农民工城市融入对土地转出的影响研究——基于土地情结的探讨.pdf
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1、第42 卷第4期2023年8 月【经济与管理】西安建筑科技大学学报(社会科学版)J.Xian Univ.of Arch.&Tech.(Social Science Edition)Vol.42 No.4Aug.2023DOI:10.15986/j.1008-7192.2023.04.006农民工城市融入对土地转出的影响研究基于土地情结的探讨邵景润(清华大学马克思主义学院,北京10 0 0 8 4)摘要:以农民工的土地情结为出发点,使用2 0 17 年中国流动人口动态监测调查数据分析了农民工城市融人对土地转出的影响及其作用机理。Probit模型估计结果表明,农民工城市融人能够有效促进土地转出,综
2、合融入指数每增加一个标准差,土地转出的概率增加9.0%。倾向得分匹配和分组回归证实了基准系数的稳健性,使用工具变量法处理内生性后估计结果依然可靠。中介模型估计结果显示,经济、居住、子女教育等客观融人能部分地降低农民工对土地的生存依赖和情感依赖;身份融人和社会融人等主观融人能削弱农民工对土地的情感依赖,但不能降低土地生存依赖。研究认为,推进土地转出需坚持如下思路:一是应该从城乡两大范域同时考虑土地规模化问题;二是应该给予农民工在城市居住、子女教育等客观福利以促进土地转出;三是应该兼顾客观融人与主观融入的各个维度,让农民工能够通过努力在城市有尊严地活着,如此才能削弱其土地情结。关键词:农民工;城市
3、融人;土地情结;土地转出中图分类号:C912.1;F323.6文献标识码:A文章编号:10 0 8-7 19 2(2 0 2 3)0 4-0 0 41-10土地情结是解释中国土地流转增速放缓的重要维度。中国传统社会是“粘着在土地上”的乡土社会17,人和土地不仅具有紧密的经济联系,而且有着强烈的情感联系2 10 1,名誉、抱负、热忧、社会上的赞扬全都和土地联系在一起3。由此产生的土地情结促使农民更易“惜地”,使其产生保有土地控制权的决策偏好,从而阻碍了土地流转效率的提高4。纵然新时代的中国已经从以农为本、以土为生、以村而治、根植于土的“乡土中国”逐步走向告别过密化农业、乡村变故乡、城乡互动的“城
4、乡中国”514,,但进入城市的农民工家庭依然对土地抱有深厚的情感与依恋,有调查显示7 9.1%的农民认同“土地是命根子”的传统观念那么如何才能弱化农民工的土地情结以促进土地流转呢?农地本身是一种人格化的财产,它的产出及其存在本身便保障着农户在经济、文化、社会等多方面的生活。因此弱化土地情结,必然需要为农民寻求农地之外的经济、文化与社会保障的替代物。改革开放以来,广阔而深远的人口迁移导致中国农民家庭的市场与非市场行为均发生了显著变化7 18 3-8 9,农户的全面发展越来越多的存在和依收稿日期:2 0 2 2-0 7-2 5作者简介:邵景润(1998-),男,清华大学马克思主义学院博士研究生,研
5、究方向为农村土地制度。E-mail:2 2 0 2 2 0 52 z j u.e d u.c n赖于城市社会与非农产业。因此改善农民的生存境遇,显然就需要着眼于城市范域。而农民进入城市非农产业成为农民工之后,他们在城市的经济、文化、社会、心理等多方面的融入水平将有利于降低其家庭与农地、乡村社会的联系,从而对土地流转行为产生潜在的影响。研究实证探究农民工城市融入通过土地情结影响土地转出的可能性与存在性。创新点体现为:第一,研究对象聚焦于“人”与“地”的关系,假定人的流动先发于土地资源的配置,“情感”是联系两者的中介。第二,研究视角关注到“乡村”与“城市”的互动,假定土地情结的破解以城市融人为着力
6、点,“农民工”是沟通双方的纽带。第三,研究内容扩展了“城市融人”与“土地情结”的衡量方式,前者不仅包括收人、心理、社交等传统方面,还增加了居住、子女教育等关键维度,后者的衡量从“土地情感依赖”与“土地生存依赖”两方面展开。一、文献回顾与研究假说“土地情结”广泛存在且古已有之。Redfield指出无论是英国农民还是玛雅印第安人都在情感与42道义上对土地具有执着的依恋8 。土地情结指深藏于农民内心的对土地的喜爱和依恋的神秘情感、态度和愿望,包括农民对土地的经济依赖和情感依赖9。对于中国的小农户而言,土地情结的强弱可能受到两方面因素的影响:一是农民与农业经济的依赖程度,即土地产出在农户家庭收入中的份
