土地流转是指土地使用权流转,其含义为拥有土地承包经营权的农户将土地经营权( 使用权) 转让给其他农户或经济组织,即保留承包权,转让使用权.大量的经验表明,中国的土地使用权流转在实现土地资源优化配置、提高土地经济效率、维护集体和农民利益、保护土地生产力等方面意义重大[1 -2].此外,从近几年中央一号文件可以看出,政府的政策导向也为农地流转提供了制度基础.然而一个基本的观察是,中国农地流转的发生率严重滞后.
据农业部统计资料显示,1999 年,全国只有 2. 53% 的耕地发生了流转,2006 年为 4. 57%,2010 年仍只有 12%.理论上农地流转市场上的需求是大于供给的[3],只要农户愿意出租土地,总能找到租入土地的人[4],那么我国农地承包经营权市场流转发生率偏低的深层次原因到底是什么?
相关研究指出,土地社会保障功能作用远远超出农业本身[5],农地对农民所具有的就业、养老等基本生活保障的功能价值是其直接经济效用的 4 倍[6],反过来正是因为农村社会保障制度的相对不健全又不足以替代土地在农民养老、基本生活等方面的功能,进而导致农民参与土地流转的积极性受到抑制[7].
我国农村传统养老保障的形式是家庭养老,家庭土地的保障作用更多的是因为其具有养老功能,因此,土地具有独特的养老保险替代作用.那么不难理解,如果存在可以替代土地养老保障功能的机制,农民对土地的依赖将大大减弱,土地流转的障碍性因素也将得以消除.这样的判断也得到了一些实证研究的支持: 首先宏观层面,有学者通过对江苏省农村社会养老保险参保率与土地流转率之间相关性分析表明,农村社会保障水平与土地流出率和土地流入率之间的相关系数达到了0. 96 和0. 58[8].农户层面,有学者对浙江省农户的问卷调查显示 47. 8% 的农户认为如果政府能够为他们提供适当的养老保障,他们会愿意流转并放弃承包地[9].还有学者也指出,养老保障水平较高的农民,更倾向于进行土地流转[10 -11],且在目前的农民收入水平上,有社会保障的人群比没有社会保障的人群愿意流转土地的概率要高很多,当前建立农村社会保障对农户土地流转意愿的影响已接近了最优水平[12].
本文的目的仍然是考察养老保险对土地流转的影响.但与以往研究不同的是,第一,本文的研究对象更侧重于中老年群体,一方面,考虑到我国农村人口、农业人口老龄化已成为不争的事实,这类群体相对于年轻农民的养老问题更为凸显; 另一方面,鼓励农业老龄人口进行土地流转、实现土地的相对集中有利于提高土地资源效率.因此,本文重点考察了中老年农民的土地流转行为以及养老保险在其土地流转行为是否发挥了促进效用.第二,既从宏观层面考察养老保障政策变量对社区土地流转规模的影响,又运用微观农民层面数据分析农民是否有养老保险在其土地流转行为上是否也具有显着差异,以此来较为准确的验证养老保险对土地流转的促进作用.
1 分析框架与模型选择
农户是农村土地流转最重要的主体,而农户土地流转的决策是多种因素共同作用的结果.但一个不争的事实是,中国长期实行的城乡二元制度,导致农村居民缺乏社会保障,土地为农村居民提供养老保障的功能被极大强化.我国农村社会养老保障的探索兴起于 20 世纪 90 年代( 老农保) ,2009 年 9 月《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》( 国发[2009]32 号) 发布,新农保政策开始试点并逐步在各地推广实施.基于此,本文首先从社区层面考察养老政策的实施与农地承包经营权市场流转发生率之间的关系.
模型设定方面,首先,社区土地流转率以社区农地被转包或者出租的比重来反映.社区的土地流转比例是一个连续性变量,本文运用多元线性模型,应用普通最小二乘法对回归参数进行估计,模型具体形式为:
Yi= + βiXi+ ε ( 1) ( 1)
式中,被解释变量 Yi表示社区土地流转的比例,为回归常数项,βi为回归系数,ε 是误差项的随机变量.Xi为各解释变量.
