新農(nóng)保是否促進(jìn)了農(nóng)地流轉(zhuǎn)？

李茜茹+劉華

摘要：理論分析了新農(nóng)保對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的作用機(jī)制，采用了CHARLS 2013年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建Probit和Tobit模型，實(shí)證分析了新農(nóng)保及不同參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為的影響。結(jié)果表明，從農(nóng)地轉(zhuǎn)出來看，參加新農(nóng)保能夠顯著促進(jìn)土地的轉(zhuǎn)出，增加土地的轉(zhuǎn)出面積；參保年限越長，對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的促進(jìn)作用越明顯；從農(nóng)地轉(zhuǎn)入來看，參加新農(nóng)保以及不同參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)入均有積極的正向影響；參加新農(nóng)保顯著提高了農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的積極性，提高了土地轉(zhuǎn)入水平；家庭參保人數(shù)越多，參保年限越長，新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)作用越強(qiáng)。在此基礎(chǔ)上，提出了為更好發(fā)揮新農(nóng)保對農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進(jìn)作用的相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：新農(nóng)保；農(nóng)地轉(zhuǎn)出；農(nóng)地轉(zhuǎn)入

中圖分類號： F321.1文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2017）10-0268-05

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是指農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)，其含義為擁有土地承包經(jīng)營權(quán)的農(nóng)戶將土地經(jīng)營權(quán)（使用權(quán)）轉(zhuǎn)讓給其他農(nóng)戶或經(jīng)濟(jì)組織，即保留承包權(quán)，轉(zhuǎn)讓使用權(quán)。大量經(jīng)驗(yàn)表明，農(nóng)地流轉(zhuǎn)是解決當(dāng)前我國農(nóng)村土地細(xì)碎化及農(nóng)業(yè)土地利用效率低下等問題的有效途徑，對于優(yōu)化土地資源配置、提高土地利用效率、促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化有重要的意義。為了推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)，中央先后通過了一系列農(nóng)地政策，2015年中央一號文件更是提出要創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)和規(guī)模經(jīng)營方式，引導(dǎo)土地經(jīng)營權(quán)規(guī)范有序流轉(zhuǎn)，積極發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營。農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為促進(jìn)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營的一種有效手段再次被提升到政治高度。截至2014年年底，全國家庭承包耕地流轉(zhuǎn)面積 2 687萬hm2，比2013年年底增長18.3%；流轉(zhuǎn)面積占家庭承包經(jīng)營耕地面積的30.4%，比2013年提高4.7%。盡管我國土地流轉(zhuǎn)水平已有所提高，但仍處于初級階段，部分地區(qū)的農(nóng)村土地依然存在著拋荒、撂荒現(xiàn)象，土地經(jīng)營不善導(dǎo)致大量土地被閑置的狀況也時有發(fā)生。

很多學(xué)者研究表明，落后的社會保障體系已成為影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為發(fā)生的重要因素。農(nóng)地所承擔(dān)的社會保障功能已遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其生產(chǎn)功能，土地的固定性和保值增值性成為農(nóng)民最好的風(fēng)險(xiǎn)保障[1]，因此農(nóng)地社會保障功能的大小直接影響農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)。而正是因?yàn)楫?dāng)前農(nóng)村社會保障制度的相對不健全，不足以替代土地在農(nóng)民養(yǎng)老、基本生活等方面的功能，導(dǎo)致農(nóng)民參與土地流轉(zhuǎn)的積極性受到抑制[2]。所以，如果存在可以替代土地養(yǎng)老保障功能的機(jī)制，農(nóng)民對土地的依賴性將大大減弱，土地流轉(zhuǎn)也會更順利地推進(jìn)。

我國自2009年開始，在全國啟動“新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)”（以下簡稱“新農(nóng)保”）試點(diǎn)工作，此后“新農(nóng)?！痹圏c(diǎn)工作在全國迅速鋪開。新農(nóng)保政策的實(shí)施是我國農(nóng)村社會保障制度推進(jìn)中的重大舉措，那么，這一農(nóng)村社會養(yǎng)老保障政策的推行，是否能在一定程度上替代土地的保障作用，從而更好地推動農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)？新農(nóng)保不同的參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入的影響又有何不同？這是本研究要關(guān)注的問題。

