促进抑或抑制：农民工就业质量对土地流转的影响.pdf

2023.10(总534)世多业World Agriculture促进抑或抑制：农民工就业质量对土地流转的影响吴学兵1，2吴珺璐2（1.长江大学湖北农村发展研究中心荆州4340 2 3;2.长江大学经济与管理学院荆州4340 2 3)摘要：农民工就业质量对土地流转的影响尚未得到足够关注，但其比就业数量的影响更为重要。本文基于2 0 17 年流动人口动态监测数据，从土地流转和土地流转租金两个维度考察了农民工就业质量对土地流转的影响及其机制。采用CRITIC方法对农民工就业质量进行了测度，并通过IV-Probit和2 SLS模型，解决内生性问题。研究发现，总体上，农民工就业质量对土地流转的影响显著为负，对流转租金的影响显著为正，经过内生性检验和稳健性检验后仍然成立。深入考察异质性后发现，在配偶随迁和配偶子女同时随迁两种情形下，农民工就业质量对土地流转的影响显著为负，当农民工家属全部随迁后，影响效应已不显著。机制分析发现，农村拥有宅基地对土地流转具有遮掩效应，城市购买住房对土地流转具有中介效应。本文的政策含义在于，为农民工家庭融入城市提供必要支持，规范土地流转市场化建设，推动进城落户农民承包地有偿退出。关键词：农民工；就业质量；土地流转；流转租金；家属随迁DOl:10.13856/11-1097/s.2023.10.0081引言促进农民收人快速增长、生活水平不断提高，是实施乡村振兴战略的主要目标 1。细碎化的小农经营方式虽然能有效解决农民温饱问题，但无法让农民真正富裕起来。随着城市化和工业化的不断推进，大量农村劳动力进城务工的同时，农村土地流转现象也日趋普遍 2 。截至2 0 2 0 年，全国农民工总量2.8 6 亿人，其中外出农民工1.7 0 亿人，分别占农村总劳动力的49.7%和2 9.5%3。但农民工主要集中在工资待遇低、劳动强度大、工作不稳定等门槛较低的行业就业，就业质量令人担忧。党的十九大报告指出，“要坚持就业优先战略和积极就业政策，实现更高质量和更充分就业”。这意味着提高农民工就业质量是落实高质量发展任务的必然要求 4。低质量的就业使得农民工像候鸟似的城乡往返，进而导致土地流转缺乏稳定性，而高质量就业是否符合人们普遍期待提升对土地流转及土地流转租金的影响，进而提出促进土地有序流转和市场化建设的路径，对于实施乡村振收稿日期：2 0 2 3-0 4-2 3。基金项目：教育部人文社会科学基金青年项目“乡村振兴战略驱动下农地流转价格偏离的形成机理与纠偏机理研究”（19YJCZH190），国家社会科学基金项目“农业产业化联合体运行成效与差异化提升策略研究”（2 1CJY047）。作者简介：吴学兵（198 0 一），男，湖北监利人，博士，副教授，研究方向：农村土地问题，E-mail：j m w x b i n g 16 3.c o m；吴珺璐（1998），女，湖北随州人，硕士研究生，研究方向：农业经济理论与政策，E-mail：7 8 517 12 12 q q.c o m。86一一宇一一带动更多家属随迁从而促进土地稳定流转呢？有鉴如此，分析农民工就业质量世多农业World Agriculture2023.10(总534)兴战略具有重要意义。已有研究多聚焦劳动力转移对土地流转的影响，但尚未形成一致意见。一种观点认为，劳动力转移有利于促进土地流转。相比农业经营，非农就业收人水平相对较高，这是诱致农业劳动力离开土地并形成土地流转的初始原因 5。王丽媛和韩媛媛认为非农就业也为农户带来更先进的理念，对土地流转有正向影响 6 。以往部分实证研究也支持了上述观点。例如，闫小欢和霍学喜 7 、李宁等 8 实证检验出家庭的非农就业总时间对土地流转和土地流转面积存在显著正向影响。许庆和陆钰凤证实非农就业越稳定，农户土地转出意愿越强 9。栾江和马瑞提出家庭每新增加1个长年在外务工者，会使土地转出面积增长8.1%10 。杨子砚和文峰实证得出非农就业将土地流转的概率提高了1.7 2%11。然而，也有学者对上述观点提出了质疑。第一，有学者认为土地承担的保障功能显著抑制了土地流转 12 13，特别是土地的赋效应，显著弱化了非农就业对土地转出的促进作用 14。第二，农业社会化服务的发展抑制了非农就业对农户土地转出的促进作用 15。第三，家庭劳动力转移超过一定数量才会对土地流转产生影响 16 。第四，非农就业促进了农业生产的资本深化进程，促进了土地转人，但抑制了土地流转17。