土地流轉是指土地使用權流轉,其含義為擁有土地承包經營權的農戶將土地經營權\\( 使用權\\) 轉讓給其他農戶或經濟組織,即保留承包權,轉讓使用權.大量的經驗表明,中國的土地使用權流轉在實現土地資源優化配置、提高土地經濟效率、維護集體和農民利益、保護土地生產力等方面意義重大[1 -2].此外,從近幾年中央一號文件可以看出,政府的政策導向也為農地流轉提供了制度基礎.然而一個基本的觀察是,中國農地流轉的發生率嚴重滯后.
據農業部統計資料顯示,1999 年,全國只有 2. 53% 的耕地發生了流轉,2006 年為 4. 57%,2010 年仍只有 12%.理論上農地流轉市場上的需求是大于供給的[3],只要農戶愿意出租土地,總能找到租入土地的人[4],那么我國農地承包經營權市場流轉發生率偏低的深層次原因到底是什么?
相關研究指出,土地社會保障功能作用遠遠超出農業本身[5],農地對農民所具有的就業、養老等基本生活保障的功能價值是其直接經濟效用的 4 倍[6],反過來正是因為農村社會保障制度的相對不健全又不足以替代土地在農民養老、基本生活等方面的功能,進而導致農民參與土地流轉的積極性受到抑制[7].
我國農村傳統養老保障的形式是家庭養老,家庭土地的保障作用更多的是因為其具有養老功能,因此,土地具有獨特的養老保險替代作用.那么不難理解,如果存在可以替代土地養老保障功能的機制,農民對土地的依賴將大大減弱,土地流轉的障礙性因素也將得以消除.這樣的判斷也得到了一些實證研究的支持: 首先宏觀層面,有學者通過對江蘇省農村社會養老保險參保率與土地流轉率之間相關性分析表明,農村社會保障水平與土地流出率和土地流入率之間的相關系數達到了0. 96 和0. 58[8].農戶層面,有學者對浙江省農戶的問卷調查顯示 47. 8% 的農戶認為如果政府能夠為他們提供適當的養老保障,他們會愿意流轉并放棄承包地[9].還有學者也指出,養老保障水平較高的農民,更傾向于進行土地流轉[10 -11],且在目前的農民收入水平上,有社會保障的人群比沒有社會保障的人群愿意流轉土地的概率要高很多,當前建立農村社會保障對農戶土地流轉意愿的影響已接近了最優水平[12].
本文的目的仍然是考察養老保險對土地流轉的影響.但與以往研究不同的是,第一,本文的研究對象更側重于中老年群體,一方面,考慮到我國農村人口、農業人口老齡化已成為不爭的事實,這類群體相對于年輕農民的養老問題更為凸顯; 另一方面,鼓勵農業老齡人口進行土地流轉、實現土地的相對集中有利于提高土地資源效率.因此,本文重點考察了中老年農民的土地流轉行為以及養老保險在其土地流轉行為是否發揮了促進效用.第二,既從宏觀層面考察養老保障政策變量對社區土地流轉規模的影響,又運用微觀農民層面數據分析農民是否有養老保險在其土地流轉行為上是否也具有顯著差異,以此來較為準確的驗證養老保險對土地流轉的促進作用.
1 分析框架與模型選擇
農戶是農村土地流轉最重要的主體,而農戶土地流轉的決策是多種因素共同作用的結果.但一個不爭的事實是,中國長期實行的城鄉二元制度,導致農村居民缺乏社會保障,土地為農村居民提供養老保障的功能被極大強化.我國農村社會養老保障的探索興起于 20 世紀 90 年代\\( 老農保\\) ,2009 年 9 月《國務院關于開展新型農村社會養老保險試點的指導意見》\\( 國發[2009]32 號\\) 發布,新農保政策開始試點并逐步在各地推廣實施.基于此,本文首先從社區層面考察養老政策的實施與農地承包經營權市場流轉發生率之間的關系.