自变量的选择主要包括以下四个方面: ①地权稳定性.本研究选取社区最近 5 年内是否进行了农地确权来标识地权的稳定性.经验表明,我国农地承包经营权的不完全性是现阶段农地市场发育缓慢的原因,不完全的农地承包经营权最终减弱了农户的农地需求和供给[13],因此地权稳定性对土地流转可能具有一定影响.②社会保障政策变量.主要选取是否实施新型农村社会养老保险( 新农保) 或农村社会养老保险( 老农保) 、是否对 65 岁以上老人发放补助、是否实行粮食直补,良种补贴,农机具购置补贴和农资综合补贴等在内的农业补贴、是否实行失业补助.③人口文化与年龄结构.本研究以社区的成年人中初中及以上人数所占比例来标识文化程度的高低; 相关研究表明农业劳动力老龄化与土地流转存在着必然的关系[14],因此,此处以社区成年人中 65 岁以上人数所占比例来反映社区年龄结构的影响.④非农就业变量.考虑到国内外的许多学者通过对中国农村大量实证研究发现农村的剩余劳动力的转移、非农就业因素都对农户参与土地流转有显着的影响[15 -16],本研究采用社区成年人中外出务工超过 3 个月人数所占比例、在本村从事非农就业户数比例即外出务工和本地非农就业两个指标来反映.
微观农民层面,农民的农地流转决策选择往往通过小农理论行为进行成本收益分析来判断,然而事实上中国的农民农地流转决策行为不仅受到农户经济利益最大化的影响,更受到农民面临的不确定性环境下心理因素的作用,因为农民越来越难以对其未来有较稳定的预期,社会心态具有高度的不确定性[17].社会保障事业的发展可以有效地降低日常生活中相关不确定性已是不争的事实,具体到农民土地流转行为上,那些参保的农民尤其是具有相对稳定养老金的收入者,土地的养老保障功能在这类群体心理中地位将大大降低,进而其进行土地转出的障碍性因素得到一定程度的消除.同时,那些有养老金的农民未来家庭生存、养老等不确定风险又会得到有效缓解,可以促进其敢于转入土地进行规模经营,扩大收入来源.由此可见,养老保险降对低农民前景的不确定性进而对农地的转出与转入均可能会产生一定的促进效应.
模型设定方面,首先将个体发生土地转出赋值为 1,未发生则赋值为 0.由于模型因变量的取值范围仅限于 0或 1,因此使用 Logit 计量模型.其基本形式为:
代表个体 i 发生土地流转的概率,E( Y = 1 | Yi) 代表给定一个 Yi值,农民发生土地流转的概率.
对于自变量的选择,土地转出方面,首先选取个体过去一年收入中是否有养老金收入来考察养老保险对农民土地流出的影响( 在 CHARLS 的调查数据中,这里的养老金收入主要包括政府和事业单位、企业基本养老金,企业补充养老金、农村、城乡、城镇居民养老金、商业养老金、高龄老人养老补助等) .其次选取个体特征中的年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、健康状况自评、家庭经济水平以及地区虚拟变量等,此外,考虑到年龄因素可能与其土地流转行为呈现"U 型"关系,在研究中还加入了年龄平方项,以期得到较准确的系数值.个体土地转入模型的设计方法以及自变量的选择与土地流出模型类似.
考虑到社区层面相关变量,尤其是社区相应政策会影响个人决策,本文期望将该层次的变量与个人层面变量一起纳入到模型内,但如果直接简单的将各变量带入回归模型,不考虑调查数据的层次结构,得出的结果在通常情况下是有偏的,而分层模型( multilevel model) 可以解决这一问题.将样本分为两层: 社区和个体,因变量仍是农民是否流转土地这一个二分变量.
