流出地“三权”对农业转移人口社会融合的影响效应研究

王艳西

(成都理工大学 马克思主义学院，成都 610059)

农业转移人口大规模和持续性向城镇迁移，是一国经济社会发展过程中人口迁移的普遍规律。我国常住人口城镇化率从2010年的49.68%上升到2021年的64.72%，但2020年户籍人口城镇化率仅为46.70%，户籍人口城镇化率与常住人口城镇化率之间相差约18.02%[1]。常住人口城镇化率与户籍人口城镇化率之间的巨大差异反映了农业转移人口在迁移到城镇后面临的一个主要问题——社会融合。大量农业转移人口长期在城市工作生活但未获得城市户籍及其黏附性利益[2]，在社会保险、文化生活、心理接纳及身份认同等方面显著低于“城里人”[3]，难以有效融入城镇生活。深入考察农业转移人口社会融合的影响因素，有效提升其社会融合能力，是加快农业转移人口市民化、推动新型城镇化高质量发展亟须解决的关键问题[4]。

一、文献综述与问题的提出

学界对农业转移人口社会融合问题的深入探讨，主要集中在农业转移人口社会融合的内涵与多维测度、农业转移人口社会融合的影响因素以及社会融合对农业转移人口市民化相关行为的影响，相反,关于流出地“三权”对农业转移人口社会融合问题的研究相对较少。

(1)农业转移人口社会融合的内涵与多维测度。尽管在具体测度指标的选取上存在分歧，但普遍认同农业转移人口社会融合应是一个多维度的概念范畴，包括经济、文化、社会、政治参与、身份认同、主观感受等方面[5]。以此共识为基础，大量学者对我国农业转移人口社会融合现状进行了评估，发现我国农业转移人口社会融合程度总体并不高[6]，但不同文献中经济、政治、文化、社会、身份认同等社会融合的不同维度却呈现明显的异质性[7-8]。

(2)农业转移人口社会融合的影响因素。除性别、年龄、婚姻、受教育程度等传统个体特征外，学界还实证研究了人力资本、社会资本、社区参与、社会支持、户籍地禀赋等因素对农业转移人口社会融合的影响。刘涛等基于2017年北京市流动人口动态监测调查数据研究发现人力资本对流动人口社会融合具有显著积极影响[9]；任远等的研究发现本地化的社会资本有助于促进流动人口社会融合[10]；汤兆云等实证研究表明新生代农民工社会地位较低是阻碍其融入城镇的重要因素[11]；徐延辉等的研究表明，平等的社会机会对于促进农民工社会融合具有突出的作用[12]；李升等研究发现与责任、伦理等有关的户籍地禀赋性因素和与财富价值有关的户籍地禀赋性因素分别对流动人口居留意愿和落户意愿有显著作用[13]。

(3)社会融合对农业转移人口市民化相关行为的影响。社会融合不仅被动受到系列因素的影响，而且直接影响农业转移人口市民化相关行为。孙学涛等实证发现社会融合程度直接影响农业转移人口的定居意愿和户口迁移意愿[14]。社会融合还会影响农业转移人口的心理健康[15]等。在宏观层面，社会融合的高低甚至直接影响到城市化进程的推进[16]。总体而言，近几年学界围绕农业转移人口社会融合的研究主要集中于对其影响因素的实证分析，尤其是关注个体特征、家庭特征以及流入地因素对农业转移人口社会融合的影响，而关于流出地相关因素对农业转移人口社会融合的影响关注不够。

