农村社会保险对农户土地转出行为的影响——基于CHARLS 数据的实证检验

李梦娜，王 敏

（1. 武汉轻工大学 管理学院，武汉430048；2. 华中师范大学 公共管理学院，武汉 430079）

一、引 言

引导农地有序流转，发展农地适度规模经营是优化农地资源配置、实现我国农业现代化的重要路径。虽然国家一直致力于积极探索、引导与推进农地流转工作，各地农地流转取得一定成效，但总体上农地流转的情况并未达到预期目标［1］。相关研究指出，我国农地流转不畅的主要原因是农村土地被赋予了社会保障功能，在农村社会保障制度缺位、保障水平较低的情况下，农地的社会保障功能进一步被强化［2］，极大地束缚了农村劳动力的流动［3］，阻碍了农户农地流转行为。由此表明，农村社会保险制度与农村土地制度具有关联性，在此背景下探索农村社会保险对农户土地转出决策行为的影响具有重要的理论和实践意义。

20 世纪90 年代国外学者研究发现，医疗保险对劳动力市场流动会产生显著的“工作枷锁”效应。Madrian［4］、Stroupe［5］等人的相关研究均证实了枷锁效应的存在。Chang 等在研究医疗保险与农业生产的关系时，也发现医疗保险会显著阻碍农民退出农业生产，使其“锁定”在农业生产活动之中［6］，形成“枷锁效应”。这一结论也在国内学者类似研究中得到验证［7］。随着农村土地制度改革与土地流转兴起，国内学者开始尝试性地就新农合对农地流转的枷锁效应进行有益的探索与分析。张璋和周海川利用CHIP2013数据，发现新农合会显著阻碍土地流转，但是农户一旦开始非农就业，新农合的枷锁效应将会减弱［8］。许庆和陆钰凤基于CFPS2012 年数据进行实证检验，结果表明农户家庭成员新农合参与率越高，农地转出概率越低，他们认为这可能与新农合对农地的“锁定效应”有关［9］。

除医疗保险外，学者们针对养老保险与农地流转的关系也开展了系统的理论分析和实证研究。一些研究认为，土地的养老保障功能确实对土地流转构成了实质性障碍［10］，而农村养老保险制度的建立与实施有利于替代土地养老保障功能，促进农户土地流转［11］。这些判断也得到一些实证数据的支持，如包宗顺等利用江苏省宏观数据对农村养老保险参与率与土地流转率进行相关性分析，结果显示两者之间具有显著的正相关关系［12］。许恒周等以南京市372 位农户的实地调研数据为基础，运用Logistic 模型进行实证分析，结果表明家庭养老和土地养老会对农地流转产生显著的负面影响［13］。赵光和李放基于江苏省沭阳县476 位农民数据的研究表明，土地的养老保障价值与土地流转意愿呈显著负相关，因此完善的社会保障制度对土地保障价值具有替代作用［14］。聂建亮等运用中国五省农民的调查数据分析农地保障功能替代对农民转出的影响，认为新农保对土地养老保障功能的替代程度越高，农民越倾向于转出农地［15］。徐志刚等利用全国固定观察点的数据，构建PSM-DID 模型进行实证分析，发现新农保会替代土地养老保障功能并降低土地经营边际效应，促进农地转出［16］。

现有相关文献为本文提供了一定的理论基础，但通过分析仍有以下方面有待完善：第一，已有文献大多通过实证研究单一考察农地流转中新农合的“枷锁效应”或新农保的“替代效应”，将两种效应同时纳入统一体系的研究略显匮乏，且尚未有研究考察新农合和新农保的共同作用对农地流转的影响；第二，多数研究使用截面数据分析农村社会保险对农地流转的影响，无法同时分析个体和时间两个维度上的差异，且缺乏两者间互为因果关系的内生性问题处理。基于此，本文基于CHARLS 微观调查数据，通过构建模型实证检验新农合对农地转出的“枷锁效应”和新农保对农地转出的“替代效应”，并进一步分析新农合和新农保的交互效应对农地转出的影响，以综合评价农村社会保险对农户转出行为的影响。

