新農保參與行為與退耕還林還草：理論分析與實證檢驗

關鍵詞 新農保；退耕還林還草；Probit模型

退耕還林還草本質上是糾正開墾林地、草地過程中的外部不經濟問題，其實施效果關乎山水林田湖草沙一體化保護和系統治理。從農民角度來說，開墾林地、草地的收入高于成本，有開墾的動力，這也是退耕還林還草工程實施的主要阻力。從生態的角度來說，農民開荒毀林時幾乎很少考慮生態成本，林地草地過度開墾所損失的生態價值遠大于農民所得，特別是陡坡地開荒毀林所導致的生態惡化、水土流失等損失嚴重。1997年黃河斷流、1998年長江等主要流域特大洪災發生之后，1999年國家試點推出退耕還林還草工程。退耕還林還草工程的推行是典型強制性制度變遷，若與農民利益不一致，可能影響工程施行的效果，甚至出現復耕現象。從農民角度看，促使其自發性退耕還林還草行為需要弱化耕地的經濟保障性質。農民年老后，除了儲蓄外，主要的私人養老依靠子女和耕地。公共養老計劃一般會削弱私人養老安排，外在表現是公共養老計劃降低了農村老年人對子女的經濟依賴［1］。公共養老計劃降低了老年人原有經濟依賴渠道，除了子女外［2］，新型農村居民養老保險制度（以下簡稱“新農保”）作為中國針對農村老年人主要的公共養老計劃，也有可能弱化農民對耕地的依附，從而提升林區、牧區農民自發性退耕還林還草行為的可能性。該研究擬在構建新農保參與行為與耕地面積關系理論模型的基礎上，基于全國農村固定觀察點體系數據，實證分析農民參與新農保是否提高了其退耕還林還草行為的可能性，不僅可拓展新農保政策效應的評估范圍，也可深化對農民自發性退耕還林還草行為的理解，期望為政府統籌推進新農保制度和退耕還林還草工程，提高工程效果提供參考。

1 文獻綜述

除自身積蓄外，農村老年人養老生計主要依賴子女和耕地。作為主要公共養老制度安排，新農保政策效果評估主要集中在以下幾個方面：一是新農保是否對“養兒防老”存在替代作用，或新農保政策的施行是否會改變農村養老模式，影響家庭內部代際轉移支付；二是新農保是否弱化了農村老年人的勞動供給；三是新農保對土地流轉的影響。同時，綜述了農民基于對耕地的依賴，退耕還林還草工程實施后復耕方面的研究。

新農保所提供的養老金雖然難以全部覆蓋農民基本生活需要［3］，但不可否認，新農保養老金收入降低了父母對子女的經濟依賴［4］，對子女的代際支持有擠出效應［5］，本質上是對子女養老的一種替代［6］。受限于年滿60歲后養老金領取的額度，新農保僅從一定程度上替代對子女的經濟依賴，并沒有從根本上動搖傳統基于家庭和宗族網絡的養老模式［7］。以往研究大多支持新農保制度從一定程度弱化了農村老年人對子女的經濟依賴；那是否也會弱化對耕地的依賴？現有文獻中較少將新農保制度與退耕還林還草工程聯系起來進行實證分析。

新農保減少了農村老年人的勞動供給。Bosch等［8］發現阿根廷養老金政策減少了老年人的勞動供給。巴西養老金政策也增加了農村老年人不工作的概率，每周大概平均減少22. 5 h的工作時間［9］。Kaushal［10］發現印度公共養老金政策負向影響男性老年人的勞動供給，對女性影響卻并不明顯。張川川等［11］基于中國健康與養老追蹤調查的數據發現，新農保降低了中國老年人的勞動供給。相比于非農勞動，養老金對農業勞動供給影響更大［12］。新農保影響勞動力供給，而勞動力供給與耕地面積緊密相關。勞動力供給減少意味著耕地投入要素變少，從而增加了退耕還林還草的可能性。農村勞動力供給減少同時意味著閑暇時間變多，閑暇時間增多進一步增加了老年人的效用水平，從而弱化通過耕地取得收入所帶來的間接效用水平，增加農民退耕還林還草的可能性。

