——基于家庭人口結(jié)構(gòu)和流動(dòng)性約束的視角
摘要：本文系統(tǒng)研究了新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn) (簡稱“新農(nóng)?！? 對(duì)家中有老年人 (60歲以上) 和無老年人兩類家庭土地轉(zhuǎn)出決策的影響與機(jī)制, 并識(shí)別了在家庭面臨不同流動(dòng)性約束條件下的差異。在理論分析作用機(jī)制的基礎(chǔ)上, 利用農(nóng)業(yè)部全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的兩期數(shù)據(jù), 用PSM-DID方法進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明, 對(duì)于無老年人家庭, 加入新農(nóng)保能提升預(yù)期養(yǎng)老保障水平, 制度性養(yǎng)老保障會(huì)替代土地養(yǎng)老保障功能并降低土地經(jīng)營邊際效用, 促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出, 這種作用在家庭流動(dòng)性約束較弱情況下尤其顯著;而在流動(dòng)性約束嚴(yán)重情況下, 加入新農(nóng)保的長遠(yuǎn)利益和短期家庭支出增加, 會(huì)促使家庭短期減少閑暇、增加勞動(dòng)強(qiáng)度和時(shí)間, 無益于土地轉(zhuǎn)出。對(duì)于有老年人家庭, 新農(nóng)保會(huì)增加老年人生活保障和家庭福利, 降低老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給, 促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出, 特別是在流動(dòng)性約束較強(qiáng)情況下;而在流動(dòng)性約束較弱情況下, 新農(nóng)保對(duì)老年人生活保障和家庭福利的提升作用較弱, 促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出作用也較弱。
一、引言
在中國農(nóng)村長期缺失制度性養(yǎng)老保障的情況下, 農(nóng)村土地因其帶有社會(huì)保障功能被許多學(xué)者認(rèn)為是抑制農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的重要因素 (黃延延, 2012;[17]) 。自1992年起, 雖然農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)經(jīng)歷了3次高潮1, 但小規(guī)模農(nóng)戶仍占主導(dǎo)地位, 大量農(nóng)戶參與土地流轉(zhuǎn)市場交易并不積極。2014年, 我國農(nóng)村流轉(zhuǎn)土地面積僅占全國耕地面積的30.4%;2015年, 土地經(jīng)營規(guī)模10畝以下的農(nóng)戶比例仍高達(dá)76.87% ([7]) , 絕大多數(shù)小農(nóng)即便家庭生計(jì)已基本不依賴農(nóng)地經(jīng)營收入, 但仍然不愿意轉(zhuǎn)出土地。一種解釋是因?yàn)檗r(nóng)村土地不僅是農(nóng)戶的生產(chǎn)資料, 還是農(nóng)戶穩(wěn)定就業(yè)的保障, 同時(shí)還承載著經(jīng)濟(jì)功能和保障功能 ([16]) 。農(nóng)村社會(huì)制度性保障體系的缺失使得土地成為農(nóng)村家庭至關(guān)重要的一道生存和養(yǎng)老保障2。特別地, 對(duì)于年齡較大的農(nóng)村勞動(dòng)力, 由于和青壯男勞動(dòng)力在體力、素質(zhì)和意識(shí)上的差別導(dǎo)致其非農(nóng)就業(yè)處于劣勢(shì), 多數(shù)往往只能隨著年齡增長而選擇返回農(nóng)村老家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營 ([24];[26]) 。有研究發(fā)現(xiàn)土地所具有的就業(yè)、養(yǎng)老等基本生活保障的效用超越了經(jīng)濟(jì)效用, 是其直接經(jīng)濟(jì)效用的4倍 ([16]) , 而土地這種難以替代的保障功能和土地細(xì)碎化導(dǎo)致的高昂交易成本被一些研究認(rèn)為是導(dǎo)致農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)和地塊整合困難的重要原因 ([18];[17]) 。
但是, 關(guān)于制度性養(yǎng)老保障缺失是否構(gòu)成農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的實(shí)質(zhì)性障礙其實(shí)尚缺乏扎實(shí)的研究支撐, 特別是對(duì)不同人群、不同家庭的影響是否一致還遠(yuǎn)未達(dá)成共識(shí)。在當(dāng)前農(nóng)地制度下, 有學(xué)者僅從理論上得出雖然農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的邊際效益懸殊使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)成為可能, 但由于農(nóng)地所具有較強(qiáng)的保障功能難以被替代阻礙了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出 (黃延延, 2012) , 也有學(xué)者認(rèn)為, 農(nóng)民之所以不轉(zhuǎn)出土地, 并不是因?yàn)橥恋亓鬓D(zhuǎn)的功能沒有被替代, 而是農(nóng)民對(duì)土地的產(chǎn)權(quán)訴求沒有被滿足 ([10]) 。[15]研究發(fā)現(xiàn), 隨著土地保障功能可替代程度的上升, 江蘇農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿有所增加。而由于既有研究對(duì)兩方面問題未能很好處理, 導(dǎo)致研究結(jié)論難以達(dá)成共識(shí)。一是多數(shù)研究以理性分析農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的影響為主, 少有采取規(guī)范的實(shí)證研究方法去專門識(shí)別農(nóng)地養(yǎng)老保障對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策和行為的作用機(jī)制。對(duì)于少數(shù)實(shí)證研究, 由于農(nóng)地兼具經(jīng)濟(jì)和保障功能, 在實(shí)證上缺乏太好的策略對(duì)農(nóng)地上述兩種功能給予分離而影響結(jié)論的說服力。二是既有研究大多缺少大樣本數(shù)據(jù), 大多是針對(duì)一個(gè)省或一個(gè)縣的樣本進(jìn)行的分析, 所得結(jié)論外推到其他地區(qū)的外部有效性不足, 不具備普遍性。
