新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響

黃超群　蔡細平

摘要：促進農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)土地資源優(yōu)化配置是提高我國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)競爭力的重要方式。利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2013年數(shù)據(jù)庫，結(jié)合相關(guān)文獻，分析了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度、健康狀況和農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為決策的作用路徑，利用中介效應(yīng)分析模型和Tobit模型，借助健康狀況這一中介變量，實證分析了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對東部8省農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響。研究結(jié)果表明：（1）鄉(xiāng)級住院補償比對農(nóng)地流轉(zhuǎn)量和農(nóng)地轉(zhuǎn)入量有顯著的負相關(guān)性，住院封頂線對農(nóng)地流轉(zhuǎn)量有正向影響；其他結(jié)構(gòu)變量則都不具有統(tǒng)計顯著性；（2）健康狀況在新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度方面對東部8省農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)及農(nóng)地轉(zhuǎn)入的驅(qū)動過程中起到中介傳導(dǎo)作用。本研究為更好地促進新農(nóng)合制度與其他惠農(nóng)政策的融合、改善農(nóng)戶的生活水平提供了進一步的參考。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度；土地流轉(zhuǎn)；健康狀況；中介效應(yīng)

中圖分類號： F3211文獻標志碼：

文章編號：1002-1302（2017）16-0345-06

收稿日期：2017-03-15

基金項目：國家林業(yè)局2015年林業(yè)重大問題研究項目（編號：2015-R20）。

作者簡介：黃超群（1992—），女，安徽巢湖人，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策研究。E-mail：1106904470@qqcom。

通信作者：蔡細平，博士，副教授，主要從事土地經(jīng)濟學(xué)研究。E-mail：7073179 @qqcom。

長期以來，農(nóng)村土地的生產(chǎn)剩余為廣大農(nóng)民提供了最基本的生活保障，農(nóng)村的土地制度與政策也被視為穩(wěn)定農(nóng)村社會的重要基礎(chǔ)。土地流轉(zhuǎn)可以通過邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)和交易收益效應(yīng)來實現(xiàn)土地資源的優(yōu)化配置，還可以促進勞動力要素的流動，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，實現(xiàn)土地自身價值，增加農(nóng)民收入及農(nóng)戶福利[1-4]。然而，由于各種原因，我國的農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場一直處于需求大于供給的失衡狀態(tài)，許多農(nóng)戶由于農(nóng)地的保障功能等原因，不愿意出讓自己的土地。為此，很多學(xué)者從各個方面對土地流轉(zhuǎn)的影響因素進行了分析。從政府方面考慮，農(nóng)地的流轉(zhuǎn)行為會受到政府的行政和政策干預(yù)[5-6]，如政府農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策、農(nóng)業(yè)稅費改革[8] 、糧食直接補貼政策[9]、農(nóng)村社會保障制度[10-13]。葉劍平等指出，使用權(quán)政策對農(nóng)戶土地投資等具有顯著影響[14]。從農(nóng)戶特征方面考慮，現(xiàn)階段戶主的性別、戶主受教育程度、人口老齡化程度、農(nóng)戶的健康狀況、農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)以及自有土地面積等對土地流轉(zhuǎn)也有顯著的影響[15-18]；黎霆等發(fā)現(xiàn)年齡越大的農(nóng)戶越傾向于轉(zhuǎn)出承包地[19]。影響農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地的重要經(jīng)濟激勵因素還包括非農(nóng)就業(yè)狀況、非農(nóng)收入結(jié)構(gòu)以及非農(nóng)就業(yè)機會的大小[20-22]。