7、额;二是农民与乡土文化的联结程度,即农民对乡土生活习惯、文化习俗的喜爱性和适应性。刘守英等5指出,“农一代”出村又回村的原因便在于在遭遇城市住房、子女教育、社会保障等各方面不公平对待的同时,他们自身与农业、土地和村庄有着紧密联系,土地于他们有着割舍不掉的感情。土地情结在现实中表现为农户对土地经营权的高度重视,从而影响了土地资源的配置效率。当农户面临较高的土地生存依赖和情感依赖时,农户转出土地经营权的可能性更小10-1,即便转出土地,农户也会更多地考虑将土地经营权转给那些具有血缘、地缘联系的熟人12-13。当不得不进人正式的土地经营权交易市场中时,在土地情结的影响下农户又往往表现出较强的烹赋效应
8、,他们将土地视为一种人格化的财产14,给予承包地更高的估价,表现为能够接受的土地转出价格远远高于土地转人的意愿价格15。同时,农户对土地经营权流转后能否收回租金、承租者是否会保护土壤肥力、下一轮承包时自己已能否保留资格等都有较大的疑虑,不愿承担潜在风险。从这个角度来看,推动中国土地流转市场发育的重要措施在于降低土地情结,而降低土地情结的本质措施在于降低农户对于土地在客观上的生存依赖与在主观上的情感依赖,故而要为农户提供生存与情感依赖的替代物。显然,能够替代土地经济和非经济价值的无外乎非农生计与城镇生活。一方面,学界对非农生计与土地流转的关系已经做了较多讨论。许庆等16 通过实证研究发现非农就业
9、能够通过弱化土地的社会保障功能促进土地流转,同时指出单纯的非农参与并不能有效提高农地流转率,非农就业的稳定性同样重要。这说明非农劳动本身兼具经济功能和保障功能,只有在非农劳动足够稳定并生成保障功能的情况下,土地的生存依赖才能减弱。如果非农劳动不能产生高于农业经营的综合比较利益,农户将会进行家庭内部分工17-18 ,土地流转也就无从谈起。事实上,非农就业质量能够通过提高农民的城市定居意愿来推动西安建筑科技大学学报(社会科学版)土地流转19。另一方面,当前有关城镇生活如何冲击土地情感依赖的现有研究并不充足。农民与土地的黏连关系除了源于生存保障和社会保障之外,还源于以传统道德、礼治为表现的乡村文化和
10、以血缘为纽带的社会关系131-3。这表明农民卷恋的不仅仅是土地,还有文化与血缘。当进入城市的农村学子适应了那种与乡村生活截然不同的生活方式和观念时,便成为逃离的农家子弟2 10 4-10 7;“农二代”不再依恋土地,表现出留城、务工、离土、离农的趋势5。这些现象无不表明,融人城镇生活能够有效降低土地情感依赖。因此促进农民工融入城市文化并建立城市社会关系对于土地流转具有重要意义。事实上,还需要讨论两种与论证主题相左的现象。第一种现象是在地缘身份认同的影响下,城市功成名就的乡贤精英越来越希望回归乡村2 0 ,毋庸置疑他们的城市融入水平非常高,但又迫切地想回到乡村。然而,这部分群体在身份上已经不是农
11、民,他们不会将土地视为生存保障,他们的这种情感表达可称之为“乡愁情结”2 1。第二种现象是部分在城市发展较好的农民工在强烈的乡土情结的驱使下返乡创业,成为新型职业农民2 。不可否认,返乡群体确实存在,但并非主流,农民工返乡原因有主动和被动的区别2 3】,根据2 0 17 年中国流动人口调查数据,当年计划返乡的农民工中8 5.55%是因为疾病、赡养父母和子女教育而被动返乡的。故而,这两种现象并不影响农民工由乡到城、由农到工的整体迁移趋势。由此提出如下研究假说。假说I:农民工城市融人能够有效促进土地转出。通过上述分析可知,土地情结在农民工城市融人对土地转出的影响中起着中介作用。如图1所示,农户对土
12、地具有生存依赖与情感依赖1,由此形成了强烈而浓厚的土地情结。而农民工城市融人包括客观上的物质融人和主观上的心理融人,能够为“粘”在土地上的农民提供生存替代和情感替代,推动其在城市安身立命,从而促进农村承包地的流转。具体来看,农民工城市融入削弱土地情结的机理可能存在四条路径:第一,客观城市融入削弱土地生存依赖。因为稳定的非农就业将降低农民对农业收人的依赖,同时城镇社会保障也对土地保障具有显著的替代效应。第二,客观城市融人削第42 卷第4期弱土地情感依赖。如果农民工能够在城市具有稳定的就业、买房定居且积累适当的社会关系,则其对土地的情感也将随着对土地生存依赖的减弱而减弱。第三,主观城市融人削弱土地
13、生存依赖。主观上与城市文化、城市生活的接轨,将可能促使农民工主动选择放弃农村的物质资源,转而在城市打拼。第四,主观城市融入削弱土地情感依赖。在思想上融人城市,势必会弱化对农村社会关系和社会文化的依赖,对土地的情感也将渐趋消散。据此提客观融入削弱融入主观融入邵景润:农民工城市融人对土地转出的影响研究出如下研究假说。假说:客观城市融人能够削弱土地情结的客观来源,即降低对土地的生存依赖。假说:客观城市融人能够削弱土地情结的主观来源,即弱化对土地的情感依赖。假说IV:主观城市融人能够削弱土地情结的客观来源,即降低对土地的生存依赖。假说V:主观城市融人能够削弱土地情结的主观来源,即降低对土地的情感依赖。