(4)流出地“三权”对农业转移人口社会融合的影响。流出地影响农业转移人口社会融合的重要因素之一就是集体所有制及其制度框架下的农村土地制度。原因在于，农业转移人口融入城镇的过程也是城镇和农村空间布局再调整的过程，必然涉及农村集体经济及农村土地制度的调整[2]。已有研究主要集中在承包地、宅基地以及集体收益对农业转移人口城镇居留意愿和落户意愿的影响。Wang 等的研究表明，家庭中人均耕地每增加一亩，流动人口返乡的概率会增加1.1倍[17]。除承包地外，宅基地同样会显著提高农业转移人口返乡意愿[18]。李升等则发现承包地、宅基地等财产性户籍地禀赋会显著影响农业转移人口落户意愿[13]。与上述研究不同，刘同山等发现承包地流转可以推动流入土地的农户向地级市或省城流动，承包地较少农户则倾向于向大都市移民[19]。也有实证研究表明，承包地与宅基地对农业转移人口城镇居留意愿和落户意愿的影响存在异质性。刘涛等以珠江三角洲为研究对象，实证发现拥有承包地能够提高农业转移人口城镇居留意愿，而拥有宅基地则会阻碍农业转移人口城镇落户意愿[20]。与其他学者仅仅关注承包地和宅基地“有”或“无”对农业转移人口城镇居留或落户意愿的影响不同，王朋岗等还研究了承包地收益、宅基地收益以及集体分红等因素对农业转移人口户口迁移意愿的影响[21]。该研究发现拥有承包地、宅基地和集体分红会降低农业转移人口户口迁移意愿，而承包地收益、宅基地收益却可以促进农业转移人口户口迁移，集体分红收益对农业转移人口户口迁移意愿影响不显著。

综上所述，学界围绕个体特征、家庭特征以及流入地因素等对农业转移人口社会融合的影响进行了诸多有益研究，但对流出地相关因素关注不够。为数不多的文献实证研究了承包地、宅基地和集体收益因素对农业转移人口居留意愿和落户意愿的影响，并取得了较多有益成果。但仍存在以下不足：①现有研究聚焦于承包地、宅基地、集体收益等对农业转移人口居留意愿和落户意愿的影响，尚未有直接研究承包地等因素对农业转移人口社会融合影响的文献。②现有研究大多将承包地、宅基地等作为控制变量间接进行了研究，缺乏系统研究承包地、宅基地等对农业转移人口社会融合影响的实证研究。③现有研究大多简单将承包地和宅基地指标用虚拟变量表示(“有”/“无”)，未进一步从土地价值角度考察承包地收益和宅基地收益的影响。④现有研究未充分关注集体收益分配对农业转移人口的影响。鉴于此，本研究拟运用有序多值选择模型考察承包地、宅基地、集体收益等“三权”拥有情况以及承包地收益、宅基地收益和集体收益等“三权”收益对农业转移人口社会融合的影响效应，以期为推动农业转移人口顺利融入城镇以实现市民化提供决策参考。

二、模型设定、变量选取与数据来源

(一)模型设定

由于农业转移人口的社会融合为有序多值变量，OLS估计可能导致异方差等问题，而有序多值选择模型能够更为准确地估计非线性影响。因此，本文采用有序多值Probit模型和有序多值Logit模型同时进行估计。本文实证研究分为两个阶段，第一阶段研究流出地“三权”拥有情况对农业转移人口社会融合的影响，分别针对耕地拥有情况、宅基地拥有情况和集体收益拥有情况，构建如下模型：

(1)

第二阶段在拥有耕地、宅基地或集体收益的前提下，研究“三权”收益高低对农业转移人口社会融合的影响，分别针对耕地收益、宅基地收益和集体收益构建如下模型：

(2)

(二)数据来源

本文使用的数据来源于2017年中华人民共和国国家卫生健康委员会(简称“卫健委”)组织的流动人口动态监测调查，调查内容包括家庭成员与收支情况、就业情况、流动及居留意愿、健康与公共服务以及社会融合情况。该调查样本范围覆盖全国31个省(自治区、直辖市)和新疆生产建设兵团(港澳台地区除外)流动人口较为集中的地区。调查对象为在流入地居住一个月以上，非本地户口的15周岁及以上流入人口。该调查以2016 年全员流动人口年报数据为基本抽样框，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样，样本总量为169 989个。在剔除户口类型是非农业户口以及核心变量数据缺失样本后得到有效样本96 558个。

