家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障與農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與
——基于農(nóng)地福利保障調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析

王 進，李志超，辛 淼

（延安大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，陜西 延安 716000）

農(nóng)村土地制度改革的關(guān)鍵在于促進土地資源的市場化配置，而通過“三權(quán)分置”農(nóng)村土地制度改革，鼓勵農(nóng)地集中和流轉(zhuǎn)，充分發(fā)揮土地的資產(chǎn)屬性是中國解決“三農(nóng)”問題的重要政策導(dǎo)向。其中農(nóng)地流轉(zhuǎn)是關(guān)鍵環(huán)節(jié)，但多年以來的農(nóng)地流轉(zhuǎn)處于低效率的境況。2019年農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口占農(nóng)村總?cè)丝诘?2.7%，占農(nóng)村總就業(yè)人口的87.5%，人均非農(nóng)收入遠高于人均農(nóng)地經(jīng)營收入，但“十三五”期間農(nóng)地流轉(zhuǎn)面積年均增長率為4.35%，農(nóng)戶“退而不出”現(xiàn)象阻礙了農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場運行［1］。此外，農(nóng)地流轉(zhuǎn)易發(fā)生在熟人、鄰居之間，缺乏正式合約的約束［2］，高價值農(nóng)地的流轉(zhuǎn)期限往往較短［3］。可見現(xiàn)階段農(nóng)地流轉(zhuǎn)依然存在重要的制約因素，破解農(nóng)地的流轉(zhuǎn)約束也成為各界的熱點議題。

眾多學(xué)者均對農(nóng)地流轉(zhuǎn)不暢的原因進行了深入的探討和分析，主要有2個方面的因素。一是農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度和戶籍制度的不完整［4］，導(dǎo)致廣大農(nóng)民群體沒有對農(nóng)地形成一個長遠利益的預(yù)期，同時也抑制了農(nóng)地市場機制的有效運作。二是農(nóng)地所具有的社會保障功能存在，即在農(nóng)村養(yǎng)老、就業(yè)以及生存方面具有其他資產(chǎn)所不具有的屬性［5］。同時，劉進等［6］也從農(nóng)地的福利保障角度客觀證明了農(nóng)地的社會保障功能是農(nóng)地轉(zhuǎn)出的重要抑制因素。農(nóng)戶意愿調(diào)查也表明農(nóng)地的福利性保障有抑制農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿的影響［7］。農(nóng)地對農(nóng)戶而言，不僅具有現(xiàn)實的生存發(fā)展保障，還具有心理和情感的依賴［8］，個人經(jīng)歷也會對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生影響［9］。農(nóng)地保障在與正式保障制度關(guān)系中，發(fā)現(xiàn)正式保障弱狀態(tài)與農(nóng)地福利保障滯留之間的互動替代關(guān)系［10］。此外，隨著農(nóng)地制度的逐步推進以及城鎮(zhèn)化的進程加快，更多農(nóng)戶選擇走出去，家庭成員的外出務(wù)工和家庭人口結(jié)構(gòu)的變化會導(dǎo)致農(nóng)戶更加傾向于參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)［11］。而伴隨著家庭非農(nóng)收入和生計資本的增加，農(nóng)戶也更加偏向于參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)［12］。

盡管相關(guān)研究對影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為進行了探討，但仍有待擴展的地方，其一是家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障與農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為之間的關(guān)系研究較少。其二是家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障、農(nóng)地福利保障對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與行為的作用機制如何，四者之間存在何種關(guān)系，上述問題均需要深入討論，進而為促進農(nóng)地流轉(zhuǎn)提供參考。鑒于探索家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障、農(nóng)地福利保障與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)參與行為之間的互動關(guān)系，本研究基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫2014年和2018年的數(shù)據(jù)，采用Probit回歸模型，構(gòu)建“家庭非農(nóng)收入-養(yǎng)老保障-農(nóng)地流轉(zhuǎn)”框架，對其內(nèi)在關(guān)聯(lián)性進行研究，以期為現(xiàn)階段農(nóng)地流轉(zhuǎn)研究和政策實施提供經(jīng)驗依據(jù)。

