【完整版】徐志刚 等 | 新农保与农地转出:制度性养老能替代土地养老吗?——基于家庭人口结构和流动性约束的视角【转】

*本文出自《管理世界》2018年第5期，管理世界杂志公众号曾刊出无公式、无图表的简版，为了更好地学习这个示范性实证论文，特推出完整版，如有不妥，请联系删除。

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摘    要：本文系统研究了新型农村社会养老保险 (简称“新农保”) 对家中有老年人 (60岁以上) 和无老年人两类家庭土地转出决策的影响与机制, 并识别了在家庭面临不同流动性约束条件下的差异。在理论分析作用机制的基础上, 利用农业部全国农村固定观察点的两期数据, 用PSM-DID方法进行了实证分析。研究表明, 对于无老年人家庭, 加入新农保能提升预期养老保障水平, 制度性养老保障会替代土地养老保障功能并降低土地经营边际效用, 促进土地转出, 这种作用在家庭流动性约束较弱情况下尤其显著;而在流动性约束严重情况下, 加入新农保的长远利益和短期家庭支出增加, 会促使家庭短期减少闲暇、增加劳动强度和时间, 无益于土地转出。对于有老年人家庭, 新农保会增加老年人生活保障和家庭福利, 降低老年人农业劳动供给, 促进土地转出, 特别是在流动性约束较强情况下;而在流动性约束较弱情况下, 新农保对老年人生活保障和家庭福利的提升作用较弱, 促进土地转出作用也较弱。

一、引言

在中国农村长期缺失制度性养老保障的情况下, 农村土地因其带有社会保障功能被许多学者认为是抑制农户转出农地的重要因素 (黄延延, 2012;[17]) 。自1992年起, 虽然农村土地流转经历了3次高潮1, 但小规模农户仍占主导地位, 大量农户参与土地流转市场交易并不积极。2014年, 我国农村流转土地面积仅占全国耕地面积的30.4%;2015年, 土地经营规模10亩以下的农户比例仍高达76.87% ([7]) , 绝大多数小农即便家庭生计已基本不依赖农地经营收入, 但仍然不愿意转出土地。一种解释是因为农村土地不仅是农户的生产资料, 还是农户稳定就业的保障, 同时还承载着经济功能和保障功能 ([16]) 。农村社会制度性保障体系的缺失使得土地成为农村家庭至关重要的一道生存和养老保障2。特别地, 对于年龄较大的农村劳动力, 由于和青壮男劳动力在体力、素质和意识上的差别导致其非农就业处于劣势, 多数往往只能随着年龄增长而选择返回农村老家从事农业生产经营 ([24];[26]) 。有研究发现土地所具有的就业、养老等基本生活保障的效用超越了经济效用, 是其直接经济效用的4倍 ([16]) , 而土地这种难以替代的保障功能和土地细碎化导致的高昂交易成本被一些研究认为是导致农户土地流转和地块整合困难的重要原因 ([18];[17]) 。

但是, 关于制度性养老保障缺失是否构成农户转出土地的实质性障碍其实尚缺乏扎实的研究支撑, 特别是对不同人群、不同家庭的影响是否一致还远未达成共识。在当前农地制度下, 有学者仅从理论上得出虽然农业与非农产业的边际效益悬殊使得农地流转成为可能, 但由于农地所具有较强的保障功能难以被替代阻碍了农户土地转出 (黄延延, 2012) , 也有学者认为, 农民之所以不转出土地, 并不是因为土地流转的功能没有被替代, 而是农民对土地的产权诉求没有被满足 ([10]) 。[15]研究发现, 随着土地保障功能可替代程度的上升, 江苏农户土地流转意愿有所增加。而由于既有研究对两方面问题未能很好处理, 导致研究结论难以达成共识。一是多数研究以理性分析农地养老保障功能的影响为主, 少有采取规范的实证研究方法去专门识别农地养老保障对农户土地流转决策和行为的作用机制。对于少数实证研究, 由于农地兼具经济和保障功能, 在实证上缺乏太好的策略对农地上述两种功能给予分离而影响结论的说服力。二是既有研究大多缺少大样本数据, 大多是针对一个省或一个县的样本进行的分析, 所得结论外推到其他地区的外部有效性不足, 不具备普遍性。