模型設定方面,首先,社區土地流轉率以社區農地被轉包或者出租的比重來反映.社區的土地流轉比例是一個連續性變量,本文運用多元線性模型,應用普通最小二乘法對回歸參數進行估計,模型具體形式為:
Yi= \ue785 + βiXi+ ε \\( 1\\) \\( 1\\)
式中,被解釋變量 Yi表示社區土地流轉的比例,\ue785為回歸常數項,βi為回歸系數,ε 是誤差項的隨機變量.Xi為各解釋變量.
自變量的選擇主要包括以下四個方面: ①地權穩定性.本研究選取社區最近 5 年內是否進行了農地確權來標識地權的穩定性.經驗表明,我國農地承包經營權的不完全性是現階段農地市場發育緩慢的原因,不完全的農地承包經營權最終減弱了農戶的農地需求和供給[13],因此地權穩定性對土地流轉可能具有一定影響.②社會保障政策變量.主要選取是否實施新型農村社會養老保險\\( 新農保\\) 或農村社會養老保險\\( 老農保\\) 、是否對 65 歲以上老人發放補助、是否實行糧食直補,良種補貼,農機具購置補貼和農資綜合補貼等在內的農業補貼、是否實行失業補助.③人口文化與年齡結構.本研究以社區的成年人中初中及以上人數所占比例來標識文化程度的高低; 相關研究表明農業勞動力老齡化與土地流轉存在著必然的關系[14],因此,此處以社區成年人中 65 歲以上人數所占比例來反映社區年齡結構的影響.④非農就業變量.考慮到國內外的許多學者通過對中國農村大量實證研究發現農村的剩余勞動力的轉移、非農就業因素都對農戶參與土地流轉有顯著的影響[15 -16],本研究采用社區成年人中外出務工超過 3 個月人數所占比例、在本村從事非農就業戶數比例即外出務工和本地非農就業兩個指標來反映.
微觀農民層面,農民的農地流轉決策選擇往往通過小農理論行為進行成本收益分析來判斷,然而事實上中國的農民農地流轉決策行為不僅受到農戶經濟利益最大化的影響,更受到農民面臨的不確定性環境下心理因素的作用,因為農民越來越難以對其未來有較穩定的預期,社會心態具有高度的不確定性[17].社會保障事業的發展可以有效地降低日常生活中相關不確定性已是不爭的事實,具體到農民土地流轉行為上,那些參保的農民尤其是具有相對穩定養老金的收入者,土地的養老保障功能在這類群體心理中地位將大大降低,進而其進行土地轉出的障礙性因素得到一定程度的消除.同時,那些有養老金的農民未來家庭生存、養老等不確定風險又會得到有效緩解,可以促進其敢于轉入土地進行規模經營,擴大收入來源.由此可見,養老保險降對低農民前景的不確定性進而對農地的轉出與轉入均可能會產生一定的促進效應.
模型設定方面,首先將個體發生土地轉出賦值為 1,未發生則賦值為 0.由于模型因變量的取值范圍僅限于 0或 1,因此使用 Logit 計量模型.其基本形式為:
代表個體 i 發生土地流轉的概率,E\\( Y = 1 | Yi\\) 代表給定一個 Yi值,農民發生土地流轉的概率.
對于自變量的選擇,土地轉出方面,首先選取個體過去一年收入中是否有養老金收入來考察養老保險對農民土地流出的影響\\( 在 CHARLS 的調查數據中,這里的養老金收入主要包括政府和事業單位、企業基本養老金,企業補充養老金、農村、城鄉、城鎮居民養老金、商業養老金、高齡老人養老補助等\\) .其次選取個體特征中的年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況自評、家庭經濟水平以及地區虛擬變量等,此外,考慮到年齡因素可能與其土地流轉行為呈現"U 型"關系,在研究中還加入了年齡平方項,以期得到較準確的系數值.個體土地轉入模型的設計方法以及自變量的選擇與土地流出模型類似.
考慮到社區層面相關變量,尤其是社區相應政策會影響個人決策,本文期望將該層次的變量與個人層面變量一起納入到模型內,但如果直接簡單的將各變量帶入回歸模型,不考慮調查數據的層次結構,得出的結果在通常情況下是有偏的,而分層模型\\( multilevel model\\) 可以解決這一問題.將樣本分為兩層: 社區和個體,因變量仍是農民是否流轉土地這一個二分變量.