首先采用无条件平均模型来分析分层数据中的各个层次是否对因变量具有显着的影响.无条件平均模型也称空模型,即不含任何自变量的回归分析.模型合并两个连接: 微观层次的个体和宏观层次的社区.虽然是没有任何自变量的"空模型",模型分析结果依然传递大量信息,而且可以作为诊断模型,决定是否必须将随机参数包括在模型中[18].仍然以个体农地转出为例,其方程式为:
yij= γ00+ δoj+ εij ( 3)
yij代表第 j 个社区第 i 个人的农地转出行为; γ00代表总平均值或总截距,εij 是固定参数; δoj是代表社区层次的随机变量,指第 j 个社区的截距到总截距的距离,是多层模型存在的标志; εij是代表个体层次的随机变量,指第 j个社区的第 i 个人到第 j 个社区截距的偏离.
二层随机截距模型是无条件平均模型的延伸和扩展,它将不同层次的变量纳入模型中.其基本方程式如下:
yij= ( γ00+ γ01G1j+ γ10χ1ij) + ( δoj+ δij) ( 4)
其中,G1j是指群体特征即社区特征,γ01是群体特征的系数; χ1ij是指个体特征,γ10是个体特征的系数,代表农民个体特征对农地转出行为的影响,但其作用并不因社区特征而异.
对于分层模型的因变量和自变量选择参照 logit 模型的变量选择,并加入社区层面的政策变量: 社区是否农地确权、是否实施新农保或老农保、是否对 65 岁以上老人发放补助、是否实行农业补贴、是否实行失业补助.个体土地转入模型设定与变量选取与之类似,不再复述.
2 数据说明
2. 1 数据来源
本文使用的数据来源于中国健康与养老追踪调查( CHARLS) 数据库,该调查由北京大学国家发展研究院实施.本文使用的是数据库中 2011 年的全国基线调查数据,包括了 450 个村/社区、1 万余户家庭以及 1 万 7 千余个体数据 .为了便于研究,在社区数据中,本文选取 2010 年年底社区中有耕地的样本,共获得 298 个社区样本.微观数据方面,本研究主要考察的是农地流转情况,因此剔除数据中个人家中未从集体分配耕地的样本,共得到 11 866 个个体数据,本文主要以这 1 万多个数据作为分析样本,所选取的调查对象中 80%以上为农村地区的人群.
2. 2 数据描述
社区层面.土地权益方面,最近 5 年内进行了农地确权的仅有 31. 1%,有 68. 9% 的地区没有任何形式的确权,目前仍没有领到土地承包经营权证的村占 23. 3%.样本中约有一半的村农地被转包或者出租的比例在 10% 以下,样本地区的农地流转率偏低.社会保障方面,调查中46. 1% 的样本地区实行了新农保政策,仍然有超过一半的地区还没有实施该政策,另外有 16. 7% 的地区实施了农村社会养老保险( 老农保) .总体来说,有约一半的样本地区没有实施任何养老保险政策.此外,养老方面,有23. 6% 的村给 65 岁以上老人发放养老补助( 见表 1) .
个体层面.养老保险情况,本文使用的绝大部分样本数据来自与农村地区,包括了全国 28 个省( 直辖市) ,从新农保分地区参保情况来看( 见表 2) ,这一比例仅占 27%,其中西部地区的参保率最低,为 18. 7%,中部地区最高,比例为 36. 3%.参加商业保险、城乡养老保险等的比例东部地区最高,为 9. 1%,西部地区仅为 4%.去年领取过各种形式养老保险金的比例总体来说较低,仅占总体调查对象的 12. 7%.农地流转情况.分地区看,农地流出方面,西部、中部和东部地区发生农地流出行为的个体占各地区总人数比例从低到高,分别为 10. 4%、11. 7% 和12. 3% .农地流入方面,也是西部地区最低,发生农地流入行为的占 10. 7%,中部和西部地区这一比例分别为13. 2% 和 11. 0% .总体来说,我国农地流转行为并不活跃,土地流转市场发展滞缓,全部样本中发生了农地流转行为的仅占 22. 9%.
3 实证分析结果
3. 1 社区农地流转比例的影响因素分析
首先运用 STATA11. 0 统计软件对 298 个社区样本的相关数据进行多元线性回归处理.从表 3 的回归结果可以看出,F 检验值在 1%水平上显着,说明模型的整体线性关系是显着的.