1 理論分析

1.1 家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響

土地是傳統(tǒng)農(nóng)村家庭賴以生存和發(fā)展的資源，農(nóng)地流轉(zhuǎn)通過將土地的經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，進而使農(nóng)戶轉(zhuǎn)入或轉(zhuǎn)出農(nóng)地。隨著農(nóng)業(yè)部門相對收益較低以及城鎮(zhèn)經(jīng)濟的快速發(fā)展，農(nóng)村剩余勞動力更多地選擇進入城市，借此增加家庭非農(nóng)收入。而農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與是家庭層面的理性選擇，家庭非農(nóng)收入的增加通過影響家庭勞動力和資本要素配置從而影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與。

針對異質(zhì)性家庭選擇，農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與有流入和流出2種結(jié)果。從農(nóng)地流入角度分析，現(xiàn)階段的中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨兩大困境，即低農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)回報率［13］。而隨著家庭勞動力的適度流失和非農(nóng)資本的增加，一方面有助于提升農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率［14］。另一方面，小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所投入的資金主要源于非農(nóng)打工收入［15］。非農(nóng)收入的增加有助于破解當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)困境。此外，基于長期的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和戶籍制度限制，難以享受城市的公共服務(wù)［16］，并且農(nóng)村流出人口遭受勞動力市場的歧視［17］，難以勝任大部分工作，由此造成外出者不適應(yīng)的心理狀態(tài)與農(nóng)地依戀情結(jié)。從農(nóng)地流出角度分析，隨著家庭非農(nóng)就業(yè)比例的升高，農(nóng)戶必然逐步減少農(nóng)業(yè)要素投入，進而使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)回報率進一步降低，影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策。當(dāng)家庭非農(nóng)收入具有可持續(xù)性且不低于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入，滿足農(nóng)戶預(yù)期時，農(nóng)戶也會更趨向于參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場［18］?；谏鲜隼碚摲治?，家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與有著重要的影響，且其存在異質(zhì)性，需要進一步通過實證分析探索當(dāng)前家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響效應(yīng)。

1.2 家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障與農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的關(guān)系

養(yǎng)老保障是社會中一項基本保障，名義上的養(yǎng)老保障指制度性的社會以及商業(yè)保險。隨著城鎮(zhèn)化的提高，農(nóng)村老人農(nóng)業(yè)現(xiàn)象突出，農(nóng)戶對養(yǎng)老保障的需求更加明顯。實際證明養(yǎng)老保障的社會參與通過提高家庭未來的生存預(yù)期［19］，進而降低家庭的農(nóng)地依賴，推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與。此外，制度化的養(yǎng)老保障對家庭生計環(huán)境外生沖擊，影響農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為［20］。

基于現(xiàn)階段多種保險參保規(guī)范，享受養(yǎng)老保障之前需要繳納一部分費用，這對農(nóng)村家庭收入提出了挑戰(zhàn)，額外的家庭非農(nóng)收入就顯得十分重要。同時，非農(nóng)收入的增加會提高家庭對未來保障的要求，進而增強家庭參與養(yǎng)老保障［21］?；诖?，養(yǎng)老保障在家庭非農(nóng)收入影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與機制中充當(dāng)中介變量，一方面依賴家庭非農(nóng)收入，另一方面影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與行為。

1.3 農(nóng)地福利保障、養(yǎng)老保障與農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的關(guān)系

農(nóng)地福利保障指農(nóng)地具有就業(yè)、養(yǎng)老、生存等保障的功能，作為農(nóng)村社會保障缺位后正式制度保障的替代物。農(nóng)地福利保障是當(dāng)前農(nóng)村一種非正規(guī)、不健全的保障，是農(nóng)戶缺失制度性保障下自我保障的反映。

