家庭非農收入、養老保障與農地流轉參與
——基于農地福利保障調節效應的分析

王 進，李志超，辛 淼

（延安大學經濟與管理學院，陜西 延安 716000）

農村土地制度改革的關鍵在于促進土地資源的市場化配置，而通過“三權分置”農村土地制度改革，鼓勵農地集中和流轉，充分發揮土地的資產屬性是中國解決“三農”問題的重要政策導向。其中農地流轉是關鍵環節，但多年以來的農地流轉處于低效率的境況。2019年農業轉移人口占農村總人口的52.7%，占農村總就業人口的87.5%，人均非農收入遠高于人均農地經營收入，但“十三五”期間農地流轉面積年均增長率為4.35%，農戶“退而不出”現象阻礙了農地流轉市場運行［1］。此外，農地流轉易發生在熟人、鄰居之間，缺乏正式合約的約束［2］，高價值農地的流轉期限往往較短［3］?？梢姮F階段農地流轉依然存在重要的制約因素，破解農地的流轉約束也成為各界的熱點議題。

眾多學者均對農地流轉不暢的原因進行了深入的探討和分析，主要有2個方面的因素。一是農地產權制度和戶籍制度的不完整［4］，導致廣大農民群體沒有對農地形成一個長遠利益的預期，同時也抑制了農地市場機制的有效運作。二是農地所具有的社會保障功能存在，即在農村養老、就業以及生存方面具有其他資產所不具有的屬性［5］。同時，劉進等［6］也從農地的福利保障角度客觀證明了農地的社會保障功能是農地轉出的重要抑制因素。農戶意愿調查也表明農地的福利性保障有抑制農地流轉意愿的影響［7］。農地對農戶而言，不僅具有現實的生存發展保障，還具有心理和情感的依賴［8］，個人經歷也會對農地流轉產生影響［9］。農地保障在與正式保障制度關系中，發現正式保障弱狀態與農地福利保障滯留之間的互動替代關系［10］。此外，隨著農地制度的逐步推進以及城鎮化的進程加快，更多農戶選擇走出去，家庭成員的外出務工和家庭人口結構的變化會導致農戶更加傾向于參與農地流轉［11］。而伴隨著家庭非農收入和生計資本的增加，農戶也更加偏向于參與農地流轉［12］。

盡管相關研究對影響農戶的農地流轉行為進行了探討，但仍有待擴展的地方，其一是家庭非農收入、養老保障與農戶農地流轉行為之間的關系研究較少。其二是家庭非農收入、養老保障、農地福利保障對農戶農地流轉參與行為的作用機制如何，四者之間存在何種關系，上述問題均需要深入討論，進而為促進農地流轉提供參考。鑒于探索家庭非農收入、養老保障、農地福利保障與農戶流轉參與行為之間的互動關系，本研究基于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據庫2014年和2018年的數據，采用Probit回歸模型，構建“家庭非農收入-養老保障-農地流轉”框架，對其內在關聯性進行研究，以期為現階段農地流轉研究和政策實施提供經驗依據。

1 理論分析

1.1 家庭非農收入對農地流轉參與的影響

土地是傳統農村家庭賴以生存和發展的資源，農地流轉通過將土地的經營權流轉，進而使農戶轉入或轉出農地。隨著農業部門相對收益較低以及城鎮經濟的快速發展，農村剩余勞動力更多地選擇進入城市，借此增加家庭非農收入。而農地流轉參與是家庭層面的理性選擇，家庭非農收入的增加通過影響家庭勞動力和資本要素配置從而影響農地流轉參與。