二、理论分析与假设提出

农村社会保险是以国家或政府为主体，依据相应法律法规通过国民收入再分配保障农村居民养老或就医而设立的，主要包括新农合和新农保。由于新农合和新农保政策目标的不同，对农户农地转出行为的影响也会有所差异。

自2003 年新农合实施以来，它通过增加医疗可及性、提高医疗服务质量等方式提高了农民的健康水平，在缓解农民因病致贫和因病返贫方面发挥了重要作用。但是新农合的特殊限制政策和异地就医报销障碍等问题可能会形成“枷锁效应”，进而阻碍农户农地流转行为。一方面，新农合在参保和就医方面的政策设计障碍会在一定程度上阻碍农村劳动力跨城乡自由流动［7］，抑制其转出农地后外出务工。新农合在制度设计之初就要求农户必须在其户籍所在地参保缴费，并在当地定点医疗机构进行就医和报销。同时，新农合的补偿政策所采用的是以起付线、报销比例和封顶线等为组成内容的部分负担制度［17］，并且规定起付线标准和报销比例按照医院等级设定。通常而言，医院等级越高，起付线越高，而报销比例越低。这些政策规定实际上对农户的参与与赔付施加了地域限制［18］，因此，既不利于农业劳动力的非农流动，也不利于农地的有效流转。另一方面，异地就医报销过程中复杂繁琐的申报报销手续无形中增加了参合农户的时间成本和间接经济负担［19］，从而影响农户在新农合制度中获得的预期效益，降低农户农地转出的意愿。究其深层次原因是医疗保险制度的属地化管理所导致的政策对接、资金流转、信息共享以及异地就医监管等问题难以化解［20］，从而使得异地即时结算工作仍面临着重重困难。由此，提出假设1。

假设1：新农合的实施使农户被固定在农业生产之中，从而降低农户转出农地的意愿。

长久以来，农村土地承载着经济和社会双重功能，土地既作为农业生产所必须的生产要素，同时又是农村社会保障的替代物［21］。在国家大力推进农村土地流转的背景下，政府主动地提供社会保障公共物品，逐渐剥离土地的保障功能，能更加有效地释放土地的经济功能［22］。而作为一项以政府为主导的养老保障计划，新农保制度的实施使广大农民平等享有社会保障权，在一定程度上使土地的养老保障功能减弱，从而形成“替代效应”，提高农户转出土地的意愿。一方面，新农保在未来稳定的养老金收入会改变农民对养老方式选择的心理预期，降低农民对土地保障功能的依赖，从而影响农民的农地流转行为［23］。另一方面，社会养老保险政策认知的强化不仅会增强农户参保的意愿［24］，而且在当前社会养老保险高覆盖率条件下，会显著地影响农户缴费档次的选择［25］，因此使得其更加倾向于依赖养老金抵抗未来养老等不确定风险，进而间接激励农户转出农地。这表明当土地对农民的效用格局发生变化［26］，农地的保障效用被制度化的养老保障所替代，其经济效用的重要性将不断加大，会更加有利于农村土地流转。由此，提出假设2。

假设2：新农保的实施能弱化土地承担的养老保障功能，从而提高农户转出农地的意愿。

三、数据来源与变量描述

（一）数据来源

本文使用的数据来源于中国健康与养老追踪调查（CHARLS），该调查项目主要以45 岁及以上中老年人为调查对象，是一个关于城市和农村人口的健康、养老及福利保障等微观调查数据，涉及人口学特征、医疗、工作、养老、收支、资产以及社区调查等诸多方面信息的项目。本文使用 CHARLS 中 2008、2012、2013、2015、2018 年的数据，其中2008、2012 年的数据覆盖了浙江和甘肃两省的调查数据。而2013、2015、2018 年的数据覆盖了全国28 个省级单位范围所抽取的数据，具有很好的代表性。为了进行实证检验，本文对数据所进行的预处理如下：第一，选取农户家庭单元为基本分析单位，将家庭中的主要受访者定义为虚拟的“户主”；第二，调查对象的户主参加城镇社会保险，若选作样本会干扰政策效果的识别，因此删掉这样的农户家庭；第三，在整理所得数据的基础上，删除主要变量缺失、“不知道”“不适用”“无法回答”的样本。经处理，本文最终样本量为：2008 年 1543 个家庭，2012 年1513 个家庭，2013 年 5820 个家庭，2015 年 4953个家庭，2018 年 5995 个家庭。

