——基于對湖北省農(nóng)村老人的問卷調(diào)查

摘要：農(nóng)村老人作為當(dāng)前農(nóng)地經(jīng)營的重要主體，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿將對農(nóng)地資源的優(yōu)化配置產(chǎn)生重要的影響。本文基于對湖北省農(nóng)村老人的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)村勞動力老齡化形勢下農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿進(jìn)行了考察，分析了農(nóng)地保障依賴與養(yǎng)老階段對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。研究表明，農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高，在有承包地的農(nóng)村老人中，47.4%的愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地?；貧w結(jié)果顯示，農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿受到其對農(nóng)地保障依賴及其所處養(yǎng)老階段的影響。對農(nóng)地就業(yè)保障和養(yǎng)老保障依賴程度較低的農(nóng)村老人更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地；處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最低，其次是處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，而處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最高，也即農(nóng)村老人的自養(yǎng)程度越低，他養(yǎng)程度越高，其越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，反之亦然。另外，農(nóng)地保障依賴與農(nóng)村老人所處的養(yǎng)老階段相關(guān)，處于不同養(yǎng)老階段的農(nóng)村老人對農(nóng)地保障的依賴程度不同，從而進(jìn)一步影響了農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。

關(guān)鍵詞：保障依賴；養(yǎng)老階段；農(nóng)地流轉(zhuǎn)；農(nóng)村老人

一、理論基礎(chǔ)

農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為農(nóng)地資源優(yōu)化配置的有效手段，在應(yīng)對農(nóng)地承包關(guān)系長期化導(dǎo)致的農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模相對狹小、人地匹配錯(cuò)位等問題中發(fā)揮著重要作用。隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)實(shí)踐在農(nóng)村的推進(jìn)，新的農(nóng)地產(chǎn)權(quán)改革應(yīng)運(yùn)而生。2011年開始全國試點(diǎn)的農(nóng)地確權(quán)制度首次在實(shí)測基礎(chǔ)上對農(nóng)戶承包地進(jìn)行登記頒證，為農(nóng)用地的大規(guī)模流轉(zhuǎn)奠定了產(chǎn)權(quán)基礎(chǔ)。2014年11月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于引導(dǎo)農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的意見》指出，要“堅(jiān)持農(nóng)村土地集體所有，實(shí)現(xiàn)所有權(quán)、承包權(quán)、經(jīng)營權(quán)三權(quán)分置，引導(dǎo)土地經(jīng)營權(quán)有序流轉(zhuǎn)”。這里的“三權(quán)分置”被韓長賦認(rèn)為是引導(dǎo)農(nóng)地有序流轉(zhuǎn)的重要基礎(chǔ)，能夠放活農(nóng)地經(jīng)營權(quán)，解決農(nóng)村土地要素優(yōu)化配置的問題?？梢哉f，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是當(dāng)前我國農(nóng)地制度改革及實(shí)踐的核心，也是當(dāng)前農(nóng)地研究的中心論題。農(nóng)地流轉(zhuǎn)可以根據(jù)流轉(zhuǎn)的方向分為轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入，其中轉(zhuǎn)出是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。因?yàn)橹灰r(nóng)戶愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，總能找到轉(zhuǎn)入農(nóng)地的人。根據(jù)Ajzen計(jì)劃行為理論的觀點(diǎn)，行為意向是影響行為最直接的因素,所以研究農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿有助于更好地解釋農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的行為。因此，有必要對農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿進(jìn)行研究。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)相關(guān)研究成果眾多，其中農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿及其影響因素是重要的研究方向，相關(guān)研究歸結(jié)起來有兩個(gè)思路：一是對影響農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿各個(gè)方面的因素進(jìn)行檢驗(yàn)，意在對影響因素進(jìn)行全面性考察；二是重點(diǎn)研究單一或特定變量對農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響，其中，土地所具有的多重功能價(jià)值對農(nóng)民的土地流轉(zhuǎn)意愿具有重要影響，所以一些學(xué)者研究了農(nóng)地保障功能替代，包括就業(yè)保障功能替代、養(yǎng)老保障功能替代、經(jīng)濟(jì)保障功能替代等對農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。另外，已有對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的研究關(guān)注到了不同的主體，但鮮有研究關(guān)注到農(nóng)村老人這一群體，尤其是其轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿這一主題。與國家機(jī)關(guān)企事業(yè)單位工作人員不同，農(nóng)村老人缺少制度性的退休約束，所以在年滿60周歲后一般仍然會繼續(xù)參加勞動直至喪失勞動能力，有學(xué)者稱之為“無休止勞動”現(xiàn)象。在當(dāng)前農(nóng)村人口老齡化日益嚴(yán)峻、青壯年勞動力外流導(dǎo)致勞動力減少的背景下，農(nóng)村勞動力老齡化問題日益凸顯，過度勞動參與的問題也日益普遍。但農(nóng)村老人過度勞動參與并非一種好的晚年安排，對其生活質(zhì)量有較多的負(fù)面影響，降低了農(nóng)村老人晚年的福利水平，也會對我國的農(nóng)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生較為深遠(yuǎn)的影響。所以農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地，進(jìn)而退出農(nóng)業(yè)勞動，有利于其老年福利的提高，且有利于農(nóng)地資源的優(yōu)化配置，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此有必要關(guān)注農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。另外，農(nóng)村老人與青壯年農(nóng)民不同，后者處于勞動力供給的高峰期，供給將持續(xù)較長時(shí)間，而前者處于衰退期，供給持續(xù)時(shí)間個(gè)體差異巨大；后者主要通過自我勞動供養(yǎng)家庭，而前者供養(yǎng)家庭的方式具有多樣性及階段性特征。簡而言之，農(nóng)村老人存在不同的養(yǎng)老階段，而不同的養(yǎng)老階段及其對農(nóng)地保障的依賴與農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿存在一定的關(guān)系。因此本文基于對湖北省農(nóng)村老人的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)村勞動力老齡化形勢下農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿進(jìn)行考察，重點(diǎn)分析了農(nóng)地保障依賴、養(yǎng)老階段對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假說

