土地依附效應與半城鎮化事實：對托達羅模型的修正與實證檢驗

一 引言與文獻述評

城鎮化是中國現代化轉型的重要內容。無論是國家頂層制度設計，還是學者的學術考察，一直對城鎮化議題保持著高度關注。進入到21世紀，人口學范疇下的“半城鎮化”問題引起了廣泛討論，它主要是指中國戶籍制度下鄉城人口流動與居住分離的現象。截止2017年，中國常住人口城鎮化率高達58.52%，而戶籍城鎮化率僅為42.35%，半城鎮化率為16.17%，粗略估算有2.2億農村人口未能獲得城鎮戶籍，仍保持著農村與城市之間“候鳥式”遷移。

關于鄉城人口轉移的經典論述，應當首推Todaro(1969)[1]所提出的“城鄉預期收益差距是導致人口遷移的根本性誘因”，即托達羅模型。在中國鄉城人口流動的初期，托達羅模型表現出了強大解釋力。事實上，鄉城轉移人口被稱為“農民工”(Migrant Workers)，從其概念蘊意表達來看，就是“工作移民”，是打工經濟的集中表達(蔡玉萍和羅鳴，2015)[2]。毫無疑問，這與托達羅模型的基本假定一致，它真實反映出了20世紀80-90年代的移民處境。建構于市場化理論基礎上的托達羅模型暗含著一個基本假設：農業人口的非農化與農村人口的城鎮化同步完成(鐘水映和李春香，2015)[3]。因此，在托達羅模型中，農村人口向城市的流動與遷居是一次性過程。然而，中國鄉城人口轉移過程存在強制度約束，囿于城鄉戶籍分割所引致的半城鎮化問題，經典的托達羅模型已缺乏解釋力。這一特有的流動現象被蔡昉(2001)[4]、朱宇等(2005)[5]形象地稱為“兩過程三環節”的中國城鎮化事實，“兩過程”為遷出地轉移、遷入地居住，“三環節”為農村退出、城市進入、城市融合。從半城鎮化的表征來看，問題的關鍵聚焦于城市戶籍制度，它將農村人口的城市進入與城市融合兩個環節割裂開來。基于此，關于半城鎮化的學術觀察集中發力于城市融入環節及戶籍制度改革。王小剛和李太后(2012)[6]認為，半城鎮化問題根源于“中國特色”的戶籍制度，因為戶籍制度已成為城市屬地化權利界定與利益分配的最重要依照(焦曉云和王金，2017)[7]。城市內部按戶籍構筑起了一整套勞動力市場分割政策(陸銘，2011)[8]與市民福利制度(王春光，2006)[9]，鄉城轉移人口的城鎮化過程被嚴重阻滯。因此，戶籍意義上的遷移被視為解決半城鎮化問題的關鍵(侯亞杰，2017)[10]，為此，國家提出了“1億農民工進城落戶的政策目標”。 然而，伴隨城市戶籍制度改革不斷深化，中國依然沒有擺脫半城鎮化困境，實現向完全城鎮化的轉型。相關學者開始憂慮，“為什么半城鎮化率越來越高？”(彭代彥和文樂，2017)[11]。

面對當前戶籍改革的瓶頸與半城鎮化困局的持續加深，學界開始反思“兩過程三環節”的中國城鎮化事實，并提出半城鎮化的主要矛盾已轉向農村退出環節。伴隨城鄉利益格局重構、農地價值提高(王小剛和李太后，2012)[6]及福利、財產功能依附(羅必良，2013)[12]，基于理性邏輯選擇，中國半城鎮化主體，農民是否有足夠意愿進入城市將成為聚焦點(郭熙保，2014)[13]。近年來，農村退出環節重新被重視起來，國家制度建設與改革的重點開始由城市轉向農村，從推動1億農民工進城到農村承包地、宅基地退出，不斷啟示我們：半城鎮化到完全城鎮化轉型的主要矛盾已經發生深刻變化。囿于農地制度的“村社地權性”，以空間聚落嚴格劃定集體成員權，并以此配置土地承包權利，致使農村人口喪失了土地退出自由(文貫中，2008)[14]。由此，鄉城轉移人口盡管實現了現實意義上的“人地分離”，但依然保留了制度意義上的“人地依附”關系，最終導致農業勞動力的城鄉空間配置被嚴重扭曲，陷入了兼業化、兩棲遷居的半城鎮化陷阱(劉同山和孔祥智，2016)[15]。基于此，本文試圖將農地制度所衍生的“人地依附”關系納入到半城鎮化的解釋框架內，并借鑒“兩過程三環節”理論，修正托達羅模型，重新分解微觀個體城鎮化行為的發生過程，以尋求半城鎮化的解釋機制。

