社会保障能够替代土地保障吗

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社会保障能够替代土地保障吗*
——基于新农保对土地租出意愿租金的影响研究
李 琴 杨松涛 张同龙
[提 要] 基于三轮(2011年、2013年和2015年)的全国微观追踪调查数据(CHARLS)，本文通过分析新农保的实施对农户土地流转行为和意愿租金的影响，来考察社会保障是否存在着对土地保障的替代效应，并进一步基于农户对土地的依赖程度来分析替代效应的异质型特征。结果表明，村庄实施新农保促使村庄内土地依赖程度超过平均水平的农户转出土地的意愿租金下降18.0%；促使村庄内处于土地依赖程度前30%的农户转出土地的意愿租金下降14.9%；促使村庄内处于土地依赖程度后30%的农户转出土地的意愿租金上升17.3%。总的来说，社会保障对于土地保障的替代效应主要作用于高土地依赖型的农户。
[关键词] 土地流转；新型农村养老保险；固定效应模型；土地依赖
一、引言
由于社会保障的缺失，中国农地扮演着两种功能：一是社会保障功能，即为农民提供基本的生活保障和失业保险(姚洋，2000)；二是经济发展功能，即提供农民增收致富的途径。社会保障功能使得人们即使外出务工，也不愿意放弃农地的使用权，从而造成的农地抛荒现象。而单个家庭所经营农地的面积过小，是我国农业竞争力提升的瓶颈，导致经济发展功能受阻。当前改革的重点在于迫切需要推动农地流转，扩大农地经营规模，从而改善农地经营效率。
我国自2009年9月开展新型农村养老保险(以下简称“新农保”)的试点工作以来，2013年新农保在全国的覆盖率已达到了96%(源自中国健康与养老追踪调查数据，CHARLS)。尽管这一养老保险还存在保障水平偏低等问题，但已是重大的福利改善。这一政策规定年满60周岁的农村老年人，不用缴纳任何保险金，均可以领取每月55元的养老金，使其基本生活得以保障。由此笔者预期，新农保推行将会从根本上改变当前的人地关系，弱化人们对于土地的依赖，从而促进农地流转市场的发育。
然而已有的研究较少考察社会保障在农地流转市场的影响。新型农村合作医疗政策(以下简称“新农合”)实施后，少量文献考察了新农合的实施对于土地流转的影响(Chang et al.,2011；张锦华等，2016)。新农保是继新农合实施后的又一重大社会保障制度，但研究新农保对土地流转影响的文献还不多见。已有研究从农业收入与非农就业收入的替代视角来考察社会保障对土地流转的影响(闫小欢和霍学喜，2013)。这并非直接度量新农保对于农地流转的影响。徐志刚等(2018)是为数不多利用微观数据探讨新农保对农地流转影响的文献。他们的研究利用农业农村部农村固定观察点的两期数据，考察了家庭有无老年人和是否面临流动性约束对于农地转出的影响。与以往研究相比，本文具有以下创新之处：(1)本文考察新农保对于土地流转意愿租金的影响。意愿租金的调整是影响土地流转发生的重要因素。对土地流转意愿租金的考察可以从侧面检验社会保障制度的实施是否从心理上改变了农户对土地依赖，从而检验其是否从一定程度上替代了土地的社会保障功能。而现有的研究几乎未能从意愿租金的角度考察，本文的研究则进一步拓宽了影响土地流转的因素。(2)本文按照农户对土地依赖程度的高低来考察新农保对不同土地依赖程度农户土地保障功能替代效应的异质性影响。本文没有基于单一维度(例如年龄或者流动性约束)来衡量农户对于土地依赖程度的大小，而是利用农户生产模型构造农户土地经营能力指标来反映农户对于土地的依赖程度。该指标能够全面综合地反映农户对土地依赖程度的大小，具有一定的创新性。本文的研究结果表明，新农保的实施对于农户土地流转行为和规模的影响并不显著，但显著降低了农户流转土地的意愿租金。这一影响因农户土地依赖程度不同而不同，土地依赖程度越高的农户受影响越大。这说明，土地的社会保障功能主要作用于高土地依赖型农户。新农保的实施在很大程度上缓解了这一部分农户对于土地的社会保障依赖，由此以新农保替代土地保障从而降低了这部分农户土地流转的意愿租金。
本文余下结构为：第二部分是评述现有文献；第三部分是研究数据的描述性分析以及实证模型设定；第四部分讨论实证研究结果，检验新农保对土地流转的影响；第五部分是本文的基本结论。
二、文献综述与理论假说
