社會保障參與有助于農村土地流轉嗎?
——基于勞動力轉移的中介效應

張孜儀, 王瑞雪

(1. 中南財經政法大學 公共管理學院, 湖北 武漢 430073;2. 中國共產黨睢縣委員會 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,農業人口超5億人(1)根據2021年公布的第七次全國人口普查數據,全國人口中居住在城鎮的人口為901 991 162人,占63.89%(2020年我國戶籍人口城鎮化率為45.4%,此數據由公安部提供,該數據可大體顯示城鎮基本公共服務均等化的趨勢);居住在鄉村的人口為509 787 562人,占36.11%。城鎮人口比重較第六次人口普查時上升14.21個百分點。,土地作為農民賴以生存的基礎,是農村穩定繁榮和國民經濟健康發展的命脈。2021年2月21日,《中共中央 國務院關于全面推進鄉村振興加快農業農村現代化的意見》發布,中央一號文件連續18年聚焦“三農”問題。落實最嚴格的耕地保護制度,堅決遏制耕地“非農化”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的農民提供了基本的生活保障和失業保障[1]。在大部分家庭依然沿襲農業耕種的背景下,土地的流轉效率受到抑制[2],土地市場化被嚴格限制[3]。而農民擁有的長期土地使用權對養老保險——無論是社會保險還是商業保險——均產生替代效應[4]。

近些年來,隨著中央和地方振興農村經濟和城鄉統籌發展等重大政策的貫徹落實,城鄉社會保障制度建立健全,農民對土地的依賴逐漸緩解。社會保障制度的穩定性,降低了農民對未來的不確定性,從而促進了土地流轉供給的增加。城市化進程的加快、城鎮收入水平的提高,也吸引大量的農村勞動力向非農產業轉移。全國鄉村人口經歷20世紀七八十年代的生育高峰和計劃生育政策的調整,在1982年、1990年、2000年的三次人口普查中基本保持穩定,到了2010年第六次人口普查和2020年第七次人口普查時期,鄉村人口占比大幅下降,而相應的城鎮人口卻大幅攀升,見圖1。城鎮化進程中勞動力的非農轉移,在第六次和第七次人口普查中占了重要比重。與此同時,惠及城鄉的社會保障制度開始逐步建立健全。從2002年試點新型農村合作醫療(以下簡稱“新農合”),到2010年基本實現農村居民全覆蓋。2009年試點新型農村養老保險(以下簡稱“新農?！?,2014年推進將“新農?！焙统擎偩用裆鐣B老保險合并為“城鄉居民基本養老保險”。我國以社會保險為主體,包括社會救助、社會福利、社會優撫等制度在內的功能完備的社會保障體系基本建成(2)我國基本醫療保險覆蓋13.6億人,基本養老保險覆蓋近10億人,是世界上規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,促進社會保障事業高質量發展可持續發展》,《人民日報》2021年2月28日第1版。。

圖1 歷次人口普查城鄉人口數據數據來源:第七次全國人口普查數據

隨著大量農業人口外出務工的流動(3)根據2021年公布的第七次全國人口普查數據,全國人口中,人戶分離人口(居住地與戶口登記地所在的鄉鎮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,市轄區內人戶分離人口為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%;市轄區內人戶分離人口增加192.66%;流動人口增長69.73%。和農村土地閑置、撂荒問題的出現,農村土地的有序流轉和集約化生產成為解決農村問題的關鍵舉措之一被提上政策日程。農村土地流轉和集約化規?；a,可以促進土地資源的優化配置,從而有助于農村減貧[5]和農民勞動生產率的提高[6]。2014年中共中央正式確立堅持土地集體所有權、保障農戶土地承包權和搞活土地經營權的“三權分置”制度[7]。2018年《農村土地承包法》的二次修訂、2019年《土地管理法》的修訂、2021年《農村土地經營權流轉管理辦法》的生效等,為農村土地的承包流轉和集體經營性建設用地入市確立了制度依據,明確鼓勵各地建立土地經營權流轉市場或農村產權交易市場,旨在引導農村土地經營權規范有序流轉。土地經營權確權管理是建立土地流轉市場[8],保障耕地和糧食安全[9]的重要保障。