中國近年來在農(nóng)村推行的新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn) (簡稱“新農(nóng)?！? 為采取計(jì)量經(jīng)濟(jì)策略識(shí)別制度性養(yǎng)老保障對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的影響提供了系統(tǒng)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。中國農(nóng)村養(yǎng)老保障制度建立時(shí)間較晚且發(fā)展滯緩。1986~1998年為農(nóng)村養(yǎng)老保障發(fā)展的第一個(gè)階段。這一階段的農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)被稱為老農(nóng)保, 主要依靠農(nóng)戶自己繳費(fèi)。由于政府財(cái)政投入不足和農(nóng)戶參保意愿不高, 老農(nóng)保最終在1998年國家整頓保險(xiǎn)業(yè)時(shí)退出了歷史舞臺(tái)。2004年至今為第二階段。老農(nóng)保停止之后, 全國各地自行組織探索了不少農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)模式, 2009年9月, 國務(wù)院出臺(tái)了《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》。相較于老農(nóng)保, 新農(nóng)保完善了籌資結(jié)構(gòu)和養(yǎng)老金待遇?；I資由個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助、政府補(bǔ)貼構(gòu)成, 且對(duì)個(gè)人繳費(fèi)添加了捆綁繳納的要求, 即制度實(shí)施時(shí), 已年滿60周歲、未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的, 不用繳費(fèi), 可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金, 但其符合參保條件的子女應(yīng)當(dāng)參保繳費(fèi);養(yǎng)老金由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個(gè)人賬戶養(yǎng)老金組成, 年滿60周歲、未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的農(nóng)村有戶籍的老年人, 可以終身按月領(lǐng)取養(yǎng)老金。新農(nóng)保實(shí)施后迅速發(fā)展, 期初在全國選擇了10%的縣 (市、區(qū)) 啟動(dòng)試點(diǎn), 此后試點(diǎn)工作在全國迅速鋪開, 2011年覆蓋面達(dá)到了60%以上, 到2012年8月底, 全國所有的2853個(gè)縣級(jí)行政區(qū)均啟動(dòng)了新農(nóng)保試點(diǎn)。從邏輯上講, 如果農(nóng)地的養(yǎng)老保障功能確實(shí)構(gòu)成了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的實(shí)質(zhì)性障礙, 那么新農(nóng)保的推廣和農(nóng)戶參與會(huì)有利于其替代農(nóng)地的保障功能, 激勵(lì)農(nóng)戶釋放和轉(zhuǎn)出農(nóng)地。
國內(nèi)外很多學(xué)者就新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)和生活的影響開展了研究, 包括新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響。首先, 一些研究表明, 養(yǎng)老保障會(huì)對(duì)農(nóng)戶收支儲(chǔ)蓄和勞動(dòng)力供給等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生全方位的影響, 且由于養(yǎng)老保障對(duì)不同年齡的制度安排不同, 其對(duì)家中是否有滿足年齡的老人及其他成員產(chǎn)生的影響也存在差異。對(duì)有老年人家庭, 養(yǎng)老保障為家庭增加了一筆穩(wěn)定收入, 可促進(jìn)家庭消費(fèi), 影響儲(chǔ)蓄 ([22];[12]) , 增加家庭福利 ([31];[23]) , 對(duì)老年人健康狀況有顯著影響 ([34]) , 會(huì)促進(jìn)老年人身體健康、心理健康和營養(yǎng)攝入 (Fan and [32];[31];Zhang and Liu, 2007) 。養(yǎng)老保障還可以為老年人選擇獨(dú)居生活提供保障 (McGarry and [35];[4]) , 降低老年人的非農(nóng)勞動(dòng)供給 ([36];Ardington et al., 2009) , 但對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給存在不確定性 ([3];[5]) 。對(duì)有老人家庭中的非老年人, 由于養(yǎng)老保障穩(wěn)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(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān), 促進(jìn)子女外出打工 (譚清華等, 2016;[29];[2]) 。而對(duì)無老人的繳費(fèi)家庭, 雖然當(dāng)前沒有養(yǎng)老金收入, 但由于購買養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)提高養(yǎng)老保障預(yù)期, 也可能影響家庭收支儲(chǔ)蓄和勞動(dòng)力配置等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。
其次, 新農(nóng)保在影響勞動(dòng)力配置的同時(shí), 也可能對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響。一些文獻(xiàn)認(rèn)為, 農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)體系的建立能有效替代土地的保障功能, 促進(jìn)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)。從農(nóng)戶層面看, 農(nóng)戶的農(nóng)村社保認(rèn)知程度越高, 越愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn) ([25]) ;相較于非參保戶, 土地對(duì)于參保戶的保障功能較弱, 且隨著農(nóng)戶參與社會(huì)保障水平的提高, 土地保障性功能將進(jìn)一步降低, 農(nóng)戶對(duì)土地的依賴性減弱, 會(huì)促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出 ([20];[9];[21]) 。從村層面看, 有研究發(fā)現(xiàn), 隨著農(nóng)村社會(huì)保障覆蓋率提高, 地區(qū)土地流轉(zhuǎn)率也隨之上升 ([1]) 。不過, 總體上, 現(xiàn)有研究針對(duì)新農(nóng)保對(duì)土地養(yǎng)老功能的替代性及其對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)影響的研究還存在進(jìn)一步深入的空間。既有文獻(xiàn)主要是就養(yǎng)老保障對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的平均影響給出了判斷, 但關(guān)于其作用機(jī)制和對(duì)不同類型農(nóng)戶的影響差異等方面都還缺乏系統(tǒng)深入的分析, 特別是關(guān)于以下幾個(gè)問題:一是, 養(yǎng)老保障對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)影響的作用機(jī)制是怎樣的?二是養(yǎng)老保障對(duì)有60歲以上領(lǐng)錢的老年人家庭和對(duì)60歲以下繳費(fèi)家庭的影響是否存在差異?三是養(yǎng)老保障對(duì)面臨不同流動(dòng)性約束家庭的影響是否存在差異?