在影响土地流转的因素中,相关的研究指出,"确权"是土地流转的前提与基础,集体土地制度产权的模糊以及农民与集体、集体与政府行为边界的不清晰对土地流转产生严重的负面影响,但从表 5 的结果看,农地是否确权并未通过显着性检验,但其回归系数符号为正,说明是否确权是和土地流转呈正相关的关系.
社区是否实施了新农保或老农保影响的在 10% 的水平上显着,对社区的土地流转比例具有正向作用.在农村养老保障缺失的情况下,土地保障作用尤其重要,而农村社会养老保险制度的实施使得部分农民能够享有社会保障权,那么一定程度上使土地承担的养老保障功能减弱,势必会加快农村土地流转.这一点在是否对 65 岁以上老人发放补助变量上体现的更为明显,该变量在 1% 的水平上显着,是重要的影响因素.对于农村老人而言,土地的养老保障功能体现在如果自己有耕种能力,则可通过耕种土地换取收益作为养老收入; 如果因年老、疾病而丧失劳动能力,则可以依靠自己年轻时耕作收入的积蓄,为养老提供一定的经济基础,由此来保障自己的养老资金[19],正因如此,老人补助政策的实施对土地的养老功能具有一定的替代作用,相应老年农民群体更愿意进行土地流转.
是否实行农业补贴这一变量的显着水平达到了0. 000,且其回归系数符号为负,说明农业补贴政策的实施会极大降低社区土地流转行为的发生,这也反应出当前农村政策目标出现冲突,主要表现为扶农政策与农地流转政策的矛盾.类似的研究得出这样的结论,因此,化解扶农政策与农地流转政策的目标冲突需要慎重[20].
非农就业方面,是否实行失业补助这一变量在 1% 的水平上显着,对社区的土地流转比例具有积极的正向作用.这可能的原因是,实行失业补助的社区会极大地促进劳动力就业,农民的非农就业意愿更强烈,因此对土地生产经营活动依赖性降低,相应社区的土地流转的比例更高.非农就业的另外两个变量,成年人中外出务工超过 3个月人数比例和本村从事非农就业户数比例并未通过显着性检验.有研究也指出当非农就业机会出现后,农户是否流转土地家庭劳动者的劳动能力、农业与非农业的综合比较利益等,结果可能是尽管存在家庭成员的非农就业,但并不发生土地流转[21].因此,要推断劳动力非农就业促进土地流转可能更多的要考虑到外部就业环境和农业经营环境.
3. 2 个体土地流转行为的影响因素分析
3. 2. 1 养老金对个体土地转出行为的影响
为了更好地反映不同变量的影响以及考虑到模型的稳健性,本文采用逐步回归的方式,先考察养老金对土地流转行为的影响,再逐步将其它个人特征等因素放入计量模型中,个体农地流出的四组模型估计结果见表 4.
从个体农地流出模型 1 的结果看,个人是否有养老金与其土地流出行为呈现正相关关系,并在 10% 的水平上通过显着性检验.说明养老保险对土地保障功能的替代使得农民对土地的依赖得到降低,因此,领取养老金的群体其土地流出意愿更强烈.年龄因素也在 10% 的水平上通过显着性检验,与土地流出行为正相关,即年龄越大者土地流出的概率越大.这与一些学者的研究正好相反,有研究通过对全国 15 省的调查,认为户主年龄可以代表一个家庭从事农业活动的经验,年龄越大,其从事农业活动的经验越丰富,越善于经营土地,年龄大的户主,其从事非农活动的可能性也较小,对土地的依赖性较强,土地租出率较小[22].研究结论不一致的原因可能是本文的研究对象年龄普遍偏大,以中老年为主,因此随着个体年龄增大,从事农业生产体力不足,土地产出率较低,更倾向于转出土地.地区虚拟变量中,相对于参照组西部地区的群体,东部地区的农民发生土地转出的概率更高,这符合我国的国情,农业部的统计也显示国内以各种形式流动耕地使用权行为多数发生在东部沿海发达省份,市场化水平较高的沿海地区高于市场化水平较低的内陆地区.
