流出地“三權(quán)”對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響效應(yīng)研究

王艷西

(成都理工大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，成都 610059)

農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口大規(guī)模和持續(xù)性向城鎮(zhèn)遷移，是一國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展過程中人口遷移的普遍規(guī)律。我國常住人口城鎮(zhèn)化率從2010年的49.68%上升到2021年的64.72%，但2020年戶籍人口城鎮(zhèn)化率僅為46.70%，戶籍人口城鎮(zhèn)化率與常住人口城鎮(zhèn)化率之間相差約18.02%[1]。常住人口城鎮(zhèn)化率與戶籍人口城鎮(zhèn)化率之間的巨大差異反映了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在遷移到城鎮(zhèn)后面臨的一個(gè)主要問題——社會(huì)融合。大量農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口長期在城市工作生活但未獲得城市戶籍及其黏附性利益[2]，在社會(huì)保險(xiǎn)、文化生活、心理接納及身份認(rèn)同等方面顯著低于“城里人”[3]，難以有效融入城鎮(zhèn)生活。深入考察農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響因素，有效提升其社會(huì)融合能力，是加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化、推動(dòng)新型城鎮(zhèn)化高質(zhì)量發(fā)展亟須解決的關(guān)鍵問題[4]。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

學(xué)界對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合問題的深入探討，主要集中在農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的內(nèi)涵與多維測(cè)度、農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響因素以及社會(huì)融合對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化相關(guān)行為的影響，相反,關(guān)于流出地“三權(quán)”對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合問題的研究相對(duì)較少。

(1)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的內(nèi)涵與多維測(cè)度。盡管在具體測(cè)度指標(biāo)的選取上存在分歧，但普遍認(rèn)同農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合應(yīng)是一個(gè)多維度的概念范疇，包括經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)、政治參與、身份認(rèn)同、主觀感受等方面[5]。以此共識(shí)為基礎(chǔ)，大量學(xué)者對(duì)我國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合現(xiàn)狀進(jìn)行了評(píng)估，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合程度總體并不高[6]，但不同文獻(xiàn)中經(jīng)濟(jì)、政治、文化、社會(huì)、身份認(rèn)同等社會(huì)融合的不同維度卻呈現(xiàn)明顯的異質(zhì)性[7-8]。

(2)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響因素。除性別、年齡、婚姻、受教育程度等傳統(tǒng)個(gè)體特征外，學(xué)界還實(shí)證研究了人力資本、社會(huì)資本、社區(qū)參與、社會(huì)支持、戶籍地稟賦等因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響。劉濤等基于2017年北京市流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)人力資本對(duì)流動(dòng)人口社會(huì)融合具有顯著積極影響[9]；任遠(yuǎn)等的研究發(fā)現(xiàn)本地化的社會(huì)資本有助于促進(jìn)流動(dòng)人口社會(huì)融合[10]；湯兆云等實(shí)證研究表明新生代農(nóng)民工社會(huì)地位較低是阻礙其融入城鎮(zhèn)的重要因素[11]；徐延輝等的研究表明，平等的社會(huì)機(jī)會(huì)對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民工社會(huì)融合具有突出的作用[12]；李升等研究發(fā)現(xiàn)與責(zé)任、倫理等有關(guān)的戶籍地稟賦性因素和與財(cái)富價(jià)值有關(guān)的戶籍地稟賦性因素分別對(duì)流動(dòng)人口居留意愿和落戶意愿有顯著作用[13]。

(3)社會(huì)融合對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化相關(guān)行為的影響。社會(huì)融合不僅被動(dòng)受到系列因素的影響，而且直接影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化相關(guān)行為。孫學(xué)濤等實(shí)證發(fā)現(xiàn)社會(huì)融合程度直接影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的定居意愿和戶口遷移意愿[14]。社會(huì)融合還會(huì)影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的心理健康[15]等。在宏觀層面，社會(huì)融合的高低甚至直接影響到城市化進(jìn)程的推進(jìn)[16]。總體而言，近幾年學(xué)界圍繞農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的研究主要集中于對(duì)其影響因素的實(shí)證分析，尤其是關(guān)注個(gè)體特征、家庭特征以及流入地因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響，而關(guān)于流出地相關(guān)因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響關(guān)注不夠。