新農保等公共養老計劃弱化了耕地的經濟保障功能，可能促進土地轉出行為［13-14］。新農保等制度性養老弱化了土地經營的邊際效用，從一定程度上替代了土地的養老保障功能［15］。顯然，新農保所帶來持續、穩定的養老金增加了農民的預期收入［11，16］，提高了農村居民養老質量和主觀福利［17］，這是耕地保障功能弱化的關鍵原因。李琴等［18］研究表明，新農保對耕地保障的替代作用更多顯現在高土地依賴型農戶類型。相比于土地轉出，大多數農民可能更不愿意退耕還林還草。土地轉出后，農民仍然可以依賴轉出土地取得收入；而退耕還林還草除了規定年份內獲得相應補償外，無法繼續依賴土地獲得收入。土地轉出行為本質上是農民在自己耕種和轉租其他人耕種之間做選擇；而退耕還林還草行為意味著農民失去了耕地承包經營權。相比于轉租，自發性退耕還林還草難度更大。因此，為深化新農保制度影響農地轉出行為的研究，嘗試探究新農保制度是否影響了農民退耕還林還草行為。

到2022 年，退耕還林還草工程實施了兩輪，其中1999年試點、2002年全面實施的第一輪退耕還林還草工程的補貼期限已經結束；2014年實施的第二輪退耕還林還草工程的經濟林補貼期限也即將結束，生態林補貼已經開始減半。退耕還林還草補貼結束或減少可能使部分農戶的生計受到挑戰，從而存在復耕風險，部分文獻對此進行了探究。林區、牧區的耕地面積相對有限，強制性推進退耕還林還草后，農戶的可持續生計若遇到挑戰，存在較大復耕風險［19］，這在少數民族和低保戶中體現得尤為明顯［20-21］。事實上部分退耕地區已經出現了復耕現象，甚至有擴大趨勢［22］。一般來說，退耕面積較大、家庭收入較低的農戶參與退耕還林還草工程的積極性較低［23］。退耕還林還草補貼是影響復耕意愿的重要因素之一［24-25］；退耕補貼不足以保障農戶的可持續生計是農戶不愿參與退耕還林還草工程的主要原因［22］。退耕還林還草補助發放有時間限制，一般生態林補貼16年，后8年減半；經濟林補貼10年，后5年減半。當退耕補貼停止后，農民若沒有可持續生計手段，可能會增加復耕的可能性［26］，從而降低退耕還林還草工程的政策效果。喻永紅［23］基于重慶萬州的調研數據發現，有相當比例農戶在退耕補貼結束后，不愿為退耕還林還草工程繼續作出努力。

評估新農保和退耕還林還草工程政策效果的文獻較多，但將兩者聯系起來，探究新農保這一制度性養老保障政策對農民退耕還林還草行為影響的研究較為罕見。該研究嘗試探索構建農戶參與新農保對退耕還林還草行為影響的理論模型，直觀反映新農保影響退耕還林還草行為的機理。新農保政策效果評估主要包括對勞動力供給行為、家庭代際支持、養老模式和土地流轉等的影響，該研究嘗試拓展新農保政策效果評估的研究范圍。農民勞動力供給減少與耕地面積減少存在密切關系，在退耕還林還草補償政策的推動下，新農保在減少農民勞動力供給的同時，也增加了其自發性退耕還林還草行為的可能性，進而降低復耕風險。

2 理論分析

微觀經濟學一般從效用論出發，來分析微觀主體的要素供給行為。新農保對退耕還林還草行為的影響主要是通過收入間接傳導的。由于退耕還林還草工程補貼發放有一定的時間限制，從整個生命周期來看，農民退耕還林還草行為減少了預期收入，參與新農保能增加農民的預期收入；另一方面，耕地面積的減少，也意味著閑暇時間變多，從而增加農村老年人的效用。綜合考量下，新農保可能從一定程度上促進農民退耕還林還草行為。假設參加退耕還林還草工程扣除補償款后所減少收入的現值為ΔY1，收入可用于消費，對應所減少的效用為U （ΔY1 ）；新農保增加的收入現值為ΔY2，所增加的效用為U （ΔY2 ）；耕地減少多出閑暇時間效用為U （ΔL ）。顯然，當U （ΔL ） +U （ΔY2 ） gt; U （ΔY1 ）時，農民有退耕還林還草的動力。