2003年開始，我國在農(nóng)村地區(qū)開始推行新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點改革，截至2013年年底，新農(nóng)合的參與率達到987%，受益人數(shù)已經(jīng)達到1942億人次，各省市已基本上實現(xiàn)了新農(nóng)合全覆蓋[23]，新農(nóng)合政策的實施取得了相當(dāng)大的成果。馬雙等研究表明，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險能夠顯著增加居民碳水化合物、蛋白質(zhì)等營養(yǎng)物質(zhì)的攝入量[24]；也會促進農(nóng)戶的耐用品消費水平提高[25]，從而有利于擴大國內(nèi)的消費需求。同時，一方面新農(nóng)合政策通過增加醫(yī)療可及性、提高醫(yī)療服務(wù)品質(zhì)等方式改善農(nóng)民的健康狀況[26]，另一方面通過報銷農(nóng)民的醫(yī)療和就診費用，有利于減少醫(yī)療支出，間接性地增加農(nóng)戶的家庭收入，提高居民的家庭生活水平。然而，在新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度開始實施之后，政府雖然對醫(yī)療費用有一定的補貼，但是由于補償比率較低，醫(yī)藥供給價格存在虛高的問題[27]，農(nóng)民并沒有因此而較為徹底地解決因病致貧因病返貧的問題[28-29]，從而并沒有真正起到減輕農(nóng)民醫(yī)療支出負擔(dān)的作用。王蘭芳等通過對江蘇省的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民的醫(yī)療支出、農(nóng)民家庭經(jīng)濟狀況、健康狀況等所產(chǎn)生的影響并不如預(yù)期的那般明顯[27]。長此以往，會影響新型農(nóng)村合作醫(yī)療的可持續(xù)性[30]。因此，新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的開展對農(nóng)戶的生產(chǎn)和生活的影響是否有明顯良好的促進作用，還有待進一步考究。

在查找的現(xiàn)有文獻中，學(xué)者更加集中與分析新農(nóng)合制度所取得的成果和存在的問題；對于土地流轉(zhuǎn)主要涉及對其影響因素分析的相關(guān)研究；在社會保障制度方面，學(xué)者更加關(guān)注養(yǎng)老保障和土地保障制度，而關(guān)于新農(nóng)合制度對土地流轉(zhuǎn)方面的研究分析不多，僅僅有張錦華等運用兩部分模型，分析得出健康狀況在新農(nóng)合制度對農(nóng)戶是否進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面具有部分的中介作用，并且現(xiàn)行新農(nóng)合住院補償政策增加了參合農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)傾向[31]。但卻有相反的觀點，如趙靜采用了混合模型，指出農(nóng)村社會保障水平對土地流轉(zhuǎn)并沒有顯著影響[32]。因此農(nóng)村的社會保障對土地流轉(zhuǎn)是否會有顯著影響依然沒有明確的定論。針對上述已有研究的不足，本研究使用2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）的數(shù)據(jù)庫，通過描述統(tǒng)計及計量模型，以東部8省為例，深入研究了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響，并提出相關(guān)的政策建議，對新農(nóng)合制度的可持續(xù)性發(fā)展具有重要意義。

1機制分析與模型構(gòu)建

11作用路徑分析

111新農(nóng)合制度與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)

土地在我國農(nóng)民的生活中一直都作為基本生活保障的基礎(chǔ)，由于農(nóng)村大部分青年人外出務(wù)工，土地的經(jīng)營重擔(dān)留在了老人和孩童肩上。Jenkins等指出，農(nóng)戶在長時間進行土地勞作中會經(jīng)常發(fā)生慢性疾病、意外傷害等事件[33]，特別是在春種秋收的農(nóng)忙時節(jié)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度作為我國農(nóng)村地區(qū)社會保障體系之一，在一定程度上動搖了土地對農(nóng)戶生活的保障功能，由于新農(nóng)合制度的醫(yī)療覆蓋的深度和廣度不斷擴大，有效地緩解了農(nóng)戶看病貴的問題，老年群體可能并不是特別需要在土地上所取得的微薄的收入，因此可能會進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)，將手中的土地租出。然而也有學(xué)者提出，農(nóng)民并沒有因為參與新農(nóng)合制度而解決自身因病致貧的問題，依然有很重的醫(yī)療負擔(dān)[28]，農(nóng)村社會保障水平對農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)并沒有顯著影響[32]，因此本研究提出問題一：以東部8省為例，新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為到底會產(chǎn)生何種影響？