(4)流出地“三權(quán)”對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響。流出地影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的重要因素之一就是集體所有制及其制度框架下的農(nóng)村土地制度。原因在于，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入城鎮(zhèn)的過程也是城鎮(zhèn)和農(nóng)村空間布局再調(diào)整的過程，必然涉及農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)及農(nóng)村土地制度的調(diào)整[2]。已有研究主要集中在承包地、宅基地以及集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城鎮(zhèn)居留意愿和落戶意愿的影響。Wang 等的研究表明，家庭中人均耕地每增加一畝，流動(dòng)人口返鄉(xiāng)的概率會(huì)增加1.1倍[17]。除承包地外，宅基地同樣會(huì)顯著提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口返鄉(xiāng)意愿[18]。李升等則發(fā)現(xiàn)承包地、宅基地等財(cái)產(chǎn)性戶籍地稟賦會(huì)顯著影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶意愿[13]。與上述研究不同，劉同山等發(fā)現(xiàn)承包地流轉(zhuǎn)可以推動(dòng)流入土地的農(nóng)戶向地級(jí)市或省城流動(dòng)，承包地較少農(nóng)戶則傾向于向大都市移民[19]。也有實(shí)證研究表明，承包地與宅基地對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城鎮(zhèn)居留意愿和落戶意愿的影響存在異質(zhì)性。劉濤等以珠江三角洲為研究對(duì)象，實(shí)證發(fā)現(xiàn)擁有承包地能夠提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城鎮(zhèn)居留意愿，而擁有宅基地則會(huì)阻礙農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城鎮(zhèn)落戶意愿[20]。與其他學(xué)者僅僅關(guān)注承包地和宅基地“有”或“無”對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城鎮(zhèn)居留或落戶意愿的影響不同，王朋崗等還研究了承包地收益、宅基地收益以及集體分紅等因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口戶口遷移意愿的影響[21]。該研究發(fā)現(xiàn)擁有承包地、宅基地和集體分紅會(huì)降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口戶口遷移意愿，而承包地收益、宅基地收益卻可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口戶口遷移，集體分紅收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口戶口遷移意愿影響不顯著。

綜上所述，學(xué)界圍繞個(gè)體特征、家庭特征以及流入地因素等對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響進(jìn)行了諸多有益研究，但對(duì)流出地相關(guān)因素關(guān)注不夠。為數(shù)不多的文獻(xiàn)實(shí)證研究了承包地、宅基地和集體收益因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口居留意愿和落戶意愿的影響，并取得了較多有益成果。但仍存在以下不足：①現(xiàn)有研究聚焦于承包地、宅基地、集體收益等對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口居留意愿和落戶意愿的影響，尚未有直接研究承包地等因素對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合影響的文獻(xiàn)。②現(xiàn)有研究大多將承包地、宅基地等作為控制變量間接進(jìn)行了研究，缺乏系統(tǒng)研究承包地、宅基地等對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合影響的實(shí)證研究。③現(xiàn)有研究大多簡單將承包地和宅基地指標(biāo)用虛擬變量表示(“有”/“無”)，未進(jìn)一步從土地價(jià)值角度考察承包地收益和宅基地收益的影響。④現(xiàn)有研究未充分關(guān)注集體收益分配對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的影響。鑒于此，本研究擬運(yùn)用有序多值選擇模型考察承包地、宅基地、集體收益等“三權(quán)”擁有情況以及承包地收益、宅基地收益和集體收益等“三權(quán)”收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響效應(yīng)，以期為推動(dòng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口順利融入城鎮(zhèn)以實(shí)現(xiàn)市民化提供決策參考。

二、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)定

由于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的社會(huì)融合為有序多值變量，OLS估計(jì)可能導(dǎo)致異方差等問題，而有序多值選擇模型能夠更為準(zhǔn)確地估計(jì)非線性影響。因此，本文采用有序多值Probit模型和有序多值Logit模型同時(shí)進(jìn)行估計(jì)。本文實(shí)證研究分為兩個(gè)階段，第一階段研究流出地“三權(quán)”擁有情況對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響，分別針對(duì)耕地?fù)碛星闆r、宅基地?fù)碛星闆r和集體收益擁有情況，構(gòu)建如下模型：

(1)

第二階段在擁有耕地、宅基地或集體收益的前提下，研究“三權(quán)”收益高低對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響，分別針對(duì)耕地收益、宅基地收益和集體收益構(gòu)建如下模型：

(2)