已有研究主要从数量上分析农民工非农就业对土地流转的影响，但分析农民工就业质量对土地流转的影响相对较少，进一步分析农民工就业质量对土地流转租金的影响更为少见。事实上，农民工就业质量对农户家庭能否长久稳定在城市定居起着决定性的作用，进而对其土地流转和土地流转租金有着实质性影响。龚玉鸿实证检验了非农就业质量对土地流转的影响 18 ，但该文并未分析此种影响是否因家庭随迁而存在异质性。事实上，农户家庭兼业化对土地流转具有较强的抑制作用 19。本文首先在科学测度农民工就业质量的基础上，分析农民工就业质量对土地流转及土地流转租金的影响，并进一步探究这种影响是否对家属随迁具有情景依赖。该问题的研究对于为政府部门培育土地流转市场、提升农民就业质量具有参考意义。2王理论分析与研究假设2.17农民工就业质量对土地流转的影响机制农民工就业质量主要通过收入效应和农业资本深化效应对土地流转和土地流转租金产生影响。一方面，农民工就业质量提升抬高了农户家庭收入水平，增强了家庭经济能力，既降低了家庭对土地的经济依赖性，也降低了家庭对土地的社会保障依赖。因此，理论上，农民工就业质量的提升在一定程度上可促进土地转出，从而可降低土地流转租金。另一方面，农民工就业质量通过农业资本深化效应也对农户土地流转和土地流转租金具有影响作用。随着非农就业带来的收人提高，农民工家庭有实力购买现代化的农业机械设备、良种和社会化服务 16 ，甚至有可能扩大农业经营规模，这将抑制土地流转和土地流转租金的降低。综上所述，农民工就业质量对土地流转及土地流转租金的影响较为复杂，具有不确定性。一方面，通过收入效应，减少农户对土地的依赖，促进土地流转和降低土地流转价格；另一方面，通过农业资本深化效应抑制了土地流转和土地流转租金的降低。但究竟是抑制还是促进，取决于两种效应的权衡，有待进一步实证检验。具体见图1。因此，提出如下假设。假设1：农民工就业质量对土地流转及土地流转租金的影响方向不确定。农民工就业质量图1农民工就业质量对土地流转行为及租金的影响收人效应农业资本深化效应+土地流转土地流转+租金872023.10(总534)世多农业World Agriculture2.2农民工家属随迁影响的异质性分析农民工就业质量对土地流转的影响可能对家庭随迁状态具有情景依赖。农民工家庭化迁移的一般逻辑：农民工稳定就业有了一定物质基础后，首先带动配偶随迁，随后带动子女随迁，最后带动父母随迁 2 0 。但农民工家庭能在城市体面地安居乐业，需要几代人接力 2 1。这种逐步性流动将使农村家庭从兼业经营模式转变为代际分工的半工半耕模式 2 2。当家庭尚有青壮年家属（例如配偶）留守农村时，农民工就业质量提升促进了农业资本深化，农户通过购买机械，扩大土地规模经营 16 ；当家庭尚有老龄家属（例如父母）留守农村时，农民工就业质量提升增加的家庭经济收入可承担社会化服务的购买，即使父母年迈也能承受土地耕种作业。因此，当家庭尚有家属成员留守农村时，农民工就业质量的提升抑制了土地转出，也抑制了土地流转租金的下降。而当家属全部随迁进入城市后，该家庭对农村土地的生存依赖减少，从而有利于土地转出，也促进了土地流转租金的下降。由此可见，农民工就业质量提升对土地流转也具有门槛效应，即当全家成员随迁后，才对应出现“人动和地动”。因此，提出如下假设。假设2：当尚有家属留守农村时，农民工就业质量提升抑制了土地流转和土地流转租金的下降；当全家随迁后，农民工就业质量提升促进了土地流转和土地流转租金的下降。土工就地业质流十量农村尚有留守家属图2 农民工就业质量对土地流转及租金的影响机理农村无留守家属农民+土地流转租金转3楼数据、变量与模型3.1类数据来源本文使用的数据来源于2 0 17 年全国流动人口动态监测数据（CMDS）。使用该数据基于两个方面原因：一方面，该样本覆盖全国31个省（自治区、直辖市）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2 0 万户；另一方面，该数据内容涉及流动人口及家庭成员的方方面面信息，满足本文的研究需要。因本文的研究对象为农民工，故删除了户籍为城市户口的样本。另外，本文删除了土地流转租金为负的样本，并将土地流转租金进行95%的缩尾。此外，在数据的清洗过程中删除了缺失值、极端值和逻辑不合理的样本，最终保留了2 32 49个微观农民工样本。3.23变量描述被解释变量：土地流转与土地流转租金。