韓紅梅 司慧娟 黃增健 繆 燁

（蘇州經(jīng)貿(mào)職業(yè)技術學院，江蘇 蘇州 215000）

河南省為了促進農(nóng)民工更好地融入城市，積極響應國家號召，于2014年年底出臺《河南省人民政府關于深化戶籍制度改革的實施意見》，取消農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口性質區(qū)分，全面實施居住證制度；2017年年底，河南省基本完成宅基地和承包地確權登記工作，試圖從制度上保障農(nóng)民工能更快更好地融入城市。但是，這些制度安排對促進農(nóng)民工融入城市、流轉農(nóng)村的宅基地和承包地的作用還不確定。

農(nóng)地流轉和農(nóng)地規(guī)模化促進了農(nóng)民的城鎮(zhèn)遷移［1-2］和勞動力資源的再配置。但也有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地流轉不一定有助于促進農(nóng)民城鎮(zhèn)化遷移，如不完備的控制權和出租權下的農(nóng)地流轉反而降低了農(nóng)民城鎮(zhèn)遷移的意愿。更有學者認為，農(nóng)地流轉不直接影響勞動力遷移［3］。

從農(nóng)地產(chǎn)權來看，通過理論模型證明了農(nóng)地產(chǎn)權會影響農(nóng)民的城鎮(zhèn)遷移決策。農(nóng)戶享有更多生產(chǎn)剩余和穩(wěn)定的地權［4］，會釋放農(nóng)村相對剩余勞動力并促進農(nóng)民向城鎮(zhèn)遷移。鑒于上述研究并沒有清晰區(qū)分農(nóng)地使用權和所有權，從使用權角度分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地確權會提高農(nóng)村勞動力資源再配置的效率。

從遷移意愿來看，地權不穩(wěn)定會影響勞動力的暫時性遷移。江淑斌等發(fā)現(xiàn)外出務工工資增加會增強短期外出就業(yè)意愿并促進土地流轉，農(nóng)業(yè)收入下降雖然也促進了短期外出務工就業(yè)，卻抑制了土地流轉，他們認為這是戶籍制度和土地制度相互牽制的結果［5］。兼業(yè)戶抑制了勞動力的長期遷移。傅晨等注意到城鎮(zhèn)化導致農(nóng)民群體分化并對農(nóng)地產(chǎn)生了不同訴求，繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民更重視農(nóng)地的使用權和生產(chǎn)收益權，想從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民更重視農(nóng)地的流轉權、收益權和退出權［6］。

綜上所述，關于農(nóng)地流轉和農(nóng)民城鎮(zhèn)遷移關系的研究結果不盡相同：一方面，城鎮(zhèn)化視角下討論農(nóng)民工融入城市，長期遷移才是農(nóng)民工融入城市的關鍵，但大部分研究或沒有區(qū)分和比較暫時性遷移和長期遷移，或只是討論了其中一種狀態(tài)，因此不能準確說明農(nóng)地流轉和農(nóng)民城鎮(zhèn)遷移的關系；另一方面，對于農(nóng)地流轉的量化研究，大部分研究只是考察了農(nóng)地流轉的結果變量，鮮少關注流轉過程中的制度安排，本研究恰恰是不同的制度安排導致了不同的結果。因此，本文將考察河南省農(nóng)地（宅基地和承包地）流轉對農(nóng)民工長期遷移意愿的影響，進而就農(nóng)地流轉和農(nóng)民工融入城市提出政策建議。

1 數(shù)據(jù)來源與分析

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2018年暑期開展的河南省農(nóng)地承包經(jīng)營權流轉現(xiàn)狀調查，該調查數(shù)據(jù)涵蓋河南省17個省轄市，按照隨機抽樣的方法選取18歲以上進城務工人員作為調查對象，共獲得有效問卷702份。并利用SPSS19.0對調查問卷的數(shù)據(jù)進行錄入、分析和處理：樣本整體信度克隆巴赫（信度）系數(shù)（Cronbach’sAlpha）為0.740，流轉因素的Cronbach’sAlpha值為0.781，均大于0.700；家庭因素的Cronbach’sAlpha值為0.524，大于0.350，可知本次問卷可信度高且穩(wěn)定一致。調查對象的具體情況如下：男性占55.7%，女性占44.3%，男性略多于女性；年齡劃分為5個區(qū)段，即18～29歲、30～39歲、40～49歲、50～59歲、大于等于60歲，前3個區(qū)段分別占41.2%、24.2%和28.1%，是主要調查人群；未婚占36.8%，已婚占63.2%，已婚多于未婚；受教育程度劃分為5個層次，即小學以下、初中、高中、大專、大專以上，其中初中和大專以上分別占33.9%、24.8%，初中和大專占比略多；沒有接受過非農(nóng)培訓的占51.6%，接受過非農(nóng)培訓的占48.4%。