首先采用無條件平均模型來分析分層數據中的各個層次是否對因變量具有顯著的影響.無條件平均模型也稱空模型,即不含任何自變量的回歸分析.模型合并兩個連接: 微觀層次的個體和宏觀層次的社區.雖然是沒有任何自變量的"空模型",模型分析結果依然傳遞大量信息,而且可以作為診斷模型,決定是否必須將隨機參數包括在模型中[18].仍然以個體農地轉出為例,其方程式為:
yij= γ00+ δoj+ εij \\(3\\)
yij代表第 j 個社區第 i 個人的農地轉出行為; γ00代表總平均值或總截距,εij 是固定參數; δoj是代表社區層次的隨機變量,指第 j 個社區的截距到總截距的距離,是多層模型存在的標志; εij是代表個體層次的隨機變量,指第 j個社區的第 i 個人到第 j 個社區截距的偏離.
二層隨機截距模型是無條件平均模型的延伸和擴展,它將不同層次的變量納入模型中.其基本方程式如下:
yij= \\( γ00+ γ01G1j+ γ10χ1ij\\) + \\( δoj+ δij\\) \\( 4\\)
其中,G1j是指群體特征即社區特征,γ01是群體特征的系數; χ1ij是指個體特征,γ10是個體特征的系數,代表農民個體特征對農地轉出行為的影響,但其作用并不因社區特征而異.
對于分層模型的因變量和自變量選擇參照 logit 模型的變量選擇,并加入社區層面的政策變量: 社區是否農地確權、是否實施新農?；蚶限r保、是否對 65 歲以上老人發放補助、是否實行農業補貼、是否實行失業補助.個體土地轉入模型設定與變量選取與之類似,不再復述.
2 數據說明
2. 1 數據來源
本文使用的數據來源于中國健康與養老追蹤調查\\( CHARLS\\) 數據庫,該調查由北京大學國家發展研究院實施.本文使用的是數據庫中 2011 年的全國基線調查數據,包括了 450 個村/社區、1 萬余戶家庭以及 1 萬 7 千余個體數據 .為了便于研究,在社區數據中,本文選取 2010 年年底社區中有耕地的樣本,共獲得 298 個社區樣本.微觀數據方面,本研究主要考察的是農地流轉情況,因此剔除數據中個人家中未從集體分配耕地的樣本,共得到 11 866 個個體數據,本文主要以這 1 萬多個數據作為分析樣本,所選取的調查對象中 80%以上為農村地區的人群.
2. 2 數據描述
社區層面.土地權益方面,最近 5 年內進行了農地確權的僅有 31. 1%,有 68. 9% 的地區沒有任何形式的確權,目前仍沒有領到土地承包經營權證的村占 23. 3%.樣本中約有一半的村農地被轉包或者出租的比例在 10% 以下,樣本地區的農地流轉率偏低.社會保障方面,調查中46. 1% 的樣本地區實行了新農保政策,仍然有超過一半的地區還沒有實施該政策,另外有 16. 7% 的地區實施了農村社會養老保險\\( 老農保\\) .總體來說,有約一半的樣本地區沒有實施任何養老保險政策.此外,養老方面,有23. 6% 的村給 65 歲以上老人發放養老補助\\( 見表 1\\) .
個體層面.養老保險情況,本文使用的絕大部分樣本數據來自與農村地區,包括了全國 28 個省\\( 直轄市\\) ,從新農保分地區參保情況來看\\( 見表 2\\) ,這一比例僅占 27%,其中西部地區的參保率最低,為 18. 7%,中部地區最高,比例為 36. 3%.參加商業保險、城鄉養老保險等的比例東部地區最高,為 9. 1%,西部地區僅為 4%.去年領取過各種形式養老保險金的比例總體來說較低,僅占總體調查對象的 12. 7%.農地流轉情況.分地區看,農地流出方面,西部、中部和東部地區發生農地流出行為的個體占各地區總人數比例從低到高,分別為 10. 4%、11. 7% 和12. 3% .農地流入方面,也是西部地區最低,發生農地流入行為的占 10. 7%,中部和西部地區這一比例分別為13. 2% 和 11. 0% .總體來說,我國農地流轉行為并不活躍,土地流轉市場發展滯緩,全部樣本中發生了農地流轉行為的僅占 22. 9%.