从个体农地流出模型 2 的结果看,当加入其它个人特征变量后,是否有养老金变量对土地流出行为的影响关系依然存在,并在 5% 水平上显着.另外,个人年龄因素和地区分组为东部地区这两个变量也均通过了显着性检验.
在加入的个人特征变量中,性别为男性的个体更不倾向于土地流出,即男性更倾向于保留土地.在个人受教育程度的分组变量中,相对于参照组文化水平是小学及以下的群体,文化水平为初中、高中/中专和中专及以上这三组变量均达到了非常显着和比较显着的水平,与土地流出行为显着正相关,这表明文化水平较高的农民对土地的依赖性越低,越倾向于转出土地.个人婚姻状况,相对于与配偶同居的老人而言,婚姻状况为未与配偶同居和丧偶的老人发生土地流出行为的概率更高,且在 1% 水平上通过显着性检验.这可能的原因是未与配偶同居和丧偶的老人由于受到家庭劳动力的限制,使得农业生产经营活动受到影响,尤其是独居的老人,可能更愿意流转土地获得一定的租金保证其生活来源.个人的健康状况并未通过显着性检验,对其土地流出行为没有显着性差异.
模型 3 是在模型 2 的基础上加入了家庭特征中的家庭经济水平分组变量.从模型 3 可以看出,在模型 2 中通过显着性检验的变量如是否有养老金、年龄、受教育程度等与土地转出行为的影响关系依然通过了显着性检验.
在新加入的家庭收入水平分组变量中,家庭经济水平在一般以上者相对于参照组( 家庭经济水平为一般以下) 土地转出的概率更高.这主要原因是一方面,高收入家庭本身对土地的依赖性较弱,另一方面,高收入家庭中的的中非农收入占了相当一部分比例,农民更倾向与获得更高的非农收入放弃传统土地收入.
模型 4 在模型 3 的基础上继续加入了年龄的平方项,细化年龄因素对土地流出行为的影响.年龄与土地流转意愿之间可能呈现出非线性的关系: 在青壮年农民中,可能愿意土地流转的比例较大,该年龄段的农民比较容易在城市中找到工作,实现稳定的向城市移民,因而可能有较强的土地流转可能性; 在年龄较大的农民中,可能不愿意土地流转的比例较大,这是由于年龄较大的农民一般缺乏技能,靠体力在城市中打工谋生,在城市中找到工作的概率较小,因而在这部分人中大部分人可能不愿意土地流转; 对于那些年龄很大的农民来说,基本丧失了劳动能力,如果土地流转获得的资金能够维持其余生的话,他们有可能愿意流出土地.模型 4 的结果也显示,年龄平方项在5% 的水置信水平上显着,系数为正,即与土地流出行为呈现"U 型"的关系.
3. 2. 2 养老金对个体土地转入行为的影响
对于个体农地转入的研究,继续运用农地转出模型的研究方法进行逐步回归,个体农地转入的四组模型估计结果见表 5.
在模型 5 中,仍然只加入是否有养老金、年龄以及地区分组变量,考察其对个体农地转入的影响.从模型 5 结果看,首先,个体是否有养老金在 5% 的水平上通过显着性检验,且回归系数符号仍为正,与土地流入行为正相关.
可以发现,个体是否有养老金无论是在农地转出还是农地转入方面,都是有正向的促进作用.关于个体是否有养老金对农地流入影响可能的原因,相关的研究也认为,如果有健全的农村社会保障制度作基础,使得土地流转供给稳定、充足,土地转入者可以进行规模经营,另一方面,有社会保障作后盾,土地转入者家庭生存保障得以解决,又可促进其大规模转入土地进行开发,形成土地流转的有效需求[23].年龄因素在 1%的水平上通过显着性检验,与土地流入行为显着负相关,即年龄越大者越不倾向于流入土地.这主要是因为年龄大的户主劳动能力不足,且逐渐丧失从事非农工作的年龄优势,年龄的增长伴随着农业生产能力下降,更倾向缩小农业生产规模.地区虚拟变量中,相对于参照组西部地区的个体,中部地区的农民流入土地的概率更高.在模型 5 的基础上加入其它个人特征,得到模型 6.