（二）变量设置及描述性统计

被解释变量。农户土地转出变量由家庭承包地是否流转出加以衡量，此变量为虚拟变量，若农户将土地转出取值为1，否则为0。

核心解释变量。农村社会保险是由政府组织领导的，为因疾病、年老而导致收入中断或减少的农村居民提供经济补偿或收入的制度安排，包括新型农村合作医疗保险和新型农村养老保险。这两项社会保险政策安排是农村社会保障制度的重要组成部分，对改善和提高全体农民的物质生活水平具有非常重要的意义。若被访农户参与某项保险则记为1，否则为0，若农户同时参加两项保险，则在相应变量上都记为1。

控制变量。为保障模型结果的可靠性，本文根据现有文献和问卷内容，引入一系列控制变量，主要包括个体特征变量、家庭特征变量和地区特征变量三个方面。个体特征变量包括性别、年龄、受教育水平、健康状况、婚姻状况、非农就业；家庭特征变量包括家庭人均农业固定性资产、家庭人均土地面积、家庭劳动力人数；地区特征变量包括东、中、西部的虚拟变量。其中，地区层面虚拟变量的构建是以东部地区城市为基准，引入中部、西部地区城市的虚拟变量，从而实现对地区因素的控制。

主要变量的描述性统计结果如表1 所示。

表1 描述性统计

四、新型农村合作医疗保险“枷锁效应”的检验

限制于数据的可得性，无法获取到2003 年新型农村合作医疗保险实施以前的有关数据，因而在这一部分，将利用 2013、2015、2018 年全国范围内调查数据通过不同的计量经济模型来检验新型农村合作医疗制度对农地转出的“枷锁效应”。

（一）模型设定

混合面板数据模型（Pool）。直接将2013—2018 年面板数据作为截面数据进行混合回归，忽略个体性差异的影响。由于被解释变量选取农地转出，考虑到各解释变量对外出务工概率的非线性影响，本文同时使用正态概率（Probit）模型进行回归，其表示式为：

式中，Φ 是标准正态累计分布函数，Y表示农户是否转出农地，Nrcm表示农户是否参加新农合，X为所有控制变量。由于难以解释Probit模型中估计系数的经济意义，因此，自变量的边际变化对因变量概率的边际影响的偏效应对回归系数的解释更为合理。各自变量对因变量概率的边际效应可表示为：

固定效应模型（FE）。面板数据同时具有时间和截面维度的数据信息，能够解决遗漏变量中常由不随时间变化的不可观测的个体差异或“异质性”所造成的影响，因此，可提高政策效应的估计精度。本文将利用2013—2018 年间的平衡面板数据，构建固定效应模型考察新农合对农地流转的“枷锁效应”在这两年间的动态影响。模型的估计方程为：

式中，Yit和Nrcmit分别表示第i 个受访者在第t 期农地流转及新型农村合作医疗保险参与状况，为上述一系列控制变量，μi表示个体固定效应，其中即两次调查中均值与的定义类似。

随机效应模型（RE）。利用平衡面板数据考虑随机效应模型检验新农合的“枷锁效应”，随机效应模型与固定效应模型相似，但个体固定效应μi与解释变量（包括新农合参与变量）均不相关，因此，其回归方程与固定效应模型有一定差异：

（二）实证结果分析

1.模型结果分析

表2 展示了新农合“枷锁效应”检验的回归结果。模型（1）、模型（3）、模型（5）分别为混合面板数据模型、固定效应模型与随机效应模型。这三个模型均加入新农保这一控制变量后，得到模型（2）、模型（4）、模型（6）。本文利用Hausman检验来判定随机效应模型与固定效应模型的有效性，结果发现，固定效应模型的估计结果更为理想。

