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2022 , Vol. 37 >Issue 2: 424 - 439

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20220211

新时期自然资源利用与管理

农村外出务工人员承包地处置方式的区域差异与影响因素——基于社会融入视角

  • 刘春卉 , 1 ,
  • 聂文静 , 1 ,
  • 赵晓彤 2 ,
  • 沈维志 3
展开
  • 1. 南京农业大学人文与社会发展学院,南京 210095
  • 2. 南京大学建筑与城市规划学院,南京 210093
  • 3. 江苏省人民政府办公厅信息处,南京 210024
聂文静（1990-）,女,江苏徐州人,博士,助理研究员,研究方向为农林经济管理。E-mail:

刘春卉（1985-）,男,江苏常州人,博士,助理研究员,研究方向为社会地理学。E-mail:

收稿日期: 2020-11-22

  要求修回日期: 2021-05-08

  网络出版日期: 2022-02-28

基金资助

国家自然科学基金项目(41901196)

国家自然科学基金项目(72003094)

版权

版权所有，未经授权，不得转载、摘编本刊文章，不得使用本刊的版式设计。
收起

Regional differences and influencing factors in the contracted land use patterns for rural migrant workers: A perspective of social inclusion

  • LIU Chun-hui , 1 ,
  • NIE Wen-jing , 1 ,
  • ZHAO Xiao-tong 2 ,
  • SHEN Wei-zhi 3
Expand
  • 1. College of Humanities & Social Development, Nanjing Agricultural University, Nanjing 210095, China;
  • 2. School of Architecture and Urban Planning, Nanjing University, Nanjing 210093, China
  • 3. Information Division, General Office of the People's Government of Jiangsu Province, Nanjing 210024, China

Received date: 2020-11-22

  Request revised date: 2021-05-08

  Online published: 2022-02-28

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Copyright reserved © 2022.
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摘要

我国农村外出务工人员保有相当规模的承包地,如何高效集约利用是农业现代化的基础。利用流动人口卫生计生动态监测数据,在分析省域承包地处置方式差异的基础上,以其社会融入水平为切入点,分析其承包地处置决策的影响因素。研究发现：（1）粮食主产区承包地流转已具一定规模,但撂荒在全国也有相当比例,显性撂荒呈“西南高、东北低”的空间格局,农村外出务工人员承包地处置方式的集聚特征与其流动目的地社会融入水平存在一定程度的关联性;（2）社会融入水平的提升会显著降低农村外出务工人员的自耕意愿,易于形成亲朋耕种、流转等承包地处置决策,但是,撂荒的概率也会随之增加;（3）地方土地流转政策尚不足以将农村外出务工人员转移经营权的意愿完全转化为亲朋耕种、流转等行为,依然有较高概率显性或隐性撂荒。针对这些问题,流出地与流动目的地的政策应统筹考虑。一方面提升社会服务水平,降低农村外出务工人员生计风险;另一方面应积极引导其将承包地流转,避免撂荒造成耕地资源浪费。

关键词： 农村外出务工人员; 承包地; 社会融入; 区域差异

本文引用格式

刘春卉 , 聂文静 , 赵晓彤 , 沈维志 . 农村外出务工人员承包地处置方式的区域差异与影响因素——基于社会融入视角[J]. 自然资源学报, 2022 , 37(2) : 424 -439 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20220211

Abstract

Rural migrant workers in China still have a considerable amount of contracted land. Using it efficiently and intensively and solving the separation of farmer and land is an essential basis for realizing agricultural modernization and ensuring food security. The paper uses data based on the disposal methods of contracted land of rural migrant workers from the National Survey on Health and Family Planning Dynamics of the Mobile Populations to analyze the factors influencing the disposal decisions of contracted land of rural migrant workers based on the differences in the disposal methods of contracted land in provincial-level areas and the level of their social inclusion in mobile destinations as the entry point. The study found that: (1) The transfer of contracted land in the central grain-producing regions has reached an absolute scale, but there is a considerable proportion of abandonment in the country, and the spatial pattern of explicit abandonment is "high in the southwest, but low in the northeast." Besides, the self-farming and hidden abandoned accumulation of characteristics are not obvious, with a certain degree of universality. (2) The increase in age, family income, and social inclusion will significantly reduce the willingness of rural migrant workers to cultivate their land and easily make a decision to dispose of contracted land such as cultivation and transfer to their friends and relatives. As a result, the probability of abandonment will also increase. (3) There is a particular coupling between institutional social inclusion and mobility destinations, with rural migrant workers to the eastern region tending to cultivate land themselves and those to the central and northeastern regions tending to transfer or abandon their land. The research perspective of social inclusion confirms the social security value of contracted land for rural migrant workers, and enhancing their social inclusion level can help the policy practice of separation of three rights. However, the current local land transfer policies are not sufficient to fully transform the willingness of rural migrant workers to transfer their management rights into farming and transferring by their friends and relatives. Rural migrant workers still have a high probability of abandoning their land explicitly or implicitly after their non-farm employment and life stabilization. As a result, the rural migrant workers' origin and destination governments should be considered in an integrated manner to lower the level of urban social services and reduce their livelihood risk concerns on the one hand, and actively guide them to transfer their contracted land to avoid wasting land resources due to abandonment on the other.