本文主要借助農(nóng)村新農(nóng)保實(shí)施的經(jīng)驗(yàn)事實(shí), 系統(tǒng)考察養(yǎng)老保障對(duì)于農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策和行為的影響, 并討論制度性養(yǎng)老保障對(duì)土地養(yǎng)老保障功能的替代性。相對(duì)于同類研究, 本文在以下3個(gè)方面具有明顯新意和較高文獻(xiàn)價(jià)值。首先, 本文嘗試通過構(gòu)建一個(gè)刻畫農(nóng)戶參與新農(nóng)保、勞動(dòng)供給與土地轉(zhuǎn)出關(guān)系的邏輯分析框架, 同時(shí)從農(nóng)戶家庭人口結(jié)構(gòu)和流動(dòng)性約束兩個(gè)視角出發(fā), 系統(tǒng)分析制度性保障對(duì)土地養(yǎng)老功能的替代性及其對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的作用機(jī)制和影響, 特別是對(duì)有、無老人家庭和流動(dòng)性約束強(qiáng)弱不同家庭的差異;其次, 本文結(jié)合采用傾向匹配得分與倍差法 (PSM-DID) 進(jìn)行計(jì)量分析來識(shí)別新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出和勞動(dòng)力時(shí)間配置的影響, 在技術(shù)上能夠相對(duì)更好地解決由自選擇產(chǎn)生的內(nèi)生問題, 消除了隨時(shí)間不變的不可觀測(cè)因素的影響, 提高研究結(jié)論的準(zhǔn)確性和可靠性;再次, 本文采用農(nóng)業(yè)部全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)2008年和2012年的大樣本兩期面板數(shù)據(jù), 也有助于提高研究結(jié)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(gòu)建一個(gè)農(nóng)戶兩期決策邏輯分析框架就新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)和勞動(dòng)力時(shí)間配置決策的影響進(jìn)行理論分析。對(duì)于中國傳統(tǒng)農(nóng)戶, 長期以來養(yǎng)老保障主要依賴養(yǎng)兒防老、家庭儲(chǔ)蓄養(yǎng)老和土地養(yǎng)老這些非制度性的養(yǎng)老方式 ([19]) , 老年家庭常常陷于困境。新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)為農(nóng)戶增加了制度性的養(yǎng)老保險(xiǎn)供給, 理論上對(duì)家庭和土地的養(yǎng)老保障功能具有一定的替代性, 不僅有助于改善農(nóng)村老年人的福利, 可能對(duì)農(nóng)戶家庭收入、消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為, 以及勞動(dòng)力和土地資源配置等行為產(chǎn)生影響。
為便于分析, 本文先做以下幾個(gè)假設(shè):第一, 假設(shè)農(nóng)戶自營的土地?fù)碛型耆酿B(yǎng)老保障功能, 以轉(zhuǎn)讓和其他方式流轉(zhuǎn)出去的土地會(huì)完全失去或很大程度上失去養(yǎng)老保障功能。為簡化分析, 假設(shè)完全失去養(yǎng)老保障功能3。第二, 假設(shè)農(nóng)戶決策目標(biāo)是家庭福利最大化, 農(nóng)戶在t0和t1兩期內(nèi)進(jìn)行生產(chǎn)和消費(fèi)等決策, 農(nóng)戶的家庭福利不僅包括消費(fèi)帶來的效用, 還包括土地提供的養(yǎng)老保障效用與閑暇帶來的效用。第三, 假設(shè)農(nóng)戶的貨幣收入來自于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、非農(nóng)就業(yè)和租出土地, 貨幣收入可部分用于消費(fèi), 部分用于儲(chǔ)蓄。第四, 假設(shè)在沒有參與新農(nóng)保的情況下, 農(nóng)戶家庭養(yǎng)老除了土地保障外, 還需要在t0期儲(chǔ)蓄S0以供t1期養(yǎng)老;在參與新農(nóng)保的情況下, t1期年齡在60歲以上可享受養(yǎng)老金pen, 前提是需要在t0期繳納費(fèi)用R0, 而不再需要儲(chǔ)蓄以供t1期養(yǎng)老。
假設(shè)農(nóng)戶t0期的勞動(dòng)稟賦為L0, 配置于閑暇、農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的勞動(dòng)分別為L00、L01和L02 (為簡化分析, 不考慮雇用勞動(dòng)力和對(duì)外提供雇工服務(wù)) , 非農(nóng)就業(yè)工資為w;耕地資源稟賦為M0, 自耕和轉(zhuǎn)出數(shù)量分別為M01和M02 (由于本文分析土地轉(zhuǎn)出行為, 不考慮土地轉(zhuǎn)入) , 土地轉(zhuǎn)出價(jià)格為r。期初t0時(shí), 在一定的外部環(huán)境和市場條件下, 農(nóng)戶通過優(yōu)化資源配置獲取收入Y0, 其中用于消費(fèi)C0, 用于儲(chǔ)蓄S0。到期末t1時(shí), 農(nóng)戶年老勞動(dòng)能力下降, 農(nóng)戶不得不減少勞動(dòng)投入, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入減少為L11, 增加土地轉(zhuǎn)出行為, 自耕和轉(zhuǎn)出數(shù)量分別變?yōu)镸11和M12, 非農(nóng)勞動(dòng)投入減為L12 (可能減為0) , 閑暇增加為L10;假設(shè)期末t1農(nóng)戶獲取收入Y1, 不再儲(chǔ)蓄, 全部用于當(dāng)期消費(fèi)C1。
情景I:農(nóng)戶只依靠家庭儲(chǔ)蓄[5]和土地養(yǎng)老。
假設(shè)農(nóng)戶沒有參與新農(nóng)保, 只依賴土地養(yǎng)老和家庭儲(chǔ)蓄養(yǎng)老, 則農(nóng)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(dāng)期收入Y0扣除儲(chǔ)蓄S0后的消費(fèi)C0, 自耕土地M01的養(yǎng)老保障效用, 勞動(dòng)的閑暇L00。t1期的家庭效用則來自當(dāng)期消費(fèi)C1, 土地M11養(yǎng)老保障, 勞動(dòng)的閑暇L10, 以及t0期的儲(chǔ)蓄S0。也就是說, t1期的養(yǎng)老主要靠保有土地M11和t0期的自我儲(chǔ)蓄S0。
情景II:農(nóng)戶參加新農(nóng)保, t0期沒有60歲以上老人, t1期有60歲以上老人。
假設(shè)現(xiàn)在政府提供新農(nóng)保, 農(nóng)戶參與了新農(nóng)保。農(nóng)戶t0期沒有60歲以上老人, t1期有60歲以上老人可領(lǐng)取養(yǎng)老金pen。農(nóng)戶t0期不再需要儲(chǔ)蓄以養(yǎng)老, 但需繳納保費(fèi)R0以使得t1期能領(lǐng)取養(yǎng)老金pen。農(nóng)戶兩期的家庭福利之和可表示為:
在這種情景下, 如果農(nóng)戶的家庭資源稟賦與情景I下的完全相同, 由于公共財(cái)政會(huì)配套新農(nóng)保, 農(nóng)戶領(lǐng)取的養(yǎng)老金會(huì)高于繳納的保費(fèi), 因此, 情景II下農(nóng)戶t1期要達(dá)到與情景I同樣的養(yǎng)老保障水平, t0期需要繳納的保費(fèi)R0會(huì)小于情景I下t0期的儲(chǔ)蓄S0。因此, 與情況I相比, 情況II下農(nóng)戶t0期的消費(fèi)可相對(duì)增加, 收入和就業(yè)壓力會(huì)相對(duì)下降, 土地養(yǎng)老保障功能被部分替代。
