——基于家庭人口結(jié)構(gòu)和流動性約束的視角
摘要：本文系統(tǒng)研究了新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險 (簡稱“新農(nóng)保”) 對家中有老年人 (60歲以上) 和無老年人兩類家庭土地轉(zhuǎn)出決策的影響與機制, 并識別了在家庭面臨不同流動性約束條件下的差異。在理論分析作用機制的基礎(chǔ)上, 利用農(nóng)業(yè)部全國農(nóng)村固定觀察點的兩期數(shù)據(jù), 用PSM-DID方法進行了實證分析。研究表明, 對于無老年人家庭, 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, 促進土地轉(zhuǎn)出, 這種作用在家庭流動性約束較弱情況下尤其顯著;而在流動性約束嚴重情況下, 加入新農(nóng)保的長遠利益和短期家庭支出增加, 會促使家庭短期減少閑暇、增加勞動強度和時間, 無益于土地轉(zhuǎn)出。對于有老年人家庭, 新農(nóng)保會增加老年人生活保障和家庭福利, 降低老年人農(nóng)業(yè)勞動供給, 促進土地轉(zhuǎn)出, 特別是在流動性約束較強情況下;而在流動性約束較弱情況下, 新農(nóng)保對老年人生活保障和家庭福利的提升作用較弱, 促進土地轉(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保障功能被許多學(xué)者認為是抑制農(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76.87% ([7]) , 絕大多數(shù)小農(nóng)即便家庭生計已基本不依賴農(nóng)地經(jīng)營收入, 但仍然不愿意轉(zhuǎn)出土地。一種解釋是因為農(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, 同時還承載著經(jīng)濟功能和保障功能 ([16]) 。農(nóng)村社會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, 對于年齡較大的農(nóng)村勞動力, 由于和青壯男勞動力在體力、素質(zhì)和意識上的差別導(dǎo)致其非農(nóng)就業(yè)處于劣勢, 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)濟效用, 是其直接經(jīng)濟效用的4倍 ([16]) , 而土地這種難以替代的保障功能和土地細碎化導(dǎo)致的高昂交易成本被一些研究認為是導(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)出土地的實質(zhì)性障礙其實尚缺乏扎實的研究支撐, 特別是對不同人群、不同家庭的影響是否一致還遠未達成共識。在當前農(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)者認為, 農(nóng)民之所以不轉(zhuǎn)出土地, 并不是因為土地流轉(zhuǎn)的功能沒有被替代, 而是農(nóng)民對土地的產(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。而由于既有研究對兩方面問題未能很好處理, 導(dǎo)致研究結(jié)論難以達成共識。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)范的實證研究方法去專門識別農(nóng)地養(yǎng)老保障對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策和行為的作用機制。對于少數(shù)實證研究, 由于農(nóng)地兼具經(jīng)濟和保障功能, 在實證上缺乏太好的策略對農(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), 大多是針對一個省或一個縣的樣本進行的分析, 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)村社會養(yǎng)老保險 (簡稱“新農(nóng)保”) 為采取計量經(jīng)濟策略識別制度性養(yǎng)老保障對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的影響提供了系統(tǒng)的經(jīng)驗事實。中國農(nóng)村養(yǎng)老保障制度建立時間較晚且發(fā)展滯緩。1986~1998年為農(nóng)村養(yǎng)老保障發(fā)展的第一個階段。這一階段的農(nóng)村社會養(yǎng)老保險被稱為老農(nóng)保, 主要依靠農(nóng)戶自己繳費。由于政府財政投入不足和農(nóng)戶參保意愿不高, 老農(nóng)保最終在1998年國家整頓保險業(yè)時退出了歷史舞臺。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)老保險模式, 2009年9月, 國務(wù)院出臺了《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(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。籌資由個人繳費、集體補助、政府補貼構(gòu)成, 且對個人繳費添加了捆綁繳納的要求, 即制度實施時, 已年滿60周歲、未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險待遇的, 不用繳費, 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)當參保繳費;養(yǎng)老金由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個人賬戶養(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)保實施后迅速發(fā)展, 期初在全國選擇了10%的縣 (市、區(qū)) 啟動試點, 此后試點工作在全國迅速鋪開, 2011年覆蓋面達到了60%以上, 到2012年8月底, 全國所有的2853個縣級行政區(qū)均啟動了新農(nóng)保試點。從邏輯上講, 如果農(nóng)地的養(yǎng)老保障功能確實構(gòu)成了農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的實質(zhì)性障礙, 那么新農(nóng)保的推廣和農(nóng)戶參與會有利于其替代農(nóng)地的保障功能, 激勵農(nóng)戶釋放和轉(zhuǎn)出農(nóng)地。