112新農(nóng)合制度與健康狀況

自20世紀80年代開始，城鎮(zhèn)化的速度不斷加快，農(nóng)村大量的青壯年人群涌入城鎮(zhèn)地區(qū)，使得農(nóng)村的老年人面臨更嚴重的生活問題。老年人不得不外出勞動，以滿足自己和家人的生計需求，因此老年人的健康狀況會隨著時間惡化，醫(yī)療成本也會隨之上升。在農(nóng)村醫(yī)療保障制度不健全的情況下，新農(nóng)合制度顯著改善了參合者的健康水平[26]，同時也降低了農(nóng)戶的醫(yī)療支出[31]，在一定程度上可以增強農(nóng)戶抵御疾病風(fēng)險的能力。然而，由于新農(nóng)合制度的報銷政策有一定的疾病范圍限制，只有在規(guī)定的定點醫(yī)療機構(gòu)才能進行一定比例的報銷，在不同等級的醫(yī)療機構(gòu)報銷比例也有所不同，由于報銷手續(xù)的繁瑣性外加農(nóng)戶可能低于自身健康狀況的高估以及其他商業(yè)保險的沖擊，新農(nóng)合制度對農(nóng)戶健康狀況的改善是否真的明顯，因此本研究提出問題二：以東部8省為例，新農(nóng)合制度的實施對進行土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的健康狀況是否有顯著影響？

113新農(nóng)合制度、健康狀況與土地流轉(zhuǎn)

有學(xué)者研究表明，健康狀況對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿與行為具有顯著的影響[17]。由于醫(yī)療保障也會提高農(nóng)戶的健康水平[26]，對于留守農(nóng)村的老年人來說，土地可能是他們收入的主要經(jīng)濟來源，健康狀況的改善有利于增加勞動的時間，他們就不會轉(zhuǎn)出土地，從而可能會導(dǎo)致土地滯留現(xiàn)象的出現(xiàn)。對于青年人來說，如果外出工作的收入高于土地的預(yù)期收入，健康狀況的改善使更多的勞動力投入非農(nóng)就業(yè)中，增加非農(nóng)勞動的強度和時間，從而增加非農(nóng)的勞動收入，非農(nóng)收入在農(nóng)戶總收入中所占的比重越高，則農(nóng)民進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的可能性也會越大[34]，從而更愿意出租土地，獲得額外的租金收入。對于農(nóng)業(yè)能手種糧大戶等，健康狀況的改善也會讓他們更加傾向于租入土地的行為，形成規(guī)模效應(yīng)，并從中獲得更多的經(jīng)濟效益。健康狀況的改善對于不同群體會有不同的作用效果，因此本研究提出問題三：以東部8省為例，健康狀況在新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的驅(qū)動過程中是否起到中介傳導(dǎo)作用？

12模型構(gòu)建

近年來，中介效應(yīng)檢驗方法在社會科學(xué)研究領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用，相較于常用的回歸分析，中介效應(yīng)檢驗可以分析變量間的影響路徑與機制，為相應(yīng)的研究假設(shè)提供支持，得出更深入的研究結(jié)果[35]。因此，本研究采用溫忠麟等提出的中介效應(yīng)檢驗方法[36]，根據(jù)張錦華等提出的驗證健康狀況中介效應(yīng)的3個標準[31]，研究新型農(nóng)村醫(yī)療制度、農(nóng)戶健康狀況和農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響機制，檢驗農(nóng)戶健康狀況（Mi1）在新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（XNi）對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為決策（Y）中是否存在中介效應(yīng)。第一步，研究自變量新農(nóng)合住院補償結(jié)構(gòu)對因變量農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為是否存在顯著影響，如果顯著則進行第二步；第二步，研究中介變量農(nóng)戶健康狀況對自變量新農(nóng)合住院補償結(jié)構(gòu)是否具有顯著作用，如結(jié)果顯著則進行第三步；第三步，加入中介變量農(nóng)戶健康狀況，檢驗自變量新農(nóng)合住院補償結(jié)構(gòu)對因變量農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的回歸系數(shù)的顯著性，如果中介變量農(nóng)戶健康狀況的影響達到顯著水平，并且自變量新農(nóng)合補償結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)變小并且仍有顯著影響，則說明中介變量具有部分中介作用，倘若自變量的回歸系數(shù)變小并且不具有顯著性，則說明中介變量具有全部中介作用。