对于现阶段中国农业所面临的挑战，很多研究都指向了土地平均经营规模过小(张红宇，2012)，而扩大土地经营规模就要依靠农地流转市场的发育。对于农地流转市场发育缓慢，很多研究将其归因于非农就业(包括兼业)的影响。一方面，非农就业增多提高了家庭收入，减少了家庭对于土地的依赖，从而有利于土地流转市场的发育(Yao，2000；Kung，2002；金青松和Deininger，2004；Feng et al.，2010)；另一方面，也有研究注意到，劳动力非农转移和土地流转市场发育并非同步发生。如贺振华(2006)指出，劳动力非农转移比例的上升并没有带来土地流转显著增多。其原因在于劳动力的非农就业状态不稳定，农户还需要通过兼业来为可能的失业提供保险，从而限制了农地流转市场的发育。这一逻辑就暗示了土地的多种功能，除经济发展的功能，还有社会保障和失业保险的功能。
农地产权不稳定性为分析农地流转市场发育缓慢提供了另一视角。廖洪乐等(2003)指出，频繁的土地调整会降低农地流转的发生概率。也有研究从租出者的角度指出，频繁土地调整所导致的产权不稳定，使农户不愿意租出土地(黎霆等，2009；马贤磊等，2015)。在全国代表性调查中，叶剑平和蒋妍(2006)发现，通过颁发和领取30年的土地承包经营权证书，农户参与农地流转市场的概率大为提高。此外，还有研究认为农地确权可以清晰界定农户的土地承包经营权，能够显著降低农地流转的交易成本。如北京大学国家发展研究院综合课题组(2010)对成都市都江堰的土地确权进行分析，指出土地确权能够提高土地的产权强度，减少土地流转的交易成本并促进土地流转的发生。
较少研究实证分析社会保障制度的实施对于农地流转的影响，可能的原因有二：一是早期社会保障制度在我国农村地区处于空白状态，缺乏相关数据评估其实施的影响。二是学术界内部对于土地的社会保障功能存在很大争议。不少学者直接质疑这个概念本身(周其仁，2013)。推动土地市场化的学者强调土地利用效率视角，甚至否认土地除一般生产要素之外的功能(文贯中，2008)。也有部分学者只承认土地的失业保险功能，强调农地保证农村剩余劳动力的“蓄水池”功能。就算是承认农地有社会保障功能的学者，也多是着眼于农地所有权在集体，其定期调整机制保证了村内平等的成员权，以利于“扶危济困”使得弱势农户不至于完全丧失土地，保障其基本生活水平(姚洋，2000；周其仁，2013)。很多学者注意到，随着农民的非农收入占比日益增加，农地的经济发展功能在弱化，农地本身重要性也在下降(Kung & Bai，2011)。针对这些理论挑战，从经验层面检验农地是否有社会保障功能就显得更加重要。由此引出的一个实证策略是，直接检验新农保的实施是否引致农户愿意更多地放弃土地使用权，从而促进流转的发生。
进一步，如果笔者按照人地关系将农户进行分类的话，就相对容易理解前述理论的分歧。一类是农地高依赖型农户，如受制于年龄、教育或家庭结构等因素，其往往获得非农收入的机会和能力都较低。对于这类农户，经营自家承包地是其获得工作和收入的主要来源。由于其土地经营能力相对于非农就业较高，放弃土地使用权的机会成本很高。土地对于这类农户无疑具有社会保障功能，有土地就有工作和收入，生活的经济来源有保障。鉴于我国现实情况，土地经营者年龄老化严重，可知这类农户多为老龄农户。[注]值得注意的是，笔者在这里强调放弃土地的机会成本，所以农地高度依赖型农户不只是老龄农户。如有些种田能手也属于这一范围，这也是笔者下文使用农业生产能力而不是直接用户主年龄的原因。而新农保制度恰恰最直接最快速的受益者也是这些老龄农户。考虑到种植业属于繁重的体力劳动，可以预期新农保能大大缓解这类农户的预算约束，使之有可能流转土地。此时，这些农户可以享有更多休闲时间，从农业劳动中解脱出来，依靠土地租金和领取养老金作为生活来源。一系列的相关研究也从不同的侧面提供了一致性的证据。如一项在古巴开展的研究表明，农村地区的养老金改革大大降低了老年人参与农业劳动的概率，下降幅度达38%，从业人员的每周农业劳动时间下降多达22.5个小时(Filho，2008)。中国农村的新农保实施有类似的效果，增加了老年人的收入，降低了其劳动参与率(张川川等，2015)。Li et al.(2018)利用中国健康与养老追踪调查数据，研究表明新农保降低了老年人的农业劳动参与和农业劳动时间。如果进一步考虑养老金在家庭内部分享，则还会对其他家庭成员的劳动供给行为产生间接影响。基于南非的数据，Bertrand et al.(2003)指出当家庭领取养老金后，成年子女特别是成年长子的农业劳动供给大幅度下降。Juarez(2009)基于墨西哥的数据，也指出老年人拥有养老金显著降低了男性成年子女的劳动供给。