1.保障依賴假說。保障論是學(xué)者對我國農(nóng)地功能的整體性論斷，認(rèn)為農(nóng)地承載著多重保障功能。農(nóng)地所承載的這些保障功能其實(shí)反映了農(nóng)民對農(nóng)地保障的依賴。農(nóng)地轉(zhuǎn)出讓渡了農(nóng)地的部分權(quán)利，消減了農(nóng)地對其原承包者的保障功能，也就意味著轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)民放棄或部分放棄了對農(nóng)地保障的依賴。所以如果農(nóng)民放棄或部分放棄對農(nóng)地保障的依賴，那么其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿就可能提高，反之亦然。因此說農(nóng)村老人對農(nóng)地的保障功能存在依賴，影響了其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。農(nóng)地所承載的保障功能是多樣的，一般認(rèn)為就業(yè)和養(yǎng)老是農(nóng)地核心的保障功能。所以農(nóng)村老人對農(nóng)地保障的依賴也主要是就業(yè)保障依賴和養(yǎng)老保障依賴。農(nóng)村老人作為處于生命周期后期的群體，無制度性退休約束，所以農(nóng)村老人會繼續(xù)參加勞動，尤其是參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動。也即農(nóng)村老人在達(dá)到其他群體國家法定退休年齡后，并未與生產(chǎn)資料強(qiáng)制分離，尤其是并未與農(nóng)地相分離，所以可以持續(xù)經(jīng)營農(nóng)地，農(nóng)地的就業(yè)保障功能得到持續(xù)發(fā)揮。另外，在新農(nóng)保實(shí)施之前，絕大部分農(nóng)村老人并無退休金和養(yǎng)老金，農(nóng)地是其養(yǎng)老資料的主要來源，所以農(nóng)地在農(nóng)村老人養(yǎng)老中發(fā)揮著重要的作用，而即使在新農(nóng)保實(shí)施后農(nóng)村老人仍然對農(nóng)地的養(yǎng)老功能存在嚴(yán)重依賴?；趯r(nóng)地保障依賴與農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿關(guān)系的分析，這里提出以下兩個(gè)假說：

假說1：農(nóng)村老人對農(nóng)地就業(yè)保障的依賴程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低。

假說2：農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的依賴程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低。