3 實證檢驗

3. 1 數據來源與變量定義

理論模型表明農民參加新農保會影響其退耕還林還草行為，該研究擬基于農業農村部農村經濟研究中心全國農村固定觀察點數據開展實證分析。第一輪退耕還林還草工程于1999年在陜西、甘肅和四川等西部三省試點，2001 年進一步擴充到西部13 省份，2002 年全面展開；2014年批準的第二輪退耕還林還草總體方案也涉及超過一半的省份，這要求實證所依賴調研區域覆蓋面要廣，樣本數據要大。全國農村固定觀察點數據覆蓋了全國31個省份（未涉及香港、澳門和臺灣），已經連續進行了多輪，樣本覆蓋面廣，問卷內容豐富。該研究實證數據主要來自2018年開展的農戶調查數據，總共有21 725份樣本。剔除“是否參加新農保”“是否退耕還林還草”等核心變量缺失的樣本，最終確定研究樣本為18 789份。

實證模型中主要的變量有退耕還林還草行為和新農保參與行為。結合全國農村固定觀察點農戶問卷內容的固有設計，衡量退耕還林還草行為的變量主要依賴該問卷第二部分“土地情況”中的退耕還林還草面積。2018年國家發改委、財政部、國家林業和草原局、農業農村部、自然資源部聯合下發的《關于下達2018年退耕還林還草任務的通知》中，詳細規定了退耕還林還草的實施范圍以及各區縣的退耕面積。由于各個省份的退耕還林還草面積面臨政策的強約束，直接用農戶退耕還林還草面積難以體現各省份農民的真實意愿。另外，不同地區耕地坡度、沙化情況各不相同，不同農戶的耕地稟賦、家庭特征也各不相同。基于此，該研究弱化退耕面積大小，將重點放在退耕行為上。2018年下達各省份的退耕還林還草任務表僅是規定了各個縣域的退耕還林、還草面積，并沒有指向具體的農戶；且特別強調“各地要充分尊重農民意愿，不得強推強退；要優先安排符合退耕條件、群眾積極性高，前期準備工作充分的地方”。具體到符合退耕條件的農戶而言，他們有一定選擇權，即退耕還林還草工程的具體實施是充分尊重滿足退耕條件農民意愿的結果。實證模型的因變量為“是否有退耕還林還草行為”，具體而言，若全國農村固定觀察點農戶問卷“退耕還林還草面積”為正值，則樣本“是否有退耕還林還草行為”取值1，反之取值0，具體用tghl 指代。衡量農民新農保參與行為的變量主要來自農戶問卷第七部分“新型農村養老保險”支出金額題項的信息。由于農民繳納的金額基本固定，該研究也弱化了繳納金額大小，采用虛擬變量的形式反映農民新農保參與行為。具體而言，若全國農村固定觀察點農戶問卷“新型農村養老保險”支出金額為正值，則樣本“是否參加新農保”取值1，反之取值0，具體用xnb 指代。