(二)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2017年中華人民共和國國家衛(wèi)生健康委員會(huì)(簡稱“衛(wèi)健委”)組織的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查，調(diào)查內(nèi)容包括家庭成員與收支情況、就業(yè)情況、流動(dòng)及居留意愿、健康與公共服務(wù)以及社會(huì)融合情況。該調(diào)查樣本范圍覆蓋全國31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)(港澳臺(tái)地區(qū)除外)流動(dòng)人口較為集中的地區(qū)。調(diào)查對(duì)象為在流入地居住一個(gè)月以上，非本地戶口的15周歲及以上流入人口。該調(diào)查以2016 年全員流動(dòng)人口年報(bào)數(shù)據(jù)為基本抽樣框，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法進(jìn)行抽樣，樣本總量為169 989個(gè)。在剔除戶口類型是非農(nóng)業(yè)戶口以及核心變量數(shù)據(jù)缺失樣本后得到有效樣本96 558個(gè)。

(三)變量選取

本研究將變量分為因變量、自變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)具體如表1所示。

1.因變量

因變量為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合。盡管社會(huì)融合應(yīng)是一個(gè)包含經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)、心理和認(rèn)知等多方面因素在內(nèi)的多維度概念已是學(xué)界共識(shí)，但尚未形成統(tǒng)一的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。在借鑒趙玉峰等[22]學(xué)者研究成果基礎(chǔ)上并結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本文從經(jīng)濟(jì)融合、社會(huì)參與、自我身份認(rèn)同、對(duì)城市的態(tài)度、感知的社會(huì)態(tài)度五個(gè)方面綜合測(cè)度農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的社會(huì)融合度。經(jīng)濟(jì)融合方面，選擇個(gè)體月收入作為關(guān)鍵測(cè)度變量；社會(huì)參與方面，選擇個(gè)體“是否給所在單位/社區(qū)/村提建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理”作為關(guān)鍵測(cè)度變量；自我身份認(rèn)同方面，選擇個(gè)體是否同意“我覺得我已經(jīng)是本地人了”這一說法作為關(guān)鍵測(cè)度變量；對(duì)城市的態(tài)度方面，選擇個(gè)體是否同意“我喜歡我現(xiàn)在居住的城市/地方”這一說法作為關(guān)鍵測(cè)度變量；感知的社會(huì)態(tài)度方面，選擇個(gè)體是否同意“我感覺本地人看不起外地人”這一說法作為關(guān)鍵測(cè)度變量。上述五個(gè)關(guān)鍵變量均按照1、2、3、4予以賦值。將上述五個(gè)變量所得分值等權(quán)相加，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后即表征社會(huì)融合程度的高低。相對(duì)而言，本文構(gòu)建的社會(huì)融合指標(biāo)，較為直觀和容易解讀。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合程度均值為0.521，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入城鎮(zhèn)生活的程度處于中等水平。

2.自變量

自變量為流出地“三權(quán)”擁有情況及其收益。本研究的核心問題是探究農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口流出地“三權(quán)”(土地承包經(jīng)營權(quán)、宅基地使用權(quán)和集體收益分配權(quán))對(duì)其社會(huì)融合的影響。為深入研究該問題，本文將核心解釋變量分為兩個(gè)層次。第一層次是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流出地的承包地?fù)碛星闆r、宅基地?fù)碛星闆r和集體收益擁有情況，用于測(cè)度“有”和“無”的“質(zhì)”的差別；承包地?fù)碛星闆r均值為0.596,表明平均超過半數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流出地?fù)碛谐邪?；宅基地?fù)碛星闆r均值為0.735，表述大多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流出地仍保留宅基地；集體收益擁有情況均值為0.026，表明絕大多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流出地未獲得集體收益。第二層次為用貨幣收益衡量的耕地收益、宅基地收益和集體收益。耕地收益用農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口本人在戶籍地(老家)擁有的承包地面積乘以平均每畝年收益計(jì)算而來。從實(shí)踐來看，宅基地流轉(zhuǎn)尚未形成有效的交易市場(chǎng)，宅基地流轉(zhuǎn)價(jià)格不能有效反映宅基地財(cái)產(chǎn)價(jià)值和市場(chǎng)供求關(guān)系。從數(shù)據(jù)可得性看，本文所采用的數(shù)據(jù)庫未對(duì)調(diào)查對(duì)象宅基地流轉(zhuǎn)收益進(jìn)行調(diào)查。為此，本文借鑒王朋崗等[21]的做法，用耕地平均每畝年收益作為宅基地平均每畝年收益的代理變量，即用農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口本人在戶籍地?fù)碛械恼孛娣e乘以耕地平均每畝年收益計(jì)算得到宅基地收益，以反映宅基地財(cái)產(chǎn)權(quán)價(jià)值差異。耕地畝均年收益的大小與耕地區(qū)位條件等密切相關(guān)，反映了區(qū)位經(jīng)濟(jì)條件的優(yōu)劣。而宅基地平均每畝年收益的水平也直接受到區(qū)位經(jīng)濟(jì)條件的影響。因此，用耕地平均每畝年收益作為宅基地平均每畝年收益的代理變量而得到的宅基地收益在一定程度上能夠反映不同區(qū)位條件下宅基地財(cái)產(chǎn)權(quán)價(jià)值的差異，能夠滿足本文的研究需要。集體收益用農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口本人平均每年獲得的集體分紅收益表示。為保持?jǐn)?shù)據(jù)一致性，本文對(duì)耕地收益、宅基地收益以及集體收益數(shù)據(jù)，使用四分位處的取值將其轉(zhuǎn)化為1～4的序次變量。承包地收益、宅基地收益和集體收益的均值分別為2.356、2.340和2.374，表明多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口來自承包地、宅基地和集體的收益處于較為一般水平。