針對異質性家庭選擇，農地流轉參與有流入和流出2種結果。從農地流入角度分析，現階段的中國農業生產面臨兩大困境，即低農業勞動生產率與低農業生產回報率［13］。而隨著家庭勞動力的適度流失和非農資本的增加，一方面有助于提升農業勞動生產率［14］。另一方面，小農戶農業生產所投入的資金主要源于非農打工收入［15］。非農收入的增加有助于破解當前農業生產困境。此外，基于長期的城鄉二元結構和戶籍制度限制，難以享受城市的公共服務［16］，并且農村流出人口遭受勞動力市場的歧視［17］，難以勝任大部分工作，由此造成外出者不適應的心理狀態與農地依戀情結。從農地流出角度分析，隨著家庭非農就業比例的升高，農戶必然逐步減少農業要素投入，進而使農業生產回報率進一步降低，影響農地轉出決策。當家庭非農收入具有可持續性且不低于農業生產收入，滿足農戶預期時，農戶也會更趨向于參與農地流轉市場［18］?；谏鲜隼碚摲治?，家庭非農收入對農地流轉參與有著重要的影響，且其存在異質性，需要進一步通過實證分析探索當前家庭非農收入對農地流轉參與的影響效應。

1.2 家庭非農收入、養老保障與農地流轉參與的關系

養老保障是社會中一項基本保障，名義上的養老保障指制度性的社會以及商業保險。隨著城鎮化的提高，農村老人農業現象突出，農戶對養老保障的需求更加明顯。實際證明養老保障的社會參與通過提高家庭未來的生存預期［19］，進而降低家庭的農地依賴，推動農地流轉參與。此外，制度化的養老保障對家庭生計環境外生沖擊，影響農戶的農地流轉行為［20］。

基于現階段多種保險參保規范，享受養老保障之前需要繳納一部分費用，這對農村家庭收入提出了挑戰，額外的家庭非農收入就顯得十分重要。同時，非農收入的增加會提高家庭對未來保障的要求，進而增強家庭參與養老保障［21］?；诖?，養老保障在家庭非農收入影響農地流轉參與機制中充當中介變量，一方面依賴家庭非農收入，另一方面影響農地流轉參與行為。

1.3 農地福利保障、養老保障與農地流轉參與的關系

農地福利保障指農地具有就業、養老、生存等保障的功能，作為農村社會保障缺位后正式制度保障的替代物。農地福利保障是當前農村一種非正規、不健全的保障，是農戶缺失制度性保障下自我保障的反映。

關于農地福利保障對農地流轉參與的影響，學者們將其作為正式制度保障的一種替代效應［22，23］，即農地福利保障與正式制度之間的替代程度作用于農地的流轉參與?，F階段農村社會保障體系的缺失以及城鄉公共服務的割裂，導致農戶應對未來的生存風險仍依靠非正式的農地福利保障。而對于當前農戶而言，家庭剩余勞動力的流動引致老人農業，家庭對養老保障的需求更加突出。因此，從理論上講，家庭要素的流動導致非農收入的增加，進而影響家庭正式保障的形成，對農地的福利保障形成替代作用，最終影響家庭農地流轉參與。

綜上所述，本研究提出假設：H1，家庭非農收入對農地流轉參與有著直接和間接的影響；H2，養老保障在家庭非農收入影響農地流轉之間充當中介作用；H3，農地福利保障與養老保障存在替代關系，抑制養老保障對農地流轉參與的作用。因此，本研究構建農地流轉參與的理論和機制框架如圖1所示，并對其進行實證研究，分析各變量間的關系。

圖1 農地流轉參與的理論和機制框架

2 研究設計

2.1 數據來源

本研究所用數據來源于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據庫，該數據庫由北京大學主導，從2010年起通過追蹤調查全國25個?。ㄊ?、自治區）的個人、家庭、社區數據，在經濟、社會、教育、家庭、人口、健康、心理等主題方面為全國性的研究和學術活動提供了豐富的內容和數據基礎。本研究主要利用CFPS數據庫2018年的數據，為探索并控制村莊社區對農地流轉的影響，將CFPS 2014年社區數據與上述數據進行合并匹配，同時剔除存在嚴重缺失值的樣本以及非農戶籍樣本，最終得到7 769個有效樣本，其中參與農地流轉樣本為2 091個，未參與農地流轉樣本5 678個。