圃于数据限制，本文所指土地流转主要考察土地转出，参考林龙飞和陈传波 2 3 的做法，将转租给私人、村集体和企业的行为视为土地流转，将自已耕种视为非土地流转，删除其他样本。赋值土地流转为1，共4550 人，占比19.57%；赋值非土地流转为0，共18 6 99人，占比80.43%。本文的另一个核心解释变量土地流转租金用亩均土地流转租金表示，流转租金的平均数为593.801，最小值为0，最大值为2 0 8 0。核心解释变量：就业质量。本文借鉴已有研究 2 4-2 5，并基于2 0 17 年流动人口动态监测数据，选取农民工从事城镇非农就业时的劳动收入、工作稳定、社会保障和工作层级4个研究指标。具体而言，劳动收入指1亩=1/15公项。88一世多农业World Agriculture标用农民工不包吃住的纯“月收入”表示；工作稳定指标用“是否签订正式劳动合同”表示；社会保障用是否办理社保卡表示；职业层级指标用“高层次和低层次职业”表示，将行政事业单位、专业技术岗位和经商设为高层次职业，将餐饮、家政、保安等职业设为低层次职业。劳动收入、工作稳定、社会保障和工作层级指标为正向指标，值越高代表就业质量越高。本文采用CRITIC（Cr i t e r i a I m p o r t a n c e T h r o u g h I n t e r c r i t e r i a Co r r e l a t i o n）方法测算农民工就业指数。CRITIC方法基于评价指标间的冲突性和对比强度，根据数据本身的客观属性赋权，能够兼顾指标的相关性和变异性2 4。为综合考察农民工就业质量对土地流转的影响效应，本文对劳动收人、工作稳定、社会保障以及职业层级4个就业指标进行CRITIC赋权，加权生成就业质量指数，结果见表1。指标信息量劳动收入0.020工作稳定0.488社会保障0.500职业层级0.342控制变量：为减少系数估计偏误，本文控制了其他影响土地流转的变量。参照以往的相关研究，本文控制农民工的个体特征和家庭特征变量。个体特征主要包括访谈对象性别、年龄、年龄平方、婚姻状况、流动范围、进城时长、健康状况以及政治面貌，家庭特征包括家庭人口、家属随迁、城市住房、每月支出、宅基地以及集体分红。同时对省份和行业进行了控制，以弱化回归分析中可能引起的偏误。表2 列出了变量的描述性统计结果。变量名称土地流转流转租金就业质量性别家庭人口年龄年龄平方健康状况政治面貌流动范围集体分红宅基地每月支出城市住房家属随迁婚姻状况进城时长2023.10(总53 4)表1 CRITIC权重计算结果指标变异性指标冲突性0.0711.6001.6591.175表2 变量含义及描述统计变量描述流转=1，不流转=0亩均土地流转租金就业质量指数男性=1,女性=0同住的家庭人数受访者实际年龄受访者实际年龄的平方健康=1，基本健康一2，不健康但能自理=3中共党员=1，共青团员=2，其他人员=3跨省=1，省内跨市=2，市内跨县=3有分红=1，无分红=0有宅基地=1，无宅基地=0过去一年家庭平均每月支出城市购买房屋=1，无购买房屋=0家属全部随迁=1，非全部家属随迁=0已婚=1，未婚=0进城年数客观权重0.0010.0140.7800.3160.8290.3960.4020.232均值标准差0.2000.400593.801551.0220.4400.2900.6200.4903.0201.22035.0209.8601 323.940748.3901.1600.4002.8400.4601.6600.7700.0290.1670.8710.3353063.0002001.0000.1700.3700.0300.1600.8000.4005.2605.510892023.10(总53 4)世多业World Agriculture3.3模型设定本文旨在考察农民工就业质量对其土地流转行为及租金的影响，为此，首先给出了农民工就业质量对其土地流转的基准估计模型。具体如下：式（1）中，Y，表示土地流转行为或者土地流转租金。当Y；表示土地流转行为时为二分类变量，1 表示流转土地，0 表示不流转土地，模型选择为Probit模型；当Y；表示土地流转租金时为连续变量，模型采用OLS模型。Quality表示农民工就业质量指数。X为个人控制变量构成的矩阵。为常数项，i表示待估计系数，为控制变量系数组成的矩阵。为随机扰动项，并假设其符合正态分布。4实证结果分析4.1基准回归分析表3 报告了农民工就业质量对土地流转及租金影响的回归结果。