但是, 這種變化的程度與農(nóng)戶家庭的流動(dòng)性約束會(huì)有密切關(guān)系, 對(duì)于流動(dòng)性約束不同的家庭, 參與新農(nóng)保對(duì)其土地轉(zhuǎn)出和勞動(dòng)就業(yè)配置的影響會(huì)存在差異: (1) 對(duì)于流動(dòng)性約束很強(qiáng)的家庭, t0期儲(chǔ)蓄極少, 在極端的情況, 如果沒有參與新農(nóng)保, 家庭沒有儲(chǔ)蓄養(yǎng)老, 只有土地養(yǎng)老保障。由于新農(nóng)保有政府公共財(cái)政補(bǔ)貼, 投資回報(bào)率較高, 農(nóng)戶有激勵(lì)通過融資或增加勞動(dòng)時(shí)間和收入以參加新農(nóng)保, 因此, t0期勞動(dòng)時(shí)間會(huì)增加, 閑暇時(shí)間可能會(huì)減少。同時(shí), 由于土地養(yǎng)老保障功能被制度性養(yǎng)老保障部分替代, 勞動(dòng)投入非農(nóng)業(yè)比投入農(nóng)業(yè)的邊際效用相對(duì)上升, 農(nóng)戶會(huì)在可能的情況下優(yōu)先增加非農(nóng)就業(yè)時(shí)間, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間與土地轉(zhuǎn)出可能會(huì)減少。 (2) 對(duì)于流動(dòng)性約束很弱的家庭, 由于參加新農(nóng)保后, t1期保持同樣的養(yǎng)老保障水平t0期儲(chǔ)蓄壓力降低, 農(nóng)戶會(huì)減少邊際效用較低且相對(duì)下降的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間, 提高土地轉(zhuǎn)出概率或增加土地轉(zhuǎn)出, 增加閑暇, 甚至可能減少非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。據(jù)此, 本文提出以下待后續(xù)實(shí)證檢驗(yàn)的研究假說。
假說1:對(duì)于無老年人家庭, 制度性保障會(huì)發(fā)揮替代土地養(yǎng)老的功能, 參與新農(nóng)保會(huì)增加農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出概率。
假說1.1:對(duì)無老年人且流動(dòng)性約束較強(qiáng)的家庭, 參與新農(nóng)保會(huì)減少農(nóng)戶家庭閑暇, 增加農(nóng)戶家庭勞動(dòng)時(shí)間, 主要是非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間。
假說1.2:對(duì)無老年人且流動(dòng)性約束較弱的家庭, 參加新農(nóng)保會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地, 減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間。
情景III:農(nóng)戶參加新農(nóng)保, 家庭t0期已經(jīng)有60歲以上老人。
假設(shè)農(nóng)戶參與新農(nóng)保, 農(nóng)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(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金pen, 60歲以下家庭成員t0期不再需要儲(chǔ)蓄以養(yǎng)老, 但需繳納保費(fèi)R0, t1期則領(lǐng)取養(yǎng)老金pen。農(nóng)戶兩期的家庭福利之和可表示為:
在這種情景下, 如果農(nóng)戶的家庭資源稟賦與情景I下相同, 與情景II類似, 對(duì)于在t0期小于60歲以下的農(nóng)戶家庭成員, t1期達(dá)到與情景I同樣的養(yǎng)老保障水平, t0期需要繳納的保費(fèi)R0會(huì)小于情景I下t0期的儲(chǔ)蓄S0。同時(shí), 對(duì)于在t0期就已經(jīng)滿60歲的農(nóng)戶, 根據(jù)新農(nóng)保的政策安排, 在符合參保條件的子女參保繳費(fèi)的情況下, 不用繳費(fèi)R0, 可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金pen增加家庭收入Y0。因此, 情況III與情況I相比, 農(nóng)戶t0期的消費(fèi)可相對(duì)增加, 收入和就業(yè)壓力相對(duì)會(huì)下降, 土地養(yǎng)老保障功能被部分替代。
同樣, 這種變化的程度與農(nóng)戶家庭的流動(dòng)性約束會(huì)有密切關(guān)系, 對(duì)于家庭流動(dòng)性約束強(qiáng)弱不同的家庭, 參與新農(nóng)保對(duì)家庭土地轉(zhuǎn)出和勞動(dòng)就業(yè)配置的影響會(huì)存在差異: (1) 對(duì)于流動(dòng)性約束很強(qiáng)的家庭, t0期新農(nóng)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(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給。同時(shí)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(duì)家庭照顧的顧慮, 增加子女的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。 (2) 對(duì)于流動(dòng)性約束很弱的家庭, 土地原本提供的保障功能較弱, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給也相對(duì)較少, 且養(yǎng)老金pen占家庭收入比重低, 這就進(jìn)一步弱化新農(nóng)保替代土地保障的功能, 農(nóng)戶因參與新農(nóng)保而轉(zhuǎn)出土地動(dòng)機(jī)不強(qiáng)。同時(shí), 參與新農(nóng)?？梢栽黾愚r(nóng)戶t0期的消費(fèi), 減小就業(yè)壓力。據(jù)此, 本文提出以下待后續(xù)實(shí)證檢驗(yàn)的研究假說。
假說2:對(duì)于有老年人家庭, 參與新農(nóng)保會(huì)增加農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出概率。
假說2.1:對(duì)有老年人且流動(dòng)性約束較強(qiáng)的家庭, 新農(nóng)保會(huì)降低老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給, 促進(jìn)子女增加非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間, 增加家庭土地轉(zhuǎn)出。
假說2.2:對(duì)有老年人且流動(dòng)性約束較弱的家庭, 新農(nóng)保替代土地保障功能被弱化, 其促進(jìn)家庭土地轉(zhuǎn)出的作用會(huì)被弱化。
三、研究方法與數(shù)據(jù)
(一) 傾向得分匹配基礎(chǔ)上的倍差法 (PSM-DID)
新農(nóng)保從2009年在全國推開以來, 不同地區(qū)的農(nóng)戶事先并不知道哪個(gè)村會(huì)推廣新農(nóng)保。但根據(jù)新農(nóng)保的制度安排, 在新農(nóng)保推行的地方, 農(nóng)戶可以自由選擇參與和退出新農(nóng)保。我們定義農(nóng)戶參與新農(nóng)保的屬于參保組, 沒有參與新農(nóng)保的為非參保組。由于本文考察新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為的影響, 而農(nóng)戶參加新農(nóng)保是自由決定的, 因此, 顯然不能假設(shè)農(nóng)戶屬于參保組還是非參保組這樣的分組是隨機(jī)的, 也就是存在“自選擇”問題。本文在評(píng)估新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策的影響時(shí)采用傾向得分匹配基礎(chǔ)上的倍差法 (PSM-DID) 以盡量處理好這種自選擇問題可能導(dǎo)致的參數(shù)估計(jì)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(yōu)勢(shì)。
倍差法 (Difference-in-Differences) 不要求假設(shè)參保組和非參保組農(nóng)戶在參保前同質(zhì), 它是在假設(shè)參保組和非參保組參加新農(nóng)保前后變化趨勢(shì)相同的情況下, 通過兩次差分來計(jì)算新農(nóng)保對(duì)參保組的平均處理效應(yīng)ATT (Blundell R.and Dias M.C., 2002) :