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

二、 研究假設與模型設定

1. 研究假設

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

探究農村勞動力轉移在社會保障參與對農村土地流轉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移,以及如何通過勞動力轉移影響農村土地流轉。參與社會保險會對參保者當前消費產生“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。農業生產規?；?、機械化為農村勞動力非農化提供了條件。從事農業生產人口的減少,使得一些農戶選擇將土地流轉出去以減少土地閑置、撂荒現象,同時還能獲得部分土地流轉費用。社會保障參與對農村勞動力轉移的影響及農村勞動力非農化對農村土地流轉的影響得到了部分學者的證實。完善農村社會保障制度,在弱化農村土地社會保障功能的同時,也有助于勞動力從農業生產中轉出,進而影響土地流轉[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生不同的影響[22];農民工的出現擴大了產業鏈,進一步解放出被土地束縛的大量農村勞動力,使得土地流轉成為可能[23];非農就業弱化了土地的社會保障功能,從而促進農村土地流轉[24]。勞動力轉移后從事的工作狀況[25]、工資穩定性[26]等都對農村土地流轉有著積極的影響。亦有研究認為農戶勞動力轉移達到一定規模才會對農村土地流轉產生積極影響[27-28]。朱文鈺等[29]還認為女性在家庭中發揮的黏結作用更大,因此女性的外出務工行為對于家庭的“離農”影響更大。根據以上分析,社會保障參與不僅會影響農村土地流轉,還會通過影響農村勞動力的轉移意愿來間接影響農村土地流轉,影響路徑見圖2。綜上所述,提出假設H3:參與社會保障會增強勞動力非農轉移的意愿。假設H3a:參與“新農?！睍鰪妱趧恿Ψ寝r轉移的意愿。假設H3b:參與“新農合”會增強勞動力非農轉移的意愿。假設H4:勞動力轉移在社會保障參與對農村土地流轉的影響中發揮著中介作用。假設H4a:勞動力轉移在參與“新農?！睂r村土地流轉的影響中發揮著中介作用。假設H4b:勞動力轉移在參與“新農合”對農村土地流轉的影響中發揮著中介作用。

圖2 勞動力轉移在社會保障參與影響農村土地流轉中的中介作用機制

2. 模型設定

為驗證以上假設,建立計量模型(1)和(2)。為緩解內生性問題,采用面板數據,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個被調查者的農村土地流轉情況;SCit表示t年第i個被調查者的社會保障參與情況;LMit表示t年第i個被調查者的勞動力轉移情況;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、 數據來源、變量選取與描述性統計

1. 數據來源

本文采用中國家庭追蹤調查(China family panel studies,簡稱CFPS)2012—2018年的面板數據來驗證本文假設?；诩彝柧頂祿统扇藛柧頂祿?在家庭問卷數據中獲取家庭人口數量、家庭收入等信息;在成人問卷數據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計

以農村土地流轉為被解釋變量,農村土地流轉主要考察農戶是否發生農村土地租賃行為,租賃行為細分為農村土地轉出和農村土地轉入,發生農村土地轉出行為賦值為1,否則記為0;發生農村土地轉入行為,即租用了別人的土地賦值為1,否則為0。CFPS數據中轉出的“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?！焙汀靶罗r合”,以戶主參保行為衡量農戶參保情況,發生參保行為賦值為1,否則為0。以勞動力轉移為中介變量,以家庭是否有人外出務工或者從事非農產業衡量勞動力轉移的情況,有外出務工或者從事非農產業賦值為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、家庭人口數量、是否有農用機械。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,考慮到在城鎮化過程中,政府對土地的干預調控[30]會影響農村土地流轉,而房屋拆遷是城鎮化的一個主要標志,故本文將“是否有拆遷補償”納入控制變量。以上變量的選取、解釋及描述性統計見表1。

