就业结构调整对水库移民土地流转的影响研究*——以南水北调中线工程移民为例

赵 旭，王 祎，段跃芳

(1.三峡大学经济与管理学院，湖北宜昌 443002； 2.三峡大学水库移民研究中心，湖北宜昌 443002)

0 引言

水利水电工程的开发引发了3 000余万非自愿人口的强制性搬迁，外力冲击也引发了水库移民原有生计模式的断裂，世界银行指出应优先考虑“有土安置”[1]。但在我国实施“以农还农”时，往往面临着耕地资源和环境容量等条件的制约[2]。补偿的土地多呈面积不足、细碎化分布的特点，致使安置区土地抛荒现象日益严重[3]。然而政府在与原住民协商土地出让时，却付出了高额的经济及社会成本，这就意味着以行政干预手段为移民争取的土地，实质上不一定兼顾了公平与效率[4]。在此情形下能否通过推动土地流转，促进移民增收一直存在争议[5]。这一问题也直接影响到当下移民安置模式的决策，如是否要坚持大农业安置，能否进行城镇化无土安置，能否采用土地入股长效补偿等[6]。所以理清就业结构与土地流转行为间的作用路径，已成为妥善安置移民生产生活、保证区域社会稳定的关键问题。

国外由于土地所有权边界非常清晰，所以一般采用市场化的农村土地交易方式，侧重在交易费用和利益分配机制上向失地移民倾斜[7]。而对于东南亚等地土地资源相对丰富且多为国有，故移民较少参与土地流转[8]。而国内的研究主要集中在两个方面：一是就业、社会保障和土地流转间的关系。如林秀云等[9]认为城镇化进程降低了农民隐性就业，使得土地流转成为可能。但进一步研究发现农户兼业并不必然导致土地流转行为，其中土地养老功能成为最大阻碍[10]，而且土地存量、劳动力能力、务工收入和社会保障程度才是促成土地流转的决定性因素[11]。二是移民安置区的土地流转模式。如刘灵辉等[12]发现安置区原居民出让土地收益尚不及实际价值的一半，而文化职业、家庭人口、流转补偿及生活期望等是土地流转意愿致因变量[13]。不过这些研究要么关注于普通农户的就业分化，要么是针对原住民土地转出行为展开，没能涉及非自愿移民这一特殊群体。

由此可见，对于水库移民在农业安置受阻时，如何有效促进土地流转，保障移民非农安置或兼业安置效果亟待研究。因此文章从提升工程移民补偿用地产出效益的视角入手，尝试探寻在非自愿搬迁及城镇化进程作用下，移民就业结构与土地流转的决策机制模型。然后采用南水北调中线安置区土地监测数据，挖掘水库移民流转土地的影响路径与决定因素。最后据此为少土(无土)安置，移民生计可持续发展提供理论依据和决策支持。

1 理论模型

水库移民土地流转的动力在于农业生产与务工劳动的预期收入差距，由经济效用驱动并受自身资源的制约[14]，当下移民有3种就业模式[15]：一是在家务农，即保留土地进行农业生产，用于交易非农商品(服务)； 二是外出务工，通过从事二、三产业，在城市换取生活必需品(服务)； 三是当地兼业，农产品自给且农闲时在当地打工来弥补商品消费不足。根据分工经济中的文定理[16]，前两者可归于“完全专业化”的生计模式，而“当地兼业”可作为“交换自足”模式在市场环境中的发展。

1.1 完全分工结构下的土地流转决策行为

根据杨小凯的超边际分析理论[17]，既定补偿安置模式下移民最大生计效用如下式所示。

MaxU=ln(x+k1xd)α(y+k2yd)βα，β∈(0， 1)

(1)

其中，x，y分别表示移民对农产品和现代化商品(服务)的自给量，xd，yd为两类产品的购入量，k1，k2代表交易效率系数(0

x+xs=φxalxy+ys=φybly农产品/现代化商品及服务生产函数

lx+ly=1pxxs+pyys=pxxd+pyyd禀赋资源及预算约束

(2)

