童年土地产权改革经历与社会养老保险参与——以家庭联产承包责任制为例

文/陈媛媛 王海宁 张乐水（.广东金融学院金融与投资学院，广东 广州 505；.中山大学中国公共管理研究中心政治与公共事务管理学院，广东 广州 5075；.浙江工商大学统计与数学学院，浙江 杭州 008）

一、研究背景

新中国成立以来，我国一直致力于改善民生、实现共同富裕。但近年来老龄化程度日益加剧，尤其是农村地区。根据2020 年“七普”数据，乡村60 岁和65 岁及以上老年人口的比重分别为23.81%和17.72%，远高于全国平均水平（分别为18.70%和13.50%），农村人口老龄化进程明显快于城市。但是，2020 年中国家庭追踪调查数据（China Family Panel Studies，CFPS）显示，农村地区18 岁以上受访者的社会养老保险参与率仅为59.72%，远低于城市地区（63.22%）。①社会养老保险包括城镇职工基本养老保险、企业补充养老保险、农村养老保险（老农保）、新型农村社会养老保险（新农保）和城乡居民基本养老保险。已有研究表明社会养老保险覆盖率对居民的收入、消费和劳动参与率等社会经济指标均具有显著影响。②臧旭恒、李晓飞：《人口老龄化对居民消费的非线性影响——基于养老保险发展的动态面板异质性门槛效应》，《经济与管理研究》2020 年第3 期。由此可以预见，农村养老问题的严重性和解决的必要性是未来乡村振兴和实现共同富裕所面临的重要挑战之一。

作为关系农村和农业发展的重要制度安排，以家庭联产承包责任制（Household Responsibility System，HRS）为核心的农地产权制度改革无疑为促进农村经济社会发展、缓解农村贫困和推进共同富裕作出了巨大的贡献。③韩克庆：《土地改革、脱贫攻坚抑或社会保障——中国农村减贫的成功经验》，《理论学刊》2021 年第2 期。HRS 改变了农村集体生产、统一核算的生产经营方式和平均主义的分配制度，赋予农民自主权，激发了农民的生产积极性，极大地提高了农业生产率和产出水平，④孙圣民、陈强：《家庭联产承包责任制与中国农业增长的再考察——来自面板工具变量法的证据》，《经济学》（季刊）2017 年第2 期。提升了农民生活水平，⑤张芳娟、张乾元：《我国农村反贫困的制度创新及其治理效能》，《江西社会科学》2021 年第4 期。加速了农业剩余劳动力向城市地区迁移流动以及工业化和城镇化进程。⑥Katrina Mullan，Pauline Grosjean and Andreas Kontoleon，“Land Tenure Arrangements and Rural-urban Migration in China，”World Development，Vol. 39，No.1，2011，pp.123-133.此外，HRS 改革使得集体经济全面走向个体经济，对农村地区基础教育、卫生医疗等公共服务产生了深远的影响。⑦韩克庆：《土地改革、脱贫攻坚抑或社会保障——中国农村减贫的成功经验》，《理论学刊》2021 年第2 期。

目前，针对HRS 和更广泛的农村土地改革问题，现有研究主要聚焦于考察土地产权改革对短期宏观经济社会指标的影响，如HRS 改革以及土地产权的安全性和稳定性对农业增长、农村劳动力迁移流动和农业生产投资的影响。⑧谢冬水：《经济社会转型与农村土地产权变迁：中国的经验证据》，《华中科技大学学报》（社会科学版）2020 年第4 期。也有研究关注土地产权改革背后的驱动因素，包括生产队固定资产、灌溉设施等公共物品供给水平、技术进步、市场扩展和气象灾害等⑨Ying Bai and James Kai-sing Kung，“The Shaping of an Institutional Choice：Weather Shocks，the Great Leap Famine，and Agricultural Decollectivization in China，”Explorations in Economic History，Vol. 4，2014，pp.1-26.，以及改革过程中中央和地方政府与民众之间的动态互动。①丰雷、郑文博、张明辉：《中国农地制度变迁70 年：中央—地方—个体的互动与共演》，《管理世界》2019 年第9 期。鲜有文献从微观层面关注农村土地产权改革对个体成长和发展的长期影响，尤其是对养老相关问题的决策。已有研究证实早期生活经历，如自然灾害和社会政策冲击甚至是相对温和的冲击，对个体整个生命周期均会产生持续的长期影响。②Douglas Almond，Janet Currie and Valentina Duque，“Childhood Circumstances and Adult Outcomes：Act II，”Journal of Economic Literature，Vol. 56，No. 4，2018，pp.1360-1446.

Xu 考察了童年时期HRS 改革经历对个体健康、教育和劳动力市场表现的长期影响。③Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，pp.104-492.研究发现，个体出生时所经历的HRS 改革对其成年后的身高、自评健康状况、受教育程度、工资和就业均具有显著的促进作用，其原因主要是由于改革提高了农村家庭收入，进而提高了父母对子女营养、健康和教育等方面的投入。但是，改革所导致的农业生产回报率上升也同时增加了教育的机会成本，部分家庭中处于入学年龄的儿童被迫放弃接受教育的机会而直接从事农业生产，从而削弱了上述正向影响。研究表明，个体6 岁时的HRS 改革经历显著降低了其小学毕业率、获得城市户口的概率和进入劳动力市场后的职业声望。但是，与以往大部分研究相一致，该研究利用省级层面的HRS 采用率（各省转为HRS 的生产队比重）来分析改革对个体的长期影响，假设个体所在省份的HRS 采用率越高，其受改革影响的概率越大。但这一假设使得估计出来的改革对个体的长期影响仅为意向处理效应（intent-to-treat effect），在一定程度上并不能真实地反映实际处理效应（treatment-on-treated effect）。此外，分析中未考虑制度变迁的内生性问题。例如，以往研究表明HRS 改革并不是随机的，为了尽量减小改革的成本和阻力，HRS 最初只允许在部分贫穷的边远山区进行尝试。④孙圣民、陈强：《家庭联产承包责任制与中国农业增长的再考察——来自面板工具变量法的证据》，《经济学》（季刊）2017 年第2 期。生产队或者村庄是否转为HRS 受初始资源禀赋、城乡人口比重、自然灾害程度和20 世纪60 年代大饥荒严重程度等因素的影响。⑤Ying Bai and James Kai-sing Kung，“The Shaping of an Institutional Choice：Weather Shocks，the Great Leap Famine，and Agricultural Decollectivization in China，”Explorations in Economic History，Vol. 4，2014，pp.1-26.忽略了内生性问题可能导致对HRS 改革长期影响的有偏估计。