3.控制變量

控制變量包括農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口個(gè)人特征、家庭特征、流動(dòng)特征。個(gè)人特征包括性別、代次、受教育程度、民族、政治面貌、健康狀況；家庭特征包括家庭收入和家庭化流動(dòng)程度；流動(dòng)特征包括流動(dòng)范圍、居留時(shí)間。據(jù)表1統(tǒng)計(jì)結(jié)果，樣本的分布具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的意義。性別的均值為0.587，表明樣本中男女性別數(shù)量大體平衡，男性稍多；代次的均值為0.559，表明樣本中農(nóng)一代和農(nóng)二代數(shù)量大體平衡，農(nóng)二代數(shù)量稍多；受教育程度的均值為2.224，表明大多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口受教育程度較低；民族的均值為0.096，表明絕大多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口為漢族，少數(shù)民族占比較低；政治面貌的均值為0.084，表明絕大多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口為普通群眾；健康狀況的均值為3.823，表明大多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口身體健康狀況良好；家庭收入的均值為2.349，表明大多數(shù)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口家庭收入水平較為一般；家庭化流動(dòng)的均值為0.832，表明農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口與家人一同流入城鎮(zhèn)的情況較為普遍；流動(dòng)范圍的均值為2.434，表明大部分農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口選擇省內(nèi)流動(dòng)；居留時(shí)間的均值為2.157，表明大部分農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口傾向于長時(shí)間在同一城鎮(zhèn)生活或就業(yè)。

表1 變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)流出地“三權(quán)”擁有情況對(duì)社會(huì)融合的影響

流出地“三權(quán)”擁有情況對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合影響的估計(jì)結(jié)果如表2。其中模型Ⅰ、模型Ⅲ和模型Ⅴ為Logit模型回歸結(jié)果，模型Ⅱ、模型Ⅳ和模型Ⅵ為Probit模型估計(jì)結(jié)果。整體來看，模型運(yùn)行良好，卡方檢驗(yàn)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，分別對(duì)應(yīng)“三權(quán)”擁有情況的Logit模型和Probit模型的準(zhǔn)R2值無明顯差別。并且，從模型Ⅰ至模型Ⅵ，核心解釋變量的影響方向和顯著性水平?jīng)]有變化，表明模型估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。從模型Ⅰ和模型Ⅱ的估計(jì)結(jié)果來看，以沒有承包地為參照，在戶籍地?fù)碛谐邪仫@著降低了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流入地的社會(huì)融合度。這與陳會(huì)廣等的研究結(jié)論一致，其發(fā)現(xiàn)人均耕地的增加會(huì)顯著降低農(nóng)民工留在城鎮(zhèn)的概率[23]。但與其不同的是，本文證實(shí)擁有承包地會(huì)降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合度，這可能是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口不愿意留在城鎮(zhèn)的一個(gè)重要機(jī)制。與承包地?fù)碛星闆r一致，模型Ⅲ和模型Ⅳ的估計(jì)結(jié)果表明，以沒有宅基地為參照，在戶籍地?fù)碛姓仫@著降低了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流入地的社會(huì)融合度。且模型Ⅰ到模型Ⅳ中承包地?fù)碛星闆r和宅基地?fù)碛星闆r的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。但不同的是，集體收益擁有情況對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響卻是正向的。模型Ⅴ和模型Ⅵ回歸結(jié)果表明，以沒有集體收益為參照，在戶籍地?fù)碛屑w收益能夠顯著提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流入地的社會(huì)融合度，且該結(jié)果在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。