其中，xs，ys为市场上售卖的部分，px，py为产品及服务的售出价格，lx，ly分别表示为各产品和服务投入的劳动量，a，b(a，b>0)则代表产品和服务的生产效率系数，即移民的人力资本水平。由于移民不一定能充分就业，故用φx，φy(0<φx，φy<1)来表示获得工作机会的概率。移民土地流转意愿取决于对产品x，y自给量、购买量和销售量的决策。故基于式(1)～(3)可得出上述移民完全分工结构下的效用函数及最优决策如表1所示。

表1 水库移民完全分工结构下的效用分析

(3)

由上式可知移民就业决策机制与以下几类因素有关：(1)ln(b/a)+ln(φy/φx)，劳动力产出之比与就业概率之比。补偿土地的耕地质量、作物类型等都会影响农业生产的边际效益。一旦农产品投入大、风险高却得益少，移民就倾向于出让土地。在就业概率比中，土地面积一定时涉农劳动不会出现大幅波动，因而能否获得务工机会就成为土地流转的关键，涉及个体素质、行业的景气程度、职业变化渠道等因素。(2)ln(k1/k2)+ln(py/px)，交易效率之比与产品价格之比。如今中国农产品交易已高度市场化(k1↑)，而农民交换教育、社保等制度型产品(服务)还很困难(k2↓)，这就增强了农村移民向城市迁移的倾向。另一方面农产品价格波动会使农业/非农收入占比发生变化，驱动移民户选择转入或转出土地。

1.2 兼业模式下的土地流转决策行为

移民兼业时的土地处置行为同样是由土地流转收益决定的，“当地兼业”同时涉及两类产品(服务)，则有x，y，lx，ly>0，xd，xs，yd，ys=0。而移民务工效益并不固定，t时刻的ly(t)=ly+ε，ε为非农就业的波动概率(ε∈[-1， 1])，则务工部分的实际收入为py(ly+ε)。φ为按个体工资缴纳的社保比例，pyφ是移民养老金的现值，但移民兼业时企业很少予以缴纳。同时移民不能完全依据自身意愿流转土地，市场供需价格(地租η)也是决定性因素[19]。所以若补偿土地面积为γ，耕种面积为θ，则有农业生产函数为F(θ，lx)，土地流转面积为γ-θ，此时移民收益为：

π=py(ly+ε)+pxF(θ，lx)+η(γ-θ)

(4)

移民土地补偿费是由“被征收耕地年均产值”(px)为基数计算的，故地租水平η与农产品产出相关的，则有η(γ-θ)=pxF(γ-θ，lx)。由于农业生产函数是规模递增的，则F(γ，lx)>F(θ，lx)+F(γ-θ，lx)，进而可知：pxF(γ，lx)>pxF(θ，lx)+η(γ-θ)。由于需求方若要长期转入土地，便需弥补土地的养老功能，所以ηγ>pxF(γ，lx)，移民兼业模式的收益为：

Maxπ=py(1+φ)(ly+ε)+ηγ

s.t.lx+ly=1 0≤lx，ly≤1，py(1+φ)ly=(η-1)F(γ，lx)

(5)

由式(5)构建拉格朗日函数可得：

π(η，lx，py，λ)=py(1+φ)(1-lx+ε)+ηγ-λ[φpy(1+φ)(1-lx)-(η-1)F(γ，lx)]

(6)

令σ=py(1+φ)，可求得均衡解为：

(7)

从式(8)可以看出，社保比例φ增大会带来期望地租η的增加，这表明若要兼业移民放弃土地养老，资本要付出高于当前农村土地租金的价格。但农业本身风险大而利润有限，过高的地租可能导致转入方经营规模农业的失败，此时土地需求方的意愿就会大幅降低。而当ε<0时，即移民非农劳动时间负向波动加剧，地租η将会升高； 反之当ε>0时，非农工作时间的增加则会使得地租η下降。可见兼业移民户在本地稳定的就业前景，能弱化土地养老预期，此时移民便愿意以较低的租金脱离土地。根据上述就业结构与土地流转交互机制，该文拟提出以下4个研究假说：