式 (4) 和 (5) 中, Di=1表示個(gè)體i屬于參保組;Di=0表示個(gè)體i屬于非參保組。t代表政策實(shí)施年份的啞變量, 如果t=1, 表示2012年。β1表示新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策的處理效應(yīng)。Xit表示一系列控制變量, 對(duì)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(jí)虛擬變量;對(duì)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(jì)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策的影響效應(yīng), 但是采用倍差法的假設(shè)是參保戶和非參保戶遵循“共同趨勢(shì)”假設(shè), 否則參數(shù)估計(jì)結(jié)果會(huì)有偏差 ([33]) 。雖然這個(gè)假設(shè)比對(duì)照試驗(yàn)分析要求的參保組和非參保組在基本特征上不存在系統(tǒng)性差異的要求要低, 但如果兩組基本特征有系統(tǒng)性差異, 共同趨勢(shì)假設(shè)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(zhì)性的控制組和處理組中人為尋找出基本特征比較同質(zhì)的樣本再進(jìn)行對(duì)比分析以識(shí)別處理效應(yīng), 但配對(duì)樣本的同質(zhì)性其實(shí)與得分估計(jì)模型的構(gòu)建和得分估計(jì)值密切相關(guān), 模型構(gòu)建不合適可能導(dǎo)致后續(xù)匹配和效應(yīng)估計(jì)出現(xiàn)較大偏差。傾向得分匹配基礎(chǔ)上的倍差法綜合了DID和PSM兩種方法的優(yōu)勢(shì), 先用PSM法人為構(gòu)建同質(zhì)性較強(qiáng)的控制組和處理組, 有效控制參保組與非參保組在可觀測(cè)變量上系統(tǒng)性差異, 從而盡量滿足可忽略性假定[6], 然后再基于兩期數(shù)據(jù)和共同趨勢(shì)假設(shè), 用DID法估計(jì)獲得處理效應(yīng)ATT。
PSM-DID在估計(jì)時(shí)有兩種方法, 第一種方法 (下文簡稱“PSM-DID-a”) 是不考慮時(shí)間所造成的不同影響, 假設(shè)參保組與非參保組在時(shí)間上具有共同趨勢(shì), 估計(jì)平均處理效應(yīng)公式為 (Rosenbaum and Rubin，1985； Heckman et al.，1998）：
PSM-DID-a和PSM-DID-b除了在考慮時(shí)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(duì)于平衡面板數(shù)據(jù), 如果所研究政策實(shí)施時(shí)間尚短, 那么可以認(rèn)為時(shí)間所引起的差異較小, 采用兩種方法估計(jì)的結(jié)果相近;反之, 結(jié)果會(huì)存在差異。對(duì)于非平衡面板數(shù)據(jù), PSM-DID-a估計(jì)時(shí)會(huì)賦予所有基期樣本權(quán)重, 賦予實(shí)驗(yàn)期與基期有相同編號(hào)樣本同樣的權(quán)重, 而實(shí)驗(yàn)期與基期不同編號(hào)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(shí)驗(yàn)期存在大量不同編號(hào)的樣本, 用PSM-DID-a估計(jì)時(shí)會(huì)失去大量實(shí)驗(yàn)期樣本, 導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差, 此時(shí)PSM-DID-b估計(jì)結(jié)果更為可靠。
總體上, 傾向得分匹配基礎(chǔ)上的倍差法 (PSM-DID-b) 不僅繼承了DID消除不隨時(shí)間變化不可觀測(cè)變量的優(yōu)勢(shì), 還繼承了匹配得分法去除自選擇內(nèi)生問題的優(yōu)勢(shì), 更可以消除時(shí)間所帶來的影響, 本文擬采用PSM-DID-b就農(nóng)戶參與新農(nóng)保對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響進(jìn)行計(jì)量分析。
(二) 數(shù)據(jù)與變量
本文數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)部全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的長期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù), 該數(shù)據(jù)庫每年在全國范圍內(nèi)調(diào)查300多個(gè)行政村, 2萬多農(nóng)戶。1993年固定觀察點(diǎn)更換和試用了新調(diào)查表;1994年沒有調(diào)查;1995年后利用修訂后的調(diào)查表進(jìn)行了長期觀察。由于新農(nóng)保在2009年9月展開, 因此, 本文將利用2008年和2012年兩年數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)地轉(zhuǎn)出及勞動(dòng)力供給情況進(jìn)行分析, 以2008年作為基期, 2012年作為實(shí)驗(yàn)期。
根據(jù)農(nóng)戶有無參與新農(nóng)保, 將農(nóng)戶分為參保組和非參保組兩組。另外, 按照當(dāng)期家庭中有無60歲以上老人將農(nóng)戶分為有老人和無老人兩類樣本。結(jié)合是否參保, 將有老人家庭分為參保組 (老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金、子女繳納保費(fèi)) 和非參保組 (老年人未領(lǐng)取養(yǎng)老金、子女未繳納保費(fèi)) 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(fèi)) 和非參保組 (未繳納保費(fèi)) 兩組, 樣本量分別為7340戶和9175戶。
根據(jù)前面的理論分析, 新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響程度與農(nóng)戶家庭的流動(dòng)性約束可能會(huì)有密切關(guān)系, 為此, 本文根據(jù)農(nóng)戶面對(duì)的流動(dòng)性約束差異將農(nóng)戶樣本進(jìn)行了分類。把農(nóng)戶先依收入同時(shí)再依儲(chǔ)蓄從高到低進(jìn)行排序, 然后把樣本等分成3組, 定義3組的流動(dòng)性約束條件依次為強(qiáng)、中、弱。
家庭土地轉(zhuǎn)出與勞動(dòng)力供給存在一定程度上的相關(guān)性, 可以將新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力供給的影響作為新農(nóng)保對(duì)家庭土地轉(zhuǎn)出影響的佐證。為此, 本文設(shè)定的被解釋變量包括農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出和農(nóng)戶勞動(dòng)力供給兩個(gè)。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出主要用農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出土地和累計(jì)轉(zhuǎn)出土地的面積來測(cè)度;農(nóng)戶勞動(dòng)力供給主要用農(nóng)戶非農(nóng)勞動(dòng)供給 (外出務(wù)工和本地非農(nóng)) 和自家務(wù)農(nóng)時(shí)間來測(cè)度。對(duì)于有老年人家庭, 主要解釋變量為是否參保 (老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金、子女繳納保費(fèi)=1, 老年人未領(lǐng)取養(yǎng)老金、子女未繳納保費(fèi)=0) ;對(duì)于無老年人家庭, 主要解釋變量為是否參保 (繳納養(yǎng)老金=1, 未繳納養(yǎng)老金=0) 。這兩個(gè)變量均為啞變量。
本文采用數(shù)據(jù)為2008年和2012年跨度為5年的非平衡面板4數(shù)據(jù), 為保證結(jié)果的準(zhǔn)確性, 本文采用PSM-DID-b估計(jì)新農(nóng)保的處理效應(yīng)。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(qū)域 (S) 內(nèi)的樣本, 為參保組內(nèi)每個(gè)農(nóng)戶在非參保組內(nèi)選取1個(gè)或多個(gè)與其接近的非參保農(nóng)戶進(jìn)行匹配。匹配采用核匹配方法, 選擇默認(rèn)值0.06作為區(qū)間間隔。此外, 為保證結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性, 本文還進(jìn)行了匹配質(zhì)量平衡性檢驗(yàn)和敏感性分析 (詳見第六部分) 。