Key words： rural migrant workers; contracted land; social inclusion; regional differences

2020年8月,习近平总书记关于“坚决制止餐饮浪费行为,切实培养节约习惯”的重要指示,再次唤起全社会对于粮食安全的关注。我国是一个人多地少的国家,人均耕地面积为0.09 hm2,仅有全球平均水平的一半左右,如何保护并高效集约利用耕地资源是保障粮食安全的重要基础。然而,随着城市化进程的加速,一方面城市建成区扩张的外生张力给农村严守耕地红线带来巨大压力[1,2],另一方面乡土社会解体的内生压力也造成了人地分离、耕地闲置等诸多问题[3,4]。在这一过程中,不断加码的土地利用监管为约束耕地流失提供了制度保障[5],而乡土社会解体,以及农村劳动力转移引起的承包地处置问题逐渐成为了政府与学界关注的焦点。
据统计,截至2019年底,农村外出务工人员总量达到了2.9亿人的规模,非农收入已是其家庭收入的主体,其与土地的依附关系也随之转变[6,7]。有学者认为农村外出务工人员,尤其是常住城市的农村外出务工人员继续占有耕地不但不利于提升农业生产效率与农业现代化,更有损社会公平[8]。因此,鼓励承包地流转、甚至有序推动承包地退出成为相关研究的主要方向。然而,研究显示,农村外出务工人员大规模流动并未产生预期的土地流转高潮,2018年底承包地流转面积仅占耕地总面积的三分之一左右[9]。而承包地退出也仍在各地试点,尚未形成统一的退出机制,农户主动退出的意愿也很低[10]。传统小农自耕的经营模式依然占有相当比例,这也使得我国耕地细碎化问题依然严峻[11,12]。虽然有不少研究从地方、区域乃至全国尺度揭示了影响承包地流转、退出、自耕或撂荒等行为的影响因素[13,14,15],但这些研究多聚焦于承包地处置方式的一种行为,整体分析农村外出务工人员承包地处置方式区域差异与影响因素的研究较少。此外,相关研究已经证实影响农村外出务工人员承包地处置方式的因素包括区位条件、地区农业技术和政策设计等[16,17]。然而,这些研究多从外部因素对其决策影响的角度出发,较少考虑农村外出务工人员自身的诉求,即其与承包地之间的利益或乡土联结。
事实上,在城市化与流动人口市民化持续推进的过程中,多数农村外出务工人员倾向于选择“离乡不放土”或“放土不放权”,以此维系其与土地的关联[18,19]。研究证实,农村外出务工人员在失去土地之后会显著增加自己及其家庭的脆弱性,进而面临一定的生计风险[20]。因此,虽然大部分农村外出务工人员家庭的主要收入来源已经是非农就业,但是,其依然将承包权的掌控作为维持生计的“底线”[21,22]。换言之,其对城市生活环境的不确定、不稳定的认知对承包地处置决策的影响不容忽视[23]。此外,也有学者认为,承包地流转与否,不仅是农户在预期收益与经济成本之间的经济权衡,也关乎农户对于社会身份的认同,很多农户虽在城市从事非农工作,但由于有农业情结,使得他们不愿意流转耕地[23]。总之,不论是对城市生计风险的疑虑所产生的利益联结,还是对农业身份的认同所产生的乡土联结,这类认知的形成很大程度取决于其在城市的社会融入（social inclusion）水平[24]。因此,有必要将社会融入这一因素纳入其承包地处置决策的形成依据之中。
综上,我国农村外出务工人员仍保有大量承包地,其承包地处置方式对提升农业规模化与现代化水平的影响甚大。因此,全面分析农村外出务工人员承包地处置方式的区域差异与影响因素具有一定的理论与实际价值。本文在总结现有研究的基础上,首先厘清农村外出务工人员承包地处置方式的省域差异及其与社会融入水平差异的关联;然后将农村外出务工人员在流动目的地社会融入水平作为分析其自身诉求的切入点,探讨其决策形成的影响因素,并以此为基础提出相应的政策建议。

1 社会融入与农村外出务工人员的承包地处置决策

1.1 城市化与农村外出务工人员的社会融入

社会融入的相关研究源于西方社会不同民族、种族之间的流动与迁徙所引发的一系列冲突与矛盾,关注移民与移动目的地主流社会之间的关系。解释社会融入过程与机理的理论流派众多,最有影响力的是芝加哥学派的同化理论（assimilation）,其认为移民经过“接触、竞争、迁就、同化”四个阶段后,最终融入目的地主流社会[25]。早期同化理论强调人与人之间的关系,尤其是移民与原住民之间的互动,而忽视了移民与社会结构之间的联系。其后,Gordon[26]、Portes等[27]学者又提出了结构性同化（structural assimilation）和分段同化（segmented assimilation）等理论。前者将同化发生的条件进一步区分为外在和内在的特质,外在的特质包括宗教、语言等一系列与原住民沟通与互动的能力,内在特质则强调一定的社会网络、经济基础等足以让移民及其子代实现社会流动,进入主流社会（通常意指成为中产阶层）的能力;后者则进一步发展了这一理论,但是分段同化认为,移民同化不一定意味着社会向上流动,移民或其子代与移民目的地的弱势社会阶层融合也是一种同化。换言之,移民的同化可以发生在各个社会阶层[24]。总体而言,社会融入通常意味着经济、文化等层面与目的地社会之间的融合。
与西方社会不同,我国移民主要由城市化进程中,农村向城市的迁移人口构成,且较少涉及种族、宗教等问题。虽然我国移民的异质性一般低于西方社会,但这并不意味着我国移民得以实现较高的社会融入水平[28]。事实上,经济、文化,乃至地区差异所产生的区隔与弱势特征始终困扰着农村移民,对农村外出务工人员而言,其更是长期处于社会边缘。研究表明,农村外出务工人员非正规就业（informal employment）比例很高[29,30],大量聚居在城市边缘区、城中村等区域的非正规居住点（informal settlements）[31,32],而且通常以亲缘和地缘为基本社交网络,较少与城市本地居民接触[33]。换言之,农村外出务工人员在城市的社会融入水平较低。这也导致其流动性较强,对本地缺少归属感,表现出明显的“候鸟式”迁徙特征。也正因为如此,即使新生代农村外出务工人员表现出较强的在城市定居的意愿[34],但总体而言,农村外出务工人员彻底放弃农村户口,融入城市生活的比例依然不高[35]。在此情况下,大部分农村外出务工人员并不愿意完全割断其与流出地之间的关联,而承包地恰是在血缘、亲缘之外最重要的联结之一。因此,有必要从社会融入的视角,进一步考察其对承包地处置决策的影响。