另一类是农地低依赖型农户，他们获得非农收入的机会和能力都相对较强，非农收入是其生活的主要经济来源。他们经营自家承包地的机会成本较高。对于这类农户来说，土地的社会保障功能就算存在，也是低水平的，而且主要是对于非农就业的失业保险。观察这类农户的行为，既能发现随非农就业收入提高而增加土地流转的例子，也能发现随非农就业收入增加而减少土地流转的例子，其背后取决于非农就业的稳定性。有学者强调农地的禀赋效应阻碍其流转(罗必良，2014)。这其实也是针对这类农户而言的，他们实际上将农地视为“收藏品”。有学者指出，有些农民自己经营土地是基于食品安全的考虑，农地无疑属于“奢侈品”的范畴。考虑到新农保目前的保障水平还很低，可以预见对于这类农户而言，新农保的实施并不能促进他们流转土地，甚至还会起到抑制作用。
由于在不同区域和不同时点，两类农户的比例不同，新农保的实施是否能够促进农地流转则是一个经验问题，需要基于数据进行评估。笔者在此提出待验证的假说：
(1)整体来看，土地对于农民具有社会保障功能，新农保的实施能部分替代这一功能，提高了农户流转土地的意愿，促进了流转的发生。
(2)在引入农户的土地依赖程度后，新农保的替代效应会表现出异质性。对于高土地依赖型农户，新农保能替代土地的社会保障功能，较大幅度地提高农户流转土地的意愿，促进流转的发生。对于低土地依赖型农户来说，新农保并不能替代土地相应的功能，因此不能提高农户流转土地的意愿和促进流转的发生。
三、识别策略、数据来源及关键变量描述
(一)识别策略
以往文献中有两种方法来度量新农保政策的实施。一种是直接采用“农户是否参与了新型农村养老保险”作为关键自变量(Ardington et al.，2009；Posel et al.，2006)。这种方法相对准确，但考虑到农户参与新农保作为一种选择行为，存在着内生性威胁，即影响到农户参与新农保的因素可能同时影响家庭的其他决策，因此，有研究建议采用社区层面是否实施新农保来测度(张川川等，2015；Li et al.，2018)。这两种方法在本文中均做了尝试，相互支持了实证结果的稳健性：(1)农户所在村庄是否实施了新农保；(2)该农户是否参与了新农保。
无论是采用“农户是否参与新农保”还是“社区是否实施新农保”作为关键自变量，进一步识别策略的难点都在于如何降低内生性所导致的估计偏误。在估计时，笔者不可能控制所有影响因素，如果某个遗漏变量既影响到是否参与新农保的概率，又影响到农户土地流转行为，估计结果就会有遗漏变量偏误。此时，简单地使用截面数据[注]张锦华等(2016)利用2011年CHARLS数据考察了农户是否参与新农合对于土地流转的影响。由于未能克服农户自主选择参加新农合的内生性，笔者对他们的研究结果持谨慎态度。或混合的面板数据(pooled data)进行估计，其结果是无法让人信服的。基于2011年、2013年和2015年三年的CHARLS追踪调查数据，本文采用固定效应模型来识别新农保的效果。模型设定如下：
Yijt=α×Dit+δ×Xijt+ui+λt+εijt
(1)
式中，Yijt为第i个村庄第j个农户第t年的土地流转行为。在本文中主要使用土地租出的意愿租金、是否租出土地、土地租出的数量。本文没有考察是否租入土地或者土地租入规模，主要原因是村庄内部存在外来人口租入土地耕种，而问卷调查往往针对本地居民调查，因此土地租入的指标并不能准确反映土地流转情况。Dit为第i个村庄在第t年是否实施新农保。Xijt是一组影响农地流转的农户特征以及村庄特征的变量，包含户主[注]在CHARLS数据中，实际上笔者无法确定谁是户主，本文采用家庭成员编码是1的个人作为户主。特征的变量(户主的婚姻状况、年龄状况)、承包的土地面积、家庭规模、家庭每月消费金额和农业机械拥有数量、村庄农户平均年收入等。村庄农户平均年收入根据村庄内样本农户的平均家庭年收入[注]村庄农户平均年收入的计算如下：首先计算家庭每年总收入，家庭总收入的计算包含农户家庭收入、受访者和配偶年收入以及家庭其他成员年收入；然后加总样本内所有家庭每年总收入，再除以社区样本户数，就可以得到村庄农户平均年收入。进行计算。系数α衡量的是新农保的政策效果。λt衡量的是时间的固定效应，如果时间为2013年，则等于1。ui衡量的是村庄的固定效应。本文所运用到的自变量和因变量的描述性统计见表1。