二 土地依附效應與半城鎮化事實：理論與假說

(一)半城鎮化的發生機制：城鎮化過程分解與土地依附效應提出

“兩過程三環節”理論并不完全適用于農村人口的城鎮化過程。這一理論認為，農村人口的城鎮化過程先后經歷了農村退出、城市進入與城市融合，但是流動個體并不是嚴格按照此順序進行。事實上，第一環節的農村退出并不徹底，甚至存在概念上的混淆。從歷史實踐過程看，農村退出稱為農業退出更為恰當，更符合現實邏輯。農村退出是一個空間概念，按照常識理解，它應該是指鄉城轉移人口與農村徹底脫離關系，包括法權和經濟關系的分離(鐘水映和李春香，2015)[3]。事實上，該階段的農村退出僅僅停留在農村勞動力的農業退出，即“人地分離”，絕大部分鄉城轉移人口仍與農村保持密切關聯，主要體現在對生產資料(土地)承包權的持續享受，即“人地依附”關系依然存在。這就解釋了為何中國城鎮化并沒有引致農業規模化發展，是因為“人地依附”的城鎮化導致農地權利人分散與巨大交易成本。為此，本文重新分解城鎮化過程，并與個體流動過程對照、關聯，以此提出本文的核心命題：土地依附效應與半城鎮化事實(見圖1)。

本文將城鎮化過程重新分解為三個階段：農業退出、城市進入、農村退出；與之對照，個體流動行為表現為三類決策：鄉城流動、城市留居、城市落戶。其中，農業退出的制度條件是家庭聯產承包責任制的施行，它賦予農戶家庭農業生產的自主權與自由配置勞動力的空間分布。此時，農村人口實現了“人地分離”，農業剩余勞動力的出現框定了鄉城人口流動的初始條件。在“城鄉預期收入差距”的托達羅效應驅動下，農村剩余勞動力開始向城市工作移民。進入到第二階段，盡管農村人口的“城市進入”被戶籍藩籬阻斷，但是出于改善農村家庭福利的訴求，大量進城農村人口仍選擇永久性、事實性遷居。在此過程中，現行農地制度沒有為農村人口的土地退出與財產功能實現提供制度通道。當直面城市進入環節的制度風險，鄉城轉移人口依附于土地，構建起了“進城能打工，退守能種田”的自我保護機制，是為土地依附效應。在第三個城鎮化階段，囿于農地制度的村社地權性，以空間聚落界定集體成員權，農村人口一旦落戶城市，改變空間上的成員權屬性，將會面臨失地風險。與此同時，城鄉利益格局的重構、土地價值的提高及福利、財產功能依附的顯化，鄉城轉移人口對土地的依附效應持續強化，并形成了鎖定效應。一個集體行動結果是，絕大數鄉城轉移人口留居城市意愿強烈，但落戶意愿較低，選擇了城鄉兩棲式的城鎮化方案。現階段，國家對農村人口城市進入的制度建設不斷完善，并提出了推動億萬農民工進城落戶的行動方案，但對農村退出的制度建設相對滯后(鐘水映和李春香，2015)[3]。盡管國家提出了農地“三權分置”的制度構想，但并未轉換成具體的政策操作方案。綜上，托達羅模型原型只解釋了農村人口的流動行為而無法回答農村退出。接下來，本文將土地依附效應引入到城鎮化的發生過程，修正托達羅模型，以此考察農村人口的留居、落戶決策行為。