農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的依賴可以從主觀和客觀兩個(gè)角度進(jìn)行展示，主觀方面主要是農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的直接評價(jià)，而客觀方面則可以通過測量農(nóng)地向農(nóng)村老人直接提供的養(yǎng)老資料獲得。養(yǎng)老資料包括通過經(jīng)營農(nóng)地獲得自用的生活資料以及通過銷售農(nóng)產(chǎn)品獲得的現(xiàn)金收入。一般來說一個(gè)成年勞動力從農(nóng)地直接獲得的生活資料數(shù)量差異較小，且銷售農(nóng)產(chǎn)品獲得的現(xiàn)金收入一般又與農(nóng)業(yè)收入接近，所以農(nóng)業(yè)收入可以在很大程度上表征農(nóng)地對農(nóng)村老人養(yǎng)老的保障。因?yàn)檗r(nóng)村老人獲得生活資料的目的在于應(yīng)對其生活消費(fèi)，所以農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對農(nóng)村老人消費(fèi)支出的能力就體現(xiàn)了農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障客觀依賴的程度?；谝陨戏治觯杉僬f2得出以下兩個(gè)推論：

推論1：農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低。

推論2：農(nóng)村老人農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對其消費(fèi)支出的能力越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低。

除通過面向農(nóng)地獲得養(yǎng)老資源外，農(nóng)村老人還可能通過面向家庭及社會獲得養(yǎng)老資源。前者主要通過子女等的供養(yǎng)獲得，后者主要通過社會養(yǎng)老保險(xiǎn)獲得。因?yàn)轭~外養(yǎng)老保障資產(chǎn)的引入會減小個(gè)人對既有養(yǎng)老保障方式的依賴，形成替代效應(yīng)，所以社會養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)施會在一定程度上替代農(nóng)地的養(yǎng)老保障功能，從而降低農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的依賴，提高其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。同理，子女等的供養(yǎng)也會在一定程度上降低農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的依賴，提高農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。因此，這里進(jìn)一步由假說2得出以下兩個(gè)推論：

推論3：子女供養(yǎng)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度越高，農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。

推論4：社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度越高，農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。

2.養(yǎng)老階段假說。農(nóng)村老人的養(yǎng)老階段性特征反映了生命周期對農(nóng)村老人養(yǎng)老的約束。生命周期的原義是指由自然人口的再生產(chǎn)機(jī)制所驅(qū)使的成熟和生育過程。生命周期可以用來分析生活資源的供給，并以生活資源供給為標(biāo)準(zhǔn)將農(nóng)村居民的一生劃分為三個(gè)不同的階段：第一個(gè)階段為他養(yǎng)階段，從個(gè)體出生到獨(dú)立生活這一段時(shí)間；第二個(gè)階段為自養(yǎng)階段，從獨(dú)立生活到喪失自我供養(yǎng)能力這一段時(shí)間；第三個(gè)階段也為他養(yǎng)階段，從喪失自我供養(yǎng)能力到生命終結(jié)。農(nóng)村老人的養(yǎng)老缺少制度性的退休約束，所以即使在年滿60周歲后，農(nóng)村老人仍然可以依靠經(jīng)營土地以及從事其他工作獲得生活資源。因此，在農(nóng)村老人年滿60周歲以后，在他養(yǎng)階段之前，還將存在一個(gè)自養(yǎng)階段，從自養(yǎng)階段到他養(yǎng)階段中間一般還存在一個(gè)過渡階段，即半自養(yǎng)階段。也即根據(jù)生命周期理論并結(jié)合農(nóng)村實(shí)際，這里認(rèn)為農(nóng)村老人養(yǎng)老階段根據(jù)生活資源的供給狀況可以分為自養(yǎng)階段、半自養(yǎng)階段和他養(yǎng)階段三個(gè)階段。處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人生活資源供給的主體是自己，對農(nóng)地的依賴較高，所以轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較低；而處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人對農(nóng)地的依賴較低，所以轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高；處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人對農(nóng)地的依賴高于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，但低于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，所以轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿低于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人但高于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人?；诖耍疚奶岢鲆韵卵芯考僬f：