本文在估計(jì)傾向得分模型時(shí)盡可能控制了同時(shí)影響參保、土地轉(zhuǎn)出和勞動(dòng)力供給的變量, 主要包括: (1) 戶主個(gè)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(yōu), 2=良, 3=中, 4=差, 5=喪失勞動(dòng)能力) ; (2) 主要?jiǎng)趧?dòng)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(chǔ)蓄、承包地面積、是否收取租金、是否雇工、傳統(tǒng)養(yǎng)老[9] (1=是;0=否) 、整半勞動(dòng)力[10]。其中:“是否收取租金”和“傳統(tǒng)養(yǎng)老”是為控制收取租金和傳統(tǒng)養(yǎng)老保障對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響; (4) 村特征:村內(nèi)企業(yè)數(shù)、村莊是否是山村、是否在城郊和是否是礦郊; (5) 省級(jí)虛擬變量。
四、描述統(tǒng)計(jì)
(一) 總體概況描述
表1描述了2008~2012年樣本農(nóng)戶參與新農(nóng)保、家庭土地轉(zhuǎn)出和勞動(dòng)供給的情況。農(nóng)戶參保率與養(yǎng)老金領(lǐng)取率都呈逐年上升趨勢(shì), 分別從2009年的3.04%和1.20%上升到了2012年的61.91%和22.32%。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)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(jì)轉(zhuǎn)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(nóng)勞動(dòng)供給呈先上升后下降的趨勢(shì), 主要由外出務(wù)工變化引起, 本地非農(nóng)勞動(dòng)供給變化相對(duì)平穩(wěn), 而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給逐年減少。老年人非農(nóng)勞動(dòng)供給上升幅度較小, 主要受外出務(wù)工的影響, 而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給則大幅下降。從表1可見, 農(nóng)村新農(nóng)保發(fā)展與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出具有相同趨勢(shì), 與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給則呈反向關(guān)系。
(二) 無老年人家庭描述分析
1. 關(guān)鍵變量統(tǒng)計(jì)描述
表2對(duì)2008年和2012年無老年人家庭非參保組與參保組關(guān)鍵變量的情況分別進(jìn)行了統(tǒng)計(jì), 可看出兩組之間的差距, 以及此差距在新農(nóng)保實(shí)施前后的變化。參保組在參保前土地流轉(zhuǎn)率比非參保低2%, 參保后參保組高出非參保組2%。而新農(nóng)保實(shí)施前后, 參保組相對(duì)非參保組在土地累計(jì)轉(zhuǎn)出面積上由-0.16畝/戶擴(kuò)大至0.24畝/戶。非老年人勞動(dòng)力供給參保前兩組無顯著差異, 參保后參保組非農(nóng)勞動(dòng)供給顯著高于非參保組, 從人均年-1.92天擴(kuò)大至8.52天, 其中外出務(wù)工顯著增加。兩組農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給的差距由參保前人均年8.74天變?yōu)閰⒈：?3.84天, 差距擴(kuò)大12.58天。可見, 新農(nóng)保對(duì)無老年人家庭土地轉(zhuǎn)出呈現(xiàn)出促進(jìn)作用。
注: (1) 表中報(bào)告的是均值和標(biāo)準(zhǔn)差; (2) 參保組均值上標(biāo)注的星號(hào)為對(duì)應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
2. 控制變量系統(tǒng)性檢驗(yàn)
表3顯示, 在新農(nóng)保實(shí)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(tǒng)性差異, 表明此類家庭在參與新農(nóng)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(jì)處理效應(yīng)。
注: (1) 表中報(bào)告的是均值和標(biāo)準(zhǔn)差; (2) 參保組均值上標(biāo)注的星號(hào)為對(duì)應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)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(guān)鍵變量統(tǒng)計(jì)描述
表4對(duì)有老年人家庭非參保組與參保組關(guān)鍵變量的2008年和2012年的情況進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)比較。參保組在參保前土地流轉(zhuǎn)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(jì)轉(zhuǎn)出面積上的差距, 由參保前的-0.17畝/戶擴(kuò)大至-0.34畝/戶。非老年人勞動(dòng)供給新農(nóng)保實(shí)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(kuò)大至25天, 其中外出務(wù)工大幅提升。兩組農(nóng)業(yè)勞動(dòng)差距由參保前人均年9.35天變?yōu)閰⒈：?15.62天, 差距擴(kuò)大了24.97天。老年人非農(nóng)勞動(dòng)供給差異不明顯, 但農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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?yōu)?7.22天, 差距擴(kuò)大了16.68天?？梢? 新農(nóng)保對(duì)有老年人家庭土地轉(zhuǎn)出率也呈現(xiàn)出促進(jìn)作用, 但對(duì)土地轉(zhuǎn)出面積似乎影響較小。
注: (1) 表中報(bào)告的是均值和標(biāo)準(zhǔn)差; (2) 參保組均值上標(biāo)注的星號(hào)為對(duì)應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
2. 控制變量系統(tǒng)性檢驗(yàn)
從表5中可以看出, 新農(nóng)保實(shí)施前后, 有老年人家庭參保組和非參保組也都存系統(tǒng)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(bào)告的是均值和標(biāo)準(zhǔn)差; (2) 參保組均值上標(biāo)注的星號(hào)為對(duì)應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
五、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析結(jié)果
(一) 新農(nóng)保對(duì)無老年人家庭土地轉(zhuǎn)出的影響