目前僅有少量文獻(xiàn)涉及到新農(nóng)保對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響的研究，且多從“農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿”的角度來考察[3-5]，少部分學(xué)者從“農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)行為”來進(jìn)行研究；新農(nóng)保變量的衡量上，大多數(shù)學(xué)者僅考察了“是否參?！边@一變量[6-8]，缺乏對不同參保特征的深入研究。且相關(guān)文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)多來源于對地方的實(shí)地調(diào)研，樣本缺乏代表性。為此，本研究使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）的數(shù)據(jù)，針對新農(nóng)保的不同參保特征，將農(nóng)村土地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入加以區(qū)分，進(jìn)一步探討新農(nóng)保對農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響。

1文獻(xiàn)回顧與作用機(jī)制分析

目前新農(nóng)保對土地流轉(zhuǎn)影響相關(guān)文獻(xiàn)中，絕大部分表明，以新農(nóng)保為代表的農(nóng)村社會保障對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有促進(jìn)作用。以新農(nóng)保為代表的農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代程度越高，農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿越高[8]；家庭保障水平越高的農(nóng)戶轉(zhuǎn)出其土地的可能性越大、轉(zhuǎn)出地面積也越多[9]；在影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的眾多因素中，保障水平對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)有顯著影響，且影響為正向[10]。

也有少部分文獻(xiàn)顯示，農(nóng)村社會保障對農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的促進(jìn)作用并不明顯，甚至可能有抑制作用。新農(nóng)保的實(shí)施雖然能對土地流轉(zhuǎn)起到一定的促進(jìn)作用，但是由于當(dāng)前繳費(fèi)領(lǐng)取水平和政府補(bǔ)貼率都較低，促進(jìn)作用并不十分明顯[11]；土地社會保障功能的替代，并不能夠強(qiáng)化農(nóng)戶的土地承包經(jīng)營權(quán)退出意愿，甚至農(nóng)戶家庭成員參與養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅不能提升其土地經(jīng)營權(quán)與承包權(quán)退出的意愿，反而存在一定的抑制作用[5]。

已有文獻(xiàn)多集中于研究新農(nóng)保對土地流轉(zhuǎn)意愿的影響，對實(shí)際的土地流轉(zhuǎn)行為研究較少。且大多使用的是地區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù)，樣本代表性不強(qiáng)。已有研究僅圍繞參加新農(nóng)保本身，而不同的參保特征會對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生怎樣不同的影響還未有文獻(xiàn)涉及。在此基礎(chǔ)上，本研究將采用相對更新更全面的全國性數(shù)據(jù)，將土地轉(zhuǎn)出和土地轉(zhuǎn)入加以區(qū)分，在考察新農(nóng)保的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析不同參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入的影響。

農(nóng)戶作為農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的主體，他們的行為會對農(nóng)地承包經(jīng)營權(quán)市場產(chǎn)生極其重要的影響。以美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家西奧多·W·舒爾茨為代表的“理性小農(nóng)學(xué)說”認(rèn)為，小農(nóng)的經(jīng)營目標(biāo)是追求最大利潤，農(nóng)戶面臨N個可供選擇的方案時，他會選擇那個能給他或家庭帶來利潤最大化的方案，并在一定條件下采取一切可能的行為追求其最大化目標(biāo)，是“理性的小農(nóng)”。

舒爾茨的農(nóng)戶理性假說理論為本研究分析農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為提供了一個思路?，F(xiàn)假設(shè)1個農(nóng)戶所擁有的勞動時間稟賦為T，土地稟賦為L，農(nóng)戶的時間稟賦將在農(nóng)業(yè)勞動時間（Tf）、非農(nóng)業(yè)時間（Tn）和閑暇（E）之間進(jìn)行分配。農(nóng)業(yè)收入用A·F（Tf，Lf）表示，非農(nóng)收入用G（Tn）表示，其中，A是每個農(nóng)戶擁有的農(nóng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)參數(shù)，Lf是農(nóng)戶耕種土地的實(shí)際面積（Lf=L+Ld-Ls，L為農(nóng)戶原有的承包地，Ld為租入的土地，Ls為租出的土地），F(xiàn)是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)[12]。R為土地租金收入（出租土地時R≥0，租入土地時R≤0），E（P）為農(nóng)戶的養(yǎng)老保障收入，V為其他轉(zhuǎn)移支付。農(nóng)戶在土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)過程中的行為是理性的，即農(nóng)戶參與土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的行為受經(jīng)濟(jì)利益的驅(qū)動，是為了追求利潤最大化。