檢驗構(gòu)建如下中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

Y=cXNi+ε1；

Mi1=aXNi+ε2；

Y=c′XNi+bMi1+ε3。

中介效應(yīng)檢驗流程：

（1）XNi對Y的顯著性檢驗：檢驗原假設(shè)H0 ∶c=0，若被拒絕，則Y與XNi的相關(guān)顯著。

（2）中介效應(yīng)檢驗：

原假設(shè)H0 ∶a=0；H0 ∶b=0，若都被拒絕，繼續(xù)檢驗H0 ∶c′=0，若H0 ∶c′=0被拒絕，則中介效應(yīng)部分顯著；若H0 ∶c′=0被接受，則中介效應(yīng)完全顯著。

基于以上中介效應(yīng)檢驗的理論闡述，根據(jù)中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）的數(shù)據(jù)，由于農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)畝數(shù)不可能為負數(shù)，并且存在不少土地流轉(zhuǎn)量為0的樣本，因此可以采用Tobit模型，其基本形式如下：

[JZ]yi=α′+β1′Mi+β2′XNi+εi′εi～（0，σ2）；

[JZ]yi=[JB（{]α′+β1′Mi+β2′XNi+εi′，[WB]yi>0

0[DW]yi≤0[JB）]。

其中，yi代表第i個農(nóng)戶實際流轉(zhuǎn)（轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出）的土地面積；Mi表示第i個農(nóng)戶的健康狀況、個體特征變量（如年齡、婚姻狀況、文化程度等）、社會經(jīng)濟狀況變量（如家庭總收入、家庭總?cè)丝跀?shù)、農(nóng)業(yè)勞動天數(shù)、已有農(nóng)地量等）；XNi代表新農(nóng)合的給付結(jié)構(gòu)變量，包括起付線、報銷比例、封頂線；εi和εi是誤差項。

2變量說明與實證分析

21數(shù)據(jù)說明及變量選擇

自2003年以來，我國在農(nóng)村地區(qū)推行新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點改革，在第一批試點地區(qū)中，東部地區(qū)有94個縣（市、區(qū)），覆蓋了4 465萬人；中部地區(qū)有87個縣（市、區(qū)），覆蓋了3 840萬人；西部地區(qū)包括71個縣（市、區(qū)），覆蓋了2 385萬人。相較而言，在第一批試點地區(qū)中，東部地區(qū)所涉及的縣市最多，所覆蓋的人口最多，同時東部地區(qū)的社會經(jīng)濟水平較高，農(nóng)村衛(wèi)生服務(wù)體系建設(shè)較好，所以本研究以我國東部8省為研究對象，采用2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）所形成的數(shù)據(jù)庫進行分析。由于本研究是以農(nóng)戶家庭為分析單元，根據(jù)解堊等的做法[37]，將家庭的主要受訪者定義成虛擬的“戶主”，在去掉缺失關(guān)鍵變量的樣本后，最終整理得到287個有效樣本量。

本研究所涉及的主要變量如下：

（1）農(nóng)地變量

在2013年CHARLS的調(diào)查問卷中農(nóng)地流轉(zhuǎn)的數(shù)據(jù)來自于“您家從集體分配到的有多少畝”、“過去一年您家出租了多少畝”及“過去一年您家租用了多少畝”，由于國家已經(jīng)允許并鼓勵農(nóng)民以轉(zhuǎn)包、出租、轉(zhuǎn)讓等方式對土地的經(jīng)營權(quán)進行流轉(zhuǎn)，本研究將農(nóng)戶出租和租入耕地的行為視為農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)行為。

（2）新農(nóng)合住院補償結(jié)構(gòu)變量

2013年年底，全國的新農(nóng)合的參與率達到987%，各省市已基本上實現(xiàn)了新農(nóng)合全覆蓋。根據(jù)張錦華等的說法[31]，區(qū)分農(nóng)戶是否參與新農(nóng)合制度將會弱化其對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的實施效果。因此本研究對新農(nóng)合制度住院補償結(jié)構(gòu)變量的選擇，同樣采用起付線、報銷比例及封頂線3個變量，其中報銷比例和起付線分為鄉(xiāng)級、縣級及縣外3個等級，為抵消多重共線性對方程的影響，只選取住院報銷比例和封頂線作為變量。

