自然资源学报 ›› 2019, Vol. 34 ›› Issue (5): 1016-1026.doi: 10.31497/zrzyxb.20190509
收稿日期:
2018-09-19
修回日期:
2019-02-28
出版日期:
2019-05-28
发布日期:
2019-05-28
作者简介:
作者简介:张亚丽(1988- ),女,新疆伊犁人,助理研究员,研究方向为农业政策评估。Email:
基金资助:
Ya-li ZHANG(), Yun-li BAI, Lin ZHEN(
), Liang-jie XIN
Received:
2018-09-19
Revised:
2019-02-28
Online:
2019-05-28
Published:
2019-05-28
摘要:
基于2011年、2013年和2015年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)数据库,构建了三期具备农村户口且拥有耕地的微观农户 面板数据,采用固定效应模型实证分析我国农村老龄化问题背景下新农保能否促进农户土地流转。研究发现:(1)2015年中国耕地的平均转出率和转入率仅为14%和6%,2011-2015年中国耕地呈现转出率逐年递增、转入率逐年递减的趋势,凸显中国耕地出现集聚现象。(2)中国土地流转行为区域差异性明显,耕地转出率顺序为:东北地区>东部地区>中部地区>西北地区>西南地区;耕地转入率除西北地区较高外(2015年为9%),其余各区均在5%左右。(3)新型农村社会养老保险能够促进60岁以上老年农户的耕地转出。政策启示是:提高农村养老保险水平以弱化土地的养老保障功能,进而促进农村土地流转;完善耕地集聚化背景下的土地管理制度,培育一批具有带头作用的新型农民;发展区域差异化的农村耕地管理政策,首先重点针对土地流转潜力大的地区推行土地流转交易。
张亚丽, 白云丽, 甄霖, 辛良杰. 新农保能促进农户土地流转吗?——基于CHARLS三期面板数据[J]. 自然资源学报, 2019, 34(5): 1016-1026.
Ya-li ZHANG, Yun-li BAI, Lin ZHEN, Liang-jie XIN. Could the new rural social pension insurance promote farmers' land transfer:Based on three waves panel data of CHARLS[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2019, 34(5): 1016-1026.
表1
变量描述统计"
变量 | 变量解释 | 观察值 | 2011年均值 | 2013年均值 | 2015年均值 | |
---|---|---|---|---|---|---|
耕地转出 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.10 | 0.11 | 0.14 | |
耕地转入 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.09 | 0.08 | 0.06 | |
是否参加新农保 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.28 | 0.69 | 0.73 | |
年龄组别 | 60岁以上=0;60岁以下=1 | 4732 | 0.62 | 0.52 | 0.42 | |
教育程度组别 | 文盲=0;小学未毕业=1;小学学历=2;初中学历=3;高中学历=4;大学学历=5 | 4732 | 1.51 | 1.51 | 1.51 | |
性别 | 男=1;女=2 | 4732 | 1.53 | 1.53 | 1.53 | |
家庭资产/万元 | 实际值 | 4732 | 7.73 | 7.97 | 7.84 | |
耕地面积/亩 | 实际值 | 4732 | 6.25 | 6.21 | 5.65 | |
健康 状况 | 极好 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.03 | 0.04 | 0.05 |
好 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.12 | 0.11 | 0.10 | |
一般 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.31 | 0.31 | 0.30 | |
不好 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.36 | 0.37 | 0.36 | |
极差 | 否=0;是=1 | 4732 | 0.18 | 0.17 | 0.19 |
表4
固定效应模型回归结果"
变量 | 耕地转出 | 耕地转入 | |
---|---|---|---|
是否参加新农保 | -0.008 | 0.011** | |
(0.006) | (0.006) | ||
年龄组别 | -0.015 | 0.014 | |
(0.011) | (0.010) | ||