由此可見，農(nóng)戶租入和租出土地的行為受到農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)A，非農(nóng)收入G（Tn），土地租金R，養(yǎng)老保障收入E（P），其他轉(zhuǎn)移性收入V的影響。農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)取決于戶主的年齡、受教育程度等；婚姻狀況、健康水平會影響農(nóng)民從事非農(nóng)就業(yè)的決策，進(jìn)而對土地流轉(zhuǎn)的決策產(chǎn)生影響。其中，養(yǎng)老保障收入E（P）是本研究所關(guān)注的重點(diǎn)，從式（7）、式（8）可以看出，以新農(nóng)保為代表的養(yǎng)老保障收入也是影響農(nóng)戶租入租出土地的重要因素。新農(nóng)保對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入有何不同影響將通過實(shí)證模型進(jìn)一步檢驗(yàn)。

2模型設(shè)定與變量選取

2.1模型設(shè)定

本研究將考察農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的2個方面，即土地轉(zhuǎn)出和土地轉(zhuǎn)入。因?yàn)樗疾斓囊蜃兞俊笆欠窳鬓D(zhuǎn)土地”是一個二元變量，所以先采用Probit模型來考察農(nóng)戶是否流轉(zhuǎn)土地，若發(fā)生土地流轉(zhuǎn)定義y=1，若沒有發(fā)生土地流轉(zhuǎn)定義 y=0，其模型形式如下：

[JZ（]y*=α0+α1x+α2S+εi；y=1[y*>0]。[JZ）][JY]（9）

接下來考察農(nóng)地流轉(zhuǎn)的具體面積，采用Tobit模型進(jìn)行分析，形式如下：

[JZ（]y*=β0+β1x+β2S+εi；εi|N（0，σ2）。y=[JB（{]y*，如果y*>00，如果y*≤0[JB）]。[JZ）][JY]（10）

2.2變量選取

式（9）中的被解釋變量分別為土地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入決策，農(nóng)戶選擇轉(zhuǎn)出、轉(zhuǎn)入土地取值為1，否則取值為0。本研究所指的土地流轉(zhuǎn)是指以出租為主的土地，即過去一年是否將土地出租給了其他人或者從他人手中租入土地。式（10）中的被解釋變量為農(nóng)戶轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入土地的面積，在問卷中有直接的問題相對應(yīng)。

2個模型中的變量x主要考察的是解釋變量，反映農(nóng)戶參加新農(nóng)保的情況，該變量區(qū)分的是一家農(nóng)戶是否參加了新農(nóng)保，它是一個虛擬變量：至少有1人參加了新農(nóng)保時，其取值為1，無人參加新農(nóng)保時，其取值為0。為了考察不同參保特征對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響程度的差異，后面還會對家庭中的參保人數(shù)、參保年限、繳費(fèi)水平進(jìn)行回歸分析。參保人數(shù)越多，農(nóng)戶受到的新農(nóng)保養(yǎng)老保障效應(yīng)相應(yīng)會更大，所以會更加愿意流轉(zhuǎn)土地[13]。參保年限由問卷中受訪者的“參保年份”和受訪時間計(jì)算得出。繳費(fèi)水平由問卷中受訪者的“每年繳費(fèi)額”計(jì)算得出，根據(jù)新農(nóng)保的規(guī)定，繳費(fèi)檔次越高，60周歲以后領(lǐng)取的養(yǎng)老金水平也越高，所以繳費(fèi)水平越高的農(nóng)戶未來預(yù)期收入越高，對土地依賴會減少，從而愿意流轉(zhuǎn)土地。