1.2 社会融入对承包地处置决策的影响机理

长期以来,城乡二元体制将我国人口区隔为城市和农村两大板块,农村外出务工人员由于户籍限制,在法律层面并不被视为城市居民。随着取消农业户口、城乡医保统筹等一系列消弭城乡二元结构的改革措施的推进,这一情况有所缓解。但是,目前以地方统筹为基础的社会保障制度,让农村外出务工人员的高流动性与地方统筹之间缺乏有效的利益转移机制,进而造成其社会保障与城市本地居民之间的巨大落差[36,37]。因此,承包地不仅是其从事农业活动的基本生产资料,也是其社会保障的重要补充[38]。虽然,从农业生产投入成本与收益的角度而言,承包地的社会保障价值有所削弱[39],但是,随着经济发展,农村土地的潜在价值愈趋凸显,农村外出务工人员普遍对其存在一定的升值预期[40]。
此外,研究表明,农村外出务工人员的高流动性与“候鸟式”迁徙并不完全由经济原因造成,其对城市生活的不适与安土重迁的传统观念也是重要的影响因素,对于初代农村外出务工人员尤其如此[41]。有学者指出,在制度与市场的要素影响之外,农村外出务工人员的个人偏好,如生活方式和生活环境等因素,在其决定移民与定居决策中发挥着越来越重要的作用[42]。事实上,农村土地是维系传统乡土社会地缘关系与农村生活方式的重要媒介[43]。因此,对于农村外出务工人员而言,其与承包地之间的联系不仅仅反映了由社会保障、预期收益等经济因素构成的利益联结,也反映了其生活方式、乃至身份认同等情感要素所构成的乡土联结。
一般认为,农村人口向城市迁移之后,生活方式和生计来源会越来越脱离农业,也逐渐脱离土地[44]。在这一过程中,其社会融入水平的提升,会进一步提升其对移民目的地的归属感,其与来源地的经济、文化及社会联系也随之削弱[45]。因此,在社会融入的框架中,社会融入水平的差异也反映了其与承包地之间利益与乡土联结的强弱[46]。较高的社会融入水平意味着农村外出务工人员在流动目的地至少具有较高的经济与文化融合水平,使其无需维系其与承包地之间的利益与乡土联结。诚然,不论是自耕、亲朋耕种、撂荒、还是流转等决策都会保有农村外出务工人员对土地的承包权,但这些决策背后所反映的是其对经营权的掌握与否及强弱差异,即是其与承包地之间乡土与利益联结的体现。因此,农村外出务工人员的社会融入水平差异,无疑会对其承包地的处置决策形成影响（图1）。
图1 社会融入对承包地处置决策的影响机理

Fig. 1 Mechanisms of social inclusion influence on contracted land use patterns

基于此,本文提出以下两个研究假设：
（1）社会融入水平的高低影响承包地处置决策。社会融入水平的高低反映了农村外出务工人员在其流动目的地长期居留的意愿及能力。如果社会融入水平较高,说明其与承包地的联结进一步趋弱,易于形成流转、撂荒,或者基于环境修复等政策需求的种树等承包地处置决策。反之,如果社会融入水平较低,其在流动目的地的非农就业及生活环境不足以让其形成稳定或长期居留的意愿,在一定程度上会强化其与承包地的联结,进而形成自耕等承包地处置决策。
（2）农村外出务工人员的社会融入水平不仅受其自身人力资本等内因的影响,也与流动目的地的制度、经济、与文化相关。因此,将第一项假设与流动目的地的分析相结合,可以进一步厘清不同流动目的地农村外出务工人员承包地处置决策差异的形成机理。具体而言,社会经济发展水平较高的地区,对外来人口市民化所设立的经济、文化门槛也相对较高。因此,流出目的地的经济社会发展水平的空间差异,会内化为农村外出务工人员社会融入水平的社会差异,进而影响其承包地处置决策的形成。