假说1：目前提倡的“有土安置”没能延续移民传统的农业生计模式，移民在安置区可能存在将来之不易的补偿用地大量转出的行为。

假说2：移民搬迁后从业模式存在非农转移的趋势，且形式有由外出务工向本地兼业转移的趋势。非农收入的增长会促进安置区的土地流转，使得大农业安置的政策效应减弱。

假说3：移民从事非农劳动的能力、渠道以及收益前景等，都是决定该群体土地流转行为的关键，但反过来仅靠推进土地流转并不一定能给移民带来非农就业。

假说4：安置区土地流转市场机制是兼业移民离开土地的基础，包括补偿土地的质量、地租水平、土地流转政策、社保标准等。

2 数据来源与研究方法

2.1 数据来源

该文所采用的数据来源于2015年7—8月对南水北调中线工程水源地，丹江口水库移民就业结构和土地流转情况的监测。调查的地点涉及湖北省的黄冈、荆门、十堰、襄阳，河南省的郑州、漯河、平顶山、南阳等8处移民安置区，涵盖12个区县26个乡镇，村组分配的比例按不低于40%的原则执行。调查共发表问卷600份，除去土地空挂和抗议性无应答的缺失问卷83份，有效样本为517户，其中湖北省内218户，河南省内299户。数据收集分别从2008年(搬迁前)和2014年(搬迁后)两个重要时间点出发，主要有家庭成员基本情况、土地流转情况、就业情况和收支情况等，样本户的特征如表2所示。

由表2可见，搬迁前湖北移民非农就业程度高于河南移民，土地出让面积也更多。然而搬迁后移民的土地承包面积下降了23.65%，其中湖北略有增长，河南却大幅减少近四成。这源于湖北省安置土地所有权多属于国有，而河南省则主要用集体土地安置移民，且郑州等处的土地拥有较大升值空间，利益不均衡使得土地出让的难度极大。在农地流转行为和规模上，表2中搬迁后有54.5%的移民户转出了土地，远高于搬迁前的3.7%的比例，大幅超过我国中部农户7.19%的转出水平，面积也增为库区的10倍。同时土地转入户的比例从3.1%上升至5.2%，总体略低于同区域同类农户5.5%的转入水平，不过增长主要来自于湖北安置区，河南安置区基本与搬迁前一致。户均转入面积仅为0.164hm2，还少于在迁出地0.179hm2的转入规模。这说明缩减土地经营面积是当下移民的耕地处置趋势，移民中转入户的数量虽有增加，土地集中度却没有增长。即移民有转入农地的潜在需求，但安置区可能存在土地供给不足或成本过高等问题。搬迁后移民户在当地或外地的非农劳动时间相较搬迁前均有50%以上的增幅，总体上来看，搬迁前移民倾向于外出从业，搬迁后则更愿意在当地务工。两者的当地就业时间都低于普通农户平均水平(6 000～6 600h)，但搬迁后湖北移民则上升58.8%超出这一标准，而同期外出务工时间仅增长22.68%，河南安置区则正好相反。

2.2 变量及模型选择

2.2.1 变量定义及说明

因变量为由土地流转行为和规模两方面反映：其一是转出、转入和无流转3种状态，其二是流转规模。自变量则结合前述理论模型及研究假说，拟从家庭禀赋、从业模式、迁入区土地特征、补偿安置政策4个方面选取自变量[20]。而移民土地流转规模与其补偿面积直接相关，且存在地区差异，因此将“搬迁安置地”作为控制变量。表3为变量说明和统计结果。

表3 变量说明与分析

2.2.2 模型选择

此处移民土地流转行为存在3种情形且相互间没有等级关系，故采用无序多分类 Logistic模型进行考察分析[21]。记因变量y有3个取值(y0=“无流转”、y1=“转出”、y2=“转入”)，并设定y0为参照组，自变量Xi=(x1，x2，…，xp)，那么y的条件概率为式(8)：