(三)变量选取

本研究将变量分为因变量、自变量和控制变量。各变量的赋值和描述性统计具体如表1所示。

1.因变量

因变量为农业转移人口社会融合。尽管社会融合应是一个包含经济、文化、社会、心理和认知等多方面因素在内的多维度概念已是学界共识，但尚未形成统一的评价指标体系。在借鉴赵玉峰等[22]学者研究成果基础上并结合数据可得性，本文从经济融合、社会参与、自我身份认同、对城市的态度、感知的社会态度五个方面综合测度农业转移人口的社会融合度。经济融合方面，选择个体月收入作为关键测度变量；社会参与方面，选择个体“是否给所在单位/社区/村提建议或监督单位/社区/村务管理”作为关键测度变量；自我身份认同方面，选择个体是否同意“我觉得我已经是本地人了”这一说法作为关键测度变量；对城市的态度方面，选择个体是否同意“我喜欢我现在居住的城市/地方”这一说法作为关键测度变量；感知的社会态度方面，选择个体是否同意“我感觉本地人看不起外地人”这一说法作为关键测度变量。上述五个关键变量均按照1、2、3、4予以赋值。将上述五个变量所得分值等权相加，经标准化后即表征社会融合程度的高低。相对而言，本文构建的社会融合指标，较为直观和容易解读。统计结果表明，农业转移人口社会融合程度均值为0.521，农业转移人口融入城镇生活的程度处于中等水平。

2.自变量

自变量为流出地“三权”拥有情况及其收益。本研究的核心问题是探究农业转移人口流出地“三权”(土地承包经营权、宅基地使用权和集体收益分配权)对其社会融合的影响。为深入研究该问题，本文将核心解释变量分为两个层次。第一层次是农业转移人口在流出地的承包地拥有情况、宅基地拥有情况和集体收益拥有情况，用于测度“有”和“无”的“质”的差别；承包地拥有情况均值为0.596,表明平均超过半数农业转移人口在流出地拥有承包地；宅基地拥有情况均值为0.735，表述大多数农业转移人口在流出地仍保留宅基地；集体收益拥有情况均值为0.026，表明绝大多数农业转移人口在流出地未获得集体收益。第二层次为用货币收益衡量的耕地收益、宅基地收益和集体收益。耕地收益用农业转移人口本人在户籍地(老家)拥有的承包地面积乘以平均每亩年收益计算而来。从实践来看，宅基地流转尚未形成有效的交易市场，宅基地流转价格不能有效反映宅基地财产价值和市场供求关系。从数据可得性看，本文所采用的数据库未对调查对象宅基地流转收益进行调查。为此，本文借鉴王朋岗等[21]的做法，用耕地平均每亩年收益作为宅基地平均每亩年收益的代理变量，即用农业转移人口本人在户籍地拥有的宅基地面积乘以耕地平均每亩年收益计算得到宅基地收益，以反映宅基地财产权价值差异。耕地亩均年收益的大小与耕地区位条件等密切相关，反映了区位经济条件的优劣。而宅基地平均每亩年收益的水平也直接受到区位经济条件的影响。因此，用耕地平均每亩年收益作为宅基地平均每亩年收益的代理变量而得到的宅基地收益在一定程度上能够反映不同区位条件下宅基地财产权价值的差异，能够满足本文的研究需要。集体收益用农业转移人口本人平均每年获得的集体分红收益表示。为保持数据一致性，本文对耕地收益、宅基地收益以及集体收益数据，使用四分位处的取值将其转化为1～4的序次变量。承包地收益、宅基地收益和集体收益的均值分别为2.356、2.340和2.374，表明多数农业转移人口来自承包地、宅基地和集体的收益处于较为一般水平。

3.控制变量

控制变量包括农业转移人口个人特征、家庭特征、流动特征。个人特征包括性别、代次、受教育程度、民族、政治面貌、健康状况；家庭特征包括家庭收入和家庭化流动程度；流动特征包括流动范围、居留时间。据表1统计结果，样本的分布具有统计学上的意义。性别的均值为0.587，表明样本中男女性别数量大体平衡，男性稍多；代次的均值为0.559，表明样本中农一代和农二代数量大体平衡，农二代数量稍多；受教育程度的均值为2.224，表明大多数农业转移人口受教育程度较低；民族的均值为0.096，表明绝大多数农业转移人口为汉族，少数民族占比较低；政治面貌的均值为0.084，表明绝大多数农业转移人口为普通群众；健康状况的均值为3.823，表明大多数农业转移人口身体健康状况良好；家庭收入的均值为2.349，表明大多数农业转移人口家庭收入水平较为一般；家庭化流动的均值为0.832，表明农业转移人口与家人一同流入城镇的情况较为普遍；流动范围的均值为2.434，表明大部分农业转移人口选择省内流动；居留时间的均值为2.157，表明大部分农业转移人口倾向于长时间在同一城镇生活或就业。