2 研究方法与数据来源

2.1 研究方法

本文首先采用空间自相关的方法,从全国尺度分析农村外出务工人员承包地处置的格局与区域差异;然后,通过多值Logit模型,以自耕和西部地区为参照组,分析其承包地处置决策形成的影响因素。
2.1.1 空间自相关
区域空间自相关分析有助于把握空间要素异质性的特征。本文采用Moran's I指数判断我国各省份农村外出务工人员各类承包地处置方式在地理空间上的集聚或离散特征,具体公式为：
Moran ' s I = n ∑ i=1 n ∑ j=1 n W i j ( x i - x ¯ ) ( x j - x ¯ ) ∑ i=1 n ( x i - x ¯ ) 2 , ( i ≠ j )
式中： n 指研究省份总数（个）; x i 、 x j 分别指单元 i 、 j 的属性值; x ¯ 指空间单元属性的平均值; W ij 是空间连接矩阵。Moran's I取值范围为 - 1 , 1 ：当 I = 0 时,表示空间不相关,即不同省份的农村外出务工人员对承包地处置方式在地理空间上呈随机无规律分布特征。对于空间是否有自相关性存在,常采用显著性检验的方式,即利用标准化统计量Z进行检验,若选用95%的置信水平,则 Z > 1.96 时具有显著的统计性,Z值显著且为正时,表示存在正的空间自相关,Z值显著且为负时,表示存在负的空间自相关。具体公式如下：
Z = I - E ( I ) Var ( I )
式中： E ( I ) 为期望值; Var ( I ) 为方差。
空间联系的局部指标可视化分为4种关联模式：High-High Cluster（HH）、High-Low Outlier（HL）、Low-High Outlier（LH）、Low-Low Cluster（LL）。其中HH组表示区域及其周围区域的属性值都较高,而LL组表示区域及其周围区域的属性都较低;HL组表示区域属性较高,而其周围区域属性较低,反之,LH组表示区域属性较低,但其周围区域属性较高。
2.1.2 多值Logit模型
农村外出务工人员承包地处置方式为离散变量且没有排序关系,故而采用多值Logit模型（Multinomial Logit,MNL）来考察其承包地处置决策的选择概率与影响因素。
农村外出务工人员的承包地处置方式的选择是基于其效用函数 V i x = x i ' β j 来决定的,对于承包地处理方式 j = 1 , 2 , … , J 类非序次反应变量,若以选择 k 作为参照组,承包地处置方式 j 的选择概率P可以表示为：
P y i = j x i = exp x i ' β k 1 + ∑ k=2 J exp x i ' β k j = k exp x i ' β k 1 + ∑ k=2 J exp x i ' β k j ≠ k
可以简化成Logit形式：
ln P y i = j x i P y i = k x i = α j + x i ' β k
式中： x i 代表社会融入、控制变量等在内的因变量; β k 是对数风险比的回归系数,可用最大似然函数进行估计。
2.1.3 变量选择
因变量即农村外出务工人员不同的承包地处置决策,包括自耕、亲朋耕种、流转、显性撂荒、隐性撂荒以及种树。显性撂荒的样本来源于调查问卷的直接选项,而隐性撂荒则来自于其承包地边际收益趋于零,即,其承包地“纯收益下降,且处在‘小于或等于零’”的状态[47]。依据此判定标准,本文将自耕样本组中,承包地收入等于或小于零的样本筛选出,作为隐性撂荒的样本。
值得说明的是,虽然目前政府与学界已有一些关于承包地退出的讨论,但农村外出务工人员承包地退出的处置方式不在本文讨论范畴之内。一方面,我国尚未形成统一完善的承包地退出机制,且中共中央、国务院《关于保持土地承包关系稳定并长久不变的意见》也不允许将农村外出务工人员市民化等实践与承包地退出捆绑,“保留承包权、流转经营权”的政策实践也广泛被各地政府应对“人地分离”等问题时采用;另一方面,相关研究显示外出务工人员承包地退出的比例与意愿都很低[10],自耕、流转、撂荒等行为是其主要的承包地处置方式。
自变量即承包地处置决策的影响因素,依据理论框架,主要为社会融入中经济和文化融合两个指标的建构。其中,经济融合主要用收入、工作、社会保障等指标体现。但是,收入水平的高低不仅是自身人力资本的显化,也受区域经济发展水平的影响,而且绝对收入的差异也不足以体现地区生活成本、工作稳定性等因素。因此,本文采用“是否在本地参加各种社会医疗保险和是否拥有自有住房”作为农村外出务工人员收入和工作稳定性的判定依据,综合为经济融合的指标。文化融合水平则利用问卷中一组关于外出务工人员对本地的文化、制度、及身份认同的评价衡量。此外,性别、受教育程度、移民的家庭结构等个体因素也在移民融入中发挥作用[48],同时承包地的差异本身也会影响其决策的形成,这些指标将作为模型的控制变量,详见表1。
表1 变量的选择与定义

Table 1 Variable selection and definition

类型 变量 定义 均值 标准差
因变量 承包地处置方式 y 自耕=1;亲朋耕种=2;流转=3;显性撂荒=4;隐性撂荒=5;种树及其他=6 2.08 1.38
自变量 控制变量 x1 年龄 39.89 19.54
x2 受教育程度,小学及以下=1,初中=2,高中=3;大专及以上=4 2.25 0.91
x3 土地耕种是否缺乏劳动力（是=1,否=0） 0.24 0.43
x4 家庭年收入/元,取对数 11.14 0.53
x5 承包地面积/亩 2.05 5.49
是否独自流动（是=1,否=0） 0.44 0.50
x7 流动距离,市内跨县=1,省内跨市=2,跨省=3 2.32 0.78
经济融合 x8 在本地没有参加各种社会社会医疗保险和自有住房=0;两者有一项=1;两者都有=2 0.44 0.63
文化融合 x9 我喜欢我现在居住的城市/地方 16.07 2.46
我关注我现在居住城市/地方的变化
我很愿意融入本地人当中,成为其中一员
我觉得本地人愿意接受我成为其中一员
我觉得我已经是本地人了