假說3：農(nóng)村老人的養(yǎng)老階段影響其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最低，其次是處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿最高。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文使用了華中農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)村社會建設(shè)與管理研究中心對湖北省農(nóng)村地區(qū)60周歲及以上老年人的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)。2014年9月和12月，中心先后對湖北省的浠水縣、安陸市、洪湖市農(nóng)村老人開展了問卷調(diào)查。調(diào)查采用分層抽樣的方法選取樣本縣（市）、鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、村，湖北省共抽取3個(gè)縣（市），每個(gè)縣（市）隨機(jī)抽取3個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）隨機(jī)抽取4個(gè)行政村，每個(gè)行政村隨機(jī)抽取24個(gè)樣本。調(diào)查共抽取了9個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）36個(gè)行政村的約860個(gè)樣本。調(diào)查均由華中農(nóng)業(yè)大學(xué)社會學(xué)系學(xué)生組成的調(diào)查小組分赴各鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）進(jìn)行入戶調(diào)查，調(diào)查質(zhì)量較高。調(diào)查共發(fā)放問卷約860份，收回有效問卷810份，有效回收率約94%。因?yàn)楸疚奶接懙氖寝r(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿及其影響因素，所以剔除家中已經(jīng)沒有集體分配耕地或從別人那里租用耕地的樣本，剩余樣本623人。

（三）計(jì)量模型

因變量中農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿為二分類選擇變量，因此，擬建立二元Logistic回歸模型來分析影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的因素。其模型形式為：

（1）式中，pi為農(nóng)村老人i愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率，α表示常數(shù)項(xiàng)，xj表示第j個(gè)影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的自變量，n為自變量的個(gè)數(shù)，βj是自變量回歸系數(shù)。農(nóng)村老人愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率與不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的概率的比值pi/1-pi為事件發(fā)生比，對其進(jìn)行對數(shù)變換，得到Logistic回歸模型的線性表達(dá)式為：

（四）變量選擇

1.保障依賴變量。農(nóng)村老人對農(nóng)地保障的依賴包括就業(yè)和養(yǎng)老兩個(gè)方面。對農(nóng)地的就業(yè)保障依賴用農(nóng)村老人的勞動工作狀況表征。農(nóng)村老人的勞動工作狀況包括“全職務(wù)農(nóng)”“兼業(yè)務(wù)農(nóng)”“全職非農(nóng)”“部分退出勞動”以及“完全退出勞動”等方面，其中“全職務(wù)農(nóng)”意味著農(nóng)村老人對農(nóng)地就業(yè)保障的依賴程度很高；“兼業(yè)務(wù)農(nóng)”“部分退出勞動”則意味著農(nóng)村老人對農(nóng)地就業(yè)保障具有一定的依賴，但程度不高；而“全職非農(nóng)”“完全退出勞動”則意味著農(nóng)村老人對農(nóng)地就業(yè)保障的依賴程度較低。所以這里將“兼業(yè)務(wù)農(nóng)”“部分退出勞動”合并為“兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動”，而將“全職非農(nóng)”“完全退出勞動”合并為“全職非農(nóng)/完全退出勞動”項(xiàng)。

根據(jù)前文理論分析，對農(nóng)地的養(yǎng)老保障依賴主要由2個(gè)變量表征，分別是農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)和農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力，其中前者表征農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的主觀依賴程度，后者表征農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的客觀依賴程度。為充實(shí)論證，研究還選擇了子女供養(yǎng)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度、社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度2個(gè)變量，以逆向論證農(nóng)地養(yǎng)老保障依賴與農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)主要通過詢問農(nóng)村老人以下題目獲得：“對您來說，土地在您養(yǎng)老中發(fā)揮的作用大不大？”選項(xiàng)分別有“非常小”“比較小”“一般”“比較大”“非常大”。農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力則通過將農(nóng)村老人個(gè)人農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入除以其個(gè)人消費(fèi)支出獲得。子女供養(yǎng)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度通過子女等對農(nóng)村老人供養(yǎng)數(shù)量除以農(nóng)村老人個(gè)人農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入與子女等對農(nóng)村老人供養(yǎng)數(shù)量之和計(jì)算獲得，社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度通過農(nóng)村老人個(gè)人領(lǐng)取養(yǎng)老金數(shù)量除以農(nóng)村老人個(gè)人農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入與其個(gè)人領(lǐng)取養(yǎng)老金數(shù)量之和獲得。

2.養(yǎng)老階段變量。根據(jù)前文分析，這里通過農(nóng)村老人的養(yǎng)老資源供給主體確定養(yǎng)老階段變量，養(yǎng)老資源供給主體除養(yǎng)老金、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼等之外，主要為自己及配偶的意味著處于自養(yǎng)階段，主要為子女的意味著處于他養(yǎng)階段，兩者均有的意味著處于半自養(yǎng)階段。