根据中国劳动力动态调查数据（China Labor Force Dynamic Survey，CLDS），本文研究目的在于考察童年时期HRS 改革经历对个体成年后社会养老保险参与率的影响及其影响机制。不同于以往研究，本文关注村一级层面的HRS 改革，并在实证分析中利用多种模型和检验方法处理了制度变迁的非随机性、不可观测因素以及基于追溯数据的变量度量误差等内生性问题可能导致的有偏估计，能够更加准确地识别HRS 改革对个体成长和发展的长期影响。研究表明，童年HRS 改革经历对个体成年后的社会养老保险参与具有显著的促进作用。18 岁之前经历的HRS 改革年限每增加10%（1.47 年）可提高社会养老保险参与率1～2.80 个百分点。HRS 改革经历主要通过提高人力资本水平、健康状况、劳动力市场表现以及养老资源和信息的获得等途径对个体的社会养老保险参与产生长期影响。受传统的重男轻女和养儿防老观念的影响，男性更易于受童年HRS 改革经历的影响，但随着性别角色平等价值观的普及，以及女性教育回报率和家庭地位的上升，这一影响的性别差异可能呈现出收敛的趋势。此外，HRS 改革经历仅对家庭经济社会地位较低群体的社会养老保险参与影响显著，意味着农地产权改革可以有效地缩小农村居民在人力资本投资、收入和养老等方面的不平等。

本文的研究结论具有较强的政策导向，表明应进一步探索和创新农村土地产权制度。我们可以探索的方向包括：赋予农村居民对土地的永久使用权和自由的完整转让权，鼓励和引导土地向家庭农场、农业企业、农民合作社等规模化经营方式转变，完善农村宅基地产权制度，建立统一的城乡宅基地流转市场，促进农村宅基地自由流动。通过土地产权制度改革提高农村居民收入水平、人力资本水平和基础设施建设水平等，进而对未来经济和社会发展产生长期的影响。该研究对于应对农村老龄化危机、解决农村养老问题、实现乡村振兴和共同富裕具有重要意义。

二、相关文献

学者提出了众多理论模型来解释胎儿时期或生命早期的事件冲击对个体成年后经济社会状况的长期影响。胎源假说（the Fetal Origins Hypothesis）认为，诸如心脏病和慢性病等成人健康状况的下降是由几十年前的经历或环境引发的，特别是胎儿期的营养匮乏。①Douglas Almond and Janet Currie，“Killing Me Softly：The Fetal Origins Hypothesis，”Journal of Economic Perspectives，Vol. 25，No. 3，2011，pp.153-172.潜伏期模型（the Latency Model）认为，早期事件可能影响儿童发育的生理过程和人格特征，进而对其成年后的经济社会状况产生影响。②Randall Akee，William Copeland，E Jane Costello and Emilia Simeonova，“How Does Household Income Affect Child Personality Traits and Behaviors？”American Economic Review，Vol. 108，No. 3，2018，pp.775-827.路径模型（the Pathway Model）认为，胎儿或幼儿期遭受的外部冲击可通过影响其教育、健康和行为方式等对成年后的经济和社会状况产生间接的长期影响。③Manisha Shah and Bryce Millett Steinberg，“Drought of Opportunities：Contemporaneous and Long-term Impacts of Rainfall Shocks on Human Capital，”Journal of Political Economy，Vol. 125，No. 2，2017，pp.527-561.此外，人力资本理论还指出，健康和教育等人力资本是以累积的方式形成的，个体成年后的人力资本水平在很大程度上取决于童年时期父母对其人力资本的投入，包括资金投入和时间投入。④Eric A. Hanushek，John F. Kain，Jacob M. Markman and Steven G. Rivkin，“Does Peer Ability Affect Student Achievement？”Journal of Applied Econometrics，Vol. 18，No. 5，2003，pp.527-544.

大量的经济学和社会学研究证实了诸如营养不良、自然灾害、疾病、环境污染和社会政策等胎儿和童年时期的事件冲击均会对个体成年后的教育、健康和就业等产生显著影响。①Douglas Almond，Janet Currie and Valentina Duque，“Childhood Circumstances and Adult Outcomes：Act II，”Journal of Economic Literature，Vol. 56，No. 4，2018，pp.1360-1446. 本文就童年经历对个体经济社会状况的长期影响相关文献进行了详细综述。研究发现，胎儿或婴幼儿时期母亲所承受的诸如潜在的飓风危险、失业风险和亲人离世心理压力以及育儿方式和吸烟饮酒行为对子女长大后的认知能力、学习成绩和年龄别体重、死亡率等营养和健康状况均具有显著的长期影响。②Janet Currie and Maya Rossin-Slater，“Weathering the Storm：Hurricanes and Birth Outcomes，”Journal of Health Economics，Vol. 32，No. 3，2013，pp.487-503.③Stephanie von Hinke Kessler Scholder，George L Wehby，Sarah Lewis and Luisa Zuccolo，“Alcohol Exposure in Utero and Child Academic Achievement，”The Economic Journal，Vol. 124，No. 576，2014，pp.634-667.个人工资和就业与童年时期的医疗护理强度和儿童护理补贴的增加以及碘盐的普及呈正相关④Achyuta Adhvaryu，Steven Bednar，Teresa Molina，Quynh Nguyen and Anant Nyshadham，“When It Rains It Pours：The Long-run Economic Impacts of Salt Iodization in the United States，”Review of Economics and Statistics，Vol. 102，No. 2，2020，pp.395-407.⑤Prashant Bharadwaj，Juan Pedro Eberhard and Christopher A Neilson，“Health at Birth，Parental Investments，and Academic Outcomes，”Journal of Labor Economics，Vol. 36，No. 2，2018，pp.349-394.⑥Tarjei Havnes and Magne Mogstad，“No Child Left Behind：Subsidized Child Care and Children’s Long-run Outcomes，”American Economic Journal：Economic Policy，Vol. 3，No. 2，2011，pp.97-129.，但与较高的传染病暴露水平和污染水平显著负相关。⑦Sarah Baird，Joan Hamory Hicks，Michael Kremer and Edward Miguel，“Worms at Work：Long-run Impacts of A Child Health Investment，”The Quarterly Journal of Economics，Vol. 131，No. 4，2016，pp.1637-1680.⑧Adam Isen，Maya Rossin-Slater and W Reed Walker，“Every Breath You Take—Every Dollar You’ll Make：The Longterm Consequences of the Clean Air Act of 1970，”Journal of Political Economy，Vol. 125，No. 3，2017，pp.848-902.童年时期所经历的诸如农产品价格波动、经济危机、食品券补贴计划和转移支付等影响家庭资源的社会政策或冲击，会影响父母对子女的投资决策，进而影响子女在婴儿时期的死亡率和体重、青少年时期的学习成绩和毕业率以及成年后的就业率、社会保障获得、心理健康和慢性病发病率等。⑨Hilary Hoynes，Diane Whitmore Schanzenbach and Douglas Almond，“Long-run Impacts of Childhood Access to the Safety Net，”American Economic Review，Vol. 106，No. 4，2016，pp.903-934.⑩Achyuta Adhvaryu，James Fenske and Anant Nyshadham，“Early Life Circumstance and Adult Mental Health，”Journal of Political Economy，Vol. 127，No. 4，2019，pp.1516-1549.此外，不同胎儿阶段和童年不同时期的经历对个体成年后的影响存在异质性，但尚未取得一致结论。部分研究发现，胎儿和童年早期的冲击影响较大⑪Hannes Schwandt，“The Lasting Legacy of Seasonal Influenza：In-Utero Exposure and Human Capital Development，”Job Market Paper，Princeton University，2014.，也有学者发现长期影响主要源自胎儿和童年中后期的事件或者冲击。⑫Rudi Rocha and Rodrigo R Soares，“Water Scarcity and Birth Outcomes in the Brazilian Semiarid，”Journal of Development Economics，Vol. 112，2015，pp.72-91.