中国近年来在农村推行的新型农村社会养老保险 (简称“新农保”) 为采取计量经济策略识别制度性养老保障对农户土地转出决策的影响提供了系统的经验事实。中国农村养老保障制度建立时间较晚且发展滞缓。1986~1998年为农村养老保障发展的第一个阶段。这一阶段的农村社会养老保险被称为老农保, 主要依靠农户自己缴费。由于政府财政投入不足和农户参保意愿不高, 老农保最终在1998年国家整顿保险业时退出了历史舞台。2004年至今为第二阶段。老农保停止之后, 全国各地自行组织探索了不少农村养老保险模式, 2009年9月, 国务院出台了《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》。相较于老农保, 新农保完善了筹资结构和养老金待遇。筹资由个人缴费、集体补助、政府补贴构成, 且对个人缴费添加了捆绑缴纳的要求, 即制度实施时, 已年满60周岁、未享受城镇职工基本养老保险待遇的, 不用缴费, 可以按月领取基础养老金, 但其符合参保条件的子女应当参保缴费;养老金由基础养老金和个人账户养老金组成, 年满60周岁、未享受城镇职工基本养老保险待遇的农村有户籍的老年人, 可以终身按月领取养老金。新农保实施后迅速发展, 期初在全国选择了10%的县 (市、区) 启动试点, 此后试点工作在全国迅速铺开, 2011年覆盖面达到了60%以上, 到2012年8月底, 全国所有的2853个县级行政区均启动了新农保试点。从逻辑上讲, 如果农地的养老保障功能确实构成了农户土地转出的实质性障碍, 那么新农保的推广和农户参与会有利于其替代农地的保障功能, 激励农户释放和转出农地。

国内外很多学者就新农保对农户生产和生活的影响开展了研究, 包括新农保对农户土地流转行为的影响。首先, 一些研究表明, 养老保障会对农户收支储蓄和劳动力供给等经济活动产生全方位的影响, 且由于养老保障对不同年龄的制度安排不同, 其对家中是否有满足年龄的老人及其他成员产生的影响也存在差异。对有老年人家庭, 养老保障为家庭增加了一笔稳定收入, 可促进家庭消费, 影响储蓄 ([22];[12]) , 增加家庭福利 ([31];[23]) , 对老年人健康状况有显著影响 ([34]) , 会促进老年人身体健康、心理健康和营养摄入 (Fan and [32];[31];Zhang and Liu, 2007) 。养老保障还可以为老年人选择独居生活提供保障 (McGarry and [35];[4]) , 降低老年人的非农劳动供给 ([36];Ardington et al., 2009) , 但对农业劳动供给存在不确定性 ([3];[5]) 。对有老人家庭中的非老年人, 由于养老保障稳定了老年人的生活, 不仅可以帮助子女照顾孩子, 还能帮助较为贫困的子女减轻经济负担, 促进子女外出打工 (谭清华等, 2016;[29];[2]) 。而对无老人的缴费家庭, 虽然当前没有养老金收入, 但由于购买养老保险会提高养老保障预期, 也可能影响家庭收支储蓄和劳动力配置等经济活动。

其次, 新农保在影响劳动力配置的同时, 也可能对农户土地流转产生影响。一些文献认为, 农村养老保险体系的建立能有效替代土地的保障功能, 促进农户土地流转。从农户层面看, 农户的农村社保认知程度越高, 越愿意进行土地流转 ([25]) ;相较于非参保户, 土地对于参保户的保障功能较弱, 且随着农户参与社会保障水平的提高, 土地保障性功能将进一步降低, 农户对土地的依赖性减弱, 会促进土地转出 ([20];[9];[21]) 。从村层面看, 有研究发现, 随着农村社会保障覆盖率提高, 地区土地流转率也随之上升 ([1]) 。不过, 总体上, 现有研究针对新农保对土地养老功能的替代性及其对农户土地流转影响的研究还存在进一步深入的空间。既有文献主要是就养老保障对农户土地转出的平均影响给出了判断, 但关于其作用机制和对不同类型农户的影响差异等方面都还缺乏系统深入的分析, 特别是关于以下几个问题:一是, 养老保障对农户土地流转影响的作用机制是怎样的?二是养老保障对有60岁以上领钱的老年人家庭和对60岁以下缴费家庭的影响是否存在差异?三是养老保障对面临不同流动性约束家庭的影响是否存在差异?

本文主要借助农村新农保实施的经验事实, 系统考察养老保障对于农户土地转出决策和行为的影响, 并讨论制度性养老保障对土地养老保障功能的替代性。相对于同类研究, 本文在以下3个方面具有明显新意和较高文献价值。首先, 本文尝试通过构建一个刻画农户参与新农保、劳动供给与土地转出关系的逻辑分析框架, 同时从农户家庭人口结构和流动性约束两个视角出发, 系统分析制度性保障对土地养老功能的替代性及其对农户土地转出的作用机制和影响, 特别是对有、无老人家庭和流动性约束强弱不同家庭的差异;其次, 本文结合采用倾向匹配得分与倍差法 (PSM-DID) 进行计量分析来识别新农保对农户土地转出和劳动力时间配置的影响, 在技术上能够相对更好地解决由自选择产生的内生问题, 消除了随时间不变的不可观测因素的影响, 提高研究结论的准确性和可靠性;再次, 本文采用农业部全国农村固定观察点2008年和2012年的大样本两期面板数据, 也有助于提高研究结论的代表性和外部有效性。

二、理论逻辑与研究假说

本部分通过构建一个农户两期决策逻辑分析框架就新农保对农户土地流转和劳动力时间配置决策的影响进行理论分析。对于中国传统农户, 长期以来养老保障主要依赖养儿防老、家庭储蓄养老和土地养老这些非制度性的养老方式 ([19]) , 老年家庭常常陷于困境。新型农村社会养老保险为农户增加了制度性的养老保险供给, 理论上对家庭和土地的养老保障功能具有一定的替代性, 不仅有助于改善农村老年人的福利, 可能对农户家庭收入、消费和储蓄行为, 以及劳动力和土地资源配置等行为产生影响。