(8)

相应有p(y0)+p(y1)+p(y2)=1，则多分类Logistic模型为式(2)所示：

(9)

其中显然有Y0=0，αk是截距项，x，xc分别为自变量和控制变量，βmk，λnk为待估系数，εk为残差项。另在水库移民土地流转的规模上，因变量农地流转面积是连续变量。由表2可知，搬迁后有41.2%的移民没有流转土地，即因变量有相当一部分取值为0，由此导致的数据截断用最小二乘估计结果会有偏。所以选择Tobit模型更为合适，具体形式如下所示：

(10)

式(10)中L为调查获取的移民土地转入转出面积，L*为潜变量，μx→Normal(0，σ2)。γ是常数项，θ，ω分别为自变量和控制变量的回归系数，μ为随机误差项。分段函数代表有土地流转行为时，才存在流转规模，当无流转行为时，就没有流转面积信息。

3 实证分析

3.1 就业结构调整对土地流转行为的影响

从理论模型探讨的影响因素出发，构建一个无序多分类Logistic模型对517个移民户样本进行实证分析。模型拟合信息及参数估计结果如表4所示，由表4可知回归方程通过了显著性检验，模型整体拟合优度和预测准确性良好。

表4 水库移民土地流转行为的无序多分类Logistic模型回归结果(模型Ⅰ)

模型Ⅰ显示，在家庭禀赋特征上，劳动力数量少的移民户有显著的土地转出行为，但有富余劳动力的家庭却没有明显的土地转入行为。人均年收入与两种流转行为都明显正相关，说明外出务工和规模化农业经营都比维持原状收益更高，然而后者与家庭现金支出显著正相关，可知安置区的土地转入费用更高。非农收入占比对转入/转出土地的影响明显相反，非农收入提高以后就可以替代土地的就业和保障功能，推动土地流出。在从业模式变革上，外出务工的机会和渠道与土地流转行为没有显著相关关系。说明移民现今可以通过多种方式方便了解就业情形，并更信赖于亲缘地缘网络传递的工作信息。相较于自愿在家务农的移民，其他未外出从业移民土地转出意愿明显，但健康、生活及技能等问题制约了非农就业。这表明土地流转行为并不一定带来非农转化，还依赖于移民的人力资本和生计能力的恢复。值得注意的是务工移民中仅从事社会服务业的倾向转出土地，可见若务工收益难以保障，移民也不愿放弃土地。同样兼业移民的非农收入足够高，移民也会脱离土地而专业从事非农工作。但由于种植作物品类和技术的差异，年长的移民难以适应迁入地的农业生产，新生代移民又不愿意回归农村，所以目前移民转入土地的激励措施收效甚微。在迁入地土地特征上，土地年租金的高低直接影响了移民土地转出/转入行为，这验证了1.2中安置区土地流转的市场机制。土地补偿面积与粮食补贴对此却无明显影响，可能的解释为目前安置区出让用地补偿偏低，因此移民所获土地质量难以保证，并且外来移民户一般很难拿到转入土地的粮食补贴。在补偿安置政策带来的影响上，“移民的认知”和“政府的承诺”都明显引发了更多的土地流转行为，这是因为在非自愿移民的搬迁中政府一直处于主导地位，政府的兜底往往能提升土地转出效率。但若转入方经营失败，高租金的农地无人接手，推动土地流转的政府将面临群体性事件风险。

3.2 就业结构变化对土地流转规模的影响

在上节移民土地流转行为影响因素分析的基础上，运用Tobit模型对移民户的土地转出/转入规模进行探讨。从结果来看模型整体检验显著，但模型Ⅱ的CM=26.299[0.000]，模型Ⅲ的CM=10.422[0.005]，证明潜在误差项不服从正态分布。故此处应采用半参数CLAD估计代替MLE估计，以确保估计结果的稳健性和精确性[22]，结果如表5所示。

