家庭非农收入、养老保障与农地流转参与——基于农地福利保障调节效应的分析

王 进，李志超，辛 淼

（延安大学经济与管理学院，陕西 延安 716000）

农村土地制度改革的关键在于促进土地资源的市场化配置，而通过“三权分置”农村土地制度改革，鼓励农地集中和流转，充分发挥土地的资产属性是中国解决“三农”问题的重要政策导向。其中农地流转是关键环节，但多年以来的农地流转处于低效率的境况。2019年农业转移人口占农村总人口的52.7%，占农村总就业人口的87.5%，人均非农收入远高于人均农地经营收入，但“十三五”期间农地流转面积年均增长率为4.35%，农户“退而不出”现象阻碍了农地流转市场运行［1］。此外，农地流转易发生在熟人、邻居之间，缺乏正式合约的约束［2］，高价值农地的流转期限往往较短［3］。可见现阶段农地流转依然存在重要的制约因素，破解农地的流转约束也成为各界的热点议题。

众多学者均对农地流转不畅的原因进行了深入的探讨和分析，主要有2个方面的因素。一是农地产权制度和户籍制度的不完整［4］，导致广大农民群体没有对农地形成一个长远利益的预期，同时也抑制了农地市场机制的有效运作。二是农地所具有的社会保障功能存在，即在农村养老、就业以及生存方面具有其他资产所不具有的属性［5］。同时，刘进等［6］也从农地的福利保障角度客观证明了农地的社会保障功能是农地转出的重要抑制因素。农户意愿调查也表明农地的福利性保障有抑制农地流转意愿的影响［7］。农地对农户而言，不仅具有现实的生存发展保障，还具有心理和情感的依赖［8］，个人经历也会对农地流转产生影响［9］。农地保障在与正式保障制度关系中，发现正式保障弱状态与农地福利保障滞留之间的互动替代关系［10］。此外，随着农地制度的逐步推进以及城镇化的进程加快，更多农户选择走出去，家庭成员的外出务工和家庭人口结构的变化会导致农户更加倾向于参与农地流转［11］。而伴随着家庭非农收入和生计资本的增加，农户也更加偏向于参与农地流转［12］。

尽管相关研究对影响农户的农地流转行为进行了探讨，但仍有待扩展的地方，其一是家庭非农收入、养老保障与农户农地流转行为之间的关系研究较少。其二是家庭非农收入、养老保障、农地福利保障对农户农地流转参与行为的作用机制如何，四者之间存在何种关系，上述问题均需要深入讨论，进而为促进农地流转提供参考。鉴于探索家庭非农收入、养老保障、农地福利保障与农户流转参与行为之间的互动关系，本研究基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据库2014年和2018年的数据，采用Probit回归模型，构建“家庭非农收入-养老保障-农地流转”框架，对其内在关联性进行研究，以期为现阶段农地流转研究和政策实施提供经验依据。

1 理论分析

1.1 家庭非农收入对农地流转参与的影响

土地是传统农村家庭赖以生存和发展的资源，农地流转通过将土地的经营权流转，进而使农户转入或转出农地。随着农业部门相对收益较低以及城镇经济的快速发展，农村剩余劳动力更多地选择进入城市，借此增加家庭非农收入。而农地流转参与是家庭层面的理性选择，家庭非农收入的增加通过影响家庭劳动力和资本要素配置从而影响农地流转参与。

针对异质性家庭选择，农地流转参与有流入和流出2种结果。从农地流入角度分析，现阶段的中国农业生产面临两大困境，即低农业劳动生产率与低农业生产回报率［13］。而随着家庭劳动力的适度流失和非农资本的增加，一方面有助于提升农业劳动生产率［14］。另一方面，小农户农业生产所投入的资金主要源于非农打工收入［15］。非农收入的增加有助于破解当前农业生产困境。此外，基于长期的城乡二元结构和户籍制度限制，难以享受城市的公共服务［16］，并且农村流出人口遭受劳动力市场的歧视［17］，难以胜任大部分工作，由此造成外出者不适应的心理状态与农地依恋情结。从农地流出角度分析，随着家庭非农就业比例的升高，农户必然逐步减少农业要素投入，进而使农业生产回报率进一步降低，影响农地转出决策。当家庭非农收入具有可持续性且不低于农业生产收入，满足农户预期时，农户也会更趋向于参与农地流转市场［18］。基于上述理论分析，家庭非农收入对农地流转参与有着重要的影响，且其存在异质性，需要进一步通过实证分析探索当前家庭非农收入对农地流转参与的影响效应。