针对中国的研究发现，童年时期经历大饥荒对个体成年后的健康状况影响为负，显著提高了超重和患有老年抑郁症的概率，降低了日常生活能力①Hanxiao Cui，James P Smith and Yaohui Zhao，“Early-life Deprivation and Health Outcomes in Adulthood：Evidence from Childhood Hunger Episodes of Middle-aged and Elderly Chinese，”Journal of Development Economics，Vol. 143，2020，pp.102-417.，但有利于形成自力更生、适应力强和风险偏好的人格特征，提高其创业概率。②Zhiming Cheng，Wei Guo，Mathew Hayward，Russell Smyth and Haining Wang，“Childhood Adversity and the Propensity for Entrepreneurship：A Quasi-experimental Study of the Great Chinese Famine，”Journal of Business Venturing，Vol. 36，No. 1，2021，pp.106061-106017.生命早期健康状况的改善、有利的家庭社会经济地位和早期形成的价值观可以显著促进老年人的生产性活动参与率。③Pei-Chun Ko and Wei-Jun Jean Yeung，“Childhood Conditions and Productive Aging in China，”Social Science and Medicine，Vol. 229，2019，pp.60-69.Haining Wang 等以及Lidan Lyu 和Yu Chen 均发现童年时期父母的外出流动减小了家庭在子女人力资本投资方面的预算约束以及对子女的关爱和监管强度，显著提高了子女的就业率，但对其工资水平的影响显著为负。④Haining Wang，Zhiming Cheng，Ben Zhe Wang and Yuanyuan Chen，“Childhood Left-behind Experience and Labour Market Outcomes in China，”Journal of Business Research，Vol. 132，2021，pp.196-207.⑤Lidan Lyu and Yu Chen，“Parental Migration and Young Migrants’Wages in Urban China：An Exploratory Analysis，”Urban Studies，Vol. 56，No. 10，2019，pp.1968-1987.

童年时期HRS 改革经历对个体的社会养老保险参与可能存在正负两种相反的作用机制。一方面，改革经历可以有效地提高社会养老保险参与率。土地政策和产权改革已被众多发展中国家用于反贫困治理和提升公众长期福利水平。⑥Klaus W Deininger，Land Policies for Growth and Poverty Reduction，World Bank Publications，2003，pp.1-239.大量研究证实这类改革促进了经济增长、劳动力供给和人力资本投资水平。⑦Quy-Toan Do and Lakshmi Iyer，“Land Titling and Rural Transition in Vietnam，”Economic Development and Cultural Change，Vol. 56，No. 3，2008，pp.531-579.⑧Sebastian Galiani and Ernesto Schargrodsky，“Property Rights for the Poor：Effects of Land Titling，”Journal of Public Economics，Vol. 94，No. 9，2010，pp.700-729.同样，现有研究表明，HRS 提高了农业生产率、产出水平以及农村居民的家庭收入，促使农业剩余劳动力进城从事非农业劳动，获取更高的工资收入，并改变其对教育等人力资本投资回报率的认知。⑨孙圣民、陈强：《家庭联产承包责任制与中国农业增长的再考察——来自面板工具变量法的证据》，《经济学》（季刊）2017 年第2 期。⑩Haining Wang，Fei Guo and Zhiming Cheng，“A Distributional Analysis of Wage Discrimination against Migrant Workers in China’s Urban Labour Market，”Urban Studies，Vol. 52，No. 13，2015，pp.2383-2403.伴随着收入的增加和正确认知的形成，父母更倾向于提高对子女营养、健康和教育等方面的投入。⑪Haining Wang and Zhiming Cheng，“Kids Eat Free：School Feeding and Family Spending on Education，”Journal of Economic Behavior and Organization，Vol. 193，2022，pp.196-212.同时，即使不存在信贷约束，作为一种保障机制，家庭土地禀赋的增加能够提高农户抵御风险的能力，从而促进对子女的人力资本投资。⑫李菁、林毅夫、姚洋：《信贷约束、土地和不发达地区农户子女教育投资》，《中国人口科学》2002 年第6 期。此外，HRS 提高了农村地区基础教育和卫生医疗服务水平，①韩克庆：《土地改革、脱贫攻坚抑或社会保障——中国农村减贫的成功经验》，《理论学刊》2021 年第2 期。可以引致更多的家庭人力资本投入。这是因为在教育和健康方面的公共投入和私人投入并不是完全替代关系，而是存在一定程度的互补性。公共投入的增加和由此导致的教育和卫生医疗服务水平的改善可以有效地降低私人投入的成本，提高私人投入的回报率。②Calin Arcalean and Ioana Schiopu，“Public versus Private Investment and Growth in a Hierarchical Education System，”Journal of Economic Dynamics and Control，Vol. 34，No. 4，2010，pp.604-622.针对中国的研究发现政府主导的农村义务教育学生营养改善计划的实施提高了家庭对子女的教育支出水平。③Haining Wang and Zhiming Cheng，“Kids Eat Free：School Feeding and Family Spending on Education，”Journal of Economic Behavior and Organization，Vol. 193，2022，pp.196-212.

