农地承包权置换城镇社保的空间计量分析

2013-11-20曹跃群朱述斌申红芳

华南农业大学学报（社会科学版） 2013年3期

申云, 曹跃群，朱述斌, 申红芳

(1.重庆大学城市科技学院，重庆 402167；2.江西农业大学经济管理学院,南昌 330045；3.南京农业大学经济管理学院南京 210095)

一、研究背景与文献回顾

当前，由于城乡经济二元结构的原因，我国农村社会保障体系相比城镇社会保障体系存在严重的不对等现象，导致农民社保难落实、难到位的问题尤为突出，这已成为影响和谐社会构建和制约城市化推进的重要因素之一。在农村社保体系还不能全部覆盖的情况下，农地在很长一段时间发挥着农村社会保障的功能。为保证这一功能的发挥，农地的细碎化、分块化已经成了农地规模经营和现代农业发展的一大障碍。把农地作为农民社会保障的制度设计成为政府和学者关注的焦点，通过农地承包权置换城镇社保来保障农民利益以加快农业的适度规模经营成为这一制度设计讨论的热门话题。

农地承包经营权置换城镇社会保障(简称“农地换社保”)的内涵主要包括两方面：其一为因国家建设需要使得农地被征收，然后以城镇社会保障安置进行置换，基本上是被动置换；另一层含义是农民转让或退出农地承包经营权换取社会保障待遇，为主动置换。“农地换社保”之前主要是用于探索征地制度改革对农民的经济补偿。由于近年来城乡一体化、农业现代化以及劳动力的自由流动，不断调整推进的农地产权制度使得“农地换社保”具有了新的内涵，并逐渐成为学者广泛关注和讨论的焦点。这方面的实践也最早从浙江扩散到四川、重庆、上海、广东、江苏、安徽和江西等地。

理论界对“农地换社保”大多集中于经验介绍方面，具体表现为以下几方面：首先，在“农地换社保”的征地补偿模式研究方面：黎诚、赵凯[1]通过比较一次性征地补偿和新型征地补偿两种模式发现，“农地年薪制”+“农地换社保”这种新型征地补偿方式能够完善土地增值和社会保障等方面的不足。彭小兵、熊晓[2]认为农地的社会保障功能是在城乡二元结构的背景下城乡社保差距过大的直接因素，也建议用农地换社保的方式来替换一次性征地补偿的不足。卢海元[3]和宋明岷[4]集中考察了失地农民安置过程中“农地换社保”的具体模式和经验做法。其次，在“农地换社保”的福利变化研究方面：马小勇、白永秀[5]和徐烽烽等[6]具体分析了产权制度和社保制度改革过程中“农地换社保”前后福利的变化，发现“农地换社保”方案有利于农民总体福利的增加。骆勇[7]认为“土保”换“城保”是有效保障农民利益的方式，通过构建被征地农民“土保”转“城保”的有效机制，使被征地农民真正完全享受城镇社会保障制度待遇，同时还分析了相关影响因素。董延芳、刘传江[8]对武汉市农民工社保需求和收入水平进行了实证分析，发现农民工参保状况不佳与农地不能转换城镇社保存在较大的关系。第三，在“农地换社保”的意愿研究方面：唐焱[9]等通过调查的257户农户数据分析了农户农地承包权置换城镇社保的意愿及其影响因素，发现大多数农户对“土地承包权置换社保”持支持态度。综观现有的文献，不管是在对征地补偿研究还是农地承包权置换社保等模式的研究上，大多集中在经验研究和农户的意愿方面，结合农户和区域水平的角度分析农户选择农地承包权置换社保的意愿的文献很少，尤其采用空间计量模型对其相关实证分析的研究更少，这也是本文的研究价值所在。