1.2 家庭非农收入、养老保障与农地流转参与的关系

养老保障是社会中一项基本保障，名义上的养老保障指制度性的社会以及商业保险。随着城镇化的提高，农村老人农业现象突出，农户对养老保障的需求更加明显。实际证明养老保障的社会参与通过提高家庭未来的生存预期［19］，进而降低家庭的农地依赖，推动农地流转参与。此外，制度化的养老保障对家庭生计环境外生冲击，影响农户的农地流转行为［20］。

基于现阶段多种保险参保规范，享受养老保障之前需要缴纳一部分费用，这对农村家庭收入提出了挑战，额外的家庭非农收入就显得十分重要。同时，非农收入的增加会提高家庭对未来保障的要求，进而增强家庭参与养老保障［21］。基于此，养老保障在家庭非农收入影响农地流转参与机制中充当中介变量，一方面依赖家庭非农收入，另一方面影响农地流转参与行为。

1.3 农地福利保障、养老保障与农地流转参与的关系

农地福利保障指农地具有就业、养老、生存等保障的功能，作为农村社会保障缺位后正式制度保障的替代物。农地福利保障是当前农村一种非正规、不健全的保障，是农户缺失制度性保障下自我保障的反映。

关于农地福利保障对农地流转参与的影响，学者们将其作为正式制度保障的一种替代效应［22，23］，即农地福利保障与正式制度之间的替代程度作用于农地的流转参与。现阶段农村社会保障体系的缺失以及城乡公共服务的割裂，导致农户应对未来的生存风险仍依靠非正式的农地福利保障。而对于当前农户而言，家庭剩余劳动力的流动引致老人农业，家庭对养老保障的需求更加突出。因此，从理论上讲，家庭要素的流动导致非农收入的增加，进而影响家庭正式保障的形成，对农地的福利保障形成替代作用，最终影响家庭农地流转参与。

综上所述，本研究提出假设：H1，家庭非农收入对农地流转参与有着直接和间接的影响；H2，养老保障在家庭非农收入影响农地流转之间充当中介作用；H3，农地福利保障与养老保障存在替代关系，抑制养老保障对农地流转参与的作用。因此，本研究构建农地流转参与的理论和机制框架如图1所示，并对其进行实证研究，分析各变量间的关系。

图1 农地流转参与的理论和机制框架

2 研究设计

2.1 数据来源

本研究所用数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS）数据库，该数据库由北京大学主导，从2010年起通过追踪调查全国25个省（市、自治区）的个人、家庭、社区数据，在经济、社会、教育、家庭、人口、健康、心理等主题方面为全国性的研究和学术活动提供了丰富的内容和数据基础。本研究主要利用CFPS数据库2018年的数据，为探索并控制村庄社区对农地流转的影响，将CFPS 2014年社区数据与上述数据进行合并匹配，同时剔除存在严重缺失值的样本以及非农户籍样本，最终得到7 769个有效样本，其中参与农地流转样本为2 091个，未参与农地流转样本5 678个。

2.2 变量选择与定义

2.2.1 因变量 本研究的因变量设置为农地的流转参与，并借鉴相关研究将农地的流转细分为农地转出和农地转入；二者均为二元选择变量，若农户参与农地转出或转入则为1，否则为0［24］。

2.2.2 自变量 本研究的自变量主要有家庭非农收入以及养老保障2个变量。一是在CFPS数据库中，家庭收入主要包括工资性收入、经营性收入、财产性收入、转移性收入以及其他收入，而农户进行农地耕作所得收入包括在经营性收入之中，因而本研究家庭非农收入由其余4种收入加总得出，并对其取对数。二是养老保障变量由“是否领取退休或养老金”问题所得，是一个二分变量。

2.2.3 控制变量 参考众多文献，本研究控制有可能既影响因变量又影响自变量的因素。变量的选择主要包含农户特征变量、家庭特征变量、村庄特征变量以及区域虚拟变量4个方面（表1）［25，26］。农户特征变量包括性别、年龄、年龄的平方、受教育程度和健康状况。家庭特征变量有家庭人口数、从事自家农业人数、做农活人数、外出打工人数和家庭现金及存款（取对数）。村庄特征变量包含村庄距本县县城距离、村庄外出打工比例以及村庄地貌特征。区域虚拟变量通过对样本的省份控制来设置。

表1 主要变量描述性统计

3 模型选择与计量结果分析

3.1 模型选择与设计

为探究家庭非农收入、养老保障与农地流转参与之间的关系，首先构建中介效应估计模型：

式中，i表示第i个样本农户，TRANSFER表示样本农户的农地流转参与情况，并对农地转出和转入2个情况分别讨论，FNOAGR表示第i个农户的家庭非农收入，PENSEC表示第i个农户是否具有养老保障，CONTROLS表示模型中控制的其他变量，ε表示模型随机误差项。鉴于上述各方程因变量均为典型的二分变量，采取二元Probit回归进行参数估计。