由于采用的數據來自全國農村固定觀察點的農戶調查問卷，控制變量的選取依賴經濟常識和文獻，也受限于該問卷具體題項，主要包括“是否負債”“是否黨員戶”“是否少數民族戶”“家庭勞動力數”“家庭成員的健康情況”“年末擁有生產性固定資產原值”和“是否加入宗教”。需要強調的是，全國農村固定觀察點的農戶調查問卷是以“戶”展開調研，一般而言，“戶”由多名成員構成，基于此，反映單個農民個體特征的年齡、性別、教育程度等變量并不包含于所建立的實證模型中。“是否負債”能夠有效表明農戶的經濟狀況，一般而言，擁有負債的農戶經濟總體情況不理想，“負債”的農戶家庭可能更不愿意退耕還林還草，其對耕地的依賴程度更大。程名望等［27］基于微觀數據研究農戶收入差距時，也考慮了農戶負債的因素。“是否黨員戶”代表的是政治身份。擁有黨員等政治身份的農戶，可能更支持參加退耕還林還草工程。付振奇等［28］、程名望等［29］研究農戶行為和收入時，均著重考慮了黨員的政治身份因素。少數民族有相當比例人口居住在山區，由于要素資源短缺、人力資本較弱，民族地區經濟發展相對落后，少數民族戶對土地耕種收入的依賴性更強，農戶民族屬性可能影響退耕還林還草行為，吳樂等［20］具體分析了少數民族貧困地區退耕還林還草戶的復耕意愿。家庭勞動力數影響農戶退耕還林還草工程參與行為，家庭勞動力數反映了家庭的規模，勞動力數越多，在勞動力大量進城務工的大背景下，農戶取得的收入越多，對耕地的依賴也會越弱。家庭健康程度越差的農戶，醫療和住院費開支越大，人力資本稟賦也相對較差，獲取收入能力有限，對耕地所取得收入的依賴也越大。程名望等［27］研究表明，健康程度越弱的農戶更容易陷入“貧困陷阱”。宗教信仰會影響農戶的行為，相關研究比較普遍［30-32］，在探究農戶退耕還林還草行為時，也控制了農戶宗教信仰的影響。

3. 2 實證分析結果

表1 顯示了該研究主要變量的描述性統計分析結果。變量tghl 均值為0. 051，表明2018 年調查樣本中有5. 1%的農戶因退耕還林還草工程減少了耕地面積。由于第一輪退耕還林還草補助力度大，第二輪退耕還林還草補助力度小；且2018年調研時第二輪退耕還林還草工程已經持續推進了4年，從而導致2018年樣本農戶中的退耕還林還草農戶僅為5. 1%。《中國退耕還林還草二十年（1999—2019）》白皮書指出：經過20年的持續建設，截至2019 年底，退耕還林還草工程直接使4 100 萬農戶1. 58億農民直接受益，若按照2000、2010和2020年全國人口普查鄉村人口平均數計算，受益農民比例達到23. 8%。第一輪退耕還林還草長江和黃河中上游生態林補助標準達42 600元/hm2和30 000元/hm2，經濟林也分別達到26 625元/hm2和18 750元/hm2；而第二輪退耕補貼除去一次性種苗費外，統一定為18 000元/hm2［21］，遠低于第一輪的標準。

同理，截至2018年，樣本中，參加新農保的農戶比例為55. 6%。2014年，城鄉居民基本養老保險取代新農保，新型農村社會養老保險和城鎮居民社會養老保險合并，目前公布的數據均為城鄉居民養老保險參保人數。2018年底，城鄉居民養老保險參保人數為5. 24億人，約占當年總人數的37. 3%，低于該研究新農保參保農戶比例55. 6%。主要原因是中國目前的養老制度平臺主要分為城鎮職工養老保險和城鄉居民社會養老保險，有相當比例城鎮職工參與的是城鎮職工養老保險。

控制變量中，黨員戶、少數民族戶和宗教戶的比例分別為16. 5%、11. 9%和4. 4%。截至2021年底，中共黨員數量超過9 600萬名，占18歲以上人口比例約為8. 7%，農村黨員戶的定義標準是每戶至少有1名黨員，因此農村黨員戶比例更高；少數民族人口比例約為8. 5%左右，由于全國農村固定觀察點數據主要調查農村，而沒有統計城鎮人口，故調研的少數民族戶比例略偏高。2018年，被調研農戶中擁有負債的農戶家庭比例為1. 3%，比例不高，這是農村地區收入增長的重要佐證之一。需要注意的是，國家統計局全國農村貧困監測調查數據顯示：2018年末全國農村貧困人口1 660萬人，貧困發生率約為1. 7%，該研究依據數據調研的負債農戶家庭比例與貧困發生率大致接近。樣本農戶中，戶均勞動力數平均為2. 342人，目前農村地區三世同堂較為普遍，這也是平均勞動力數大于2人的重要原因。2018年農戶家庭平均每年的住院和醫療費開支平均為3 572. 64元，年末擁有的生產性固定資產原值平均為15 667. 09元。

