家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)

■宋書山，張永奇

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2021年中央一號(hào)文件對(duì)土地問題高度關(guān)注，要求堅(jiān)持以農(nóng)民為主體的政策方向，進(jìn)一步完善承包經(jīng)營(yíng)制度，促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，形成適度規(guī)模的家庭農(nóng)場(chǎng)。根據(jù)現(xiàn)有土地流轉(zhuǎn)數(shù)據(jù)和相關(guān)學(xué)者的研究，我國(guó)的土地流轉(zhuǎn)率依舊處于較低水平，甘肅等部分地區(qū)流轉(zhuǎn)率不足10%。此外，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)的土地流轉(zhuǎn)形式多數(shù)以代耕和無(wú)償轉(zhuǎn)包的形式轉(zhuǎn)出土地，并不是簽訂流轉(zhuǎn)合同。這導(dǎo)致了土地流轉(zhuǎn)過(guò)程中不確定性的顯著提升，部分地區(qū)“小農(nóng)復(fù)制”格局愈加突顯。

針對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)不足的現(xiàn)象，學(xué)者們嘗試從產(chǎn)權(quán)獲得、非農(nóng)就業(yè)、風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)、信貸市場(chǎng)、農(nóng)地確權(quán)、金融素養(yǎng)、信任機(jī)制不健全等角度進(jìn)行探討，但多數(shù)研究?jī)H從個(gè)人視角探討土地流轉(zhuǎn)的影響因素，并未闡明一個(gè)不可忽略的經(jīng)濟(jì)事實(shí)，即在農(nóng)村地區(qū)中，農(nóng)戶多以家庭作為決策主體進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策。土地和勞動(dòng)力是農(nóng)業(yè)活動(dòng)的主要生產(chǎn)要素，以家庭為單位的經(jīng)濟(jì)決策主體對(duì)土地的依賴性和農(nóng)村勞動(dòng)力老齡化的趨向是制約土地流轉(zhuǎn)和土地使用效率的關(guān)鍵因素。這表明以家庭為基本單位的農(nóng)村住戶群體需要受到土地規(guī)模和成員生產(chǎn)生活能力的雙重限制，使得農(nóng)村勞動(dòng)力在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)行為決策時(shí)，需要對(duì)成員的勞動(dòng)能力和土地規(guī)模進(jìn)行配比，將有限的勞動(dòng)力資源合理配置在農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)部門之間，從而實(shí)現(xiàn)整體利益最大化。根據(jù)估算，中國(guó)現(xiàn)有農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力中，60歲以上人口占比已經(jīng)達(dá)到18.42%，預(yù)計(jì)2030年將升至33.8%。老齡化的持續(xù)上升使得農(nóng)戶家庭負(fù)擔(dān)逐漸加重，進(jìn)一步提升了小規(guī)模農(nóng)戶對(duì)土地的依賴程度。

“人口老齡化”對(duì)土地流轉(zhuǎn)的制約事實(shí)，既不利于緩解土地供給約束和土地細(xì)碎化對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)效率提高、農(nóng)民生產(chǎn)規(guī)?；蜋C(jī)械化發(fā)展的制約作用，也不利于加速農(nóng)村地區(qū)一、二、三產(chǎn)業(yè)的融合升級(jí)，從而阻滯了農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的發(fā)展步伐。因此，部分學(xué)者結(jié)合“人口老齡化”的現(xiàn)實(shí)背景，對(duì)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的意愿及其影響因素展開研究。許恒周等（2011）指出，依托“社會(huì)養(yǎng)老”，能夠促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。胡霞等（2015）則認(rèn)為，沒有購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)戶傾向于自留土地。趙光和李放（2014）進(jìn)一步分析了養(yǎng)老保險(xiǎn)的雙重效應(yīng)：其一，養(yǎng)老保險(xiǎn)保障了老年農(nóng)戶的基本需求，緩解了“以地養(yǎng)老”的困境；其二，進(jìn)一步促使農(nóng)村家庭展開更大規(guī)模的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)。江永紅和程楊洋（2019）認(rèn)為，養(yǎng)老保險(xiǎn)是分擔(dān)農(nóng)戶家庭負(fù)擔(dān)的重要舉措，養(yǎng)老保險(xiǎn)的存在顯著降低了農(nóng)戶的家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，提升了農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出的概率及可能性。