國內(nèi)外很多學(xué)者就新農(nóng)保對農(nóng)戶生產(chǎn)和生活的影響開展了研究, 包括新農(nóng)保對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響。首先, 一些研究表明, 養(yǎng)老保障會對農(nóng)戶收支儲蓄和勞動力供給等經(jīng)濟活動產(chǎn)生全方位的影響, 且由于養(yǎng)老保障對不同年齡的制度安排不同, 其對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, 可促進家庭消費, 影響儲蓄 ([22];[12]) , 增加家庭福利 ([31];[23]) , 對老年人健康狀況有顯著影響 ([34]) , 會促進老年人身體健康、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居生活提供保障 (McGarry and [35];[4]) , 降低老年人的非農(nóng)勞動供給 ([36];Ardington et al., 2009) , 但對農(nóng)業(yè)勞動供給存在不確定性 ([3];[5]) 。對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)濟負擔, 促進子女外出打工 (譚清華等, 2016;[29];[2]) 。而對無老人的繳費家庭, 雖然當前沒有養(yǎng)老金收入, 但由于購買養(yǎng)老保險會提高養(yǎng)老保障預(yù)期, 也可能影響家庭收支儲蓄和勞動力配置等經(jīng)濟活動。
其次, 新農(nóng)保在影響勞動力配置的同時, 也可能對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響。一些文獻認為, 農(nóng)村養(yǎng)老保險體系的建立能有效替代土地的保障功能, 促進農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)。從農(nóng)戶層面看, 農(nóng)戶的農(nóng)村社保認知程度越高, 越愿意進行土地流轉(zhuǎn) ([25]) ;相較于非參保戶, 土地對于參保戶的保障功能較弱, 且隨著農(nóng)戶參與社會保障水平的提高, 土地保障性功能將進一步降低, 農(nóng)戶對土地的依賴性減弱, 會促進土地轉(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)有研究針對新農(nóng)保對土地養(yǎng)老功能的替代性及其對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)影響的研究還存在進一步深入的空間。既有文獻主要是就養(yǎng)老保障對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的平均影響給出了判斷, 但關(guān)于其作用機制和對不同類型農(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)于以下幾個問題:一是, 養(yǎng)老保障對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)影響的作用機制是怎樣的?二是養(yǎng)老保障對有60歲以上領(lǐng)錢的老年人家庭和對60歲以下繳費家庭的影響是否存在差異?三是養(yǎng)老保障對面臨不同流動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)保實施的經(jīng)驗事實, 系統(tǒng)考察養(yǎng)老保障對于農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策和行為的影響, 并討論制度性養(yǎng)老保障對土地養(yǎng)老保障功能的替代性。相對于同類研究, 本文在以下3個方面具有明顯新意和較高文獻價值。首先, 本文嘗試通過構(gòu)建一個刻畫農(nóng)戶參與新農(nóng)保、勞動供給與土地轉(zhuǎn)出關(guān)系的邏輯分析框架, 同時從農(nóng)戶家庭人口結(jié)構(gòu)和流動性約束兩個視角出發(fā), 系統(tǒng)分析制度性保障對土地養(yǎng)老功能的替代性及其對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的作用機制和影響, 特別是對有、無老人家庭和流動性約束強弱不同家庭的差異;其次, 本文結(jié)合采用傾向匹配得分與倍差法 (PSM-DID) 進行計量分析來識別新農(nóng)保對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出和勞動力時間配置的影響, 在技術(shù)上能夠相對更好地解決由自選擇產(chǎn)生的內(nèi)生問題, 消除了隨時間不變的不可觀測因素的影響, 提高研究結(jié)論的準確性和可靠性;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)建一個農(nóng)戶兩期決策邏輯分析框架就新農(nóng)保對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)和勞動力時間配置決策的影響進行理論分析。對于中國傳統(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)村社會養(yǎng)老保險為農(nóng)戶增加了制度性的養(yǎng)老保險供給, 理論上對家庭和土地的養(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, 可能對農(nóng)戶家庭收入、消費和儲蓄行為, 以及勞動力和土地資源配置等行為產(chǎn)生影響。