从模型 6 的结果可以看出,是否有养老金、年龄两个变量依然通过显着性检验,且回归系数符号和模型 5 一致,分别与土地流如行为正相关和负相关.个体受教育程度方面,相对于参照组文化程度为小学及以下者,受教育程度为初中、高中/中专、中专及以上三个分组变量均达到了非常显着的水平,回归系数符号为负,即文化程度较高者相对于文化程度较低者转入土地的概率更低.农民受教育年限越高,其劳动力机会成本越高,外出打工从事非农活动的机会也越多,因此,更有可能放弃传统土地经营,并减少农地的转入.婚姻状况方面,与个体土地流出模型正好相反,相对于和配偶同居者,未与配偶同居、丧偶者发生土地转入的概率更低,由于受到家庭劳动力的限制使得这类人群可能更愿意转出土地而不是转入土地.个人健康状况分组变量中,健康状况自评为非常好这一变量在 5% 的水平上通过显着性检验,即相对于健康状况较差者,健康状况较好者转入土地的概率更高.
继续在模型 6 中加入家庭经济水平分组变量得到模型 7.从模型 7 的估计结果可以看出,家庭经济水平分组为中等以上这一变量在 5% 的水平上通过显着性检验,且回归符号为正,表明相对于家庭经济水平在一般以下者,经济水平较高者土地流入的概率更大.在前文中也提到,一般而言高收入家庭本身对土地的依赖性较弱可能更愿意流出土地,在此处同样发现,家庭经济水平对于土地流入行为亦具有积极的促进作用.类似的研究也指出,收入较多对农户土地流入和流出都有显着的正向作用说明分散决策的农户,行为选择是不一样的,如部分农户因非农收入比重高,说明生产资金较丰富,愿意进行转入土地、扩大规模生产,而另一部分农户,非农收入比重大,对种地不太感兴趣,愿意转出土地.
在模型 7 中加入年龄的平方项得到模型 8,但从模型8 中可以看出,年龄的平方项并未通过显着性检验,表明年龄与土地流入行为可能不存在 U 形或倒 U 形的关系.
从模型估计的结果看,是否有养老金变量依然通过了显着性检验,对因变量具有比较显着的正相关关系,另外,其它显着的变量也基本与模型 5、模型 6、模型 7 一致,这也说明我们的模型是稳健的.
3. 2. 3 个体土地流转影响因素的分层模型进一步分析
农民土地流转至少受到两个层面的影响: 个人层面和社区层面.在此运用前文所述方法,一方面加入个人层面的个人特征变量,另一方面,加入社区层面的社区是否农地确权、是否实施新农保或老农保、是否对 65 岁以上老人发放补助、是否实行农业补贴、是否实行失业补助等政策变量.采用分层模型对模型进一步估计.
土地转出模型方面,表 6 中的无条件平均模型分析结果表明,群间变异系数为 1. 491,大于其标准误 0. 099,说明个体土地流出行为一定程度上是与其所在社区特征有关.以前文模型4 为基础,加入社区层面的政策变量,表7列出了随机截距模型的模型适应情况,随机截距模型中群间变异系数为 1. 442,仍大于其标准误 0. 098.模型检验中,AIC 和 BIC 的值相对于无条件平均模型有所减少,表明随机截距模型的适应情况相对更好.从土地流出随机截距模型各变量计量结果看,首先个人层面通过显着性检验的变量与前文模型 4 基本一致,是否有养老金这一变量并未通过检验,但其回归系数符号仍为正,说明与土地流出行为正相关.社区层面政策变量中,社区是否确权、是否对 65 岁以上老人发放补助这两个变量均在 5% 的水平上显着,对农民的土地流出具有积极的促进作用.
土地转入模型方面,无条件平均模型中群间变异系数( 1. 153) 也远大于其标准误( 0. 077) ,说明个体土地流入与否仍一定程度上是与其所在社区特征有关.从土地流入随机截距模型结果看,个人层面中的变量与前文模型 8也基本一致.是否有养老金仍然对个体土地转入行为具有比较显着的影响,对农民土地转入具有积极的促进作用.但社区层面的几个政策变量并未通过检验,对个体土地流入行为并无显着性影响.