表1 变量的赋值和描述性统计

三、实证结果分析

(一)流出地“三权”拥有情况对社会融合的影响

流出地“三权”拥有情况对农业转移人口社会融合影响的估计结果如表2。其中模型Ⅰ、模型Ⅲ和模型Ⅴ为Logit模型回归结果，模型Ⅱ、模型Ⅳ和模型Ⅵ为Probit模型估计结果。整体来看，模型运行良好，卡方检验均在1%的统计水平上通过了显著性检验，分别对应“三权”拥有情况的Logit模型和Probit模型的准R2值无明显差别。并且，从模型Ⅰ至模型Ⅵ，核心解释变量的影响方向和显著性水平没有变化，表明模型估计结果具有较强的稳健性。从模型Ⅰ和模型Ⅱ的估计结果来看，以没有承包地为参照，在户籍地拥有承包地显著降低了农业转移人口在流入地的社会融合度。这与陈会广等的研究结论一致，其发现人均耕地的增加会显著降低农民工留在城镇的概率[23]。但与其不同的是，本文证实拥有承包地会降低农业转移人口社会融合度，这可能是农业转移人口不愿意留在城镇的一个重要机制。与承包地拥有情况一致，模型Ⅲ和模型Ⅳ的估计结果表明，以没有宅基地为参照，在户籍地拥有宅基地显著降低了农业转移人口在流入地的社会融合度。且模型Ⅰ到模型Ⅳ中承包地拥有情况和宅基地拥有情况的回归系数均在1%的统计水平上通过了显著性检验。但不同的是，集体收益拥有情况对农业转移人口社会融合的影响却是正向的。模型Ⅴ和模型Ⅵ回归结果表明，以没有集体收益为参照，在户籍地拥有集体收益能够显著提高农业转移人口在流入地的社会融合度，且该结果在1%的统计水平上通过了显著性检验。

表2 农业转移人口“三权”拥有情况对社会融合影响的估计结果

控制变量的回归结果与以往研究结论基本一致[24]：①以女性为参照，男性农业转移人口具有更高的社会融合度。②代次对农业转移人口社会融合具有显著影响，“农二代”在流入地的社会融合度显著地低于“农一代”。③受教育程度对于农业转移人口社会融合具有显著的促进作用。农业转移人口学历越高，其在流入地的社会融合程度亦越高。④民族因素显著影响农业转移人口社会融合情况。少数民族农业转移人口社会融合度显著高于汉族农业转移人口。⑤健康状况对农业转移人口社会融合具有显著促进作用。⑥家庭收入水平越高，农业转移人口社会融合越好。⑦家庭成员中一同流动的比例越大，农业转移人口社会融合越好。⑧流动范围越大，农业转移人口社会融合度越低。⑨农业转移人口在流入地居留时间约长，其社会融合越好。⑩政治面貌对农业转移人口社会融合的影响在模型Ⅰ、模型Ⅱ、模型Ⅴ和模型Ⅵ中均不显著，在模型Ⅱ和模型Ⅲ显示，党员/团员农业转移人口具有更高的社会融合度。