为便于分析, 本文先做以下几个假设:第一, 假设农户自营的土地拥有完全的养老保障功能, 以转让和其他方式流转出去的土地会完全失去或很大程度上失去养老保障功能。为简化分析, 假设完全失去养老保障功能3。第二, 假设农户决策目标是家庭福利最大化, 农户在t0和t1两期内进行生产和消费等决策, 农户的家庭福利不仅包括消费带来的效用, 还包括土地提供的养老保障效用与闲暇带来的效用。第三, 假设农户的货币收入来自于农业生产、非农就业和租出土地, 货币收入可部分用于消费, 部分用于储蓄。第四, 假设在没有参与新农保的情况下, 农户家庭养老除了土地保障外, 还需要在t0期储蓄S0以供t1期养老;在参与新农保的情况下, t1期年龄在60岁以上可享受养老金pen, 前提是需要在t0期缴纳费用R0, 而不再需要储蓄以供t1期养老。

假设农户t0期的劳动禀赋为L0, 配置于闲暇、农业和非农业的劳动分别为L00、L01和L02 (为简化分析, 不考虑雇用劳动力和对外提供雇工服务) , 非农就业工资为w;耕地资源禀赋为M0, 自耕和转出数量分别为M01和M02 (由于本文分析土地转出行为, 不考虑土地转入) , 土地转出价格为r。期初t0时, 在一定的外部环境和市场条件下, 农户通过优化资源配置获取收入Y0, 其中用于消费C0, 用于储蓄S0。到期末t1时, 农户年老劳动能力下降, 农户不得不减少劳动投入, 农业劳动投入减少为L11, 增加土地转出行为, 自耕和转出数量分别变为M11和M12, 非农劳动投入减为L12 (可能减为0) , 闲暇增加为L10;假设期末t1农户获取收入Y1, 不再储蓄, 全部用于当期消费C1。

情景I:农户只依靠家庭储蓄[5]和土地养老。

假设农户没有参与新农保, 只依赖土地养老和家庭储蓄养老, 则农户两期的家庭福利之和可表示为:

其中:

因此, t0期的家庭效用来自于当期收入Y0扣除储蓄S0后的消费C0, 自耕土地M01的养老保障效用, 劳动的闲暇L00。t1期的家庭效用则来自当期消费C1, 土地M11养老保障, 劳动的闲暇L10, 以及t0期的储蓄S0。也就是说, t1期的养老主要靠保有土地M11和t0期的自我储蓄S0。

情景II:农户参加新农保, t0期没有60岁以上老人, t1期有60岁以上老人。

假设现在政府提供新农保, 农户参与了新农保。农户t0期没有60岁以上老人, t1期有60岁以上老人可领取养老金pen。农户t0期不再需要储蓄以养老, 但需缴纳保费R0以使得t1期能领取养老金pen。农户两期的家庭福利之和可表示为:

在这种情景下, 如果农户的家庭资源禀赋与情景I下的完全相同, 由于公共财政会配套新农保, 农户领取的养老金会高于缴纳的保费, 因此, 情景II下农户t1期要达到与情景I同样的养老保障水平, t0期需要缴纳的保费R0会小于情景I下t0期的储蓄S0。因此, 与情况I相比, 情况II下农户t0期的消费可相对增加, 收入和就业压力会相对下降, 土地养老保障功能被部分替代。

但是, 这种变化的程度与农户家庭的流动性约束会有密切关系, 对于流动性约束不同的家庭, 参与新农保对其土地转出和劳动就业配置的影响会存在差异: (1) 对于流动性约束很强的家庭, t0期储蓄极少, 在极端的情况, 如果没有参与新农保, 家庭没有储蓄养老, 只有土地养老保障。由于新农保有政府公共财政补贴, 投资回报率较高, 农户有激励通过融资或增加劳动时间和收入以参加新农保, 因此, t0期劳动时间会增加, 闲暇时间可能会减少。同时, 由于土地养老保障功能被制度性养老保障部分替代, 劳动投入非农业比投入农业的边际效用相对上升, 农户会在可能的情况下优先增加非农就业时间, 农业劳动时间与土地转出可能会减少。 (2) 对于流动性约束很弱的家庭, 由于参加新农保后, t1期保持同样的养老保障水平t0期储蓄压力降低, 农户会减少边际效用较低且相对下降的农业劳动时间, 提高土地转出概率或增加土地转出, 增加闲暇, 甚至可能减少非农劳动时间。据此, 本文提出以下待后续实证检验的研究假说。