注：文化融合的赋值为全部问题得分的总和,单个问题的得分为：完全不同意=1,不同意=2,基本同意=3,完全同意=4。

2.2 数据来源

本文的数据来源于国家卫生和计划生育委员会于2017年在全国范围抽样调查获取的“全国流动人口卫生计生动态监测调查”数据。本文将流动原因为“务工/工作”且有承包地的样本筛选出,并排除少部分数据缺失较为严重的问卷后,有效问卷共计40732份。其中北京、天津及上海三个直辖市有承包地且外出务工的样本分别仅有2份、19份和 2份,同时我国台湾地区不在本次全国抽样调查的范围内,相关数据缺失。因此,将这三个直辖市和台湾地区排除在本次研究范围之内。从农村外出务工人员的流出地（也是承包地所在地）而言,样本覆盖全国28个省（市、自治区）,2500余区县,各省（市、自治区）的样本分布如图2所示。
图2 研究区域与样本分布

注：本图基于自然资源部标准地图服务系统下载的标准地图制作,底图无修改,下同。

Fig. 2 Study area and sample distribution

3 承包地处置方式的区域差异

本文在Z检验的基础上（P=0.05）,通过LISA集聚图对我国各省份农村外出务工人员各类承包地处置方式占比的空间格局进行可视化分析（图3）。整体而言,虽然种树及其他这一承包地处置方式总体占比都不高,但集聚特征最为明显（表1）,相对较为集中在中西部地区,其中,宁夏回族自治区最高,这应该与我国在中西部生态脆弱地区长期坚持的退耕还林政策相关。此外,值得注意的是承包地的撂荒行为。根据统计,农村外出务工人员不论是显性还是隐性撂荒都具有相当比例,前者全国平均的比例为7%,后者为8%,总和达15%,较高的撂荒比例造成严重的土地资源浪费。根据空间自相关分析结果,显性撂荒区域异质性显著。其中,云南省、四川省、湖南省、广西壮族自治区、海南省与周围省份呈现HH相关,说明该区域显性撂荒处置方式占比较高,内蒙古自治区、陕西省与周边省份呈现HL相关,说明其周边省份显性撂荒占比较少。总体看来,显性撂荒呈现出明显的“西南高、东北低”的格局。
图3 不同承包地处置方式区域差异的LISA集聚图

Fig. 3 Spatial LISA of differences in contracted land use patterns by region

根据Z值看来,流转也存在显著的区域异质性,辽宁省与内蒙古自治区、吉林省之间存在LH相关,宁夏回族自治区、青海省、四川省、重庆市、云南省、贵州省、广西壮族自治区以及海南省与周边省份存在LL相关,表示此区域的流转占比较低。流转方式主要集中在东北、黄淮海、长江中下游流域以及新疆维吾尔自治区的占比相对于其他地区较高。亲朋耕种总体占比仅次于自耕,其地理空间集聚性也很明显,呈现出“西南、东北较高,西北—东南凹陷”的对称式格局,从LISA集聚图看来,河北省和山东省与周边省份呈LH相关,该两省在所研究省份中的亲朋耕种占比仅高于西藏自治区而低于其他各省份,占比为13%。除此之外,全国范围内自耕及隐性撂荒的区域差异性在5%统计水平下不显著（表2）,表示该两种承包地处理方式具有一定的空间随机性,但也在一定程度上说明,自耕为特征的小农经营与隐性撂荒在省域尺度上具有一定的普遍性。
表2 Z检验结果

Table 2 Test results of Z-score

承包地处理方式 Moran's I Z得分
自耕 0.005821 0.455393
亲朋耕种 0.202119** 2.500959
流转 0.213485*** 2.684775
显性撂荒 0.245888*** 3.223482
隐性撂荒 0.151142 1.957721
种树及其他 0.316983*** 3.877764

注：***、**分别表示在1%、5%统计水平显著。

基于理论框架,不同承包地处置方式差异的集聚特征所反映的应是不同区域农村外出务工人员在流动目的地社会融入水平的差异。以承包地流转为例,流转集聚特征最为明显是东北地区及新疆维吾尔自治区。其中,黑吉辽三省农村外出务工人员的经济融合水平分别为0.55、0.52、0.69,新疆地区为0.55,均远高于全国均值0.44,文化融合水平的区域情况亦是如此。黄淮海、长江中下游等流转比例较高地区的经济与文化融合水平也基本在全国均值以上。与之相对,LL集聚特征明显的中西部地区,如云南省、贵州省、广西壮族自治区等,其经济融合水平分别为0.18、0.22、0.31,皆低于全国均值。同样地,亲朋耕种、显性撂荒等集聚特征明显地区的农村外出务工人员也相应表现出较高的经济与文化融合水平。正如前文所言,不同承包地处置方式差异的关键在于农村外出务工人员对承包地经营权的掌握与否及强弱,选择流转意味着经营权的转移,选择亲朋耕种及撂荒的决策者则依然保有经营权,其集聚特征与社会融入水平的关联也从区域差异层面间接解释了本文的第一项假设,即社会融入水平的差异影响承包地处置决策。

4 承包地处置方式的影响因素

尽管农村外出务工人员承包地处置方式的集聚特征与其流动目的地社会融入水平存在一定程度的关联性,间接解释了本文的第一项假设。但是这并未充分证实社会融入视角下,农村外出务工人员承包地处置决策形成的内在机理。下文将纳入控制变量,同时将社会融入与流动目的地交互分析,利用多值Logit模型,进一步分析社会融入水平的差异对农村外出务工人员承包地处置决策的影响。