4 简要结论及政策含义
本文基于中国健康与养老追踪调查中社区及农民两个维度的数据,实证分析了养老保险与农村土地流转之间的关系,主要得出这样几点结论: ①目前农村地区的农地流转率普遍偏低,且仍有部分农村地区未覆盖任何养老保险制度,而实施新农保或老农保以及对 65 岁以上老人发放补助等养老保障政策措施的社区土地流转比例较高,因此养老保险等政策对社区土地流转比例的提高具有积极的促进作用.②微观个体数据表明农村地区土地流转行为并不活跃,发生了土地流出行为与土地流入行为的比重均在 10% 左右,但农民是否领取到了养老金无论是在土地流出还是土地流入方面,都是有正向的促进作用的.一方面,养老金的收入具有稳定性,一定程度上满足老年农民必要的货币支出需要,对土地的养老保障功能具有替代作用,进而促进土地流转供给的增加; 另一方面,有养老金的土地转入者家庭生存的担忧又得到有效缓解,又可以促进其大规模转入土地进行开发,促进了土地流转的有效需求,因此从供给和需求两个方面来看,养老保险对农村土地流转市场的促进都是十分有效的.③农民年龄也是影响土地流转的重要因素,但对土地转出或转入的影响方向不尽相同.年龄较大的农民一般缺乏技能,非农就业就会较少,相对于青壮年可能不愿意土地流转,但对于那些年龄很大的农民来说,受到劳动能力的限制,可能愿意流出土地,而不会流入土地扩大土地经营规模.④进一步将社区变量和个人特征变量同时纳入到分层模型内分析可以发现,社区是否对 65 岁以上老人发放补助对个体土地转出、是否有养老金对个体土地转入都具有正向的显着作用,也表明本文模型分析结果是较为稳健的.
基于以上结论,本研究的政策含义是很明显的: 建立健全农村养老保险等社会保障制度体系是有效促进农村土地流转的现实途径.目前中国农村土地流转面临着很大的制约和困难,最主要的就是农村土地的社保功能和土地的生产功能难以相剥离.因此现阶段的任务是要逐步完善新型农村养老保险制度,促进农村养老保障制度的健全,并逐步提高农村养老保险的待遇水平,以此弱化土地的养老保障功能,减少农民流转土地的后顾之忧,为土地向单纯的生产资料过渡创造条件.
参考文献( References)
[1]Van Dijk T. Scenarios of Central European Land Fragmentation[J].Land Use Policy,2003,2: 149 - 158.
[2]曹建华,王红英,黄小梅. 农村土地流转的供求意愿及其流转效率的评价研究[J]. 中国土地科学. 2007,( 5) : 55 - 60. [Cao Jianhua,Wang Hongying,Huang Xiaomei. Study on Supply and DemandWillingness of Rural Land Transaction and Evaluation of TransactionEfficiency [J]. China Land Sciences. 2007,( 5) : 55 - 60.]
[3]钱忠好. 农地承包经营权市场流转: 理论与实证分析: 基于农户层面的经济分析[J]. 经济研究,2003,( 2) : 83 - 90. [QianZhonghao. The Market Liquidity of Contracting and Operating Rightto Rural Land: A Theoretical and Empirical Study[J]. EconomicResearch,2003,( 2) : 83 - 90.]
[4]姚洋. 土地、制度和农业发展[M]. 北京大学出版社,2004.[YaoYang. Land,System and Agricultural Delevopment[M]. The PekingUniversity Publishing House. 2004.]
[5]姚洋.中国农地制度: 一个分析框架[J]. 中国社会科学,2000,( 2) :54 -62. [Yao Yang. The System of Farmland in China: An AnalyticalFramework[J]. Social Sciences in China,2000,( 2) : 54 -62. ]
[6]王克强. 土地对农民基本生活保障效用的实证研究---以江苏省为例[J]. 四川大学学报: 哲学社会科学版,2005,( 3) : 5 - 11.[Wang Keqiang. An Empirical Study of Subsistence Effectiveness ofRural Collective Land on Peasants in Jiangsu Province,China[J].Journal of Sichuan University: Social Science Edition,2005,( 3 ) :5 - 11.]