本文通过对江西、安徽、江苏三省42个乡镇农户的实地调查，收集了样本农户参与“农地承包权置换城镇社保”的意愿数据，通过建立空间计量模型，采用空间自相关的莫兰指数来反映不同地区之间农户选择农地承包权置换城镇社保意愿的空间分布模式。以期检验农户选择农地承包权置换城镇社保的意愿在地域间是否存在空间的自相关性，以反映不同地区间农户农地承包权置换城镇社保的意愿是否存在传导性。

二、数据来源及样本说明

本文研究数据来源于课题组对江西、安徽和江苏农户的调查，课题组于2011年7月进行了探索性预调研，并根据预调研结果对问卷进行了修正。调查中，采取多阶段重点调查和随机抽样调查相结合的方式展开，其中有些区域性指标主要由当地乡镇政府或县统计局提供。调查采用入户访问的方式，在事先不通知农户和村干部的情况下进行随机抽样调查。调查人员与农户进行一对一的访谈，随时解答农户疑惑，并填写好问卷，有效保证了调查数据的真实性和可靠性。调查共发放问卷800份，收回问卷795份，其中有效问卷786份，问卷有效率为98.86%。

通过调查问卷的统计分析发现，大部分样本农户都有意愿把农地承包权置换成城镇社保。就农村社会保障而言(见表1)，被调查的农户中有733人有意愿或者已经参与了新型农村合作医疗，占比达93.26%，但新型农村养老保险和农村最低生活保障就相对偏低，占比分别为28.63%和7.25%。在调查中，很多农户存在较为严重的传统养儿防老意识，较少考虑其他的社保。就城镇社会保障而言，农民工在企业养老保险和企业医疗保险两项的参保率较高，尤其是青壮年农民工，分别达到211人和228人，分别占被调查总人数的26.84%和29.01%。而且很多农户都处于经济较为发达的区域，较为容易外出打工，社保参保率相对较高。总体而言，调查区域农民参保率较高。

表1 农户参加社会保障情况的描述性统计分析

三、模型设定与变量选取

(一)模型设定

在实际的计量模型应用中，模型的选择直接关系到研究结论的精确性和科学性。如果不同省份和地区的农户在农地承包权置换城镇社保的选择上存在空间自相关，那么线性回归模型(Ordinary Least Squares ,简称OLS模型)就不再适用，针对经典线性回归模型，可以通过两种不同方式引入空间依赖性，即采用空间计量经济模型。它对于进一步进行空间相关性检验和判断具有较大的优势。

以空间计量模型对农地承包权置换城镇社保的意愿分析首先必须对其空间依赖性进行检验，常用的方法主要有Moran’ I指数法[10]、空间滞后最大似然法和空间误差最大似然法。根据本文的实际需要，选择Moran’ I指数法对其进行分析，表达式为：

(1)

空间计量模型主要包括空间滞后模型(Spatial Lag Model,简称SLM模型)和空间误差模型(Spatial Error Model,简称SEM模型)两种，前者主要用于解释空间溢出效应的大小，比如一个地区受到邻近地区的溢出作用；后者主要用于解释空间相关性的影响程度，比如一些不可忽视的变量对相关变量的影响。

空间滞后模型的表达式为：

LnYi=C+βijLnXij+ρWLnYij+εij

(2)

空间误差模型的表达式为：

LnYi=C+LnXij+αLnXij+εij
εij=Wεij+μij

(3)

式(2)和式(3)中，C为常数项；β和α为影响乡镇i农地承包权置换城镇社保意愿因素的系数；X为影响乡镇i农户农地承包权置换城镇社保意愿的区域层面的变量；ρ为空间滞后系数，用于衡量邻接区域农地承包权置换城镇社保意愿的空间外部溢出效应；Yi为乡镇i农地承包权置换城镇社保意愿的比例；W为空间权值矩阵；ε为回归残差项；为空间误差系数，用于衡量样本观察值对农地承包权置换城镇社保意愿比例的空间误差溢出效应；μ为白噪音干扰项(见表2)。