3.2 实证结果与分析

3.2.1 家庭非农收入、养老保障与农地流转参与表2显示了模型的计量结果。模型（1）为家庭非农收入对农地流转参与的影响，可以发现家庭非农收入促进农地转出，系数为0.130，在1%的水平上显著，平均边际效应为0.026；而家庭非农收入对农地转入有负向影响，系数为-0.010，边际效应为-0.002，但不显著，说明从全国来看，家庭非农收入对农地转入参与效应不显著。模型（2）估计了家庭非农收入对农户养老保障的影响，其系数为0.124，边际效应为0.041，在1%的水平上显著。模型（3）表示家庭非农收入、养老保障对农地流转参与的影响，发现家庭非农收入、养老保障均促进农地转出，其系数分别为0.124、0.234，边际效应分别为0.025、0.047，均在1%的水平上显著。当因变量为农地转入时，家庭非农收入、养老保障均负向影响农地转入，系数分别为-0.003、-0.216，边际效应分别为-0.001、-0.043，且养老保障在1%的水平上显著。分析三者之间的作用机制，养老保障均对农地转出、转入产生影响，且家庭非农收入通过养老保障对农地流转行为发生作用，养老保障确定在家庭非农收入影响农地流转之间充当中介作用，验证了理论分析。

表2 家庭非农收入、养老保障对农地流转参与的影响

3.2.2 农地福利保障的调节作用 构建农地福利保障指标以及赋值，本研究通过农地显现出来的就业保障、经济保障以及生存保障二级指标进行熵值法得出权重，最终计算综合得分具体衡量农地福利保障变量。具体利用“家庭从事自家农业人数（人）”正向表征农地的就业保障；“家庭经营收入（元）对数”正向表征农地的经济保障；“自家农副产品消费总值（元）”反向表征农地的生存保障，并剔除缺失值样本。

由表3可知，农地福利保障对农地转出具有负向影响，对农地转入具有正向影响，说明农地福利保障抑制家庭农地转出行为，促进家庭农地转入。而从交互项中看，农地福利保障与家庭非农收入的交互项对农地转出和农地转入的估计系数均为正，但对农地转出和农地转入的影响均不显著，说明农地福利保障与家庭非农收入关系不显著，并非通过调节家庭非农收入来影响农地的流转参与行为。分析估计结果，农地福利保障与养老保障的交互显著影响农地转出，且相比于没有农地福利保障的方程来说，养老保障对农地转出的系数变小，表明农地福利保障功能对养老保障促进农地转出的结果产生了一定程度上的抑制作用。在对农地转入的影响中，农地福利保障与养老保障的交互项系数为负且不显著，但从养老保障对农地转入的系数相对大小中看，农地福利保障功能也对养老保障负向影响农地转入的结果产生了一定抑制效果。总体表明农地福利保障对养老保障影响农地流转参与的结果有调节作用。

表3 农地福利保障的调节效应

3.2.3 基于前置变量方法的稳健性检验 由于截面数据的性质，需要同时选取变量数据，同时由于农地流转会带来农民收入的增加，导致难以推断家庭非农收入、养老保障和农地流转之间的因果联系，产生反向因果的内生性问题，导致模型的参数估计结果与现实情况不符。因此，为避免此内生性问题，借鉴相关研究［27］，使用CFPS数据中2014年的家庭非农收入以及养老保障2个前置变量进行模型的稳健性检验。此外利用Logistic回归方法对模型进一步检验，结果如表4所示。

表4 稳健性检验

从自变量的替代变量对农地流转参与的影响中，发现家庭非农收入和养老保障对农地流转参与的影响与上述估计符号和结果一致，且养老保障对农地转出和农地转入回归的估计系数在1%的水平上显著，说明自变量家庭非农收入和养老保障影响因变量农地流转参与的稳健性。其次，利用Logistic回归方法对模型进行稳健性检验，发现系数的符号方向与上述结果均相同，进而对比Logistic回归结果与上述Probit回归结果的边际效应值，发现二者的边际效应结果均十分相似，可见本研究所估计模型结果具有稳健性。

3.2.4 基于不同地区不同收入的异质性分析 上述分析均利用全国性数据进行平均效应分析，未考虑到异质性，因而依据中国经济发展、地理位置对样本划分为东、中、西部3个地区样本，研究发展水平不同地区间家庭非农收入、养老保障对农地流转参与的影响。其次，将样本根据家庭非农收入高低分为高、中、低3个样本，样本选取依据低于全体样本35%代表低收入群体、在35%～75%代表中收入群体、高于75%代表高收入群体，研究不同家庭非农收入以及养老保障对农地流转的影响。