圖1 城鎮化過程分解與土地依附效應

(二)半城鎮化的發生過程：對托達羅模型的修正與假說提出

1.鄉城轉移人口的“城市進入-城市留居”決策

圖1理論框架揭示了城鎮化的三個過程，第一階段“農業退出-城市流動”可以稱之為“托達羅過程”，不再贅述，其余兩個階段，托達羅模型已經不能適應實踐變化。首先考察第二階段鄉城轉移人口的“城市進入-城市留居”決策，此階段出現了一個顯著特征，人口的家庭化遷居現象顯現，且成為人口流動的主要趨勢(盛亦男，2013)[16]。因此，鄉城轉移人口的城鎮化過程取決于家庭最大化收益的實現程度。無論是流動還是留居，將服從于家庭策略函數，是“家庭理性”的表達。據此，構造家庭收益策略函數如下：

(1)

其中，Nu為家庭進城勞動力數量，N為家庭成員總人口數，Wu為城市進入所帶來的家庭福利改善，Wr為農地制度衍生的土地福利效應，本文視為土地依附效應，一方面，土地具有生產性收益功能，包括從事農業生產的收益、土地轉讓租金；另一方面，土地具有社會保障和失業保險功能，現階段“農地現在最主要的功能不是充當生產資料，而是用作社會保障”(韓芳，2010)[17]。C2為遷移成本，主要包括家庭城鄉生活成本差距(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)是指城市內部按戶籍界定的勞動力市場分割與城市福利排斥，它對農村人口存在就業擠壓、福利排斥。據此，C2公式如下：

C2=Nu(Cu-Cr)+NuCsu

(2)

此階段，鄉城轉移人口雖然面臨城市制度成本(低層次就業、工資和福利歧視)，但“城市進入-城市留居”仍是改善其家庭在農村生活水平和社會地位的最重要手段(鄒一南，2017)[18]，即對家庭福利改善的期望(E(NuWu))依然大于城市制度成本預期(E(NuCsu))。因此，V2(0)>0，農村人口依然選擇留居在城市，鄉城轉移人口規模(M2)持續擴大。

M2=f(V2(0)),f′>0

(3)

進一步拓展，囿于當前農村土地缺乏財產價值實現和保障功能轉換的制度通道，Wr是一種保留效用。鄉城轉移人口的理性選擇是“以農村人身份生活在城市”，即“一只腳已經跨入城市，另一只腳仍留在農村”(楊重光，2000)[19]，以此避免農地價值流失(Yang，1997)[20]與保障功能喪失。因為Wr主要用于抵消農村勞動力城市轉移所面臨的制度成本(陳會廣和劉忠原，2013)[21]，是一種“進城能打工、退守能種田”的自我保護機制。因此，Wr是土地價值(L)、城市制度成本(Csu)的增函數，土地價值(L)又是城市制度成本(Csu)的增函數。由此，數學表達式如下：

(4)

綜上，提出本文的研究假設1：在“城市進入-城市留居”決策階段，鄉城轉移人口以“農村人的身份留在城市”是理性選擇的結果。當面對城市內部按戶籍構建的制度排斥與不確定性風險，加之受農地制度限制，土地價值的保留效用被無限放大，并構成了鄉城轉移人口自我保護機能的主要內容。鄉城轉移人口將這種風險轉嫁于農村土地之上，由此表現為對土地的強依附效應，此時，戶籍排斥不產生作用。

2.鄉城轉移人口的“農村退出-城市落戶”決策

進入到第三階段，推動億萬鄉城轉移人口落戶城市，成為制度關注要點。同樣，本文引入家庭策略函數，此階段有別于第二階段的一個明顯特征是，《農村土地承包法》(2002)規定，農戶在承包期內全家遷入設區的市，轉為非農業戶口的應當將土地交回發包方。盡管中央政府對此法律條文的執行持謹慎態度，并三令五申強調，要將進城落戶與土地退出脫鉤(郭熙保和蘇桂榕，2016)[22]，但具體到地方行政，仍按照土地承包法規定執行，甚至出現了損害農民利益的行為。因此，本文假定：鄉城轉移人口一旦做出落戶城市決策，其必須強制性退出農村土地，不再擁有土地價值的保留效用(Wr)。同樣地，他們仍將面臨遷移成本，包括家庭城鄉生活的一般性成本、城市制度性排斥成本C3(0)。據此，鄉城轉移人口城市落戶決策的預期收益函數為：

(5)

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

(6)

M3=f(V3(0)),f′>0

(7)