梳理現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)：從研究深度上看，多數(shù)相關(guān)文獻(xiàn)只是將家庭收入、土地規(guī)模等因素作為家庭變量納入模型展開分析，并未深入探討家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)對(duì)其家庭決策的相關(guān)影響。并且，部分文獻(xiàn)雖然考慮了老年人口的存在會(huì)降低農(nóng)戶兼業(yè)經(jīng)營(yíng)、外出務(wù)工的意愿，但是探討家庭老人照料對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)文獻(xiàn)仍然匱乏。少數(shù)文獻(xiàn)雖然關(guān)注了家庭老人照料對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響，但其研究只是將大于18周歲的勞動(dòng)力定義為農(nóng)村勞動(dòng)力，并未深入考慮農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)主要由40周歲及以上的中年群體來(lái)決定這一事實(shí)的影響?；诖耍疚膶募彝ダ先苏樟弦暯?，利用CFPS2018年的數(shù)據(jù)，基于40周歲至60周歲的中年農(nóng)戶家庭樣本，從理論與實(shí)證兩個(gè)方面分析其對(duì)土地轉(zhuǎn)出決策的影響。

二、理論模型

根據(jù)時(shí)間分配理論，家庭老人照料是一項(xiàng)長(zhǎng)期的照料活動(dòng)，既要涉及金錢等顯性財(cái)富支出，也需要照料者付出時(shí)間及精力等“隱性成本”。因此，家庭老人照料作為一種家庭負(fù)擔(dān)會(huì)通過(guò)影響一個(gè)家庭中勞動(dòng)力的經(jīng)濟(jì)行為來(lái)影響土地流轉(zhuǎn)。借鑒Becker（1974）的家庭利他模型，從財(cái)富轉(zhuǎn)移的視角來(lái)考察家庭老人照料如何影響土地轉(zhuǎn)出。考慮到現(xiàn)有勞動(dòng)力L與非勞動(dòng)力NL構(gòu)成的家庭，當(dāng)期的家庭效用函數(shù)可以表示為：

其中，下標(biāo)i和-i分別表示自身與對(duì)方，U代表總體效應(yīng)，V代表效用函數(shù)，C表示消費(fèi)，?V(C)/?C＞0。本文的主要研究方向是家庭老人照料對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的影響，所以只需分析非農(nóng)勞動(dòng)力的最優(yōu)化行為，考慮家庭老人的照料活動(dòng)是否影響了勞動(dòng)力的就業(yè)決策，進(jìn)而對(duì)土地流轉(zhuǎn)的相關(guān)影響。在式（1）的基礎(chǔ)上，非勞動(dòng)力效用的函數(shù)能夠表示為：

?∈（0，1），充當(dāng)非勞動(dòng)力賦予自身效用函數(shù)的權(quán)重。非勞動(dòng)力效用最大化的預(yù)算約束可以表示為：

其中，INL是非勞動(dòng)力個(gè)人收入，由于其主要來(lái)源于財(cái)產(chǎn)性收入，所以一般而言，?I NL/?NL＜0，即表示，非勞動(dòng)人口的增加會(huì)降低其人均收入。t0和t-t0分別代表勞動(dòng)力用于照顧家庭和外出勞動(dòng)上的時(shí)間花費(fèi)，I代表相應(yīng)的收入或者支出。效用最大化的一階條件能夠表述為：

代入預(yù)算約束能夠得到：

非勞動(dòng)力收入對(duì)勞動(dòng)力t0投入的影響能夠表示為：

式（4）兩邊對(duì)INL求導(dǎo)得到：

一般情況下，勞動(dòng)力在家庭照料活動(dòng)中花費(fèi)時(shí)間越多、支出越高，也就意味著其所能用于非農(nóng)務(wù)工的時(shí)間越短、可獲收入越少。因此，勞動(dòng)力為了確?？煽康氖杖雭?lái)源，往往從事一定量的土地耕種用來(lái)彌補(bǔ)空閑及收入。即?Tran/?I L（t0）＜0，Tran是土地流轉(zhuǎn)。故：

根據(jù)式（8）可以發(fā)現(xiàn)，家庭老人照料的存在使得農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)概率顯著下降。

