張孜儀, 王瑞雪

(1. 中南財經(jīng)政法大學 公共管理學院, 湖北 武漢 430073;2. 中國共產(chǎn)黨睢縣委員會 老干部局, 河南 商丘 476299)

一、 問題的提出

民以食為天,食以地為本。我國作為一個擁有超14億人口的大國,農(nóng)業(yè)人口超5億人(1)根據(jù)2021年公布的第七次全國人口普查數(shù)據(jù),全國人口中居住在城鎮(zhèn)的人口為901 991 162人,占63.89%(2020年我國戶籍人口城鎮(zhèn)化率為45.4%,此數(shù)據(jù)由公安部提供,該數(shù)據(jù)可大體顯示城鎮(zhèn)基本公共服務均等化的趨勢);居住在鄉(xiāng)村的人口為509 787 562人,占36.11%。城鎮(zhèn)人口比重較第六次人口普查時上升14.21個百分點。,土地作為農(nóng)民賴以生存的基礎(chǔ),是農(nóng)村穩(wěn)定繁榮和國民經(jīng)濟健康發(fā)展的命脈。2021年2月21日,《中共中央 國務院關(guān)于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見》發(fā)布,中央一號文件連續(xù)18年聚焦“三農(nóng)”問題。落實最嚴格的耕地保護制度,堅決遏制耕地“非農(nóng)化”和耕地“非糧化”,堅決守住18億畝(1.2億公頃)耕地紅線和保證糧食安全,是中央一直強調(diào)的一項基本國策。在社會保障制度尚未健全的歷史時期,土地作為社會保障的替代物,為占中國人口絕大多數(shù)的農(nóng)民提供了基本的生活保障和失業(yè)保障[1]。在大部分家庭依然沿襲農(nóng)業(yè)耕種的背景下,土地的流轉(zhuǎn)效率受到抑制[2],土地市場化被嚴格限制[3]。而農(nóng)民擁有的長期土地使用權(quán)對養(yǎng)老保險——無論是社會保險還是商業(yè)保險——均產(chǎn)生替代效應[4]。

近些年來,隨著中央和地方振興農(nóng)村經(jīng)濟和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展等重大政策的貫徹落實,城鄉(xiāng)社會保障制度建立健全,農(nóng)民對土地的依賴逐漸緩解。社會保障制度的穩(wěn)定性,降低了農(nóng)民對未來的不確定性,從而促進了土地流轉(zhuǎn)供給的增加。城市化進程的加快、城鎮(zhèn)收入水平的提高,也吸引大量的農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。全國鄉(xiāng)村人口經(jīng)歷20世紀七八十年代的生育高峰和計劃生育政策的調(diào)整,在1982年、1990年、2000年的三次人口普查中基本保持穩(wěn)定,到了2010年第六次人口普查和2020年第七次人口普查時期,鄉(xiāng)村人口占比大幅下降,而相應的城鎮(zhèn)人口卻大幅攀升,見圖1。城鎮(zhèn)化進程中勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移,在第六次和第七次人口普查中占了重要比重。與此同時,惠及城鄉(xiāng)的社會保障制度開始逐步建立健全。從2002年試點新型農(nóng)村合作醫(yī)療(以下簡稱“新農(nóng)合”),到2010年基本實現(xiàn)農(nóng)村居民全覆蓋。2009年試點新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(以下簡稱“新農(nóng)?！?,2014年推進將“新農(nóng)?！焙统擎?zhèn)居民社會養(yǎng)老保險合并為“城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險”。我國以社會保險為主體,包括社會救助、社會福利、社會優(yōu)撫等制度在內(nèi)的功能完備的社會保障體系基本建成(2)我國基本醫(yī)療保險覆蓋13.6億人,基本養(yǎng)老保險覆蓋近10億人,是世界上規(guī)模最大的社會保障體系,參見習近平:《完善覆蓋全民的社會保障體系,促進社會保障事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展可持續(xù)發(fā)展》,《人民日報》2021年2月28日第1版。。

