——基于家庭人口結構和流動性約束的視角
摘要：本文系統研究了新型農村社會養老保險 (簡稱“新農保”) 對家中有老年人 (60歲以上) 和無老年人兩類家庭土地轉出決策的影響與機制, 并識別了在家庭面臨不同流動性約束條件下的差異。在理論分析作用機制的基礎上, 利用農業部全國農村固定觀察點的兩期數據, 用PSM-DID方法進行了實證分析。研究表明, 對于無老年人家庭, 加入新農保能提升預期養老保障水平, 制度性養老保障會替代土地養老保障功能并降低土地經營邊際效用, 促進土地轉出, 這種作用在家庭流動性約束較弱情況下尤其顯著;而在流動性約束嚴重情況下, 加入新農保的長遠利益和短期家庭支出增加, 會促使家庭短期減少閑暇、增加勞動強度和時間, 無益于土地轉出。對于有老年人家庭, 新農保會增加老年人生活保障和家庭福利, 降低老年人農業勞動供給, 促進土地轉出, 特別是在流動性約束較強情況下;而在流動性約束較弱情況下, 新農保對老年人生活保障和家庭福利的提升作用較弱, 促進土地轉出作用也較弱。
一、引言
在中國農村長期缺失制度性養老保障的情況下, 農村土地因其帶有社會保障功能被許多學者認為是抑制農戶轉出農地的重要因素 (黃延延, 2012;[17]) 。自1992年起, 雖然農村土地流轉經歷了3次高潮1, 但小規模農戶仍占主導地位, 大量農戶參與土地流轉市場交易并不積極。2014年, 我國農村流轉土地面積僅占全國耕地面積的30.4%;2015年, 土地經營規模10畝以下的農戶比例仍高達76.87% ([7]) , 絕大多數小農即便家庭生計已基本不依賴農地經營收入, 但仍然不愿意轉出土地。一種解釋是因為農村土地不僅是農戶的生產資料, 還是農戶穩定就業的保障, 同時還承載著經濟功能和保障功能 ([16]) 。農村社會制度性保障體系的缺失使得土地成為農村家庭至關重要的一道生存和養老保障2。特別地, 對于年齡較大的農村勞動力, 由于和青壯男勞動力在體力、素質和意識上的差別導致其非農就業處于劣勢, 多數往往只能隨著年齡增長而選擇返回農村老家從事農業生產經營 ([24];[26]) 。有研究發現土地所具有的就業、養老等基本生活保障的效用超越了經濟效用, 是其直接經濟效用的4倍 ([16]) , 而土地這種難以替代的保障功能和土地細碎化導致的高昂交易成本被一些研究認為是導致農戶土地流轉和地塊整合困難的重要原因 ([18];[17]) 。
但是, 關于制度性養老保障缺失是否構成農戶轉出土地的實質性障礙其實尚缺乏扎實的研究支撐, 特別是對不同人群、不同家庭的影響是否一致還遠未達成共識。在當前農地制度下, 有學者僅從理論上得出雖然農業與非農產業的邊際效益懸殊使得農地流轉成為可能, 但由于農地所具有較強的保障功能難以被替代阻礙了農戶土地轉出 (黃延延, 2012) , 也有學者認為, 農民之所以不轉出土地, 并不是因為土地流轉的功能沒有被替代, 而是農民對土地的產權訴求沒有被滿足 ([10]) 。[15]研究發現, 隨著土地保障功能可替代程度的上升, 江蘇農戶土地流轉意愿有所增加。而由于既有研究對兩方面問題未能很好處理, 導致研究結論難以達成共識。一是多數研究以理性分析農地養老保障功能的影響為主, 少有采取規范的實證研究方法去專門識別農地養老保障對農戶土地流轉決策和行為的作用機制。對于少數實證研究, 由于農地兼具經濟和保障功能, 在實證上缺乏太好的策略對農地上述兩種功能給予分離而影響結論的說服力。二是既有研究大多缺少大樣本數據, 大多是針對一個省或一個縣的樣本進行的分析, 所得結論外推到其他地區的外部有效性不足, 不具備普遍性。