表2 变量定义及描述性统计分析结果

注：①乡镇人均纯收入通过以实际调查的家庭数据来估算该乡镇的人均纯收入;②农村社会救济费及灾害救济费用数据来源于《中国农村统计年鉴2010》。

(二)变量选取

乡镇人均纯收入可以反映当地的经济发展水平，一般来说，人均纯收入越高，经济发展水平也越高，相应的社会保障措施也越完善。因此，农户选择放弃农地承包权置换城镇社保的意愿也许更大，置换的比例也越高；反之，则置换的比例越低。

乡镇家庭人均农地面积主要反映农地的置换成本。在实际调查中，江苏省农地承包权置换城镇社保按家庭人口数每人补偿2万元左右，而江西省和安徽省的补偿标准则更低。此外，当家庭人口数量相同时，家庭所分田地的多少直接影响到农户的置换成本，人数越多置换成本也相对越高，导致农民的置换意愿也相对越低，影响到农地承包权置换城镇社保的比例。

乡镇所有农户家庭非农业收入占总收入比重的平均值主要用来反映了农户对农地的依赖程度，一般来说，农户对农地的依赖程度越高，农业收入占总收入比重也许越高，农户越不愿意离开农地，社会保障的吸引力相对偏低。家庭非农业收入比重越高表明农户对农地的依赖程度也相对越低，有可能更愿意选择置换城镇社保，更有能力缴纳城镇社会保障费用。

乡镇农户务农机会成本的平均值主要体现在农户农地的收益上，如果机会成本越高，说明农户选择外出务工的收益越大，农户把农地流转给别人甚至直接置换成城镇社保的意愿增强，反之，则置换的比例越低。

乡镇所有农户医疗与养老支出占总收入比重的平均值反映了当前农民在医疗、养老方面对社会保障的需求潜力，参与社会保障的需求随着支出比重的增加而变得更为强烈。

乡镇所有家庭务工比率的平均值反映农户对农地的依赖程度。农户家庭外出务工比率越大，说明农户对农地的依赖程度越低，恋土情结也越弱，农户选择把农地承包权置换成城镇社保的比例也相对越高。

农地社会保障功能的衡量相对比较困难，因此，本文用农村社会保障投入的增加来替代农地社会保障功能，农村社会保障投入量主要由农村社会救济费和灾害救济费用组成。如果农业人口人均农村社会救济费和灾害救济费用(农业人口人均农村社会救济费及灾害救济费用=农村社会救济费及灾害救济费用/农业人口)增加，表明农地社会保障功能开始弱化。

城镇社保缴纳的费用认知对于农民是否愿意参与置换有着决定意义，农户认为参与城镇社保需要缴纳的费用越高，参与置换的意愿可能越低；反之，则农户更愿意参与置换。

乡镇所有农户亩均农地收益越高，代表农地收益对农户的收入影响也越大，农户选择放弃农地承包权的意愿也可能越低。反之，则农户选择置换的比例越高。

在对问卷的统计中发现，农户选择农地承包权置换城镇社保的意愿比较高，占比达到87%。乡镇人均纯收入基本都处于1.5万元以下(占60.2%)；大部分农户都有从事非农经济活动，其占比达到58.2%；农户缴纳城镇社保的费用也存在地区差异性，最低缴纳额有每年2300元/人，最高的也有9100元/人，见表2。

四、模型估计结果及分析

本文通过对选取的变量进行多重共线性诊断，得出所选取的9个变量的方差扩大因子VIF均小于10，所以各个变量之间不存在显著的多重共线性；然后采用莫兰散点图(MSP)与LISA集聚分析进一步揭示不同乡镇间农户选择农地承包权置换城镇社保意愿的局域空间特征。从基于各个乡镇农地承包权置换城镇社保比例的莫兰散点图(见图1)中可以看出，莫兰散点主要位于第一、第二和第三象限，第一和第三象限的点说明不同地区的农地承包权置换城镇社保意愿之间存在显著的正相关性。位于这两象限的点主要是经济水平相对较好的乡镇，相应的城镇社保水平也较高，其农地承包权置换城镇社保的比例表现为置换意愿区域存在联动的情况(High-High，即高-高集聚)，说明农户彼此之间也存在互相依赖的心理，即农户在选择农地承包权置换城镇社保时会考虑到其他农户的选择，彼此受到一定的影响。