圖1 歷次人口普查城鄉(xiāng)人口數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)來源:第七次全國人口普查數(shù)據(jù)

隨著大量農(nóng)業(yè)人口外出務工的流動(3)根據(jù)2021年公布的第七次全國人口普查數(shù)據(jù),全國人口中,人戶分離人口(居住地與戶口登記地所在的鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道不一致且離開戶口登記地半年以上的人口)為492 762 506人,其中,市轄區(qū)內(nèi)人戶分離人口為116 945 747人,流動人口為375 816 759人。流動人口中,跨省流動人口為124 837 153人,省內(nèi)流動人口為250 979 606人。與2010年第六次全國人口普查相比,人戶分離人口增長88.52%;市轄區(qū)內(nèi)人戶分離人口增加192.66%;流動人口增長69.73%。和農(nóng)村土地閑置、撂荒問題的出現(xiàn),農(nóng)村土地的有序流轉(zhuǎn)和集約化生產(chǎn)成為解決農(nóng)村問題的關(guān)鍵舉措之一被提上政策日程。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和集約化規(guī)模化生產(chǎn),可以促進土地資源的優(yōu)化配置,從而有助于農(nóng)村減貧[5]和農(nóng)民勞動生產(chǎn)率的提高[6]。2014年中共中央正式確立堅持土地集體所有權(quán)、保障農(nóng)戶土地承包權(quán)和搞活土地經(jīng)營權(quán)的“三權(quán)分置”制度[7]。2018年《農(nóng)村土地承包法》的二次修訂、2019年《土地管理法》的修訂、2021年《農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)管理辦法》的生效等,為農(nóng)村土地的承包流轉(zhuǎn)和集體經(jīng)營性建設(shè)用地入市確立了制度依據(jù),明確鼓勵各地建立土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)市場或農(nóng)村產(chǎn)權(quán)交易市場,旨在引導農(nóng)村土地經(jīng)營權(quán)規(guī)范有序流轉(zhuǎn)。土地經(jīng)營權(quán)確權(quán)管理是建立土地流轉(zhuǎn)市場[8],保障耕地和糧食安全[9]的重要保障。

關(guān)于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和勞動力非農(nóng)化的動因,部分學者認為清晰明確的產(chǎn)權(quán)界定有利于土地流轉(zhuǎn)[10];亦有學者認為土地確權(quán)的改革對于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響機制和效果并不確定[11];還有學者從城鎮(zhèn)化角度解讀勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和土地流轉(zhuǎn)[12],但現(xiàn)有研究較少將社會保障參與、勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)結(jié)合進行研究。本文研究農(nóng)村社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響,并剖析勞動力轉(zhuǎn)移的中介效應,以期為農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)村社會保障制度的完善等建言獻策。

二、 研究假設(shè)與模型設(shè)定

1. 研究假設(shè)

關(guān)于社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響,部分學者認為社會保障能夠促進農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出。羅仁福等[13]通過對全國五省的微觀數(shù)據(jù)分析得出,參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)戶家庭的土地流轉(zhuǎn)以及土地轉(zhuǎn)出行為具有積極的正向作用。實施“新農(nóng)?！被颉袄限r(nóng)?！奔皩?5歲以上老人發(fā)放補助等養(yǎng)老保障政策措施的社區(qū),其土地流轉(zhuǎn)比例較高[14]。正在領(lǐng)取養(yǎng)老金的農(nóng)戶更傾向于轉(zhuǎn)出土地且轉(zhuǎn)出率更高[15]。參與“新農(nóng)保”通過提高農(nóng)民的養(yǎng)老保障水平、降低對未來的不確定性,增強農(nóng)民的土地轉(zhuǎn)出意愿[16]。參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險的農(nóng)民家庭,進行土地流轉(zhuǎn)的概率更高[17]。李琴等[18]研究表明“新農(nóng)?！钡膶嵤┐_實使對土地有著高依賴程度的農(nóng)戶的農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出意愿上升,對低依賴型的農(nóng)戶則沒有太大影響。我國農(nóng)村社會保障體系中覆蓋面最廣的兩大險種是“新農(nóng)?！焙汀靶罗r(nóng)合”,雖然國家已出臺政策要求城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險和城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險合并,但很多地方在具體實踐中依然沿襲“新農(nóng)保”和“新農(nóng)合”稱謂及習慣做法。故本文將是否參與“新農(nóng)?！焙褪欠駞⑴c“新農(nóng)合”作為社會保障參與的代理變量,并提出假設(shè)H1:參與“新農(nóng)?！睍岣咿r(nóng)民的養(yǎng)老保障水平,抑制農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入意愿,增強農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出意愿。假設(shè)H2:參與“新農(nóng)合”會提高農(nóng)民抵御疾病風險的能力,從而抑制農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入意愿,增強農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出意愿。

