養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為的關(guān)系研究

苗潤(rùn)培劉喜華

(青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,青島 266100)

中國作為農(nóng)業(yè)大國[1],土地是發(fā)展農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ),黨的十九大報(bào)告提出,將以保持土地承包關(guān)系穩(wěn)定并長(zhǎng)久不變?yōu)槟繕?biāo),在第二輪土地承包關(guān)系到期的基礎(chǔ)上,將土地承包關(guān)系繼續(xù)延長(zhǎng)三十年。《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》指出,“十四五”時(shí)期將進(jìn)一步開展產(chǎn)權(quán)制度改革與要素市場(chǎng)化改革,以保障農(nóng)民土地承包權(quán)益。中國在20世紀(jì)90年代建立傳統(tǒng)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障制度,2009年啟動(dòng)并開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度(新農(nóng)保)的試點(diǎn)工作,自2014年至今實(shí)施的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度使農(nóng)村養(yǎng)老保障體系得到不斷發(fā)展與健全。在此背景下,農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障水平的提高是否會(huì)形成對(duì)農(nóng)地養(yǎng)老保障功能的替代,并推動(dòng)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的發(fā)育,成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)問題。當(dāng)前農(nóng)村主要的養(yǎng)老模式依然是傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老[2-3],而土地養(yǎng)老又是家庭養(yǎng)老的重要組成部分[4]?，F(xiàn)有研究認(rèn)為,養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)土地養(yǎng)老存在替代作用,主要體現(xiàn)在農(nóng)戶參與養(yǎng)老保險(xiǎn)后會(huì)降低其對(duì)土地的依賴程度[5],如商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)對(duì)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生正向影響[6]。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)地保障功能的替代程度越高,農(nóng)民轉(zhuǎn)出農(nóng)地的意愿就越強(qiáng)烈[7]。新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度(新農(nóng)保)對(duì)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出決策的影響十分顯著,體現(xiàn)在新農(nóng)保對(duì)自我養(yǎng)老保障具有顯著的替代作用,參加新農(nóng)保使農(nóng)村家庭的土地經(jīng)營(yíng)面積減少14%[8]。在此基礎(chǔ)上,新農(nóng)保對(duì)家庭土地轉(zhuǎn)出決策的影響還與家庭人口結(jié)構(gòu)與流動(dòng)性約束存在顯著的相關(guān)性[9]。然而,參與新農(nóng)保僅會(huì)對(duì)其總體土地流轉(zhuǎn)情況與土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生積極作用,不會(huì)影響農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)入決策[10]。有學(xué)者探討?zhàn)B老保險(xiǎn)與土地流轉(zhuǎn)行為間的影響機(jī)制后發(fā)現(xiàn),新農(nóng)保的轉(zhuǎn)移性收入對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)收入產(chǎn)生替代作用,從而使新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)與土地的養(yǎng)老保障功能間存在明顯的替代效應(yīng)[11]。將農(nóng)戶兼業(yè)納入研究框架,實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),新農(nóng)保在農(nóng)戶兼業(yè)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響機(jī)制中發(fā)揮著重要的中介作用[12]。從農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)發(fā)育數(shù)量與質(zhì)量的雙重視角分析,相較于中青年而言,老年人社會(huì)養(yǎng)老水平的提高對(duì)土地流轉(zhuǎn)的促進(jìn)作用更為顯著[13-14]。然而,對(duì)于養(yǎng)老保險(xiǎn)與土地流轉(zhuǎn)間的正相關(guān)性,學(xué)者持有不同的觀點(diǎn),即農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭土地流轉(zhuǎn)的促進(jìn)作用可能并不明顯[15-16],甚至存在抑制作用[17-18]。雖然國內(nèi)外學(xué)者對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和土地流轉(zhuǎn)之間的關(guān)系進(jìn)行了廣泛研究,但目前的結(jié)論仍存在一定的分歧與爭(zhēng)議。本文聚焦農(nóng)村老年家庭,深入探究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為的影響及其內(nèi)在機(jī)制。