此階段，一個基本事實是，鄉城轉移人口無法將城市制度成本轉嫁給農村土地，“進城能打工、退守能種田”的自我保護機能消失，因此，以戶籍為基礎所構建起的城市制度排斥或門檻限制開始發揮作用。與第二階段相比，此階段鄉城轉移人口要跨越的“障礙”顯著增加，他們不僅失去“城鄉身份兼有”的土地保留效用，更要直面城市內部按戶籍構建的制度成本，這一決策過程的數學邏輯見式(5)。通過對比式(1)與式(5)，不難發現，V2(0)>V3(0)，進一步可以得到不等式(8)，即“城市進入-城市留居”階段的鄉城轉移人口規模要大于“農村退出-城市落戶”階段。

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

(8)

更進一步地考察，“農村退出-城市落戶”的第三階段，是中國半城鎮化向完全城鎮化轉型的關鍵環節。這一過程，遷居至城市所帶來的家庭福利改善(Wu)持續吸引農村人口；同時，伴隨城鄉利益格局重塑，土地價值保留效用(L)的顯化(主要是指由隱性的福利保障功能讓渡到財產功能(羅必良，2013)[12])，鄉城轉移人口對土地的依附，雖然從內容到形式發生了深刻變化，但依附效應持續存在，并在鎖定效應的作用下趨于強化，即土地稟賦對人口的遷居決策產生抑制效應，數學邏輯表達為：

(9)

可見，鄉城轉移人口的城鎮化完成，應不止于戶籍制度改革，必須同步深化農村土地制度改革，如果維持農本社會的集體農地制度，不能取得實質性突破，農民對于農地財產權利的訴求無法實現，農民理性的決策結果就是拒絕城鎮戶口。

據此，提出假設2：在“農村退出-城市落戶”階段，戶籍所構建起的城市制度排斥成本開始顯現，戶籍及福利依附屬性會顯著抑制鄉城轉移人口的落戶意愿。同時，土地價值保留效用的顯化，逐漸讓渡到財產功能，而現行農地制度限制了財產功能的市場化實現，即土地稟賦抑制了農村人口的城市落戶意愿。

三 數據、變量說明與模型設定

(一)數據與變量說明

本文數據來自國家衛計委2016年流動人口動態檢測數據(云南)。此次調查采用分層、多階段、與規模成比例的 PPS 抽樣，共涉及有效樣本數為5000組家庭。由于主要考察鄉城轉移人口的遷移決策，本文對數據進行了篩選，剔除流入地為“村委員”的樣本類型，保留流入地為“社區”的樣本類型。根據研究需求，變量設置情況如下。

被解釋變量：流動人口的城市遷居決策行為。主要包括：留居意愿(willing)，是否打算在本地長期居住5年以上，代表第二階段留居決策行為；落戶意愿(settled-willingness)，如果符合落戶條件，是否將戶口遷入至本地，代表第三階段落戶決策行為。

表1 變量的描述性統計

核心解釋變量：戶籍屬性(household)：由于調查中涉及五類戶籍屬性，包括農業、非農業、農業轉居民、非農業轉居民、居民。本文將農業戶籍設定為1，其余戶籍類型設定為0，表示城鎮戶籍。土地變量(land)：是否擁有農村土地承包權，“是”賦值為1，因為調查數據中沒有直接涉及是否擁有土地，本文通過農戶戶籍地地理位置(農村)、年齡(是否1982年以后出生，全國絕大部分地區第一次土地分包完成時間)、現為農業戶口三個條件篩選得到。其他控制變量：個體特征變量，包括性別(male)、年齡(age)、婚否(marriage)、受教育程度(education)、個人月均收入(p-income)、本人總流動次數(number)、本次流動時間(time)；家庭化遷居變量，包括本地家庭規模(family-size)、家庭流入地月均總收入(income)、家庭流入地月均總支出(cost)、住房條件(house)；其他制度變量，包括流入地養老保險繳納情況(insurance)、健康檔案建立情況(health)、制度距離(distance)、城市規模或層級(city-size)。

(二)模型設定

基于被解釋變量的特征，本文采用多元logit回歸分析，回歸方程見式(10)-式(11)，其中，方程(10)為留居決策的回歸估計，方程(11)為落戶決策的回歸估計；核心解釋變量為household、land，xi為控制變量組，β、δ、γ為待估計系數。

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

(10)

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

(11)