(二)流出地“三权”收益大小对社会融合的影响

流出地“三权”收益对农业转移人口社会融合影响的估计结果如表3。其中模型Ⅶ、模型Ⅸ和模型Ⅺ为Logit模型回归结果，模型Ⅷ、模型Ⅹ和模型Ⅻ为Probit模型估计结果。整体来看，模型运行良好，卡方检验均在1%的统计水平上通过了显著性检验，分别对应“三权”收益的Logit模型和Probit模型的准R2值无明显差别。模型Ⅶ和模型Ⅷ、模型Ⅸ和模型Ⅹ、模型Ⅺ和模型Ⅻ中核心解释变量的影响方向和显著性水平没有变化，表明模型估计结果具有较强的稳健性。从模型Ⅶ和模型Ⅷ的估计结果来看，承包地收益对农业转移人口社会融合具有显著促进作用；从模型Ⅸ和模型Ⅹ的估计结果来看，宅基地收益对农业转移人口社会融合具有显著促进作用；从模型Ⅺ和模型Ⅻ的估计结果来看，集体收益对农业转移人口社会融合具有显著促进作用。上述模型中核心解释变量估计结果均在1%统计水平上通过了显著性检验。对比表2回归结果，我们可以发现，尽管在户籍地拥有承包地和宅基地会在一定程度上阻碍农业转移人口融入流入地社会，但承包地收益和宅基地收益却对农业转移人口社会融合有显著促进作用；拥有集体收益以及集体收益大小均对农业转移人口社会融合具有显著促进作用。这与王朋岗等承包地收益和宅基地收益能够提高农业转移人口户口迁移意愿的研究结论基本一致[21]。但与其不一致的是，本文发现集体收益同样对农业转移人口融入所在城镇具有显著促进作用。这主要是因为流出地“三权”财产收益的实现能够明显改善农业转移人口经济地位，从而有助于其融入城镇生活。

表3 农业转移人口“三权”收益对社会融合影响的估计结果

控制变量的回归结果与模型Ⅰ至模型Ⅵ的回归结果基本一致：①性别、受教育程度、健康状况、家庭收入、家庭化流动程度和居留时间均对农业转移人口社会融合具有显著促进作用。②代次和流动范围对农业转移人口社会融合具有显著阻碍作用。③政治面貌在模型Ⅶ到模型Ⅻ中对农业转移人口社会融合的影响均不显著，民族因素在模型Ⅶ和模型Ⅷ中对农业转移人口社会融合的影响分别在5%和1%的统计水平上显著，在模型Ⅸ至模型Ⅻ不显著。

(三)流出地“三权”对农业转移人口社会融合影响效应的稳健性检验

农业转移人口在户籍地是否拥有“三权”可能是自选择的结果，即耕地拥有情况、宅基地拥有情况以及集体收益拥有情况可能并不满足随机抽样。因此，模型Ⅰ至模型Ⅵ的回归可能因非随机抽样而使估计结果产生选择性偏误。尽管已通过使用Probit模型和Logit模型同时回归初步验证回归结果的稳健性，但仍需进一步纠正可能的选择性偏误。由于数据限制，本文无法获得可靠的工具变量。因此，本文运用倾向得分匹配法(PSM)验证回归结果的稳定性。依次对拥有承包地的农业转移人口(处理组)和没有承包地的农业转移人口(控制组)、拥有宅基地的农业转移人口(处理组)和没有宅基地的农业转移人口(控制组)、拥有集体收益的农业转移人口(处理组)和没有集体收益的农业转移人口(控制组)进行倾向值匹配，通过一系列影响农业转移人口社会融合的因素分别建立Logit模型和Probit模型，然后根据模型结果估计出农业转移人口拥有承包地、拥有宅基地和拥有集体收益的倾向值，并在此基础上运用一对一的临近匹配方法进行匹配。如表4所示，本文分别测算出匹配后拥有“三权”和没有“三权”农业转移人口的ATT(处理组平均处理效应)和ATE(平均处理效应)。ATT估计结果显示，在消除了样本间可观测的系统性差异后，拥有承包地和拥有宅基地对农业转移人口社会融合在1%的统计水平上存在显著的负向作用，而拥有集体收益对农业转移人口社会融合在1%的统计水平上存在显著的正向作用。ATE估计显示出一致的结果。虽然ATT和ATE的数值有所差异，但与模型Ⅰ至模型Ⅵ所得结论一致。PSM估计结果进一步证实了拥有承包地和宅基地阻碍农业转移人口社会融合、拥有集体收益促进农业转移人口社会融合的结论。

