新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)關(guān)系研究新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為的影響基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的倍差法分析

新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)關(guān)系研究新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為的影響基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的倍差法分析

一、樣本選取與數(shù)據(jù)來源中國的土地使用轉(zhuǎn)讓對(duì)提高土地使用效率、實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)資源優(yōu)化配置、保護(hù)農(nóng)民權(quán)益、促進(jìn)農(nóng)業(yè)和村莊金融發(fā)展具有重要意義。（寧愛峰，2010；崔耀霞，2009）。一直以來,家庭養(yǎng)老是我國農(nóng)村傳統(tǒng)養(yǎng)老保障形式,土地成為我國農(nóng)民獨(dú)特的養(yǎng)老保險(xiǎn)替代(晉洪濤等,2009)。本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS),這一微觀數(shù)據(jù)主要以45歲及以上中老年人為調(diào)查對(duì)象。選取中老年農(nóng)民作為研究對(duì)象,主要考慮到我國農(nóng)村人口老齡化的現(xiàn)實(shí)背景,中老年農(nóng)民的養(yǎng)老問題更凸顯。另一方面,鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)老齡人口進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)對(duì)提高土地資源使用效率的作用更明顯。此外,本文在研究方法上比以往研究可能更具有科學(xué)性:主要考慮到政策的影響尤其是政策效果的評(píng)估僅僅用截面數(shù)據(jù)模型來分析得出的結(jié)果可能是有偏的,本文利用CHARLS中2008年和2012年兩年的追蹤數(shù)據(jù)運(yùn)用倍差法(Difference-in-Differences,DID)來進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果可能更有說服力。二、數(shù)據(jù)來源、方法和測(cè)量模型(一)調(diào)查問卷的設(shè)計(jì)數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)國家發(fā)展研究院的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)。CHARLS數(shù)據(jù)旨在收集一套代表中國中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù),用以分析我國人口養(yǎng)老問題。該調(diào)查問卷設(shè)計(jì)參考了包括美國健康與退休調(diào)查(HRS)、英國老年追蹤調(diào)查(ELSA)以及歐洲健康、老年與退休調(diào)查(SHARE)等經(jīng)驗(yàn)。本文使用的數(shù)據(jù)是2008年和2012年對(duì)浙江和甘肅兩省45歲及以上的老年人進(jìn)行追蹤的數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)在初次抽樣中,首先縣級(jí)單位的選取是按區(qū)域以及城鄉(xiāng)分層,然后依照PPS方法隨機(jī)選取。在每個(gè)縣級(jí)單位中,CHARLS再依照PPS方法隨機(jī)抽取3個(gè)村級(jí)單位,在每一個(gè)村或社區(qū)中,決定每個(gè)住所中家庭戶的樣本個(gè)數(shù)。通過數(shù)據(jù)整理,本研究最終確定1303個(gè)個(gè)體樣本。(二)控制組的設(shè)置倍差法(Difference-in-Differences,DID)綜合了前后比較法和有無比較法,是一種經(jīng)常用來進(jìn)行政策分析和項(xiàng)目評(píng)價(jià)的分析方法。我們將受政策變化影響的群體稱為處理組,將不受政策影響的群體稱為控制組。為了衡量政策變化對(duì)兩組人群造成的不同差異,我們需要政策實(shí)施前后至少兩年的數(shù)據(jù),這樣就把數(shù)據(jù)分為了四個(gè)部分:政策實(shí)施前的處理組和控制組,政策實(shí)施后的處理組和控制組。通過政策實(shí)施前后處理組相關(guān)指標(biāo)的變化量和政策實(shí)施前后控制組相同指標(biāo)的變化量進(jìn)行比較。具體到本文的研究,設(shè)置處理組t表明參加新農(nóng)保的農(nóng)民,控制組c為未參加新農(nóng)保的農(nóng)民。D其中,(Y本研究建立的簡單模型如下:其中,交叉項(xiàng)D對(duì)于處理組,D政策實(shí)施前后,未參保農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為平均變動(dòng):參保農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)行為平均變動(dòng):新農(nóng)保政策實(shí)施對(duì)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為的凈影響為:β從橫向來看,β(三)農(nóng)民參保前后土地流轉(zhuǎn)行為變化的統(tǒng)計(jì)學(xué)分析我們的數(shù)據(jù)運(yùn)用了2008年和2012年的兩期面板數(shù)據(jù),本研究首先運(yùn)用2×2方格分析法,并繼續(xù)運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)模型分析農(nóng)民參保前后土地流轉(zhuǎn)行為的變化,在計(jì)量模型進(jìn)一步引入其他控制變量檢驗(yàn)這種影響的統(tǒng)計(jì)顯著性。建立隨機(jī)效應(yīng)Probit模型如下:式中,T仍是時(shí)期虛擬變量,D三、綜合分析的結(jié)果(一)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出的影響首先通過交叉分析對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單處理,表3描述了在未受新農(nóng)保政策影響之前,農(nóng)民進(jìn)行土地轉(zhuǎn)出的比例。