表2 新农合“枷锁效应”的回归结果

在核心解释变量方面，各个模型中新农合的估计系数均显著为负，说明农民参与新农合会显著抑制其农地转出行为，即验证新农合对农地转出具有“枷锁效应”。产生这一结果可能主要在于：一是新农合政策本身存在问题所导致的农户流转积极性不高。在考察的时间段内，新农合的异地报销程序仍复杂繁琐、报销周期较长，限制其政策效果的发挥。二是由于医疗卫生市场信息不对称和负外部性特征容易产生医疗供方利用信息优势进行利益攫取和分利活动，导致农户医疗保险补偿收益被市场趋利行为冲抵［27］，从而影响新农合功能的发挥。三是从参合农户的不同年龄来考察农地转出决策，相比青壮年而言，中老年农户会强化农地转出的“枷锁效应”。中老年农户在难以得到非农就业机会和“落叶归根”的乡土情结的主客观因素的影响下，他们一般会倾向于留守乡村，因而不愿意转出农地。

控制变量方面，农户是否转出农地，与户主的性别、年龄、婚姻状况、非农就业等因素显著相关。男性、已婚人士且处于非农就业状态的农户更倾向于转出农地，这主要是因为作为家庭主要劳动力，已婚男性倾向于从事比较收益更高的非农生产活动，因而其具有较强的农地转出意愿。而年龄对农地转出存在显著的负向作用，这说明随着农户年龄的增加，他们的体力衰退和劳动能力下降，会更愿意留在乡村自己耕作农地，因而不愿意将农地转出。此外，家庭层面中家庭人均固定资产对农户转出产生显著负影响。这说明家庭中农业生产性固定资产作为农户进行农业生产的投资，出于对投资回报回收的心理会使其从事农业生产经营，因而转出农地的可能性较小。

2.稳定性检验

本文考虑到新农合是否参保与农地转出的双向因果影响可能会产生内生性偏误，因此，文中选取村庄实施新型农村合作医疗保险的年限作为工具变量。选取这一工具变量主要是因为两个方面的考虑：一方面，村庄实施新农合的时间越长，政策落实越到位，农户越有可能在政策影响下积极参保，因此，两者之间存在相关性。另一方面，这一工具变量作为村庄层面的决定变量，对农户个体层面的影响具有较强的外生性。村庄实施新农合的年限在第一阶段模型中均显著且系数为正，表明工具变量对农户是否参保具有较强正向的解释力，在模型中对是否参合的外生性原假设进行检验，测算Wald 统计量发现该值高于5%的统计水平，故此工具变量符合外生条件。由于前文检验出固定效应模型结果更为合适，在此处仅采用固定效应模型进行稳定性检验。模型结果如表3 所示，在引入新农合的工具变量之后，发现新农合的回归系数仍然为负数且通过显著性水平，这表明新农合对农地转出具有“枷锁效应”，进一步说明结果的稳定性。

表3 稳定性检验

五、新型农村养老保险“替代效应”的检验

本节将使用双重差分法验证新型农村养老保险政策对于农地流转的“替代效应”，双重差分法作为评估政策效应定量分析方法，能消除样本的个体异质性以及政策实施前后随时间、制度环境等因素的影响，得到政策实施的净效应［28］。

（一）计量方法与模型设定

由于新型农村养老保险是于2010 年开始实施的，本文选取新农保实施前的2008 年作为基准期，以 2012、2013、2015、2018 年作为观测期，分别以这四年的时间节点上的数据考察新农保实施后不同时期所产生的影响。为了避免因为样本所在地区不同造成的偏差，本文参考杜鹏程［29］等人的做法，首先将2018 年的样本限制在浙江、甘肃两个省份里，再根据2008、2018 年农民样本量比值设置权重对2013、2015、2018 年样本进行加权处理，从而保证估计结果在政策实施前后的可比性。根据双重差分法（DID）的设计原理和方法，构建一下基础回归方程：