中國近年來在農村推行的新型農村社會養老保險 (簡稱“新農保”) 為采取計量經濟策略識別制度性養老保障對農戶土地轉出決策的影響提供了系統的經驗事實。中國農村養老保障制度建立時間較晚且發展滯緩。1986~1998年為農村養老保障發展的第一個階段。這一階段的農村社會養老保險被稱為老農保, 主要依靠農戶自己繳費。由于政府財政投入不足和農戶參保意愿不高, 老農保最終在1998年國家整頓保險業時退出了歷史舞臺。2004年至今為第二階段。老農保停止之后, 全國各地自行組織探索了不少農村養老保險模式, 2009年9月, 國務院出臺了《關于開展新型農村社會養老保險試點的指導意見》。相較于老農保, 新農保完善了籌資結構和養老金待遇。籌資由個人繳費、集體補助、政府補貼構成, 且對個人繳費添加了捆綁繳納的要求, 即制度實施時, 已年滿60周歲、未享受城鎮職工基本養老保險待遇的, 不用繳費, 可以按月領取基礎養老金, 但其符合參保條件的子女應當參保繳費;養老金由基礎養老金和個人賬戶養老金組成, 年滿60周歲、未享受城鎮職工基本養老保險待遇的農村有戶籍的老年人, 可以終身按月領取養老金。新農保實施后迅速發展, 期初在全國選擇了10%的縣 (市、區) 啟動試點, 此后試點工作在全國迅速鋪開, 2011年覆蓋面達到了60%以上, 到2012年8月底, 全國所有的2853個縣級行政區均啟動了新農保試點。從邏輯上講, 如果農地的養老保障功能確實構成了農戶土地轉出的實質性障礙, 那么新農保的推廣和農戶參與會有利于其替代農地的保障功能, 激勵農戶釋放和轉出農地。
國內外很多學者就新農保對農戶生產和生活的影響開展了研究, 包括新農保對農戶土地流轉行為的影響。首先, 一些研究表明, 養老保障會對農戶收支儲蓄和勞動力供給等經濟活動產生全方位的影響, 且由于養老保障對不同年齡的制度安排不同, 其對家中是否有滿足年齡的老人及其他成員產生的影響也存在差異。對有老年人家庭, 養老保障為家庭增加了一筆穩定收入, 可促進家庭消費, 影響儲蓄 ([22];[12]) , 增加家庭福利 ([31];[23]) , 對老年人健康狀況有顯著影響 ([34]) , 會促進老年人身體健康、心理健康和營養攝入 (Fan and [32];[31];Zhang and Liu, 2007) 。養老保障還可以為老年人選擇獨居生活提供保障 (McGarry and [35];[4]) , 降低老年人的非農勞動供給 ([36];Ardington et al., 2009) , 但對農業勞動供給存在不確定性 ([3];[5]) 。對有老人家庭中的非老年人, 由于養老保障穩定了老年人的生活, 不僅可以幫助子女照顧孩子, 還能幫助較為貧困的子女減輕經濟負擔, 促進子女外出打工 (譚清華等, 2016;[29];[2]) 。而對無老人的繳費家庭, 雖然當前沒有養老金收入, 但由于購買養老保險會提高養老保障預期, 也可能影響家庭收支儲蓄和勞動力配置等經濟活動。
其次, 新農保在影響勞動力配置的同時, 也可能對農戶土地流轉產生影響。一些文獻認為, 農村養老保險體系的建立能有效替代土地的保障功能, 促進農戶土地流轉。從農戶層面看, 農戶的農村社保認知程度越高, 越愿意進行土地流轉 ([25]) ;相較于非參保戶, 土地對于參保戶的保障功能較弱, 且隨著農戶參與社會保障水平的提高, 土地保障性功能將進一步降低, 農戶對土地的依賴性減弱, 會促進土地轉出 ([20];[9];[21]) 。從村層面看, 有研究發現, 隨著農村社會保障覆蓋率提高, 地區土地流轉率也隨之上升 ([1]) 。不過, 總體上, 現有研究針對新農保對土地養老功能的替代性及其對農戶土地流轉影響的研究還存在進一步深入的空間。既有文獻主要是就養老保障對農戶土地轉出的平均影響給出了判斷, 但關于其作用機制和對不同類型農戶的影響差異等方面都還缺乏系統深入的分析, 特別是關于以下幾個問題:一是, 養老保障對農戶土地流轉影響的作用機制是怎樣的?二是養老保障對有60歲以上領錢的老年人家庭和對60歲以下繳費家庭的影響是否存在差異?三是養老保障對面臨不同流動性約束家庭的影響是否存在差異?