图1各个乡镇农地承包权置换城镇社保意愿比例的莫兰指数散点图

位于第二象限的点为经济相对欠发达的乡镇，其农户置换城镇社保意愿区域和相邻区域存在负相关联动的情况(Low-High，即低-高集聚)。可见，不同地区农地承包权置换城镇社保的意愿比例存在较大的空间差异性和典型的正向局域相关和集聚特征。

以上分析表明，农地承包权置换城镇社保的比例在不同地区之间存在明显的空间依赖性。为避免这一空间自相关因素带来的空间误差因素对农地承包权置换城镇社保比例的影响，本文引入具有空间效应的空间滞后模型和空间误差模型。

在用OLS模型获得不同地区之间农地承包权置换城镇社保意愿比例的估计误差后，本文利用软件GeoDa 0.95i对其空间自相关莫兰指数进行检验(见表3)。结果表明，农地承包权置换城镇社保比例的OLS模型的残差存在很强的空间自相关性(至少可以通过0.01%的检验)。为了比较计量模型是受内生的空间滞后模型冲击大还是空间误差模型的冲击大，本文对空间滞后模型和空间误差模型残差的拉格朗日乘子及其稳健性进行了检验。检验结果(见表3)表明，空间滞后模型中拉格朗日乘子的P值为0.0000，而空间误差模型中拉格朗日乘子的P值为0.0012；空间滞后模型中稳健性的P值为0.0034，而空间误差模型中稳健性的P值为0.0926，可见，前者相对于后者均更为显著。因此，本文选择建立空间滞后模型更合适。

表3 基于空间权值矩阵Wij的空间相关性OLS回归检验结果

农地承包权置换城镇社保比例的空间计量模型估计结果(见表4)显示，在对普通最小二乘法、空间滞后模型、空间误差模型的结果比较后发现，空间滞后模型的拟合优度最高，达到0.8140。而且其对数似然比最大，赤池信息准则值和施瓦茨准则值[注]一般而言，对数似然值越大、似然比率越低、赤池信息准则值和施瓦茨准则值越小，模型拟合效果越好。最小，说明纳入空间效应权值矩阵的空间滞后模型比纳入空间相关性的空间误差模型具有较好的拟合效果，为相对可取的模型。

表4 农地承包权置换城镇社保意愿比例的计量模型回归结果

注：*、**和***分别代表变量在10%、5%和1%的水平上显著。

由于空间滞后模型的拟合效果最好，而且空间滞后系数ρ或在5%的水平显著，本文以空间滞后模型的结果为基础进行分析。从表4中可以看出，截距项、乡镇家庭人均纯收入、医疗和养老支出占总收入比重、家庭务工比率、城镇人均社保缴纳的费用对农地承包权置换城镇社保存在显著影响，也可以说，一个地区农户是否愿意把农地承包权置换为城镇社保，很大程度上取决于截距项、乡镇家庭人均纯收入、所有农户医疗和养老支出占总收入比重的平均值、所有农户家庭务工比率的平均值、城镇人均社保缴纳的费用。截距项越显著，说明农户农地承包权置换城镇社保的意愿在邻接的区域空间上表现出了较强的溢出效应，农户农地承包权置换城镇社保的意愿也会在邻接乡镇农户之间进行相互传递。家庭人均纯收入对农户农地承包权置换城镇社保的意愿在5%以内存在显著正相关。这主要是由于随着乡镇人均纯收入的增加，当地经济发展水平也增强，城市化不断推进，相关城镇社保越健全，农户选择放弃农地承包权的意愿也越大。乡镇所有农户医疗和养老支出占总收入的比重的平均值越大表明农户在医疗和养老方面的花费越大，为了减少自己的负担，选择农地承包权置换城镇社保也许是农户的最优选择。家庭务工比率对农地承包权置换城镇社保的比例在10%以内负向显著。在中国目前的社会经济二元结构下，城乡社会保障存在二元差异，很多农村进城务工人员的社会保障处于真空状态，而他们很多都融入了当地城镇的经济发展和生活当中，农民更需要有稳定和完善的社会保障予以支持。从调查中也发现，进城务工人员对农地的依赖程度开始降低。为了更好的融入城镇生活，达到与城市社会保障相同的水平，这部分人群更有意愿通过主动放弃农地承包经营权来换取保障程度较高的城镇社保。农户对于城镇社会保障缴费水平的认知对农民参与意愿存在显著的负向影响，这与笔者的预期存在不一致，反映出现阶段农民可接受的城镇社会保障的缴费水平相对有限，缴费水平偏高会使得一部分农户望而却步，这与唐焱[9]的研究结论基本一致。城镇人均社保缴纳的费用对农地承包权置换城镇社保在5%以内存在负向显著，说明城镇人均社保缴纳的费用越高会严重削弱农户加入城镇社保的积极性。由于目前我国养老主要还是以家庭养老为主，农村大部分农民都参加了新型合作医疗，使社保中这两项花费较大的项目作用弱化，直接影响了农户对农地承包权置换城镇社保的意愿。