童年时期人力资本投入的增加有利于提高个体成年后的健康状况、受教育程度、认知能力和劳动力市场表现④Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，pp.104-492.⑤Haining Wang，Zhiming Cheng，Ben Zhe Wang and Yuanyuan Chen，“Childhood Left-behind Experience and Labour Market Outcomes in China，”Journal of Business Research，Vol. 132，2021，pp.196-207.，这些因素均对养老保险参与率具有显著的促进作用。例如，具有较高受教育程度和认知能力的个体更倾向于关注未来自身养老问题、收集更多相关信息，并且更容易理解社会养老保险政策的目的和制度安排，从而具有相对较高的参保意愿。改革开放后流动人口规模迅速扩大，具有较高人力资本的个体更倾向于流入城市，受雇于企业或事业单位并签订劳动合同，使其能够获得稳定的工资收入和劳动保障。⑥吴卫星、王睿、赵梦露：《劳动合同类型、居民保险覆盖与金融市场参与——基于微观调查数据的实证分析》，《财经问题研究》2022 年第4 期。另外，已有研究发现，个体出生时的HRS 经历可以显著提高其获得城市户口的概率和更高的政治地位，进而能够获得更多的经济社会资源，包括养老资源。⑦Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，pp.104-492.⑧Haining Wang，Fei Guo and Zhiming Cheng，“Discrimination in Migrant Workers’Welfare Entitlements and Benefits in Urban Labour Market：Findings from a Four-city Study in China，”Population，Space and Place，Vol. 21，No. 2，2015，pp.124-139.

另一方面，童年时期HRS 改革经历也可能对个体社会养老保险参与产生负向影响。HRS 提高了农地产权稳定性和农业生产率，降低了教育回报率并提高了教育的机会成本。⑨Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，pp.104-492.在尚未实施九年义务教育法（1986 年开始实施）的情况下，处于让未成年子女继续接受教育还是从事农业生产决策边界的父母，面对农业生产率和收入的提高可能会降低对子女的教育期望，令其辍学而直接从事农业生产。另外，父母也会减少对子女的人力资本投入，包括资金投入和时间投入，相应地增加对农地物质资本的投入和从事农业生产的时间。在这种情况下，HRS 改革会在一定程度上阻碍了未成年子女人力资本的形成，进而影响其成年后的各项经济社会产出。

三、数据与描述性统计

本文所采用的数据来源于中国劳动力动态调查数据（CLDS 2012—2016）。CLDS 是由中山大学社会科学调查中心设计与实施的具有全国代表性的大型追踪调查项目，覆盖了除港、澳、台、西藏、海南的29 个省（自治区、直辖市）。在抽样方法上，CLDS 采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法（Multistage Cluster，Stratified，PPS sampling）。2012 年基线调查完成了对303 个村居10612 户家庭和16253 个劳动力个体的访问；2014 年追踪调查中访问了401 个村居14214 户家庭和23594 个个体；2016 年调查了401 个村居14226 户家庭和21086 个个体。调查收集了劳动力个体、家庭和社区3 个层次的信息，主要包括人口学特征、出生地、出生年份、工作特征、养老和医疗保险的参与状况、家庭特征和村居HRS 改革的年份等。

实证分析中，本文对样本进行了如下筛选。首先，为了减少新中国成立后如三年困难时期、“文化大革命”和上山下乡运动等重要历史事件对个体教育等社会经济指标的长期影响①众多研究表明，1972—1976 年“文化大革命”强度明显减弱，对个体的长期影响十分有限，参见Logan Li，“Political Violence and Household Savings：Evidence from the Long-term Effects of the Cultural Revolution，”The Journal of the Economics of Ageing，Vol. 19，2021，pp.100320。②Zhiming Cheng，Wei Guo，Mathew Hayward，Russell Smyth and Haining Wang，“Childhood Adversity and the Propensity for Entrepreneurship：A Quasi-experimental Study of the Great Chinese Famine，”Journal of Business Venturing，Vol. 36，No. 1，2021，pp.106061-106017.③Xin Meng and Guochang Zhao，“The Long Shadow of A Large Scale Education Interruption：The Intergenerational Effect，”Labour Economics，Vol. 71，2021，p.102008.，本文将样本限制在1970 年及以后出生的个体。其次，由于迁移流动群体在童年时更倾向于受出生地HRS 改革的影响，本文进一步剔除了户口所在地为非本县以及户口所在县和调查的县不一致的个体。最终，本文获得来自213 个村居的8331 个样本，村居HRS 改革的时间为1979—1985 年。所选的样本中3667 个个体（44.02%）在出生前HRS 改革已经完成，2114 个个体（25.38%）在胎儿时期至3 岁之前经历了HRS改革，2018 个个体（24.22%）在3 岁至11 岁之间经历了HRS 改革，532 个个体（6.39%）在12 岁至18岁之间经历了HRS 改革。

受访者童年时期HRS 改革经历=出生年份- 所在村居HRS 改革年份+1④计算中增加一年是因为我们将受访者在胎儿时期的改革经历也算作一年。，对于在出生前HRS改革已经完成的个体，本文将其改革经历统一计为19 年。统计显示，受访者在童年时期的HRS 改革经历平均为14.72 年。这一指标的创建主要依据村居问卷中受访者对HRS 改革时间的追溯，但受访者可能受自身记忆力或其他因素的影响对改革时间瞒报或误报，从而导致该指标存在度量误差。为了检验这一追溯数据的可信度，本文参考以往研究⑤Haining Wang，Zhiming Cheng，Ben Zhe Wang and Yuanyuan Chen，“Childhood Left-behind Experience and Labour Market Outcomes in China，”Journal of Business Research，Vol. 132，2021，pp.196-207.，将基于CLDS 数据计算的分年度HRS 采用率与历史数据进行对比。图1 显示，基于CLDS 数据的HRS 采用率与历年全国统计数据基本上重合。这表明，根据追溯数据计算的受访者童年HRS 经历具有很高的可靠性，不太可能受度量误差的影响。