4.1 承包地处置方式差异的动因

以自耕样本为参照组,控制变量部分,“年龄”“家庭收入”的回归系数皆为正值且显著,说明年龄及家庭收入越高,外出务工人员自身及其家庭越倾向于自耕以外的承包地处置方式（表3）。而“受教育程度”“是否独自流动”两项回归系数皆为负值且显著,说明受教育程度越高、独自流动的群体倾向于自耕。前者或由于外出务工人员受教育程度的提升,其对先进农业生产技术也有较高的采纳意愿与实践行为,可以在一定程度上提升农业生产的收入;后者则说明,独自流动的农村外出务工人员依然是“家庭分离”的外出模式,即,主要劳动力在外从事非农就业,而家庭其他成员则在家从事农业生产。
表3 承包地处置方式的多值Logit模型回归系数（自耕为参照组）

Table 3 Multi-valued logit model regression coefficients for contracted land use patterns (self-farming as reference group)

亲朋耕种 流转 显性撂荒 隐性撂荒 种树及其他
x1 0.048***(0.002) 0.045***(0.002) 0.026***(0.002) 0.024***(0.002) 0.050***(0.004)
x2 -0.126***(0.018) -0.024(0.021) -0.301***(0.029) -0.168***(0.026) -0.138***(0.049)
x3 -0.393***(0.032) -0.757***(0.042) 0.154***(0.046) 0.067(0.043) -0.475***(0.090)
x4 0.229***(0.027) 0.370***(0.031) 0.075*(0.043) 0.037(0.039) 0.250***(0.071)
x5 -0.022***(0.005) 0.017***(0.003) -0.010(0.007) -0.025***(0.007) -0.008(0.011)
x6 -0.292***(0.028) -0.305***(0.033) -0.245***(0.044) -0.177***(0.040) -0.139*(0.074)
x7 -0.023(0.018) -0.021(0.021) -0.138***(0.028) 0.097***(0.026) -0.131***(0.047)
0.120***(0.023) 0.137***(0.027) 0.114***(0.037) 0.189***(0.033) 0.084(0.176.062)
x9 0.028***(0.006) 0.024***(0.007) -0.014(0.009) -0.006(0.008) 0.003(0.822.015)
cons -5.278***(0.317) -7.315***(0.368) -2.693***(0.500) -2.931***(0.452) -7.264***(0.844)

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%统计水平显著;括号内为标准误;cons为截距;下同。

“承包地面积”对于承包地处置决策中的亲朋耕种与隐性撂荒有负向影响,与流转有正向影响,拥有耕地面积越大的农户越倾向于自耕以获得更高的农业规模收益,或者选择流转以获取更高的土地流转租金。“土地耕种是否缺乏劳动力”在显性撂荒部分为正值且显著,隐性撂荒部分虽不显著,但是也是正值,其余承包地处置方式则皆为负值并显著。这说明,相比自耕,如果农业劳动力不足,外出务工人员不倾向于亲朋耕种、流转及种树等承包地处置方式,而是选择撂荒。言之,目前我国农村劳动力流失是耕地撂荒的重要影响因素。
控制变量部分的“流动距离”对隐性撂荒的影响为正值（0.097）且显著,其与为负值且显著。说明流动距离越远,越倾向于选择自耕或者隐性撂荒。一方面由于外出务工会产生交通成本和其他生活费用,不能抵偿务工报酬;另一方面也从侧面进一步说明土地的生存保障价值远大于外出务工产生的交通成本和生活费用,所以即使外出务工,也选择自耕或隐性撂荒,表现出“离乡不离地”的特征。
社会融入部分,不论是文化还是经济融合,均表现为融合水平越高,越倾向于选择自耕以外的承包地处置方式。这证实了本文的第一项假设,即社会融入的提升使得农村外出务工人员与承包地之间的利益与乡土联结削弱,其无需将承包地经营权的掌握作为其与流出地联结的纽带。此外,根据回归系数可知,经济融合对承包地处置方式决策的影响总体大于文化融合。更为值得注意的是,两类融合对于撂荒行为影响的差异。根据分析结果,经济融合对撂荒行为影响为正值且显著,文化融合影响不显著,说明相对稳定的工作和居住是影响土地撂荒决策的关键,也是农村劳动力流失以外影响耕地撂荒的另一个重要因素。

4.2 承包地处置方式差异的地区效应

流动人口的社会融入水平与流动目的地的社会经济文化发展水平存在一定的相关性,因此,本文将影响承包地处置方式的地区效应引入模型（表4）。依据我国总体经济发展格局,将外出务工人员的流动目的地划分为东部、东北、中部及西部四大区块。根据模型分析结果,相对于西部地区,流向东、中、东北地区的农村外出务工人员都不倾向于撂荒。但是,流向东部地区的回归系数皆为负值却基本显著,说明流向东部地区的外出务工人员更倾向于自耕,模型分析结果基本证实了本文的第二项假设,东部地区的社会经济发展水平高于西部及其他地区,这对农村外出务工人员的社会融入水平的提升形成了一定的客观约束,比如生活成本较高、工作竞争压力较大。这驱使了流向这部分地区的农村外出务工人员倾向于尽可能地维持其与土地的经济联结,即更倾向于自耕。流向中部（流转回归系数为0.371,显著）、东北地区（流转回归系数为1.126,显著）的样本表现出较高的社会融入水平,倾向于将承包地流转,仅维持其与承包地的制度联结。
表4 承包地处置方式的流动目的地效应（以自耕和西部地区为参照）