[7]黄祖辉,王朋. 基于我国农村土地制度创新视角的社会保障问题探析[J]. 浙江社会科学,2009,( 2) : 39 -42.[Huang Zuhui,WangPeng. Social Security Problems Analysis: Based on the Perspective ofFarmland System Innovation in Rural China[J]. Zhe Jiang SocialSciences,2009,( 2) : 39 - 42.]
[8]包宗顺,徐志明,高珊,等. 农村土地流转的区域差异与影响因素---以江苏省为例[J]. 中国农村经济,2009,( 4) : 23 - 29.
[Bao Zongshun,Xu Zhiming,Gao Shan,et al. Regional Differenceand Influence Factors of Rural Land Circulation: Taking Jiang Su asan Example[J]. Chinese Rural Economy,2009,( 4) : 23 - 29.]
[9]黄祖辉,王朋. 农村土地流转现状、问题及对策: 兼论土地流转对现代农业发展的影响[J]. 浙江大学学报: 人文社会科学版,2008,( 2) : 45 - 46.[Huang Zuhui,Wang Peng. Farmland Transferand Its Impacts on the Development of Modern Agriculture: Status,Problems and Solutions [J]. Journal of Zhejiang University:Humanities and Social Sciences,2008,( 2) : 45 - 46.]
[10]许恒周,郭忠兴,郭玉燕. 农民职业分化、养老保障与农村土地流转: 基于南京市 372 份农户问卷调查的实证研究[J]. 农业技术经济,2011,( 1) : 84 - 85.[Xu Hengzhou,Guo Zhongxin,GuoYuyan. Empirical Research on Farmers ' OccupationalDifferentiation,Old-age Security and Land Transfer: Based on 372Farmers in Nanjing City[J]. Journal of Agro Technical Economics,2011,( 1) : 84 - 85.]
[11]赵光,李放. 非农就业、社会保障与农户土地转出: 基于 30 镇 49村 476 个农民的实证分析[J]. 中国人口·资源与环境. 2012,( 10 ) : 102 - 108. [Zhao Guang LI Fang. Non-agriculturalEmployment,Social Security and Farmer 's Land Transfer: AnEmpirical Analysis Based on 476 Farmers in 30 Towns and 49Villages[J]. China Population Resources and Environment. 2012,( 10) : 102 -108.]
[12]何国俊,徐冲. 城郊农户土地流转意愿分析: 基于北京郊区 6 村的实证研究[J]. 经济科学,2007,( 5) : 111 - 122 .[He Guojun,Xu Chong. Analysis of Suburban Farmer 's Land TransferWillingness: Empirical Research Based on the Outskirts of Beijing 6Village[J]. Economic Science,2007,( 5) : 111 - 122 .]
[13]钱忠好. 农村土地承包经营权产权残缺与市场流转困境: 理论与政策分析[J]. 管理世界,2002,( 6) : 35 -44.[Qian Zhonghao.The Incompleteness of Contracting and Operating Right to RuralLand,and the Dilemma of Market Liquidity: An Analysis of theTheory and Policy[J]. Management World,2002,( 6) : 35 - 44.]
[14]JK Kung. Off-farm Labor Markets and the Emergence of LandRental Markets in Rural China [J]. Joural of ComparativeEconomic,2002,30: 395 - 414.
[15]Yao Y. The Development of Land Lease Market in Rural China[J].Land Economics,2002,76( 2) : 252 - 266.
[16]Brandt L,Huang J K,Li G,et al. Land Rights in China: Facts,Fictions and Less Use[J]. China Journal,2002,47: 67 -97.
[17]陆益龙. 流动的村庄: 乡土社会的双二元格局与不确定性: 皖东T 村的社会形态[J]. 中国农业大学学报: 社会科学版,2008,( 3) : 146 - 153. [Lu Yilong. A Village in Migrating: DoubleDuality and Indefiniteness of Rural Society: Social Condition of TVillage in East Anhui Province[J]. China Agricultural UniversityJournal: Social Sciences Edition ,2008,( 3) : 146 - 153.]