图1 历年HRS 采用率

对于受访者的社会养老保险参与情况，调查收集了五种类型的养老保险：企业职工基本养老保险、企业补充养老保险、城镇居民社会养老保险、新型农村社会养老保险和城乡居民基本养老保险。根据上述信息，本文创建了社会养老保险参与的二分类变量：若受访者参与了上述任何一种保险类型取值为1，否则为0。统计显示，2012—2016 年期间受访者的社会养老保险参与率与根据中国家庭追踪调查数据计算的同一时期农村地区相同年龄段群体的社会保险参与率基本上一致。

四、模型

本文利用以下模型来考察童年HRS 改革经历对个体成年后社会养老保险参与率的影响：

其中，下标i 表示受访者个体，t 为调查的年份。Yit为个体i 在t 年的社会养老保险参与状况；HRSi为个体i 在18 岁之前经历的HRS 改革年限的对数，是本文关注的主要变量。Xit为控制变量，包括个体特征、工作特征和家庭特征。控制变量的定义和描述性统计见表1。此外，回归中还加入了个体出生队列趋势（Cohorti），以此来控制不同出生队列间随时间变化的不可观测因素对社会养老保险参与的线性共同冲击。由于养老和医疗等社会保障主要依靠市一级地方财政收入，城市之间的制度安排和保障水平存在一定程度的差异，因此本文在回归中控制了城市固定效应（Cityi）。Yeart为年份固定效应，εit为误差项。β 为本文所关注的童年HRS 改革经历对社会养老保险参与率的长期影响。

表1 控制变量定义和描述性统计

因为个体童年时期HRS 改革经历不随时间变化，本文首先采用最小二乘法（OLS）和随机效应模型（RE）对式（1）进行估计。但是受内生性问题的影响，这两种方法的估计结果可能是有偏的。具体来看，内生性可能源于以下三个方面：一是HRS 改革的非随机性。如前所述，HRS 改革是渐进式的，最初选择在贫穷的边远山区进行试点，并且改革受地区初始资源禀赋（如灌溉条件、机械和畜力）、当地政府的自发性程度、城乡人口比重和大饥荒严重程度等因素的影响。①Ying Bai and James Kai-sing Kung，“The Shaping of an Institutional Choice：Weather Shocks，the Great Leap Famine，and Agricultural Decollectivization in China，”Explorations in Economic History，Vol. 4，2014，pp.1-26.二是个体、家庭和村居层面的不可观测因素导致的变量缺失问题。例如，个体的认知能力和风险偏好程度等不可观测因素可能决定其社会养老保险参与情况，忽略这些因素将导致对HRS 改革经历长期影响的高估或低估。三是童年HRS 改革经历的度量误差。本文在第三部分通过与历史数据进行对比已经证实了问卷中村居HRS 改革时间的可靠性。在随后的稳健性检验中，将进一步借鉴Haining Wang 等的方法，随机剔除一定数量的村居后重新估计HRS 改革经历的长期影响，并重复该过程一定次数后观察估计系数的分布，从而判断变量度量误差对估计结果的影响。②Haining Wang，Zhiming Cheng，Ben Zhe Wang and Yuanyuan Chen，“Childhood Left-behind Experience and Labour Market Outcomes in China，”Journal of Business Research，Vol. 132，2021，pp.196-207.

对于前两种内生性问题，本文采用随机效应工具变量法（RE-IV）加以解决。参考孙圣民和陈强的方法，选取气象灾害强度作为童年时期HRS 改革经历的工具变量，并用灾害天气造成的农作物受灾面积占耕地面积的比重来反映其强度。①孙圣民、陈强：《家庭联产承包责任制与中国农业增长的再考察——来自面板工具变量法的证据》，《经济学》（季刊）2017 年第2 期。其原理是已有研究表明灾害天气所造成的农作物受灾面积所占比重越高，生产队进行HRS 改革的概率就越大，进而其社员经历改革的时间就越长。②Ying Bai and James Kai-sing Kung，“The Shaping of an Institutional Choice：Weather Shocks，the Great Leap Famine，and Agricultural Decollectivization in China，”Explorations in Economic History，Vol. 4，2014，pp.1-26.《中国灾情报告（1949—1995）》统计了1978—1985 年各省旱灾、水灾、风雹、霜冻和其他灾害天气所造成的农作物受灾面积。实证分析中，本文根据这一统计数据计算了样本中每个村居HRS 改革当年所在省份的农作物受灾面积占耕地面积的比重。

五、计量结果分析

（一）童年时期HRS 改革经历与社会养老保险参与率

首先，本文考察童年HRS 改革经历对社会养老保险参与率的长期影响。表2 报告了OLS、RE 和RE-IV 的回归结果。OLS 的结果显示童年时期HRS 改革经历对个体成年后社会养老保险的参与率具有显著正向影响。这一结果与以往研究发现的出生时经历HRS 改革对个体的教育、健康和劳动力市场表现具有明显的长期促进作用相一致。③Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，p.104492.改革经历每增加10%（1.47 年）可提高社会养老保险参与率1.02 个百分点，整个童年时期均经历HRS 改革（19 年）可提高个体养老保险参与率29.44 个百分点。

表2 童年HRS 改革经历与社会养老保险参与率

RE 的回归系数与OLS 基本一致，但远小于RE-IV 的估计结果。RE-IV 结果显示，改革经历每增加10%，可提高社会养老保险参与率2.80 个百分点，是OLS 和RE 估计结果的2.8 倍。这表明忽略内生性问题将导致HRS 改革经历的长期影响被低估。以往针对童年经历长期影响的研究中，利用天气冲击作为工具变量也发现IV 估计结果要显著高于OLS 估计结果，二者的比例在8.7 至14.3 之间。①Xin Meng and Chikako Yamauchi，“Children of Migrants：The Cumulative Impact of Parental Migration on Children’s Education and Health Outcomes in China，”Demography，Vol. 54，No. 5，2017，pp.1677-1714.第一阶段的估计结果显示，气象灾害强度的增加可以显著提高个体在童年时期经历HRS 改革的年限，并且Kleibergen-Paap Wald F 统计结果显示不存在弱工具变量问题，表明本文所选取的工具变量是合理的。总体来看，上述研究结果意味着，包括20 世纪80 年代的HRS 改革、2014 年开始实施的“三权分置”改革以及未来农地产权制度的进一步探索创新等一系列农村土地产权制度改革可以有效地提高居民社会养老保险参与率，有助于解决农村养老问题，对实现乡村振兴和共同富裕具有较强的促进作用。