3.控制變量。參照既有研究，這里將性別、年齡、受教育年限、是否有慢性病、婚姻狀況、個(gè)人收入對數(shù)、子女?dāng)?shù)量、子女家庭經(jīng)濟(jì)狀況、與子女的關(guān)系、家庭承包農(nóng)地面積、農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格認(rèn)知、所在村地形等設(shè)置為控制變量。變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

三、結(jié)果與討論

（一）農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的描述性統(tǒng)計(jì)分析

調(diào)查統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示（見表2），在參與調(diào)查的810個(gè)有效樣本中，有623個(gè)樣本所在家庭擁有耕地，比例占到了76.9%，而23.1%的樣本所在家庭沒有耕地。之所以有23.1%的樣本所在家庭沒有耕地，與農(nóng)村分家析產(chǎn)的傳統(tǒng)相關(guān)。農(nóng)村家庭中一般兒子較多，當(dāng)兒子長大成人并結(jié)婚以后一般會進(jìn)行分家。耕地會在分家過程中進(jìn)行分割，部分老人會將耕地全部分給兒子，更多的老人則會在自己失去勞動能力后將耕地交給兒子。本文主要分析農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，所以選擇了總體樣本中所在家庭中有耕地的農(nóng)村老人進(jìn)行分析。而對于所在家庭已經(jīng)沒有耕地的農(nóng)村老人，詢問其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿意義不大。所在家庭有耕地的樣本中，47.7%的愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，可見農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿很高，接近一半，而如果再加上已經(jīng)沒有耕地的樣本，那么愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例將更高。雖然農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿很高，但有轉(zhuǎn)出農(nóng)地行為的卻相對較少，比例只有26.5%。

本文主要考察保障依賴、養(yǎng)老階段對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響，所以這里首先通過交互分類表展現(xiàn)變量之間的關(guān)系。

表3顯示，對農(nóng)地保障的依賴與農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿高度相關(guān)，對農(nóng)地就業(yè)保障依賴程度較高的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較低。全職務(wù)農(nóng)的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最低，僅38.0%，兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿有所提高，但提高程度不大，比例為46.3%，而全職非農(nóng)/完全退出勞動的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿大幅度提高，達(dá)到66.5%。綜合來看，農(nóng)村老人對農(nóng)地就業(yè)保障依賴的程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低，反之亦然。

農(nóng)地養(yǎng)老保障依賴與農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的關(guān)系。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的依賴程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低，反之亦然。首先，農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)。表3顯示，認(rèn)為農(nóng)地在其養(yǎng)老中發(fā)揮的作用非常大的樣本，僅有34.4%的愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，而作用比較大、一般和比較小的樣本，分別有37.8%、52.2%和61.1%的愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，而認(rèn)為作用非常小的樣本，愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例高達(dá)83.7%。其次，農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力。這里將農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力分為無應(yīng)對能力（農(nóng)業(yè)收入為0元）、部分應(yīng)對能力（0元＜農(nóng)業(yè)收入＜個(gè)人消費(fèi)支出）和完全應(yīng)對能力（農(nóng)業(yè)收入≥個(gè)人消費(fèi)支出）。表3顯示，在農(nóng)業(yè)收入對其個(gè)人消費(fèi)支出無應(yīng)對能力的樣本中，有高達(dá)65.6%的愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，隨著應(yīng)對能力的提高，樣本轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿逐漸降低，而有完全應(yīng)對能力的樣本中，僅25.9%的愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。

表3還顯示，農(nóng)村老人的養(yǎng)老階段與其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿也高度相關(guān)，通過了顯著性檢驗(yàn)。處于自養(yǎng)階段的樣本愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例為35.6%，處于半自養(yǎng)階段的樣本愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例提高到47.9%，處于他養(yǎng)階段的樣本愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地的比例則高達(dá)66.9%?？梢园l(fā)現(xiàn)，處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最低，其次是處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，而處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最高。

（二）農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿影響因素的Logistics回歸結(jié)果分析