表1 主要變量及其描述性統計

從表1可以看出,被解釋變量中發生農村土地流轉行為的農戶數量平均值達到0.327,說明農村土地流轉行為已較為普遍。農村土地轉出和轉入的農戶數量大致相當。在核心解釋變量中,農戶參與“新農?！钡木禐?.544,可見大約有一半的農戶參與了養老保險,而參與“新農合”的農戶覆蓋率較高,有91.4%的農戶參與。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計發現,農村收入差距也較大。樣本中家庭人口數量平均數為4.188,可見我國農村家庭結構趨于小型化,但分布較不均衡,家庭人口數量最小值1與最大值21相差較大。有拆遷補償的家庭均值僅有0.008,說明只有較少數農村家庭擁有拆遷補償。是否有農用機械的均值達到0.614,可見有超過半數的家庭有農用機械,農用機械持有率較高。

四、 實證結果分析

1. 參與“新農?！睂r村土地流轉的影響

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

表2 社會保障參與對農村土地流轉的影響

2. 參與“新農合”對農村土地流轉的影響

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

3. 控制變量的影響

表2結果顯示,控制變量中戶主的年齡、家庭人口數量、工資性收入總體上對農村土地流轉未產生顯著影響。健康狀況對農村土地轉入起著正向作用,健康狀況越好意味著勞動能力越強,有較多精力投入農業生產,其農村土地轉入意愿相對較強。受教育程度對農村土地轉出影響較為顯著,說明農民受教育水平越高,越傾向于從事非農產業工作,農村土地轉出意愿也較強。是否有農用機械對農村土地轉入有顯著的正向影響,擁有農用機械的家庭對于農業投入比較大,更有意愿從事農業生產來提高家庭收入,也更有條件進行農業的規?；a。工資性收入對農村土地流轉產生的影響不顯著,可能受戶籍等制度的限制,農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定性,故對農村土地流轉并未產生顯著影響。家庭純收入對于農村土地流轉存在顯著的影響,農民收入水平越高越傾向于進行土地流轉。是否有拆遷補償對農村土地轉入有正向的影響,可能是農民收到拆遷補償后有充足資金租賃土地并從事規?；a。

五、 機制分析與穩健性檢驗

1. 勞動力轉移中介效應

為了分析勞動力轉移在社會保障參與對農村土地流轉影響中的中介效應,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c表示社會保障參與對農村土地流轉的總效應;式(4)的系數a表示社會保障參與對于勞動力轉移的效應;式(5)的系數b表示在控制了社會保障參與后,勞動力轉移對農村土地流轉的效應;系數c′表示控制了勞動力轉移后,社會保障參與對農村土地流轉的直接效應,系數a×b表示勞動力轉移對農村土地流轉的中介效應,c=c′+ab。

2. 中介效應檢驗結果

(1) 參與社會保障對勞動力非農轉移意愿的影響

表3的結果顯示參與“新農?！贝偈箘趧恿D移的概率提高了6.27%,且在1%水平上顯著。參與“新農?！本徑饬宿r民的部分后顧之憂,故其更愿意從農業勞動中抽離,轉而去從事非農產業工作,因此假設H3a成立。但參與“新農合”對其非農轉移意愿的影響不顯著,可能是醫療保險保障水平尚有限,難以促使農民從傳統的農業勞動轉向未知工作,因此假設H3b不成立。