1 變量定義

1.1 數(shù)據(jù)來源

以北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)發(fā)布的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(China Family Panel Studies,簡(jiǎn)稱CFPS)為研究基礎(chǔ),包括家庭關(guān)系庫、家庭經(jīng)濟(jì)庫、個(gè)人庫和少兒家長(zhǎng)代答庫。處理與整合前三個(gè)數(shù)據(jù)庫,保留個(gè)人庫中“財(cái)務(wù)決策人”ID 與家庭ID 匹配成功的樣本,剔除非農(nóng)村戶籍家庭以及農(nóng)村戶籍家庭里無家庭承包地的樣本,僅保留有60歲以上老年人的家庭[17]。在數(shù)據(jù)整合、清理以及異常值處理后,最終得到有效樣本量為4 074個(gè)。

1.2 解釋變量

考察養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)的影響時(shí),首先考慮土地流轉(zhuǎn)是否是家庭共同決策的結(jié)果。因此,采用家庭層面的指標(biāo)是衡量養(yǎng)老保障水平最合理的方式。CFPS數(shù)據(jù)庫提供了每個(gè)家庭成員參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的情況,選取“家庭成員是否參保”作為解釋變量,并設(shè)置為二元虛擬變量[19]。

1.3 被解釋變量

已有研究多以農(nóng)民進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)的意愿或行為來衡量土地流轉(zhuǎn)情況[6-9],本文選擇“是否將土地出租他人”這一問題,設(shè)定解釋變量為“是否轉(zhuǎn)出土地”,并設(shè)置為二元虛擬變量。

1.4 控制變量

從個(gè)人、家庭和村莊三個(gè)層面選取控制變量,包括:性別、年齡、婚姻狀況、工作狀況、健康狀況、家庭人口規(guī)模、家庭人均純收入、務(wù)農(nóng)人口比、農(nóng)用機(jī)械價(jià)值、是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)、地貌。其中,“性別”為二元虛擬變量,男性賦值為1,女性賦值為0;婚姻狀況包括已婚、未婚、離異和喪偶,已婚賦值為1,其它賦值為0;健康狀況為受訪者對(duì)其身體狀況的自評(píng)結(jié)果,將非常健康、很健康、比較健康、一般和不健康分別賦值為1～5;“家庭人均純收入”定義為過去12個(gè)月內(nèi),家庭純收入與家庭人口規(guī)模的比值,取對(duì)數(shù)值;“務(wù)農(nóng)人口比”定義為家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)人數(shù)占家庭人口規(guī)模的比重;“農(nóng)用機(jī)械價(jià)值”定義為家庭農(nóng)業(yè)機(jī)械總價(jià)值的對(duì)數(shù)值;“是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”變量中,將家庭內(nèi)部有人從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)賦值為1,其它賦值為0;“地貌”劃分為平原、高山、高原、丘陵山地、草原和漁村,平原賦值為1,其它賦值為0。

1.5 模型設(shè)定

由于被解釋變量“是否轉(zhuǎn)出土地”為二元虛擬變量,故基于Probit模型構(gòu)建基準(zhǔn)模型,以研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)決策的影響

其中,Probit(Landi ＝1)為被解釋變量,表示是否轉(zhuǎn)出土地;X i為解釋變量,表示家庭成員是否參保;c i為控制變量,包括個(gè)人特征變量、家庭特征變量與村莊特征變量;εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2 實(shí)證分析

2.1 基準(zhǔn)回歸

首先考察養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)土地流轉(zhuǎn)行為的影響,采取逐步回歸方法[20],引入可能影響土地流轉(zhuǎn)行為的控制變量,觀察模型穩(wěn)定性及各變量對(duì)被解釋變量的影響,分析養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為的關(guān)系。