由于CHARLS数据并没有提供2013年和2015年社区的数据，仅仅提供了2011年社区的数据。因此，在式(1)中，Xijt中除了纳入村庄农户平均年收入外，没有纳入其他的社区变量。值得注意的是，通过固定效应模型，随时间不变的村庄特征可以通过差分消除，但是随时间变化的村庄特征笔者无法控制，但如果这部分特征既影响村庄实施新农保，又影响村庄的土地流转，将会造成估计结果的偏误。本文在农户层面已经控制了相关的家庭特征变量，例如土地灌溉面积的比重、家庭每月消费的对数、家庭农业机械价值，这些特征在一定程度上能够反映村庄基础设施等公共设施的变化，从而减少了内生性估计偏误。
(二)数据来源
本文的数据来自北京大学国家发展研究院主持的中国健康与养老追踪调查(CHARLS)在2011—2015年获得的数据。CHARLS调查在2011年开展基线调查，每两年跟踪调查一次，抽样对象为45岁以上的中老年人。CHARLS数据采用多阶段概率抽样的方法，在全国28个省抽取150个县级单位，从每个县抽取三个村庄，每个村庄抽取24户家庭，并根据适龄率确定初次抽样数。2011年、2013年、2015年分别有10 257户、10 624户、12 235户农户接受了问卷调查。
CHARLS数据不仅涵盖了丰富的个人信息，包括个人健康与劳动参与等信息，而且还包含详细的家庭背景信息。在关于家庭资产的调查中，受访者汇报了家庭从集体承包的土地面积、土地是否转入和转出、土地转出和转出规模、价格等信息。2011年共有6 793个农户汇报了农地流转的信息，占比约为66.23%；2013年共有6 432个农户提供了农地流转信息，占比为60.54%。
表1 变量描述性统计

资料来源：数据来自2011年、2013年和2015年的CHARLS，下表同。
(三)关键变量描述
1.村庄实施新农保。村庄实施新农保这一变量主要从社区层面的数据中获得。如果社区层面村庄参与新农保的信息缺失，笔者则利用个人层面的信息加以补充。考察到个人有可能误报自己参与新农保，因此，只有当村庄内部大多数人都汇报自己参与新农保或者领取新农保资金时，笔者才认定村庄参与新农保。具体来说，如果整个村庄内部汇报参加新农保的人数超过20人，或者汇报人数在10人～20人之间，但新农保参与率超过50%；或者汇报人数在5人～10人之间，但参与率超过80%，笔者均认定村庄实施新农保。[注]村庄参与新农保的定义沿用了Li et al.(2018)的方法。本文尝试着按照其他的门槛值进行划分，估计结果仍然稳健。在本文结果稳健性的考察中，本文进一步采用农户是否参加新农保作为关键自变量进行考察，如果家庭中有个人参与新农保，则认为农户参与新农保。
2.土地租出。在问卷中，问及“过去一年您家是否将土地出租给别人”，如果回答“是”，则租出土地为1，否则为0。对于将土地租给别人的农户，继续询问租出的数量。
3.意愿租金。意愿租金的度量采用CHARLS问卷中农户对土地出租的预期价格来度量。受访者需要回答：如果土地出租的话，每亩每年的租金会是多少。农户往往根据自己对农地转出的整体流转价格的判断、自家土地地块特征以及出租土地意愿的强烈程度来给出这一价格。笔者将此价格作为农户土地转出的意愿租金。[注]本文进一步检查这个意愿租金是否真正表达的是农户自身的意愿，而不是对村庄整体水平的判断，笔者发现土地意愿租金的变异性很大。
表2是实施新农保村庄和未实施新农保村庄在2011年、2013年和2015年关于土地面积、土地租出概率、租出规模和租出意愿租金的差异描述。从表2可以看到，实施新农保的村庄与未实施新农保的村庄在土地面积、土地租出概率、规模以及意愿租金等方面存在显著的差异。