這里進(jìn)一步通過建立11個(gè)回歸模型來估計(jì)自變量與控制變量的影響程度及其顯著性水平。模型1是放入控制變量的基本模型，模型2～7是在模型1基礎(chǔ)上分別增加了勞動工作狀況、農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)、農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力、子女供養(yǎng)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度、社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度和養(yǎng)老階段等變量。不同自變量之間可能存在相互關(guān)系，所以模型8在模型1基礎(chǔ)上同時(shí)增加了勞動工作狀況變量和農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)變量，模型9在模型1基礎(chǔ)上同時(shí)增加了勞動工作狀況變量和農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力變量，模型10和模型11則分別在模型8和模型9基礎(chǔ)上增加了養(yǎng)老階段變量。回歸分析的結(jié)果見表4和表5。

首先來看控制變量的影響。表4顯示，控制變量中性別、年齡、是否有慢性病、與子女的關(guān)系、家庭承包農(nóng)地面積、是否知道本村農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格、所在地區(qū)地形等變量通過了顯著性檢驗(yàn)。模型1顯示，性別變量在p＜0.05的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，意味著女性比男性更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。年齡變量在p＜0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即年齡越大的農(nóng)村老人更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。是否有慢性病變量在p＜0.05的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，意味著有慢性病的農(nóng)村老人比沒有慢性病的農(nóng)村老人更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。與子女的關(guān)系變量也在p＜0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即農(nóng)村老人與子女的關(guān)系越好，那么其更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。家庭承包地面積在p＜0.05的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即農(nóng)村老人所在家庭承包地面積越大，那么其更愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。是否知道本村農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格在p＜0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，即知道本村農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格的農(nóng)村老人，相對于不知道本村農(nóng)地流轉(zhuǎn)價(jià)格的農(nóng)村老人，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高。模型1還顯示，所在地區(qū)的地形因素也會對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿產(chǎn)生影響，相對于處在平原地區(qū)的農(nóng)村老人，處在山地和丘陵地區(qū)的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿更高。

再來看勞動工作狀況對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。由模型2和模型1的比較可以看出，當(dāng)加入勞動工作狀況變量后，模型2的-2倍對數(shù)似然值相較模型1有所降低，Nagelkerke R2由0.148提高到了0.190，這意味著模型2比模型1擬合得更好，模型的解釋力也增強(qiáng)了，說明勞動工作狀況變量對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿有較大的影響。在模型2中，全職務(wù)農(nóng)變量和兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動變量均在p＜0.01的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，意味著相對于全職非農(nóng)/完全退出勞動的農(nóng)村老人，全職務(wù)農(nóng)的農(nóng)村老人和兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動的農(nóng)村老人更不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。同時(shí)全職務(wù)農(nóng)的系數(shù)為-1.079，而兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動的系數(shù)為-0.821，說明全職務(wù)農(nóng)比兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動的農(nóng)村老人更不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。也就說明，農(nóng)村老人對農(nóng)地就業(yè)保障依賴程度越高，越不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，反之，農(nóng)村老人對農(nóng)地就業(yè)保障依賴的程度越低，越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。因此，假說1得證。

這里進(jìn)一步檢驗(yàn)農(nóng)地養(yǎng)老保障作用對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。從模型3、模型4和模型1的比較來看，當(dāng)分別加入農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)變量、農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力變量后，模型3和模型4的-2倍對數(shù)似然值相較模型1進(jìn)一步降低，Nagelkerke R2則有較大幅度的提高，分別達(dá)到了0.204、0.199。在模型3中，農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)變量在p＜0.01的水平上顯著，且方向?yàn)樨?fù)。在模型4中，農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力變量在p＜0.01的水平上顯著，方向也為負(fù)。這就意味著無論從主觀視角還是客觀視角來看，農(nóng)地發(fā)揮的養(yǎng)老作用越大，農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低，反之亦然。因此，推論1、推論2得證。

模型5和模型6將逆向論證農(nóng)地養(yǎng)老保障作用對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。從模型5、模型6和模型1的比較來看，當(dāng)分別加入子女供養(yǎng)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度變量和社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度變量后，模型5、模型6的-2倍對數(shù)似然值相較模型1均有所降低，Nagelkerke R2則均達(dá)到了0.205。在模型5中，子女供養(yǎng)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度變量在p＜0.01的水平上顯著，且方向?yàn)檎?，在模?中，社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度變量在p＜0.01的水平上顯著，方向也為正。這就意味著子女供養(yǎng)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度越高，社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障的替代程度越高，那么農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高，反之亦然。因此推論3、推論4得證。綜合模型3—6，無論是正向還是逆向論證，均說明農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障依賴程度越高，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越低，反之農(nóng)村老人對農(nóng)地的養(yǎng)老保障依賴程度越低，其轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高，因此假說2得證。