14、城市融入土地情结生存依赖农民工城市农民工的土地情结43情感依赖促进图1土地情结视角下农民工城市融入对土地流转的影响(2)核心解释变量二、数据来源与模型构建农民工城市融人。借鉴卢海阳等2 4、郭庆然等2 5 考察农民工城市融人的维度,从经济融人、居1.数据来源住融人、子女教育融人、身份融人、社会融入五个方为了验证研究假说,选取2 0 17 年中国流动人面进行衡量,其中经济融入、居住融入与子女教育口动态监测调查数据(China migrants dynamic sur-融人为客观物质条件的融人,身份融入与社会融人vey,CM D S)实证分析。参考2 0 19年农民工监为主观心理的融人。测调查报告
15、思路,将农民工定义为户口在农村且经济融人。将CMDS数据与42 4个地级市(区、拥有承包地,在外地从业6 个月及以上的劳动者。县)的城镇居民人均可支配收人相匹配,使用“上个数据清理步骤:一是剔除非农业户口的样本;二是月工资收人或纯收入是否高于所在地市城镇居民将年龄限定在15 6 5岁;三是删除外出时间不足人均可支配收人的两倍”来衡量经济融人,对于农6个月的样本;四是删除没有工作且不找工作的样民工而言,融人城市存在潜在的经济社会门槛,如本五是清理掉没有承包地的样本。最后共得到果只达到城镇人均收入水平则跨越融人门槛的可56368个样本。使用Stata16.0进行数据处理和能性较低。地级市(区、县)
16、的城镇居民人均可支配分析。收人数据来自各省2 0 18 年的统计年鉴(包括新2.变量选择疆生产建设兵团、黑龙江垦区),其中北京、天津、河(1)被解释变量。研究的被解释变量是农民工北、云南、甘肃的数据分别来自北京区域统计年家庭的土地转出状况,同时考虑正式流转与非正式鉴天津调查年鉴河北经济年鉴云南调查年流转方式,将其设置为虚拟变量,如果“承包地由亲鉴甘肃发展年鉴。朋代耕,或转租给私人、村集体、企业”,则赋值为1,居住融人。住房问题是农民工融人城市过程否则赋值为0。中面临的最大“拦路虎”,高企的房价需要耗费一代阳滞转出上地44人甚至几代人的心血。依据“您现住房属于下列何种性质”来衡量农民工的城市融人
17、水平,如果为自购商品房、自购保障性住房、自购小产权住房或自建房,则赋值为1,其他情况赋值为0。子女教育融入。子女教育是农民工最为关注的问题,根据“目前在本地,子女上学有无问题”测度子女教育融人,如果有问题赋值为0,没有问题赋值为1。虽然这样测度子女教育融人水平较为粗糙,但仍在一定程度上反映真实的融人状况。身份融入。李培林等2 6 认为农民工的身份认同是其城市融入最关键的一环。根据问卷中“您是否同意我觉得我已经是本地人了,”这一问题生成农民工身份融人变量,完全不同意或不同意赋值为0,基本同意和完全同意赋值为1。社会融人。农民工与城市居民间的交往活动反映了其积极构建城镇社会网络的状态2 4。本文使
18、用问卷中“您业余时间在本地和谁来往最多(不包括顾客及其他亲属)”生成农民工社会融入变量,变量被解释土地转出变量经济融人居住融人子女教育融入身份融人核心解社会融人释变量综合融人指数客观融人指数主观融人指数土地收益比重遵循老家风俗性别年龄受教育水平个体特征婚姻健康医疗保险离家距离同住规模配偶随迁家庭特征子女随迁父母随迁老家位置西安建筑科技大学学报(社会科学版)如果与各类同乡往来最为密切则赋值为0,否则赋值为1。城市融人指数。确定农民工经济融入、居住融人、子女教育融入和身份融人、社会融人等指标的基础上,使用值法构建农民工城市融入综合指数、主观融人指数和客观融入指数。(3)中介变量。土地情结为本研究的
19、中介变量。借鉴相关文献,本文从主、客观两个范畴考量土地情结。客观方面为土地生存依赖,使用“土地收益占家庭收人的比重”来衡量,土地收益来自个人所有承包地的经营收人和转出部分的租金。主观方面为土地情感依赖,使用“按照老家风俗习惯办事的重要性”来衡量,表明了农民工对乡土文化的依恋性。(4)控制变量。本文还选择了性别、年龄、受教育水平、婚姻、健康状况、是否参加城镇医疗保险等作为个体方面的控制变量,选择离家距离、同住规模、家人是否随迁、老家所处地理位置等作为家庭方面的控制变量。具体变量描述如表1所示。表1描述性统计变量含义是否将自家承包地给亲朋耕种或转租给私人、集体和企业上个月的工资收人/纯收人是否高于