1.2 變量定義

調查問卷采用“農(nóng)民工是否愿意換取城鎮(zhèn)居住證”來衡量農(nóng)民工落戶、融入城市的意愿。選取制度認知因素、土地流轉制度因素、城市因素、個人因素和家庭因素，分析影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的因素。

選取是否知道居住證制度和宅基地、承包地是否進行確權登記作為制度認知因素的代理指標，選取與城鎮(zhèn)原居民相處是否融洽作為城市因素的代理指標，選取農(nóng)村承包地、宅基地流轉形式、家庭承包面積、667 m2流轉收益、流轉時間、流轉對象、合同形式和流轉結算形式作為土地流轉制度因素的代理指標，選取家庭總人口、家庭城市務工人數(shù)、家庭主要收入來源、家庭住房情況、農(nóng)村家庭所在地是否在城市近郊以及是否有在讀子女作為家庭因素的代理指標，選取性別、年齡、婚姻狀況、受教育情況、是否接受過非農(nóng)就業(yè)職業(yè)技能培訓、在外打工年限以及目前享有的社會保障作為個人因素的代理指標。本文為減少變量極端值對回歸結果的干擾，將家庭承包面積、667 m2流轉收益、在外打工年數(shù)取對數(shù)處理。操作性變量定義和描述性統(tǒng)計結果具體見表1。

1.3 農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的描述

本研究將數(shù)據(jù)分為全樣本、流轉農(nóng)村承包地樣本和未流轉農(nóng)村承包地樣本3種，樣本量分別為702、319和383。在3個樣本中愿意換取居住證的均大于不愿意換取的（見表2）。

表2 換取意愿與承包地流轉情況關系

1.4 影響因素與承包地流轉情況的關表

影響因素與承包地流轉情況的關系如表3所示，流轉農(nóng)村承包地樣本中人均在外打工年數(shù)高于未流轉農(nóng)村承包地的人均值；在人均承包地的比較中，流轉樣本低于未流轉樣本；流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工中家庭城鎮(zhèn)務工人數(shù)均值高于未流轉的樣本；在家庭主要收入來源這一因素中，流轉樣本中以非農(nóng)業(yè)為主，所占比例最大，未流轉樣本中，以農(nóng)業(yè)為主，比重最大。

表3 影響因素與承包地流轉情況的關系

2 基于SPSS的數(shù)據(jù)分析

2.1 卡方檢驗——類別數(shù)據(jù)

卡方檢定（Chi-Square Test）——判定2個類別變量間是否獨立。

假設1，與城鎮(zhèn)原居民相處融洽會影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿。H0，與城鎮(zhèn)原居民相處融洽不會影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿；H1，與城鎮(zhèn)原居民相處融洽會影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿。分析結果如表4和表5所示。結果表明，全樣本漸進顯著性P=0.036＜0.05（顯著），拒絕H0，即與城鎮(zhèn)原居民相處融洽對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證有影響；流轉農(nóng)村承包地部分數(shù)據(jù)漸進顯著性P=0.000＜0.05（顯著），拒絕H0，即與城鎮(zhèn)原居民相處融洽對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證有影響；未流轉農(nóng)村承包地部分數(shù)據(jù)漸進顯著性P=0.374＞0.05（不顯著），不拒絕H0，即與城鎮(zhèn)原居民相處融洽對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證沒有影響。

表4 城市因素與換取意愿的關系

表5 城市因素與換取意愿關系的卡方檢定

出現(xiàn)這一結果的原因可能是農(nóng)村承包地是農(nóng)民工和農(nóng)村的聯(lián)系紐帶，農(nóng)村承包地流轉出去后，農(nóng)民工的社會關系也從農(nóng)村轉到了城市。