列（1）列（3）显示了农民工就业质量及其他控制变量对土地流转行为的影响。列（1）仅纳人农民工就业质量这一核心解释变量，结论在1%水平上显著为负，表明农民工就业质量负向影响土地流转；列（2）在列（1）的基础上增加了控制变量，结论依然在1%的水平上显著为负；列（3）进一步控制行业和省份，在1 0%的水平上显著为负。列（4）列（6）将因变量改为土地流转租金，考察农民工就业质量是否影响土地流转租金。列（4）仅纳入核心解释变量，结论在1%水平上正向显著，表明农民工就业质量抬高了土地流转租金；列（5）在列（4）的基础上增加了控制变量，显著性有所下降，在1 0%的水平上显著为正；列（6）进一步控制行业和省份，仍在1 0%的水平上显著为正。基准回归结果显示，在不同模型设定下，农民工就业质量的提升抑制了土地流转行为，抬高了土地流转租金，结论十分稳健。其背后的原因在于，农民工就业质量的提升虽然在一定程度上减少了家庭对土地的经济依赖和社会保障依赖，但家庭经济收入水平的提高也会促进农业资本深化，通过购买农机设备和社会化服务替代农业劳动力，抑制了土地流转，提高了土地流转租金。这与龚玉鸿1 8 1 的结论“非农就业质量会直接显著正向影响土地流转行为”不一致，如前文理论分析，农民工就业质量对土地流转的影响可能还对家属随迁具有情景依赖，但该文并未考虑。因此，本文将在下文重点分析不同家属随迁下农民工就业质量对土地流转的异质性。由于控制变量不是本文的重点关切，本文对控制变量不做过多解释。变量名称(4)就业质量-0.141*(4.22)家庭人口性别年龄年龄平方健康状况90Y,=。+iQuality+X+表3 基准回归结果土地流转(Probit)(1)(2)-0.102*(2.89)-0.001(-0.13)-0.021(-1.06)-0.046*(-6.17)0.001*(9.66)0.068*(2.90)(1)土地流转租金（OLS)(3)(5)0.066*107.851*(1.65)(3.53)0.016(1.49)-0.008(0.37)-0.040*(5.31)0.001*(8.89)0.026(1.07)(6)56.877*62.237*(1.75)(1.72)-9.793-3.320(0.98)(0.33)-4.02610.920(0.21)(0.55)-8.860-5.238(1.39)(-0.81)0.0970.058(1.27)(0.75)76.425*-66.018*不(一4.0 4)(3.42)世多农业World Agriculture土地流转(Probit)变量名称(1)政治面貌流动范围集体分红宅基地每月支出城市住房家属随迁婚姻状况进城时长常数项行业控制省份控制NR2调整R2注：Probit模型括号内为Z值，OLS模型括号内为T值。*、*、*分别表示在1%、5%、1 0%的水平上显著。表4至表8 同。4.2内生性处理基准模型可能存遗漏变量和双向因果等内生性问题。一方面，尽管控制了影响土地流转和土地流转租金的主要变量，但仍然会存在一些无法观测的变量无法控制；另一方面，土地流转及土地流转租金反过来也会影响农民工城市融入水平从而影响农民工就业质量2 5。为有效减少内生性干扰，借鉴有关学者的做法，在分析农民工就业质量对土地流转及土地流转租金影响时，选取本村其他农民工就业质量指数的平均数作为农民工就业质量的工具变量。农村是个熟人社会，村庄其他农民工就业质量会直接影响周围邻居，但村庄平均就业质量水平是集体整体状况，并不直接影响农户土地流转行为和土地流转租金。表4中，IV-Probit工具变量模型结果显示，就业质量依然在1%的显著性水平上负向影响土地流转，沃尔德检验结果为4.94，其P值为0.0 2 6，故可以在5%的显著性水平上认为就业质量为内生变量。进一步弱工具变量检验显示，P值为0.0 0 7，拒绝了弱工具变量的原假设。2 SLS工具变量模型结果显示就业质量依然在5%的显著性水平上正向影响土地流转租金。Durbin-Wu-Hausman内生性检验的P值为0.0 58，在1 0%的显著性水平上拒绝了原假设，即土地流转价格为内生性变量，进一步弱工具变量显示，F统计量为3 55.6 1 2，超过1 0，故认为不存在弱工具变量。