探究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)影響中的中介效應時,需闡明兩個作用機理,即參與社會保險如何影響勞動力轉(zhuǎn)移,以及如何通過勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)。參與社會保險會對參保者當前消費產(chǎn)生“擠出效應”,由于當前可支配收入的減少,參保者會采取措施進行彌補,如通過外出務工增加當前收入。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?、機械化為農(nóng)村勞動力非農(nóng)化提供了條件。從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人口的減少,使得一些農(nóng)戶選擇將土地流轉(zhuǎn)出去以減少土地閑置、撂荒現(xiàn)象,同時還能獲得部分土地流轉(zhuǎn)費用。社會保障參與對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響及農(nóng)村勞動力非農(nóng)化對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響得到了部分學者的證實。完善農(nóng)村社會保障制度,在弱化農(nóng)村土地社會保障功能的同時,也有助于勞動力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中轉(zhuǎn)出,進而影響土地流轉(zhuǎn)[19-20]。社會保險的可攜帶性有利于促進勞動力的自然流動[21];不同的社會保險對勞動力流動產(chǎn)生不同的影響[22];農(nóng)民工的出現(xiàn)擴大了產(chǎn)業(yè)鏈,進一步解放出被土地束縛的大量農(nóng)村勞動力,使得土地流轉(zhuǎn)成為可能[23];非農(nóng)就業(yè)弱化了土地的社會保障功能,從而促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)[24]。勞動力轉(zhuǎn)移后從事的工作狀況[25]、工資穩(wěn)定性[26]等都對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有著積極的影響。亦有研究認為農(nóng)戶勞動力轉(zhuǎn)移達到一定規(guī)模才會對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生積極影響[27-28]。朱文鈺等[29]還認為女性在家庭中發(fā)揮的黏結(jié)作用更大,因此女性的外出務工行為對于家庭的“離農(nóng)”影響更大。根據(jù)以上分析,社會保障參與不僅會影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn),還會通過影響農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移意愿來間接影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn),影響路徑見圖2。綜上所述,提出假設(shè)H3:參與社會保障會增強勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的意愿。假設(shè)H3a:參與“新農(nóng)?！睍鰪妱趧恿Ψ寝r(nóng)轉(zhuǎn)移的意愿。假設(shè)H3b:參與“新農(nóng)合”會增強勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的意愿。假設(shè)H4:勞動力轉(zhuǎn)移在社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響中發(fā)揮著中介作用。假設(shè)H4a:勞動力轉(zhuǎn)移在參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響中發(fā)揮著中介作用。假設(shè)H4b:勞動力轉(zhuǎn)移在參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響中發(fā)揮著中介作用。

圖2 勞動力轉(zhuǎn)移在社會保障參與影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中的中介作用機制

2. 模型設(shè)定

為驗證以上假設(shè),建立計量模型(1)和(2)。為緩解內(nèi)生性問題,采用面板數(shù)據(jù),建立控制個體效應和時間效應的雙向固定效應模型,基準回歸模型如下:

