新農(nóng)保是否促進(jìn)了兼業(yè)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出——基于斷點(diǎn)回歸的分析
發(fā)布時(shí)間:2021-03-24 19:49
[目的]研究新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)兼業(yè)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出是否具有促進(jìn)作用。[方法]文章先采用比較靜態(tài)分析,闡明了新農(nóng)保的政策效果對(duì)土地轉(zhuǎn)出的影響路徑,同時(shí),為了檢驗(yàn)這種影響路徑在現(xiàn)實(shí)中是否通暢,且影響程度如何,該文利用2014年CFPS數(shù)據(jù),采用模糊斷點(diǎn)回歸方法,對(duì)領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金促進(jìn)兼業(yè)農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出效果進(jìn)行了實(shí)證研究,并采用了不同帶寬、加入前定變量、多階驅(qū)動(dòng)變量、非參估計(jì)以及安慰劑測試等多種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。[結(jié)果]比較靜態(tài)分析說明新農(nóng)保的轉(zhuǎn)移性收入會(huì)對(duì)老年農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)收入產(chǎn)生替代作用,且替代彈性大于1,可以有效地減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)需求,從而促使老年農(nóng)戶將手中的土地釋放出來。而實(shí)證結(jié)果表明領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的農(nóng)戶,土地轉(zhuǎn)出率顯著提高30%。[結(jié)論]這說明了新農(nóng)保與土地養(yǎng)老保障之間確實(shí)存在明顯替代作用,社保體系的完善會(huì)為我國土地流轉(zhuǎn)的加快推進(jìn)提供良好的外部條件。
【文章來源】:中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃. 2020,41(06)北大核心CSSCICSCD
【文章頁數(shù)】:9 頁
【部分圖文】:
55~65歲老人參與新農(nóng)保比率
斷點(diǎn)回歸的有效性依賴于驅(qū)動(dòng)變量年齡的外生性,如果存在對(duì)年齡的自選擇現(xiàn)象,斷點(diǎn)回歸的結(jié)果是不可靠的。比如在該文中,農(nóng)戶有可能謊報(bào)年齡從而提前領(lǐng)取新農(nóng)保。檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量是否存在自選擇的一種方法是檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量的連續(xù)性[25]。因此,采用基于McCrary檢驗(yàn)的CJM檢驗(yàn)判斷驅(qū)動(dòng)變量在斷點(diǎn)處的連續(xù)性[26],檢驗(yàn)結(jié)果T值為1.28,不能拒絕驅(qū)動(dòng)變量連續(xù)的原假設(shè),并在圖2中給出了斷點(diǎn)附近驅(qū)動(dòng)變量年齡的密度函數(shù)圖,斷點(diǎn)兩邊的95%置信區(qū)間大部分重合,說明年齡不存在自選擇現(xiàn)象。斷點(diǎn)回歸的有效性還可以通過其他前定變量在斷點(diǎn)處的連續(xù)性來證明[20]。因此,該文在最優(yōu)帶寬下,檢驗(yàn)了其他前定變量的連續(xù)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明加入的所有前定變量都在斷點(diǎn)處連續(xù),詳細(xì)結(jié)果如表2所示。
在最優(yōu)帶寬下加入前定變量的結(jié)果如表3中RD2所示,結(jié)果表明,無論是估計(jì)參數(shù)、還是顯著性,相比未加入前定變量的RD1的回歸結(jié)果,都沒有太大變化。其次,根據(jù)最小信息準(zhǔn)則(AIC),該文確定驅(qū)動(dòng)變量最優(yōu)階數(shù)為1,因此在全樣本下,通過加入2~4階驅(qū)動(dòng)變量來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果表明,在不同階數(shù)下,領(lǐng)取新農(nóng)保對(duì)土地轉(zhuǎn)出均由顯著的正向作用(表4)。再通過比較參數(shù)估計(jì)與使用不同核的非參估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),理論上來講,Epanechnikov的結(jié)果應(yīng)該與最優(yōu)帶寬下參數(shù)估計(jì)的結(jié)果趨于一致,事實(shí)上,Epanechnikov核的估計(jì)結(jié)果為0.295,確實(shí)與參數(shù)估計(jì)結(jié)果十分接近,且在加入前定變量的情況下,Epanechnikov核的非參估計(jì)結(jié)果為0.317,也與參數(shù)估計(jì)結(jié)果十分接近。在使用其他兩種核的情況下,其估計(jì)結(jié)果分別為0.290和0.249,也與參數(shù)估計(jì)結(jié)果較為接近(表5)。另外,也可以在圖3中直觀地看出,兼業(yè)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出率,在斷點(diǎn)附近確實(shí)存在跳躍行為。