進(jìn)一步看養(yǎng)老階段的影響。由模型7和模型1的比較可以看出，當(dāng)加入養(yǎng)老階段變量后，模型7的-2倍對數(shù)似然值有所下降，而Nagelkerke R2有所提高，由0.148提高到了0.183。在模型7中，自養(yǎng)階段變量和半自養(yǎng)階段變量均在p＜0.01的水平上顯著正向影響農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿，意味著相對于處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人和處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人更不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，同時(shí)自養(yǎng)階段的系數(shù)為-1.115，而半自養(yǎng)階段的系數(shù)為-0.701，說明處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人比處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人更不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。也進(jìn)一步說明，農(nóng)村老人的自養(yǎng)程度越高，越不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，而農(nóng)村老人的他養(yǎng)程度越高，則越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。因此，假說3得證。

因?yàn)樽宰兞恐g可能存在一定的關(guān)系，所以這里進(jìn)一步將勞動工作狀況變量分別和表征主客觀農(nóng)地養(yǎng)老保障依賴的變量同時(shí)放入模型，得到模型8、模型9。模型8和模型9的-2倍對數(shù)似然值相較模型1—4均有所降低，Nagelkerke R2也分別提高到了0.222和0.215，其中勞動工作狀況變量、農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)變量、農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力變量均顯著，但系數(shù)和顯著性有所變化，其中系數(shù)的絕對值均有所降低，兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動的顯著性在2個(gè)模型中均降低到p＜0.05的水平。說明勞動工作狀況與農(nóng)地養(yǎng)老保障依賴之間存在一定的關(guān)系，可能因?yàn)椴煌瑒趧訝顩r下農(nóng)地在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用不同，從而農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的依賴程度也不同。顯然勞動工作狀況為全職務(wù)農(nóng)的農(nóng)村老人對農(nóng)地養(yǎng)老保障的依賴程度要高于勞動工作狀況為兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動、全職非農(nóng)/完全退出勞動的農(nóng)村老人。

與模型8、模型9不同，模型10和模型11進(jìn)一步控制了養(yǎng)老階段變量，-2倍對數(shù)似然值下降到735.418和737.936，而Nagelkerke R2則提高到0.239和0.230，模型解釋力進(jìn)一步提高。在模型10和模型11中，養(yǎng)老階段變量的系數(shù)和顯著性發(fā)生了一定的變化，自養(yǎng)階段系數(shù)的絕對值有所降低，而半自養(yǎng)階段的顯著性在模型10中降低到p＜0.1的水平，在模型11中半自養(yǎng)階段系數(shù)不再顯著。在2個(gè)模型中勞動工作狀況變量的系數(shù)和顯著性均有所降低，全職務(wù)農(nóng)的顯著性均降低到p＜0.05的水平，兼業(yè)務(wù)農(nóng)/部分退出勞動的顯著性均降低到p＜0.1的水平。而農(nóng)地養(yǎng)老保障作用的主觀評價(jià)變量和農(nóng)業(yè)收入應(yīng)對消費(fèi)支出的能力變量的顯著性并未發(fā)生變化，但是系數(shù)的絕對值有所降低。以上均說明養(yǎng)老階段與農(nóng)地保障依賴之間存在一定的關(guān)系，相互消減了對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響?？赡芤?yàn)樘幱谧责B(yǎng)階段的農(nóng)村老人主要通過生產(chǎn)勞動籌措養(yǎng)老資金，對農(nóng)地保障的依賴較高，所以轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較低；處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，一般來說已經(jīng)退出勞動，所以生活消費(fèi)來源基本全部來源于子女或其他家庭成員，因此對農(nóng)地保障的依賴較低，所以轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高；而處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，其日常生活開支一部分來自自我勞動，另一部分來自子女或其他家庭成員的供養(yǎng)，對農(nóng)地保障的依賴高于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人但低于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，所以轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿處于兩者之間。