其中,Landit為被解釋變量,表示t年第i個被調(diào)查者的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)情況;SCit表示t年第i個被調(diào)查者的社會保障參與情況;LMit表示t年第i個被調(diào)查者的勞動力轉(zhuǎn)移情況;CVit為個體層面和家庭層面的控制變量;λi是不隨時間變化的個體效應;ηt是不隨個體變化的時間效應;εit為擾動項。

三、 數(shù)據(jù)來源、變量選取與描述性統(tǒng)計

1. 數(shù)據(jù)來源

本文采用中國家庭追蹤調(diào)查(China family panel studies,簡稱CFPS)2012—2018年的面板數(shù)據(jù)來驗證本文假設(shè)。基于家庭問卷數(shù)據(jù)和成人問卷數(shù)據(jù),在家庭問卷數(shù)據(jù)中獲取家庭人口數(shù)量、家庭收入等信息;在成人問卷數(shù)據(jù)中獲取戶主的人口學特征信息,包括性別、年齡、受教育程度等。保留擁有農(nóng)村戶口和家里有耕地的樣本,剔除城市戶口樣本、耕地面積為0的樣本及問題“是否將土地出租他人”答案為“不適用”的樣本,通過將成人樣本問卷與家庭樣本問卷進行匹配,最終得到有效樣本量16 922個。

2. 變量選取及描述性統(tǒng)計

以農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)為被解釋變量,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)主要考察農(nóng)戶是否發(fā)生農(nóng)村土地租賃行為,租賃行為細分為農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出和農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入,發(fā)生農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出行為賦值為1,否則記為0;發(fā)生農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入行為,即租用了別人的土地賦值為1,否則為0。CFPS數(shù)據(jù)中轉(zhuǎn)出的“土地”包括耕地、林地、牧場、水塘。以是否參與社會保險為核心解釋變量,包括“新農(nóng)?！焙汀靶罗r(nóng)合”,以戶主參保行為衡量農(nóng)戶參保情況,發(fā)生參保行為賦值為1,否則為0。以勞動力轉(zhuǎn)移為中介變量,以家庭是否有人外出務工或者從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)衡量勞動力轉(zhuǎn)移的情況,有外出務工或者從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)賦值為1,否則為0。

家庭方面的控制變量主要包括:家庭純收入、工資性收入、家庭人口數(shù)量、是否有農(nóng)用機械。個體特征的控制變量包括戶主的年齡、性別、受教育程度、健康狀況。此外,考慮到在城鎮(zhèn)化過程中,政府對土地的干預調(diào)控[30]會影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn),而房屋拆遷是城鎮(zhèn)化的一個主要標志,故本文將“是否有拆遷補償”納入控制變量。以上變量的選取、解釋及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量及其描述性統(tǒng)計

從表1可以看出,被解釋變量中發(fā)生農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)行為的農(nóng)戶數(shù)量平均值達到0.327,說明農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)行為已較為普遍。農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶數(shù)量大致相當。在核心解釋變量中,農(nóng)戶參與“新農(nóng)?！钡木禐?.544,可見大約有一半的農(nóng)戶參與了養(yǎng)老保險,而參與“新農(nóng)合”的農(nóng)戶覆蓋率較高,有91.4%的農(nóng)戶參與。在控制變量方面,戶主年齡均值在44.017歲,男性戶主與女性戶主數(shù)量基本相當,男性略高于女性。戶主受教育程度均值僅為2.178,受教育程度普遍不高,處在小學與初中之間。戶主健康狀況均值在3.047,屬于比較健康水平。對家庭收入進行描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn),農(nóng)村收入差距也較大。樣本中家庭人口數(shù)量平均數(shù)為4.188,可見我國農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)趨于小型化,但分布較不均衡,家庭人口數(shù)量最小值1與最大值21相差較大。有拆遷補償?shù)募彝ゾ祪H有0.008,說明只有較少數(shù)農(nóng)村家庭擁有拆遷補償。是否有農(nóng)用機械的均值達到0.614,可見有超過半數(shù)的家庭有農(nóng)用機械,農(nóng)用機械持有率較高。