变量名称就业质量2023.10(总53 4)(续）土地流转租金(OLS)（2)(3)0.053*-0.054*(-2.48)(2.45)-0.018-0.035*(-1.40)(-2.01)-0.076*0.100*(2.10)(2.69)0.148*0.078*(6.18)(2.99)0.000*0.000*(7.16)(6.27)0.244*0.106*(9.09)(3.57)0.509*0.554*(8.79)(9.40)0.060-0.142*(-1.59)(3.70)0.004*0.005*(2.19)(2.52)-0.796-0.46 2*(-46.04)(2.97)未控制未控制未控制未控制2324923249表4工具变量回归结果土地流转(IV-Probit)(1)0.304*(-2.68)(4)-0.277548.770*(1.51)(35.64)已控制未控制已控制未控制232493 8350.0030.001(5)22.178(-1.06)-1.052(-0.09)-42.946(-1.04)-19.872(0.86)0.019*(3.94)-25.537(1.12)48.823(1.00)-1.575(0.04)-2.279(1.47)1 012.810*(6.63)未控制未控制3 8350.0170.010土地流转租金（2 SLS)(2)278.389*(2.38)（6)21.536(-1.03)25.565*(1.72)-44.629(-1.10)1.190(0.05)0.015*(2.93)9.114(-0.38)40.766(0.82)-9.433(0.25)3.479*(2.18)987.662*(5.74)已控制已控制38350.0660.05091(续）2023.10(总53 4)4.3拓展性分析：家属随迁的异质影响表5的列（1）列（3）显示了农民工就业质量对土地流转是否存在对家属随迁的情景依赖。在控制了行业和省份后，家庭中只有配偶随迁时，农民工就业质量的提升对土地流转在5%的水平上负向显著；只有配偶和子女随迁时，依然在5%的水平上负向显著，但影响效应有所变小。这表明，农民工家庭中尚有成员留守农村时，农民工就业质量的提升将会降低土地转出的可能，随着随迁人员的增加，影响效应变小。其原因可能是：农民工就业质量的提升增加了农民工家庭经济收入水平，这虽然在一定程度上减少了家庭对农业经营收入的依赖，但家庭经济收入的增长也促进了农业资本深化，通过购买农机设备和社会化服务对农业劳动力进行替代，即使只有年迈父母留守农村，也能经营较大面积土地。因此，当尚有家属留守农村时，农民工就业质量的提升降低了土地转出的概率。当家属全部随迁后，农民工就业质量的提升对土地转出具有正向影响，但在统计学上已不显著。这表明农村无留守家属时，农民工家庭有将土地转出的倾向。但也担心土地因流转而失去产权，因此在一定程度上对土地流转持谨慎态度。验证了假设1。表5的列（4）列（6）考察了农民工就业质量对土地流转租金的影响是否存在对家属随迁的情景依赖。当家庭中只有配偶随迁时，农民工就业质量的提升对土地流转租金在5%的水平上正向显著，随着子女随迁和父母的相继随迁，这种影响效应依次变小，但已在统计学上不显著。当家庭中只有配偶随迁时，农村家中可能还留有父母和孩子，农民工就业质量的提升促进了家庭农业资本深化，因此不愿流转土地，土地流转价格反而有上升的可能。随着子女也随迁进人城市，农民工就业质量的提升对土地流转仍有显著的负向影响，故对土地流转租金也会产生正向影响。但当家属全部随迁后，虽然农民工家庭对土地的依赖性进一步降低，但农民工就业质量提升时，土地流转租金依然有上涨倾向。原因可能为：第一，农田也承载着一定的乡村福利，一些具有强烈“土地情结”的农民会更加珍惜土地，将其作为商业投资产品，通过流转获得增值空间2 6 。不依赖农业的农民在转出土地时，往往会要求较高的租金收入，以弥补可能“失去”或损坏农田的损失2 7。第二，情感依赖的信任机制可以解释农村土地流转发生在熟人之间2 8 ，土地租金也呈现差序化格局，更低的价格往往发生在熟人之间2 9。但当农民工家庭全部进城后，逐渐淡化与周围邻居之间的关系，因此土地流转租金主要随着市场行情变化，由于棘轮效应存在，土地流转租金上涨的概率会更大。第三，非农就业激发了农户农转非的资本积累需求，提高了农户对土地的价值预期3 0 1。