在2008年中轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)民有159人,占總?cè)藬?shù)的12.20%,其中,后來參加了新農(nóng)保的農(nóng)民中,有26人當(dāng)年轉(zhuǎn)出過土地,占參?？倲?shù)的6.06%,后來沒有參加新農(nóng)保的農(nóng)民中有133人轉(zhuǎn)出了土地,占15.22%。表4比較了受到新農(nóng)保政策的影響之后,農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為的變化?？傮w來看,農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)出比例仍然較低。在2012年,總計(jì)有196人轉(zhuǎn)出過土地,占總?cè)藬?shù)的15.04%,其中,參加了新農(nóng)保的那部分農(nóng)民當(dāng)年發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為的有47人,占參?？倲?shù)的10.96%,而未參保的農(nóng)民總計(jì)有149人在2012年轉(zhuǎn)出了土地,占此類農(nóng)民總數(shù)的17.05%。對(duì)比這兩組數(shù)據(jù),可以看出,未參加新農(nóng)保的農(nóng)民,與2008年相比,2012年轉(zhuǎn)出土地的比例變化不大;但參加了新農(nóng)保的農(nóng)民2012年轉(zhuǎn)出土地的比例增加了4.9%。用倍差法2×2方格做進(jìn)一步的論證,從表5可以看出,新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為的凈影響為0.0306,這表明,如果忽略其他影響因素,參加新農(nóng)保確實(shí)提高了農(nóng)民發(fā)生土地轉(zhuǎn)出的概率。(二)農(nóng)民是否參保,土地整體控制運(yùn)用同樣方法比較新農(nóng)保是否參保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的影響。表6顯示,在未受新農(nóng)保政策影響之前,在2008年有過轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)民有148人,占總?cè)藬?shù)的11.36%,其中,后來參加了新農(nóng)保的農(nóng)民中,有40人在2008年轉(zhuǎn)入過土地,占參?？倲?shù)的9.32%,后來沒有參加新農(nóng)保的農(nóng)民中有108人轉(zhuǎn)入了土地,占12.36%。當(dāng)受到新農(nóng)保政策的影響之后,農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的變化見表7?？傮w來看,農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)入比例仍然較低,相比2008年,農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入的比例甚至還有所下降。2012年總計(jì)有196人轉(zhuǎn)入了土地,占總?cè)藬?shù)的10.05%,其中,參加了新農(nóng)保的那部分農(nóng)民當(dāng)年轉(zhuǎn)入土地的有50人,占參?？倲?shù)的11.66%,而未參保的農(nóng)民總計(jì)有81人在2012年轉(zhuǎn)入了土地,占此類農(nóng)民總數(shù)的9.27%。仍然對(duì)比這兩期數(shù)據(jù),可以看出,未參加新農(nóng)保的農(nóng)民,與2008年相比,2012年轉(zhuǎn)入土地的比例反而有所降低;參加了新農(nóng)保的農(nóng)民2012年轉(zhuǎn)入土地的比例增加了2.34%。用倍差法2×2方格做進(jìn)一步的論證,從表8可以看出,新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的凈影響為0.0542,這表明,如果忽略其他影響因素,參加新農(nóng)保同樣提高了農(nóng)民發(fā)生土地轉(zhuǎn)入的概率。(三)計(jì)量模型的檢驗(yàn)上文的分析僅僅考慮了農(nóng)民參加新農(nóng)保與土地流轉(zhuǎn)之間的關(guān)系,因此繼續(xù)運(yùn)用計(jì)量模型進(jìn)一步分析研究可能影響農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為的其他因素。1.新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出的影響表9報(bào)告的是隨機(jī)效應(yīng)Probit模型的結(jié)果,表中的基準(zhǔn)模型為用簡單DID模型做出的新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為在不控制樣本個(gè)人因素的基礎(chǔ)上的計(jì)量模型結(jié)果。簡單DID模型的計(jì)量結(jié)果顯示,新農(nóng)保的引入對(duì)于農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出的影響是顯著的。在全模型中,我們最關(guān)注的是DID值,即時(shí)期變量和新農(nóng)保變量交互項(xiàng)的系數(shù)為正值且在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn),說明新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出行為的凈影響是一種正向影響,這和2×2方格分析得到的結(jié)果一致。不難想象,土地既是農(nóng)村最重要的生產(chǎn)資料,也是農(nóng)民賴以安生立命的最后保障。新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在一定程度減弱了土地所承擔(dān)的養(yǎng)老保障功能,那么也相應(yīng)降低了參保農(nóng)民對(duì)家庭土地的依賴性,由此在參保后更愿意轉(zhuǎn)出土地。在其他的影響因素中,首先,年齡因素與土地流出行為表現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系,這一結(jié)論與張丁和萬蕾(2007)的研究相悖,2.