假说1:对于无老年人家庭, 制度性保障会发挥替代土地养老的功能, 参与新农保会增加农户土地转出概率。

假说1.1:对无老年人且流动性约束较强的家庭, 参与新农保会减少农户家庭闲暇, 增加农户家庭劳动时间, 主要是非农业劳动时间。

假说1.2:对无老年人且流动性约束较弱的家庭, 参加新农保会促进农户转出土地, 减少农业劳动时间。

情景III:农户参加新农保, 家庭t0期已经有60岁以上老人。

假设农户参与新农保, 农户家庭t0期有60岁以上和60岁以下两类人群, 其中, 60岁以上老人可领取基础养老金pen, 60岁以下家庭成员t0期不再需要储蓄以养老, 但需缴纳保费R0, t1期则领取养老金pen。农户两期的家庭福利之和可表示为:

在这种情景下, 如果农户的家庭资源禀赋与情景I下相同, 与情景II类似, 对于在t0期小于60岁以下的农户家庭成员, t1期达到与情景I同样的养老保障水平, t0期需要缴纳的保费R0会小于情景I下t0期的储蓄S0。同时, 对于在t0期就已经满60岁的农户, 根据新农保的政策安排, 在符合参保条件的子女参保缴费的情况下, 不用缴费R0, 可以按月领取基础养老金pen增加家庭收入Y0。因此, 情况III与情况I相比, 农户t0期的消费可相对增加, 收入和就业压力相对会下降, 土地养老保障功能被部分替代。

同样, 这种变化的程度与农户家庭的流动性约束会有密切关系, 对于家庭流动性约束强弱不同的家庭, 参与新农保对家庭土地转出和劳动就业配置的影响会存在差异: (1) 对于流动性约束很强的家庭, t0期新农保能满足60岁以上老年人的自身生活开销, 降低土地的保障作用, 减少老年人农业劳动供给。同时还可以缓解年轻人代际支付以及照看小孩的压力, 从而减少子女对家庭照顾的顾虑, 增加子女的非农劳动时间。 (2) 对于流动性约束很弱的家庭, 土地原本提供的保障功能较弱, 农业劳动供给也相对较少, 且养老金pen占家庭收入比重低, 这就进一步弱化新农保替代土地保障的功能, 农户因参与新农保而转出土地动机不强。同时, 参与新农保可以增加农户t0期的消费, 减小就业压力。据此, 本文提出以下待后续实证检验的研究假说。

假说2:对于有老年人家庭, 参与新农保会增加农户土地转出概率。

假说2.1:对有老年人且流动性约束较强的家庭, 新农保会降低老年人农业劳动供给, 促进子女增加非农劳动时间, 增加家庭土地转出。

假说2.2:对有老年人且流动性约束较弱的家庭, 新农保替代土地保障功能被弱化, 其促进家庭土地转出的作用会被弱化。

三、研究方法与数据

(一) 倾向得分匹配基础上的倍差法 (PSM-DID)

新农保从2009年在全国推开以来, 不同地区的农户事先并不知道哪个村会推广新农保。但根据新农保的制度安排, 在新农保推行的地方, 农户可以自由选择参与和退出新农保。我们定义农户参与新农保的属于参保组, 没有参与新农保的为非参保组。由于本文考察新农保对农户土地转出行为的影响, 而农户参加新农保是自由决定的, 因此, 显然不能假设农户属于参保组还是非参保组这样的分组是随机的, 也就是存在“自选择”问题。本文在评估新农保对农户土地流转决策的影响时采用倾向得分匹配基础上的倍差法 (PSM-DID) 以尽量处理好这种自选择问题可能导致的参数估计偏误问题。PSM-DID兼具倍差法 (DID) 和倾向得分匹配法 (PSM) 两类方法的优势。

倍差法 (Difference-in-Differences) 不要求假设参保组和非参保组农户在参保前同质, 它是在假设参保组和非参保组参加新农保前后变化趋势相同的情况下, 通过两次差分来计算新农保对参保组的平均处理效应ATT (Blundell R.and Dias M.C., 2002) :

用于估计ATT的DID计量经济模型为:

式 (4) 和 (5) 中, Di=1表示个体i属于参保组;Di=0表示个体i属于非参保组。t代表政策实施年份的哑变量, 如果t=1, 表示2012年。β1表示新农保对农户土地流转决策的处理效应。Xit表示一系列控制变量, 对于有60岁以上老年人家庭, 控制变量主要包括:户主特征、老年人特征、非老年人特征 (5) 、家庭特征、村特征及省级虚拟变量;对于无60岁以下老年人家庭, 控制变量与前者相比不包括老年人特征。

虽然, 模型 (5) 可用倍差法估计新农保对农户土地流转决策的影响效应, 但是采用倍差法的假设是参保户和非参保户遵循“共同趋势”假设, 否则参数估计结果会有偏差 ([33]) 。虽然这个假设比对照试验分析要求的参保组和非参保组在基本特征上不存在系统性差异的要求要低, 但如果两组基本特征有系统性差异, 共同趋势假设也将很难成立。倾向得分匹配法 (PSM) 的思想是在总体上存在异质性的控制组和处理组中人为寻找出基本特征比较同质的样本再进行对比分析以识别处理效应, 但配对样本的同质性其实与得分估计模型的构建和得分估计值密切相关, 模型构建不合适可能导致后续匹配和效应估计出现较大偏差。倾向得分匹配基础上的倍差法综合了DID和PSM两种方法的优势, 先用PSM法人为构建同质性较强的控制组和处理组, 有效控制参保组与非参保组在可观测变量上系统性差异, 从而尽量满足可忽略性假定[6], 然后再基于两期数据和共同趋势假设, 用DID法估计获得处理效应ATT。