本文主要借助農村新農保實施的經驗事實, 系統考察養老保障對于農戶土地轉出決策和行為的影響, 并討論制度性養老保障對土地養老保障功能的替代性。相對于同類研究, 本文在以下3個方面具有明顯新意和較高文獻價值。首先, 本文嘗試通過構建一個刻畫農戶參與新農保、勞動供給與土地轉出關系的邏輯分析框架, 同時從農戶家庭人口結構和流動性約束兩個視角出發, 系統分析制度性保障對土地養老功能的替代性及其對農戶土地轉出的作用機制和影響, 特別是對有、無老人家庭和流動性約束強弱不同家庭的差異;其次, 本文結合采用傾向匹配得分與倍差法 (PSM-DID) 進行計量分析來識別新農保對農戶土地轉出和勞動力時間配置的影響, 在技術上能夠相對更好地解決由自選擇產生的內生問題, 消除了隨時間不變的不可觀測因素的影響, 提高研究結論的準確性和可靠性;再次, 本文采用農業部全國農村固定觀察點2008年和2012年的大樣本兩期面板數據, 也有助于提高研究結論的代表性和外部有效性。
二、理論邏輯與研究假說
本部分通過構建一個農戶兩期決策邏輯分析框架就新農保對農戶土地流轉和勞動力時間配置決策的影響進行理論分析。對于中國傳統農戶, 長期以來養老保障主要依賴養兒防老、家庭儲蓄養老和土地養老這些非制度性的養老方式 ([19]) , 老年家庭常常陷于困境。新型農村社會養老保險為農戶增加了制度性的養老保險供給, 理論上對家庭和土地的養老保障功能具有一定的替代性, 不僅有助于改善農村老年人的福利, 可能對農戶家庭收入、消費和儲蓄行為, 以及勞動力和土地資源配置等行為產生影響。
為便于分析, 本文先做以下幾個假設:第一, 假設農戶自營的土地擁有完全的養老保障功能, 以轉讓和其他方式流轉出去的土地會完全失去或很大程度上失去養老保障功能。為簡化分析, 假設完全失去養老保障功能3。第二, 假設農戶決策目標是家庭福利最大化, 農戶在t0和t1兩期內進行生產和消費等決策, 農戶的家庭福利不僅包括消費帶來的效用, 還包括土地提供的養老保障效用與閑暇帶來的效用。第三, 假設農戶的貨幣收入來自于農業生產、非農就業和租出土地, 貨幣收入可部分用于消費, 部分用于儲蓄。第四, 假設在沒有參與新農保的情況下, 農戶家庭養老除了土地保障外, 還需要在t0期儲蓄S0以供t1期養老;在參與新農保的情況下, t1期年齡在60歲以上可享受養老金pen, 前提是需要在t0期繳納費用R0, 而不再需要儲蓄以供t1期養老。
假設農戶t0期的勞動稟賦為L0, 配置于閑暇、農業和非農業的勞動分別為L00、L01和L02 (為簡化分析, 不考慮雇用勞動力和對外提供雇工服務) , 非農就業工資為w;耕地資源稟賦為M0, 自耕和轉出數量分別為M01和M02 (由于本文分析土地轉出行為, 不考慮土地轉入) , 土地轉出價格為r。期初t0時, 在一定的外部環境和市場條件下, 農戶通過優化資源配置獲取收入Y0, 其中用于消費C0, 用于儲蓄S0。到期末t1時, 農戶年老勞動能力下降, 農戶不得不減少勞動投入, 農業勞動投入減少為L11, 增加土地轉出行為, 自耕和轉出數量分別變為M11和M12, 非農勞動投入減為L12 (可能減為0) , 閑暇增加為L10;假設期末t1農戶獲取收入Y1, 不再儲蓄, 全部用于當期消費C1。
情景I:農戶只依靠家庭儲蓄[5]和土地養老。
假設農戶沒有參與新農保, 只依賴土地養老和家庭儲蓄養老, 則農戶兩期的家庭福利之和可表示為:
因此, t0期的家庭效用來自于當期收入Y0扣除儲蓄S0后的消費C0, 自耕土地M01的養老保障效用, 勞動的閑暇L00。t1期的家庭效用則來自當期消費C1, 土地M11養老保障, 勞動的閑暇L10, 以及t0期的儲蓄S0。也就是說, t1期的養老主要靠保有土地M11和t0期的自我儲蓄S0。
情景II:農戶參加新農保, t0期沒有60歲以上老人, t1期有60歲以上老人。
假設現在政府提供新農保, 農戶參與了新農保。農戶t0期沒有60歲以上老人, t1期有60歲以上老人可領取養老金pen。農戶t0期不再需要儲蓄以養老, 但需繳納保費R0以使得t1期能領取養老金pen。農戶兩期的家庭福利之和可表示為:
在這種情景下, 如果農戶的家庭資源稟賦與情景I下的完全相同, 由于公共財政會配套新農保, 農戶領取的養老金會高于繳納的保費, 因此, 情景II下農戶t1期要達到與情景I同樣的養老保障水平, t0期需要繳納的保費R0會小于情景I下t0期的儲蓄S0。因此, 與情況I相比, 情況II下農戶t0期的消費可相對增加, 收入和就業壓力會相對下降, 土地養老保障功能被部分替代。