Table 4 Mobile destination effects of contracted land use patterns (self-farming and western region as reference)

亲朋耕种 流转 显性撂荒 隐性撂荒 种树及其他
x1 0.047***(0.002) 0.044***(0.002) 0.026***(0.002) 0.023***(0.002) 0.049***(0.004)
x2 -0.124***(0.018) -0.023(0.021) -0.291***(0.029) -0.161***(0.026) -0.135***(0.048)
x3 -0.426***(0.033) -0.711***(0.042) 0.071(0.046) 0.031(0.043) -0.558***(0.090)
x4 0.328***(0.028) 0.418***(0.032) 0.180***(0.044) 0.107***(0.040) 0.366***(0.073)
x5 -0.032***(0.005) 0.010***(0.003) -0.014**(0.007) -0.032***(0.008) -0.011(0.011)
x6 -0.294***(0.028) -0.269***(0.033) -0.272***(0.045) -0.183***(0.040) -0.169**(0.075)
x7 0.094***(0.020) 0.073***(0.024) -0.053*(0.030) 0.144***(0.029) 0.005(0.051)
x8 0.122***(0.023) 0.125***(0.027) 0.131***(0.037) 0.191***(0.033) 0.102*(0.062)
x9 0.017***(0.006) 0.018***(0.007) -0.025***(0.009) -0.014*(0.008) -0.009(0.015)
E -0.555***(0.034) -0.014(0.041) -0.702***(0.051) -0.419***(0.047) -0.807***(0.087)
M -0.169***(0.042) 0.371***(0.050) -0.603***(0.069) -0.431***(0.066) -0.341***(0.108)
EN 0.0003(0.076) 1.126***(0.072) -3.412***(0.503) -0.288***(0.123) -2.637***(0.583)
cons -6.130***(0.323) -8.053***(0.376) -3.399***(0.508) -3.379***(0.459) -8.174***(0.856)

注：E为东部地区,M为中部地区,EN为东北地区。

4.3 社会融入与地区效应的交互分析

为进一步证实承包地处置方式的地区效应与社会融入之间的关联,及其对承包地处置决策的影响,进一步将社会融入中影响最为突出的经济融合指标与地区效应交互分析（前文已证实经济融合的影响大于文化融合）,探讨两者如何共同影响农村外出务工人员的承包地处置决策。表5中E-i、M-i及EN-i分别为流动目的地为东部、中部及东北地区的样本与经济融合的交互项分析结果。引入交互项分析后,自耕以外其他承包地处置方式交互项回归系数都有明显的增长,说明当经济融合水平提升后,相对于西部地区,东、中和东北地区的农户自耕的概率也会随之降低,而其中流转与撂荒的概率提升最为明显。
表5 承包地处置方式的地区效应与社会融入的交互分析（以自耕和西部地区为参照）

Table 5 Interaction analysis of the regional effects and social inclusion of contracted land use patterns (self-farming and the western region as a reference)

亲朋耕种 流转 显性撂荒 隐性撂荒 种树及其他
x1 0.047***(0.002) 0.044***(0.002) 0.026***(0.002) 0.024***(0.002) 0.049***(0.004)
x2 -0.121***(0.018) -0.022(0.021) -0.285***(0.029) -0.160***(0.026) -0.132***(0.048)
x3 -0.426***(0.033) -0.712***(0.042) 0.071(0.046) 0.029(0.043) -0.560***(0.090)
x4 0.328***(0.028) 0.417***(0.032) 0.177***(0.044) 0.106***(0.040) 0.365***(0.073)
x5 -0.032***(0.005) 0.011***(0.003) -0.014**(0.007) -0.032***(0.008) -0.011(0.011)
x6 -0.292***(0.028) -0.267***(0.033) -0.266***(0.045) -0.182***(0.040) -0.166**(0.075)
x7 0.092***(0.020) 0.074***(0.024) -0.059**(0.030) 0.144***(0.029) 0.005(0.051)
x8 0.158***(0.036) 0.138***(0.048) 0.247***(0.051) 0.154***(0.052) 0.089(0.088)
x9 0.017***(0.006) 0.018***(0.007) -0.025***(0.009) -0.014*(0.008) -0.009(0.015)
E -0.504***(0.040) 0.033(0.050) -0.549***(0.060) -0.433***(0.056) -0.761***(0.102)
M -0.213***(0.051) 0.233***(0.063) -0.697***(0.086) -0.474***(0.080) -0.516***(0.136)
EN -0.012(0.098) 1.186***(0.091) -2.991***(0.566) -0.495***(0.172) -2.753***(0.790)
E-i -0.114**(0.048) -0.105*(0.059) -0.373***(0.076) 0.030(0.067) -0.107(0.127)
M-i 0.095(0.065) 0.277***(0.074) 0.187*(0.104) 0.102(0.102) 0.362**(0.159)
EN-i 0.009(0.109) -0.106(0.106) -1.053(1.028) 0.315*(0.169) 0.190(0.804)
cons -6.142***(0.324) -8.064***(0.377) -3.418***(0.510) -3.362***(0.459) -8.169***(0.858)