三、模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）的數(shù)據(jù)，該調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)擁有樣本規(guī)模多、數(shù)據(jù)詳細(xì)等優(yōu)點(diǎn)，使其在分層、多階段的抽樣設(shè)計(jì)中能夠代表中國(guó)85%的人口情況。采用2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)，其中共包含32669個(gè)有效樣本。根據(jù)實(shí)證研究需要，對(duì)樣本數(shù)據(jù)做了如下處理：剔除在調(diào)查期內(nèi)沒有參與收入勞動(dòng)的個(gè)體樣本；保留年齡為40周歲至60周歲的農(nóng)戶樣本；剔除被訪者核心變量為不知道、拒絕回答或缺失的樣本；剔除其他異常值，最終得到后續(xù)中年農(nóng)戶家庭樣本1107個(gè)。

（二）變量選取

1.被解釋變量。被解釋變量為土地流轉(zhuǎn)。一般而言，土地流轉(zhuǎn)分為轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出，其中轉(zhuǎn)出是保障農(nóng)地供給的重要環(huán)節(jié)，因此了解農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿將成為預(yù)期轉(zhuǎn)出農(nóng)地行為的重要手段。故使用CFPS問卷中“過(guò)去12個(gè)月，您家是否將集體分配的土地出租給了其他人？”來(lái)考察中年農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出行為。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為家庭老人照料。通過(guò)使用CFPS（2018）問卷中“是否料理家務(wù)或照顧父親”和“是否料理家務(wù)或照顧母親”兩個(gè)問題來(lái)構(gòu)建家庭照料指標(biāo)，其中回答“是”的賦值為1，反之賦值為0。另外，還考慮到所構(gòu)建的家庭老人照料指標(biāo)更是反映中年農(nóng)戶家庭照料的廣度狀態(tài)，進(jìn)一步使用“照料時(shí)間”創(chuàng)建了中年農(nóng)戶家庭老人照料深度指標(biāo)，時(shí)間大于平均數(shù)的歸為1，時(shí)間小于平均數(shù)的歸為0，對(duì)家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的關(guān)系展開進(jìn)一步檢驗(yàn)。

3.中介變量。根據(jù)前文的理論模型，中年農(nóng)戶的家庭老人照料對(duì)外出務(wù)工等其他涉及時(shí)間分配的變量有所影響，而外出務(wù)工等擇業(yè)選擇也與中年農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)具有密切關(guān)聯(lián)。因此，使用問卷問題“是否外出務(wù)工”“是否自主創(chuàng)業(yè)”來(lái)進(jìn)一步考察家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的關(guān)系。此外，家庭老人照料的影響也會(huì)受到社會(huì)照料服務(wù)的影響。因此，引入中國(guó)民政部公布的《2018年各省社會(huì)服務(wù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)》，將2018年各省養(yǎng)老機(jī)構(gòu)、2018年各省社區(qū)服務(wù)中心、2018年各省社區(qū)服務(wù)站指標(biāo)引入研究模型，查證家庭老人照料、社會(huì)照料、中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的三者關(guān)系。

4.工具變量。家庭老人照料負(fù)擔(dān)加重，的確會(huì)對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿產(chǎn)生影響。但是土地流轉(zhuǎn)也能成為中年農(nóng)戶承擔(dān)家庭老人照料責(zé)任多寡的原因。因此，鑒于兩者之間可能會(huì)因內(nèi)生性偏誤導(dǎo)致的回歸誤差，選取了“傳宗接代的態(tài)度”指標(biāo)，通過(guò)使用工具變量方法緩解了內(nèi)生性偏誤。

5.控制變量。控制變量將被調(diào)查對(duì)象的身體健康程度等特征變量全部囊括在內(nèi)。另外，考慮到家庭情況也與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)存在關(guān)聯(lián)。因此，選取了家庭規(guī)模、家庭存款作為家庭特征變量。鑒于家庭存款波動(dòng)對(duì)方差量所造成的負(fù)面影響，已經(jīng)提前對(duì)該變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。此外，中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)也會(huì)受到社會(huì)環(huán)境影響。選取了與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)有關(guān)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（對(duì)數(shù)）、城鎮(zhèn)化率宏觀指標(biāo)，盡量減弱因遺漏變量造成的估計(jì)誤差。具體描述統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