从表2可以看到，首先，实施新农保的村庄，其土地租出的意愿租金高于未实施新农保地区。[注]只有在2013年，实施新农保的村庄土地租出的概率显著低于未实施的村庄。但随着时间的推移，两者差异在缩小。2011年，实施新农保地区农户出租土地的意愿租金高于未实施地区约84元；2013年这一差异缩小至约50元；到了2015年，差异不仅非常微小且不显著。直观的感觉是新农保的实施与农户的意愿租金呈现负相关关系，但新农保实施是否真正降低了农户的意愿租金，还需要进一步做计量分析。其次，无论是实际租金还是意愿租金，都在不断上涨。这与农村实际情况一致，可能的原因在于农户对通货膨胀的预期推动了土地租金价格的上涨。
表2 实施新农保和未实施新农保村庄差异的描述性统计

注：***表示在1%的水平上显著。
四、模型估计结果
(一)基准模型的估计结果
在表3中，笔者按照前述研究策略，利用固定效应模型分别估计实施新农保对农户土地租出概率、租出面积以及意愿租金的影响。其中表3第(1)列～第(3)列是以村庄是否实施了新农保为关键解释变量估计其对土地租出概率、租出面积、土地租出意愿租金的影响；表3第(2)列的因变量是在土地租出面积加上1再取对数；表3第(3)列的因变量是土地租出意愿租金加上1再取对数。
表3第(3)列考察了新农保对农地租出的意愿租金的影响。这是本文重点考察的因变量。土地意愿租金的上涨和下降是农户放弃土地使用权机会成本的直接测量，也是反映新农保的影响，同时也是未来土地流转发生的先决条件。从表3第(3)列结果可以看到，新农保政策的实施降低了农户转出土地的意愿租金。对于已经实施了新农保政策的村庄，农户租出土地的意愿租金每亩下降了13.0%，且在5%的显著性水平上显著。2011年和2013年已经实施新农保政策的村庄，农户平均租出土地的意愿租金为392元。这意味着新农保的实施，使得农民租出土地的意愿租金下降约51元。
表3第(1)列汇报的是村庄实施新农保对于农地租出概率的影响。从表3第(1)列可知，在控制其他因素不变的情况下，村庄实施新农保并没有显著地影响土地转出的概率。笔者认为，可能的原因有以下三点：首先，新农保政策实施的时间并不长，而土地流转市场本身是一个慢变量(Benjamin & Brandt，1997)，政策发挥作用需要一定的时间，在短期内笔者可能还不能完全观察到新农保实施的效果。其次，新农保资金偏少，在2011年和2013年，年满60岁的农村居民只能每月领取55元的基本养老金，到2015年这一金额才提高至每月70元。少量的资金还不足以使得农民放弃对土地的耕种。最后，土地流转交易的达成需要供求双方共同协商实现，考虑村庄土地流转市场的相对封闭性，需要一定的时间才能完成。已有的研究已经初步证实了新农保政策对于农户农业劳动参与和农业劳动时间的影响，新农保从一定程度上降低了农户的农业劳动参与和农业劳动时间(张川川等，2015)。这说明新农保的实施从一定程度上提高了农户农业劳动的机会成本，降低了农业劳动投入，但是由于资金偏少，还并不足以使得农户放弃对土地的耕种。
表3 村庄参与新农保对土地流转意愿租金、土地租出概率和租出亩数的影响

说明：***，**和*分别表示在1%，5%和10%的显著性水平上显著，括号中为标准误，下表同。
表3的其他结果同样符合笔者的预期，家庭消费水平越高，会提高农户土地租出的意愿以及提高农户租出土地的意愿租金。家庭中农业机械的数量越高，会降低家庭租出土地的面积以及提高土地租出的意愿租金。随着时间的推移，土地租出的概率在增加，2013年相对于2011年增加5.0%，2015年相对2011年增加11.2%。同时，意愿租金也在上升，2013年虚拟变量的系数为0.326。这表明，2013年后农户每亩土地租出的租金在2011年的基础上显著提高了32.6%，2015年意愿租金相对于2011年上涨了87.6%。土地租金随着时间上涨与农户对于通货膨胀的预期联系在一起。随着农产品以及劳动力本身价格的上涨，地租作为土地要素的回报，其价格同样存在上升的压力。土地租金的上涨在一定程度上阻碍了土地流转的发生，不利于土地规模经营。新农保虽然没有促进农地流转的发生，但却改变了农户对于土地租金的预期，降低了农户对于土地的依赖。这在一定程度上冲抵了通货膨胀带来的土地租金上涨的压力，从而有利于土地流转的实现。
(二)考虑到农户土地依赖程度的估计结果