參加新農保有利于農民退耕還林還草。表2 顯示Probit 模型估計結果，參加新農保xnb 前回歸系數為0. 177，且在0. 01的統計水平下顯著，表明農民參加新農保，提高了農民實施退耕還林還草行為的可能性。這證實了理論模型結論：新農保正向促進農民退耕還林還草，本質上是增加了預期收入，弱化了耕地經濟保障功能，從而一定程度上促進了農民參加退耕還林還草工程。長期以來，中國農村缺乏制度性養老安排，中國農民養老保障主要來源渠道之一就是耕地，土地承擔起重要的社會保障功能［33］，公共養老計劃缺乏背景下耕地是中國農民的命根子，耕地承載著農民生活的希望，是其生存保障的關鍵基礎。農民長年累月在耕地上勞作，形成了較深的戀地情結。“養兒防老”和“耕地”是私人養老安排的重要組成部分，新農保實施以前，農民年老時的基本生活除儲蓄外，主要依賴子女和耕地。在可以勞作的前提下，耕地給農村老年人帶來相對更為獨立、體面的保障。對部分農民而言，在身體康健的前提下，農民能夠自己勞作，也不愿主動依賴子女，這加重了農民對耕地的依賴。長期以來，為了獲得更多的耕地，農民不惜毀林毀草。新農保實施以后，年滿60周歲以上的農民可以按月領取養老金。新農保增加了農民年老時基本生活依賴的渠道，除了耕地和子女外，新農保也能帶來一份生活保障。耕地經濟保障功能的弱化，可能促使農民自發性退耕還林還草行為。2009年，國務院頒布《關于開展新型農村社會養老保險試點的指導意見》，其基本原則是“保基本、廣覆蓋、有彈性、可持續”。新農保制度推行重要意義之一是降低了農民對土地的束縛，實現老有所養。新農保制度一定程度上達到了政策效果，經濟獨立性的提高促進了農村居民養老質量的提升［34］，農民對年老后經濟保障的不確定性降低，安全感增加［35］，增加了他們自發性退耕還林還草行為的可能性。

控制變量中，家庭成員的健康狀況health 和年末擁有固定資產原值asset 兩個變量所對應回歸系數顯著，分別為-0. 064和0. 019。農民健康狀況越差，每年所花費的醫療和住院費開支越多，未來收入的不確定性越強，耕地是農民收入的基本保障，其采取退耕還林還草行為的可能性也越低。農民年末擁有固定資產原值越大，其采取退耕還林還草行為可能性也越高。農業固定資產投資金額相對較大，風險高，回收時間長，一般擁有固定資產原值越大的農戶家庭，經濟條件也相對寬裕，從而更可能退耕還林還草。

3. 3 穩健性檢驗

根據全國農村固定觀察點體系數據的特征更換實證模型和參數假設，來驗證Probit模型估計結果的穩健性。全國農村固定觀察點體系數據量大，覆蓋面廣，為實證分析提供了較好數據基礎。另一方面，由于該研究被解釋變量和核心解釋變量數據自身的特性，可能導致實證結果出現偏差。第一，新農保自變量所依賴數據存在“異方差”情況。新農保的開展是以試點縣的模式逐步推進，2009年國務院發布的《關于開展新型農村社會養老保險試點的指導意見》所確立的試點地區為4個直轄市以及320個縣域。試點縣模式導致的結果是新農保參與行為的異方差，新農保開展早的地區參保率高，而開展晚的地區參保率要低一些。此外，各省份經濟狀況、政策執行效率等特征也會導致新農保參與程度的異方差。第二，因變量“退耕還林還草”所依賴數據也可能存在“異方差”，原因是參與退耕還林還草的農戶主要在林區和牧區。2014年有關部委發布的《新一輪退耕還林還草總體方案》中，嚴重沙化耕地還林還草主要集中在河北、山西等北方13 個省份；2017 年5 月，國務院批準原國家林業局調減3 700萬畝（1畝約等于667 m2）陡坡耕地基本農田用于退耕還林還草，主要集中在云南省等18個省份。林區和牧區農戶的退耕還林還草行為與非這些地區的農戶存在顯著差異，也直接導致抽樣數據的異方差現象。雖然異方差不影響回歸系數估計的無偏性和一致性，但由于不再是同方差，依賴隨機擾動項方差信息等構造的回歸方程F檢驗、回歸系數t 檢驗等結果均失效。