从空间滞后系数ρ或在5%的水平显著也可以发现，不同地区农户在进行农地承包权置换城镇社保的意愿方面存在显著的空间溢出效应。农户农地承包权置换城镇社保不管是在省域之间还是在县、乡层面之间都存在显著的空间依赖性和自相关性，农户在同一地区选择农地承包权置换城镇社保时区域空间关联性和异质性非常明显，也就是说同一地区和不同地区不同农户之间在做农地承包权置换城镇社保的决策时会互相影响，农户置换城镇社保的意愿在不同地区之间存在空间上的传导性。

五、结论与政策启示

(一)研究结论

本文通过对江西、安徽、江苏三省42个乡镇样本农户的实地调查，分析了农户在农地承包权置换城镇社保意愿选择方面的影响因素，同时采用空间自相关的莫兰指数来反映不同地区之间农户选择农地承包权置换城镇社保意愿的空间分布模式，并验证了农户在选择农地承包权置换城镇社保的意愿上存在相互影响的特征，最后得出的结论有：

乡镇家庭人均纯收入、乡镇所有农户医疗和养老支出占总收入比重的平均值、乡镇所有家庭务工比率的平均值、城镇人均社保缴纳的费用对农户选择农地承包权置换城镇社保的意愿存在显著影响，也就是说乡镇家庭人均纯收入越高，经济越发达，乡镇所有农户医疗和养老支出占总收入比重的平均值越高，农户选择农地承包权置换城镇社保的意愿越高；乡镇所有家庭务工比率的平均值越高，城镇人均社保缴纳的费用越高，会严重影响到农户选择农地承包权置换城镇社保的积极性。此外，同一地区和不同地区不同农户之间在做农地承包权置换城镇社保的决策时会互相影响，农户置换城镇社保的意愿在不同地区之间存在空间上的传导性。

(二)政策建议

随着农地产权制度改革的不断推进，农户对于农地承包权置换城镇社保政策开始具备了一定的群众基础，为了更好的扩大农户进行农地承包权置换城镇社保的范围，本文提出以下几点建议：

首先，不断完善农村社保制度和加强相关政策的宣传。加强对外出务工农民的培训，让农民能在城市安居乐业，弱化对农地的依赖。在经济发达地区，农民对土地的认识出现了分化，同时，农民职业形式呈多样化，兼业或非农就业已经成为常态，不断创新土地流转方式，积极的推动农村土地的有序流转。同时，政府应加快构建农户农地承包经营权置换城镇社保的退出机制，为有意向退出农地承包权的农户提供退出途径，为农地的规模经营和现代农业发展创造有利条件。