1.农户土地依赖程度的估算。如前所述，新农保对不同农户的影响可能并不一样。笔者将农户分为两种类型：高土地依赖型农户和低土地依赖型农户。按照本文前述的逻辑，高土地依赖型农户实际上在农业经营方面具有比较优势。笔者的假说是：新农保的实施将弱化高土地依赖型农户对土地的依赖，导致此类农户愿意降低土地流转的租金。对于低土地依赖型农户而言，新农保的实施并不能替代其土地所实现的功能，从而不能改变甚至提高他们土地流转的意愿租金。如何衡量农户土地依赖程度，或者说是经营土地的比较优势，本文借鉴Jin & Deininger(2009)的研究方法，利用2011年、2013年和2015年的农户固定效应模型，采用柯布—道格拉斯生产函数来估计农户经营土地能力。笔者假定农户生产函数为：

(2)
对式(2)两边取对数得到：
fijt=αi+αj+θ1tijt+θ2lijt+θ3kijt+θ4xijt
+θ5yijt+φt+εijt
(3)
fijt=αij+θ1tijt+θ2lijt+θ3kijt+θ4xijt+θ5yijt
+φt+εijt
(4)
式中，fijt为村庄j中农户i第t年种植业总收入的对数；αi用来捕捉农户不随时间改变的经营土地能力；αj用来捕捉村庄层面的固定效应，例如农业生产基础设施、气候地理特征等；tijt表示该农户土地面积的对数；lijt表示该农户投入劳动力的对数，在此笔者使用家庭规模来表示；Kijt表示农户农业资产水平的对数，笔者使用农户农业机械的数量来衡量；xijt表示农户农业生产中其他投入(包含种子、肥料、农机投入等所有成本)；yijt表示其他影响种植业总收入的变量，例如户主年龄等。
式(3)中的αij=αi+αj，笔者称为农户固定效应，它由农户经营土地能力加上村庄固定效应得到。笔者首先采用去均值估计，得到θ和φ的估计值，进一步将估计值带回式(2)，得到农户固定效应αij。笔者进一步假定村庄内农户固定效应的平均水平即为村庄固定效应，即其中Nj为村庄j中的农户总数，由此得到农户i的农户经营土地能力，即土地依赖程度为(见表4)：

(5)
表4 农户土地依赖程度的估计方程：基于固定效应模型估计

2.新农保对不同土地依赖型农户的影响差异。此部分笔者重点考察新农保对不同土地依赖程度农户的土地租出意愿租金的影响。笔者根据农户土地经营能力，按照不同的方法把农户分为高土地依赖型和低土地依赖型两种类型。第一种划分方法是把能力高于70%区间的列为高土地依赖型农户，把能力低于30%水平以下作为低土地依赖型农户。第二种划分是把能力高于50%区间的作为高土地依赖型农户，把能力低于50%的农户作为低土地依赖型农户，结果见表5。
表5 新农保对于不同土地依赖程度的农户土地租出意愿租金的影响

表5第(1)列和第(2)列是以第一种方式划分的估计结果。从表5第(1)列的结果可以看出，新农保将显著降低农业生产能力在70%分位数之上的农户租出土地的意愿租金。具体来说，如果一个村庄实施新农保，高土地依赖型农户相对于低土地依赖型农户的意愿租金下降14.9%；同时新农保显著增加农业生产能力在30%分位数之下的农户租出土地的意愿租金，即在实施新农保的村庄，低土地依赖型农户相对于高土地依赖型农户，其租出土地的意愿租金将增加17.3%。这一结果证明了本文的假说，即对于高土地依赖型农户，新农保能替代土地的社会保障功能，能够较大幅度地降低土地转出的意愿租金，从而会进一步促进农地流转的发生。而对于低土地依赖型农户来说，新农保并不能替代土地相应的功能，因此不能降低农户转出土地的意愿租金，对农地流转的影响甚微。本文的研究结果与徐志刚等(2018)的结果有相似之处。他们的研究表明，在有老年人且家庭存在较强的流动性约束时，新农保能够替代土地的养老保障功能，减少老年人农业劳动供给，从而促进农地流转发生。与之相比，本文所指的高土地依赖型农户实际上包括但不限于有老年人且家庭存在较强流动性约束的农户。本文的结果不同之处在于，笔者以人地关系为界定，而不只是停留在农户表面特征，使得本文实证检验的理论假说更为丰满。
表5的第(3)列和第(4)列是以第二种方式划分的估计结果。从表5第(3)列的结果可知，新农保将降低高土地依赖型农户的土地意愿租金。具体来说，如果一个地区实施了新农保，高土地依赖型农户相对于低土地依赖型农户而言会降低土地意愿租金18.0%。同样，新农保会提高低土地依赖型农户的意愿租金。由于笔者对于高能力和低能力的划分是基于均值而划分，所以新农保对于高低农户系数的影响刚好相反，且值刚好相等。