關(guān)于農(nóng)地福利保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響，學(xué)者們將其作為正式制度保障的一種替代效應(yīng)［22，23］，即農(nóng)地福利保障與正式制度之間的替代程度作用于農(nóng)地的流轉(zhuǎn)參與?，F(xiàn)階段農(nóng)村社會保障體系的缺失以及城鄉(xiāng)公共服務(wù)的割裂，導(dǎo)致農(nóng)戶應(yīng)對未來的生存風(fēng)險仍依靠非正式的農(nóng)地福利保障。而對于當(dāng)前農(nóng)戶而言，家庭剩余勞動力的流動引致老人農(nóng)業(yè)，家庭對養(yǎng)老保障的需求更加突出。因此，從理論上講，家庭要素的流動導(dǎo)致非農(nóng)收入的增加，進而影響家庭正式保障的形成，對農(nóng)地的福利保障形成替代作用，最終影響家庭農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與。

綜上所述，本研究提出假設(shè)：H1，家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與有著直接和間接的影響；H2，養(yǎng)老保障在家庭非農(nóng)收入影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間充當(dāng)中介作用；H3，農(nóng)地福利保障與養(yǎng)老保障存在替代關(guān)系，抑制養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的作用。因此，本研究構(gòu)建農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的理論和機制框架如圖1所示，并對其進行實證研究，分析各變量間的關(guān)系。

圖1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的理論和機制框架

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫由北京大學(xué)主導(dǎo)，從2010年起通過追蹤調(diào)查全國25個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的個人、家庭、社區(qū)數(shù)據(jù)，在經(jīng)濟、社會、教育、家庭、人口、健康、心理等主題方面為全國性的研究和學(xué)術(shù)活動提供了豐富的內(nèi)容和數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。本研究主要利用CFPS數(shù)據(jù)庫2018年的數(shù)據(jù)，為探索并控制村莊社區(qū)對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響，將CFPS 2014年社區(qū)數(shù)據(jù)與上述數(shù)據(jù)進行合并匹配，同時剔除存在嚴重缺失值的樣本以及非農(nóng)戶籍樣本，最終得到7 769個有效樣本，其中參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)樣本為2 091個，未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)樣本5 678個。

2.2 變量選擇與定義

2.2.1 因變量 本研究的因變量設(shè)置為農(nóng)地的流轉(zhuǎn)參與，并借鑒相關(guān)研究將農(nóng)地的流轉(zhuǎn)細分為農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入；二者均為二元選擇變量，若農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入則為1，否則為0［24］。

2.2.2 自變量 本研究的自變量主要有家庭非農(nóng)收入以及養(yǎng)老保障2個變量。一是在CFPS數(shù)據(jù)庫中，家庭收入主要包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入以及其他收入，而農(nóng)戶進行農(nóng)地耕作所得收入包括在經(jīng)營性收入之中，因而本研究家庭非農(nóng)收入由其余4種收入加總得出，并對其取對數(shù)。二是養(yǎng)老保障變量由“是否領(lǐng)取退休或養(yǎng)老金”問題所得，是一個二分變量。

2.2.3 控制變量 參考眾多文獻，本研究控制有可能既影響因變量又影響自變量的因素。變量的選擇主要包含農(nóng)戶特征變量、家庭特征變量、村莊特征變量以及區(qū)域虛擬變量4個方面（表1）［25，26］。農(nóng)戶特征變量包括性別、年齡、年齡的平方、受教育程度和健康狀況。家庭特征變量有家庭人口數(shù)、從事自家農(nóng)業(yè)人數(shù)、做農(nóng)活人數(shù)、外出打工人數(shù)和家庭現(xiàn)金及存款（取對數(shù)）。村莊特征變量包含村莊距本縣縣城距離、村莊外出打工比例以及村莊地貌特征。區(qū)域虛擬變量通過對樣本的省份控制來設(shè)置。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

3 模型選擇與計量結(jié)果分析

3.1 模型選擇與設(shè)計

為探究家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障與農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與之間的關(guān)系，首先構(gòu)建中介效應(yīng)估計模型：

式中，i表示第i個樣本農(nóng)戶，TRANSFER表示樣本農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與情況，并對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入2個情況分別討論，F(xiàn)NOAGR表示第i個農(nóng)戶的家庭非農(nóng)收入，PENSEC表示第i個農(nóng)戶是否具有養(yǎng)老保障，CONTROLS表示模型中控制的其他變量，ε表示模型隨機誤差項。鑒于上述各方程因變量均為典型的二分變量，采取二元Probit回歸進行參數(shù)估計。