表2 農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口“三權(quán)”擁有情況對(duì)社會(huì)融合影響的估計(jì)結(jié)果

控制變量的回歸結(jié)果與以往研究結(jié)論基本一致[24]：①以女性為參照，男性農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口具有更高的社會(huì)融合度。②代次對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著影響，“農(nóng)二代”在流入地的社會(huì)融合度顯著地低于“農(nóng)一代”。③受教育程度對(duì)于農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著的促進(jìn)作用。農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口學(xué)歷越高，其在流入地的社會(huì)融合程度亦越高。④民族因素顯著影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合情況。少數(shù)民族農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合度顯著高于漢族農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口。⑤健康狀況對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著促進(jìn)作用。⑥家庭收入水平越高，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合越好。⑦家庭成員中一同流動(dòng)的比例越大，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合越好。⑧流動(dòng)范圍越大，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合度越低。⑨農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在流入地居留時(shí)間約長，其社會(huì)融合越好。⑩政治面貌對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響在模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅴ和模型Ⅵ中均不顯著，在模型Ⅱ和模型Ⅲ顯示，黨員/團(tuán)員農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口具有更高的社會(huì)融合度。

(二)流出地“三權(quán)”收益大小對(duì)社會(huì)融合的影響

流出地“三權(quán)”收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合影響的估計(jì)結(jié)果如表3。其中模型Ⅶ、模型Ⅸ和模型Ⅺ為Logit模型回歸結(jié)果，模型Ⅷ、模型Ⅹ和模型Ⅻ為Probit模型估計(jì)結(jié)果。整體來看，模型運(yùn)行良好，卡方檢驗(yàn)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，分別對(duì)應(yīng)“三權(quán)”收益的Logit模型和Probit模型的準(zhǔn)R2值無明顯差別。模型Ⅶ和模型Ⅷ、模型Ⅸ和模型Ⅹ、模型Ⅺ和模型Ⅻ中核心解釋變量的影響方向和顯著性水平?jīng)]有變化，表明模型估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。從模型Ⅶ和模型Ⅷ的估計(jì)結(jié)果來看，承包地收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著促進(jìn)作用；從模型Ⅸ和模型Ⅹ的估計(jì)結(jié)果來看，宅基地收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著促進(jìn)作用；從模型Ⅺ和模型Ⅻ的估計(jì)結(jié)果來看，集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著促進(jìn)作用。上述模型中核心解釋變量估計(jì)結(jié)果均在1%統(tǒng)計(jì)水平上通過了顯著性檢驗(yàn)。對(duì)比表2回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)，盡管在戶籍地?fù)碛谐邪睾驼貢?huì)在一定程度上阻礙農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入流入地社會(huì)，但承包地收益和宅基地收益卻對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合有顯著促進(jìn)作用；擁有集體收益以及集體收益大小均對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著促進(jìn)作用。這與王朋崗等承包地收益和宅基地收益能夠提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口戶口遷移意愿的研究結(jié)論基本一致[21]。但與其不一致的是，本文發(fā)現(xiàn)集體收益同樣對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入所在城鎮(zhèn)具有顯著促進(jìn)作用。這主要是因?yàn)榱鞒龅亍叭龣?quán)”財(cái)產(chǎn)收益的實(shí)現(xiàn)能夠明顯改善農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口經(jīng)濟(jì)地位，從而有助于其融入城鎮(zhèn)生活。

表3 農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口“三權(quán)”收益對(duì)社會(huì)融合影響的估計(jì)結(jié)果

控制變量的回歸結(jié)果與模型Ⅰ至模型Ⅵ的回歸結(jié)果基本一致：①性別、受教育程度、健康狀況、家庭收入、家庭化流動(dòng)程度和居留時(shí)間均對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著促進(jìn)作用。②代次和流動(dòng)范圍對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著阻礙作用。③政治面貌在模型Ⅶ到模型Ⅻ中對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響均不顯著，民族因素在模型Ⅶ和模型Ⅷ中對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響分別在5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，在模型Ⅸ至模型Ⅻ不顯著。