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表1(括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差)。其中,第(1)列顯示未加入控制變量時(shí),是否參保對(duì)土地轉(zhuǎn)出的回歸結(jié)果,第(2)、(3)、(4)列分別為在第(1)列的基礎(chǔ)上依次加入個(gè)人、家庭與村莊層面控制變量的估計(jì)結(jié)果。實(shí)證結(jié)果表明,“家庭成員是否參保”的回歸系數(shù)均為正,且統(tǒng)計(jì)顯著,表明養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭的土地轉(zhuǎn)出行為具有顯著的正向影響,即相較于未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村老年家庭而言,參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村老年家庭更傾向于土地流轉(zhuǎn),結(jié)果與既有研究一致[6-10]。由此,老年群體獲得的養(yǎng)老保險(xiǎn)收入有效提升了老年福利,從養(yǎng)老保險(xiǎn)中獲得的收入促進(jìn)其家庭收入在當(dāng)期的增長(zhǎng),養(yǎng)老保險(xiǎn)金對(duì)土地養(yǎng)老保障產(chǎn)生較為明顯的替代作用[18]。因此,在參與養(yǎng)老保險(xiǎn)后,農(nóng)村老年家庭更傾向于轉(zhuǎn)出土地。

表1 養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地轉(zhuǎn)出影響的估計(jì)結(jié)果

2.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證表1結(jié)果的穩(wěn)健性,通過變量替換法、模型替換法和樣本期調(diào)整法實(shí)施穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.2.1 變量替換法 穩(wěn)健性檢驗(yàn)首先替換核心解釋變量[21]。將核心解釋變量替換為“家庭成員參保率”(即家庭參保人數(shù)與家庭人口數(shù)量之比),以衡量農(nóng)村老年家庭參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的深度(見表2第(1)列)[22]?！凹彝コ蓡T參保率”的系數(shù)為正且在10%的水平上顯著,表明參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的深度(家庭成員參保率)對(duì)農(nóng)村老年家庭的土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生明顯的正向作用,即家庭成員參保率越高,家庭轉(zhuǎn)出土地的意愿越強(qiáng)烈。上述結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致,表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.2 模型替換法 將回歸模型替換為普通最小二乘法(OLS)[23],估計(jì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)村老年家庭土地轉(zhuǎn)出行為間的關(guān)系(見表2第(2)列),估計(jì)系數(shù)顯著,說明養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)產(chǎn)生正向影響,回歸結(jié)果穩(wěn)健。

2.2.3 樣本期調(diào)整法 將研究樣本替換為CFPS2016數(shù)據(jù)再次分析,以驗(yàn)證養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為的影響(結(jié)果見表2第(3)列)。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比,“家庭成員是否參?！钡墓烙?jì)系數(shù)為0.155 1且顯著,說明采用CFPS2016年數(shù)據(jù)回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致,基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

結(jié)合表2(控制變量的回歸結(jié)果與主回歸基本一致,限于篇幅未報(bào)告,表3、表4、表5、表6同),表1的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有一定的嚴(yán)謹(jǐn)性與穩(wěn)健性,養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)對(duì)農(nóng)村老年家庭的土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生顯著的正向作用。

3 中介機(jī)制分析

現(xiàn)深入討論養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地轉(zhuǎn)出的影響機(jī)制?？紤]到養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭收入結(jié)構(gòu)[11]、非農(nóng)創(chuàng)業(yè)[24]產(chǎn)生顯著影響,并且家庭收入結(jié)構(gòu)[25]、家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)[26]又將對(duì)家庭的土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生作用。故設(shè)想,養(yǎng)老保險(xiǎn)可能通過影響家庭收入結(jié)構(gòu)、促進(jìn)家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)進(jìn)而對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生作用。為此,引入收入結(jié)構(gòu)、非農(nóng)創(chuàng)業(yè)作為中介變量,選取“家庭過去12個(gè)月的工資性收入和家庭純收入的比值”用以衡量家庭收入結(jié)構(gòu)[25];選取“過去12個(gè)月,是否有家庭成員從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)或開辦私營(yíng)企業(yè)?”衡量農(nóng)戶家庭是否存在創(chuàng)業(yè)行為[27],“是”賦值為1,“否”賦值為0。設(shè)立中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚚28]