為便于分析, 本文先做以下幾個假設(shè):第一, 假設(shè)農(nóng)戶自營的土地擁有完全的養(yǎng)老保障功能, 以轉(zhuǎn)讓和其他方式流轉(zhuǎn)出去的土地會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)戶決策目標是家庭福利最大化, 農(nóng)戶在t0和t1兩期內(nèi)進行生產(chǎn)和消費等決策, 農(nóng)戶的家庭福利不僅包括消費帶來的效用, 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, 部分用于儲蓄。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期繳納費用R0, 而不再需要儲蓄以供t1期養(yǎng)老。
假設(shè)農(nóng)戶t0期的勞動稟賦為L0, 配置于閑暇、農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的勞動分別為L00、L01和L02 (為簡化分析, 不考慮雇用勞動力和對外提供雇工服務(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)出價格為r。期初t0時, 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C0, 用于儲蓄S0。到期末t1時, 農(nóng)戶年老勞動能力下降, 農(nóng)戶不得不減少勞動投入, 農(nóng)業(yè)勞動投入減少為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, 不再儲蓄, 全部用于當期消費C1。
情景I:農(nóng)戶只依靠家庭儲蓄[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期收入Y0扣除儲蓄S0后的消費C0, 自耕土地M01的養(yǎng)老保障效用, 勞動的閑暇L00。t1期的家庭效用則來自當期消費C1, 土地M11養(yǎng)老保障, 勞動的閑暇L10, 以及t0期的儲蓄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期不再需要儲蓄以養(yǎng)老, 但需繳納保費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, 由于公共財政會配套新農(nóng)保, 農(nóng)戶領(lǐng)取的養(yǎng)老金會高于繳納的保費, 因此, 情景II下農(nóng)戶t1期要達到與情景I同樣的養(yǎng)老保障水平, t0期需要繳納的保費R0會小于情景I下t0期的儲蓄S0。因此, 與情況I相比, 情況II下農(nóng)戶t0期的消費可相對增加, 收入和就業(yè)壓力會相對下降, 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)戶家庭的流動性約束會有密切關(guān)系, 對于流動性約束不同的家庭, 參與新農(nóng)保對其土地轉(zhuǎn)出和勞動就業(yè)配置的影響會存在差異: (1) 對于流動性約束很強的家庭, t0期儲蓄極少, 在極端的情況, 如果沒有參與新農(nóng)保, 家庭沒有儲蓄養(yǎng)老, 只有土地養(yǎng)老保障。由于新農(nóng)保有政府公共財政補貼, 投資回報率較高, 農(nóng)戶有激勵通過融資或增加勞動時間和收入以參加新農(nóng)保, 因此, t0期勞動時間會增加, 閑暇時間可能會減少。同時, 由于土地養(yǎng)老保障功能被制度性養(yǎng)老保障部分替代, 勞動投入非農(nóng)業(yè)比投入農(nóng)業(yè)的邊際效用相對上升, 農(nóng)戶會在可能的情況下優(yōu)先增加非農(nóng)就業(yè)時間, 農(nóng)業(yè)勞動時間與土地轉(zhuǎn)出可能會減少。 (2) 對于流動性約束很弱的家庭, 由于參加新農(nóng)保后, t1期保持同樣的養(yǎng)老保障水平t0期儲蓄壓力降低, 農(nóng)戶會減少邊際效用較低且相對下降的農(nóng)業(yè)勞動時間, 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)勞動時間。據(jù)此, 本文提出以下待后續(xù)實證檢驗的研究假說。
假說1:對于無老年人家庭, 制度性保障會發(fā)揮替代土地養(yǎng)老的功能, 參與新農(nóng)保會增加農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出概率。
假說1.1:對無老年人且流動性約束較強的家庭, 參與新農(nóng)保會減少農(nóng)戶家庭閑暇, 增加農(nóng)戶家庭勞動時間, 主要是非農(nóng)業(yè)勞動時間。
假說1.2:對無老年人且流動性約束較弱的家庭, 參加新農(nóng)保會促進農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地, 減少農(nóng)業(yè)勞動時間。
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期不再需要儲蓄以養(yǎng)老, 但需繳納保費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, 對于在t0期小于60歲以下的農(nóng)戶家庭成員, t1期達到與情景I同樣的養(yǎng)老保障水平, t0期需要繳納的保費R0會小于情景I下t0期的儲蓄S0。同時, 對于在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的情況下, 不用繳費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期的消費可相對增加, 收入和就業(yè)壓力相對會下降, 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)戶家庭的流動性約束會有密切關(guān)系, 對于家庭流動性約束強弱不同的家庭, 參與新農(nóng)保對家庭土地轉(zhuǎn)出和勞動就業(yè)配置的影響會存在差異: (1) 對于流動性約束很強的家庭, 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)勞動供給。