主要變量的描述性統計分析見表1。其中，打算長期留居城市生活的人口占比為47.91%，愿意落戶城市的占比僅為22.49%，由此表明，鄉城轉移人口從第二階段的城鎮化跨越到第三階段遇到了顯著障礙，這符合本文的理論推斷。此外，個人月均收入、家庭月均收入、支出變量的標準差較大，表明鄉城轉移人口群體內部差距較大，本文在回歸分析中進行了對數化處理。

四 實證結果及討論

(一)假設1驗證：“城市進入-城市留居”階段的土地依附效應與地權期待

模型估計分兩步實施，模型一引入戶籍屬性(household)、土地(land)兩個核心解釋變量，同時引入個體相關特征變量、家庭化遷居特征變量；模型二則進一步引入城市制度福利類變量、城市規模等級變量。多元logit回歸需要指定參照組，本文均以“沒想好”為基準組，回歸估計結果見表2。此外，Multinomial Logit回歸需要滿足“無關性獨立性”假定(IIA)，本文采用Hausman-McFadden、Small-Hsiao檢驗，結果表明：不能拒絕IIA假設。因此，可以進行Multinomial Logit回歸，并且回歸結果可信。

表2 留居決策的Multinomial Logit回歸結果

(續上表)

變量模型一打算返鄉繼續流動模型二打算返鄉繼續流動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：*、**、***分別表示變量在10%、5%、1%的水平下顯著，括號內為標準誤。

表2回歸結果顯示：(1)在模型一、二中“戶籍屬性”(household)變量均不顯著，即其對留居決策不產生實質性影響；(2)土地變量(land)在模型一、二中，在1%的水平下統計顯著，且回歸系數為負，表明相較于“沒想好”，擁有土地的鄉城轉移人口更傾向于不打算長期留居城市。在兩個模型中，進一步計算“相對風險比率”，以“沒想好”為參照組，擁有土地的鄉城轉移人口選擇“打算留居”的概率是沒有土地的0.73倍(e-0.319≈e-0.309)，即擁有農村土地會使鄉城轉移人口選擇“留居”概率下降27%。(3)土地變量對“返鄉”、“繼續流動”均不產生顯著性影響。綜上，在控制個體特征、家庭化遷居、城市制度福利、城市規模層級等變量基礎上，“土地”只對“留居決策”產生抑制效應。一個基本解釋是，由于面臨城市制度排斥所帶來的不確定風險，鄉城轉移人口將這種“風險”以“地權期待”的形式轉嫁至“土地”，視“土地”為抵御這種風險的最后保障。換而言之，鄉城轉移人口的“地權期待”即為其對土地依附效應的表達。

(二)假設2驗證：“農村退出-城市落戶”階段的戶籍與土地雙重制約效應

表3 落戶決策的Multinomial Logit回歸結果

(續上表)

變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：*、**、***分別表示變量在10%、5%、1%的水平下顯著，括號內為標準誤。

(三)穩健性檢驗

受調查問卷內容設置的限制，土地依附效應僅以“是否擁有農村土地”測度，而無法涵蓋其全部意義。例如不同土地稟賦(數量多寡等)、土地位置價值(距離城市遠近)等，都會引致土地依附效應大小的變化。因此，需要進一步討論結果是否穩健。考慮到鄉城轉移人口的城鎮化過程與個人、家庭的非農收入能力密切相關。本部分以家庭收入(income)變量為基準等分成三組：低收入組、中收入組、高收入組*三個組的收入均值分別為2586.35、4758.86、11087.62元，組間差異比較明顯，分組后的回歸結果有參考價值。，以觀察不同收入組下核心解釋變量的回歸結果是否發生方向、大小變化。

分收入組觀察“城市進入-城市留居”階段，土地依附效應是否依然存在。回歸結果見表4，土地(land)變量在高收入組、低收入組盡管回歸系數為負，但沒有通過顯著性檢驗，在中等收入組回歸系數為負(-0.425)，且通過了5%的顯著性檢驗，對鄉城轉移人口的留居意愿存在負效應，即假設1提出的土地依附效應。對上述回歸結果的現實推斷是，于高收入組家庭，其在城市的非農收入對農地價值具有替代效應，于低收入組家庭而言，基于家庭理性策略，留居城市的意愿非常低，順理成章，并不期望農地價值能轉換為支撐其城鎮化的資本。分收入組觀察“農村退出-城市落戶”階段的雙重制約效應，回歸結果見表5，其中核心解釋變量土地(land)在低收入組、中收入組對鄉城轉移人口的城市落戶決策具有顯著抑制效應；戶籍屬性變量(household)在中收入組表現出顯著的抑制效應。