但是, 這種變化的程度與農戶家庭的流動性約束會有密切關系, 對于流動性約束不同的家庭, 參與新農保對其土地轉出和勞動就業配置的影響會存在差異: (1) 對于流動性約束很強的家庭, t0期儲蓄極少, 在極端的情況, 如果沒有參與新農保, 家庭沒有儲蓄養老, 只有土地養老保障。由于新農保有政府公共財政補貼, 投資回報率較高, 農戶有激勵通過融資或增加勞動時間和收入以參加新農保, 因此, t0期勞動時間會增加, 閑暇時間可能會減少。同時, 由于土地養老保障功能被制度性養老保障部分替代, 勞動投入非農業比投入農業的邊際效用相對上升, 農戶會在可能的情況下優先增加非農就業時間, 農業勞動時間與土地轉出可能會減少。 (2) 對于流動性約束很弱的家庭, 由于參加新農保后, t1期保持同樣的養老保障水平t0期儲蓄壓力降低, 農戶會減少邊際效用較低且相對下降的農業勞動時間, 提高土地轉出概率或增加土地轉出, 增加閑暇, 甚至可能減少非農勞動時間。據此, 本文提出以下待后續實證檢驗的研究假說。
假說1:對于無老年人家庭, 制度性保障會發揮替代土地養老的功能, 參與新農保會增加農戶土地轉出概率。
假說1.1:對無老年人且流動性約束較強的家庭, 參與新農保會減少農戶家庭閑暇, 增加農戶家庭勞動時間, 主要是非農業勞動時間。
假說1.2:對無老年人且流動性約束較弱的家庭, 參加新農保會促進農戶轉出土地, 減少農業勞動時間。
情景III:農戶參加新農保, 家庭t0期已經有60歲以上老人。
假設農戶參與新農保, 農戶家庭t0期有60歲以上和60歲以下兩類人群, 其中, 60歲以上老人可領取基礎養老金pen, 60歲以下家庭成員t0期不再需要儲蓄以養老, 但需繳納保費R0, t1期則領取養老金pen。農戶兩期的家庭福利之和可表示為:
在這種情景下, 如果農戶的家庭資源稟賦與情景I下相同, 與情景II類似, 對于在t0期小于60歲以下的農戶家庭成員, t1期達到與情景I同樣的養老保障水平, t0期需要繳納的保費R0會小于情景I下t0期的儲蓄S0。同時, 對于在t0期就已經滿60歲的農戶, 根據新農保的政策安排, 在符合參保條件的子女參保繳費的情況下, 不用繳費R0, 可以按月領取基礎養老金pen增加家庭收入Y0。因此, 情況III與情況I相比, 農戶t0期的消費可相對增加, 收入和就業壓力相對會下降, 土地養老保障功能被部分替代。
同樣, 這種變化的程度與農戶家庭的流動性約束會有密切關系, 對于家庭流動性約束強弱不同的家庭, 參與新農保對家庭土地轉出和勞動就業配置的影響會存在差異: (1) 對于流動性約束很強的家庭, t0期新農保能滿足60歲以上老年人的自身生活開銷, 降低土地的保障作用, 減少老年人農業勞動供給。同時還可以緩解年輕人代際支付以及照看小孩的壓力, 從而減少子女對家庭照顧的顧慮, 增加子女的非農勞動時間。 (2) 對于流動性約束很弱的家庭, 土地原本提供的保障功能較弱, 農業勞動供給也相對較少, 且養老金pen占家庭收入比重低, 這就進一步弱化新農保替代土地保障的功能, 農戶因參與新農保而轉出土地動機不強。同時, 參與新農保可以增加農戶t0期的消費, 減小就業壓力。據此, 本文提出以下待后續實證檢驗的研究假說。
假說2:對于有老年人家庭, 參與新農保會增加農戶土地轉出概率。
假說2.1:對有老年人且流動性約束較強的家庭, 新農保會降低老年人農業勞動供給, 促進子女增加非農勞動時間, 增加家庭土地轉出。
假說2.2:對有老年人且流動性約束較弱的家庭, 新農保替代土地保障功能被弱化, 其促進家庭土地轉出的作用會被弱化。
三、研究方法與數據
(一) 傾向得分匹配基礎上的倍差法 (PSM-DID)
新農保從2009年在全國推開以來, 不同地區的農戶事先并不知道哪個村會推廣新農保。但根據新農保的制度安排, 在新農保推行的地方, 農戶可以自由選擇參與和退出新農保。我們定義農戶參與新農保的屬于參保組, 沒有參與新農保的為非參保組。由于本文考察新農保對農戶土地轉出行為的影響, 而農戶參加新農保是自由決定的, 因此, 顯然不能假設農戶屬于參保組還是非參保組這樣的分組是隨機的, 也就是存在“自選擇”問題。本文在評估新農保對農戶土地流轉決策的影響時采用傾向得分匹配基礎上的倍差法 (PSM-DID) 以盡量處理好這種自選擇問題可能導致的參數估計偏誤問題。PSM-DID兼具倍差法 (DID) 和傾向得分匹配法 (PSM) 兩類方法的優勢。
倍差法 (Difference-in-Differences) 不要求假設參保組和非參保組農戶在參保前同質, 它是在假設參保組和非參保組參加新農保前后變化趨勢相同的情況下, 通過兩次差分來計算新農保對參保組的平均處理效應ATT (Blundell R.and Dias M.C., 2002) :