假設2，農(nóng)村承包地流轉對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證有影響。H0，農(nóng)村承包地流轉情況不會影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿；H1，農(nóng)村承包地流轉會影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿。分析結果如表6和表7所示，結果表明全樣本漸進顯著性P=0.000＜0.05（顯著），拒絕H0，即是否流轉農(nóng)村承包地對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿有影響。

表6 農(nóng)村承包地流轉狀況與換取意愿的關系

表7 農(nóng)村承包地流轉狀況與換取意愿關系的卡方檢驗

假設3，農(nóng)村宅基地流轉情況對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證有影響。H0，農(nóng)村宅基地流轉情況不會影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿；H1，農(nóng)村宅基地流轉情況會影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿。分析結果如表8和表9所示，結果表明漸進顯著性P=0.811＞0.05（不顯著），接受H0，即農(nóng)村宅基地流轉對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿沒有影響。

表8 農(nóng)村宅基地流轉狀況與換取意愿的關系

表9 農(nóng)村宅基地流轉狀況與換取意愿關系的卡方檢驗

2.2 二元Logit回歸分析

式（1）（2）中，pi為農(nóng)民工想換取城鎮(zhèn)居住證的概率，（1-pi）為農(nóng)民工不想換取城鎮(zhèn)居住證的概率；xi1為影響農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的因素，包括土地流轉因素、制度認知因素、家庭因素、城市因素和個人因素；βj1為Logit回歸的偏回歸系數(shù)，表示自變量對logit(pi)的影響，其值為正且具有統(tǒng)計顯著性，說明在控制其他自變量的情況下，logit(pi)隨對應自變量的增加而增加，反之，則隨對應自變量的增加而減少；β0為常數(shù)項，εi為隨機擾動項。

問題1：制度認知因素與農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿之二元Logit回歸。其中，因變量為農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿，自變量為制度認知因素（X11、X12、X13）。

回歸（1）至（3）分別采用全樣本數(shù)據(jù)、農(nóng)民工流轉農(nóng)村承包地的數(shù)據(jù)和農(nóng)民工未流轉農(nóng)村承包地的數(shù)據(jù)，考察制度認知因素對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響。限于篇幅，且在不影響回歸結果的前提下，本報告沒有報告制度認知因素的相關性分析，分析結果見表10。結果表明，對于居住證制度認知、承包地確權登記制度認知對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響，回歸（1）（2）（3）的結果均不顯著，原因可能是河南省居住證制度和農(nóng)地確權登記制度實施時間短，而且政府宣傳力度不夠，農(nóng)民工對居住證制度不了解；對于宅基地確權登記對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿的影響，回歸（3）的結果有顯著負向影響，回歸（1）（2）的結果影響均不顯著，原因可能是農(nóng)村宅基地對于未流轉承包地的農(nóng)民工財產(chǎn)性功能強，宅基地的確權登記增強了宅基地的財產(chǎn)性屬性，所以對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿起顯著的負向影響。

表10 制度認知因素對不同樣本換取意愿的影響

農(nóng)村承包地和宅基地是農(nóng)民工在農(nóng)村的資源稟賦，其財產(chǎn)性功能顯著下降；而且農(nóng)村承包地是農(nóng)民工聯(lián)系農(nóng)村的紐帶，對于流轉了農(nóng)村承包地的農(nóng)民工而言，減少了與農(nóng)村的聯(lián)系，從而對各項政策更是不了解。

問題2：土地流轉制度因素與農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿之二元Logit回歸。因變量為農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿，自變量為流轉因素（X21、X22、X23、X24、X25、X26、X27）。