PSM-DID在估计时有两种方法, 第一种方法 (下文简称“PSM-DID-a”) 是不考虑时间所造成的不同影响, 假设参保组与非参保组在时间上具有共同趋势, 估计平均处理效应公式为 (Rosenbaum and Rubin，1985； Heckman et al.，1998）：

PSM-DID-a未考虑时间造成的影响, 因此, 如果没有新农保, 参保组和非参保组农户也会因时间产生差异, 那么PSM-DID-a方法所估计的结果就会存在偏差。PSM-DID的第二种方法 (下文简称“PSM-DID-b”) 可以弥补PSM-DID-a的这一不足, 因为它考虑了时间所造成的不同影响, 可以进一步提高结果的准确性。其平均处理效应估计公式为（Blundell and Dias，2002；Ashworth et al. 2001）：

估计方程设定如下:

其中, P (t) =Pr (t=1|Xi) 为倾向得分函数, 表示在给定“一组可观测的特征X”情况下不同农户在2012年被观察到的概率。N2为实验期参保组样本量, 为其他时期参保组和非参保组与实验期参保组进行核匹配后获得的权重。

PSM-DID-a和PSM-DID-b除了在考虑时间是否造成影响上存在差异外, 还在样本的选择上存在差异。对于平衡面板数据, 如果所研究政策实施时间尚短, 那么可以认为时间所引起的差异较小, 采用两种方法估计的结果相近;反之, 结果会存在差异。对于非平衡面板数据, PSM-DID-a估计时会赋予所有基期样本权重, 赋予实验期与基期有相同编号样本同样的权重, 而实验期与基期不同编号的样本将被排除在共同支持域外, 因此, 如果非平衡面板中基期和实验期存在大量不同编号的样本, 用PSM-DID-a估计时会失去大量实验期样本, 导致估计结果出现偏差, 此时PSM-DID-b估计结果更为可靠。

总体上, 倾向得分匹配基础上的倍差法 (PSM-DID-b) 不仅继承了DID消除不随时间变化不可观测变量的优势, 还继承了匹配得分法去除自选择内生问题的优势, 更可以消除时间所带来的影响, 本文拟采用PSM-DID-b就农户参与新农保对土地转出的影响进行计量分析。

(二) 数据与变量

本文数据来源于农业部全国农村固定观察点的长期跟踪调查数据, 该数据库每年在全国范围内调查300多个行政村, 2万多农户。1993年固定观察点更换和试用了新调查表;1994年没有调查;1995年后利用修订后的调查表进行了长期观察。由于新农保在2009年9月展开, 因此, 本文将利用2008年和2012年两年数据对农地转出及劳动力供给情况进行分析, 以2008年作为基期, 2012年作为实验期。

根据农户有无参与新农保, 将农户分为参保组和非参保组两组。另外, 按照当期家庭中有无60岁以上老人将农户分为有老人和无老人两类样本。结合是否参保, 将有老人家庭分为参保组 (老年人领取养老金、子女缴纳保费) 和非参保组 (老年人未领取养老金、子女未缴纳保费) 两组, 样本量分别为4395户和4745户;将无老年人家庭分为参保组 (缴纳保费) 和非参保组 (未缴纳保费) 两组, 样本量分别为7340户和9175户。

根据前面的理论分析, 新农保对农户土地转出的影响程度与农户家庭的流动性约束可能会有密切关系, 为此, 本文根据农户面对的流动性约束差异将农户样本进行了分类。把农户先依收入同时再依储蓄从高到低进行排序, 然后把样本等分成3组, 定义3组的流动性约束条件依次为强、中、弱。

家庭土地转出与劳动力供给存在一定程度上的相关性, 可以将新农保对农户家庭劳动力供给的影响作为新农保对家庭土地转出影响的佐证。为此, 本文设定的被解释变量包括农户土地转出和农户劳动力供给两个。农户土地转出主要用农户是否转出土地和累计转出土地的面积来测度;农户劳动力供给主要用农户非农劳动供给 (外出务工和本地非农) 和自家务农时间来测度。对于有老年人家庭, 主要解释变量为是否参保 (老年人领取养老金、子女缴纳保费=1, 老年人未领取养老金、子女未缴纳保费=0) ;对于无老年人家庭, 主要解释变量为是否参保 (缴纳养老金=1, 未缴纳养老金=0) 。这两个变量均为哑变量。

本文采用数据为2008年和2012年跨度为5年的非平衡面板4数据, 为保证结果的准确性, 本文采用PSM-DID-b估计新农保的处理效应。倾向得分模型选择logit模型形式。通过选择参保组和非参保组落在共同支持区域 (S) 内的样本, 为参保组内每个农户在非参保组内选取1个或多个与其接近的非参保农户进行匹配。匹配采用核匹配方法, 选择默认值0.06作为区间间隔。此外, 为保证结果的可靠性和稳定性, 本文还进行了匹配质量平衡性检验和敏感性分析 (详见第六部分) 。