式 (4) 和 (5) 中, Di=1表示個體i屬于參保組;Di=0表示個體i屬于非參保組。t代表政策實施年份的啞變量, 如果t=1, 表示2012年。β1表示新農保對農戶土地流轉決策的處理效應。Xit表示一系列控制變量, 對于有60歲以上老年人家庭, 控制變量主要包括:戶主特征、老年人特征、非老年人特征 (5) 、家庭特征、村特征及省級虛擬變量;對于無60歲以下老年人家庭, 控制變量與前者相比不包括老年人特征。
雖然, 模型 (5) 可用倍差法估計新農保對農戶土地流轉決策的影響效應, 但是采用倍差法的假設是參保戶和非參保戶遵循“共同趨勢”假設, 否則參數估計結果會有偏差 ([33]) 。雖然這個假設比對照試驗分析要求的參保組和非參保組在基本特征上不存在系統性差異的要求要低, 但如果兩組基本特征有系統性差異, 共同趨勢假設也將很難成立。傾向得分匹配法 (PSM) 的思想是在總體上存在異質性的控制組和處理組中人為尋找出基本特征比較同質的樣本再進行對比分析以識別處理效應, 但配對樣本的同質性其實與得分估計模型的構建和得分估計值密切相關, 模型構建不合適可能導致后續匹配和效應估計出現較大偏差。傾向得分匹配基礎上的倍差法綜合了DID和PSM兩種方法的優勢, 先用PSM法人為構建同質性較強的控制組和處理組, 有效控制參保組與非參保組在可觀測變量上系統性差異, 從而盡量滿足可忽略性假定[6], 然后再基于兩期數據和共同趨勢假設, 用DID法估計獲得處理效應ATT。
PSM-DID在估計時有兩種方法, 第一種方法 (下文簡稱“PSM-DID-a”) 是不考慮時間所造成的不同影響, 假設參保組與非參保組在時間上具有共同趨勢, 估計平均處理效應公式為 (Rosenbaum and Rubin，1985； Heckman et al.，1998）：
PSM-DID-a和PSM-DID-b除了在考慮時間是否造成影響上存在差異外, 還在樣本的選擇上存在差異。對于平衡面板數據, 如果所研究政策實施時間尚短, 那么可以認為時間所引起的差異較小, 采用兩種方法估計的結果相近;反之, 結果會存在差異。對于非平衡面板數據, PSM-DID-a估計時會賦予所有基期樣本權重, 賦予實驗期與基期有相同編號樣本同樣的權重, 而實驗期與基期不同編號的樣本將被排除在共同支持域外, 因此, 如果非平衡面板中基期和實驗期存在大量不同編號的樣本, 用PSM-DID-a估計時會失去大量實驗期樣本, 導致估計結果出現偏差, 此時PSM-DID-b估計結果更為可靠。
總體上, 傾向得分匹配基礎上的倍差法 (PSM-DID-b) 不僅繼承了DID消除不隨時間變化不可觀測變量的優勢, 還繼承了匹配得分法去除自選擇內生問題的優勢, 更可以消除時間所帶來的影響, 本文擬采用PSM-DID-b就農戶參與新農保對土地轉出的影響進行計量分析。
(二) 數據與變量
本文數據來源于農業部全國農村固定觀察點的長期跟蹤調查數據, 該數據庫每年在全國范圍內調查300多個行政村, 2萬多農戶。1993年固定觀察點更換和試用了新調查表;1994年沒有調查;1995年后利用修訂后的調查表進行了長期觀察。由于新農保在2009年9月展開, 因此, 本文將利用2008年和2012年兩年數據對農地轉出及勞動力供給情況進行分析, 以2008年作為基期, 2012年作為實驗期。
根據農戶有無參與新農保, 將農戶分為參保組和非參保組兩組。另外, 按照當期家庭中有無60歲以上老人將農戶分為有老人和無老人兩類樣本。結合是否參保, 將有老人家庭分為參保組 (老年人領取養老金、子女繳納保費) 和非參保組 (老年人未領取養老金、子女未繳納保費) 兩組, 樣本量分別為4395戶和4745戶;將無老年人家庭分為參保組 (繳納保費) 和非參保組 (未繳納保費) 兩組, 樣本量分別為7340戶和9175戶。
根據前面的理論分析, 新農保對農戶土地轉出的影響程度與農戶家庭的流動性約束可能會有密切關系, 為此, 本文根據農戶面對的流動性約束差異將農戶樣本進行了分類。把農戶先依收入同時再依儲蓄從高到低進行排序, 然后把樣本等分成3組, 定義3組的流動性約束條件依次為強、中、弱。
家庭土地轉出與勞動力供給存在一定程度上的相關性, 可以將新農保對農戶家庭勞動力供給的影響作為新農保對家庭土地轉出影響的佐證。為此, 本文設定的被解釋變量包括農戶土地轉出和農戶勞動力供給兩個。農戶土地轉出主要用農戶是否轉出土地和累計轉出土地的面積來測度;農戶勞動力供給主要用農戶非農勞動供給 (外出務工和本地非農) 和自家務農時間來測度。對于有老年人家庭, 主要解釋變量為是否參保 (老年人領取養老金、子女繳納保費=1, 老年人未領取養老金、子女未繳納保費=0) ;對于無老年人家庭, 主要解釋變量為是否參保 (繳納養老金=1, 未繳納養老金=0) 。這兩個變量均為啞變量。
