养老保险与农村老年家庭土地流转行为的关系研究

苗润培刘喜华

(青岛大学经济学院,青岛 266100)

中国作为农业大国[1],土地是发展农业的基础,党的十九大报告提出,将以保持土地承包关系稳定并长久不变为目标,在第二轮土地承包关系到期的基础上,将土地承包关系继续延长三十年。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》指出,“十四五”时期将进一步开展产权制度改革与要素市场化改革,以保障农民土地承包权益。中国在20世纪90年代建立传统农村社会养老保障制度,2009年启动并开展新型农村社会养老保险制度(新农保)的试点工作,自2014年至今实施的城乡居民基本养老保险制度使农村养老保障体系得到不断发展与健全。在此背景下,农村社会养老保障水平的提高是否会形成对农地养老保障功能的替代,并推动农地流转市场的发育,成为学术界关注的重点问题。当前农村主要的养老模式依然是传统家庭养老[2-3],而土地养老又是家庭养老的重要组成部分[4]。现有研究认为,养老保险制度对土地养老存在替代作用,主要体现在农户参与养老保险后会降低其对土地的依赖程度[5],如商业养老保险会对农村土地流转产生正向影响[6]。社会养老保险对农地保障功能的替代程度越高,农民转出农地的意愿就越强烈[7]。新型农村社会养老保险制度(新农保)对农户土地转出决策的影响十分显著,体现在新农保对自我养老保障具有显著的替代作用,参加新农保使农村家庭的土地经营面积减少14%[8]。在此基础上,新农保对家庭土地转出决策的影响还与家庭人口结构与流动性约束存在显著的相关性[9]。然而,参与新农保仅会对其总体土地流转情况与土地转出行为产生积极作用,不会影响农户的土地转入决策[10]。有学者探讨养老保险与土地流转行为间的影响机制后发现,新农保的转移性收入对农户农业劳动收入产生替代作用,从而使新型农村养老保险与土地的养老保障功能间存在明显的替代效应[11]。将农户兼业纳入研究框架,实证研究发现,新农保在农户兼业对土地流转的影响机制中发挥着重要的中介作用[12]。从农地流转市场发育数量与质量的双重视角分析,相较于中青年而言,老年人社会养老水平的提高对土地流转的促进作用更为显著[13-14]。然而,对于养老保险与土地流转间的正相关性,学者持有不同的观点,即农村养老保险对家庭土地流转的促进作用可能并不明显[15-16],甚至存在抑制作用[17-18]。虽然国内外学者对养老保险和土地流转之间的关系进行了广泛研究,但目前的结论仍存在一定的分歧与争议。本文聚焦农村老年家庭,深入探究养老保险对农村老年家庭土地流转行为的影响及其内在机制。

1 变量定义

1.1 数据来源

以北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)发布的中国家庭追踪调查数据(China Family Panel Studies,简称CFPS)为研究基础,包括家庭关系库、家庭经济库、个人库和少儿家长代答库。处理与整合前三个数据库,保留个人库中“财务决策人”ID 与家庭ID 匹配成功的样本,剔除非农村户籍家庭以及农村户籍家庭里无家庭承包地的样本,仅保留有60岁以上老年人的家庭[17]。在数据整合、清理以及异常值处理后,最终得到有效样本量为4 074个。

1.2 解释变量

考察养老保险对土地流转的影响时,首先考虑土地流转是否是家庭共同决策的结果。因此,采用家庭层面的指标是衡量养老保障水平最合理的方式。CFPS数据库提供了每个家庭成员参加养老保险的情况,选取“家庭成员是否参保”作为解释变量,并设置为二元虚拟变量[19]。

1.3 被解释变量

已有研究多以农民进行土地流转的意愿或行为来衡量土地流转情况[6-9],本文选择“是否将土地出租他人”这一问题,设定解释变量为“是否转出土地”,并设置为二元虚拟变量。

1.4 控制变量

从个人、家庭和村庄三个层面选取控制变量,包括:性别、年龄、婚姻状况、工作状况、健康状况、家庭人口规模、家庭人均纯收入、务农人口比、农用机械价值、是否从事农业生产活动、地貌。其中,“性别”为二元虚拟变量,男性赋值为1,女性赋值为0;婚姻状况包括已婚、未婚、离异和丧偶,已婚赋值为1,其它赋值为0;健康状况为受访者对其身体状况的自评结果,将非常健康、很健康、比较健康、一般和不健康分别赋值为1～5;“家庭人均纯收入”定义为过去12个月内,家庭纯收入与家庭人口规模的比值,取对数值;“务农人口比”定义为家庭从事农业生产活动人数占家庭人口规模的比重;“农用机械价值”定义为家庭农业机械总价值的对数值;“是否从事农业生产”变量中,将家庭内部有人从事农业活动赋值为1,其它赋值为0;“地貌”划分为平原、高山、高原、丘陵山地、草原和渔村,平原赋值为1,其它赋值为0。