(三)流出地“三權(quán)”對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合影響效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在戶籍地是否擁有“三權(quán)”可能是自選擇的結(jié)果，即耕地?fù)碛星闆r、宅基地?fù)碛星闆r以及集體收益擁有情況可能并不滿足隨機(jī)抽樣。因此，模型Ⅰ至模型Ⅵ的回歸可能因非隨機(jī)抽樣而使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生選擇性偏誤。盡管已通過使用Probit模型和Logit模型同時(shí)回歸初步驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，但仍需進(jìn)一步糾正可能的選擇性偏誤。由于數(shù)據(jù)限制，本文無法獲得可靠的工具變量。因此，本文運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。依次對(duì)擁有承包地的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口(處理組)和沒有承包地的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口(控制組)、擁有宅基地的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口(處理組)和沒有宅基地的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口(控制組)、擁有集體收益的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口(處理組)和沒有集體收益的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口(控制組)進(jìn)行傾向值匹配，通過一系列影響農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的因素分別建立Logit模型和Probit模型，然后根據(jù)模型結(jié)果估計(jì)出農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口擁有承包地、擁有宅基地和擁有集體收益的傾向值，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用一對(duì)一的臨近匹配方法進(jìn)行匹配。如表4所示，本文分別測(cè)算出匹配后擁有“三權(quán)”和沒有“三權(quán)”農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的ATT(處理組平均處理效應(yīng))和ATE(平均處理效應(yīng))。ATT估計(jì)結(jié)果顯示，在消除了樣本間可觀測(cè)的系統(tǒng)性差異后，擁有承包地和擁有宅基地對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合在1%的統(tǒng)計(jì)水平上存在顯著的負(fù)向作用，而擁有集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合在1%的統(tǒng)計(jì)水平上存在顯著的正向作用。ATE估計(jì)顯示出一致的結(jié)果。雖然ATT和ATE的數(shù)值有所差異，但與模型Ⅰ至模型Ⅵ所得結(jié)論一致。PSM估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了擁有承包地和宅基地阻礙農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合、擁有集體收益促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的結(jié)論。

表4 “三權(quán)”擁有情況對(duì)社會(huì)融合影響的PSM估計(jì)結(jié)果

研究表明，“農(nóng)一代”和“農(nóng)二代”在社會(huì)融合等方面表現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性[25]。為此，本文按照“農(nóng)一代”和“農(nóng)二代”將總樣本分為兩個(gè)子樣本，通過分析比較“農(nóng)一代”和“農(nóng)二代”“三權(quán)”擁有情況和“三權(quán)”收益對(duì)其社會(huì)融合的影響來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，通過拆分樣本，獲得“農(nóng)一代”樣本42 537個(gè)，獲得“農(nóng)二代”樣本54 020個(gè)。其次，以“農(nóng)一代”為回歸樣本，運(yùn)用Probit模型分別針對(duì)承包地?fù)碛星闆r、宅基地?fù)碛星闆r和集體收益擁有情況對(duì)“農(nóng)一代”農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響進(jìn)行回歸。最后，以“農(nóng)二代”為回歸樣本，運(yùn)用Probit模型分別針對(duì)承包地?fù)碛星闆r、宅基地?fù)碛星闆r和集體收益擁有情況對(duì)“農(nóng)一代”農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明，無論是對(duì)于“農(nóng)一代”還是“農(nóng)二代”，擁有承包地和宅基地均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著的負(fù)向作用，擁有集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著的正向作用，結(jié)果與前文一致。

“農(nóng)一代”和“農(nóng)二代”在社會(huì)融合方面的異質(zhì)性除表現(xiàn)在“三權(quán)”擁有方面，還可能表現(xiàn)在“三權(quán)”收益方面。為此，本文進(jìn)一步分析“三權(quán)”收益對(duì)“農(nóng)一代”和“農(nóng)二代”農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合影響的差異。首先，通過拆分樣本，獲得研究所需樣本，“農(nóng)一代”中“承包地收益”“宅基地收益”和“集體收益”樣本量分別為16 172、14 091和1 030，“農(nóng)二代”中 “承包地收益”“宅基地收益”和“集體收益”樣本量分別為16 286、14 300和1 470。其次，以“農(nóng)一代”為回歸樣本，運(yùn)用Probit模型分別針對(duì)承包地收益、宅基地收益和集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響進(jìn)行回歸。最后，以“農(nóng)二代”為回歸樣本，運(yùn)用Probit模型分別針對(duì)承包地收益、宅基地收益和集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6所示。結(jié)果表明，無論是對(duì)于“農(nóng)一代”還是“農(nóng)二代”，承包地收益、宅基地收益均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合具有顯著的正向作用；集體收益對(duì)“農(nóng)一代”農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合在10%的統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著的正向作用，對(duì)“農(nóng)二代”農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合在5%的統(tǒng)計(jì)水平上具有顯著的正向作用?？偠灾?，上述結(jié)果與前文模型Ⅶ到模型Ⅻ的回歸結(jié)果一致。