四、 實證結(jié)果分析

1. 參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響

社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響回歸結(jié)果見表2。表2的模型(1)和(2)顯示是否參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)出和農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入的影響。結(jié)果顯示,在控制其他條件不變的情況下,參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)出存在著顯著的正向影響,參與“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)戶進行土地轉(zhuǎn)出的概率要比未參保的農(nóng)戶高出3.33%。但對于農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入,參與“新農(nóng)?！辈o顯著影響。這符合預期,“新農(nóng)保”提升了農(nóng)民的社會保障水平,弱化農(nóng)民對土地的依賴,農(nóng)民傾向于脫離農(nóng)業(yè)勞動,其土地轉(zhuǎn)入的動力不足,因此假設(shè)H1成立。

表2 社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響

2. 參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響

表2的模型(3)和(4)顯示了是否參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出和農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入的影響。結(jié)果顯示,在控制其他條件不變的情況下,參與“新農(nóng)合”的農(nóng)戶進行農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入的概率比未參與的農(nóng)戶低3.89%,且在10%的水平上顯著,可見參與“新農(nóng)合”抑制了農(nóng)村土地的轉(zhuǎn)入,這一結(jié)論與研究假設(shè)H2相符。而參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的回歸結(jié)果并不顯著,可能的解釋是“新農(nóng)合”對農(nóng)民醫(yī)療支出的報銷比例受限制,另外異地就醫(yī)的限制也制約了農(nóng)民土地轉(zhuǎn)出的意愿。

3. 控制變量的影響

表2結(jié)果顯示,控制變量中戶主的年齡、家庭人口數(shù)量、工資性收入總體上對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)未產(chǎn)生顯著影響。健康狀況對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入起著正向作用,健康狀況越好意味著勞動能力越強,有較多精力投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn),其農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入意愿相對較強。受教育程度對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出影響較為顯著,說明農(nóng)民受教育水平越高,越傾向于從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)工作,農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出意愿也較強。是否有農(nóng)用機械對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入有顯著的正向影響,擁有農(nóng)用機械的家庭對于農(nóng)業(yè)投入比較大,更有意愿從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)來提高家庭收入,也更有條件進行農(nóng)業(yè)的規(guī)?；a(chǎn)。工資性收入對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生的影響不顯著,可能受戶籍等制度的限制,農(nóng)村勞動力外出務工所從事的工作和獲得的工資性收入均缺乏穩(wěn)定性,故對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)并未產(chǎn)生顯著影響。家庭純收入對于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)存在顯著的影響,農(nóng)民收入水平越高越傾向于進行土地流轉(zhuǎn)。是否有拆遷補償對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入有正向的影響,可能是農(nóng)民收到拆遷補償后有充足資金租賃土地并從事規(guī)模化生產(chǎn)。

五、 機制分析與穩(wěn)健性檢驗

1. 勞動力轉(zhuǎn)移中介效應

為了分析勞動力轉(zhuǎn)移在社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)影響中的中介效應,引入中介效應模型來進行檢驗。參考溫忠麟[31]等的研究,先使用依次檢驗,如果存在不顯著的情況,再采用Bootstrap法進行檢驗。其具體模型如下:

其中,式(3)的系數(shù)c表示社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的總效應;式(4)的系數(shù)a表示社會保障參與對于勞動力轉(zhuǎn)移的效應;式(5)的系數(shù)b表示在控制了社會保障參與后,勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的效應;系數(shù)c′表示控制了勞動力轉(zhuǎn)移后,社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的直接效應,系數(shù)a×b表示勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的中介效應,c=c′+ab。