通過對土地流轉(zhuǎn)影響因素文獻(xiàn)的梳理，實(shí)證分析中還引入包含戶主特征和家庭特征的控制變量S。戶主個人特征包括：年齡、文化程度、性別、婚姻狀況、健康狀況。年齡和文化程度對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)的影響沒有定論。文化程度由“是否完成初中及以上教育”來考察。相關(guān)研究證明，文化程度較高，具備一定的非農(nóng)技能，獲取非農(nóng)收入的機(jī)會多，會傾向于農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)[14]。而也有學(xué)者認(rèn)為，受教育程度高的農(nóng)民對于穩(wěn)定承包權(quán)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性有更深的認(rèn)識，可能有更強(qiáng)的產(chǎn)權(quán)意識，更傾向于地權(quán)穩(wěn)定[15]。同樣，年齡對土地流轉(zhuǎn)行為的影響，特別是年齡偏大者對土地流轉(zhuǎn)行為的影響結(jié)果沒有一致的答案[16]。戶主的性別特征也會影響到家庭土地流轉(zhuǎn)決策，相比外出務(wù)工男性的流動性，女性的流動性要弱，戀土情節(jié)會重一點(diǎn)，而且男性會比女性更有風(fēng)險(xiǎn)偏好，更愿意進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)。婚姻狀況主要通過“是否已婚且與配偶同住”來衡量，有穩(wěn)定婚姻關(guān)系的農(nóng)戶未來生活更有保障，土地流轉(zhuǎn)率會相對較高。健康狀況良好的農(nóng)戶對未來生活更有信心，對土地的依賴性相對較弱。

家庭特征變量包括：家庭人口規(guī)模、家戶總收入、家戶非農(nóng)收入。其中，家庭人口規(guī)模使用問卷中“最近1周，家里幾口人吃飯（不包括客人）”的變量替代。家庭收入水平的高低在一定程度上反映其對土地的依賴程度，對土地轉(zhuǎn)出或轉(zhuǎn)入會有一定的影響。農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)的發(fā)展和勞動力轉(zhuǎn)移會影響農(nóng)戶對農(nóng)村土地租賃的需求[17]，如果家庭非農(nóng)收入越高，從事非農(nóng)就業(yè)的可能性越大，對土地的依賴程度會大大降低，可以有效促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)。

3數(shù)據(jù)來源與樣本描述

3.1數(shù)據(jù)來源

本研究使用數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）于2013年開展的全國基線調(diào)查。該調(diào)查由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主持，北京大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行。CHARLS采用多階段抽樣方法，樣本覆蓋了全國28個省、市、自治區(qū)的150個縣級單位，450個社區(qū)單位，包含了約10 000個家庭中的17 000人，內(nèi)容涵蓋健康、醫(yī)療、工作、養(yǎng)老、收支、資產(chǎn)以及身體機(jī)能測試等諸多方面。CHARLS旨在建立一個能夠代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)庫，用以推動中國人口老齡化問題的跨學(xué)科研究。

根據(jù)研究目的，選取了已開展新農(nóng)保地區(qū)且具有農(nóng)村戶籍的農(nóng)村人口，保留每戶家庭的戶主信息，剔除有缺失的樣本后，最終得到3 192個有效樣本。

在3 192個樣本中，參加新農(nóng)保和未參加新農(nóng)保農(nóng)戶發(fā)生土地流轉(zhuǎn)的比例如表1所示。從土地轉(zhuǎn)出樣本反映的情況來看，參保農(nóng)戶中轉(zhuǎn)出戶比例高出未參保農(nóng)戶轉(zhuǎn)出比例3.04個百分點(diǎn)，這說明參加新農(nóng)保似乎能夠增強(qiáng)農(nóng)民土地流轉(zhuǎn)意愿，促進(jìn)土地轉(zhuǎn)出；而從土地轉(zhuǎn)入樣本來看，參保農(nóng)戶比未參保農(nóng)戶中的轉(zhuǎn)入戶比例高5.84個百分點(diǎn)，從樣本初步看新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)出也有積極的影響。在所有樣本中，參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶僅占29.46%，表明當(dāng)前農(nóng)村的土地流轉(zhuǎn)水平不是很高，土地流轉(zhuǎn)率有待進(jìn)一步提升。