根据RE-IV 的估计结果，童年HRS 改革经历每增加一个标准偏差（40.82%）可提高社会养老保险参与率0.23 个标准偏差。这一影响强度与部分研究测算得出的早期经历对个体未来社会经济状况的影响强度基本一致。例如，个体出生时所在省份HRS 采用率增加一个标准偏差将提高其初中毕业率0.18 个标准偏差，自评健康0.20 个标准偏差、月工资收入0.15 个标准偏差和职业声望0.22 个标准偏差。②Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，p.104492.母亲怀孕期间饮酒的概率提高10%，将使子女16 岁时的学习成绩降低0.05 个标准偏差③Stephanie von Hinke Kessler Scholder，George L Wehby，Sarah Lewis and Luisa Zuccolo，“Alcohol Exposure in Utero and Child Academic Achievement，”The Economic Journal，Vol. 124，No. 576，2014，pp.634-667.；童年时具有留守经历的概率增加10%，导致年收入下降0.06 个标准偏差。④Haining Wang，Zhiming Cheng，Ben Zhe Wang and Yuanyuan Chen，“Childhood Left-behind Experience and Labour Market Outcomes in China，”Journal of Business Research，Vol. 132，2021，pp.196-207.

（二）影响机制分析

接下来，本文进一步分析童年HRS 改革经历对个体社会养老保险参与的影响机制。以往研究表明，人力资本水平、认知能力、支付能力和户籍等制度因素是影响个体养老保险参保决策的重要因素。⑤杨发萍、林晓兰：《家庭迁移对城际流动人口养老保险参与的影响研究——基于2016 年全国流动人口动态监测数据的实证分析》，《西北人口》2019 年第4 期。为此，本文检验了HRS 改革经历对上述因素的影响。表3 中模型（1）-（3）的回归结果显示，改革经历可以显著提升个体的受教育程度，尤其是获得初中及以上受教育程度的概率，以及获得专业技术资格证书的概率。这表明HRS 改革对个体教育和教育之外的人力资本形成均具有较强的促进作用，进而提升了社会养老保险参与率。这与以往研究发现HRS 改革和农村义务教育学生营养改善计划提高了家庭在子女教育方面的资金投入和子女的受教育年限相一致。⑥Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，p.104492.⑦Haining Wang and Zhiming Cheng，“Kids Eat Free：School Feeding and Family Spending on Education，”Journal of Economic Behavior and Organization，Vol. 193，2022，pp.196-212.但Xu 认为改革降低了教育回报率，与此同时提高了受教育的机会成本，使得父母减少了对处于入学年龄子女的教育投入并降低了其受教育程度。①Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，p.104492.其原因可能是Xu 的这一结论仅适用于6 岁入学年龄群体，且在实证分析中未考虑内生性问题对回归结果造成的有偏估计。

表3 影响机制检验（RE-IV 模型）

人力资本水平的提升有助于提高个体的劳动力市场表现。表3 中模型（4）-（6）表明童年时期经历的HRS 改革年限越长，从事有收入的工作概率越大，越倾向于获得较高的年均总收入以及与雇主签订书面劳动合同。这与以往研究发现的出生时的HRS 改革经历对个体的月工资收入和职业声望具有显著正向影响研究结论相一致。②Huayu Xu，“The Long-term Health and Economic Consequences of Improved Property Rights，”Journal of Public Economics，Vol. 201，2021，p.104492.工作概率的上升和年均收入的增加可以提高个体社会养老保险的支付能力，进而提高其参与意愿。而正式劳动合同的签订可以保障劳动者的合法权益，有效地提高其工资水平和包括养老保险在内的社会保险参与率。③吴卫星、王睿、赵梦露：《劳动合同类型、居民保险覆盖与金融市场参与——基于微观调查数据的实证分析》，《财经问题研究》2022 年第4 期。

模型（7）的结果显示，童年HRS 改革经历有助于提高个体成年后的自评健康状况。已有研究发现，健康状况的改善可以提高个体的劳动参与率，尤其是针对女性和老年群体而言。④Lixin Cai and Guyonne Kalb，“Health Status and Labour Force Participation：Evidence from Australia，”Health Economics，Vol. 15，No. 3，2006，pp.241-261.并且，健康水平较高的个体预期寿命较长，可以从社会养老保险参与中获得更多的收益，从而提高其参与意愿。模型（8）的结果表明，HRS 改革经历显著提高了个体成为共产党员的概率。具有较高政治地位的个体能够了解和联系到更多的养老资源，并且对社会养老保险的目的和制度设计等相关信息更加了解，这些均可以在一定程度上提高养老保险的参与率。⑤Haining Wang，Fei Guo and Zhiming Cheng，“Discrimination in Migrant Workers’Welfare Entitlements and Benefits in Urban Labour Market：Findings from a Four-city Study in China，”Population，Space and Place，Vol. 21，No. 2，2015，pp.124-139.但是，受数据的限制，本文目前无法检验人格特征和风险偏好等因素是否在童年HRS 改革经历与社会养老保险参与之间起中介作用。

（三）异质性分析

这里，我们考察童年HRS 改革经历对不同群体社会养老保险参与长期影响的异质性，为此，选取了三个维度：性别、父母的受教育程度和家庭收入水平。表4 结果显示，HRS 改革经历对男性的社会养老保险参与率具有显著正向影响，但对女性的影响不显著。其原因可能与中国传统的重男轻女和养儿防老观念有关，尤其是在社会保障水平相对较低的农村地区。受此类价值观的影响，在家庭资源禀赋相对较低的情况下，父母更倾向于将HRS 改革所增加的家庭收入用于男孩的人力资本投资，进而对其成年后的经济社会产出具有较大的影响。以往研究也发现，农村义务教育学生营养改善计划提高了对男孩的教育支出水平，但对女孩的教育投入影响不显著。①Haining Wang and Zhiming Cheng，“Kids Eat Free：School Feeding and Family Spending on Education，”Journal of Economic Behavior and Organization，Vol. 193，2022，pp.196-212.但是，HRS 改革经历对不同性别群体的影响在时间上可能呈现出收敛的趋势，其原因是越来越多的父母在教育投入方面持有性别角色平等的观念。②Emily Hannum，Peggy Kong and Yuping Zhang，“Family Sources of Educational Gender Inequality in Rural China：A Critical Assessment，”International Journal of Educational Development，Vol. 29，No. 5，2009，pp.474-486.与此同时，近年来女性的教育回报率和收入水平的上升提高了女性的家庭地位，使其可以掌握更多的家庭资源。已有研究表明，母亲在掌握更多家庭资源的情况下更倾向于投资子女的教育和健康，尤其是增加对女孩的投入。③Haining Wang and Zhiming Cheng，“Mama Loves You：The Gender Wage Gap and Expenditure on Children's Education in China，”Journal of Economic Behavior and Organization，Vol. 188，2021，pp.1015-1034.