3 實證分析結果
3. 1 社區農地流轉比例的影響因素分析
首先運用 STATA11. 0 統計軟件對 298 個社區樣本的相關數據進行多元線性回歸處理.從表 3 的回歸結果可以看出,F 檢驗值在 1%水平上顯著,說明模型的整體線性關系是顯著的.
在影響土地流轉的因素中,相關的研究指出,"確權"是土地流轉的前提與基礎,集體土地制度產權的模糊以及農民與集體、集體與政府行為邊界的不清晰對土地流轉產生嚴重的負面影響,但從表 5 的結果看,農地是否確權并未通過顯著性檢驗,但其回歸系數符號為正,說明是否確權是和土地流轉呈正相關的關系.
社區是否實施了新農?；蚶限r保影響的在 10% 的水平上顯著,對社區的土地流轉比例具有正向作用.在農村養老保障缺失的情況下,土地保障作用尤其重要,而農村社會養老保險制度的實施使得部分農民能夠享有社會保障權,那么一定程度上使土地承擔的養老保障功能減弱,勢必會加快農村土地流轉.這一點在是否對 65 歲以上老人發放補助變量上體現的更為明顯,該變量在 1% 的水平上顯著,是重要的影響因素.對于農村老人而言,土地的養老保障功能體現在如果自己有耕種能力,則可通過耕種土地換取收益作為養老收入; 如果因年老、疾病而喪失勞動能力,則可以依靠自己年輕時耕作收入的積蓄,為養老提供一定的經濟基礎,由此來保障自己的養老資金[19],正因如此,老人補助政策的實施對土地的養老功能具有一定的替代作用,相應老年農民群體更愿意進行土地流轉.
是否實行農業補貼這一變量的顯著水平達到了0. 000,且其回歸系數符號為負,說明農業補貼政策的實施會極大降低社區土地流轉行為的發生,這也反應出當前農村政策目標出現沖突,主要表現為扶農政策與農地流轉政策的矛盾.類似的研究得出這樣的結論,因此,化解扶農政策與農地流轉政策的目標沖突需要慎重[20].
非農就業方面,是否實行失業補助這一變量在 1% 的水平上顯著,對社區的土地流轉比例具有積極的正向作用.這可能的原因是,實行失業補助的社區會極大地促進勞動力就業,農民的非農就業意愿更強烈,因此對土地生產經營活動依賴性降低,相應社區的土地流轉的比例更高.非農就業的另外兩個變量,成年人中外出務工超過 3個月人數比例和本村從事非農就業戶數比例并未通過顯著性檢驗.有研究也指出當非農就業機會出現后,農戶是否流轉土地家庭勞動者的勞動能力、農業與非農業的綜合比較利益等,結果可能是盡管存在家庭成員的非農就業,但并不發生土地流轉[21].因此,要推斷勞動力非農就業促進土地流轉可能更多的要考慮到外部就業環境和農業經營環境.
3. 2 個體土地流轉行為的影響因素分析
3. 2. 1 養老金對個體土地轉出行為的影響
為了更好地反映不同變量的影響以及考慮到模型的穩健性,本文采用逐步回歸的方式,先考察養老金對土地流轉行為的影響,再逐步將其它個人特征等因素放入計量模型中,個體農地流出的四組模型估計結果見表 4.