四、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

基于衛(wèi)健委2017年對(duì)31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)(港澳臺(tái)地區(qū)除外)流動(dòng)人口收集的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序多值選擇模型對(duì)承包地、宅基地和集體收益分配等“三權(quán)”擁有情況以及承包地收益、宅基地收益和集體分紅等“三權(quán)”收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)論：流出地“三權(quán)”擁有情況與“三權(quán)”收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響效應(yīng)呈現(xiàn)分異特征，在戶籍地?fù)碛谐邪睾驼仫@著的阻礙農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入所在城鎮(zhèn)，而在戶籍地?fù)碛屑w收益卻能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入所在城鎮(zhèn)；“三權(quán)”收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的影響是一致的，承包地收益、宅基地收益和集體分紅收益均能顯著提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合度。對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口而言，宅基地和承包地承載了重要的保障功能，而集體收益由于金額較低且存在較大不確定性，無法有效起到保障和改善農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口生活水平的作用。擁有宅基地和承包地為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口“市民化失敗”預(yù)留了“退路”，這會(huì)降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入所在城鎮(zhèn)的努力程度和對(duì)融入程度的主觀感知。實(shí)證表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在戶籍地?fù)碛谐邪睾驼仫@著阻礙農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入所在城鎮(zhèn)，而擁有集體收益卻能顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口融入所在城鎮(zhèn)。

(二)政策啟示

農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合受流出地“三權(quán)”擁有情況和“三權(quán)”收益大小影響，在新型城鎮(zhèn)化背景下，應(yīng)進(jìn)一步完善承包地和宅基地退出機(jī)制以弱化土地對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的阻力、完善承包地和宅基地價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制以強(qiáng)化土地對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的推力、優(yōu)化農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)制以提升集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的助力，以期不斷提升農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合程度，更好促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化的深入推進(jìn)。

(1)完善承包地和宅基地退出機(jī)制，弱化土地對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的阻力。應(yīng)進(jìn)一步完善農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口承包地有償退出機(jī)制和宅基地有償退出機(jī)制，在尊重農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口意愿的前提下，在保障其生計(jì)基礎(chǔ)上采取多種方式引導(dǎo)已落戶城鎮(zhèn)的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口通過有償方式退出承包地和宅基地，以更好促進(jìn)其融入城鎮(zhèn)，更好實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化。①漸進(jìn)式推動(dòng)承包地退出。在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)過程中，應(yīng)允許農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在保留集體成員身份時(shí)按照市場(chǎng)化方式單獨(dú)退出承包權(quán)。承包權(quán)市場(chǎng)化有償退出后農(nóng)民不再享有憑借集體成員身份無償獲得承包權(quán)的資格。承包權(quán)的市場(chǎng)化退出意味著農(nóng)戶基于土地經(jīng)營權(quán)的各類收益索取權(quán)的同步退出。建立獨(dú)立于行政權(quán)力之外的土地司法機(jī)制以保證仲裁及救濟(jì)的公正，使農(nóng)民和農(nóng)民集體作為不受外界干涉的獨(dú)立主體參與承包權(quán)退出。建立符合程序正義的市場(chǎng)化補(bǔ)償程序，明確法定退出事由和自愿退出事由，補(bǔ)償方式應(yīng)由集體和農(nóng)戶充分協(xié)商確定，允許農(nóng)戶自愿選擇退出方式和內(nèi)容，不得以任何形式強(qiáng)制農(nóng)民放棄承包權(quán)。②多方式推動(dòng)宅基地退出。一方面，可建立集體經(jīng)濟(jì)組織對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口宅基地(住房)進(jìn)行托管的機(jī)制，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口通過與集體經(jīng)濟(jì)組織簽訂委托協(xié)議將宅基地(住房)委托給集體經(jīng)濟(jì)組織統(tǒng)一進(jìn)行經(jīng)營管理；另一方面，探索建立共有產(chǎn)權(quán)房市場(chǎng)交易制度，由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人人口與集體經(jīng)濟(jì)組織或其他市場(chǎng)主體(法人或自然人)共同擁有宅基地上所建房屋(商業(yè)地產(chǎn)、工業(yè)地產(chǎn)甚至是住宅地產(chǎn))的所有權(quán)及相應(yīng)土地使用權(quán)，并允許共有產(chǎn)權(quán)入市交易。