1.5 模型设定

由于被解释变量“是否转出土地”为二元虚拟变量,故基于Probit模型构建基准模型,以研究养老保险对土地流转决策的影响

其中,Probit(Landi ＝1)为被解释变量,表示是否转出土地;X i为解释变量,表示家庭成员是否参保;c i为控制变量,包括个人特征变量、家庭特征变量与村庄特征变量;εi为随机扰动项。

2 实证分析

2.1 基准回归

首先考察养老保险对土地流转行为的影响,采取逐步回归方法[20],引入可能影响土地流转行为的控制变量,观察模型稳定性及各变量对被解释变量的影响,分析养老保险与农村老年家庭土地流转行为的关系。

基准回归结果见表1(括号内数据为系数的标准误差)。其中,第(1)列显示未加入控制变量时,是否参保对土地转出的回归结果,第(2)、(3)、(4)列分别为在第(1)列的基础上依次加入个人、家庭与村庄层面控制变量的估计结果。实证结果表明,“家庭成员是否参保”的回归系数均为正,且统计显著,表明养老保险对农村老年家庭的土地转出行为具有显著的正向影响,即相较于未参加养老保险的农村老年家庭而言,参加养老保险的农村老年家庭更倾向于土地流转,结果与既有研究一致[6-10]。由此,老年群体获得的养老保险收入有效提升了老年福利,从养老保险中获得的收入促进其家庭收入在当期的增长,养老保险金对土地养老保障产生较为明显的替代作用[18]。因此,在参与养老保险后,农村老年家庭更倾向于转出土地。

表1 养老保险对农村老年家庭土地转出影响的估计结果

2.2 稳健性检验

为验证表1结果的稳健性,通过变量替换法、模型替换法和样本期调整法实施稳健性检验。

2.2.1 变量替换法 稳健性检验首先替换核心解释变量[21]。将核心解释变量替换为“家庭成员参保率”(即家庭参保人数与家庭人口数量之比),以衡量农村老年家庭参与养老保险的深度(见表2第(1)列)[22]。“家庭成员参保率”的系数为正且在10%的水平上显著,表明参与养老保险的深度(家庭成员参保率)对农村老年家庭的土地流转产生明显的正向作用,即家庭成员参保率越高,家庭转出土地的意愿越强烈。上述结果与基准回归结果一致,表明回归结果是稳健的。

表2 稳健性检验结果

2.2.2 模型替换法 将回归模型替换为普通最小二乘法(OLS)[23],估计养老保险与农村老年家庭土地转出行为间的关系(见表2第(2)列),估计系数显著,说明养老保险对农村老年家庭土地流转产生正向影响,回归结果稳健。

2.2.3 样本期调整法 将研究样本替换为CFPS2016数据再次分析,以验证养老保险对农村老年家庭土地流转行为的影响(结果见表2第(3)列)。与基准回归结果相比,“家庭成员是否参保”的估计系数为0.155 1且显著,说明采用CFPS2016年数据回归结果与基准回归结果基本一致,基准回归结果具有稳健性。

结合表2(控制变量的回归结果与主回归基本一致,限于篇幅未报告,表3、表4、表5、表6同),表1的基准回归结果具有一定的严谨性与稳健性,养老保险会对农村老年家庭的土地转出行为产生显著的正向作用。

3 中介机制分析

现深入讨论养老保险对农村老年家庭土地转出的影响机制。考虑到养老保险对农村老年家庭收入结构[11]、非农创业[24]产生显著影响,并且家庭收入结构[25]、家庭非农创业[26]又将对家庭的土地流转行为产生作用。故设想,养老保险可能通过影响家庭收入结构、促进家庭非农创业进而对农村老年家庭土地流转行为产生作用。为此,引入收入结构、非农创业作为中介变量,选取“家庭过去12个月的工资性收入和家庭纯收入的比值”用以衡量家庭收入结构[25];选取“过去12个月,是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业?”衡量农户家庭是否存在创业行为[27],“是”赋值为1,“否”赋值为0。设立中介效应检验模型[28]

其中,M i为中介变量。回归结果见表3、表4。

3.1 收入结构

表3第(1)列的结果表明,养老保险会显著影响家庭的收入结构,提高家庭的非农收入比重[11]。第(2)列结果表明,家庭非农收入比重提高将进一步促使农村老年家庭做出土地转出决策,即家庭的工资性收入占比越高,家庭就越倾向于将土地转出。可见,家庭收入结构确实会对家庭土地流转行为产生积极影响[29]。由此可知,收入结构在养老保险对家庭土地流转行为的影响中起到了重要的中介作用。养老保险会提高农村老年家庭的非农收入、改变家庭的收入结构,进而推动家庭进行土地转出。可能的原因是,在既有家庭收入来源不变的前提下,额外的养老金收入能提升非农收入、改变现有的家庭收入结构[9]。非农部门收益高于土地产出收益又是土地流转市场形成的必要条件,因此农村家庭转出土地的意愿更加强烈[29]。