表4 “三权”拥有情况对社会融合影响的PSM估计结果

研究表明，“农一代”和“农二代”在社会融合等方面表现出显著的异质性[25]。为此，本文按照“农一代”和“农二代”将总样本分为两个子样本，通过分析比较“农一代”和“农二代”“三权”拥有情况和“三权”收益对其社会融合的影响来进行稳健性检验。首先，通过拆分样本，获得“农一代”样本42 537个，获得“农二代”样本54 020个。其次，以“农一代”为回归样本，运用Probit模型分别针对承包地拥有情况、宅基地拥有情况和集体收益拥有情况对“农一代”农业转移人口社会融合的影响进行回归。最后，以“农二代”为回归样本，运用Probit模型分别针对承包地拥有情况、宅基地拥有情况和集体收益拥有情况对“农一代”农业转移人口社会融合的影响进行回归。回归结果如表5所示。结果表明，无论是对于“农一代”还是“农二代”，拥有承包地和宅基地均在1%的统计水平上对农业转移人口社会融合具有显著的负向作用，拥有集体收益对农业转移人口社会融合具有显著的正向作用，结果与前文一致。

“农一代”和“农二代”在社会融合方面的异质性除表现在“三权”拥有方面，还可能表现在“三权”收益方面。为此，本文进一步分析“三权”收益对“农一代”和“农二代”农业转移人口社会融合影响的差异。首先，通过拆分样本，获得研究所需样本，“农一代”中“承包地收益”“宅基地收益”和“集体收益”样本量分别为16 172、14 091和1 030，“农二代”中 “承包地收益”“宅基地收益”和“集体收益”样本量分别为16 286、14 300和1 470。其次，以“农一代”为回归样本，运用Probit模型分别针对承包地收益、宅基地收益和集体收益对农业转移人口社会融合的影响进行回归。最后，以“农二代”为回归样本，运用Probit模型分别针对承包地收益、宅基地收益和集体收益对农业转移人口社会融合的影响进行回归，回归结果如表6所示。结果表明，无论是对于“农一代”还是“农二代”，承包地收益、宅基地收益均在1%的统计水平上对农业转移人口社会融合具有显著的正向作用；集体收益对“农一代”农业转移人口社会融合在10%的统计水平上具有显著的正向作用，对“农二代”农业转移人口社会融合在5%的统计水平上具有显著的正向作用。总而言之，上述结果与前文模型Ⅶ到模型Ⅻ的回归结果一致。

四、结论与启示

(一)结论

基于卫健委2017年对31个省(自治区、直辖市)和新疆生产建设兵团(港澳台地区除外)流动人口收集的流动人口动态监测调查数据，运用有序多值选择模型对承包地、宅基地和集体收益分配等“三权”拥有情况以及承包地收益、宅基地收益和集体分红等“三权”收益对农业转移人口社会融合的影响效应进行实证分析，得出以下结论：流出地“三权”拥有情况与“三权”收益对农业转移人口社会融合的影响效应呈现分异特征，在户籍地拥有承包地和宅基地显著的阻碍农业转移人口融入所在城镇，而在户籍地拥有集体收益却能显著促进农业转移人口融入所在城镇；“三权”收益对农业转移人口社会融合的影响是一致的，承包地收益、宅基地收益和集体分红收益均能显著提高农业转移人口社会融合度。对农业转移人口而言，宅基地和承包地承载了重要的保障功能，而集体收益由于金额较低且存在较大不确定性，无法有效起到保障和改善农业转移人口生活水平的作用。拥有宅基地和承包地为农业转移人口“市民化失败”预留了“退路”，这会降低农业转移人口融入所在城镇的努力程度和对融入程度的主观感知。实证表现为农业转移人口在户籍地拥有承包地和宅基地显著阻碍农业转移人口融入所在城镇，而拥有集体收益却能显著促进农业转移人口融入所在城镇。

(二)政策启示

农业转移人口社会融合受流出地“三权”拥有情况和“三权”收益大小影响，在新型城镇化背景下，应进一步完善承包地和宅基地退出机制以弱化土地对农业转移人口社会融合的阻力、完善承包地和宅基地价值实现机制以强化土地对农业转移人口社会融合的推力、优化农村集体经济发展机制以提升集体收益对农业转移人口社会融合的助力，以期不断提升农业转移人口社会融合程度，更好促进新型城镇化的深入推进。