（三）回歸模型

本文使用的“土地流轉(zhuǎn)”指標(biāo)是二分類變量，根據(jù)此變量的數(shù)據(jù)分布特征，使用最大似然估計(jì)的Probit模型展開分析，更加合適。設(shè)定的基準(zhǔn)回歸模型如下：

其中，i代表個(gè)體，Land代表中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，Look代表中年農(nóng)戶家庭老人照料情況，Xc代表影響中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的其余控制變量，λ為其余控制變量的估計(jì)系數(shù)，代表相應(yīng)變量對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響程度，εc為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。β是家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響，作為本文關(guān)注的重點(diǎn)系數(shù)。β為正，代表家庭老人照料能夠顯著提升中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的概率；β為負(fù)，代表家庭老人照料能夠顯著降低中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的概率；β不顯著，則代表家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)并無(wú)顯著關(guān)聯(lián)。另外，為了避免回歸結(jié)果的偶然性，本文同時(shí)保留了OLS模型結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

表2給出了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果，模型1是使用OLS單獨(dú)檢驗(yàn)家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的關(guān)系，其結(jié)果顯示家庭老人照料的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭老人照料不利于中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)。模型2是基于Probit模型對(duì)兩者關(guān)系展開的進(jìn)一步檢驗(yàn)，由回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，家庭老人照料的系數(shù)顯著提升，表明家庭老人照料對(duì)于中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的負(fù)面影響依舊顯著。模型3和模型4是引入其余控制變量，進(jìn)一步考察家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響。由回歸結(jié)果能夠看出，在控制其他特征變量的情況下，家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)具有不利影響的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。家庭老人照料作為中國(guó)農(nóng)村照料勞動(dòng)的主要方式，需要農(nóng)村中年勞動(dòng)者為父母提供經(jīng)濟(jì)與時(shí)間支持，對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與和擇業(yè)選擇產(chǎn)生顯著影響，一定程度上約束了農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)的意愿，使得在農(nóng)村地區(qū)仍以農(nóng)業(yè)占據(jù)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)實(shí)條件下，大部分中年農(nóng)戶只能依靠“種地為生”。

表2 基準(zhǔn)模型分析

除了家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)具有顯著的影響作用，其余部分變量也與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)存在密切關(guān)聯(lián)。具體如下：待償貸款的系數(shù)顯著為正，表明待償貸款的增多提升了中年農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地的可能性，這體現(xiàn)出農(nóng)村地區(qū)保留小農(nóng)經(jīng)濟(jì)的習(xí)慣，呈現(xiàn)“不愿借貸”的初始特征。此外，政府補(bǔ)助、家庭人口規(guī)模的提升都顯著提升了中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的可能性。原因在于：政府補(bǔ)助與家庭人口規(guī)模的提升都一定程度上緩解了中年農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)壓力，從而提升了中年農(nóng)戶的外出務(wù)工可能性。此外，家庭存款的系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭存款越多的農(nóng)戶家庭轉(zhuǎn)出土地的可能性越小，這可能是因?yàn)榇祟惾后w經(jīng)由土地集約化經(jīng)營(yíng)渠道獲得財(cái)富積累，為保證后續(xù)擁有持續(xù)性財(cái)富收入，并不愿意承擔(dān)過(guò)高的機(jī)會(huì)成本。城鎮(zhèn)化水平的提升，使得中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的可能性提升，說(shuō)明在快速城鎮(zhèn)化的過(guò)程中，中年農(nóng)戶對(duì)企業(yè)的了解程度不斷上升，在降低信息不對(duì)稱的同時(shí)增強(qiáng)了工作匹配程度，使其與企業(yè)簽訂長(zhǎng)期勞務(wù)合同的可能性大大提高，從而保障了中年農(nóng)戶的長(zhǎng)期收入與福利水平。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采取了更換核心變量、添加其余控制變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將模型1核心解釋變量替換成“家庭老人照料深度”指標(biāo)，用照料時(shí)間來(lái)替代照料行為。將模型2因變量土地流轉(zhuǎn)行為更換成土地流轉(zhuǎn)金額（對(duì)數(shù)）。將模型3的家庭老人照料深度指標(biāo)與農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為進(jìn)行分析。在模型中引入農(nóng)戶家庭的農(nóng)用機(jī)械總值及種子化肥費(fèi)用變量，減弱因遺漏變量導(dǎo)致的回歸偏誤。以上結(jié)果顯示，家庭老人照料不論是從深度視角出發(fā)，還是從廣度視角出發(fā)，對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的行為及金額均有顯著的負(fù)向影響，這進(jìn)一步佐證了家庭老人照料作為家庭負(fù)擔(dān)與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的關(guān)系。