土地從來及其影響進(jìn)一步考察農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的影響因素?；鶞?zhǔn)模型在不控制樣本個(gè)人因素的基礎(chǔ)上,新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為影響仍然是顯著為正的。在全模型中,時(shí)期變量和新農(nóng)保變量交互項(xiàng)的系數(shù)為正值且在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn),說明新農(nóng)保對(duì)農(nóng)民土地轉(zhuǎn)入行為的凈影響仍是一種正向影響,和2×2方格分析得到的結(jié)果一致?？梢园l(fā)現(xiàn),新農(nóng)保的引入無論是在農(nóng)地轉(zhuǎn)出還是農(nóng)地轉(zhuǎn)入方面,都是有積極的促進(jìn)作用。王銀梅和劉語瀟(2009)的研究也表明,健全的農(nóng)村社會(huì)保障制度一方面保障了土地流轉(zhuǎn)的供給穩(wěn)定;在其他的控制變量中,年齡因素仍然表現(xiàn)出與土地流轉(zhuǎn)行為負(fù)相關(guān)的關(guān)系。正如上文分析所提,年齡大的農(nóng)民勞動(dòng)能力不足、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力下降,因此更傾向縮小農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模和轉(zhuǎn)出土地而非轉(zhuǎn)入土地。同樣與農(nóng)民土地流出模型相呼應(yīng),婚姻狀況為喪偶者發(fā)生土地轉(zhuǎn)入的概率相對(duì)于和配偶同居者更低,即受到家庭勞動(dòng)力的限制,這類農(nóng)民可能更不愿意轉(zhuǎn)入土地而選擇轉(zhuǎn)出土地。地區(qū)虛擬變量中,相對(duì)于參照組為浙江省的農(nóng)民,甘肅省的農(nóng)民發(fā)生土地轉(zhuǎn)入的概率更低。四、新農(nóng)保促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)的發(fā)揮效果分析本文基于2008年和2012年CHARLS追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù),通過運(yùn)用倍差法實(shí)證分析了新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為的影響,研究結(jié)果表明,我國農(nóng)村地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)行為并不活躍,2008年有過轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)民占總?cè)藬?shù)的12.20%,有過轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)民占總?cè)藬?shù)的11.36%。在2012年轉(zhuǎn)出過土地的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的15.04%,轉(zhuǎn)入土地的人數(shù)僅占總?cè)藬?shù)的10.05%。但新農(nóng)保的介入同時(shí)在土地流出和土地流入兩個(gè)方面上具有積極的促進(jìn)作用。首先,農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的實(shí)施使得部分農(nóng)民在一定程度上年老時(shí)能獲得穩(wěn)定的養(yǎng)老收入,又一定程度上替代了土地的養(yǎng)老保障功能,進(jìn)而刺激土地流轉(zhuǎn)供給;其次,新農(nóng)保有效緩解了農(nóng)民養(yǎng)老、生存風(fēng)險(xiǎn),使其能放心大規(guī)模轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營,刺激土地流轉(zhuǎn)的有效需求,可見新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的供給和需求的促進(jìn)作用非常有效。當(dāng)然,2×2方格分析法也表明新農(nóng)保的促進(jìn)作用在土地轉(zhuǎn)出和土地轉(zhuǎn)入方面的凈影響僅在0.0306和0.0542的水平上,幅度仍比較小,說明當(dāng)前新農(nóng)保的水平還比較低,并不能完全滿足農(nóng)民的養(yǎng)老需要。另外研究表明農(nóng)民年齡也是影響土地流轉(zhuǎn)的重要因素,對(duì)土地轉(zhuǎn)出行為和土地轉(zhuǎn)入行為的影響分別呈正相關(guān)和負(fù)相關(guān)的關(guān)系。通過理論與實(shí)證分析,本研究的政策含義顯而易見:農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障制度的完善是有效促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的重要途徑。我國的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)一直面臨著較大的制約,深層次原因是農(nóng)村土地的生產(chǎn)功能和保障功能難以相剝離。由此建立健全并逐步完善新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度成為當(dāng)前的主要任務(wù)通過養(yǎng)老保障制度弱化土地的養(yǎng)老保障功能,實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地真正向生產(chǎn)資料過渡,當(dāng)然這也是本文的核心建議。具體來說,要進(jìn)一步完善農(nóng)民養(yǎng)老保險(xiǎn)。當(dāng)前農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)應(yīng)在制度框架相對(duì)統(tǒng)一的前提下,走非均衡發(fā)展的道路。較為貧困的農(nóng)村地區(qū)農(nóng)民基本上都是依靠土地保障和家庭保障,農(nóng)民參保繳費(fèi)能力低下,養(yǎng)老保險(xiǎn)需求不足,那么在此類地區(qū)必須體現(xiàn)國家責(zé)任,通過財(cái)政轉(zhuǎn)移支付,保證所有農(nóng)村適齡老人都能獲得基礎(chǔ)養(yǎng)老金,保障老年農(nóng)民基本生活。此外還應(yīng)當(dāng)逐步