3.2樣本描述

表2的描述統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明，目前的農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模仍較小。整體樣本中約有73.2%的受訪者參加了新農(nóng)保，每戶家庭平均參保人數(shù)為1.192人。不同的參保特征變量表明，當(dāng)前農(nóng)村居民新農(nóng)保參與程度存在差異。在參保家庭中，參保者的平均參保年限為2.846年，說明自新農(nóng)保2009年施行開始，在農(nóng)村的推廣工作取得了一定的成效；每年平均繳費(fèi)額192.303元，繳費(fèi)額最多的達(dá)到2 000元，農(nóng)戶之間繳費(fèi)檔次差異較大。不同的參保人數(shù)、年限及繳費(fèi)檔次，會對農(nóng)地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生不同的影響。其他控制變量的統(tǒng)計(jì)描述具體見表2。

4實(shí)證結(jié)果與分析

4.1新農(nóng)保對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響

表3首先分析了新農(nóng)保對農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策的影響。前4個模型是Probit模型，均以“是否轉(zhuǎn)出土地”作為被解釋變量，模型（5）Tobit模型的被解釋變量是“土地轉(zhuǎn)出面積”。模型（1）以“是否參加新農(nóng)保”為解釋變量；模型（2）以“參保人數(shù)”為解釋變量；模型（3）、（4）在前面的基礎(chǔ)上，更進(jìn)一步探討了不同繳費(fèi)金額和參保年限對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響。

從模型（1）的結(jié)果可知，新農(nóng)保對農(nóng)地轉(zhuǎn)出有顯著的促進(jìn)作用，在控制其他條件不變的情況下，是否參加新農(nóng)保這一變量在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)且符號為正，參加新農(nóng)保的農(nóng)戶比未參保的農(nóng)戶發(fā)生土地轉(zhuǎn)出行為多出了 21.38%，本研究所重點(diǎn)關(guān)注的新農(nóng)保這一變量對土地轉(zhuǎn)出的影響與前面的分析判斷相吻合。戶主個人特征變量中，年齡、性別和健康狀況均不是特別顯著。受教育程度和婚姻狀況均在5%的水平上通過了檢驗(yàn)，且影響方向均為負(fù)。農(nóng)戶受教育程度越高，對土地的產(chǎn)權(quán)意識可能越強(qiáng)，在沒有合理的流轉(zhuǎn)機(jī)制和土地確權(quán)制度下，轉(zhuǎn)出土地的積極性可能會大大降低?；橐鰻顩r對土地轉(zhuǎn)出的影響為負(fù)，這與預(yù)期不符，與無配偶的農(nóng)戶相比，婚姻狀況穩(wěn)定、有配偶相伴的家庭轉(zhuǎn)出土地概率會減小。家庭勞動力特征變量中，家庭成員數(shù)與土地轉(zhuǎn)出也呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明成員越多的家庭勞動力相對更多，會有更多的人可以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，所以降低了土地轉(zhuǎn)出概率，也合理解釋了前面婚姻狀況變量為負(fù)的結(jié)果。家庭生產(chǎn)特征變量中，家庭總收入與農(nóng)地轉(zhuǎn)出為負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明農(nóng)戶收入越高，該農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)經(jīng)營水平越高，越不容易轉(zhuǎn)出土地。非農(nóng)收入與農(nóng)地轉(zhuǎn)出存在正相關(guān)關(guān)系，通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，和已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論相一致，表明非農(nóng)就業(yè)仍是影響土地流轉(zhuǎn)的重要因素，家庭非農(nóng)收入越高，農(nóng)業(yè)勞動力的機(jī)會成本也越高，農(nóng)戶更有動力轉(zhuǎn)出土地解放勞動力以獲取更多非農(nóng)收入。