回歸（4）采用農(nóng)民工流轉農(nóng)村承包地的數(shù)據(jù)考察土地流轉因素對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響。限于篇幅，且在不影響回歸結果的前提下，本報告沒有報告流轉制度因素間的相關性分析，分析結果見表11。結果表明，流轉承包地的形式對于農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿不具有統(tǒng)計顯著性，原因可能是農(nóng)村承包地的性質決定了承包地流轉的形式以出租為主，農(nóng)民可選擇余地不大；流轉宅基地的形式對于農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿不具有統(tǒng)計顯著性，原因可能是目前流轉農(nóng)村宅基地的農(nóng)民工比例非常低；家庭承包地面積對于農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿具有正向影響，原因可能是承包地是農(nóng)民工的財產(chǎn)稟賦，承包地面積越大，農(nóng)民工越富有，更有底氣換取城鎮(zhèn)居住證，徹底進入城市；667 m2流轉收益對于農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿不具有統(tǒng)計顯著性，原因可能是目前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益有限，甚至可能是負收益；6年以上流轉時間對于農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿具有負向統(tǒng)計顯著性，其他流轉時間對于農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿不具有統(tǒng)計顯著性，原因可能是承包地流轉6年以上主要是流轉給政府，農(nóng)民工潛意識地認為只有農(nóng)村居住證身份才可以持續(xù)性地獲得政府的租金，所以換取城鎮(zhèn)居住證的意愿低；流轉對象對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿不具有統(tǒng)計顯著性，原因可能是流轉對象以親戚或朋友為主，農(nóng)民沒有其他選擇；書面合同對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿具有正向統(tǒng)計顯著性，原因可能是書面合同是一種穩(wěn)定的承包地流轉的制度形式，能讓農(nóng)民工更放心流轉自己的承包地，和農(nóng)村的社會聯(lián)系也更少，所以會提高農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿；流轉結算方式對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證不具有統(tǒng)計顯著性，原因可能是流轉承包地的結算方式基本是現(xiàn)金方式。

表11 土地流轉制度因素對換取意愿的影響

問題3：家庭因素與農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿之二元Logit回歸。因變量為農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿，自變量為家庭因素（X31、X32、X33、X34、X35、X36）。

回歸（5）至（7）分別采用全樣本數(shù)據(jù)、農(nóng)民工流轉農(nóng)村承包地的數(shù)據(jù)和農(nóng)民工未流轉農(nóng)村承包地的數(shù)據(jù)考察家庭因素對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響。限于篇幅，且在不影響回歸結果的前提下，本報告沒有報告家庭因素間的相關性分析，分析結果見表12。結果表明，就家庭人口對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（5）（6）不顯著，回歸（7）有顯著正向影響，原因可能是未流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工，家庭人口越多，越可以在家庭內部進行分工，即家庭承包地由家庭其他成員負責耕種，而農(nóng)民工本人被家庭排除出農(nóng)業(yè)行業(yè)，所以換取城鎮(zhèn)居住證的意愿更強烈。就家庭城鎮(zhèn)工作人數(shù)對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（5）（6）（7）均不顯著。就家庭主要收入來源對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（5）（7）有顯著負向影響，即農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例越低，換取城鎮(zhèn)居住證的意愿越強烈；回歸（6）影響不顯著，原因可能是農(nóng)業(yè)收入為主的家庭總收入低，非農(nóng)收入為主的家庭總收入高，總收入高的農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證的意愿高，反之亦反之，所以全樣本數(shù)據(jù)中家庭收入來源對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿影響顯著；流轉農(nóng)村承包地的樣本中家庭收入以非農(nóng)業(yè)為主，占比近60%，所以家庭收入來源對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿影響不顯著；未流轉承包地的農(nóng)民工，家庭收入以農(nóng)業(yè)為主，意味著收入低，所以不愿意換取城鎮(zhèn)居住證；流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工的家庭收入全部為非農(nóng)業(yè)，意味著農(nóng)民的身份較為重要，所以不愿意換取城鎮(zhèn)居住證。就家庭住房狀況對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（5）當?shù)乜h城住房有顯著正向影響，回歸（7）當?shù)剞r(nóng)村新建住房和異地鄉(xiāng)鎮(zhèn)縣城住房有顯著負向影響，回歸（5）（6）（7）其他家庭住房情況影響均不顯著。其原因可能是對于未流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)戶而言，農(nóng)村新建住房和異地鄉(xiāng)鎮(zhèn)住房的農(nóng)村財產(chǎn)性功能更強，所以阻礙農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證的意愿；對于全樣本，當?shù)乜h城住房是農(nóng)民工徹底融入城市的條件，所以對換取城鎮(zhèn)居住證有顯著促進作用。就家庭所在地是否在城市近郊對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（5）（6）（7）均不顯著。就家庭是否有在讀子女對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（5）（7）不顯著；回歸（6）有顯著負向影響，即有在讀子女的農(nóng)民工相比沒有在讀子女的農(nóng)民工更不愿意換取城鎮(zhèn)居住證。其原因可能是流轉農(nóng)村承包地農(nóng)民工的子女在城市就讀的時間成本和附加經(jīng)濟成本較高，所以有子女在讀會顯著降低換取城鎮(zhèn)居住證的意愿。