(三)进一步讨论
本文进一步采用农户是否参与新农保进行稳健性检验。表6展示的是农户参与新农保对土地租出概率、租出面积以及租出意愿租金的影响。
表6 农户参与新农保对土地流转意愿租金、土地租出概率和租出亩数的影响

说明：表6采用固定效应模型估计。
与表3类似，笔者发现，如果农户参与新农保，其每亩土地租出的意愿租金下降13.0%，结果在5%的显著性水平显著。农户参与新农保对土地实际的租出行为和租出面积均没有显著的影响。总的来说，不论是采用村庄实施新农保还是采用农户参与新农保作为关键自变量，笔者均发现，随着新农保的实施，社会保障覆盖到农民后，农户倾向于降低土地流转的意愿租金，更容易放弃对土地的耕种。
表7为农户参与新农保对不同土地依赖程度的农户土地租出的意愿租 金 的 影 响。表7第(1)列和第(2)列同样以农业生产能力高于70%分位数的列为高土地依赖型农户，把能力低于30%水平以下作为低土地依赖型农户。表7第(3)列和第(4)列是农业生产能力高于50%分位数的作为高土地依赖型农户，把能力低于50%的农户作为低土地依赖型农户。从表7第(1)列可知，农户参与新农保主要影响了高土地依赖型农户的土地租出的意愿租金。具体来说，如果农户参与新农保且自身是高土地依赖型农户，则土地租出的意愿租金相对于低土地依赖型农户将下降28.2%。表7第(2)列结果显示，新农保对生产能力在30%以下的低土地依赖型农户的意愿租金也有显著的影响。表7的结果与表5类似。无论是以村庄实施新农保还是农户参与新农保作为关键自变量，笔者均发现新农保主要降低了高土地依赖型农户土地租出的意愿租金，而对低土地依赖型农户土地租出的意愿租金没有显著的影响。
表7 农户参与新农保对于不同土地依赖程度的农户土地租出意愿租金的影响

说明：表7采用固定效应模型估计。
以上结果意味着，整体而言，土地确实具有社会保障功能。新农保的实施则在一定程度上替代土地的这项功能，弱化了农户对于土地的依赖关系。而土地意愿租金的降低则为土地流转市场的发育、土地向种田能手集中创造了有利条件。
五、结论
长期以来，土地是否具有社会保障功能一直是学术界热烈讨论的问题。新型农村社会养老保险制度的实施是我国农村社会保障的重要突破。检验其能否替代部分土地功能，就成为间接检验土地是否有社会保障功能的有效途径。基于三轮(2011年、2013年和2015年)的全国微观追踪调查数据(CHARLS)，笔者采用固定效应模型估计了新农保的实施对农户土地流转的影响。结果表明：新农保有助于提高农户租出土地的概率，但结果在统计上并不显著。但新农保可以显著降低农户租出土地的意愿租金，其幅度能达到13.0%左右。新农保政策在短期内并没有显著地增加农地流转的发生。这也再次表明农地流转市场的发育是一个缓慢的过程，其对政策的反应需要较长的时间。但农户意愿租金显著下降也说明了新农保的实施使得农户对土地的依赖性降低。即新农保在一定程度上代替了土地的社会保障功能。这意味着随着农地流转市场的制度支撑条件改善，逐步剥离农地除收入功能之外的其他社会功能，假以时日，定能促进交易扩大，提升农地经营规模。
本文还进一步探讨了新农保对农户农地流转异质性影响，笔者将农户分为农地低依赖型农户和农地高依赖型农户。而对农地依赖程度，笔者在文中使用农业经营能力来测度。即具有高农业经营能力的农户其在农业领域获得收入的能力相对于非农领域较高，放弃农地的机会成本较高。农地对这类农户具有较强的社会保障功能。本文的实证结果也再次支持了这一逻辑：村庄实施新农保后，村庄内农业经营能力前50%的农户转出土地的意愿租金下降18.0%；村庄内农业经营能力前30%的农户转出土地的意愿租金下降14.9%；村庄内农业经营能力后30%的农户转出土地的意愿租金没有下降，甚至显著上涨17.3%。这表明，社会保障对于土地保障的替代效应主要作用于高土地依赖型农户。即土地的社会保障功能取决于该农户对于土地的依赖程度。
笔者预期，随着新农保政策的持续推进以及新农保资金的不断增加，土地依赖程度高的农户将逐步摆脱对于土地的依赖，降低出租土地的意愿租金，提升其将土地转出的可能性，最终改变他们的行为决策。本文的研究结论不仅可以揭示土地的社保功能是影响土地流转市场发育的重要因素，也可以预见土地流转市场发育的动态过程，即农户按照对土地依赖程度的高低先后转出土地。