表5 水库移民土地转出/转入面积的Tobit模型回归结果

回归结果显示，模型Ⅱ在补偿土地面积的约束下，劳动力数量、人均年收入、非农收入占比、本地从事的行业、本地非农劳动时间、土地流转的政策承诺等6个变量同时并同向影响了移民土地转出行为和规模。未外出从业的原因、土地年租金等2个变量对转出行为和面积的作用却正好相反。由此可知，移民外出务工时通常会转出土地，但就业受挫会使其减少转出面积以备不时之需。地租上涨刺激了转出土地行为，而市场需求也因此萎缩降低了土地租量。与之相对的是目前粮食补贴政策中，将原农资综合补贴的20%用于支持适度规模经营，这虽不足以明显增加移民转出土地的意愿，不过受让方得益增加提升了土地成交面积。模型Ⅲ则在搬迁安置区域的约束下，人均年收入、家庭现金支出、非农收入占比、土地流转政策的认知等4个变量，对移民土地转入行为和规模具有相同的影响。另有未外出从业原因和外地从事行业对移民转入土地规模存在显著影响，说明当下移民可以通过转入土地增收，但前提是必须较大规模转入农地，进行规范管理和市场化经营。而外出从业移民虽然也会留有土地作为保障，但该群体以非农收入为主，故相较前者在转入土地面积上会存在明显差异。

4 结论及政策启示

该文在构建水库移民土地流转机制理论模型的基础上，运用南水北调中线移民土地流转行为与规模的调查数据，研究了移民就业结构调整与土地流转间的交互关系，具体结论如下：(1)迁入地居民出让土地困难导致移民所获土地补偿不足，其中河南安置区户均土地面积下降约40%，湖北安置区则基本持平。两省有超过50%的移民将来之不易的土地转出，虽然移民在安置区土地转入的绝对户数略有增加，但土地转入规模却大幅减少56.3%，故在土地集中度总体上呈下降趋势。(2)转出土地给移民带来了更多的非农就业时间，但搬迁导致了移民生产技能失效，在人力资本恢复前不一定能转化为非农就业。两省的非农就业情形也存在差异，湖北安置移民搬迁前的当地兼业时间低于普通农户，但搬迁后则上升58.8%超出这一标准，同期外出务工时间仅增长22.68%。河南安置区则正好相反，出省市务工时间增幅高出本地就业近10%。(3)家庭人均收入及非农收入占比对移民土地流转行为及规模均有显著影响，而当地从事的非农劳动行业及时间，地租水平、家庭现金消费与土地转出/转入两种行为均显著相关。(4)未外出从业的移民多转为兼业农户，倾向于部分转出土地，而成为农业大户的移民则明显扩大了转入面积。在外出移民从事的各行业中，仅有社会服务业明显促进土地转出行为。(5)政府土地流转的政策承诺作用十分显著，而就业后扶、农村社保体系对移民土地流转没有明显推进。

根据以上研究结论，可以得到以下政策启示：(1)“以农还农”的有土安置对水库农村移民不一定是最优方式，可以试行“无土少土”的多元非农化安置模式，如城镇化安置，社会保障安置、土地资本化安置等。(2)要对人力资本受损的移民进行能力再造，因目前农村社保对移民生计恢复作用有限，故摆脱散杂工等低技能行业后才能让移民放心转出土地。搬迁后移民以本地兼业为主，因此在安置区的选择上要突出经济优势和就业吸纳能力。(3)土地流转行为与非农就业之间不互为因果，所以在后期扶持时要对无力从事农业生产，又因年龄、家庭或技能原因未就业的群体进行适当的政策兜底。(4)在安置区土地补偿中，政府不能仅注重土地调剂面积与权属划分，还要重视补偿土地质量(市场价值)，并充分利用宣传工具引导移民尽可能的参与土地流转，同时以补贴的方式吸引外界资本接收土地提升移民收入。(5)在鼓励移民发展特色农业时，一方面要保证可转入土地规模，另一方面要加大农业生产服务体系支持力度，并出台制度落实移民农业大户在安置地的各项权益。