本文采用數據為2008年和2012年跨度為5年的非平衡面板4數據, 為保證結果的準確性, 本文采用PSM-DID-b估計新農保的處理效應。傾向得分模型選擇logit模型形式。通過選擇參保組和非參保組落在共同支持區域 (S) 內的樣本, 為參保組內每個農戶在非參保組內選取1個或多個與其接近的非參保農戶進行匹配。匹配采用核匹配方法, 選擇默認值0.06作為區間間隔。此外, 為保證結果的可靠性和穩定性, 本文還進行了匹配質量平衡性檢驗和敏感性分析 (詳見第六部分) 。
本文在估計傾向得分模型時盡可能控制了同時影響參保、土地轉出和勞動力供給的變量, 主要包括: (1) 戶主個人特征:性別 (1=男性;0=女性) 、年齡、受教育程度和健康程度 (1=優, 2=良, 3=中, 4=差, 5=喪失勞動能力) ; (2) 主要勞動力特征 (分為25~59歲非老年人和60~80歲老年人兩組特征) :男性比例、平均年齡、平均受教育程度和平均健康程度; (3) 家庭特征:家庭人均純收入[8]、家庭儲蓄、承包地面積、是否收取租金、是否雇工、傳統養老[9] (1=是;0=否) 、整半勞動力[10]。其中:“是否收取租金”和“傳統養老”是為控制收取租金和傳統養老保障對土地轉出的影響; (4) 村特征:村內企業數、村莊是否是山村、是否在城郊和是否是礦郊; (5) 省級虛擬變量。
四、描述統計
(一) 總體概況描述
表1描述了2008~2012年樣本農戶參與新農保、家庭土地轉出和勞動供給的情況。農戶參保率與養老金領取率都呈逐年上升趨勢, 分別從2009年的3.04%和1.20%上升到了2012年的61.91%和22.32%。農戶土地轉出比例逐年上升, 但2009~2012年上升較為平緩, 年均上升0.88%。家庭土地累計轉出面積從2008年的0.58畝/戶上升至2012年的1.23畝/戶。非老年人非農勞動供給呈先上升后下降的趨勢, 主要由外出務工變化引起, 本地非農勞動供給變化相對平穩, 而農業勞動供給逐年減少。老年人非農勞動供給上升幅度較小, 主要受外出務工的影響, 而農業勞動供給則大幅下降。從表1可見, 農村新農保發展與農戶土地轉出具有相同趨勢, 與農業勞動供給則呈反向關系。
(二) 無老年人家庭描述分析
1. 關鍵變量統計描述
表2對2008年和2012年無老年人家庭非參保組與參保組關鍵變量的情況分別進行了統計, 可看出兩組之間的差距, 以及此差距在新農保實施前后的變化。參保組在參保前土地流轉率比非參保低2%, 參保后參保組高出非參保組2%。而新農保實施前后, 參保組相對非參保組在土地累計轉出面積上由-0.16畝/戶擴大至0.24畝/戶。非老年人勞動力供給參保前兩組無顯著差異, 參保后參保組非農勞動供給顯著高于非參保組, 從人均年-1.92天擴大至8.52天, 其中外出務工顯著增加。兩組農業勞動供給的差距由參保前人均年8.74天變為參保后-3.84天, 差距擴大12.58天。可見, 新農保對無老年人家庭土地轉出呈現出促進作用。
注: (1) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統計檢驗顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
2. 控制變量系統性檢驗
表3顯示, 在新農保實施前后, 無老年人家庭參保組和非參保組在戶主特征、非老年人特征、老年人特征、家庭特征和村特征上都存在系統性差異, 表明此類家庭在參與新農保上存在自選擇, 直接用倍差法很可能存在偏差, 適宜用PSM-DID-b方法估計處理效應。
注: (1) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統計檢驗顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
(三) 有老年人家庭描述
1. 關鍵變量統計描述
表4對有老年人家庭非參保組與參保組關鍵變量的2008年和2012年的情況進行了統計比較。參保組在參保前土地流轉比率比非參保組低3%, 參保后這一差距縮減至零。參保組與非參保組在土地累計轉出面積上的差距, 由參保前的-0.17畝/戶擴大至-0.34畝/戶。非老年人勞動供給新農保實施前后參保組都顯著高于非參保組, 并且從人均年7.95天擴大至25天, 其中外出務工大幅提升。兩組農業勞動差距由參保前人均年9.35天變為參保后-15.62天, 差距擴大了24.97天。老年人非農勞動供給差異不明顯, 但農業勞動供給卻存在顯著差異, 在參保前, 兩組的差距為人均年9.46天, 參保后差距變為-7.22天, 差距擴大了16.68天。可見, 新農保對有老年人家庭土地轉出率也呈現出促進作用, 但對土地轉出面積似乎影響較小。
注: (1) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統計檢驗顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