同時還可以緩解年輕人代際支付以及照看小孩的壓力, 從而減少子女對家庭照顧的顧慮, 增加子女的非農(nóng)勞動時間。 (2) 對于流動性約束很弱的家庭, 土地原本提供的保障功能較弱, 農(nóng)業(yè)勞動供給也相對較少, 且養(yǎng)老金pen占家庭收入比重低, 這就進一步弱化新農(nóng)保替代土地保障的功能, 農(nóng)戶因參與新農(nóng)保而轉(zhuǎn)出土地動機不強。同時, 參與新農(nóng)保可以增加農(nóng)戶t0期的消費, 減小就業(yè)壓力。據(jù)此, 本文提出以下待后續(xù)實證檢驗的研究假說。
假說2:對于有老年人家庭, 參與新農(nóng)保會增加農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出概率。
假說2.1:對有老年人且流動性約束較強的家庭, 新農(nóng)保會降低老年人農(nóng)業(yè)勞動供給, 促進子女增加非農(nóng)勞動時間, 增加家庭土地轉(zhuǎn)出。
假說2.2:對有老年人且流動性約束較弱的家庭, 新農(nóng)保替代土地保障功能被弱化, 其促進家庭土地轉(zhuǎn)出的作用會被弱化。
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村會推廣新農(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的, 也就是存在“自選擇”問題。本文在評估新農(nóng)保對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)決策的影響時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。
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)保前后變化趨勢相同的情況下, 通過兩次差分來計算新農(nóng)保對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表示個體i屬于參保組;Di=0表示個體i屬于非參保組。t代表政策實施年份的啞變量, 如果t=1, 表示2012年。β1表示新農(nóng)保對農(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、村特征及省級虛擬變量;對于無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) 可用倍差法估計新農(nóng)保對農(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”假設(shè), 否則參數(shù)估計結(jié)果會有偏差 ([33]) 。雖然這個假設(shè)比對照試驗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)的樣本再進行對比分析以識別處理效應(yīng), 但配對樣本的同質(zhì)性其實與得分估計模型的構(gòu)建和得分估計值密切相關(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, 先用PSM法人為構(gòu)建同質(zhì)性較強的控制組和處理組, 有效控制參保組與非參保組在可觀測變量上系統(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)和共同趨勢假設(shè), 用DID法估計獲得處理效應(yīng)ATT。
PSM-DID在估計時有兩種方法, 第一種方法 (下文簡稱“PSM-DID-a”) 是不考慮時間所造成的不同影響, 假設(shè)參保組與非參保組在時間上具有共同趨勢, 估計平均處理效應(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。對于平衡面板數(shù)據(jù), 如果所研究政策實施時間尚短, 那么可以認為時間所引起的差異較小, 采用兩種方法估計的結(jié)果相近;反之, 結(jié)果會存在差異。對于非平衡面板數(shù)據(jù), PSM-DID-a估計時會賦予所有基期樣本權(quán)重, 賦予實驗期與基期有相同編號樣本同樣的權(quán)重, 而實驗期與基期不同編號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驗期存在大量不同編號的樣本, 用PSM-DID-a估計時會失去大量實驗期樣本, 導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏差, 此時PSM-DID-b估計結(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消除不隨時間變化不可觀測變量的優(yōu)勢, 還繼承了匹配得分法去除自選擇內(nèi)生問題的優(yōu)勢, 更可以消除時間所帶來的影響, 本文擬采用PSM-DID-b就農(nóng)戶參與新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)出的影響進行計量分析。
(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多個行政村, 2萬多農(nóng)戶。1993年固定觀察點更換和試用了新調(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)對農(nóng)地轉(zhuǎn)出及勞動力供給情況進行分析, 以2008年作為基期, 2012年作為實驗期。