本文在估计倾向得分模型时尽可能控制了同时影响参保、土地转出和劳动力供给的变量, 主要包括: (1) 户主个人特征:性别 (1=男性;0=女性) 、年龄、受教育程度和健康程度 (1=优, 2=良, 3=中, 4=差, 5=丧失劳动能力) ; (2) 主要劳动力特征 (分为25~59岁非老年人和60~80岁老年人两组特征) :男性比例、平均年龄、平均受教育程度和平均健康程度; (3) 家庭特征:家庭人均纯收入[8]、家庭储蓄、承包地面积、是否收取租金、是否雇工、传统养老[9] (1=是;0=否) 、整半劳动力[10]。其中:“是否收取租金”和“传统养老”是为控制收取租金和传统养老保障对土地转出的影响; (4) 村特征:村内企业数、村庄是否是山村、是否在城郊和是否是矿郊; (5) 省级虚拟变量。

四、描述统计

(一) 总体概况描述

表1描述了2008~2012年样本农户参与新农保、家庭土地转出和劳动供给的情况。农户参保率与养老金领取率都呈逐年上升趋势, 分别从2009年的3.04%和1.20%上升到了2012年的61.91%和22.32%。农户土地转出比例逐年上升, 但2009~2012年上升较为平缓, 年均上升0.88%。家庭土地累计转出面积从2008年的0.58亩/户上升至2012年的1.23亩/户。非老年人非农劳动供给呈先上升后下降的趋势, 主要由外出务工变化引起, 本地非农劳动供给变化相对平稳, 而农业劳动供给逐年减少。老年人非农劳动供给上升幅度较小, 主要受外出务工的影响, 而农业劳动供给则大幅下降。从表1可见, 农村新农保发展与农户土地转出具有相同趋势, 与农业劳动供给则呈反向关系。

表1 总体概况描述 

(二) 无老年人家庭描述分析

1. 关键变量统计描述

表2对2008年和2012年无老年人家庭非参保组与参保组关键变量的情况分别进行了统计, 可看出两组之间的差距, 以及此差距在新农保实施前后的变化。参保组在参保前土地流转率比非参保低2%, 参保后参保组高出非参保组2%。而新农保实施前后, 参保组相对非参保组在土地累计转出面积上由-0.16亩/户扩大至0.24亩/户。非老年人劳动力供给参保前两组无显著差异, 参保后参保组非农劳动供给显著高于非参保组, 从人均年-1.92天扩大至8.52天, 其中外出务工显著增加。两组农业劳动供给的差距由参保前人均年8.74天变为参保后-3.84天, 差距扩大12.58天。可见, 新农保对无老年人家庭土地转出呈现出促进作用。

表2 无老年人家庭关键变量描述 

注: (1) 表中报告的是均值和标准差; (2) 参保组均值上标注的星号为对应年份年参保组和非参保组特定变量差异的t统计检验显著性程度, ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

2. 控制变量系统性检验

表3显示, 在新农保实施前后, 无老年人家庭参保组和非参保组在户主特征、非老年人特征、老年人特征、家庭特征和村特征上都存在系统性差异, 表明此类家庭在参与新农保上存在自选择, 直接用倍差法很可能存在偏差, 适宜用PSM-DID-b方法估计处理效应。

表3 无老年人家庭协变量描述

注: (1) 表中报告的是均值和标准差; (2) 参保组均值上标注的星号为对应年份年参保组和非参保组特定变量差异的t统计检验显著性程度, ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

(三) 有老年人家庭描述

1. 关键变量统计描述

表4对有老年人家庭非参保组与参保组关键变量的2008年和2012年的情况进行了统计比较。参保组在参保前土地流转比率比非参保组低3%, 参保后这一差距缩减至零。参保组与非参保组在土地累计转出面积上的差距, 由参保前的-0.17亩/户扩大至-0.34亩/户。非老年人劳动供给新农保实施前后参保组都显著高于非参保组, 并且从人均年7.95天扩大至25天, 其中外出务工大幅提升。两组农业劳动差距由参保前人均年9.35天变为参保后-15.62天, 差距扩大了24.97天。老年人非农劳动供给差异不明显, 但农业劳动供给却存在显著差异, 在参保前, 两组的差距为人均年9.46天, 参保后差距变为-7.22天, 差距扩大了16.68天。可见, 新农保对有老年人家庭土地转出率也呈现出促进作用, 但对土地转出面积似乎影响较小。

表4 有老年人家庭关键变量描述

注: (1) 表中报告的是均值和标准差; (2) 参保组均值上标注的星号为对应年份年参保组和非参保组特定变量差异的t统计检验显著性程度, ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