模型（2）、（3）、（4）重點(diǎn)考察了不同參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響。其中，參保年限與土地轉(zhuǎn)出呈正相關(guān)關(guān)系，通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，參加新農(nóng)保的時間越長，對未來生活的養(yǎng)老保障更有信心，對土地的依賴性大大減弱，從而增加了轉(zhuǎn)出土地的概率。雖然回歸結(jié)果中參保人數(shù)和繳費(fèi)金額對土地轉(zhuǎn)出的影響不顯著，但系數(shù)均為正，都表明了新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)出的促進(jìn)作用，家庭參保人數(shù)越多、新農(nóng)保繳費(fèi)檔次越高，新農(nóng)保對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的促進(jìn)作用越明顯。此外，3個模型中其他控制變量對土地轉(zhuǎn)出的影響方向均和模型（1）一致。健康狀況在Probit模型中均不顯著，所選取的健康衡量指標(biāo)有待進(jìn)一步改進(jìn)。

模型（5）Tobit模型的回歸結(jié)果顯示，是否參加新農(nóng)保也對土地轉(zhuǎn)出有顯著的促進(jìn)作用，且促進(jìn)作用更加明顯，參加新農(nóng)保與未參保的農(nóng)戶相比，轉(zhuǎn)出土地面積會更多。其他控制變量的顯著性和系數(shù)符號均和模型（1）相一致，從側(cè)面證實(shí)了模型的穩(wěn)健性。

報(bào)告了新農(nóng)保對農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為影響的實(shí)證分析結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，5個模型中有關(guān)新農(nóng)保的變量對農(nóng)地轉(zhuǎn)入均有非常顯著的正相關(guān)關(guān)系，模型（1）、（2）、（5）均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明新農(nóng)保對農(nóng)地轉(zhuǎn)入也有非常明顯的促進(jìn)作用。這與趙光等的研究結(jié)果[7]一致。健全的農(nóng)村社會保障制度一方面保障了土地流轉(zhuǎn)的供給穩(wěn)定；另一方面，有社會保障這一后盾又可促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)有效需求的形成，因?yàn)橥恋剞D(zhuǎn)入者沒有家庭生存危機(jī)的擔(dān)憂，敢于大規(guī)模轉(zhuǎn)入土地。在不同參保特征的考量上，參保人數(shù)越多、參保年限越長，新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)作用越大，轉(zhuǎn)入土地的概率越高?？赡艿慕忉屖牵瑓⒓有罗r(nóng)保的農(nóng)戶年滿60周歲便可以領(lǐng)取養(yǎng)老金收入，對于已滿60周歲的農(nóng)戶來說，當(dāng)期收入增加；對于未滿60周歲的人來說，未來收入預(yù)期增加。收入增加使得他們養(yǎng)老更有保障，從而對生活持有更加樂觀積極的態(tài)度，在身體狀態(tài)尚佳、農(nóng)業(yè)勞動力相對豐沛的基礎(chǔ)上，會更加愿意轉(zhuǎn)入土地實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營。家庭中參保人數(shù)越多，可以領(lǐng)取的養(yǎng)老金額越多，對當(dāng)期收入更加樂觀，新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)入的影響越明顯。值得一提的是，模型（3）中新農(nóng)保繳費(fèi)額與土地轉(zhuǎn)入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，因?yàn)槔U費(fèi)額越多的農(nóng)戶在一定程度上還是減少了當(dāng)期收入，權(quán)衡租入土地可能還需額外付出租金，所以轉(zhuǎn)入土地的概率可能會減少。

綜合模型（1）、（5）的回歸結(jié)果可以看出，參加新農(nóng)保的農(nóng)戶比未參加的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的概率更高，且轉(zhuǎn)入面積更多。戶主個人特征變量中，戶主年齡變量通過了2種模型的顯著性檢驗(yàn)且符號均為負(fù)，說明隨著農(nóng)戶的年齡增大，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的體力下降，轉(zhuǎn)入土地的概率越小。性別變量未通過顯著性檢驗(yàn)，但符號均為正，間接說明相比女性，男性的風(fēng)險(xiǎn)意識更強(qiáng)，更愿意轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大經(jīng)營。文化程度與表3中結(jié)果相同均為負(fù)，說明文化程度越高的農(nóng)戶產(chǎn)權(quán)意識增強(qiáng)，更看重地權(quán)的穩(wěn)定性，不會輕易進(jìn)行土地的流轉(zhuǎn)。婚姻狀況對土地轉(zhuǎn)入的影響為正，表明了穩(wěn)定的婚姻關(guān)系更有助于增強(qiáng)家庭抵御未來風(fēng)險(xiǎn)的能力，所以會增加農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地?cái)U(kuò)大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可能性。健康狀況對土地轉(zhuǎn)入的影響也不顯著，但其正相關(guān)關(guān)系還是說明了健康狀況更好的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的可能性更高。家庭特征變量中，家庭成員數(shù)和家庭總收入均顯示對土地轉(zhuǎn)入有積極的正向作用，均通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)。家庭勞動力越多，收入越高，越有能力轉(zhuǎn)入更多的土地實(shí)現(xiàn)規(guī)?；a(chǎn)經(jīng)營。家庭非農(nóng)收入對土地轉(zhuǎn)入的影響為負(fù)，非農(nóng)收入越高，家庭從事農(nóng)業(yè)勞動的可能性越小，轉(zhuǎn)入土地概率越小，轉(zhuǎn)入的土地面積也越少。