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) 和非參保組 (老年人未領(lǐng)取養(yǎng)老金、子女未繳納保費) 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) 和非參保組 (未繳納保費) 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)保對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的影響程度與農(nóng)戶家庭的流動性約束可能會有密切關(guān)系, 為此, 本文根據(jù)農(nóng)戶面對的流動性約束差異將農(nóng)戶樣本進行了分類。把農(nóng)戶先依收入同時再依儲蓄從高到低進行排序, 然后把樣本等分成3組, 定義3組的流動性約束條件依次為強、中、弱。
家庭土地轉(zhuǎn)出與勞動力供給存在一定程度上的相關(guān)性, 可以將新農(nóng)保對農(nóng)戶家庭勞動力供給的影響作為新農(nóng)保對家庭土地轉(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)戶勞動力供給兩個。農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出主要用農(nóng)戶是否轉(zhuǎn)出土地和累計轉(zhuǎn)出土地的面積來測度;農(nóng)戶勞動力供給主要用農(nóng)戶非農(nóng)勞動供給 (外出務(wù)工和本地非農(nóng)) 和自家務(wù)農(nóng)時間來測度。對于有老年人家庭, 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=1, 老年人未領(lǐng)取養(yǎng)老金、子女未繳納保費=0) ;對于無老年人家庭, 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)果的準確性, 本文采用PSM-DID-b估計新農(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)每個農(nóng)戶在非參保組內(nèi)選取1個或多個與其接近的非參保農(nóng)戶進行匹配。匹配采用核匹配方法, 選擇默認值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, 本文還進行了匹配質(zhì)量平衡性檢驗和敏感性分析 (詳見第六部分) 。
本文在估計傾向得分模型時盡可能控制了同時影響參保、土地轉(zhuǎn)出和勞動力供給的變量, 主要包括: (1) 戶主個人特征: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=喪失勞動能力) ; (2) 主要勞動力特征 (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) 省級虛擬變量。
四、描述統(tǒng)計
(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, 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)勞動供給呈先上升后下降的趨勢, 主要由外出務(wù)工變化引起, 本地非農(nóng)勞動供給變化相對平穩(wěn), 而農(nóng)業(yè)勞動供給逐年減少。老年人非農(nóng)勞動供給上升幅度較小, 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, 與農(nóng)業(yè)勞動供給則呈反向關(guān)系。
(二) 無老年人家庭描述分析
1. 關(guān)鍵變量統(tǒng)計描述
表2對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行了統(tǒng)計, 可看出兩組之間的差距, 以及此差距在新農(nóng)保實施前后的變化。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)保實施前后, 參保組相對非參保組在土地累計轉(zhuǎn)出面積上由-0.16畝/戶擴大至0.24畝/戶。非老年人勞動力供給參保前兩組無顯著差異, 參保后參保組非農(nóng)勞動供給顯著高于非參保組, 從人均年-1.92天擴大至8.52天, 其中外出務(wù)工顯著增加。兩組農(nóng)業(yè)勞動供給的差距由參保前人均年8.74天變?yōu)閰⒈：?3.84天, 差距擴大12.58天。可見, 新農(nóng)保對無老年人家庭土地轉(zhuǎn)出呈現(xiàn)出促進作用。
注: (1) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計檢驗顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
2. 控制變量系統(tǒng)性檢驗
表3顯示, 在新農(nóng)保實施前后, 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方法估計處理效應(yīng)。
注: (1) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計檢驗顯著性程度, ***、**、*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)計描述
表4對有老年人家庭非參保組與參保組關(guān)鍵變量的2008年和2012年的情況進行了統(tǒng)計比較。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轉(zhuǎn)出面積上的差距, 由參保前的-0.17畝/戶擴大至-0.34畝/戶。非老年人勞動供給新農(nóng)保實施前后參保組都顯著高于非參保組, 并且從人均年7.95天擴大至25天, 其中外出務(wù)工大幅提升。兩組農(nóng)業(yè)勞動差距由參保前人均年9.35天變?yōu)閰⒈：?15.62天, 差距擴大了24.97天。老年人非農(nóng)勞動供給差異不明顯, 但農(nóng)業(yè)勞動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, 差距擴大了16.68天。可見, 新農(nóng)保對有老年人家庭土地轉(zhuǎn)出率也呈現(xiàn)出促進作用, 但對土地轉(zhuǎn)出面積似乎影響較小。