（3）健康狀況

在CHARLS數(shù)據(jù)中，關(guān)于健康狀況的測量數(shù)據(jù)主要包括自評健康狀況、慢性病、生理功能、心理健康等指標。本研究根據(jù)雷曉燕等的研究[38]，主要采用自評健康狀況，將農(nóng)戶可以選擇 “很好” “好” “一般”“差” “很差”的選項分別賦值為1、2、3、4、5。

（4）其他控制變量

本研究為了更好地掌握其他變量對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響，控制了農(nóng)戶的個人和家庭的基本特征，控制變量主要包括年齡、性別、有無配偶、教育程度、家庭總收入、農(nóng)業(yè)勞動天數(shù)等。

22實證分析

（1）描述性統(tǒng)計分析

對本研究的主要變量的均值和標準差的描述結(jié)果如表1所示。

注：“（）”中的數(shù)據(jù)為標準差。數(shù)據(jù)來源：本研究計算整理所得，2017年。[FK）]

由表1可知，東部8省進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶樣本有287個，其中進行農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為的有173戶，進行農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶有124個。在平均年齡方面，進行農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為的戶主平均年齡比進行農(nóng)地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶要小3歲左右，轉(zhuǎn)入耕地農(nóng)戶的平均年齡約55歲；在是否有配偶方面，轉(zhuǎn)入農(nóng)地的樣本中有超過95% 的農(nóng)戶有配偶，所占的比例最高；家庭總?cè)丝跀?shù)，在各個樣本中差別不大；在受教育程度方面，進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的樣本中，約一半農(nóng)戶的文化水平在小學(xué)及以下，這表明在農(nóng)村地區(qū)，我國的中老年群體的文化素質(zhì)較低，在如今的科技背景下，可能難以與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、新型農(nóng)業(yè)相協(xié)調(diào)；在農(nóng)戶身體特征方面，進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶對自身健康狀況的評價在一般和好之間，然而有約64%的農(nóng)戶認為自己患有慢性病，這反映出農(nóng)戶對自己的健康狀況過于樂觀；在非農(nóng)就業(yè)方面，進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)比例不超過45%，其中，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的樣本比轉(zhuǎn)入農(nóng)地的農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)比例高7%，達到48%；在家庭總收入方面，轉(zhuǎn)出農(nóng)地的農(nóng)戶家庭收入最高，超過3萬元，這表明非農(nóng)就業(yè)可能會促進農(nóng)戶家庭總收入提高。此外，本研究還給出了新農(nóng)合結(jié)構(gòu)變量、農(nóng)地租金、擁有農(nóng)地量等其他變量的樣本均值情況。

（2）模型回歸結(jié)果及分析

在本研究的分析框架中，農(nóng)戶進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的形式包括農(nóng)地轉(zhuǎn)入和農(nóng)地轉(zhuǎn)出，一般情況下，農(nóng)戶在進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)時，如果選擇轉(zhuǎn)入農(nóng)地，就不會進行農(nóng)地轉(zhuǎn)出的行為，反之亦然。一次對于農(nóng)地的轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出是同一問題的兩個不同的層面，所以，本研究從農(nóng)戶進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為以及農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為來研究新農(nóng)合的影響是可行的。

本研究運用Stata 130軟件，對整理后的CHARLS數(shù)據(jù)利用Tobit模型進行回歸并進行中介效應(yīng)檢驗，檢驗過程如下：①以農(nóng)戶發(fā)生農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積和農(nóng)戶轉(zhuǎn)入農(nóng)地面積作為因變量，模型1中放入新農(nóng)合結(jié)構(gòu)變量和相關(guān)的控制變量，模型3中放入新農(nóng)合結(jié)構(gòu)變量、自評健康狀況1和相關(guān)的控制變量；②以自評健康狀況作為因變量，模型2中放入新農(nóng)合結(jié)構(gòu)變量和相關(guān)的控制變量。模型的回歸結(jié)果如表2所示。從表2模型數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果中LR統(tǒng)計量、對數(shù)似然比統(tǒng)計量、對數(shù)似然比檢驗的顯著性水平等指標可以看出，模型的總體擬合效果較好，其檢驗結(jié)果具有一定的可信度。