变量名称就业质量控制变量92一世多农业World Agriculture土地流转(IV-Probit)变量名称(1)控制变量已控制行业控制已控制省份控制已控制N21769R2表5就业质量对土地流转影响的异质性分析土地流转配偶随迁配偶子女随迁(1)(2)-0.277*-0.101*(-2.39)(2.12)已控制已控制土地流转租金（2 SLS)(2)已控制已控制已控制35450.062土地流转租金全家随迁配偶随迁(3)(4)0.106187.570*(0.46)(2.07)已控制已控制配偶子女随迁(5)64.224(1.47)已控制全家随迁(6)57.533(0.30)已控制世多农业World Agriculture土地流转变量名称配偶随迁(1)N2 376R24.4稳健性分析针对遗漏变量导致的偏误，借鉴Altonji等的研究，引人不同的不可观测变量来解决3 1 。具体思路是：第一，构建一个受约束的回归方程，得到核心解释变量的参数估计值，记为R；第二，构建一个完整模型，引入所有控制变量，得到核心解释变量的参数估计值，记为F；第三，根据Altonji等给出的公式=IF（R一F）计算得出遗漏变量偏误系数。Altonji等认为，值大于1 可认为遗漏变量不存在3 1。本文据此分别建立两个受约束和完整的模型。受约束模型1 中仅加人就业质量这一关键自变量，在此基础上加人其他控制变量，形成受约束模型2。两个完整模型则分别在受约束模型1、受约束模型2 的基础上加人流动过的城市、是否愿意融这个城市生活等可能遗漏的控制变量，模型估计得到。值。通过表6、表7的结果可以看到，遗漏变量偏误系数。均大于1，说明由于遗漏变量导致估计结果有偏的可能性较小，前文结果是稳健的。变量就业质量控制变量行业控制省份控制N值变量就业质量控制变量行业控制省份控制N。值4.5机制分析：基于KHB方法的中介效应分析在检验农民工就业质量对土地流转及土地流转租金影响的基础上，本文进一步讨论了其内在机制。理论上，农民工就业质量对土地流转存在两方面的传导机制：一是农民工就业质量上升可能导致其家庭对农业生活和生产资料进行投资，进而抑制了土地流转，高了土地流转租金；二是农民工就业质量上升增加了该家932023.10(总53 4)（续）土地流转租金配偶子女随迁全家随迁(2)(3)14694599表6 遗漏变量解决：就业质量与土地流转受约束模型1完整模型1-0.141*-0.152*(4.22)(4.53)已控制已控制已控制已控制已控制已控制232492324913.818表7 遗漏变量解决：就业质量与土地流转租金受约束模型1完整模型1107.851*107.723*(3.53)(3.51)已控制已控制已控制已控制已控制已控制38353835841.586配偶随迁(4)5550.130受约束模型20.066*(-1.65)已控制已控制已控制23249受约束模型262.237*(1.72)已控制已控制已控制3835274.385配偶子女随迁(5)24070.02717.500全家随迁(6)1840.175完整模型2-0.070*(1.74)已控制已控制已控制23249完整模型262.011*(1.72)已控制已控制已控制38352023.10(总53 4)庭融入城市的能力，从而促进了土地流转和降低了土地流转租金期待。对此，本文使用KHB中介效应模型对其进行检验。Karlson等提出的KHB方法，既能用于非线性概率模型的中介效应分析，也适用于多维中介变量的情形3 2 。本文使用“宅基地”衡量农民工是否拥有对农村进行生产生活投资的物质基础，使用“城市住房”来衡量农民工融入城市的能力。城市购房也是农民工家庭实力的象征，也能为家属全部迁入城市提供物质基础。表8 列（1）的结果表明，在农村拥有宅基地中介了1 4.0 7%的农民工就业质量对土地流转的影响。这意味着农民工就业质量的提升可能一部分通过在农村置业从而抑制了土地流转。列（2）也进一步表明，在农村拥有宅基地中介了8.44%的农民工就业质量对土地流转租金的影响。农村拥有资产越高，越不利于土地流转，从而抬高了土地流转租金。列（3）显示城市拥有住房中介了一3.8 3%的农民工就业质量对土地流转的影响。这表明农民工家庭在城市拥有住房抑制了农民工就业质量对土地流转的负向影响，即有利于土地流转。列（4）也显示出抑制效应，但统计结果不显著，这表明在城市拥有住房有降低农民工就业质量对土地流转租金正向影响的倾向。其原因可能是在城市拥有住房提高了农民家庭融入城市的能力，减少了对土地依赖，也降低了土地流转租金预期。