2.2 變量選擇與定義

2.2.1 因變量 本研究的因變量設置為農地的流轉參與，并借鑒相關研究將農地的流轉細分為農地轉出和農地轉入；二者均為二元選擇變量，若農戶參與農地轉出或轉入則為1，否則為0［24］。

2.2.2 自變量 本研究的自變量主要有家庭非農收入以及養老保障2個變量。一是在CFPS數據庫中，家庭收入主要包括工資性收入、經營性收入、財產性收入、轉移性收入以及其他收入，而農戶進行農地耕作所得收入包括在經營性收入之中，因而本研究家庭非農收入由其余4種收入加總得出，并對其取對數。二是養老保障變量由“是否領取退休或養老金”問題所得，是一個二分變量。

2.2.3 控制變量 參考眾多文獻，本研究控制有可能既影響因變量又影響自變量的因素。變量的選擇主要包含農戶特征變量、家庭特征變量、村莊特征變量以及區域虛擬變量4個方面（表1）［25，26］。農戶特征變量包括性別、年齡、年齡的平方、受教育程度和健康狀況。家庭特征變量有家庭人口數、從事自家農業人數、做農活人數、外出打工人數和家庭現金及存款（取對數）。村莊特征變量包含村莊距本縣縣城距離、村莊外出打工比例以及村莊地貌特征。區域虛擬變量通過對樣本的省份控制來設置。

表1 主要變量描述性統計

3 模型選擇與計量結果分析

3.1 模型選擇與設計

為探究家庭非農收入、養老保障與農地流轉參與之間的關系，首先構建中介效應估計模型：

式中，i表示第i個樣本農戶，TRANSFER表示樣本農戶的農地流轉參與情況，并對農地轉出和轉入2個情況分別討論，FNOAGR表示第i個農戶的家庭非農收入，PENSEC表示第i個農戶是否具有養老保障，CONTROLS表示模型中控制的其他變量，ε表示模型隨機誤差項。鑒于上述各方程因變量均為典型的二分變量，采取二元Probit回歸進行參數估計。

3.2 實證結果與分析

3.2.1 家庭非農收入、養老保障與農地流轉參與表2顯示了模型的計量結果。模型（1）為家庭非農收入對農地流轉參與的影響，可以發現家庭非農收入促進農地轉出，系數為0.130，在1%的水平上顯著，平均邊際效應為0.026；而家庭非農收入對農地轉入有負向影響，系數為-0.010，邊際效應為-0.002，但不顯著，說明從全國來看，家庭非農收入對農地轉入參與效應不顯著。模型（2）估計了家庭非農收入對農戶養老保障的影響，其系數為0.124，邊際效應為0.041，在1%的水平上顯著。模型（3）表示家庭非農收入、養老保障對農地流轉參與的影響，發現家庭非農收入、養老保障均促進農地轉出，其系數分別為0.124、0.234，邊際效應分別為0.025、0.047，均在1%的水平上顯著。當因變量為農地轉入時，家庭非農收入、養老保障均負向影響農地轉入，系數分別為-0.003、-0.216，邊際效應分別為-0.001、-0.043，且養老保障在1%的水平上顯著。分析三者之間的作用機制，養老保障均對農地轉出、轉入產生影響，且家庭非農收入通過養老保障對農地流轉行為發生作用，養老保障確定在家庭非農收入影響農地流轉之間充當中介作用，驗證了理論分析。

表2 家庭非農收入、養老保障對農地流轉參與的影響

3.2.2 農地福利保障的調節作用 構建農地福利保障指標以及賦值，本研究通過農地顯現出來的就業保障、經濟保障以及生存保障二級指標進行熵值法得出權重，最終計算綜合得分具體衡量農地福利保障變量。具體利用“家庭從事自家農業人數（人）”正向表征農地的就業保障；“家庭經營收入（元）對數”正向表征農地的經濟保障；“自家農副產品消費總值（元）”反向表征農地的生存保障，并剔除缺失值樣本。