注：E为东部地区,M为中部地区,EN为东北地区;E-i为东部地区的交互分析,M-i为中部地区的交互分析,EN-i为东北地区的交互分析。

但是,不同流动目的地之间依然存在一定差异。首先,流向东部地区的农村外出务工人员显性和隐性撂荒的概率提升之外,隐形撂荒更是由负转正。虽然隐性撂荒的回归系数并不显著,但是结合其亲朋耕种、流转与显性撂荒为负值且显著的回归系数来看,说明其经济融合水平并不高,流动的目的仅为获取非农收入。其次,流向中部和东北地区的农村外出务工人员与流向东部地区存在明显差异。以中部地区为例,当不考虑经济融合,其地区效应的回归系数皆为负值且显著,当引入经济融合交互项后,其流转、显性撂荒、种树及其他的回归系数皆正值为显著。说明相对于西部地区,流向中部地区的农村外出务工人员随着社会融入水平的提高而倾向于放弃自耕,承包地流转、显性撂荒或种树等承包地处置方式的选择概率也随之增加。
交互分析呈现的流动目的地之间差异,进一步证实了本文的第二项假设,一方面社会融入水平的提升承包地的经济与社会保障功能趋弱,农村外出务工人员倾向于放弃（流转）或事实放弃（显性撂荒）其承包地经营权,但另一方面,东部地区较高的经济发展水平也给农村外出务工人员设立了较高的社会融入门槛,其“候鸟式”移民的特征明显。此外,与另外两组模型类似,不论是显性还是隐性撂荒的回归系数都有所增加,大部分由负转正,而且从其回归系数而言,概率仅次于流转的承包地处置方式。这说明控制其他变量的情况下,农村外出务工人员将承包地撂荒的概率依然很高。

5 结论与讨论

5.1 市民化与农业农村现代化

截至2019年末,我国常住人口城镇化率首次突破60%,然而,高城镇化水平并不意味着高市民化水平。农村外出务工人员作为新增城市常住人口的主体,但是从社会融入的角度而言,其远未实现真正的市民化。有学者指出,大部分农村外出务工人员仅是“半市民化”,社会经济保障等关键指标仍在制约其市民化进程[49]。本文的研究证实,如果不能有序提高城市的公共服务水平,实现农村转移人口与城市居民均等的公共服务待遇,一方面他们也很难真正融入城市生活,另一方面他们对于承包地流转等决策充满疑虑。换言之,农村外出务工人员的社会融入水平不仅影响城市的长期可持续性发展,也在一定程度上影响了农业农村的发展。
此外,虽然提升农村外出务工人员的社会融入水平,尤其是经济融合水平可以有效降低其对生计安全的顾虑,进而做出保留承包权,转移经营权的决策。但是,研究发现,经营权的流转与事实放弃经营权的隐性和显性撂荒决策的概率几乎等同。这一方面说明持续推进农村外出务工人员的市民化可以助力三权分置的政策落实;但是,另一方面,也说明目前农村土地流转的政策实践尚存在一定的问题,未能将农村外出务工人员事实上分离承包地经营权的意愿转化为承包地高效利用的流转等行为。

5.2 主要结论与政策启示

本文利用“全国流动人口卫生计生动态监测调查”数据,首先从省域尺度分析不同身份农村外出务工人员承包地处置的区域差异;然后,以农村外出务工人员在其流动目的地的社会融入水平为切入点,探讨其承包地处置决策的差异及其影响因素。研究发现：
（1）目前我国粮食主产区承包地流转已经形成了一定规模,流转比例高于其他省份;承包地撂荒的比例总体依然较高,其中显性撂荒呈现出“西南高,东北低”的空间格局;承包地种树主要集中在中西部生态环境较为脆弱的省份;自耕与隐性撂荒集聚特征并不明显,具有一定的普遍性;而不同承包地处置方式的集聚特征与区域差异和农村外出务工人员所在流动目的地的社会融入水平相关联。
（2）年龄、家庭收入以及社会融入水平的提升会显著降低农村外出务工人员自耕的意愿;比较而言,亲朋耕种及流转的影响因素大体相似,家庭收入与社会融入水平的提升会增加其概率,但与此同时,不论是显性还是隐性撂荒的概率也会随之提升;土地耕种是否缺乏劳动力,即农村劳动力的流失是社会融入之外,承包地撂荒的另一重要影响因素。
（3）经济融合的影响大于文化融合,且与农村外出务工人员的流动目的地差异存在一定耦合;流向东部地区的农村外出务工人员更加倾向于自耕,流向中部及东北地区则更倾向于承包地流转;经济融合与流动目的地的交互分析进一步证实了承包地对于农村外出务工人员的社会保障价值,随着经济融合水平的提升,其与承包地的经济联结关系逐渐削弱,反之亦然。
（4）社会融入水平的提升虽然会降低农村外出务工人员自耕的概率,但是地方政府未能有效地将农村外出务工人员转移经营权的意愿完全转化为流转、亲朋耕种的行为决策,撂荒的比例依然很高。
本文利用社会融入的视角,串联了城市化过程中的市民化与农业农村发展过程中耕地高效集约利用两大关键议题。研究发现,社会融入水平的提升不仅可以助力市民化的提升,也可以提升农村外出务工人员将其承包经营权转移的积极性。对于农村外出务工人员流动目的地政府而言,应积极提升社会服务水平,消除农村外出务工人员对城市生活生计风险的顾虑;而流动来源地政府则应该进一步健全土地流转机制,将农村外出务工人员转移经营权的意愿落实为承包地流转,而非撂荒等事实上放弃经营权的决策。

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