教育程度组别 | 已控制 | 已控制 | |
性别 | 已控制 | 已控制 | |
家庭资产 | 0 | 0.006*** | |
(0.002) | (0.002) | ||
人均非农收入 | -0.026 | 0.007 | |
(0.032) | (0.029) | ||
耕地面积 | 0.003*** | 0.002*** | |
(0.001) | (0.001) | ||
健康状况 | 好 | -0.015 | -0.029** |
(0.015) | (0.014) | ||
一般 | -0.005 | -0.026* | |
(0.015) | (0.013) | ||
不好 | 0 | -0.032** | |
(0.015) | (0.013) | ||
极差 | 0.005 | -0.035** | |
(0.016) | (0.015) | ||
2013年 | 0.024** | -0.018*** | |
(0.012) | (0.011) | ||
2015年 | 0.050*** | -0.038*** | |
(0.014) | (0.013) | ||
省份哑变量 | 已控制 | 已控制 | |
常数项 | 0.100*** | 0.049** | |
(0.021) | (0.020) | ||
观察值 | 14196 | 14196 | |
R2 | 0.008 | 0.010 | |
ID | 4732 | 4732 |
表5
引入交叉项后固定效应模型回归结果"
变量 | 耕地转出 | 耕地转入 | ||||
---|---|---|---|---|---|---|
年龄组别 | 耕地面积 | 年龄组别 | 耕地面积 | |||
是否参加新农保 | 0.001 | -0.009 | 0.013* | -0.006 | ||
(0.008) | (0.007) | (0.008) | (0.007) | |||
年龄组别 | -0.005 | -0.015 | 0.016 | 0.014 | ||
(0.013) | (0.011) | (0.012) | (0.010) | |||
教育程度组别 | 已控制 | 已控制 | 已控制 | 已控制 | ||
性别 | 已控制 | 已控制 | 已控制 | 已控制 | ||
是否参加新农保×年龄组别 | -0.018* | — | -0.005 | — | ||
(0.011) | — | (0.010) | — | |||
是否参加新农保×耕地面积 | — | 0 | — | 0.003*** | ||
— | (0.001) | — | (0.001) | |||
家庭资产 | 0 | 0 | 0.006*** | 0.006*** | ||
(0.002) | (0.002) | (0.002) | (0.002) | |||
人均非农收入 | -0.025 | -0.026 | 0.007 | 0.009 | ||
(0.032) | (0.032) | (0.029) | (0.029) | |||
耕地面积 | 0.003*** | 0.003*** | 0.002*** | 0.001 | ||
(0.001) | (0.001) | (0.001) | (0.001) | |||
健康状况 | 好 | -0.015 | -0.015 | -0.029** | -0.030** | |
(0.015) | (0.015) | (0.014) | (0.014) | |||
一般 | -0.005 | -0.005 | -0.026* | -0.026* | ||
(0.015) | (0.015) | (0.013) | (0.013) | |||
不好 | 0.001 | 0 | -0.032** | -0.032** | ||
(0.015) | (0.015) | (0.013) | (0.013) | |||
极差 | 0.005 | 0.005 | -0.035** | -0.035** | ||
(0.016) | (0.016) | (0.015) | (0.015) | |||
2013年 | 0.024*** | 0.024** | -0.018*** | -0.019*** | ||
(0.012) | (0.012) | (0.011) | (0.011) | |||
2015年 | 0.050*** | 0.050*** | -0.037*** | -0.038*** | ||
(0.014) | (0.014) | (0.013) | (0.013) | |||
省份哑变量 | 已控制 | 已控制 | 已控制 | 已控制 | ||
常数项 | 0.093*** | 0.100*** | 0.047** | 0.057*** | ||
(0.022) | (0.022) | (0.020) | (0.020) | |||
观察值 | 14196 | 14196 | 14196 | 14196 | ||
R2 | 0.009 | 0.008 | 0.010 | 0.012 | ||
ID | 4732 | 4732 | 4732 | 4732 |
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