由表3可知，農地福利保障對農地轉出具有負向影響，對農地轉入具有正向影響，說明農地福利保障抑制家庭農地轉出行為，促進家庭農地轉入。而從交互項中看，農地福利保障與家庭非農收入的交互項對農地轉出和農地轉入的估計系數均為正，但對農地轉出和農地轉入的影響均不顯著，說明農地福利保障與家庭非農收入關系不顯著，并非通過調節家庭非農收入來影響農地的流轉參與行為。分析估計結果，農地福利保障與養老保障的交互顯著影響農地轉出，且相比于沒有農地福利保障的方程來說，養老保障對農地轉出的系數變小，表明農地福利保障功能對養老保障促進農地轉出的結果產生了一定程度上的抑制作用。在對農地轉入的影響中，農地福利保障與養老保障的交互項系數為負且不顯著，但從養老保障對農地轉入的系數相對大小中看，農地福利保障功能也對養老保障負向影響農地轉入的結果產生了一定抑制效果?？傮w表明農地福利保障對養老保障影響農地流轉參與的結果有調節作用。

表3 農地福利保障的調節效應

3.2.3 基于前置變量方法的穩健性檢驗 由于截面數據的性質，需要同時選取變量數據，同時由于農地流轉會帶來農民收入的增加，導致難以推斷家庭非農收入、養老保障和農地流轉之間的因果聯系，產生反向因果的內生性問題，導致模型的參數估計結果與現實情況不符。因此，為避免此內生性問題，借鑒相關研究［27］，使用CFPS數據中2014年的家庭非農收入以及養老保障2個前置變量進行模型的穩健性檢驗。此外利用Logistic回歸方法對模型進一步檢驗，結果如表4所示。

表4 穩健性檢驗

從自變量的替代變量對農地流轉參與的影響中，發現家庭非農收入和養老保障對農地流轉參與的影響與上述估計符號和結果一致，且養老保障對農地轉出和農地轉入回歸的估計系數在1%的水平上顯著，說明自變量家庭非農收入和養老保障影響因變量農地流轉參與的穩健性。其次，利用Logistic回歸方法對模型進行穩健性檢驗，發現系數的符號方向與上述結果均相同，進而對比Logistic回歸結果與上述Probit回歸結果的邊際效應值，發現二者的邊際效應結果均十分相似，可見本研究所估計模型結果具有穩健性。

3.2.4 基于不同地區不同收入的異質性分析 上述分析均利用全國性數據進行平均效應分析，未考慮到異質性，因而依據中國經濟發展、地理位置對樣本劃分為東、中、西部3個地區樣本，研究發展水平不同地區間家庭非農收入、養老保障對農地流轉參與的影響。其次，將樣本根據家庭非農收入高低分為高、中、低3個樣本，樣本選取依據低于全體樣本35%代表低收入群體、在35%～75%代表中收入群體、高于75%代表高收入群體，研究不同家庭非農收入以及養老保障對農地流轉的影響。

首先，根據表5回歸估計結果分析不同地區之間家庭非農收入、養老保障對農地流轉參與的影響。在農地轉出方面，東、中、西部3個地區的家庭非農收入對農地轉出均表現正向影響，促進農地轉出，其系數分別為0.146、0.128、0.099，且均在1%的水平上顯著，對比3個系數發現，東部地區系數大于其他2個地區，西部地區家庭非農收入估計系數最小，說明盡管家庭非農收入對農地轉出均有促進作用，但發展水平不同地區之間的影響程度有差異，東部地區影響程度最高。此外，3個地區養老保障對農地轉出的影響也均為正向且在1%的水平上顯著，繼而對比3個地區的估計系數，發現中部地區養老保障對農地轉出的影響系數最大，西部地區的系數最小，表明中部地區養老保障的中介影響程度相對更加突出。在農地轉入作為因變量后，發現東、中部地區的家庭非農收入負向影響農地轉入，而西部地區的家庭非農收入正向影響農地轉入，但均不顯著，也一定程度上說明西部地區的農地經營仍然是家庭生產活動的重要方面。觀察不同地區養老保障對農地轉入的影響，中部和西部地區養老保障對農地轉入的影響為負向且在1%的水平上顯著，而東部地區養老保障促進農地轉入影響不顯著，表明不同地區之間養老保障對農地轉入的影響也存在差異。