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CAN SOCIAL SECURITY SUBSTITUTE LAND SECURITY——Based on Analyzing the Effect of New Rural Pension Program on the Willing Price of Rental Land
LI Qin1 YANG Song-tao2 ZHANG Tong-long1
(1. South China Agricultural University; 2.School of Economics &Commerce,South China University of Technology)
Abstract:Using 2011, 2013 and 2015 CHARLS data, this paper analyzes whether social security can substitute land security through estimating the effect of new rural pension program on the probability of farmland transfer and the rental price. We further analyze the heterogeneous characteristics based on the degrees of dependence on land for households. We use agricultural productivity to measure the dependence degrees on land. Our results show that new rural pension program have reduced the willing prices of farmland that will transfer out by 18.0 percentage points for the farmers with high agricultural productivity ranking top 50 percent and by 14.9% percentage points for the farmers ranking top 30 percent. But the willing prices of farmland transferring out will increase significantly by 17.3% for the farmers with agricultural productivity ranking bottom 30 percent. Our results confirm the existence of social pension function of land which can be substituted by NRPP to some extent, but we should notice that this substitution effect comes mainly from the farmers with high dependence degree on land.
Key words:farmland transfer; new rural pension program; fixed effect model; reliance on land
*李琴，华南农业大学经济管理学院；杨松涛，华南理工大学经济与贸易学院；张同龙(通讯作者)，华南农业大学国家农业制度与发展研究院，邮政编码：510642，电子信箱：zhangtonglong@scau.edu.cn。本文得到国家社会科学基金重点项目(16AJY015)“资产专用性、声誉效应与农村互联性贷款自我履约的机理研究”的资助。感谢匿名审稿人提出的修改意见，笔者已经做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：刘舫舸)