5結(jié)論和建議

本研究在分析新農(nóng)保對農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響作用機(jī)制的基礎(chǔ)上，采用了CHARLS 2013年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建Probit模型和Tobit模型，實(shí)證分析了新農(nóng)保及不同參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)出和農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為的影響。研究結(jié)果表明，一方面新農(nóng)保與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，在有效控制其他變量的情況下，是否參加新農(nóng)保這一變量通過了1%的顯著性檢驗(yàn)且符號為正，這說明參加新農(nóng)保能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村土地的轉(zhuǎn)出，對土地的養(yǎng)老保障作用具有替代作用，能有效增加土地的轉(zhuǎn)出面積。不同的參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的影響程度也不一樣，其中參保年限越長，對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的促進(jìn)作用越明顯；另一方面，是否參加新農(nóng)保以及不同參保特征對農(nóng)地轉(zhuǎn)入也有積極的正向影響。參加新農(nóng)保可以獲取養(yǎng)老金收入，會顯著增加農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地的積極性，提高土地轉(zhuǎn)入水平。家庭參保人數(shù)越多，參保年限越長，新農(nóng)保對土地轉(zhuǎn)入的促進(jìn)作用越強(qiáng)。

本研究得出的結(jié)論具有一定的啟示，大力發(fā)展農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的建設(shè)對于土地流轉(zhuǎn)有著非常積極的促進(jìn)作用。雖然我國新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度2012年年底已基本實(shí)現(xiàn)了全面的推廣，但仍有部分地區(qū)未能很好推行，參保人數(shù)在逐年增加，但繳費(fèi)水平并不高。這就需要大力發(fā)揮政府的主導(dǎo)作用，在農(nóng)村多普及養(yǎng)老保險(xiǎn)的相關(guān)知識和信息，鼓勵農(nóng)民多繳費(fèi)，提高新農(nóng)保繳費(fèi)檔次，從而使農(nóng)民獲得更多的養(yǎng)老金收入，降低其對土地養(yǎng)老保障功能的依賴，促進(jìn)土地的流轉(zhuǎn)。同時，政府應(yīng)加強(qiáng)對新農(nóng)保養(yǎng)老金的補(bǔ)貼，提高居民繳費(fèi)的積極性，從各個層面提高養(yǎng)老金保障力度，建立健全農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，減少農(nóng)民流轉(zhuǎn)土地的后顧之憂。從目前土地流轉(zhuǎn)的情況看，我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)還處在較低水平，營造良好的農(nóng)地流轉(zhuǎn)環(huán)境很有必要。農(nóng)村地區(qū)應(yīng)加快構(gòu)建土地流轉(zhuǎn)信息平臺，疏通土地需求者獲得信息的渠道，降低他們進(jìn)入土地流轉(zhuǎn)市場的門檻，有效促進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村土地資源優(yōu)化配置。

值得指出的是，本研究僅僅是對新農(nóng)保政策效果的初步評估，其長期政策效果仍有待時間檢驗(yàn)。本研究也只局限于2013年的數(shù)據(jù)，隨著新農(nóng)保政策的深入實(shí)施，仍需要更大范圍的后續(xù)調(diào)查研究。另外針對不同年齡群體的農(nóng)戶，新農(nóng)保對其農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的影響路徑可能存在差異，有待進(jìn)一步探討。

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