總體來看, 無老年人家庭參與新農(nóng)保顯著促進(jìn)了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地 (表6第1列) 。具體而言, 無老年人家庭參與新農(nóng)保, 會(huì)導(dǎo)致家庭土地轉(zhuǎn)出率提升5.7%, 轉(zhuǎn)出面積增加0.49畝/戶, 參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)都達(dá)到了1%的顯著性水平;會(huì)導(dǎo)致家庭勞動(dòng)力人均年非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間增加7.58天, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間下降10.08天, 參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)分別達(dá)到了5%和1%的顯著性水平?？梢? 新農(nóng)保促進(jìn)了無老年人家庭土地轉(zhuǎn)出, 土地養(yǎng)老保障功能被部分替代, 假說1得到了檢驗(yàn)。
表6第2~3列報(bào)告了不同流動(dòng)性約束下無老年人家庭參加新農(nóng)保對(duì)其土地轉(zhuǎn)出影響的估計(jì)結(jié)果。對(duì)于強(qiáng)約束家庭, 新農(nóng)保對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出沒有明顯的促進(jìn)作用, 而且會(huì)顯著增加家庭勞動(dòng)力的總勞動(dòng)時(shí)間供給, 人均年增加30.71天, 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)達(dá)到了1%的顯著水平, 其中, 人均年非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給會(huì)顯著增加22.65天, 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)達(dá)到了1%的顯著水平, 自家務(wù)農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間也會(huì)有所增加, 人均年增加8.06天。對(duì)于流動(dòng)性約束較強(qiáng)的農(nóng)戶, 土地具有較強(qiáng)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(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地, 新農(nóng)保必須提供足夠的保障才能促使農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地。新農(nóng)保不僅不能為無老人家庭當(dāng)期提供養(yǎng)老金收入, 還加劇了農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān), 雖然新農(nóng)?？梢栽谖磥頌檗r(nóng)戶提供保障, 但是當(dāng)前儲(chǔ)蓄壓力迫使農(nóng)戶選擇增加勞動(dòng)以獲取更多經(jīng)濟(jì)收入, 阻礙了土地轉(zhuǎn)出。假說1.1得到驗(yàn)證。
注: (1) 括號(hào)內(nèi)是由Bootstrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
對(duì)于流動(dòng)性約束比較弱的農(nóng)戶家庭, 參加新農(nóng)保會(huì)顯著促進(jìn)其土地轉(zhuǎn)出。在弱約束下, 新農(nóng)保通過顯著降低了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給, 人均年減少22.39天, 促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出。反映出與非參保戶相比, 在保障未來可以獲得相同養(yǎng)老保障的情況下, 政府的配套養(yǎng)老保障減少了農(nóng)戶當(dāng)期儲(chǔ)蓄, 幫助農(nóng)戶減少相對(duì)回報(bào)較低的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)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(yàn)證。
(二) 新農(nóng)保對(duì)有老年人家庭土地轉(zhuǎn)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(nóng)保為老年人提供養(yǎng)老金收入, 因此根據(jù)假說需要, 根據(jù)兩類家庭的勞動(dòng)情況分析新農(nóng)保對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響?？傮w來看, 有老年人家庭參與新農(nóng)保顯著促進(jìn)了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地 (表7第1列) 。具體而言, 有老人家庭參與新農(nóng)保, 會(huì)導(dǎo)致土地轉(zhuǎn)出率顯著提升5.3%, 轉(zhuǎn)出面積顯著增加0.41畝/戶, 參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)都達(dá)到了1%的顯著性水平;會(huì)導(dǎo)致家中非老年人人均年非農(nóng)勞動(dòng)供給上升12.19天, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給下降13.79天, 參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)分別達(dá)到了5%和1%的顯著性水平。老年人人均年總勞動(dòng)減少17.18天, 其中本地非農(nóng)減少5.13天, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)減少12.93天。反映出新農(nóng)保對(duì)有老年人家庭土地轉(zhuǎn)出有促進(jìn)作用, 假說2得到檢驗(yàn)。
表7 新農(nóng)保對(duì)有老年人家庭的影響估計(jì)
注: (1) 括號(hào)內(nèi)是由Bootstrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
表7第2~3列報(bào)告了不同流動(dòng)性約束下有老年人家庭參加新農(nóng)保對(duì)其土地轉(zhuǎn)出影響的估計(jì)結(jié)果。對(duì)于強(qiáng)約束家庭, 新農(nóng)保顯著促進(jìn)了家庭土地轉(zhuǎn)出, 而且顯著降低老年人人均年農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給22.23天, 參數(shù)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)都達(dá)到了1%的顯著性水平, 促使非老年人從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)向非農(nóng)勞動(dòng)轉(zhuǎn)移?？梢? 新農(nóng)保提供的養(yǎng)老金不僅削弱了土地保障作用, 降低老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給, 還緩解年輕人代際支付壓力, 減輕子女對(duì)家庭照顧的顧慮, 促使子女增加非農(nóng)就業(yè)時(shí)間, 釋放土地, 假說2.1得到驗(yàn)證。
對(duì)于流動(dòng)性約束比較弱的農(nóng)戶家庭, 新農(nóng)保減少了家庭非農(nóng)勞動(dòng)供給, 但對(duì)土地轉(zhuǎn)出無明顯的作用。因?yàn)樵谌跫s束下, 土地保障功能相對(duì)較弱, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給也相對(duì)較少, 但是新農(nóng)保提供的養(yǎng)老金增加了當(dāng)期收入, 減少了就業(yè)壓力, 使得家庭非農(nóng)勞動(dòng)供給顯著降低。但由于養(yǎng)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(duì)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給和土地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生影響, 假說2.2得到驗(yàn)證。
六、穩(wěn)定性檢驗(yàn)
(一) 匹配平衡檢驗(yàn)