其中,M i為中介變量?；貧w結(jié)果見表3、表4。

3.1 收入結(jié)構(gòu)

表3第(1)列的結(jié)果表明,養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著影響家庭的收入結(jié)構(gòu),提高家庭的非農(nóng)收入比重[11]。第(2)列結(jié)果表明,家庭非農(nóng)收入比重提高將進(jìn)一步促使農(nóng)村老年家庭做出土地轉(zhuǎn)出決策,即家庭的工資性收入占比越高,家庭就越傾向于將土地轉(zhuǎn)出。可見,家庭收入結(jié)構(gòu)確實(shí)會(huì)對(duì)家庭土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生積極影響[29]。由此可知,收入結(jié)構(gòu)在養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭土地流轉(zhuǎn)行為的影響中起到了重要的中介作用。養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)提高農(nóng)村老年家庭的非農(nóng)收入、改變家庭的收入結(jié)構(gòu),進(jìn)而推動(dòng)家庭進(jìn)行土地轉(zhuǎn)出。可能的原因是,在既有家庭收入來源不變的前提下,額外的養(yǎng)老金收入能提升非農(nóng)收入、改變現(xiàn)有的家庭收入結(jié)構(gòu)[9]。非農(nóng)部門收益高于土地產(chǎn)出收益又是土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)形成的必要條件,因此農(nóng)村家庭轉(zhuǎn)出土地的意愿更加強(qiáng)烈[29]。

表3 收入結(jié)構(gòu)—中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 非農(nóng)創(chuàng)業(yè)

表4第(1)列結(jié)果表明,養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)之間呈顯著正相關(guān)性,并在5%的水平上顯著,說明養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)農(nóng)村家庭選擇非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。表4第(2)列結(jié)果表明,家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)對(duì)家庭土地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生正向影響,并且養(yǎng)老保險(xiǎn)仍會(huì)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生影響[30]?？梢?養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)推動(dòng)家庭參與非農(nóng)創(chuàng)業(yè),進(jìn)而對(duì)家庭土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生積極影響。一方面,養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障功能對(duì)家庭的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生激勵(lì)作用,提高家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的積極性,因?yàn)槠浔Ｕ瞎δ芸梢燥@著改變家庭的預(yù)算約束與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度,降低家庭的健康風(fēng)險(xiǎn)與養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)[31];另一方面,非農(nóng)創(chuàng)業(yè)會(huì)“擠出”家庭投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力與其擁有的土地規(guī)模,提升家庭的非農(nóng)收入與生計(jì)視野[32],最終促使家庭選擇轉(zhuǎn)出土地。

表4 非農(nóng)創(chuàng)業(yè)—中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4 異質(zhì)性分析

4.1 地區(qū)異質(zhì)性

由于中國不同地區(qū)的社會(huì)養(yǎng)老保障水平[33]與土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)化水平[34]存在差異,對(duì)東中西部地區(qū)的樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析,結(jié)果見表5。養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶家庭土地流轉(zhuǎn)的影響程度在地區(qū)之間的確存在明顯差異,相較中部和西部地區(qū),養(yǎng)老保險(xiǎn)僅對(duì)東部地區(qū)的農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為產(chǎn)生顯著正向影響。東部地區(qū)的社會(huì)養(yǎng)老保障制度更為完善,整體經(jīng)濟(jì)水平與收入水平更高,這使養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障功能得以充分發(fā)揮,并且,東部地區(qū)農(nóng)民參與非農(nóng)工作的比例與數(shù)量更高,能有效降低農(nóng)戶對(duì)土地養(yǎng)老的依賴性;其次,土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)的流轉(zhuǎn)從東部地區(qū)開始實(shí)行并逐步推廣至中西部地區(qū),東部地區(qū)發(fā)達(dá)的土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)為農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為提供了有力支持;最后,中部和西部地區(qū)農(nóng)戶的生計(jì)思維與耕地條件也是影響農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的重要因素[35]。