為緩解核心解釋變量和被解釋變量所依賴抽樣數據的異方差現象，采用聚類穩健標準誤進行估計。一般來說，研究情景和數據特征存在差異，聚類選擇的層級也會有所差異。以往研究經驗法則一般是：當因變量的層級低于核心自變量的層級時，聚類標準一般定在核心自變量的層級。研究所依賴的調研數據中，參加新農保的農戶數量遠大于退耕還林還草農戶的數量；規模更大的集群考慮到了更廣泛的相關項，因此穩健性檢驗的數據聚類標準定在新農保這個核心自變量上。為了驗證Probit模型估計結果的穩健性，該研究不僅對主要自變量進行了聚類，估計模型也變更為logistic回歸模型。

基于聚類穩健標準誤的logistic 回歸模型估計結果（表3）與Probit回歸模型估計結果基本一致，主要區別是logistic回歸模型中家庭勞動力數labor 所對應回歸系數顯著。核心解釋變量新農保xnb 前回歸系數為0. 480，且高度顯著，驗證了Probit回歸模型估計結果的穩健性，即農民參加“新農保”提高了其參加“退耕還林還草”行為的可能性。另外，基于聚類穩健標準誤的logistic回歸模型中健康狀況health 和年末擁有固定資產原值asset 等變量回歸系數的符號和顯著性與Probit模型估計結果一致。

4 主要結論

該研究在構建農戶參加新農保對退耕還林還草行為影響理論分析框架的基礎上，采用全國農村固定觀察點體系的數據，實證分析了農民參加新農保對退耕還林還草行為的影響。該數據從經驗上證實了參加新農保有利于增加農民退耕還林還草行為的結論，基于聚類穩健標準誤的logistic 回歸模型估計結果驗證了該結論的穩健性。新農保的施行一定程度上替代了耕地的養老保障功能，該研究證實了當耕地養老保障功能弱化后，能夠促進農民退耕還林還草。另外，健康狀況越差的農戶，采取退耕還林還草行為的可能性越低；年末固定資產原值越大的農戶，越有可能采取退耕還林還草行為。

研究證實了新農保的開展提高了農民退耕還林還草行為的可能性，該結論政策啟示意義如下：①完善林區和牧區新農保制度，強化制度性養老保障，增強新農保的保障力度。逐步提高林區和牧區農村老年人養老金領取的金額，弱化耕地的保障功能，從根本上杜絕復耕。②鼓勵林區、牧區的農村老年人盡早參保，并多繳納保費。由于新農保的保基礎和廣覆蓋特性，目前中國新農保制度的主要問題是保障水平弱，農民所領取基礎養老金金額占農戶純收入比例低，弱化了新農保的保障功能。新農保保障金額與繳費年限和金額掛鉤，鼓勵林區、牧區的農戶早參保、多繳費，有利于提升新農保的保障力度，從而進一步提高農民退耕還林還草的動力，自發性杜絕復耕。③為優化退耕還林還草政策提供了思路。政策層面可以考慮將林區和牧區的新農保制度和退耕還林還草政策結合起來，統籌推進退耕還林還草工程。可以將退耕還林還草的部分甚至全部補貼經費融入林區和牧區農民的新農保賬戶，通過提高新農保預期的養老金金額，增強林區和牧區農民的退耕還林還草意愿，降低復耕風險。將針對林區和牧區退耕還林還草后的復耕懲罰性措施與新農保領取的前置條件關聯，增加復耕的代價。

退耕還林還草工程是自上而下的強制性制度安排。該研究的主要不足之處是農戶的退耕還林還草行為一定程度上是強制性制度安排下的結果，而沒有較為充分體現出農民自身的真實意愿。一個可以替代的方案是反向調查農民的復耕情況，如果新農保制度的推行能夠緩解復耕行為，則更有力地證明了研究結論，這也是下一步繼續研究的方向。但無論如何，全國農村固定觀察點的數據仍然能夠從一定程度上說明問題，即支持新農保推行增加了農民退耕還林還草行為可能性的結論。