效应(1)土地流转总效应-0.112*直接效应-0.096*间接效应-0.016*中介效应/%14.07其他变量已控制样本量23249世多农业World Agriculture表8 机制分析宅基地的中介效应(2)土地流转租金97.248*89.036*8.212*8.44已控制3835城市住房的中介效应(3)(4)土地流转土地流转租金-0.102*107.851*-0.106*107.874*0.004*0.024-3.83一0.0 2已控制已控制23 2493.8355结论与启示本文基于2 0 1 7 年国家卫生健康委员会主持的全国流动人口动态监测数据（CMDS），实证分析了农民工就业质量对土地流转及土地流转租金的影响及作用机制，并进一步分析了农民工就业质量对土地流转及土地流转租金的影响对农民工家属随迁是否具有情景依赖，为评估农民工就业质量的土地配置效应提供了微观层面的重要依据。研究发现：农民工就业质量提升在整体上对土地流转的影响显著为负，对土地流转租金的影响显著为正，经过内生性检验和稳健性检验后仍然成立。深人考察异质性后发现，配偶随迁和配偶子女同时随迁两种情形下，农民工就业质量对土地流转的影响显著为负，当农民工家属全部随迁后，影响效应已不显著。配偶随迁时，农民工就业质量对土地流转租金的影响显著为正，随着子女和父母相继随迁，其效应依然为正，但已不显著。机制分析发现，农村有宅基地对土地流转具有遮掩效应，城市购买住房对土地流转具有中介效应。研究结论表明，农民工就业质量提升没有达到人们普遍的期待，即就业质量的提升促进了土地流转和降低了土地流转租金，主要障碍有二：一是农民工家庭如果不能整体融入城市，农民工就业质量提升通过农业资本深化效应，抑制了农户土地流转；二是即使全家随迁城市，但由于土地还承当着“情感依赖”和资产升值的预期，难以促进土地流转租金的下降。本文的政策启示在于：为农民工家庭融入城市提供必要支持。农民工就业质量的提升会促进农民工家属随迁，但随迁不是一而就，需要代际接力，在农民工家属全部随一9 4一世多农业World Agriculture2023.10(总53 4)迁之前，农民工家庭还处于半工半耕状态，这种状态不利于土地流转。因此，要为农民工家庭融入城市提供必要支持，譬如流出地政府部门要加大对农民工的技能培训，流人地政府要降低农民工及家庭入户门槛，加大对农民工及其家属的福利保障，重点支持农民工就业集中的行业，稳住了这些和农民工关联强的市场主体，也就稳定了农民工的就业岗位。规范建设土地流转市场。一是为流转双方提供人性化服务，主要包括市场信息发布、价格指导、抵押融资以及纠纷调解等服务。二是建立土地流出农户权益实现机制，接受进城农户的土地委托管理服务，使其放心流转土地。三是建立土地转入主体审核机制，对转入主体资格进行严格审核，避免遇到风险后荒跑路。推动进城落户农民承包地有偿退出机制。许多农民工虽然已进城落户，但仍然难以隔断对农村土地的情感依赖，以及对农村土地资产升值的预期，这将抑制土地流转。一方面，土地对这些进城落户家庭已失去生产和社会保障意义；另一方面，农村还有许多家庭因为土地规模过小急需扩大规模。因此应当按照自愿、有偿、合法、合规的原则，明确承包地退出主体、退出客体、补偿标准、退出程序，明确退出后土地的利用管理和农民的生活保障。参考文献1 叶兴庆，提高农民收入水平，促进农民农村共同富裕N农民日报，2 0 2 2-2-2 3（0 0 3）2 钱龙，洪名勇非农就业、土地流转与农业生产效率变化：基于CFPS的实证分析J中国农村经济，2 0 1 6（1 2）：2-16.3史常亮，张益：土地确权与农村劳动力迁移：来自省级面板数据的证据J：资源科学，2 0 2 2，44（4）：6 47-6 59.4 齐乐，陶建平产业智能化与农民工就业质量的影响机理及提升路径J华中农业大学学报（社会科学版），2 0 2 3（1)：34-46.5贺振华.农户外出、农地流转与土地配置效率J.复旦学报（社会科学版），2 0 0 6（4）：9 5-1 0 3.6 王丽媛，韩媛媛.劳动力回流与土地流转相悸吗？：论异质型非农就业如何影响土地流转J经济问题，2 0 2 0（9)：18-26.7 闫小欢，霍学喜，农民就业、农村社会保障和土地流转：基于河南省47 9个农户调查的分析J农业技术经济，2 0 1 3(7):34-44.8 李宁，蔡荣，李光勤农户的非农就业区域选择如何影响农地流转决策？