上式中i、t 分别代表了不同的农户个体与年份时间，Y 表示农地流转的基本情况；P 为农民个体是否加入新型农村养老保险的度量组别差异的虚拟变量（P = 1 为实验组，表示农民加入新农合；P = 0 为控制组，表示农民未加入新农合）；Ti为新型农村合作医疗保险制度实施前后的度量时间差异的虚拟变量（当t = 1，为政策实施前，Ti= 0；当t = 2，为政策实施后，Ti= 1）；Pi*Ti为两个变量的交互项，反映了新型农村合作医疗保险政策效应。为了避免遗漏变量影响政策效应结果的精度，在（1）式中加入影响农地流转的控制变量Xit，即为年龄、性别、受教育水平、健康状况等。

模型中差分估计统计量（即政策效应的净影响）可表示为：

经推导，在实施新农合之前Ti= 0，控制组的变化量为diff1=β1；在实施新农合之后（Ti= 1），实验组的变化量diff2=β1+β3，即新农合对农地流转的政策净效应为diff1-diff2=β3。如果β3大于零，则说明新农保与农地流转呈正比关系，新农保会增强农民转出农地的意愿，即验证新农保的“替代效应”；反之，则不能验证。

（二）实证结果

1.计量模型结果分析

表4 给出了双重差分法的回归结果，其中，模型（1）、模型（3）、模型（5）和模型（7）分别表示以 2012、2013、2015、2018 年为观测期的回归模型结果。由于新农保的“替代效应”体现在交互项P*T，因而本文重点考察交互项P*T 的系数。从表中三个模型的结果可以看出，交互项系数均为正数且达到显著性，由此判定新农保政策实施对农户农地转出行为具有显著促进作用。表中模型结果显示 2012、2013、2015、2018 年新农保政策效应的影响值分别为9.5%、9.3%、6.0%、5.9%。通过对比发现，在政策实施早期的效果更明显，但存在政策效应先递减后趋于稳定的特征。其中，在2013—2015 年间，“替代效应”的净影响从9.3%下降到6.0%。这说明早期实施新农保满足了农户的基本养老保障需求，在很大程度上弱化了土地的养老保障功能。但随着新农保在农村地区的大规模普及和推广，伴随着新农保的覆盖率达到一定水平，其对农户农地转出行为的促进作用也进一步减弱。这可能是与新农保的养老金替代率整体偏低有关，过低的养老金无法满足年老后的基本生活水平，尤其对于“老年人”与“中年人”，他们仍然需要土地保障以维持或改善生活。在2015—2018 年间，“替代效应”的净影响变化较小，这可能是由于新农保缴费率设计偏低，农户养老金待遇水平整体不高，因此新农保对土地养老保障的替代作用趋于稳定。此外，模型（2）、模型（4）、模型（6）和模型（8）分别是相对应年份引入上文中控制变量的回归结果，三个模型中政策效应结果也均为正且显著，进一步验证了新农保的“替代效应”。

表4 新农保“替代效应”的回归结果

2.稳健性检验

为了保证结果的稳健性，本文将政策实施后的数据进行变换处理后，考虑将不同时间段设置为政策实施后的时间段进行分析。因此，设定2008 年为 t=0，即新农保实施前；2012—2013 年、2013—2015 年、2015—2018 年、2012—2018 年为t=1，即新农保实施后。从表中稳健性回归结果来看，将政策实施后以不同时间段的形式加以设置后重新回归，发现新农保对农户的农地转出行为的影响仍然为正，2012—2013 年、2013—2015年与2012—2018 年的影响系数分别为0.120、0.145、0.132，且均通过显著性水平检验。这说明变换时间的设置方式并没有对回归结果产生影响，回归结果是比较稳健的。

表5 稳健性检验

六、讨论与扩展

前文已经证实了新农合对农地转出具有“枷锁效应”，而新农保具有“替代效应”。根据现有文献研究，农户在两种类型上的参保行为一般存在相关性，那么新农保的“替代效应”是否可以缓解新农合对农地转出的不利影响，使农村社会保险从整体上表现为正面促进作用？文中将参考刘一伟等人［30］的做法，通过在模型中加入新农合与新农保交互项的方式，来检验新农保对新农合实施负面效应的缓和作用，得到农村社会保险整体上对农地转出的影响作用。