表5 地區(qū)異質(zhì)性回歸分析結(jié)果

4.2 性別異質(zhì)性

考慮到養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)行為的影響效果可能與戶主的性別有關(guān),對(duì)不同性別的受訪樣本進(jìn)行分類回歸,結(jié)果見表6。戶主為男性的家庭,養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出行為具有顯著的促進(jìn)作用,且在5%的水平上顯著;而戶主為女性的家庭,養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年農(nóng)戶家庭土地轉(zhuǎn)出行為的影響并不明顯。傳統(tǒng)觀念、就業(yè)領(lǐng)域與動(dòng)機(jī)的不同造成了這一影響的差異。傳統(tǒng)觀念的父權(quán)地位和兩性家庭分工,使得農(nóng)村男性在家庭決策中擁有更高的參與度與話語權(quán),而農(nóng)村女性在土地流轉(zhuǎn)決策制定中則面臨參與排斥[36];農(nóng)村女性的非農(nóng)就業(yè)領(lǐng)域與動(dòng)機(jī)往往取決于丈夫和家庭的選擇[26]。不同于農(nóng)村男性,農(nóng)村女性往往很難在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以外獲取經(jīng)濟(jì)收入,這導(dǎo)致農(nóng)村女性對(duì)“土地養(yǎng)老”的依賴更重[37]。即使外出務(wù)工,農(nóng)村女性的就業(yè)領(lǐng)域也大都存在低質(zhì)量、非正規(guī)等特點(diǎn),這使農(nóng)村女性處于必要的社會(huì)福利和養(yǎng)老保障制度之外,從而養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障功能難以體現(xiàn)[38],養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村女性的影響并不顯著。因此,養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為的影響在不同性別的樣本中出現(xiàn)差異。

表6 性別異質(zhì)性回歸分析結(jié)果

5 結(jié)論

本文基于2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),探究養(yǎng)老保險(xiǎn)與農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)行為之間的關(guān)系,并討論了養(yǎng)老保險(xiǎn)影響土地轉(zhuǎn)出的影響機(jī)制。首先,養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)具有顯著的正向影響,經(jīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,結(jié)果仍顯著;其次,養(yǎng)老保險(xiǎn)通過家庭收入結(jié)構(gòu)和家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè)這兩個(gè)渠道對(duì)農(nóng)村老年家庭產(chǎn)生影響,即養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)改變家庭收入結(jié)構(gòu)、促進(jìn)家庭非農(nóng)創(chuàng)業(yè),從而促使農(nóng)村老年家庭做出土地轉(zhuǎn)出行為;最后,在東部地區(qū)、男性為戶主的家庭中,養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村老年家庭土地流轉(zhuǎn)的影響更加明顯。

綜上,養(yǎng)老保險(xiǎn)可以有效提高農(nóng)村老年家庭的土地流轉(zhuǎn)率,推動(dòng)農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地。因此,如何在政策層面上提高農(nóng)村老年家庭的養(yǎng)老保險(xiǎn)水平、弱化土地的養(yǎng)老保障作用,是突破中國農(nóng)村地區(qū)土地流轉(zhuǎn)瓶頸的關(guān)鍵。基于研究結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況,應(yīng)繼續(xù)提升養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障力度,完善社會(huì)養(yǎng)老保障制度建設(shè)[39],促進(jìn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的融合發(fā)展,關(guān)注兩者影響農(nóng)村家庭土地流轉(zhuǎn)決策的異質(zhì)性和協(xié)同效應(yīng)將是未來政策制定與執(zhí)行的重要參考;同時(shí)深入分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭土地流轉(zhuǎn)決策的影響機(jī)制,挖掘并厘清兩者間的作用渠道,有利于進(jìn)一步發(fā)揮養(yǎng)老保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)作用。