：基于成员性别与代际分工的分析视角J公共管理学报，2 0 1 8，1 5（2）：93-1 0 3，1 57-1 58.9许庆，陆钰凤：非农就业、土地的社会保障功能与农地流转J中国人口科学，2 0 1 8（5）：3 0-41，1 2 6-1 2 7.1 0 栾江，马瑞农村劳动力转移就业稳定性对土地流转的影响效应研究：基于迁移异质性视角J：中国农业资源与区划，2 0 2 1，42（1 2)：2 0 3-2 1 6.11杨子砚，文峰从务工到创业：农地流转与农村劳动力转移形式升级J管理世界，2 0 2 0，3 6（7)：1 7 1-1 8 5.12罗必良，农地流转的市场逻辑：“产权强度-赋效应-交易装置”的分析线索及案例研究J南方经济，2 0 1 4（5)：1-24.1 3 南光耀，诸培新农地流转中赋效应的影响因素分析：基于江苏省两县区的调查数据J经济经纬，2 0 2 0，3 7（3）：54-61.1 4钟文晶，罗必良赋效应、产权强度与农地流转抑制：基于广东省的实证分析J农业经济问题，2 0 1 3，3 4（3）：6-16,110.15檀竹平，耿鹏鹏，罗必良转移距离、服务外包与农地流转：基于农业劳动力转移的农户证据J：经济经纬，2 0 2 2，39(3):35-44.16高佳，宋戈农村劳动力转移规模对农地流转的影响J经济地理，2 0 2 0，40（8）：1 7 2-1 7 8.17赵思诚，许庆，刘进劳动力转移、资本深化与农地流转J农业技术经济，2 0 2 0（3）：4-1 9.1 8 龚玉鸿农民工非农就业质量对农地流转的影响研究D杭州：浙江大学，2 0 2 1.1 9 钱忠好非农就业是否必然导致农地流转：基于家庭内部分工的理论分析及其对中国农户兼业化的解释J中国农村经济，2 0 0 8（1 0)：1 3-2 1.2 0 吴帆中国流动人口家庭的迁移序列及其政策涵义J：南开学报（哲学社会科学版），2 0 1 6（4)：1 0 3-1 1 0.21王德福：弹性城市化与接力式进城-理解中国特色城市化模式及其社会机制的一个视角J社会科学，2 0 1 7（3)：一95一2023.10(总53 4)66-74.2 2 夏柱智，贺雪峰半工半耕与中国渐进城镇化模式J中国社会科学，2 0 1 7（1 2）：1 1 7-1 3 7，2 0 7-2 0 8.2 3 林龙飞，陈传波：农地流转何以影响农村流动人口城市融人？J经济体制改革，2 0 2 1（4)：96-1 0 3.2 4凌珑就业质量与居民主观福利：基于中国劳动力动态调查的实证研究J，统计研究，2 0 2 2，3 9（1 0)：1 49-1 6 0.2 5林龙飞，祝仲坤。户籍改革的“标配”：居住证何以影响农民工就业质量？J，宏观质量研究，2 0 2 2，1 0（5）：6 7-7 8.2 6 邹宝玲，罗必良，农户分化与农地流转租约期限J：财经问题研究，2 0 2 0（3)：1 1 1-1 2 1.2 7 林绚，罗必良：农户分化、赋效应与农地流转契约选择J新疆农垦经济，2 0 2 1（5)：1-1 6.2 8 蔡键，郭欣琪农地流转对象熟人化：“乡土社会的情感依赖”还是“不完全信息的有限理性”J中国农业大学学报，2 0 2 2，2 7（3)：2 7 0-2 8 1.29胡新艳，洪炜杰，劳动力转移与农地流转：熟因敦果？145,169.3 0 严中成，漆雁斌，韦锋，等非农就业对农户农地价值预期的影响研究：来自CHFS的实证分析J】中国农业资源与区划，2 0 2 2，43（7)：1 93-2 0 4.31J ALTONJIJ G,ELDER T E,TABER C R.Selection on observed and unobserved variables:assessing the effectiveness ofcatholic schools JJ.NBER Working Papers,2000,113(1):151-184.32 KARLSON K B,BREEN R,HOLM A.Total,direct,and indirect effects in Logit and Probit models JJ.SociologicalMethods&.Research,2013,42(2):164-191.Abstract:The impact of migrant workers employment quality on land transfer has not received sufficient at-tention,but it is more important than the impact of employment quantity.This paper examined the i