表3 中介效應機制檢驗

(2) 勞動力轉移在社會保障參與對農村土地轉出的影響中發揮的中介作用

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

① 勞動力轉移在參與“新農?！焙娃r村土地流轉關系中的中介效應。從表2可以看出,參與“新農?！睂r村土地轉出模型的系數顯著,因此中介效應成立。表3顯示參與“新農?！睂趧恿D移模型的系數a(0.062 7)、勞動力轉移對農村土地轉出模型的系數b(0.101 0)及參與“新農?！睂r村土地轉出模型的系數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%,說明勞動力轉移在參與“新農?！睂r村土地轉出的影響中發揮著部分中介作用,即參與“新農?！蓖ㄟ^勞動力轉移促進了部分農村土地轉出。但參與“新農?！睂r村土地轉入模型的系數不顯著,該結果按遮掩效應解釋,即作為中間變量的勞動力轉移在“新農?！睂r村土地轉入影響的關系中,發揮與直接效應相反的間接效應,導致“新農?！睂r村土地轉入的直接效應被削弱。參與“新農?！睂趧恿D移模型的系數a(0.062 7)及勞動力轉移對農村土地轉入模型的系數b(-0.040 1)均顯著,但參與“新農?！睂r村土地轉入模型的系數c′(0.017 3)不顯著,不予報告,假設H4a基本成立。

② 勞動力轉移在參與“新農合”和農村土地流轉關系中的中介效應。表2顯示,參與“新農合”對農村土地轉出模型的系數不顯著,該結果按遮掩效應解釋,即作為中間變量的勞動力轉移在“新農合”對農村土地轉出影響的關系中,發揮著與直接效應相反的間接效應,導致參與“新農合”對農村土地轉出的直接效應被削弱。表3顯示勞動力轉移對農村土地轉出模型的系數b(0.103 0)顯著,但參與“新農合”對勞動力轉移模型的系數a(0.033 4)及“新農合”對農村土地轉出模型的系數c′(-0.017 1)不顯著,直接效應不顯著,不予報告。勞動力轉移對農村土地轉入模型的系數b(-0.038 0)及參與“新農合”對農村土地轉入模型的系數c′(-0.048 4)均顯著,但“新農合”對勞動力轉移的模型中系數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,意味著勞動力轉移在“新農合”對于農村土地轉入的影響中發揮著部分中介作用,原因是參與“新農合”提高了農戶的健康保障水平,促使勞動力轉移的意愿增強,從而抑制了農村土地轉入的意愿,假設H4b基本成立。

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

3. 穩健性檢驗

本文采用縮減控制變量的方法進行穩健性檢驗,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,社會保障參與對農村土地流轉的影響依然顯著,說明本文基準回歸結果穩健。其中,參與“新農?！睂r村土地轉出的影響在5%水平上顯著,對農村土地轉入沒有顯著影響,結果與本文基準回歸結果一致。參與“新農合”對農村土地轉入依然有著顯著的負影響,對農村土地轉出同樣沒有顯著的影響,與本文基準回歸結果一致。

表4 穩健性檢驗

續表4

六、 結論與政策建議

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

基于上述研究結果,提出如下對策建議。

第一,完善農村社會保障制度,提高社會保障水平,做好城鄉社會保險的轉移接續。加強農村養老保險的宣傳和普及,提高農村養老保險的參保率。優化“新農合”報銷制度和策略,探索更加高效的醫療衛生服務模式,實現便捷的異地就醫結算,解決農民就醫方面的顧慮和問題。

第二,推進農村轉移勞動力的優化安置。深入實施鄉村振興戰略,促進鄉村產業化,為農村勞動力提供就業機會。為農村勞動力非農就業提供專業的技能培訓和轉型期服務補貼,確保其在產業轉型中的穩定就業。鼓勵農村勞動力的多元化就業,提高其綜合收入。

第三,加強農業基礎設施建設,完善農業經營體系。加強農業基礎設施建設,提高農業生產規?；?、集約化水平,提高農業生產效率,確保農業生產的穩定和農民的經濟利益。優化農產品經營體系,拓寬銷售渠道,確保農業收入的穩定,防止因大量農村勞動力轉移引發土地閑置、撂荒等問題。

第四,健全農村土地流轉機制。依照現行法律政策,確立清晰的農村土地產權制度和土地流轉機制,為農村土地流轉提供安全、透明、公正、有序的市場環境,降低土地流轉中的不確定性,確保農民權益不受損,實現土地資源優化配置,保障耕地和糧食安全,助力鄉村振興和實現農業現代化。