注: (1) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計檢驗顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
2. 控制變量系統(tǒng)性檢驗
從表5中可以看出, 新農(nóng)保實施前后, 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) 表中報告的是均值和標準差; (2) 參保組均值上標注的星號為對應(yīng)年份年參保組和非參保組特定變量差異的t統(tǒng)計檢驗顯著性程度, ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
五、計量經(jīng)濟分析結(jié)果
(一) 新農(nóng)保對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)計檢驗都達到了1%的顯著性水平;會導(dǎo)致家庭勞動力人均年非農(nóng)勞動時間增加7.58天, 農(nóng)業(yè)勞動時間下降10.08天, 參數(shù)統(tǒng)計檢驗分別達到了5%和1%的顯著性水平。可見, 新農(nóng)保促進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。
表6第2~3列報告了不同流動性約束下無老年人家庭參加新農(nóng)保對其土地轉(zhuǎn)出影響的估計結(jié)果。對于強約束家庭, 新農(nóng)保對農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出沒有明顯的促進作用, 而且會顯著增加家庭勞動力的總勞動時間供給, 人均年增加30.71天, 統(tǒng)計檢驗達到了1%的顯著水平, 其中, 人均年非農(nóng)勞動時間供給會顯著增加22.65天, 統(tǒng)計檢驗達到了1%的顯著水平, 自家務(wù)農(nóng)勞動時間也會有所增加, 人均年增加8.06天。對于流動性約束較強的農(nóng)戶, 土地具有較強的保障作用, 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期提供養(yǎng)老金收入, 還加劇了農(nóng)戶經(jīng)濟負擔, 雖然新農(nóng)保可以在未來為農(nóng)戶提供保障, 但是當前儲蓄壓力迫使農(nóng)戶選擇增加勞動以獲取更多經(jīng)濟收入, 阻礙了土地轉(zhuǎn)出。假說1.1得到驗證。
注: (1) 括號內(nèi)是由Bootstrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標準誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
對于流動性約束比較弱的農(nóng)戶家庭, 參加新農(nóng)保會顯著促進其土地轉(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)勞動供給, 人均年減少22.39天, 促進土地轉(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)戶當期儲蓄, 幫助農(nóng)戶減少相對回報較低的農(nóng)業(yè)勞動以享受閑暇, 降低了土地的保障作用, 釋放家庭土地。假說1.2得到驗證。
(二) 新農(nóng)保對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)兩類家庭的勞動情況分析新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)出的影響。總體來看, 有老年人家庭參與新農(nóng)保顯著促進了農(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)計檢驗都達到了1%的顯著性水平;會導(dǎo)致家中非老年人人均年非農(nóng)勞動供給上升12.19天, 農(nóng)業(yè)勞動供給下降13.79天, 參數(shù)統(tǒng)計檢驗分別達到了5%和1%的顯著性水平。老年人人均年總勞動減少17.18天, 其中本地非農(nóng)減少5.13天, 農(nóng)業(yè)勞動減少12.93天。反映出新農(nóng)保對有老年人家庭土地轉(zhuǎn)出有促進作用, 假說2得到檢驗。
表7 新農(nóng)保對有老年人家庭的影響估計
注: (1) 括號內(nèi)是由Bootstrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標準誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
表7第2~3列報告了不同流動性約束下有老年人家庭參加新農(nóng)保對其土地轉(zhuǎn)出影響的估計結(jié)果。對于強約束家庭, 新農(nóng)保顯著促進了家庭土地轉(zhuǎn)出, 而且顯著降低老年人人均年農(nóng)業(yè)勞動供給22.23天, 參數(shù)統(tǒng)計檢驗都達到了1%的顯著性水平, 促使非老年人從農(nóng)業(yè)勞動向非農(nóng)勞動轉(zhuǎn)移。可見, 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)勞動供給, 還緩解年輕人代際支付壓力, 減輕子女對家庭照顧的顧慮, 促使子女增加非農(nóng)就業(yè)時間, 釋放土地, 假說2.1得到驗證。
對于流動性約束比較弱的農(nóng)戶家庭, 新農(nóng)保減少了家庭非農(nóng)勞動供給, 但對土地轉(zhuǎn)出無明顯的作用。因為在弱約束下, 土地保障功能相對較弱, 農(nóng)業(yè)勞動供給也相對較少, 但是新農(nóng)保提供的養(yǎng)老金增加了當期收入, 減少了就業(yè)壓力, 使得家庭非農(nóng)勞動供給顯著降低。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, 難以對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動供給和土地轉(zhuǎn)出產(chǎn)生影響, 假說2.2得到驗證。