2. 控制变量系统性检验

从表5中可以看出, 新农保实施前后, 有老年人家庭参保组和非参保组也都存系统性差异, 直接用倍差法很可能存在偏差, 适宜用PSM-DID-b方法。

表5 有老年人家庭协变量描述 

注: (1) 表中报告的是均值和标准差; (2) 参保组均值上标注的星号为对应年份年参保组和非参保组特定变量差异的t统计检验显著性程度, ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

五、计量经济分析结果

(一) 新农保对无老年人家庭土地转出的影响

总体来看, 无老年人家庭参与新农保显著促进了农户转出土地 (表6第1列) 。具体而言, 无老年人家庭参与新农保, 会导致家庭土地转出率提升5.7%, 转出面积增加0.49亩/户, 参数统计检验都达到了1%的显著性水平;会导致家庭劳动力人均年非农劳动时间增加7.58天, 农业劳动时间下降10.08天, 参数统计检验分别达到了5%和1%的显著性水平。可见, 新农保促进了无老年人家庭土地转出, 土地养老保障功能被部分替代, 假说1得到了检验。

表6第2~3列报告了不同流动性约束下无老年人家庭参加新农保对其土地转出影响的估计结果。对于强约束家庭, 新农保对农户土地转出没有明显的促进作用, 而且会显著增加家庭劳动力的总劳动时间供给, 人均年增加30.71天, 统计检验达到了1%的显著水平, 其中, 人均年非农劳动时间供给会显著增加22.65天, 统计检验达到了1%的显著水平, 自家务农劳动时间也会有所增加, 人均年增加8.06天。对于流动性约束较强的农户, 土地具有较强的保障作用, 并不像一般商品那样具有“交换特征”, 因此要促使农户转出土地, 新农保必须提供足够的保障才能促使农户转出土地。新农保不仅不能为无老人家庭当期提供养老金收入, 还加剧了农户经济负担, 虽然新农保可以在未来为农户提供保障, 但是当前储蓄压力迫使农户选择增加劳动以获取更多经济收入, 阻碍了土地转出。假说1.1得到验证。

表6 农村养老保障对无老年人家庭的影响估计

注: (1) 括号内是由Bootstrap产生的稳健性标准误; (2) ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

对于流动性约束比较弱的农户家庭, 参加新农保会显著促进其土地转出。在弱约束下, 新农保通过显著降低了农户农业劳动供给, 人均年减少22.39天, 促进土地转出。反映出与非参保户相比, 在保障未来可以获得相同养老保障的情况下, 政府的配套养老保障减少了农户当期储蓄, 帮助农户减少相对回报较低的农业劳动以享受闲暇, 降低了土地的保障作用, 释放家庭土地。假说1.2得到验证。

(二) 新农保对有老年人家庭土地转出的影响

与无老年人家庭不同的是, 有老人家庭中除了非老年人, 还有60岁以上的老年人, 新农保为老年人提供养老金收入, 因此根据假说需要, 根据两类家庭的劳动情况分析新农保对土地转出的影响。总体来看, 有老年人家庭参与新农保显著促进了农户转出土地 (表7第1列) 。具体而言, 有老人家庭参与新农保, 会导致土地转出率显著提升5.3%, 转出面积显著增加0.41亩/户, 参数统计检验都达到了1%的显著性水平;会导致家中非老年人人均年非农劳动供给上升12.19天, 农业劳动供给下降13.79天, 参数统计检验分别达到了5%和1%的显著性水平。老年人人均年总劳动减少17.18天, 其中本地非农减少5.13天, 农业劳动减少12.93天。反映出新农保对有老年人家庭土地转出有促进作用, 假说2得到检验。

表7 新农保对有老年人家庭的影响估计

注: (1) 括号内是由Bootstrap产生的稳健性标准误; (2) ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

表7第2~3列报告了不同流动性约束下有老年人家庭参加新农保对其土地转出影响的估计结果。对于强约束家庭, 新农保显著促进了家庭土地转出, 而且显著降低老年人人均年农业劳动供给22.23天, 参数统计检验都达到了1%的显著性水平, 促使非老年人从农业劳动向非农劳动转移。可见, 新农保提供的养老金不仅削弱了土地保障作用, 降低老年人农业劳动供给, 还缓解年轻人代际支付压力, 减轻子女对家庭照顾的顾虑, 促使子女增加非农就业时间, 释放土地, 假说2.1得到验证。

对于流动性约束比较弱的农户家庭, 新农保减少了家庭非农劳动供给, 但对土地转出无明显的作用。因为在弱约束下, 土地保障功能相对较弱, 农业劳动供给也相对较少, 但是新农保提供的养老金增加了当期收入, 减少了就业压力, 使得家庭非农劳动供给显著降低。但由于养老金收入占家庭收入比重较小, 也弱化其替代土地保障的功能, 难以对农户的农业劳动供给和土地转出产生影响, 假说2.2得到验证。