首先，根据表5回归估计结果分析不同地区之间家庭非农收入、养老保障对农地流转参与的影响。在农地转出方面，东、中、西部3个地区的家庭非农收入对农地转出均表现正向影响，促进农地转出，其系数分别为0.146、0.128、0.099，且均在1%的水平上显著，对比3个系数发现，东部地区系数大于其他2个地区，西部地区家庭非农收入估计系数最小，说明尽管家庭非农收入对农地转出均有促进作用，但发展水平不同地区之间的影响程度有差异，东部地区影响程度最高。此外，3个地区养老保障对农地转出的影响也均为正向且在1%的水平上显著，继而对比3个地区的估计系数，发现中部地区养老保障对农地转出的影响系数最大，西部地区的系数最小，表明中部地区养老保障的中介影响程度相对更加突出。在农地转入作为因变量后，发现东、中部地区的家庭非农收入负向影响农地转入，而西部地区的家庭非农收入正向影响农地转入，但均不显著，也一定程度上说明西部地区的农地经营仍然是家庭生产活动的重要方面。观察不同地区养老保障对农地转入的影响，中部和西部地区养老保障对农地转入的影响为负向且在1%的水平上显著，而东部地区养老保障促进农地转入影响不显著，表明不同地区之间养老保障对农地转入的影响也存在差异。

表5 不同地区之间的农地流转影响

其次，根据表6不同家庭收入的农地流转参与估计结果，发现不同家庭非农收入对农地流转参与的影响不同。高收入家庭中，家庭非农收入和养老保障均对农地转出有正向的作用，对农地转入有负向的作用，说明高收入家庭更偏向于农地转出。中收入家庭的回归结果与高收入回归结果符号相同，且估计结果均在1%的水平上显著。但低收入家庭估计结果中，家庭非农收入既促进农地转出又促进农地转入，养老保障既抑制农地转出又抑制农地转入，说明低收入家庭的农地流转参与行为决策与自变量的相关关系受到其他因素的影响。

表6 不同家庭收入的农地流转影响

4 讨论

通过上文的验证分析，发现家庭非农收入对农户参与农地流转行为的促进影响，且进一步验证了养老保障在家庭非农收入与农地流转参与之间的中介作用，农地福利保障替代养老保障功能对农地流转的调节效应。这些分析结果与之前的研究一致，杨昊等［28］指出家庭非农工资对促进农户农地转出有显著影响。邹宝玲等［10］研究表明农地福利保障以非正式制度保障效果进而抑制正式制度保障，对农户的农地流转参与行为产生影响。本研究的理论假设均得到证实，首先，农村家庭通过外出务工、劳动力的流动和人口结构的变化，对家庭收入和生计资本产生影响，进而影响家庭内部的生产决策，从而影响农地的生产经营决策。其次，家庭收入的增长也促进了家庭对养老保障的期待和需求，而当前农村社会保障、公共服务保障等制度不完善，拥有正式制度保障的家庭通过替代农地的非正式保障进而影响农地流转参与行为。

5 结论与启示

本研究基于2014年与2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，构建农地流转参与的影响机制，利用Probit回归方法分析家庭非农收入、养老保障、农地福利保障与农地流转参与之间的关系，通过实证分析和稳健性检验，得出以下结论：①家庭非农收入显著促进农地转出，抑制农地转入；②家庭非农收入对养老保障有显著的正向作用，且养老保障显著促进农地转出，抑制农地转入，养老保障在家庭非农收入对农地流转参与的影响中充当中介作用；③农地福利保障显著抑制农地转出，促进农地转入，并和养老保障有替代关系，抑制养老保障的农地参与影响；④通过异质性分析，发现东部地区的家庭非农收入对农地转出的影响程度最大，中部地区养老保障对农地转出的影响程度最大，不同地区之间的养老保障对农地转入的影响不同；通过不同家庭收入的异质性分析发现，高收入家庭更偏向于农地转出，低收入家庭的农地流转意愿不确定。

基于以上研究结果和讨论，对加快农地流转、振兴农业农村、实现共同富裕有以下启示。①破解城乡劳动力流动限制，促进农村剩余劳动力转移，参与城市建设；②引导农户进行农地流转参与，促进农地的适度规模种植，提供现代化农业经济发展理念以及技术，提高现代农业生产率和回报率；③当前农村正式制度保障仍然是薄弱环节，农村公共服务功能仍然滞后，需要进一步完善农村社会保障制度，缩小城乡公共服务差距，构建一体化服务体系。