3.2 實證結(jié)果與分析

3.2.1 家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障與農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與表2顯示了模型的計量結(jié)果。模型（1）為家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響，可以發(fā)現(xiàn)家庭非農(nóng)收入促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出，系數(shù)為0.130，在1%的水平上顯著，平均邊際效應(yīng)為0.026；而家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地轉(zhuǎn)入有負向影響，系數(shù)為-0.010，邊際效應(yīng)為-0.002，但不顯著，說明從全國來看，家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地轉(zhuǎn)入?yún)⑴c效應(yīng)不顯著。模型（2）估計了家庭非農(nóng)收入對農(nóng)戶養(yǎng)老保障的影響，其系數(shù)為0.124，邊際效應(yīng)為0.041，在1%的水平上顯著。模型（3）表示家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響，發(fā)現(xiàn)家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障均促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出，其系數(shù)分別為0.124、0.234，邊際效應(yīng)分別為0.025、0.047，均在1%的水平上顯著。當(dāng)因變量為農(nóng)地轉(zhuǎn)入時，家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障均負向影響農(nóng)地轉(zhuǎn)入，系數(shù)分別為-0.003、-0.216，邊際效應(yīng)分別為-0.001、-0.043，且養(yǎng)老保障在1%的水平上顯著。分析三者之間的作用機制，養(yǎng)老保障均對農(nóng)地轉(zhuǎn)出、轉(zhuǎn)入產(chǎn)生影響，且家庭非農(nóng)收入通過養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生作用，養(yǎng)老保障確定在家庭非農(nóng)收入影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間充當(dāng)中介作用，驗證了理論分析。

表2 家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響

3.2.2 農(nóng)地福利保障的調(diào)節(jié)作用 構(gòu)建農(nóng)地福利保障指標以及賦值，本研究通過農(nóng)地顯現(xiàn)出來的就業(yè)保障、經(jīng)濟保障以及生存保障二級指標進行熵值法得出權(quán)重，最終計算綜合得分具體衡量農(nóng)地福利保障變量。具體利用“家庭從事自家農(nóng)業(yè)人數(shù)（人）”正向表征農(nóng)地的就業(yè)保障；“家庭經(jīng)營收入（元）對數(shù)”正向表征農(nóng)地的經(jīng)濟保障；“自家農(nóng)副產(chǎn)品消費總值（元）”反向表征農(nóng)地的生存保障，并剔除缺失值樣本。

由表3可知，農(nóng)地福利保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)出具有負向影響，對農(nóng)地轉(zhuǎn)入具有正向影響，說明農(nóng)地福利保障抑制家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為，促進家庭農(nóng)地轉(zhuǎn)入。而從交互項中看，農(nóng)地福利保障與家庭非農(nóng)收入的交互項對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入的估計系數(shù)均為正，但對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入的影響均不顯著，說明農(nóng)地福利保障與家庭非農(nóng)收入關(guān)系不顯著，并非通過調(diào)節(jié)家庭非農(nóng)收入來影響農(nóng)地的流轉(zhuǎn)參與行為。分析估計結(jié)果，農(nóng)地福利保障與養(yǎng)老保障的交互顯著影響農(nóng)地轉(zhuǎn)出，且相比于沒有農(nóng)地福利保障的方程來說，養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的系數(shù)變小，表明農(nóng)地福利保障功能對養(yǎng)老保障促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出的結(jié)果產(chǎn)生了一定程度上的抑制作用。在對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的影響中，農(nóng)地福利保障與養(yǎng)老保障的交互項系數(shù)為負且不顯著，但從養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的系數(shù)相對大小中看，農(nóng)地福利保障功能也對養(yǎng)老保障負向影響農(nóng)地轉(zhuǎn)入的結(jié)果產(chǎn)生了一定抑制效果?？傮w表明農(nóng)地福利保障對養(yǎng)老保障影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的結(jié)果有調(diào)節(jié)作用。

表3 農(nóng)地福利保障的調(diào)節(jié)效應(yīng)