表12 家庭因素對換取意愿的影響

問題4：個人因素與農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿之二元Logit回歸。因變量為農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿，自變量為個人因素（X41、X42、X43、X44、X45、X47）。

回歸（8）至（10）分別采用全樣本數(shù)據(jù)、農(nóng)民工流轉農(nóng)村承包地的數(shù)據(jù)和農(nóng)民工未流轉農(nóng)村承包地的數(shù)據(jù)考察個人因素對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響。限于篇幅，且在不影響回歸結果的前提下，本報告沒有報告?zhèn)€人因素間的相關性分析，分析結果見表13。結果表明，就性別和婚姻狀況對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（8）（9）（10）均不顯著。就年齡對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（8）（10）有顯著負向影響，即年齡越小換取城鎮(zhèn)居住證的意愿越強烈，回歸（9）不顯著。其原因可能是全樣本和未流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工年紀越小越愿意換取城鎮(zhèn)居住證，年紀大的愿意留在農(nóng)村；流轉農(nóng)村承包地農(nóng)民工的年齡對于換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響是不顯著的。就受教育程度對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（8）（10），初中和大專以上受教育程度有顯著正向影響；回歸（9），影響不顯著。就是否接受過非農(nóng)就業(yè)培訓和保險數(shù)量對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（8）（9）（10）均不顯著；就在外務工年數(shù)對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響而言，回歸（8）（10）影響不顯著；回歸（9）有顯著負向影響。其原因可能是農(nóng)民工從事的工作穩(wěn)定性差、技能要求不高，非農(nóng)就業(yè)培訓和在外務工年限并不代表經(jīng)驗的增加；相對未流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工而言，流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工剛進城時愿意融入城市，留在城市生活，但是隨著務工年數(shù)的增加，如果沒有換取城鎮(zhèn)居住證，說明農(nóng)民工沒有能力留在城市生活，所以換取城鎮(zhèn)居住證的意愿下降。

3 結果分析

將上述假設進行匯總，利用農(nóng)業(yè)經(jīng)濟學、移民經(jīng)濟學等理論，對卡方檢驗和二元Logit回歸結果分析如下（見表14）。

表14 假設檢驗結果匯總

卡方檢驗（1）（2）（3）結果顯示，與城鎮(zhèn)原居民相處融洽情況和農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響，全樣本和流轉農(nóng)村承包地的樣本是接受的，未流轉農(nóng)村承包地的樣本是拒絕的。這說明相比未流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工，流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工更在意城市的認同感。其原因可能是農(nóng)村承包地其實是農(nóng)民工和鄉(xiāng)村的紐帶，農(nóng)村承包地的流轉割斷了農(nóng)民工和鄉(xiāng)村的聯(lián)系，更需要在城市獲取社會認同?？ǚ綑z驗（1）的接受說明農(nóng)民工整體上社會關系在從鄉(xiāng)村向城鎮(zhèn)轉移。

回歸（1）（2）（3）結果顯示，宅基地確權登記在未流轉農(nóng)村承包地樣本中對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿有顯著負向影響；而在全樣本和流轉農(nóng)村承包地的樣本中，對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿影響不顯著。這說明對于未流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工而言，農(nóng)村宅基地的財產(chǎn)性功能更強；相對于農(nóng)村宅基地，農(nóng)村承包地財產(chǎn)性功能要弱。

回歸（4）結果顯示，承包地面積和書面合同在流轉農(nóng)村承包地的樣本中對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿有顯著正向影響。這說明農(nóng)村承包地面積越大對于農(nóng)民工的財產(chǎn)性功能越強，農(nóng)村承包地的長期穩(wěn)定流轉的制度安排可以顯著促進農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證的意愿。