2. 控制變量系統性檢驗
從表5中可以看出, 新農保實施前后, 有老年人家庭參保組和非參保組也都存系統性差異, 直接用倍差法很可能存在偏差, 適宜用PSM-DID-b方法。
注: (1) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統計檢驗顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
五、計量經濟分析結果
(一) 新農保對無老年人家庭土地轉出的影響
總體來看, 無老年人家庭參與新農保顯著促進了農戶轉出土地 (表6第1列) 。具體而言, 無老年人家庭參與新農保, 會導致家庭土地轉出率提升5.7%, 轉出面積增加0.49畝/戶, 參數統計檢驗都達到了1%的顯著性水平;會導致家庭勞動力人均年非農勞動時間增加7.58天, 農業勞動時間下降10.08天, 參數統計檢驗分別達到了5%和1%的顯著性水平。可見, 新農保促進了無老年人家庭土地轉出, 土地養老保障功能被部分替代, 假說1得到了檢驗。
表6第2~3列報告了不同流動性約束下無老年人家庭參加新農保對其土地轉出影響的估計結果。對于強約束家庭, 新農保對農戶土地轉出沒有明顯的促進作用, 而且會顯著增加家庭勞動力的總勞動時間供給, 人均年增加30.71天, 統計檢驗達到了1%的顯著水平, 其中, 人均年非農勞動時間供給會顯著增加22.65天, 統計檢驗達到了1%的顯著水平, 自家務農勞動時間也會有所增加, 人均年增加8.06天。對于流動性約束較強的農戶, 土地具有較強的保障作用, 并不像一般商品那樣具有“交換特征”, 因此要促使農戶轉出土地, 新農保必須提供足夠的保障才能促使農戶轉出土地。新農保不僅不能為無老人家庭當期提供養老金收入, 還加劇了農戶經濟負擔, 雖然新農保可以在未來為農戶提供保障, 但是當前儲蓄壓力迫使農戶選擇增加勞動以獲取更多經濟收入, 阻礙了土地轉出。假說1.1得到驗證。
注: (1) 括號內是由Bootstrap產生的穩健性標準誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
對于流動性約束比較弱的農戶家庭, 參加新農保會顯著促進其土地轉出。在弱約束下, 新農保通過顯著降低了農戶農業勞動供給, 人均年減少22.39天, 促進土地轉出。反映出與非參保戶相比, 在保障未來可以獲得相同養老保障的情況下, 政府的配套養老保障減少了農戶當期儲蓄, 幫助農戶減少相對回報較低的農業勞動以享受閑暇, 降低了土地的保障作用, 釋放家庭土地。假說1.2得到驗證。
(二) 新農保對有老年人家庭土地轉出的影響
與無老年人家庭不同的是, 有老人家庭中除了非老年人, 還有60歲以上的老年人, 新農保為老年人提供養老金收入, 因此根據假說需要, 根據兩類家庭的勞動情況分析新農保對土地轉出的影響。總體來看, 有老年人家庭參與新農保顯著促進了農戶轉出土地 (表7第1列) 。具體而言, 有老人家庭參與新農保, 會導致土地轉出率顯著提升5.3%, 轉出面積顯著增加0.41畝/戶, 參數統計檢驗都達到了1%的顯著性水平;會導致家中非老年人人均年非農勞動供給上升12.19天, 農業勞動供給下降13.79天, 參數統計檢驗分別達到了5%和1%的顯著性水平。老年人人均年總勞動減少17.18天, 其中本地非農減少5.13天, 農業勞動減少12.93天。反映出新農保對有老年人家庭土地轉出有促進作用, 假說2得到檢驗。
表7 新農保對有老年人家庭的影響估計
注: (1) 括號內是由Bootstrap產生的穩健性標準誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
表7第2~3列報告了不同流動性約束下有老年人家庭參加新農保對其土地轉出影響的估計結果。對于強約束家庭, 新農保顯著促進了家庭土地轉出, 而且顯著降低老年人人均年農業勞動供給22.23天, 參數統計檢驗都達到了1%的顯著性水平, 促使非老年人從農業勞動向非農勞動轉移。可見, 新農保提供的養老金不僅削弱了土地保障作用, 降低老年人農業勞動供給, 還緩解年輕人代際支付壓力, 減輕子女對家庭照顧的顧慮, 促使子女增加非農就業時間, 釋放土地, 假說2.1得到驗證。
對于流動性約束比較弱的農戶家庭, 新農保減少了家庭非農勞動供給, 但對土地轉出無明顯的作用。因為在弱約束下, 土地保障功能相對較弱, 農業勞動供給也相對較少, 但是新農保提供的養老金增加了當期收入, 減少了就業壓力, 使得家庭非農勞動供給顯著降低。但由于養老金收入占家庭收入比重較小, 也弱化其替代土地保障的功能, 難以對農戶的農業勞動供給和土地轉出產生影響, 假說2.2得到驗證。