表4 分收入組留居意愿的Multinomial Logit回歸結果

注：*、**、***分別表示變量在10%、5%、1%的水平下顯著，括號內為標準誤。

表5 分收入組城市落戶的Multinomial Logit回歸結果

(續上表)

變量低收入組愿意不愿意中收入組愿意不愿意高收入組愿意不愿意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)控制變量(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：*、**、***分別表示變量在10%、5%、1%的水平下顯著，括號內為標準誤。

五 結論與啟示

本文理論推定認為，鄉城轉移人口的城鎮化過程可以分解為三個階段：農業退出-鄉城流動、城市進入-城市留居、農村退出-城市落戶。其中，家庭聯產承包責任制的實施，是農村人口實現農業退出與流動的初始制度條件。它實現了“人地分離”，并在托達羅效應的驅動下，快速推動了中國常住人口的城鎮化進程。在“城市進入-城市留居”階段，鄉城轉移人口出于自我保護機能，存在風險轉嫁傾向，將城市進入的制度風險轉嫁到農地之上；在“農村退出-城市落戶”階段，鄉城轉移人口面臨戶籍與土地雙重制約。在后續兩個階段，鄉城轉移人口的城鎮化過程，逐漸從“人地分離”讓渡到了“人地依附”，此階段的顯著特征是城鎮常住人口規模持續增大，但依附于土地之上的農村人口卻沒有同步減少。據此，本文提出了土地依附效應是當前半城鎮化困局的主要矛盾。由上述研究結論可以延伸出以下啟示：

1.中國若要實現半城鎮化向完全城鎮化轉型，應當重視農村退出的相關制度建設，以解綁鄉城轉移人口對土地的依附關系。值得關注的議題是，絕大數國家在城鎮化過程中，逐步實現了農業規模化、現代化，而中國的農業現代化始終停滯不前。因為現行農地制度無法克服“人地依附”所帶來的權利人分散與土地產權困局。因此，農地制度安排是理解中國城鎮化道路的核心。基于土地依附效應引致的半城鎮化困局，有關學者提出了“帶地城鎮化”的構想，意在將農村土地權利與集體成員權脫鉤，以保留鄉城轉移人口的土地價值，提升其抵御城市風險的能力(李飛和杜云素，2013)[23]。然而，土地作為生產要素投入到農業生產，產生的價值較低(趙弈涵，2016)[24]，“帶地”進城對鄉城轉移人口的城鎮化幫助甚小。是以，未來農地制度建設的重點，不僅要著力于解決“人地依附”的制度關系，亦要在農業現代化的進程中提升農地產出價值。

2.國家關于農地制度改革的基本取向是，公權之上重塑私權，即堅持土地集體所有制的基礎地位不動搖，并逐漸向追求效率的經濟功能與賦予權利的保護功能讓渡(鄧大才，2017)[25]。這一改革經驗是歷史選擇的結果。20世紀80年代，中央政府提出了“集體所有制+責任制”的制度構想，并最終形成了“兩權分置”的家庭聯產承包責任制，通過恢復家庭生產的主體地位，極大提高了農業生產效率，這就為城鎮化的快速推動創造了初始人地條件，但也框定了未來“人地依附”的矛盾與隱患。當前，國家制定了農地制度“三權分置”的改革方案，旨在剝離承包權的生產功能，僅賦予其權利的保護功能，并力圖以經營權形塑土地經濟功能與提升農地價值。一方面，生產經營權從承包權中分離出來，適應了農業規模經營的需求，可以有效整合農地資源，進一步發展土地生產力；另一方面，經營權、承包權的分置，可以將“人地依附”關系轉變為“人地保障”關系，繼續發揮農地保障功能，推動鄉城轉移人口的半城鎮化轉型。但是，應當注意，“人地依附”關系轉向“人地保障”關系并不意味著人口農村退出的順利實現，它有賴于相關激勵制度的建立，尤其是要建立農村土地自愿有償退出機制。