由表2中的模型3的實證結(jié)果可知，家庭總?cè)藬?shù)、家庭總收入以及已有農(nóng)地面積對農(nóng)地流轉(zhuǎn)量以及農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入量具有顯著的正向影響，并都通過了10%的顯著性水平檢驗；這主要的原因有二：一方面，農(nóng)戶參與非農(nóng)就業(yè)的比例并不大，農(nóng)戶對土地的保障功能仍然很依賴，同時東部8省地勢平坦，經(jīng)濟發(fā)展較好，對農(nóng)產(chǎn)品的需求量大，農(nóng)業(yè)機械化普及較為廣泛，為規(guī)?；?jīng)營提供了必要的地理、市場和科技等條件；另一方面，要進行規(guī)?；a(chǎn)需要租入更多的土地，這就需要更多的資金投入，同時也需要更多的勞動力進行監(jiān)管，此外家庭中擁有耕地面積越多，則進行規(guī)?；?jīng)營所需租入的土地成本也會變低，所以農(nóng)戶收入越高、家庭人數(shù)越多以及自身擁有的耕地越多，越會租入農(nóng)地，降低邊際成本，提高經(jīng)濟收益。另外，參與非農(nóng)就業(yè)的經(jīng)驗以及農(nóng)戶的文化水平對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)量和農(nóng)地轉(zhuǎn)入量并沒有顯著影響，農(nóng)戶的文化水平與農(nóng)地流轉(zhuǎn)量以及農(nóng)地轉(zhuǎn)入量呈負相關(guān)關(guān)系，這說明由于文化水平較低，農(nóng)戶對非農(nóng)收入的預(yù)期具有心理上的不確定性，從而并不會輕易地進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)，從而影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)量。

新農(nóng)合的鄉(xiāng)級住院補償比例對農(nóng)地的流轉(zhuǎn)面積和農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積有顯著性的負向影響，都通過了5%的顯著性檢驗；縣外住院補償比對農(nóng)地的流轉(zhuǎn)面積有顯著的正向影響，并通過了10%的顯著性水平檢驗，其他新農(nóng)合結(jié)構(gòu)變量并未對農(nóng)地流轉(zhuǎn)與轉(zhuǎn)入產(chǎn)生顯著影響。產(chǎn)生這一結(jié)論的主要原因包括：一方面，對于農(nóng)村地區(qū)而言，農(nóng)戶會首選鄉(xiāng)級醫(yī)院看病，鄉(xiāng)級住院補償比例的提高會改善農(nóng)戶的健康狀況，在東部地區(qū)，農(nóng)戶的勞動能力的提高，可能會有更多的機會參與收入較高的非農(nóng)工作，從而降低農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積，但由于土地保障功能的存在，也不會完全轉(zhuǎn)出農(nóng)地，所以會降低農(nóng)地流轉(zhuǎn)量；另一方面，政府為解決“三農(nóng)問題”，實施了一系列的惠農(nóng)政策以促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，如農(nóng)業(yè)稅減免、糧食補貼、農(nóng)業(yè)保險等。相較上述政策而言，新農(nóng)合政策的實施時間較短，它對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效果并未完全顯現(xiàn)出來，因此還需進一步追蹤調(diào)查。

在考察新農(nóng)合住院補償結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響時，農(nóng)戶的健康狀況是否具有中介效應(yīng)？首先檢驗自變量對因變量的影響是否顯著；其次，檢驗自變量對中介變量的影響是否顯著；最后，驗證中介變量時候具有中介效應(yīng)。

在發(fā)生農(nóng)地流轉(zhuǎn)的樣本中，由模型1可知，新農(nóng)合的鄉(xiāng)級和縣外住院補償比對農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積有顯著影響；由模型2可知，縣級住院補償比對農(nóng)戶的健康狀況有顯著的相關(guān)性；在模型3中，加入中介變量農(nóng)戶健康狀況后，鄉(xiāng)級和縣外的住院補償比對農(nóng)地流轉(zhuǎn)量仍然具有顯著性的影響，農(nóng)戶的健康狀況對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積也具有顯著影響，同時，鄉(xiāng)級住院補償比例的顯著性水平由1%下降到了5%，縣外住院補償比有微小下降變化，因此可以判定，農(nóng)戶的自評健康狀況對農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積具有部分的中介作用。