回歸（5）（6）（7）結果顯示，家庭人口在未流轉農(nóng)村承包地樣本中對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿有顯著正向影響；而在全樣本和流轉農(nóng)村承包地樣本中，對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿影響不顯著。家庭主要收入來源在全樣本和未流轉農(nóng)村承包地樣本中影響顯著，而在流轉農(nóng)村承包地樣本中影響不顯著。這說明農(nóng)地流轉降低了農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證的意愿。

回歸（8）(9）(10）結果顯示，農(nóng)民工年齡和受教育程度在全樣本和未流轉農(nóng)村承包地的樣本中對農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿有顯著影響，而在流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工獲取城鎮(zhèn)居住證的意愿影響不顯著。這說明農(nóng)地流轉的農(nóng)民工已經(jīng)兩極分化，留下的已經(jīng)留下，未留下的沒有能力繼續(xù)留下，所以降低了農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證的意愿。

4 結論及建議

4.1 結論

通過問卷調查、數(shù)據(jù)假設檢驗和二元Logit回歸及其結果分析，對比分析全樣本、流轉農(nóng)村承包樣本地和未流轉農(nóng)村承包地的樣本數(shù)據(jù)在城市因素、制度認知因素、土地流轉制度因素、家庭因素和個人因素方面對農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的影響，所得主要結論如下。

第一，農(nóng)村承包地流轉可以增強農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證的意愿：農(nóng)村承包地是農(nóng)民工和鄉(xiāng)村聯(lián)系的紐帶，農(nóng)村承包地的流轉減少了農(nóng)民工與鄉(xiāng)村的聯(lián)系，使農(nóng)民工的社會關系向城鎮(zhèn)轉移，即農(nóng)村承包地的流轉促使農(nóng)民工感情上向城鎮(zhèn)的轉移；使農(nóng)民工的主要財產(chǎn)向城鎮(zhèn)轉移，即農(nóng)村承包地的流轉使農(nóng)村宅基地的財產(chǎn)性功能明顯減弱。

第二，農(nóng)村資源稟賦的財產(chǎn)性功能顯著下降，有助于提高農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證的意愿：農(nóng)村宅基地的確權登記和農(nóng)村承包地的確權登記都是為了增強農(nóng)民資源稟賦的財產(chǎn)性，但是對于農(nóng)民工整體而言，作用并不明顯，尤其是流轉農(nóng)村承包地的農(nóng)民工。另外，隨著農(nóng)村資源稟賦財產(chǎn)性功能的下降，其保障性功能隨之下降，而農(nóng)民工的保險意識不強，阻礙農(nóng)民工融入城市。

第三，收入狀況是決定農(nóng)民工換取城鎮(zhèn)居住證意愿的關鍵：收入高的換取城鎮(zhèn)居住證的意愿高，農(nóng)村承包地的面積、家庭主要收入來源和受教育程度都是影響農(nóng)民工家庭收入的因素。

第四，農(nóng)地確權登記制度和居住證制度可以有效促進農(nóng)地流轉。但是，在調研過程中發(fā)現(xiàn)政策實施時間短、宣傳普及不到位，了解政策的農(nóng)民工占比剛過半，這是造成這兩項制度對農(nóng)民工市民化意愿影響不顯著的主要原因。

4.2 建議

第一，繼續(xù)鼓勵農(nóng)村承包地流轉，可以減少農(nóng)民工與農(nóng)村的聯(lián)系，促使農(nóng)民工更快更好地融入城市。

第二，提高農(nóng)民工的收入，才是促進農(nóng)民工市民化、加快城市化進程的關鍵。

第三，加強對低端就業(yè)市場的監(jiān)管，提供相應的保險服務，確保農(nóng)民工的社會保障能與城市接軌。

第四，加強農(nóng)地確權登記制度和居住證制度的政策宣傳和普及，使這些制度真正能促進農(nóng)村人口城市化，加快河南省城市化進程。

第五，加強農(nóng)民工的保險意識培訓，由于農(nóng)地的財產(chǎn)性功能和保障性功能下降，需要保險來分擔農(nóng)民工的生活風險。