(2)完善承包地和宅基地價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制，強(qiáng)化土地對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的推力。要完善承包地和宅基地財(cái)產(chǎn)價(jià)值實(shí)現(xiàn)機(jī)制，有效提升農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口財(cái)產(chǎn)性收入。①深化承包地“三權(quán)分置”改革，有效提升農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口承包地流轉(zhuǎn)收益。尤其要注重創(chuàng)新放活承包地土地經(jīng)營權(quán)，加快促進(jìn)承包地流轉(zhuǎn)。明確經(jīng)營主體可以在合法獲得的土地經(jīng)營權(quán)剩余期限內(nèi)在不改變土地農(nóng)業(yè)用途的前提下通過出租、轉(zhuǎn)包、土地銀行等方式獲取地租類收益；建立經(jīng)營權(quán)市場(chǎng)交易平臺(tái)，以公開競(jìng)價(jià)方式確保經(jīng)營權(quán)市場(chǎng)價(jià)值的實(shí)現(xiàn)；建立經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)保險(xiǎn)制度，先期由政府試點(diǎn)牽頭成立經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)并逐步探索經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)商業(yè)保險(xiǎn)模式(政府財(cái)政兜底)，待時(shí)機(jī)成熟后全面引入商業(yè)保險(xiǎn)制度；在整合現(xiàn)有涉農(nóng)財(cái)政資金基礎(chǔ)之上，成立經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)支持基金，重點(diǎn)用于經(jīng)營權(quán)大規(guī)模流轉(zhuǎn)區(qū)域農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、交通水利設(shè)施建設(shè)以及對(duì)新型經(jīng)營主體虧損適當(dāng)補(bǔ)貼，以強(qiáng)化新型經(jīng)營主體收益預(yù)期，激勵(lì)工商資本進(jìn)入經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)領(lǐng)域；通過農(nóng)業(yè)貸款稅收優(yōu)惠、財(cái)政貼息等手段引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)加大對(duì)新型經(jīng)營主體資金支持力度。②完善宅基地“三權(quán)分置”改革，切實(shí)提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口宅基地財(cái)產(chǎn)收益。尤其是探索在保留農(nóng)戶資格權(quán)前提下放活宅基地使用權(quán)的多樣化途徑，盤活農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口閑置宅基地，促進(jìn)宅基地財(cái)產(chǎn)收益的實(shí)現(xiàn)。修改現(xiàn)行法律法規(guī)加快放活宅基地使用權(quán)步伐，允許農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口或集體經(jīng)濟(jì)組織對(duì)宅基地(住房)進(jìn)行改造后與“社會(huì)投資者”進(jìn)行股份、出租、轉(zhuǎn)讓、合作等。逐步放開宅基地依法轉(zhuǎn)化為集體經(jīng)營性建設(shè)用地后的用途管制，賦予宅基地(住房)與國有建設(shè)用地同等的用途，為社會(huì)投資者進(jìn)入農(nóng)村宅基地使用權(quán)市場(chǎng)創(chuàng)造更好條件。

(3)優(yōu)化農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)制，提升集體收益對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)融合的助力。進(jìn)一步推進(jìn)集體資產(chǎn)、資源股份制改革，實(shí)現(xiàn)“資源”變“資產(chǎn)”、“農(nóng)民”變“股東”。大力發(fā)展集體經(jīng)濟(jì)，通過股利分紅實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口共享集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果。積極探索農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織合作發(fā)展機(jī)制，突破村組限制，大力推動(dòng)各類型農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織以股份合作等方式“抱團(tuán)發(fā)展”。農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織要充分發(fā)揮資源優(yōu)勢(shì)，尤其是集體建設(shè)用地資源，積極通過集體經(jīng)營性建設(shè)用地入市、城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤等方式盤活集體土地資源，為集體經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供空間支撐和資金條件。