其次，为农地承包权置换城镇社保提供多种置换选择。随着城市化的不断推进，越来越多的新生代农民工选择在城市生活工作，农地对他们的吸引力很小，更多地集中于农地财产权利的追求，农民主动城市化的意愿变得更为强烈，而且对社会保障的需求也日益多样化。比如在城市保障项目、缴费方式和缴费比例等方面可以灵活多样。一方面，可以为农民建立个人帐户，促使农民参加养老保险计划并且达到政策规定的最低缴费年限后有资格领取养老金，并将参与这一计划的成员过去的缴费和未来所能享受的养老保险待遇挂钩等[12]；另一方面，可以采取分批置换的方式[13], 合理利用收回的承包地收益缓解财政压力。政府在财政上可以实行先期预付，在置换前期, 农民的补偿费用、为农民购买社会保险的费用、入住规划区的水电气和物管费、农民转移就业补助费等都可以用国家财政先行垫付，待置换后再行补偿。

再次，配套公共服务政策，解决农民参加置换后在城镇就业、子女入学等切实生活问题。在调查中也发现,针对农民就业的配套服务措施相对滞后，政府实际能对他们提供的帮助和就业机会仍然有限。政府可以结合农户的自身条件及置换意愿给予就业的指导培训和最大限度地把他们推荐到二、三产业或在农业产业化规模化的企业里去就业。

最后，降低农民参与农地承包权置换城镇社保缴费的标准。城镇社保缴费过高会在一定程度上制约了农民参与置换的意愿。比如可以采取农民与城镇居民缴费标准分开的方式，提高农民参与置换的缴费能力，或以农户的务农年限作为社保缴纳年限的依据进行置换，或建立交易平台帮助有需要的农户置换城镇社保，通过转让农地承包权来增加财产性收入的方式间接提高农民参与城镇社会保障的积极性。此外，置换社保的标准需要切实保证与城镇社保一致，避免因不公平而造成群体性的社会冲突，这也有利于减轻农户在置换城镇社保意愿上所带来的空间传导性的影响。

参考文献：

[1] 黎诚,赵凯.“农地年薪制”+“农地换社保”新型征地补偿方式的可行性探讨——以陕西杨凌农业高新技术产业示范区为例[J].安徽农业科学，2006,(20):5404-5407.

[2] 彭小兵，熊晓.城市化过程中的农地征用及农村社会保障机制[J].重庆大学学报(社会科学版),2006,(6):1-5.

[3] 卢海元.土地换保障：妥善安置失地农民的基本设想[J].中国农村观察，2003,(6)：48-54.

[4] 宋明岷．失地农民“土地换保障”模式评析[J]．福建论坛(人文社会科学版)，2007,(7)：30-33.

[5] 马小勇，白永秀．农地制度改革：农民自主选择的“土地换保障方案”[J]．安徽大学学报：哲学社会科学版，2006,(5):127-132.

[6] 徐烽烽，李放，唐焱．苏南农户土地承包经营权置换城镇社会保障前后福利变化的模糊评价——基于森的可行能力视角[J].中国农村经济，2010,(8):67-79.

[7] 骆勇.大城市户籍人口“人户分离”的现状及其治理—基于广州市越秀区X街道、天河区Y街道的调查和分析[J].人口与发展，2010,(4):36-43.

[8] 董延芳，刘传江.农民工社保需求影响因素的实证研究[J].农业技术经济,2008,(1):45-50.

[9] 唐焱，刘子铭，李放，等.苏南地区农民土地承包经营权置换城镇保障的意愿研究——基于无锡市惠山区的农户调查[J].华中农业大学学报(社会科学版),2012,(5):75-81.

[10]ANSELIN L，GRIFFITH D. Do Spatial Effects Really Matter in Regression Analysis? [J].Papers of the Regional Science Association,1988,(65):114-165.

[11]ANSELIN L. Spatial Econometrics [R]. Richardon: Bruton Center School of Social Sciences University of Texas at Dallas, 1999.