2. 中介效應檢驗結(jié)果

(1) 參與社會保障對勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移意愿的影響

表3的結(jié)果顯示參與“新農(nóng)?！贝偈箘趧恿D(zhuǎn)移的概率提高了6.27%,且在1%水平上顯著。參與“新農(nóng)?！本徑饬宿r(nóng)民的部分后顧之憂,故其更愿意從農(nóng)業(yè)勞動中抽離,轉(zhuǎn)而去從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)工作,因此假設(shè)H3a成立。但參與“新農(nóng)合”對其非農(nóng)轉(zhuǎn)移意愿的影響不顯著,可能是醫(yī)療保險保障水平尚有限,難以促使農(nóng)民從傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)勞動轉(zhuǎn)向未知工作,因此假設(shè)H3b不成立。

表3 中介效應機制檢驗

(2) 勞動力轉(zhuǎn)移在社會保障參與對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的影響中發(fā)揮的中介作用

表3顯示勞動力轉(zhuǎn)移在社會保障參與和農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)中的中介效應回歸結(jié)果,由于式(1)和式(3)均表示社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響,因此不再重復列表,結(jié)合表2的基準回歸結(jié)果進行分析驗證。

① 勞動力轉(zhuǎn)移在參與“新農(nóng)?！焙娃r(nóng)村土地流轉(zhuǎn)關(guān)系中的中介效應。從表2可以看出,參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)出模型的系數(shù)顯著,因此中介效應成立。表3顯示參與“新農(nóng)?！睂趧恿D(zhuǎn)移模型的系數(shù)a(0.062 7)、勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出模型的系數(shù)b(0.101 0)及參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)出模型的系數(shù)c′(0.028 3)均顯著,且ab與c′同號,因此屬于部分中介效應,中介效應占總效應的比例為ab/c=18.3%,說明勞動力轉(zhuǎn)移在參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的影響中發(fā)揮著部分中介作用,即參與“新農(nóng)保”通過勞動力轉(zhuǎn)移促進了部分農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出。但參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)入模型的系數(shù)不顯著,該結(jié)果按遮掩效應解釋,即作為中間變量的勞動力轉(zhuǎn)移在“新農(nóng)保”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入影響的關(guān)系中,發(fā)揮與直接效應相反的間接效應,導致“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)入的直接效應被削弱。參與“新農(nóng)?！睂趧恿D(zhuǎn)移模型的系數(shù)a(0.062 7)及勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入模型的系數(shù)b(-0.040 1)均顯著,但參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)入模型的系數(shù)c′(0.017 3)不顯著,不予報告,假設(shè)H4a基本成立。

② 勞動力轉(zhuǎn)移在參與“新農(nóng)合”和農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)關(guān)系中的中介效應。表2顯示,參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出模型的系數(shù)不顯著,該結(jié)果按遮掩效應解釋,即作為中間變量的勞動力轉(zhuǎn)移在“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出影響的關(guān)系中,發(fā)揮著與直接效應相反的間接效應,導致參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的直接效應被削弱。表3顯示勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出模型的系數(shù)b(0.103 0)顯著,但參與“新農(nóng)合”對勞動力轉(zhuǎn)移模型的系數(shù)a(0.033 4)及“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出模型的系數(shù)c′(-0.017 1)不顯著,直接效應不顯著,不予報告。勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入模型的系數(shù)b(-0.038 0)及參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入模型的系數(shù)c′(-0.048 4)均顯著,但“新農(nóng)合”對勞動力轉(zhuǎn)移的模型中系數(shù)a(0.033 4)并不顯著。因此采用Bootstrap法對ab的顯著性進行檢驗,結(jié)果顯示:ab在5%的水平上顯著,中介效應占比為ab/c=2.56%,其中ab和c′同號,意味著勞動力轉(zhuǎn)移在“新農(nóng)合”對于農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入的影響中發(fā)揮著部分中介作用,原因是參與“新農(nóng)合”提高了農(nóng)戶的健康保障水平,促使勞動力轉(zhuǎn)移的意愿增強,從而抑制了農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入的意愿,假設(shè)H4b基本成立。

綜上,參與“新農(nóng)?！笨娠@著增強勞動力轉(zhuǎn)移的意愿,也可通過勞動力轉(zhuǎn)移間接促進農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出。參與“新農(nóng)合”對勞動力轉(zhuǎn)移并無顯著影響,但可通過勞動力轉(zhuǎn)移抑制農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入的意愿。