（三）內(nèi)生性處理

針對(duì)內(nèi)生性的問題，選擇兩種方法進(jìn)行緩解：工具變量法與修正樣本自選擇偏差的雙穩(wěn)健IPWRA模型。

首先，工具變量法針對(duì)家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的反向因果問題。家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的負(fù)向影響，一方面可能是家庭老人照料的頻率及時(shí)間提升，導(dǎo)致中年農(nóng)戶的勞動(dòng)時(shí)間被削減、學(xué)習(xí)技能的機(jī)會(huì)被阻滯，從而使其對(duì)土地依賴程度居高不下；另一方面也不能排除中年農(nóng)戶將土地轉(zhuǎn)包后，選擇外出務(wù)工、自主創(chuàng)業(yè)，從而減少了家庭老人照料的資源投入。因此，需要選擇合適的工具變量來(lái)緩解因反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤。借鑒已有做法（胡霞和丁浩，2015），使用“傳宗接代的態(tài)度”作為家庭老人照料的工具變量。表3給出了利用IV—Probit模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。根據(jù)模型1的回歸結(jié)果顯示，傳宗接代的態(tài)度顯著為正，即認(rèn)為傳宗接代更為重要的中年農(nóng)戶，會(huì)將更多的時(shí)間和資源流向家庭老人照料活動(dòng)。模型2的回歸結(jié)果顯示，家庭老人照料的估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)，說(shuō)明在工具變量的內(nèi)生性控制下，家庭老人照料依然能夠顯著降低中年農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)可能性。從估計(jì)結(jié)果而言，結(jié)論與前文一致，也從側(cè)面反映了本文的基準(zhǔn)結(jié)果是嚴(yán)謹(jǐn)可靠的。

表3 家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的反向因果處理

上述實(shí)證結(jié)果雖然驗(yàn)證了家庭老人照料對(duì)于中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的負(fù)向作用，但這并未規(guī)避樣本自選擇偏差問題，即家庭老人照料與中年農(nóng)戶樣本并非是隨機(jī)選擇的。在這種情況下，直接采用模型進(jìn)行回歸可能導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)選擇性偏差。因此，采用IPWRA模型驗(yàn)證家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響，從而確保研究結(jié)論的穩(wěn)定性。原因在于，相比Probit等模型，IPWRA模型可以通過(guò)逆概率賦權(quán)的估計(jì)方法，修正樣本自選擇偏差。此外，IPWRA作為雙穩(wěn)健性的估計(jì)模型，通過(guò)IPW和RA兩種模型結(jié)合得到，并且只需要兩者之一被正確設(shè)定，即能獲得待估計(jì)參數(shù)的一致估計(jì)。由表4的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在RA模型、IPW模型和IPWRA模型三種不同的估計(jì)方法下，家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的負(fù)向影響依然顯著。表4模型3的結(jié)果表明，家庭老人照料使得中年農(nóng)戶顯著降低土地流轉(zhuǎn)的概率達(dá)到4.0%。由此可見，在規(guī)避樣本自選擇問題后，家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的抑制作用依然穩(wěn)健。

表4 家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)影響的IPWRA模型

（四）影響機(jī)制分析

進(jìn)一步對(duì)家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的中介機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

第一，外出務(wù)工。表5的回歸結(jié)果顯示，家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶的外出務(wù)工具有顯著的負(fù)向影響，表明家庭老人照料活動(dòng)的提升降低了中年農(nóng)戶“離鄉(xiāng)離土”的可能性，從而降低了中年農(nóng)戶外出務(wù)工的概率。表5模型3中家庭老人照料的系數(shù)顯著為負(fù)的外出務(wù)工的系數(shù)顯著為正，此結(jié)果表明家庭老人照料可以通過(guò)外出務(wù)工途徑對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響。