3.2.3 基于前置變量方法的穩(wěn)健性檢驗 由于截面數(shù)據(jù)的性質(zhì)，需要同時選取變量數(shù)據(jù)，同時由于農(nóng)地流轉(zhuǎn)會帶來農(nóng)民收入的增加，導(dǎo)致難以推斷家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障和農(nóng)地流轉(zhuǎn)之間的因果聯(lián)系，產(chǎn)生反向因果的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致模型的參數(shù)估計結(jié)果與現(xiàn)實情況不符。因此，為避免此內(nèi)生性問題，借鑒相關(guān)研究［27］，使用CFPS數(shù)據(jù)中2014年的家庭非農(nóng)收入以及養(yǎng)老保障2個前置變量進行模型的穩(wěn)健性檢驗。此外利用Logistic回歸方法對模型進一步檢驗，結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗

從自變量的替代變量對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響中，發(fā)現(xiàn)家庭非農(nóng)收入和養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響與上述估計符號和結(jié)果一致，且養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入回歸的估計系數(shù)在1%的水平上顯著，說明自變量家庭非農(nóng)收入和養(yǎng)老保障影響因變量農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的穩(wěn)健性。其次，利用Logistic回歸方法對模型進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)系數(shù)的符號方向與上述結(jié)果均相同，進而對比Logistic回歸結(jié)果與上述Probit回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)值，發(fā)現(xiàn)二者的邊際效應(yīng)結(jié)果均十分相似，可見本研究所估計模型結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.2.4 基于不同地區(qū)不同收入的異質(zhì)性分析 上述分析均利用全國性數(shù)據(jù)進行平均效應(yīng)分析，未考慮到異質(zhì)性，因而依據(jù)中國經(jīng)濟發(fā)展、地理位置對樣本劃分為東、中、西部3個地區(qū)樣本，研究發(fā)展水平不同地區(qū)間家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響。其次，將樣本根據(jù)家庭非農(nóng)收入高低分為高、中、低3個樣本，樣本選取依據(jù)低于全體樣本35%代表低收入群體、在35%～75%代表中收入群體、高于75%代表高收入群體，研究不同家庭非農(nóng)收入以及養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。

首先，根據(jù)表5回歸估計結(jié)果分析不同地區(qū)之間家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響。在農(nóng)地轉(zhuǎn)出方面，東、中、西部3個地區(qū)的家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地轉(zhuǎn)出均表現(xiàn)正向影響，促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出，其系數(shù)分別為0.146、0.128、0.099，且均在1%的水平上顯著，對比3個系數(shù)發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)系數(shù)大于其他2個地區(qū)，西部地區(qū)家庭非農(nóng)收入估計系數(shù)最小，說明盡管家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地轉(zhuǎn)出均有促進作用，但發(fā)展水平不同地區(qū)之間的影響程度有差異，東部地區(qū)影響程度最高。此外，3個地區(qū)養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響也均為正向且在1%的水平上顯著，繼而對比3個地區(qū)的估計系數(shù)，發(fā)現(xiàn)中部地區(qū)養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響系數(shù)最大，西部地區(qū)的系數(shù)最小，表明中部地區(qū)養(yǎng)老保障的中介影響程度相對更加突出。在農(nóng)地轉(zhuǎn)入作為因變量后，發(fā)現(xiàn)東、中部地區(qū)的家庭非農(nóng)收入負向影響農(nóng)地轉(zhuǎn)入，而西部地區(qū)的家庭非農(nóng)收入正向影響農(nóng)地轉(zhuǎn)入，但均不顯著，也一定程度上說明西部地區(qū)的農(nóng)地經(jīng)營仍然是家庭生產(chǎn)活動的重要方面。觀察不同地區(qū)養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的影響，中部和西部地區(qū)養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的影響為負向且在1%的水平上顯著，而東部地區(qū)養(yǎng)老保障促進農(nóng)地轉(zhuǎn)入影響不顯著，表明不同地區(qū)之間養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的影響也存在差異。