3. 穩(wěn)健性檢驗

本文采用縮減控制變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗,將家庭純收入和是否有拆遷補償剔除之后進行基準模型回歸,從表4可以看出,社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響依然顯著,說明本文基準回歸結(jié)果穩(wěn)健。其中,參與“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的影響在5%水平上顯著,對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入沒有顯著影響,結(jié)果與本文基準回歸結(jié)果一致。參與“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入依然有著顯著的負影響,對農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出同樣沒有顯著的影響,與本文基準回歸結(jié)果一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表4

六、 結(jié)論與政策建議

土地作為社會保障的替代物,長期為占中國人口絕大多數(shù)的農(nóng)民提供著基本的生產(chǎn)和生活保障。隨著農(nóng)村的發(fā)展和城鎮(zhèn)化進程的加快,城鄉(xiāng)社會保障制度不斷健全,農(nóng)村土地的社會保障功能逐漸弱化,農(nóng)民對土地的依賴漸漸緩解,勞動力非農(nóng)就業(yè)意愿增強。農(nóng)業(yè)勞動力的減少導致農(nóng)村土地被閑置和撂荒,農(nóng)村土地的規(guī)?；?、集約化經(jīng)營被提上日程,而社會經(jīng)濟的發(fā)展也促使土地資源的優(yōu)化配置和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升,農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)成為越來越多農(nóng)民的選擇。本文基于中國家庭追蹤調(diào)查2012—2018年的面板數(shù)據(jù),實證研究了農(nóng)村社會保障參與對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響,同時分析了勞動力轉(zhuǎn)移的中介效應。研究發(fā)現(xiàn)參與“新農(nóng)?！憋@著影響農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出;參與“新農(nóng)合”對于農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的影響并不顯著,但是顯著抑制農(nóng)村土地轉(zhuǎn)入。勞動力轉(zhuǎn)移在“新農(nóng)?！睂r(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的影響中發(fā)揮著中介作用,在“新農(nóng)合”對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)影響中發(fā)揮的中介效應不明顯。

基于上述研究結(jié)果,提出如下對策建議。

第一,完善農(nóng)村社會保障制度,提高社會保障水平,做好城鄉(xiāng)社會保險的轉(zhuǎn)移接續(xù)。加強農(nóng)村養(yǎng)老保險的宣傳和普及,提高農(nóng)村養(yǎng)老保險的參保率。優(yōu)化“新農(nóng)合”報銷制度和策略,探索更加高效的醫(yī)療衛(wèi)生服務模式,實現(xiàn)便捷的異地就醫(yī)結(jié)算,解決農(nóng)民就醫(yī)方面的顧慮和問題。

第二,推進農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的優(yōu)化安置。深入實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略,促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)化,為農(nóng)村勞動力提供就業(yè)機會。為農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)提供專業(yè)的技能培訓和轉(zhuǎn)型期服務補貼,確保其在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型中的穩(wěn)定就業(yè)。鼓勵農(nóng)村勞動力的多元化就業(yè),提高其綜合收入。

第三,加強農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),完善農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系。加強農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)?；?、集約化水平,提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率,確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的穩(wěn)定和農(nóng)民的經(jīng)濟利益。優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營體系,拓寬銷售渠道,確保農(nóng)業(yè)收入的穩(wěn)定,防止因大量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移引發(fā)土地閑置、撂荒等問題。

第四,健全農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)機制。依照現(xiàn)行法律政策,確立清晰的農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度和土地流轉(zhuǎn)機制,為農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)提供安全、透明、公正、有序的市場環(huán)境,降低土地流轉(zhuǎn)中的不確定性,確保農(nóng)民權(quán)益不受損,實現(xiàn)土地資源優(yōu)化配置,保障耕地和糧食安全,助力鄉(xiāng)村振興和實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。