(1)完善承包地和宅基地退出机制，弱化土地对农业转移人口社会融合的阻力。应进一步完善农业转移人口承包地有偿退出机制和宅基地有偿退出机制，在尊重农业转移人口意愿的前提下，在保障其生计基础上采取多种方式引导已落户城镇的农业转移人口通过有偿方式退出承包地和宅基地，以更好促进其融入城镇，更好实现农业转移人口市民化。①渐进式推动承包地退出。在新型城镇化建设过程中，应允许农业转移人口在保留集体成员身份时按照市场化方式单独退出承包权。承包权市场化有偿退出后农民不再享有凭借集体成员身份无偿获得承包权的资格。承包权的市场化退出意味着农户基于土地经营权的各类收益索取权的同步退出。建立独立于行政权力之外的土地司法机制以保证仲裁及救济的公正，使农民和农民集体作为不受外界干涉的独立主体参与承包权退出。建立符合程序正义的市场化补偿程序，明确法定退出事由和自愿退出事由，补偿方式应由集体和农户充分协商确定，允许农户自愿选择退出方式和内容，不得以任何形式强制农民放弃承包权。②多方式推动宅基地退出。一方面，可建立集体经济组织对农业转移人口宅基地(住房)进行托管的机制，农业转移人口通过与集体经济组织签订委托协议将宅基地(住房)委托给集体经济组织统一进行经营管理；另一方面，探索建立共有产权房市场交易制度，由农业转移人人口与集体经济组织或其他市场主体(法人或自然人)共同拥有宅基地上所建房屋(商业地产、工业地产甚至是住宅地产)的所有权及相应土地使用权，并允许共有产权入市交易。

(2)完善承包地和宅基地价值实现机制，强化土地对农业转移人口社会融合的推力。要完善承包地和宅基地财产价值实现机制，有效提升农业转移人口财产性收入。①深化承包地“三权分置”改革，有效提升农业转移人口承包地流转收益。尤其要注重创新放活承包地土地经营权，加快促进承包地流转。明确经营主体可以在合法获得的土地经营权剩余期限内在不改变土地农业用途的前提下通过出租、转包、土地银行等方式获取地租类收益；建立经营权市场交易平台，以公开竞价方式确保经营权市场价值的实现；建立经营权流转保险制度，先期由政府试点牵头成立经营权流转保险机构并逐步探索经营权流转商业保险模式(政府财政兜底)，待时机成熟后全面引入商业保险制度；在整合现有涉农财政资金基础之上，成立经营权流转支持基金，重点用于经营权大规模流转区域农业基础设施、交通水利设施建设以及对新型经营主体亏损适当补贴，以强化新型经营主体收益预期，激励工商资本进入经营权流转领域；通过农业贷款税收优惠、财政贴息等手段引导金融机构加大对新型经营主体资金支持力度。②完善宅基地“三权分置”改革，切实提高农业转移人口宅基地财产收益。尤其是探索在保留农户资格权前提下放活宅基地使用权的多样化途径，盘活农业转移人口闲置宅基地，促进宅基地财产收益的实现。修改现行法律法规加快放活宅基地使用权步伐，允许农业转移人口或集体经济组织对宅基地(住房)进行改造后与“社会投资者”进行股份、出租、转让、合作等。逐步放开宅基地依法转化为集体经营性建设用地后的用途管制，赋予宅基地(住房)与国有建设用地同等的用途，为社会投资者进入农村宅基地使用权市场创造更好条件。

(3)优化农村集体经济发展机制，提升集体收益对农业转移人口社会融合的助力。进一步推进集体资产、资源股份制改革，实现“资源”变“资产”、“农民”变“股东”。大力发展集体经济，通过股利分红实现农业转移人口共享集体经济发展成果。积极探索农村集体经济组织合作发展机制，突破村组限制，大力推动各类型农村集体经济组织以股份合作等方式“抱团发展”。农村集体经济组织要充分发挥资源优势，尤其是集体建设用地资源，积极通过集体经营性建设用地入市、城乡建设用地增减挂钩等方式盘活集体土地资源，为集体经济发展提供空间支撑和资金条件。