本地人看不起的农民工样本来分别控制城市的经济、制度、社会和文化排斥，在以上样本控制范围内，再次计算平均边际效应来检验估计结果的稳健性(见表4至表7)。

表4 土地权利对农民工城市落户意愿影响的边际效应

表5 土地权利对农民工城市落户意愿影响的边际效应

表6 土地权利对农民工城市落户意愿影响的边际效应

表7 土地权利对农民工城市落户意愿影响的边际效应

由表4至表7可知，无论是总样本、新生代还是老一代农民工样本，在控制城市排斥因素后，拥有土地权利对农民工城市落户意愿影响的负效应依然显著，平均边际效应大小与基准回归(或代际分样本回归)相比总体变化不大；且拥有承包地影响的平均边际负效应依然大于拥有宅基地，土地权利对老一代农民工城市落户意愿的平均边际负效应依然大于新生代农民工，表明基准回归与分代际样本回归的结果具有较好的稳健性。

2.基于倾向得分匹配的稳健性检验

为消除选择性偏差，采用倾向得分匹配方法来估计拥有土地权利对农民工城市落户意愿的平均处理效应(ATT)(见表8)。

四种倾向得分匹配结果显示，拥有土地权利对农民工城市落户意愿的平均边际效应的方向和大小与基准回归(或代际分样本回归)一致；且承包地权利影响的平均边际负效应依然大于宅基地，土地权利对老一代农民工城市落户意愿的平均边际负效应依然大于新生代农民工。以近邻匹配为例，总样本中拥有承包地权利的处理效应为-16.3%左右，即拥有承包地的农民工与没有承包地的农民工相比，其落户城市的意愿平均要低16.3%，这个数值高于拥有宅基地情况的边际效应绝对值12.4%；老一代农民工三类土地权利拥有情况下的处理效应绝对值(17.2%、14.4%和25.2%)均大于新生代农民工(15.5%、11.2%和16.9%)。

四、结论及对策建议

研究表明，首先，农民工拥有土地权利(包括宅基地权利和承包地权利)对其在流入城市的落户意愿有明显的阻碍作用，拥有承包地和拥有宅基地分别使农民工城市落户意愿下降15.92%和12.30%，与前人研究相比，这种负向影响已出现下降趋势。由于承包地起着更为根本的生计保障作用，且土地确权首先从承包地开始，因此承包地对农民工城市落户意愿的牵制作用大于宅基地。其次，拥有承包地或宅基地权利对新生代农民工城市落户意愿的边际负效应低于老一代农民工，分别低2.94个百分点(承包地)、3.8个百分点(宅基地)和5.48个百分点(承包地和宅基地)，也就是说，拥有土地权利的新生代农民工比老一代农民工更加倾向于落户流入地城市。最后，控制城市排斥和倾向得分匹配的稳健性结果依然支持以上结论。

表8 土地权利对农民工城市落户意愿影响的倾向得分匹配计算结果

在我国农村土地确权基本完成的前提下，探索农村土地的合理退出机制成为农地制度改革必须克服的一大难点。只要农地无法合理顺利退出，土地就依然是农民工进城落户进而城镇化持续推进的一大障碍。基于以上研究结论，提出三点对策建议。

第一，要加深对农村土地退出最终目标的理解，不能拘泥于形式。农村土地退出不能单纯地理解为市场化的转让、买卖等，也不意味着农民必须退出原来的村集体组织。农村土地退出的核心在于农村资源的优化配置，一方面是要实现农村耕地资源和宅基地资源效益的最大化，避免资源浪费；另一方面是要为城镇化的推进提供便利。只要符合这两点的农村土地退出方式，都可以进行尝试。

第二，构建多样化的农村土地退出机制，并率先从新生代农民工开始试点。对于市场化程度较高的地区，土地的价值体现得较为充分，可以试行农村土地在一定范围内自由交易。对于市场化程度较低的地区，土地的价值较低，可以建立土地银行制度，与发达地区合作，将耕地资源和建设用地资源进行增减挂钩，在实现土地资源价值的同时，确保我国18亿亩耕地红线不动摇。由于新生代农民工落户城市意愿强烈，并且对于新生事物的理解和接受能力更强，因此农地退出试点不仅要分地区，而且要分人群，即先从新生代农民工开始。

第三，关注老一代农民工心理需求，探索适合老一代农民工的土地退出机制。实证结果和分析表明，土地在老一代农民工心目中有更加重要的意义。在中国社会，老一代农民工大多在外忙碌一生，晚年大多会产生落叶归根的心理需求，向往回归故乡和田园，而土地就是这种需求的一种物质承载。因此，在设计土地退出机制时必须考虑到老一代农民工的这种心理诉求。例如，在乡村振兴持续推进的背景下，可以通过招商引资大力发展农村康养产业，由政府担保，将农民工晚年的养老和生活保障与土地退出挂钩，对老一代农民工来说，是一种可行的农地退出策略。

注释：

①简介资料来自流动人口数据平台：http://www.chinaldrk.org.cn/wjw/#/home。

②问卷中调查的是受教育水平，这里将其转化为受教育年限。根据我国教育制度并考虑到实际情况，将受教育程度按照如下标准转化为受教育年限：未上过小学=1年，小学=6年，初中=9年，高中/中专=12年，大学专科=15年，大学本科=16年，研究生=19年。

③由于选择未婚、初婚和再婚的样本占绝大多数，因此这里仅保留未婚、初婚和再婚的数据，并将初婚和再婚的情况统称为“已婚”，下同。

④由于“跨境流动”样本量较少且不在本研究范围内，这里去掉“跨境流动”的样本，仅保留选择“跨省流动”“省内跨市”和“市内跨县”三种情况的样本，并将“省内跨市”和“市内跨县”称为“省内流动”。

⑤在进行回归时，取自然对数值。

⑥由于样本量足够大，故采取1∶1无放回倾向得分匹配估计。

⑦根据陈强的做法，匹配半径根据倾向得分标准差的四分之一确定。