表4 异质性检验（RE-IV 模型）

此外，童年HRS 改革经历对父母受教育程度较低的群体和中等家庭收入群体具有显著的正向促进作用，而对家庭经济社会地位较高群体的影响不显著。由于父母的受教育程度和家庭收入水平高度相关，因此这两个回归结果具有一致性。导致这一结果的原因可能是：一方面，经济社会地位较低的家庭能够获得更多的改革红利，对缓解其在子女人力资本投资方面的预算约束作用较大④公茂刚、王如梦：《农地产权制度改革对农村人力资本积累影响研究——基于面板数据CMP 方法的实证分析》，《商业研究》2021 年第2 期。；另一方面，经济社会地位较高的家庭对子女的人力资本投资在改革之前已经处于相对较高的水平，提升的空间有限。这是由于受教育程度较高的父母更倾向于高估子女教育投资的回报率，并认为童年早期投资的回报率要高于后期投入。①Pietro Biroli，Teodora Boneva，Akash Raja and Christopher Rauh，“Parental Beliefs about Returns to Child Health Investments，”Journal of Econometrics，Vol. 231，No.1，2020，pp.33-57.上述研究结论暗示了农地产权改革可以有效地改变农村居民在人力资本投资、收入和养老等方面的不平等，有助于实现共同富裕。

（四）稳健性检验

本文采用多种检验方法来验证上述结果的稳健性。第一，将表2 中童年时期经历HRS 改革年限的对数替换为绝对值，重新估计改革经历对社会养老保险参与率的影响。表5 中三种估计方法的回归结果均显示18 岁之前经历HRS 改革年限的绝对值对成年后社会养老保险的参与率具有显著正向影响，影响强度与表2 的估计结果十分接近，即HRS 改革经历每增加一年可提高社会养老保险参与率0.93～2.32 个百分点。

表5 稳健性检验——童年时期经历HRS 改革年限的绝对值

第二，控制更加灵活的出生队列趋势。表2 中本文控制了样本整体的出生队列趋势，以此来控制出生队列间不可观测因素对社会养老保险参与的线性共同冲击。但不可观测因素的影响可能是非线性的，且在城市间存在一定的差异。对此，本文进一步控制了更加灵活的出生队列趋势。表6 模型（1）中控制了出生队列趋势的平方项，模型（2）-（3）中进一步控制了分城市出生队列趋势及其平方项，模型（4）中将线性出生队列趋势替换为一组出生年份虚拟变量，假设不同年份出生的群体之间不可观测因素的影响是非线性的，这一模型设定相比于线性出生队列趋势更加灵活。所有模型设定的估计结果均显示童年HRS 改革经历与成年后社会养老保险参与率之间的关系显著为正。随着对出生队列间不可观测因素影响方式假设条件的放松，HRS 的系数逐渐增大，表明不可观测因素导致了对HRS 改革经历长期影响程度的低估，表2 中的估计结果为影响强度的下限。

表6 稳健性检验——控制更加灵活的出生队列趋势（RE-IV 模型）

第三，为了进一步考察不同出生队列之间的差异，如出生规模以及与出生队列相关的不可观测因素对回归结果的影响，本文缩小了样本出生年份的范围，将样本限制在HRS 改革前后3 年（1976—1988）和5 年（1974—1990）之内出生的群体。出生年份越接近的群体的异质性越小，因此不可观测因素对回归结果的影响就越小。表7 中两个子样本的回归结果均显示，童年HRS 改革经历对社会养老保险的参与具有显著的正向促进作用，而且越是接近改革期间出生的群体受改革的影响越大，其原因可以被解释为政策的局部平均处理效应（local average treatment effect）。①Xin Meng and Guochang Zhao，“The Long Shadow of a Large Scale Education Interruption：The Intergenerational Effect，”Labour Economics，Vol. 71，2021，p.102008.

表7 稳健性检验——缩减样本（RE-IV 模型）

第四，控制滞后的社会养老保险参与状况。表8 中，在式（1）的基础上本文进一步控制了受访者上一期的社会养老保险参与状况，以此来考察不可观测因素对估计结果的影响。滞后的被解释变量可以被视为不可观测因素的理想代理变量，并且加入滞后项可以考察社会养老保险参与的动态变化过程。①Usha Nair-Reichert and Diana Weinhold，“Causality Tests for Cross-country Panels：A New Look at FDI and Economic Growth in Developing Countries，”Oxford Bulletin of Economics and Statistics，Vol.63，No.2，2001，pp.153-171.表8 中三种回归方法的结果均显示，加入滞后的社会养老保险参与率后仅提高了HRS 改革经历的影响强度，并没有改变其显著性水平。这一结果再次证实了不可观测因素会造成对HRS 系数的低估。