20、所在地级市城镇居民人均收人的2 倍现住房是否属于自购或自建房在本地子女上学是否有困难是否认为自己已经是本地人业余时间和谁来往最多:同乡=0,本地人=1熵值法计算得到经济、居住、子女教育融人熵值法计算得到身份、社会融人熵值法计算得到个人承包地的土地收益占家庭总收入的比重按照老家风俗习惯办事的重要性性别:女=0,男=12017-出生年小学及以下=1,初中=2,高中或中专=3,大专=4,本科及以上=5未婚、离婚、丧偶=0,初婚、再婚、同居=1不健康=3,基本健康=2,健康=1是否购买城镇居民或职工医疗保险跨省=3,省内跨市=2,市内跨县=1本人/配偶/子女在本户同住的成员数量(5人及以上=5)配偶随
21、迁=1,不随迁=0儿子/女儿/儿媳/女婿随迁=1,不随迁=0父母/公婆/岳父母随迁=1,不随迁=0户籍地所处的地理位置:农村=0,乡镇/县城/地级市/省会/直辖市=1第42 卷均值标准差0.3810.4860.1370.3440.2480.4320.4190.4930.7490.4340.5290.4990.2830.2150.2290.2370.4940.3970.0090.0212.6410.8390.6190.48637.7719.8482.2230.9490.8640.3432.7940.4570.2020.4012.3070.7703.2861.0610.7370.4410.5190
22、.5000.0870.2820.0700.256第4期3.模型构建(1)二值选择模型。由于土地转出状况是离散变量,本文假设模型的累计分布函数服从标准的正态分布,选择Probit模型进行整体估计,以使得被解释变量的估计值符合两点分布。模型如下:LT,=o+;R;+,CV,+sJ+8;式中:LT,为第i位农民工家庭承包地的转出情况,R,表示第i位农民工的城市融人水平,CV,代表个体特征、家庭特征等控制变量。J为省份固定效应,控制地区之间的差异。8;为模型的随机扰动项。研究重点关注系数的符号及大小。(2)中介效应模型。为探究土地情结在城市融人对土地转出影响中的作用,参考温忠麟等2 7 的思路,构建如
23、下中介模型:(1)维度经济融人婚姻-0.042*(0.01)健康状况-0.005(0.00)医疗保险-0.010*(0.01)离家距离0.024*(0.00)同住规模-0.017*(0.00)家人随迁0.071*(0.01)老家位置0.032*(0.00)省份固定效应YES观测值54 233Wald chi24018Pseudo R?0.060注:括号内为稳健标准误;*、*、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。首先来看城市融入的总体效应。第(6)列的估计结果表明,农民工城市融人水平提高一个标准邵景润:农民工城市融入对土地转出的影响研究(1)1.基准回归表2 给出了农民工城市融入对土地转
24、出的回归结果。需要特别指出,本文汇报的Probit估计结果均为平均边际效应,余文不再做特殊说明。从回归结果来看,伪R?为0.0 58 0.0 6 2,Wald统计量在31274303,系数的联合显著性较高。表2 基准回归:Probit估计(2)(3)居住融入子女教育融人身份融人-0.042*0.035*(0.01)(0.01)-0.0030.002(0.00)(0.00)-0.015*-0.011*(0.01)(0.01)0.027*0.025*(0.00)(0.00)-0.017*-0.016*(0.00)(0.00)0.071*0.068*(0.01)(0.01)0.030*0.035*(
25、0.00)(0.00)YESYES56 36856 3684 2614 2520.0610.06145M;=o+,R;+,CV,+,J+8;(2)LT,=00+0,R;+0,M,+0,CV,+04J+8;(3)式(2)、式(3)与式(1)一起构成一个完整的中介效应检验模型。其中,M,表示农民工的土地情结。2与的乘积是农民工城市融人水平通过土地情结影响土地流转的程度。三、回归结果分析(4)(5)社会融人-0.037*0.028*(0.01)(0.01)-0.0050.002(0.00)(0.01)-0.012*-0.008(0.01)(0.01)0.026*0.025*(0.00)(0.00)-
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