從個體農地流出模型 1 的結果看,個人是否有養老金與其土地流出行為呈現正相關關系,并在 10% 的水平上通過顯著性檢驗.說明養老保險對土地保障功能的替代使得農民對土地的依賴得到降低,因此,領取養老金的群體其土地流出意愿更強烈.年齡因素也在 10% 的水平上通過顯著性檢驗,與土地流出行為正相關,即年齡越大者土地流出的概率越大.這與一些學者的研究正好相反,有研究通過對全國 15 省的調查,認為戶主年齡可以代表一個家庭從事農業活動的經驗,年齡越大,其從事農業活動的經驗越豐富,越善于經營土地,年齡大的戶主,其從事非農活動的可能性也較小,對土地的依賴性較強,土地租出率較小[22].研究結論不一致的原因可能是本文的研究對象年齡普遍偏大,以中老年為主,因此隨著個體年齡增大,從事農業生產體力不足,土地產出率較低,更傾向于轉出土地.地區虛擬變量中,相對于參照組西部地區的群體,東部地區的農民發生土地轉出的概率更高,這符合我國的國情,農業部的統計也顯示國內以各種形式流動耕地使用權行為多數發生在東部沿海發達省份,市場化水平較高的沿海地區高于市場化水平較低的內陸地區.
從個體農地流出模型 2 的結果看,當加入其它個人特征變量后,是否有養老金變量對土地流出行為的影響關系依然存在,并在 5% 水平上顯著.另外,個人年齡因素和地區分組為東部地區這兩個變量也均通過了顯著性檢驗.
在加入的個人特征變量中,性別為男性的個體更不傾向于土地流出,即男性更傾向于保留土地.在個人受教育程度的分組變量中,相對于參照組文化水平是小學及以下的群體,文化水平為初中、高中/中專和中專及以上這三組變量均達到了非常顯著和比較顯著的水平,與土地流出行為顯著正相關,這表明文化水平較高的農民對土地的依賴性越低,越傾向于轉出土地.個人婚姻狀況,相對于與配偶同居的老人而言,婚姻狀況為未與配偶同居和喪偶的老人發生土地流出行為的概率更高,且在 1% 水平上通過顯著性檢驗.這可能的原因是未與配偶同居和喪偶的老人由于受到家庭勞動力的限制,使得農業生產經營活動受到影響,尤其是獨居的老人,可能更愿意流轉土地獲得一定的租金保證其生活來源.個人的健康狀況并未通過顯著性檢驗,對其土地流出行為沒有顯著性差異.
模型 3 是在模型 2 的基礎上加入了家庭特征中的家庭經濟水平分組變量.從模型 3 可以看出,在模型 2 中通過顯著性檢驗的變量如是否有養老金、年齡、受教育程度等與土地轉出行為的影響關系依然通過了顯著性檢驗.
在新加入的家庭收入水平分組變量中,家庭經濟水平在一般以上者相對于參照組\\( 家庭經濟水平為一般以下\\) 土地轉出的概率更高.這主要原因是一方面,高收入家庭本身對土地的依賴性較弱,另一方面,高收入家庭中的的中非農收入占了相當一部分比例,農民更傾向與獲得更高的非農收入放棄傳統土地收入.
模型 4 在模型 3 的基礎上繼續加入了年齡的平方項,細化年齡因素對土地流出行為的影響.年齡與土地流轉意愿之間可能呈現出非線性的關系: 在青壯年農民中,可能愿意土地流轉的比例較大,該年齡段的農民比較容易在城市中找到工作,實現穩定的向城市移民,因而可能有較強的土地流轉可能性; 在年齡較大的農民中,可能不愿意土地流轉的比例較大,這是由于年齡較大的農民一般缺乏技能,靠體力在城市中打工謀生,在城市中找到工作的概率較小,因而在這部分人中大部分人可能不愿意土地流轉; 對于那些年齡很大的農民來說,基本喪失了勞動能力,如果土地流轉獲得的資金能夠維持其余生的話,他們有可能愿意流出土地.模型 4 的結果也顯示,年齡平方項在5% 的水置信水平上顯著,系數為正,即與土地流出行為呈現"U 型"的關系.
3. 2. 2 養老金對個體土地轉入行為的影響
對于個體農地轉入的研究,繼續運用農地轉出模型的研究方法進行逐步回歸,個體農地轉入的四組模型估計結果見表 5.