六、穩定性檢驗
(一) 匹配平衡檢驗
表3、表5顯示, 在沒有匹配的情況下, 參保組與非參保組存在系統性偏差, 而在匹配過后消除各個變量之間系統性偏差, 使得結果更為可靠。圖1表示了兩類家庭基期和實驗期匹配前后偏差絕對值的分布特征, 可以看到各變量的標準化偏差在匹配后縮小了, 同時本文還對匹配結果做了平衡性檢驗, 發現大部分變量偏差小于10%, 大部分變量的t檢驗結果也顯示參保組和非參保組已無系統性差異。此外, 本文也根據不同的流動性約束, 對不同家庭做了平衡性檢驗, 結果顯示不同家庭參保組和非參保組均無系統性差異。
(二) 敏感性分析
在計算PSM-DID-b的結果時, 核匹配 (Kernel) 匹配的結果可能受到區間間隔 (Bandwidth) 的影響, 而選擇不同的間隔可能造成估計結果的不同。為此, 本文選取區間 (0.02、0.04、0.08、0.1) 進行敏感性實驗, 結果發現估計結果比較穩健 (見表8、表9) 。此外, 本文也根據不同的流動性約束, 對不同家庭進行了敏感性實驗, 結果也較為穩健..5。
最后, 需要說明的是本文運用PSM-DID-b很好地控制了可觀測變量因為時間變化而導致的異質性, 雖然在模型中已經盡可能多的控制同時影響參保的關鍵變量和其他特征變量, 但是此方法仍無法控制由隨時間改變而不可觀測變量所導致的偏差。
注: (1) 括號內是由Boostrap產生的穩健性標準誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
注: (1) 括號內是由Boostrap產生的穩健性標準誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
七、結論和啟示
長期以來, 土地為中國農村居民提供了養老保障功能, 土地的這一功能在一定程度上會制約農戶轉出土地和土地配置效率的提高 ([14]) 。本文考察了中國新農保這種制度性保障對傳統土地養老保障的替代性, 并通過理論與實證分析揭示了加入新農保對人口結構 (家庭當期是否有60歲以上老年人) 和面臨流動性約束不同家庭土地轉出決策的影響與機制。研究發現, 新農保這種制度性保障對傳統的土地養老保障有明顯的替代性, 無論家庭有無老年人, 加入新農保都能促進家庭土地轉出, 不過作用機理因家庭人口結構而異, 作用強度也因家庭面臨流動性約束情況的不同而呈現一定的異質性。
對當期無老年人家庭而言, 相比傳統的自我儲蓄和土地養老方式, 加入新農保能以較少保費獲得未來同等的養老保障水平。制度性養老保障帶來的家庭預期養老保障水平提升, 不僅可降低當期儲蓄養老和就業壓力, 也能替代土地養老保障并降低土地經營的邊際效用。因此, 當家庭面臨流動性約束較弱時, 加入新農保會使其減少農業勞動供給與時間, 增加土地轉出和閑暇;相反, 當家庭面臨嚴重流動性約束時, 新農保的遠期養老保障預期收益和短期支出增加壓力, 會激勵農戶通過增加勞動和收入以加入新農保, 家庭資源配置表現為壓縮當期閑暇、增加非農業勞動時間和強度, 而農業勞動時間減少和土地轉出增加效應并不明顯。
對當期有老年人家庭而言, 60歲以上的老年人可按月領取養老金, 可增加老年人生活保障并替代土地養老保障功能, 降低家庭就業壓力, 特別是老年人農業勞動供給壓力。因此, 當家庭面臨嚴重的流動性約束時, 新農保養老金對緩解老年人生活開銷壓力的作用顯著, 能顯著替代土地保障作用, 減少老年人農業勞動供給, 促進土地轉出增加, 同時還有利于緩解年輕子女的代際轉移 (金錢和時間) 支付壓力, 增加其非農勞動時間;相反, 對流動性約束較弱的家庭, 土地保障功能相對較弱, 農業勞動供給也相對較少, 而新農保養老金對老年人生活保障和家庭福利的增進作用較弱, 其促進家庭土地轉出的作用也較弱。
本文的研究結論具有以下幾方面的政策啟示:一是努力完善我國的新型農村社會養老保險制度, 提高集體統籌和國家政策支持水平, 提升農村老年人養老金領取水平和福利水平, 強化制度性養老保障制度對土地養老保障功能的替代作用, 促進農村土地流轉與農地資源的優化配置。二是加強新型農村社會養老保險的宣傳力度, 多渠道、多方式加強養老保險政策法規的宣傳教育, 培育農村居民的養老保險意識, 讓更多農戶了解制度性養老保障的特點和優勢, 理解我國農村社會養老保險的內涵和規定, 提高農戶對新農保的參與率;三是關注面臨流動性約束嚴重的弱勢群體和人群的繳費承受能力, 積極通過繳費基數優惠、政府救助等方式減輕這部分人群的繳費負擔, 促進弱勢群體加入新農保, 享受制度性養老保障成果。
中國鄉村發現網轉自：《管理世界》2018年第5期
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