表5 不同地區之間的農地流轉影響

其次，根據表6不同家庭收入的農地流轉參與估計結果，發現不同家庭非農收入對農地流轉參與的影響不同。高收入家庭中，家庭非農收入和養老保障均對農地轉出有正向的作用，對農地轉入有負向的作用，說明高收入家庭更偏向于農地轉出。中收入家庭的回歸結果與高收入回歸結果符號相同，且估計結果均在1%的水平上顯著。但低收入家庭估計結果中，家庭非農收入既促進農地轉出又促進農地轉入，養老保障既抑制農地轉出又抑制農地轉入，說明低收入家庭的農地流轉參與行為決策與自變量的相關關系受到其他因素的影響。

表6 不同家庭收入的農地流轉影響

4 討論

通過上文的驗證分析，發現家庭非農收入對農戶參與農地流轉行為的促進影響，且進一步驗證了養老保障在家庭非農收入與農地流轉參與之間的中介作用，農地福利保障替代養老保障功能對農地流轉的調節效應。這些分析結果與之前的研究一致，楊昊等［28］指出家庭非農工資對促進農戶農地轉出有顯著影響。鄒寶玲等［10］研究表明農地福利保障以非正式制度保障效果進而抑制正式制度保障，對農戶的農地流轉參與行為產生影響。本研究的理論假設均得到證實，首先，農村家庭通過外出務工、勞動力的流動和人口結構的變化，對家庭收入和生計資本產生影響，進而影響家庭內部的生產決策，從而影響農地的生產經營決策。其次，家庭收入的增長也促進了家庭對養老保障的期待和需求，而當前農村社會保障、公共服務保障等制度不完善，擁有正式制度保障的家庭通過替代農地的非正式保障進而影響農地流轉參與行為。

5 結論與啟示

本研究基于2014年與2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，構建農地流轉參與的影響機制，利用Probit回歸方法分析家庭非農收入、養老保障、農地福利保障與農地流轉參與之間的關系，通過實證分析和穩健性檢驗，得出以下結論：①家庭非農收入顯著促進農地轉出，抑制農地轉入；②家庭非農收入對養老保障有顯著的正向作用，且養老保障顯著促進農地轉出，抑制農地轉入，養老保障在家庭非農收入對農地流轉參與的影響中充當中介作用；③農地福利保障顯著抑制農地轉出，促進農地轉入，并和養老保障有替代關系，抑制養老保障的農地參與影響；④通過異質性分析，發現東部地區的家庭非農收入對農地轉出的影響程度最大，中部地區養老保障對農地轉出的影響程度最大，不同地區之間的養老保障對農地轉入的影響不同；通過不同家庭收入的異質性分析發現，高收入家庭更偏向于農地轉出，低收入家庭的農地流轉意愿不確定。

基于以上研究結果和討論，對加快農地流轉、振興農業農村、實現共同富裕有以下啟示。①破解城鄉勞動力流動限制，促進農村剩余勞動力轉移，參與城市建設；②引導農戶進行農地流轉參與，促進農地的適度規模種植，提供現代化農業經濟發展理念以及技術，提高現代農業生產率和回報率；③當前農村正式制度保障仍然是薄弱環節，農村公共服務功能仍然滯后，需要進一步完善農村社會保障制度，縮小城鄉公共服務差距，構建一體化服務體系。