這里進(jìn)一步分析了養(yǎng)老階段與農(nóng)地保障依賴之間的關(guān)系。

表6顯示，處于自養(yǎng)階段和半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人全職務(wù)農(nóng)的比例最高，而處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人更可能全職非農(nóng)/完全退出勞動，且兩者之間的關(guān)系通過了顯著性檢驗(yàn)。處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人認(rèn)為農(nóng)地在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用非常大的比例最高，為24.7%，而處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人認(rèn)為農(nóng)地在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用比較大的比例最高，而處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人認(rèn)為農(nóng)地在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用比較小和非常小的比例最高。對于大部分農(nóng)村老人來說，農(nóng)業(yè)收入僅能部分應(yīng)對其消費(fèi)支出，但對于處于自養(yǎng)階段和半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，農(nóng)業(yè)收入對消費(fèi)支出有完全應(yīng)對能力和部分應(yīng)對能力的比例遠(yuǎn)高于處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，反之處于自養(yǎng)階段和半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人農(nóng)業(yè)收入對消費(fèi)支出無應(yīng)對能力的比例分別為27.5%和26.9%，而處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人農(nóng)業(yè)收入對消費(fèi)支出無應(yīng)對能力的比例高達(dá)80.1%。所以說，處于不同養(yǎng)老階段的農(nóng)村老人其勞動工作狀況以及農(nóng)地發(fā)揮的養(yǎng)老保障作用不同，或者說處于不同養(yǎng)老階段的農(nóng)村老人對農(nóng)地保障的依賴程度不同，從而進(jìn)一步影響了農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。

四、結(jié)論及政策含義

本文基于對湖北省農(nóng)村老人的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)村勞動力老齡化形勢下農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿進(jìn)行了考察，分析了保障依賴、養(yǎng)老階段對農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地意愿的影響。研究結(jié)論如下：第一，農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較高，在有承包地的農(nóng)村老人中，47.4%的愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。第二，對農(nóng)地就業(yè)和養(yǎng)老保障依賴程度較高的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿較低，而對農(nóng)地保障依賴程度較低的農(nóng)村老人則更傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地。第三，處于他養(yǎng)階段的農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿最高，其次是處于半自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，最后是處于自養(yǎng)階段的農(nóng)村老人，也即農(nóng)村老人的自養(yǎng)程度越高，越不愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地，而農(nóng)村老人的他養(yǎng)程度越高，則越愿意轉(zhuǎn)出農(nóng)地。第四，對農(nóng)地的保障依賴與農(nóng)村老人所處的養(yǎng)老階段相關(guān)，處于不同養(yǎng)老階段的農(nóng)村老人對農(nóng)地的依賴程度不同，從而進(jìn)一步影響了農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。

基于研究結(jié)論，這里認(rèn)為改善農(nóng)村老人晚年福利以及農(nóng)村勞動力老齡化趨勢，促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)地資源優(yōu)化配置的根本在于降低農(nóng)村老人對農(nóng)地保障的依賴。降低農(nóng)村老人對農(nóng)地保障的依賴，最主要的是降低農(nóng)地的就業(yè)和養(yǎng)老保障功能，進(jìn)而縮短農(nóng)村老人的自養(yǎng)階段和半自養(yǎng)階段，而這都離不開農(nóng)村社會保障制度，尤其是養(yǎng)老保障制度的完善。在理論上講，如果農(nóng)民得到穩(wěn)定收入來源，土地的生存保障功能將會弱化，農(nóng)民對土地的依附性隨之降低，若社會保障制度能代替土地本身承載的就業(yè)價(jià)值與社會保障功能，則會對農(nóng)民的農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿產(chǎn)生積極的正向作用。所以，進(jìn)一步完善當(dāng)前城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，逐步提高其養(yǎng)老金水平，增強(qiáng)養(yǎng)老金對農(nóng)地保障功能的替代，將有助于提高農(nóng)村老人轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿。另外需要注意的是，農(nóng)地流轉(zhuǎn)以及農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的實(shí)現(xiàn)其實(shí)反過來也將壓縮農(nóng)村老人經(jīng)營農(nóng)地的空間，起到進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的作用。

（作者系西北大學(xué)公共管理學(xué)院講師）

中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版）》2018年第1期 

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