表8 稳健性检验——控制滞后社会养老保险参与状况

第五，检验改革前经济社会发展状况对估计结果的混淆。如前所述，众多针对中国的研究表明早期经历和经济社会发展水平会对个体成长和发展具有长期影响。②Hanxiao Cui，James P Smith and Yaohui Zhao，“Early-life Deprivation and Health Outcomes in Adulthood：Evidence from Childhood Hunger Episodes of Middle-aged and Elderly Chinese，”Journal of Development Economics，Vol.143，2020，p.102417.③Pei-Chun Ko and Wei-Jun Jean Yeung，“Childhood Conditions and Productive Aging in China，”Social Science and Medicine，Vol.229，2019，pp.60-69.④Haining Wang，Zhiming Cheng，Ben Zhe Wang and Yuanyuan Chen，“Childhood Left-behind Experience and Labour Market Outcomes in China，”Journal of Business Research，Vol.132，2021，pp.196-207.因此，有一种可能是HRS 改革之前的经济社会发展状况是影响个体成年后社会养老保险参与决策的真实因素，而表2 中估计出来的HRS 改革经历的影响是对这些因素的混淆。为了检验这种可能性是否存在，本文借鉴已有研究方法，在式（1）的基础上控制了HRS 改革经历与各村居所在省份HRS 改革之前一系列经济社会发展指标的交互项。⑤Logan Li，“Political Violence and Household Savings：Evidence from the Long-term Effects of the Cultural Revolution，”The Journal of the Economics of Ageing，Vol.19，2021，p.100320.这些经济社会发展指标包括人均GDP、灌溉面积比重和城市人口比重在1975 年至1977 年之间的平均值以及20 世纪60 年代的大饥荒程度。⑥人均GDP、灌溉面积比重和城市人口比重的数据来源于《新中国60 年统计资料汇编》；60 年代大饥荒程度为各省1960 年大饥荒时期和1956-1958 年大饥荒之前人口死亡率的差值，数据来源于Zhiming Cheng，Wei Guo，Mathew Hayward，Russell Smyth and Haining Wang，“Childhood Adversity and the Propensity for Entrepreneurship：A Quasiexperimental Study of the Great Chinese Famine，”Journal of Business Venturing，Vol.36，No.1，2021，pp.106061-106017。表9 回归结果显示，交互项的估计系数均不显著，且加入交互项后HRS 改革经历的影响强度和显著性基本上保持不变，表明表2 中HRS 改革经历对社会养老保险参与的长期影响是真实存在的，并不是对改革前经济社会发展相关因素的混淆。

表9 稳健性检验——控制潜在混淆因素（RE 模型）

第六，本文采用以下方法进一步检验童年HRS 改革经历的度量误差对估计结果的影响。为保证足够的样本量，本文从选取的村居中随机剔除2 个村居，然后重新估计HRS 改革经历对社会养老保险参与率的影响，重复这一过程2000 次。若总样本中绝大部分村居问卷受访者能够准确回忆起HRS改革的时间，那么基于缩减样本的HRS 改革经历估计系数的平均值应该与表2 中的估计值不存在显著差异。该方法还可以考察HRS 改革经历的长期影响是否由来自一小部分村居的样本驱动的，研究结果不具有代表性。图2 显示基于子样本的HRS 改革经历估计值集中分布在总样本估计值左右，最大值和最小值均与总样本估计值具有相同的符号，且t 值均大于1.65。这一结果表明，即使总样本中部分村居的改革时间存在瞒报或误报，由此产生的HRS 改革经历度量误差对估计结果的影响十分有限，主要结果仍具有稳健性。

图2 基于子样本的童年HRS 改革经历影响估计值和t 值分布状况

第七，本文用另一个全国范围调查数据——中国家庭追踪调查数据（CFPS 2010—2018）——来验证结果的稳健性。CFPS 是由北京大学中国社会科学调查中心实施的具有全国性、综合性的社会追踪调查项目。调查覆盖25 个省（自治区、直辖市），采用内隐分层（implicit stratification）方法抽取的多阶段等概率样本（multi-stage probability sample），收集了个体、家庭、社区三个层次的信息。2010 年基期调查中收集了村居HRS 改革的年份，2010—2018 年均收集了受访者参加社会养老保险的状况。本文采用相同的方法创建了社会养老保险参与率、童年HRS 改革经历和气象灾害强度等关键变量，并将样本限制在了出生年份在1970 年及以后、户口所在地为本县且户口所在省份和调查省份相一致的个体。表10 中的回归结果表明，童年HRS 改革经历的增加可以显著提高成年后社会养老保险的参与率，与本文的主要回归结果相一致。

表10 稳健性检验——CFPS 数据

六、结论

本文考察了童年时期HRS 改革经历对个体成年后社会养老保险参与的长期影响、异质性以及影响机制。在实证分析中，本文利用多种模型和检验方法解决了制度变迁的非随机性、不可观测因素以及基于追溯数据的变量度量误差等内生性问题导致的有偏估计。研究发现，个体在18 岁之前经历HRS 改革年限的增加可以显著提高其成年后社会养老保险的参与率。各类稳健性检验证实了估计结果具有稳健性。这一长期影响主要是通过提高个体的人力资本水平、健康状况、劳动力市场表现以及养老资源和信息的获得等渠道来实现的。受传统的重男轻女和养儿防老观念的影响，HRS 改革经历仅对男性的社会养老保险参与具有显著的促进作用，对女性的影响不显著。但是，随着性别角色平等价值观的普及，以及女性教育回报率和家庭地位的上升，这种影响的性别差异可能呈现出收敛的趋势。此外，HRS 改革经历仅对家庭经济社会地位较低群体的社会养老保险参与影响显著，暗示了农地产权改革可以有效地缩小农村居民在人力资本投资、收入和养老等方面的不平等。

本文的研究结论具有较强的政策含义。研究结果表明，农村土地产权制度改革可以有效地提高居民人力资本水平、健康状况和收入水平，有助于化解农村所面临的老龄化危机和养老难题，对实现乡村振兴和共同富裕具有较强的促进作用。因此，未来应继续探索和创新农村土地产权改革政策。回顾40 多年来从HRS 到“三权分置”改革我国农地产权制度变迁的历程可以看出，产权的分解和细化是我国农地产权制度变迁的重要演变方向。在人口严重老龄化和农村社会日趋萎缩的现实条件下，农村耕地规模增加，需要鼓励和引导土地从分散经营向家庭农场、农业企业、农民合作社等规模化经营方式转变。这就要求国家进一步完善农村土地产权制度，实现土地顺畅流转，如赋予农村居民对土地的永久使用权，拥有出租、抵押、有偿退出、继承等自由的完整转让权。①谢冬水：《经济社会转型与农村土地产权变迁：中国的经验证据》，《华中科技大学学报》（社会科学版）2020 年第4 期。此外，国家还可以完善农村宅基地产权制度，建立统一的城乡宅基地流转市场，促进农村宅基地自由流动。从长远来看，更深层次的农村土地制度改革可以提高农村居民的收入水平和人力资本水平，解决老龄化危机下的养老难题，进而促进农村经济社会的全面发展。