在發(fā)生農(nóng)地流入的樣本中，由模型1可知，新農(nóng)合的鄉(xiāng)級住院補償比對農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積有顯著影響；由模型2可知，住院補償封頂線對農(nóng)戶的健康狀況有顯著的相關(guān)性；在模型3中，加入中介變量農(nóng)戶健康狀況后，鄉(xiāng)級住院補償比對農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積仍然具有顯著性的影響，農(nóng)戶的健康狀況對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積也具有顯著影響，同時，鄉(xiāng)級住院補償比例的回歸系數(shù)的影響有所下降，因此可以判定，農(nóng)戶的自評健康狀況對農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積具有部分的中介作用。

3結(jié)論與建議

本研究利用CHARLS 2013年的橫截面數(shù)據(jù)，考察了新農(nóng)合制度對東部8省農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響，主要得出以下結(jié)論：（1）新農(nóng)合制度對東部8省農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為有顯著性影響，但是新農(nóng)合不同的結(jié)構(gòu)變量對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響并不一致：鄉(xiāng)級住院補償比對農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積和農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積有顯著的負相關(guān)性，住院封頂線對農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積有正向影響；其他結(jié)構(gòu)變量則都不具有統(tǒng)計顯著性。（2）新農(nóng)合制度對東部8省農(nóng)戶的自評健康狀況的顯著性影響也并不一致：縣級住院補償比對進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶的自評健康狀況有顯著性影響，住院補償封頂線對轉(zhuǎn)入農(nóng)地的農(nóng)戶的健康狀況有顯著性影響。產(chǎn)生這一結(jié)論的原因在于：一方面，由于數(shù)據(jù)樣本的限制，并未能從長期層面探討新農(nóng)合制度對健康狀況的影響，對此還需要進一步探究；另一方面，由于新農(nóng)合制度已逐步實施了重特大疾病補償和特殊門診補償?shù)日撸狙芯繉⒃诤笃谥鸩綄π罗r(nóng)合的其他補償政策進行探討，以期獲得更加全面的研究結(jié)果。（3）在研究健康狀況是否具有中介效應(yīng)時，通過回歸結(jié)果可知，在東部8省，新農(nóng)合制度無論對農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積還是農(nóng)地轉(zhuǎn)入面積的影響，作為中介變量的健康狀況都具有部分中介效應(yīng)。因此，通過本研究，要想進一步增強新農(nóng)合制度對農(nóng)戶健康狀況以及農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響， 具

注：文化水平中小學(xué)以下為比較組；“（）”中的數(shù)據(jù)為標準差；、、分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。數(shù)據(jù)來源：本研究計算整理所得，2017年。[FK）]

體可以從以下兩方面入手：

在自身健康狀況方面，通過分析表明東部8省的農(nóng)戶對于自身的健康狀況的評價過于樂觀，傾向于忽視自身潛在疾病對健康的影響，長此以往，既不利于農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，也不利于自身的家庭生活，由于鄉(xiāng)級住院補償比對農(nóng)戶的健康狀況有正向作用，因此政策制定者應(yīng)重視農(nóng)戶的健康狀況，適當(dāng)增加鄉(xiāng)級住院補償比例，降低鄉(xiāng)級住院起付線，并改善鄉(xiāng)級醫(yī)療機構(gòu)的基礎(chǔ)設(shè)施，讓農(nóng)民可以在“家門口”就可以得到完善的醫(yī)療服務(wù)，健全農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生制度。

在農(nóng)地流轉(zhuǎn)方面，農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為受多種因素的影響，不同的新農(nóng)合結(jié)構(gòu)變量對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為有不同的影響，因此需整合現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)政策，以新農(nóng)合制度為基礎(chǔ)，將其他農(nóng)村社會保障政策以及惠民制度（如農(nóng)業(yè)補貼、農(nóng)業(yè)保險等）與農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策相融合，提升農(nóng)民的生活水平和整體幸福感。同時，建立和發(fā)展新型農(nóng)業(yè)體系，向農(nóng)戶傳授更多的農(nóng)業(yè)新知識、新技術(shù)，提高農(nóng)戶的知識素養(yǎng)，拓展農(nóng)戶的收入渠道和方式，增加農(nóng)戶總收入，促進農(nóng)地的有效流轉(zhuǎn)。

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