在模型 5 中,仍然只加入是否有養老金、年齡以及地區分組變量,考察其對個體農地轉入的影響.從模型 5 結果看,首先,個體是否有養老金在 5% 的水平上通過顯著性檢驗,且回歸系數符號仍為正,與土地流入行為正相關.
可以發現,個體是否有養老金無論是在農地轉出還是農地轉入方面,都是有正向的促進作用.關于個體是否有養老金對農地流入影響可能的原因,相關的研究也認為,如果有健全的農村社會保障制度作基礎,使得土地流轉供給穩定、充足,土地轉入者可以進行規模經營,另一方面,有社會保障作后盾,土地轉入者家庭生存保障得以解決,又可促進其大規模轉入土地進行開發,形成土地流轉的有效需求[23].年齡因素在 1%的水平上通過顯著性檢驗,與土地流入行為顯著負相關,即年齡越大者越不傾向于流入土地.這主要是因為年齡大的戶主勞動能力不足,且逐漸喪失從事非農工作的年齡優勢,年齡的增長伴隨著農業生產能力下降,更傾向縮小農業生產規模.地區虛擬變量中,相對于參照組西部地區的個體,中部地區的農民流入土地的概率更高.在模型 5 的基礎上加入其它個人特征,得到模型 6.
從模型 6 的結果可以看出,是否有養老金、年齡兩個變量依然通過顯著性檢驗,且回歸系數符號和模型 5 一致,分別與土地流如行為正相關和負相關.個體受教育程度方面,相對于參照組文化程度為小學及以下者,受教育程度為初中、高中/中專、中專及以上三個分組變量均達到了非常顯著的水平,回歸系數符號為負,即文化程度較高者相對于文化程度較低者轉入土地的概率更低.農民受教育年限越高,其勞動力機會成本越高,外出打工從事非農活動的機會也越多,因此,更有可能放棄傳統土地經營,并減少農地的轉入.婚姻狀況方面,與個體土地流出模型正好相反,相對于和配偶同居者,未與配偶同居、喪偶者發生土地轉入的概率更低,由于受到家庭勞動力的限制使得這類人群可能更愿意轉出土地而不是轉入土地.個人健康狀況分組變量中,健康狀況自評為非常好這一變量在 5% 的水平上通過顯著性檢驗,即相對于健康狀況較差者,健康狀況較好者轉入土地的概率更高.
繼續在模型 6 中加入家庭經濟水平分組變量得到模型 7.從模型 7 的估計結果可以看出,家庭經濟水平分組為中等以上這一變量在 5% 的水平上通過顯著性檢驗,且回歸符號為正,表明相對于家庭經濟水平在一般以下者,經濟水平較高者土地流入的概率更大.在前文中也提到,一般而言高收入家庭本身對土地的依賴性較弱可能更愿意流出土地,在此處同樣發現,家庭經濟水平對于土地流入行為亦具有積極的促進作用.類似的研究也指出,收入較多對農戶土地流入和流出都有顯著的正向作用說明分散決策的農戶,行為選擇是不一樣的,如部分農戶因非農收入比重高,說明生產資金較豐富,愿意進行轉入土地、擴大規模生產,而另一部分農戶,非農收入比重大,對種地不太感興趣,愿意轉出土地.
在模型 7 中加入年齡的平方項得到模型 8,但從模型8 中可以看出,年齡的平方項并未通過顯著性檢驗,表明年齡與土地流入行為可能不存在 U 形或倒 U 形的關系.
從模型估計的結果看,是否有養老金變量依然通過了顯著性檢驗,對因變量具有比較顯著的正相關關系,另外,其它顯著的變量也基本與模型 5、模型 6、模型 7 一致,這也說明我們的模型是穩健的.
3. 2. 3 個體土地流轉影響因素的分層模型進一步分析
農民土地流轉至少受到兩個層面的影響: 個人層面和社區層面.在此運用前文所述方法,一方面加入個人層面的個人特征變量,另一方面,加入社區層面的社區是否農地確權、是否實施新農?；蚶限r保、是否對 65 歲以上老人發放補助、是否實行農業補貼、是否實行失業補助等政策變量.采用分層模型對模型進一步估計.