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(tǒng)性偏差, 而在匹配過后消除各個(gè)變量之間系統(tǒng)性偏差, 使得結(jié)果更為可靠。圖1表示了兩類家庭基期和實(shí)驗(yàn)期匹配前后偏差絕對(duì)值的分布特征, 可以看到各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后縮小了, 同時(shí)本文還對(duì)匹配結(jié)果做了平衡性檢驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)大部分變量偏差小于10%, 大部分變量的t檢驗(yàn)結(jié)果也顯示參保組和非參保組已無系統(tǒng)性差異。此外, 本文也根據(jù)不同的流動(dòng)性約束, 對(duì)不同家庭做了平衡性檢驗(yàn), 結(jié)果顯示不同家庭參保組和非參保組均無系統(tǒng)性差異。
(二) 敏感性分析
在計(jì)算PSM-DID-b的結(jié)果時(shí), 核匹配 (Kernel) 匹配的結(jié)果可能受到區(qū)間間隔 (Bandwidth) 的影響, 而選擇不同的間隔可能造成估計(jì)結(jié)果的不同。為此, 本文選取區(qū)間 (0.02、0.04、0.08、0.1) 進(jìn)行敏感性實(shí)驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)估計(jì)結(jié)果比較穩(wěn)健 (見表8、表9) 。此外, 本文也根據(jù)不同的流動(dòng)性約束, 對(duì)不同家庭進(jìn)行了敏感性實(shí)驗(yàn), 結(jié)果也較為穩(wěn)健..5。
最后, 需要說明的是本文運(yùn)用PSM-DID-b很好地控制了可觀測(cè)變量因?yàn)闀r(shí)間變化而導(dǎo)致的異質(zhì)性, 雖然在模型中已經(jīng)盡可能多的控制同時(shí)影響參保的關(guān)鍵變量和其他特征變量, 但是此方法仍無法控制由隨時(shí)間改變而不可觀測(cè)變量所導(dǎo)致的偏差。
注: (1) 括號(hào)內(nèi)是由Boostrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
注: (1) 括號(hào)內(nèi)是由Boostrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
七、結(jié)論和啟示
長期以來, 土地為中國農(nóng)村居民提供了養(yǎng)老保障功能, 土地的這一功能在一定程度上會(huì)制約農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地和土地配置效率的提高 ([14]) 。本文考察了中國新農(nóng)保這種制度性保障對(duì)傳統(tǒng)土地養(yǎng)老保障的替代性, 并通過理論與實(shí)證分析揭示了加入新農(nóng)保對(duì)人口結(jié)構(gòu) (家庭當(dāng)期是否有60歲以上老年人) 和面臨流動(dòng)性約束不同家庭土地轉(zhuǎn)出決策的影響與機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn), 新農(nóng)保這種制度性保障對(duì)傳統(tǒng)的土地養(yǎng)老保障有明顯的替代性, 無論家庭有無老年人, 加入新農(nóng)保都能促進(jìn)家庭土地轉(zhuǎn)出, 不過作用機(jī)理因家庭人口結(jié)構(gòu)而異, 作用強(qiáng)度也因家庭面臨流動(dòng)性約束情況的不同而呈現(xiàn)一定的異質(zhì)性。
對(duì)當(dāng)期無老年人家庭而言, 相比傳統(tǒng)的自我儲(chǔ)蓄和土地養(yǎng)老方式, 加入新農(nóng)保能以較少保費(fèi)獲得未來同等的養(yǎng)老保障水平。制度性養(yǎng)老保障帶來的家庭預(yù)期養(yǎng)老保障水平提升, 不僅可降低當(dāng)期儲(chǔ)蓄養(yǎng)老和就業(yè)壓力, 也能替代土地養(yǎng)老保障并降低土地經(jīng)營的邊際效用。因此, 當(dāng)家庭面臨流動(dòng)性約束較弱時(shí), 加入新農(nóng)保會(huì)使其減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給與時(shí)間, 增加土地轉(zhuǎn)出和閑暇;相反, 當(dāng)家庭面臨嚴(yán)重流動(dòng)性約束時(shí), 新農(nóng)保的遠(yuǎn)期養(yǎng)老保障預(yù)期收益和短期支出增加壓力, 會(huì)激勵(lì)農(nóng)戶通過增加勞動(dòng)和收入以加入新農(nóng)保, 家庭資源配置表現(xiàn)為壓縮當(dāng)期閑暇、增加非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和強(qiáng)度, 而農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間減少和土地轉(zhuǎn)出增加效應(yīng)并不明顯。
對(duì)當(dāng)期有老年人家庭而言, 60歲以上的老年人可按月領(lǐng)取養(yǎng)老金, 可增加老年人生活保障并替代土地養(yǎng)老保障功能, 降低家庭就業(yè)壓力, 特別是老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給壓力。因此, 當(dāng)家庭面臨嚴(yán)重的流動(dòng)性約束時(shí), 新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)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(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給, 促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出增加, 同時(shí)還有利于緩解年輕子女的代際轉(zhuǎn)移 (金錢和時(shí)間) 支付壓力, 增加其非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間;相反, 對(duì)流動(dòng)性約束較弱的家庭, 土地保障功能相對(duì)較弱, 農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給也相對(duì)較少, 而新農(nóng)保養(yǎng)老金對(duì)老年人生活保障和家庭福利的增進(jìn)作用較弱, 其促進(jìn)家庭土地轉(zhuǎn)出的作用也較弱。
本文的研究結(jié)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(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度, 提高集體統(tǒng)籌和國家政策支持水平, 提升農(nóng)村老年人養(yǎng)老金領(lǐng)取水平和福利水平, 強(qiáng)化制度性養(yǎng)老保障制度對(duì)土地養(yǎng)老保障功能的替代作用, 促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)地資源的優(yōu)化配置。二是加強(qiáng)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的宣傳力度, 多渠道、多方式加強(qiáng)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策法規(guī)的宣傳教育, 培育農(nóng)村居民的養(yǎng)老保險(xiǎn)意識(shí), 讓更多農(nóng)戶了解制度性養(yǎng)老保障的特點(diǎn)和優(yōu)勢(shì), 理解我國農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的內(nèi)涵和規(guī)定, 提高農(nóng)戶對(duì)新農(nóng)保的參與率;三是關(guān)注面臨流動(dòng)性約束嚴(yán)重的弱勢(shì)群體和人群的繳費(fèi)承受能力, 積極通過繳費(fèi)基數(shù)優(yōu)惠、政府救助等方式減輕這部分人群的繳費(fèi)負(fù)擔(dān), 促進(jìn)弱勢(shì)群體加入新農(nóng)保, 享受制度性養(yǎng)老保障成果。
中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：《管理世界》2018年第5期
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