六、穩(wěn)定性檢驗
(一) 匹配平衡檢驗
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驗期匹配前后偏差絕對值的分布特征, 可以看到各變量的標準化偏差在匹配后縮小了, 同時本文還對匹配結(jié)果做了平衡性檢驗, 發(fā)現(xiàn)大部分變量偏差小于10%, 大部分變量的t檢驗結(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)不同的流動性約束, 對不同家庭做了平衡性檢驗, 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
在計算PSM-DID-b的結(jié)果時, 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結(jié)果的不同。為此, 本文選取區(qū)間 (0.02、0.04、0.08、0.1) 進行敏感性實驗, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果比較穩(wěn)健 (見表8、表9) 。此外, 本文也根據(jù)不同的流動性約束, 對不同家庭進行了敏感性實驗, 結(jié)果也較為穩(wěn)健..5。
最后, 需要說明的是本文運用PSM-DID-b很好地控制了可觀測變量因為時間變化而導(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間改變而不可觀測變量所導(dǎo)致的偏差。
注: (1) 括號內(nèi)是由Boostrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標準誤; (2) ***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。
注: (1) 括號內(nèi)是由Boostrap產(chǎn)生的穩(wěn)健性標準誤; (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傳統(tǒng)土地養(yǎng)老保障的替代性, 并通過理論與實證分析揭示了加入新農(nóng)保對人口結(jié)構(gòu) (家庭當期是否有60歲以上老年人) 和面臨流動性約束不同家庭土地轉(zhuǎn)出決策的影響與機制。研究發(fā)現(xiàn), 新農(nóng)保這種制度性保障對傳統(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)保都能促進家庭土地轉(zhuǎn)出, 不過作用機理因家庭人口結(jié)構(gòu)而異, 作用強度也因家庭面臨流動性約束情況的不同而呈現(xiàn)一定的異質(zhì)性。
對當期無老年人家庭而言, 相比傳統(tǒng)的自我儲蓄和土地養(yǎng)老方式, 加入新農(nóng)保能以較少保費獲得未來同等的養(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, 不僅可降低當期儲蓄養(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, 當家庭面臨流動性約束較弱時, 加入新農(nóng)保會使其減少農(nóng)業(yè)勞動供給與時間, 增加土地轉(zhuǎn)出和閑暇;相反, 當家庭面臨嚴重流動性約束時, 新農(nóng)保的遠期養(yǎng)老保障預(yù)期收益和短期支出增加壓力, 會激勵農(nóng)戶通過增加勞動和收入以加入新農(nóng)保, 家庭資源配置表現(xiàn)為壓縮當期閑暇、增加非農(nóng)業(yè)勞動時間和強度, 而農(nóng)業(yè)勞動時間減少和土地轉(zhuǎn)出增加效應(yīng)并不明顯。
對當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)勞動供給壓力。因此, 當家庭面臨嚴重的流動性約束時, 新農(nóng)保養(yǎng)老金對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)勞動供給, 促進土地轉(zhuǎn)出增加, 同時還有利于緩解年輕子女的代際轉(zhuǎn)移 (金錢和時間) 支付壓力, 增加其非農(nóng)勞動時間;相反, 對流動性約束較弱的家庭, 土地保障功能相對較弱, 農(nóng)業(yè)勞動供給也相對較少, 而新農(nóng)保養(yǎng)老金對老年人生活保障和家庭福利的增進作用較弱, 其促進家庭土地轉(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)村社會養(yǎng)老保險制度, 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, 強化制度性養(yǎng)老保障制度對土地養(yǎng)老保障功能的替代作用, 促進農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)地資源的優(yōu)化配置。二是加強新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的宣傳力度, 多渠道、多方式加強養(yǎng)老保險政策法規(guī)的宣傳教育, 培育農(nóng)村居民的養(yǎng)老保險意識, 讓更多農(nóng)戶了解制度性養(yǎng)老保障的特點和優(yōu)勢, 理解我國農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的內(nèi)涵和規(guī)定, 提高農(nóng)戶對新農(nóng)保的參與率;三是關(guān)注面臨流動性約束嚴重的弱勢群體和人群的繳費承受能力, 積極通過繳費基數(shù)優(yōu)惠、政府救助等方式減輕這部分人群的繳費負擔, 促進弱勢群體加入新農(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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