表3 收入结构—中介效应检验结果

3.2 非农创业

表4第(1)列结果表明,养老保险与家庭非农创业之间呈显著正相关性,并在5%的水平上显著,说明养老保险会促进农村家庭选择非农创业。表4第(2)列结果表明,家庭非农创业对家庭土地转出行为产生正向影响,并且养老保险仍会对农村老年家庭土地流转行为产生影响[30]。可见,养老保险会推动家庭参与非农创业,进而对家庭土地流转行为产生积极影响。一方面,养老保险的保障功能对家庭的非农创业产生激励作用,提高家庭非农创业的积极性,因为其保障功能可以显著改变家庭的预算约束与风险态度,降低家庭的健康风险与养老风险[31];另一方面,非农创业会“挤出”家庭投入农业生产的劳动力与其拥有的土地规模,提升家庭的非农收入与生计视野[32],最终促使家庭选择转出土地。

表4 非农创业—中介效应检验结果

4 异质性分析

4.1 地区异质性

由于中国不同地区的社会养老保障水平[33]与土地流转市场化水平[34]存在差异,对东中西部地区的样本进行异质性分析,结果见表5。养老保险对农户家庭土地流转的影响程度在地区之间的确存在明显差异,相较中部和西部地区,养老保险仅对东部地区的农户土地流转行为产生显著正向影响。东部地区的社会养老保障制度更为完善,整体经济水平与收入水平更高,这使养老保险的保障功能得以充分发挥,并且,东部地区农民参与非农工作的比例与数量更高,能有效降低农户对土地养老的依赖性;其次,土地承包经营权的流转从东部地区开始实行并逐步推广至中西部地区,东部地区发达的土地流转市场为农户土地流转行为提供了有力支持;最后,中部和西部地区农户的生计思维与耕地条件也是影响农户土地流转行为的重要因素[35]。

表5 地区异质性回归分析结果

4.2 性别异质性

考虑到养老保险对老年农户土地流转行为的影响效果可能与户主的性别有关,对不同性别的受访样本进行分类回归,结果见表6。户主为男性的家庭,养老保险对老年农户家庭土地转出行为具有显著的促进作用,且在5%的水平上显著;而户主为女性的家庭,养老保险对老年农户家庭土地转出行为的影响并不明显。传统观念、就业领域与动机的不同造成了这一影响的差异。传统观念的父权地位和两性家庭分工,使得农村男性在家庭决策中拥有更高的参与度与话语权,而农村女性在土地流转决策制定中则面临参与排斥[36];农村女性的非农就业领域与动机往往取决于丈夫和家庭的选择[26]。不同于农村男性,农村女性往往很难在农业生产以外获取经济收入,这导致农村女性对“土地养老”的依赖更重[37]。即使外出务工,农村女性的就业领域也大都存在低质量、非正规等特点,这使农村女性处于必要的社会福利和养老保障制度之外,从而养老保险的保障功能难以体现[38],养老保险对农村女性的影响并不显著。因此,养老保险对农村老年家庭土地流转行为的影响在不同性别的样本中出现差异。

表6 性别异质性回归分析结果

5 结论

本文基于2018年中国家庭追踪调查数据,探究养老保险与农村老年家庭土地流转行为之间的关系,并讨论了养老保险影响土地转出的影响机制。首先,养老保险对农村老年家庭土地流转具有显著的正向影响,经稳健性检验后,结果仍显著;其次,养老保险通过家庭收入结构和家庭非农创业这两个渠道对农村老年家庭产生影响,即养老保险会改变家庭收入结构、促进家庭非农创业,从而促使农村老年家庭做出土地转出行为;最后,在东部地区、男性为户主的家庭中,养老保险对农村老年家庭土地流转的影响更加明显。

综上,养老保险可以有效提高农村老年家庭的土地流转率,推动农户转出土地。因此,如何在政策层面上提高农村老年家庭的养老保险水平、弱化土地的养老保障作用,是突破中国农村地区土地流转瓶颈的关键。基于研究结果与现实情况,应继续提升养老保险的保障力度,完善社会养老保障制度建设[39],促进社会养老保险与商业养老保险的融合发展,关注两者影响农村家庭土地流转决策的异质性和协同效应将是未来政策制定与执行的重要参考;同时深入分析养老保险对家庭土地流转决策的影响机制,挖掘并厘清两者间的作用渠道,有利于进一步发挥养老保险的经济作用。