第二，自主創(chuàng)業(yè)。表5的回歸結(jié)果顯示，家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶的自主創(chuàng)業(yè)具有顯著的負(fù)向影響，表明家庭老人照料活動(dòng)可能通過(guò)削減中年農(nóng)戶的勞動(dòng)時(shí)間與閑暇時(shí)光，減少了中年農(nóng)戶接收前沿創(chuàng)業(yè)理論與實(shí)踐技能的機(jī)會(huì)，最終約束了中年農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè)的傾向性。模型5和模型7中家庭老人照料的系數(shù)顯著為負(fù)，自主創(chuàng)業(yè)、自主創(chuàng)業(yè)規(guī)模的系數(shù)顯著為正，此結(jié)果表明家庭老人照料能夠經(jīng)由自主創(chuàng)業(yè)途徑對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為造成影響。

表5 家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的機(jī)制分析（外出務(wù)工與自主創(chuàng)業(yè)）

第三，社會(huì)照料。表6的結(jié)果顯示，模型1、模型3和模型5的回歸結(jié)果都是負(fù)數(shù)，表明家庭照料與本文所選的社會(huì)照料變量間的關(guān)系屬于“替代關(guān)系”，即農(nóng)戶選擇家庭照料會(huì)一定程度上降低社會(huì)照料服務(wù)的需求。而根據(jù)模型2、模型4和模型6的系數(shù)顯示，家庭老人照料的系數(shù)依然顯著為負(fù)，但社會(huì)照料的系數(shù)雖然為正，經(jīng)濟(jì)意義卻并不明顯，這也代表社會(huì)照料即便可以充當(dāng)家庭老人照料影響中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的調(diào)節(jié)機(jī)制，卻不能充當(dāng)兩者的傳導(dǎo)機(jī)制。該結(jié)果意味著，雖然社會(huì)照料一定程度上能夠緩解中年農(nóng)戶的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，但是并不能夠顯著降低中年農(nóng)戶對(duì)土地的依賴程度，即社會(huì)照料服務(wù)的數(shù)量與質(zhì)量仍有進(jìn)一步提升的空間。

表6 家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的機(jī)制分析（社會(huì)照料）

（五）異質(zhì)性分析

考慮到樣本覆蓋面廣泛、所涉及的區(qū)域較多，而不同地區(qū)的發(fā)展水平和社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境差異較大，整體回歸可能忽略了異質(zhì)性差異。因此，對(duì)樣本按照東部、中部、西部、東北四個(gè)層面做進(jìn)一步劃分，分別建立新的回歸模型，以考察不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)是否存在明顯差異。

表7結(jié)果顯示，家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的負(fù)向影響最為顯著的則是東北地區(qū)，其次是中部地區(qū)，再次是西部地區(qū)，而對(duì)于東部地區(qū)的中年農(nóng)戶而言，家庭老人照料對(duì)其土地流轉(zhuǎn)行為的影響并不顯著。上述結(jié)果表明，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，從而致使中年農(nóng)戶擇業(yè)時(shí)間較短，容易較快適應(yīng)新的職業(yè)，從而減弱了其保有土地的傾向。雖然東北地區(qū)土地資源豐富，人均耕地面積較高，可持續(xù)發(fā)展?jié)摿Υ?，但東北地區(qū)的中年農(nóng)戶由于慣性、年齡和當(dāng)?shù)丨h(huán)境的影響，外加?xùn)|北地區(qū)土地流轉(zhuǎn)更多依靠農(nóng)民自發(fā)或者政府主導(dǎo)的方式，并沒有形成完善的土地流轉(zhuǎn)機(jī)制，最終隨著家庭老人照料資源不斷攀升，此類群體轉(zhuǎn)出土地的意愿進(jìn)一步降低。表7模型5的回歸結(jié)果顯示，東北中年農(nóng)戶能夠通過(guò)外出務(wù)工渠道對(duì)家庭老人照料與土地流轉(zhuǎn)的行為產(chǎn)生影響。一方面，東北地區(qū)人口不斷流出，人口出生率持續(xù)下降；另一方面，東北地區(qū)“小農(nóng)復(fù)制”現(xiàn)象仍然嚴(yán)重，受到上述因素影響，未來(lái)東北地區(qū)的農(nóng)業(yè)規(guī)?；媾R較多困境。因此，政府需要通過(guò)建立“國(guó)家土地銀行”、減少“地域歧視”、提供養(yǎng)老補(bǔ)助等多種途徑將不適宜耕種土地的中年農(nóng)戶解放出來(lái)，促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的專業(yè)化，早日實(shí)現(xiàn)土地規(guī)模經(jīng)濟(jì)。