表5 不同地區(qū)之間的農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響

其次，根據(jù)表6不同家庭收入的農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)不同家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響不同。高收入家庭中，家庭非農(nóng)收入和養(yǎng)老保障均對農(nóng)地轉(zhuǎn)出有正向的作用，對農(nóng)地轉(zhuǎn)入有負向的作用，說明高收入家庭更偏向于農(nóng)地轉(zhuǎn)出。中收入家庭的回歸結(jié)果與高收入回歸結(jié)果符號相同，且估計結(jié)果均在1%的水平上顯著。但低收入家庭估計結(jié)果中，家庭非農(nóng)收入既促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出又促進農(nóng)地轉(zhuǎn)入，養(yǎng)老保障既抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)出又抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)入，說明低收入家庭的農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與行為決策與自變量的相關(guān)關(guān)系受到其他因素的影響。

表6 不同家庭收入的農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響

4 討論

通過上文的驗證分析，發(fā)現(xiàn)家庭非農(nóng)收入對農(nóng)戶參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的促進影響，且進一步驗證了養(yǎng)老保障在家庭非農(nóng)收入與農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與之間的中介作用，農(nóng)地福利保障替代養(yǎng)老保障功能對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。這些分析結(jié)果與之前的研究一致，楊昊等［28］指出家庭非農(nóng)工資對促進農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出有顯著影響。鄒寶玲等［10］研究表明農(nóng)地福利保障以非正式制度保障效果進而抑制正式制度保障，對農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與行為產(chǎn)生影響。本研究的理論假設(shè)均得到證實，首先，農(nóng)村家庭通過外出務(wù)工、勞動力的流動和人口結(jié)構(gòu)的變化，對家庭收入和生計資本產(chǎn)生影響，進而影響家庭內(nèi)部的生產(chǎn)決策，從而影響農(nóng)地的生產(chǎn)經(jīng)營決策。其次，家庭收入的增長也促進了家庭對養(yǎng)老保障的期待和需求，而當(dāng)前農(nóng)村社會保障、公共服務(wù)保障等制度不完善，擁有正式制度保障的家庭通過替代農(nóng)地的非正式保障進而影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與行為。

5 結(jié)論與啟示

本研究基于2014年與2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，構(gòu)建農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響機制，利用Probit回歸方法分析家庭非農(nóng)收入、養(yǎng)老保障、農(nóng)地福利保障與農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與之間的關(guān)系，通過實證分析和穩(wěn)健性檢驗，得出以下結(jié)論：①家庭非農(nóng)收入顯著促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出，抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)入；②家庭非農(nóng)收入對養(yǎng)老保障有顯著的正向作用，且養(yǎng)老保障顯著促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出，抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)入，養(yǎng)老保障在家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與的影響中充當(dāng)中介作用；③農(nóng)地福利保障顯著抑制農(nóng)地轉(zhuǎn)出，促進農(nóng)地轉(zhuǎn)入，并和養(yǎng)老保障有替代關(guān)系，抑制養(yǎng)老保障的農(nóng)地參與影響；④通過異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的家庭非農(nóng)收入對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響程度最大，中部地區(qū)養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響程度最大，不同地區(qū)之間的養(yǎng)老保障對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的影響不同；通過不同家庭收入的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，高收入家庭更偏向于農(nóng)地轉(zhuǎn)出，低收入家庭的農(nóng)地流轉(zhuǎn)意愿不確定。

基于以上研究結(jié)果和討論，對加快農(nóng)地流轉(zhuǎn)、振興農(nóng)業(yè)農(nóng)村、實現(xiàn)共同富裕有以下啟示。①破解城鄉(xiāng)勞動力流動限制，促進農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移，參與城市建設(shè)；②引導(dǎo)農(nóng)戶進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)參與，促進農(nóng)地的適度規(guī)模種植，提供現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展理念以及技術(shù)，提高現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和回報率；③當(dāng)前農(nóng)村正式制度保障仍然是薄弱環(huán)節(jié)，農(nóng)村公共服務(wù)功能仍然滯后，需要進一步完善農(nóng)村社會保障制度，縮小城鄉(xiāng)公共服務(wù)差距，構(gòu)建一體化服務(wù)體系。