六、稳定性检验

(一) 匹配平衡检验

表3、表5显示, 在没有匹配的情况下, 参保组与非参保组存在系统性偏差, 而在匹配过后消除各个变量之间系统性偏差, 使得结果更为可靠。图1表示了两类家庭基期和实验期匹配前后偏差绝对值的分布特征, 可以看到各变量的标准化偏差在匹配后缩小了, 同时本文还对匹配结果做了平衡性检验, 发现大部分变量偏差小于10%, 大部分变量的t检验结果也显示参保组和非参保组已无系统性差异。此外, 本文也根据不同的流动性约束, 对不同家庭做了平衡性检验, 结果显示不同家庭参保组和非参保组均无系统性差异。

图1 不同家庭匹配后各变量平衡图  

(二) 敏感性分析

在计算PSM-DID-b的结果时, 核匹配 (Kernel) 匹配的结果可能受到区间间隔 (Bandwidth) 的影响, 而选择不同的间隔可能造成估计结果的不同。为此, 本文选取区间 (0.02、0.04、0.08、0.1) 进行敏感性实验, 结果发现估计结果比较稳健 (见表8、表9) 。此外, 本文也根据不同的流动性约束, 对不同家庭进行了敏感性实验, 结果也较为稳健..5。

最后, 需要说明的是本文运用PSM-DID-b很好地控制了可观测变量因为时间变化而导致的异质性, 虽然在模型中已经尽可能多的控制同时影响参保的关键变量和其他特征变量, 但是此方法仍无法控制由随时间改变而不可观测变量所导致的偏差。

表8 新农保对有老年人家庭总体敏感性分析 

注: (1) 括号内是由Boostrap产生的稳健性标准误; (2) ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

表9 新农保对无老年人家庭总体敏感性分析 

注: (1) 括号内是由Boostrap产生的稳健性标准误; (2) ***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

七、结论和启示

长期以来, 土地为中国农村居民提供了养老保障功能, 土地的这一功能在一定程度上会制约农户转出土地和土地配置效率的提高 ([14]) 。本文考察了中国新农保这种制度性保障对传统土地养老保障的替代性, 并通过理论与实证分析揭示了加入新农保对人口结构 (家庭当期是否有60岁以上老年人) 和面临流动性约束不同家庭土地转出决策的影响与机制。研究发现, 新农保这种制度性保障对传统的土地养老保障有明显的替代性, 无论家庭有无老年人, 加入新农保都能促进家庭土地转出, 不过作用机理因家庭人口结构而异, 作用强度也因家庭面临流动性约束情况的不同而呈现一定的异质性。

对当期无老年人家庭而言, 相比传统的自我储蓄和土地养老方式, 加入新农保能以较少保费获得未来同等的养老保障水平。制度性养老保障带来的家庭预期养老保障水平提升, 不仅可降低当期储蓄养老和就业压力, 也能替代土地养老保障并降低土地经营的边际效用。因此, 当家庭面临流动性约束较弱时, 加入新农保会使其减少农业劳动供给与时间, 增加土地转出和闲暇;相反, 当家庭面临严重流动性约束时, 新农保的远期养老保障预期收益和短期支出增加压力, 会激励农户通过增加劳动和收入以加入新农保, 家庭资源配置表现为压缩当期闲暇、增加非农业劳动时间和强度, 而农业劳动时间减少和土地转出增加效应并不明显。

对当期有老年人家庭而言, 60岁以上的老年人可按月领取养老金, 可增加老年人生活保障并替代土地养老保障功能, 降低家庭就业压力, 特别是老年人农业劳动供给压力。因此, 当家庭面临严重的流动性约束时, 新农保养老金对缓解老年人生活开销压力的作用显著, 能显著替代土地保障作用, 减少老年人农业劳动供给, 促进土地转出增加, 同时还有利于缓解年轻子女的代际转移 (金钱和时间) 支付压力, 增加其非农劳动时间;相反, 对流动性约束较弱的家庭, 土地保障功能相对较弱, 农业劳动供给也相对较少, 而新农保养老金对老年人生活保障和家庭福利的增进作用较弱, 其促进家庭土地转出的作用也较弱。

本文的研究结论具有以下几方面的政策启示:一是努力完善我国的新型农村社会养老保险制度, 提高集体统筹和国家政策支持水平, 提升农村老年人养老金领取水平和福利水平, 强化制度性养老保障制度对土地养老保障功能的替代作用, 促进农村土地流转与农地资源的优化配置。二是加强新型农村社会养老保险的宣传力度, 多渠道、多方式加强养老保险政策法规的宣传教育, 培育农村居民的养老保险意识, 让更多农户了解制度性养老保障的特点和优势, 理解我国农村社会养老保险的内涵和规定, 提高农户对新农保的参与率;三是关注面临流动性约束严重的弱势群体和人群的缴费承受能力, 积极通过缴费基数优惠、政府救助等方式减轻这部分人群的缴费负担, 促进弱势群体加入新农保, 享受制度性养老保障成果。

——END

编者注：

• 本文转自：徐志刚, 宁可, 钟甫宁, 纪月清. 新农保与农地转出:制度性养老能替代土地养老吗?——基于家庭人口结构和流动性约束的视角[J]. 管理世界, 2018,34(05):86-97.

• 注释、参考文献、关键词、英文摘要略，格式稍有调整

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