表7 家庭老人照料對(duì)中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的異質(zhì)性分析

五、結(jié)論與對(duì)策

基于CFPS2018微觀數(shù)據(jù)，結(jié)合區(qū)域?qū)用娴暮暧^數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了家庭老人照料與中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的關(guān)系，得出以下結(jié)論：第一，無(wú)論從廣度還是深度視角出發(fā)，家庭老人照料的存在所形成的家庭負(fù)擔(dān)均使得中年農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出意愿顯著降低。第二，影響機(jī)制表明，家庭老人照料能夠通過(guò)外出務(wù)工、自主創(chuàng)業(yè)途徑影響中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為。而社會(huì)照料的引入雖然可以為其緩解部分負(fù)擔(dān)，但是在促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移就業(yè)的作用并不明顯。第三，分區(qū)域而言，東部地區(qū)憑借較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)和收入優(yōu)勢(shì)，在一定程度上擺脫了非勞動(dòng)力的限制作用，而其余地區(qū)由于整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力薄弱，外加地理環(huán)境等慣性影響，導(dǎo)致中年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)依然受到家庭老人照料的約束，大量的剩余勞動(dòng)力難以脫離人地關(guān)系，實(shí)現(xiàn)進(jìn)一步的轉(zhuǎn)移就業(yè)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，得出以下啟示：第一，農(nóng)村社會(huì)保障體系需要進(jìn)一步完善，包括提升養(yǎng)老保障力度、強(qiáng)化社會(huì)照料服務(wù)體系，從而利于解決農(nóng)村家庭養(yǎng)老、醫(yī)療等基本問題，最終緩解中年農(nóng)戶對(duì)土地的高度依賴性。第二，創(chuàng)新農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式。通過(guò)聯(lián)耕聯(lián)種、土地托管等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)模式，加大對(duì)農(nóng)業(yè)社會(huì)化組織的扶持力度，削弱“小農(nóng)復(fù)制”現(xiàn)象，加速農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，最終有利于提升農(nóng)村公共服務(wù)水平，降低中年農(nóng)戶因家庭老人的掣肘對(duì)土地流轉(zhuǎn)的負(fù)向影響。第三，擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，為農(nóng)村勞動(dòng)力創(chuàng)造更多的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)及路徑，包括提供相應(yīng)的金融支持以及專業(yè)有序的就業(yè)幫扶服務(wù)。在農(nóng)村社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中，大量剩余勞動(dòng)力的流出和再就業(yè)已是必然趨勢(shì)，但由于制度、環(huán)境等方面仍然存在不足，從而導(dǎo)致農(nóng)村剩余勞動(dòng)力在就業(yè)市場(chǎng)上處于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)。因此，通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)、社會(huì)資本等途徑為農(nóng)戶提供更多的信息、資金支持，有利于安置和引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)本土就業(yè)與進(jìn)城務(wù)工，使得中國(guó)盡早實(shí)現(xiàn)常住人口城鎮(zhèn)化率65%的目標(biāo)。第四，鑒于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，照料服務(wù)的制定需要適應(yīng)地區(qū)特點(diǎn)，體現(xiàn)差異。尤其是針對(duì)部分落后地區(qū)的中年農(nóng)戶，需要采取切實(shí)幫扶手段，進(jìn)一步為其緩解家庭老人照料負(fù)擔(dān)。政府可以考慮為其提供養(yǎng)老補(bǔ)貼與設(shè)施適老化改造、異地落戶予以照顧等，從而著力降低此類農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)及心理壓力，最終實(shí)現(xiàn)家庭負(fù)擔(dān)的緩解和就業(yè)壓力的轉(zhuǎn)移，使其具備更為充足的風(fēng)險(xiǎn)防范能力。