土地轉出模型方面,表 6 中的無條件平均模型分析結果表明,群間變異系數為 1. 491,大于其標準誤 0. 099,說明個體土地流出行為一定程度上是與其所在社區特征有關.以前文模型4 為基礎,加入社區層面的政策變量,表7列出了隨機截距模型的模型適應情況,隨機截距模型中群間變異系數為 1. 442,仍大于其標準誤 0. 098.模型檢驗中,AIC 和 BIC 的值相對于無條件平均模型有所減少,表明隨機截距模型的適應情況相對更好.從土地流出隨機截距模型各變量計量結果看,首先個人層面通過顯著性檢驗的變量與前文模型 4 基本一致,是否有養老金這一變量并未通過檢驗,但其回歸系數符號仍為正,說明與土地流出行為正相關.社區層面政策變量中,社區是否確權、是否對 65 歲以上老人發放補助這兩個變量均在 5% 的水平上顯著,對農民的土地流出具有積極的促進作用.
土地轉入模型方面,無條件平均模型中群間變異系數\\( 1. 153\\) 也遠大于其標準誤\\( 0. 077\\) ,說明個體土地流入與否仍一定程度上是與其所在社區特征有關.從土地流入隨機截距模型結果看,個人層面中的變量與前文模型 8也基本一致.是否有養老金仍然對個體土地轉入行為具有比較顯著的影響,對農民土地轉入具有積極的促進作用.但社區層面的幾個政策變量并未通過檢驗,對個體土地流入行為并無顯著性影響.
4 簡要結論及政策含義
本文基于中國健康與養老追蹤調查中社區及農民兩個維度的數據,實證分析了養老保險與農村土地流轉之間的關系,主要得出這樣幾點結論: ①目前農村地區的農地流轉率普遍偏低,且仍有部分農村地區未覆蓋任何養老保險制度,而實施新農?；蚶限r保以及對 65 歲以上老人發放補助等養老保障政策措施的社區土地流轉比例較高,因此養老保險等政策對社區土地流轉比例的提高具有積極的促進作用.②微觀個體數據表明農村地區土地流轉行為并不活躍,發生了土地流出行為與土地流入行為的比重均在 10% 左右,但農民是否領取到了養老金無論是在土地流出還是土地流入方面,都是有正向的促進作用的.一方面,養老金的收入具有穩定性,一定程度上滿足老年農民必要的貨幣支出需要,對土地的養老保障功能具有替代作用,進而促進土地流轉供給的增加; 另一方面,有養老金的土地轉入者家庭生存的擔憂又得到有效緩解,又可以促進其大規模轉入土地進行開發,促進了土地流轉的有效需求,因此從供給和需求兩個方面來看,養老保險對農村土地流轉市場的促進都是十分有效的.③農民年齡也是影響土地流轉的重要因素,但對土地轉出或轉入的影響方向不盡相同.年齡較大的農民一般缺乏技能,非農就業就會較少,相對于青壯年可能不愿意土地流轉,但對于那些年齡很大的農民來說,受到勞動能力的限制,可能愿意流出土地,而不會流入土地擴大土地經營規模.④進一步將社區變量和個人特征變量同時納入到分層模型內分析可以發現,社區是否對 65 歲以上老人發放補助對個體土地轉出、是否有養老金對個體土地轉入都具有正向的顯著作用,也表明本文模型分析結果是較為穩健的.
基于以上結論,本研究的政策含義是很明顯的: 建立健全農村養老保險等社會保障制度體系是有效促進農村土地流轉的現實途徑.目前中國農村土地流轉面臨著很大的制約和困難,最主要的就是農村土地的社保功能和土地的生產功能難以相剝離.因此現階段的任務是要逐步完善新型農村養老保險制度,促進農村養老保障制度的健全,并逐步提高農村養老保險的待遇水平,以此弱化土地的養老保障功能,減少農民流轉土地的后顧之憂,為土地向單純的生產資料過渡創造條件.
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