模型（1）利用的是CHARLS2012 的数据，而模型（2）基于CHARLS2013—2018 的面板数据进行回归分析，两个模型回归结果如表6 所示。新农合与新农保变量的影响方向与显著性水平均与上文结果基本一致，由此也验证以上结果的可靠性。在引入新农合与新农保的交互项后，交互项的系数均显著为正，可以发现新农保能够显著缓解新农合抑制农户转出农地的不利影响，从整体上而言，农村社会保险是有助于促进农户农地转出的。这表明当农村建立起健全完善的社会保险作为后盾，可以在一定程度上促进农地流转供给更为稳定、充足，从而有利于土地资源优化配置。通过计算得到，模型（1）、模型（2）中交互项的边际效应分别为1.06%和1.34%，说明随着新农保、新农合制度大规模推进与完善，新农保对新农合的影响作用逐步提升。

表6 新农合与新农保的交互项回归结果

七、结论与政策启示

本文利用CHARLS 项目的调查数据，通过建立模型考察了农村社会保险对农户土地转出行为的关系，得到以下主要结论：（一）新农合会显著降低农户农地转出倾向性，因此新农合的“枷锁效应”是客观存在的。但这种影响程度会随着新农合制度的完善而下降。（二）新农保显著地促进了农户的农地转出，由此也证实了新农保对农地转出的“替代效应”，但在双重差分法的估计结果则显示新农保的净影响随着时间的推移呈现出先减弱后趋于稳定的特征。（三）新农保在一定程度上有利于缓和新农合对农地转出的抑制作用，且在交互项模型结果中，新农保的这种缓和作用存在增强的趋势。

新型农村合作医疗保险作为一项由政府为主导的农民医疗互助共济制度，在改善农民健康状况、缓解因病致贫和因病返贫等方面发挥了重要作用。但另一方面，新农合对农民参保与就医设置了地域限制和不平等规定，在一定程度上阻碍了农民的农地流转行为，尤其异地就医报销相关规定对参保对象所无形增加的间接经济损失，无疑加剧了与农地流转政策目标的冲突。究其根源，新农合的制度安排具有明显的地域差异性和条块分割性，加之城市外来人口的基本医疗保障制度尚未健全，这些现实条件的制约会使农户不愿意放弃其农户身份和农地，从而影响农户的农地转出决策。由此，完善现有新型农村合作医疗保险制度是当前的重要任务。具体而言，第一，取消关于异地参保缴费和就医报销的歧视性政策规定，建立更具综合性和可携带性特征的新农保制度，使农民在享受基本医疗保障的同时不受其制度约束，从而更为放心地转出农地，实现农地规模化经营和有效配置；第二，基于城乡一体化的统筹思想，建立城镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗保险的统一管理平台，为农民在城市和乡村就业时提供基本医疗保障和有效衔接。

深受“养儿防老”传统家庭养老观念的影响，家庭养老保障一直是我国农村主要的养老保障形式，家庭承包制实施以后，农民被赋予土地使用权，土地成为养老保障的独特替代。由此看来，我国农村土地流转长期以来所面临的制度约束，深层次原因是农地承载着农业生产和社会保障的双重功能难以剥离。而农村社会养老保险能解决农民养老的后顾之忧，它的建立与实现是有效促进农地流转的重要途径。由此，政府必须建立健全新型农村养老保险制度，以社会养老保险手段弱化农地的养老保障功能，真正实现土地资源向生产资料过渡。基于此，本文建议：一是政府必须重点关注贫困地区农民的养老保障问题，扩大新型农村养老保险的普及程度［31］。由于经济能力受限，贫困农民基本上只能选择家庭养老和土地养老，那么针对这些农民，国家必须承担起责任，通过财政转移制度，保障所有适龄老人都能获得基本养老金来保障其老年物质生活需要；二是尽可能提高养老金的待遇水平。逐步提高新型农村养老保险的待遇标准，同时健全个人缴费激励机制，调动农民多缴费的积极性，提高养老保障能力。