【參考文獻(xiàn)】:
期刊論文
[1]新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給行為的影響——基于PSM-DID方法的研究[J]. 周云波,曹榮榮. 人口與經(jīng)濟(jì). 2017(05)
[2]新農(nóng)保對(duì)中國農(nóng)村家庭收入的促進(jìn)效應(yīng)[J]. 秦昌才. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版). 2017(05)
[3]“新農(nóng)!睂(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響——基于浙江省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 張芳芳,陳習(xí)定,林學(xué)宏,周秝宸. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題. 2017(08)
[4]農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度下農(nóng)民養(yǎng)老保障問題思考[J]. 郎大鵬. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì). 2016(09)
[5]農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn):表現(xiàn)、成因及其形成機(jī)理——基于浙江省A鄉(xiāng)的分析[J]. 李毅,羅建平,林宇靜,牛星. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃. 2016(01)
[6]新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)地滯留[J]. 張錦華,劉進(jìn),許慶. 管理世界. 2016(01)
[7]基于新農(nóng)保視角的縮小城鄉(xiāng)居民收入差距探討[J]. 李瓊. 求實(shí). 2015(05)
[8]“養(yǎng)兒防老”還是“以地養(yǎng)老”:傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式分析[J]. 李永萍. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版). 2015(02)
[9]新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響:基于CFPS數(shù)據(jù)的研究[J]. 馬光榮,周廣肅. 經(jīng)濟(jì)研究. 2014(11)
[10]新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策效果評(píng)估——收入、貧困、消費(fèi)、主觀福利和勞動(dòng)供給[J]. 張川川,John Giles,趙耀輝. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊). 2015(01)
本文編號(hào):3098290
【文章來源】:中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃. 2020,41(06)北大核心CSSCICSCD
【文章頁數(shù)】:9 頁
【部分圖文】:
55~65歲老人參與新農(nóng)保比率
斷點(diǎn)回歸的有效性依賴于驅(qū)動(dòng)變量年齡的外生性,如果存在對(duì)年齡的自選擇現(xiàn)象,斷點(diǎn)回歸的結(jié)果是不可靠的。比如在該文中,農(nóng)戶有可能謊報(bào)年齡從而提前領(lǐng)取新農(nóng)保。檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量是否存在自選擇的一種方法是檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量的連續(xù)性[25]。因此,采用基于McCrary檢驗(yàn)的CJM檢驗(yàn)判斷驅(qū)動(dòng)變量在斷點(diǎn)處的連續(xù)性[26],檢驗(yàn)結(jié)果T值為1.28,不能拒絕驅(qū)動(dòng)變量連續(xù)的原假設(shè),并在圖2中給出了斷點(diǎn)附近驅(qū)動(dòng)變量年齡的密度函數(shù)圖,斷點(diǎn)兩邊的95%置信區(qū)間大部分重合,說明年齡不存在自選擇現(xiàn)象。斷點(diǎn)回歸的有效性還可以通過其他前定變量在斷點(diǎn)處的連續(xù)性來證明[20]。因此,該文在最優(yōu)帶寬下,檢驗(yàn)了其他前定變量的連續(xù)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明加入的所有前定變量都在斷點(diǎn)處連續(xù),詳細(xì)結(jié)果如表2所示。
在最優(yōu)帶寬下加入前定變量的結(jié)果如表3中RD2所示,結(jié)果表明,無論是估計(jì)參數(shù)、還是顯著性,相比未加入前定變量的RD1的回歸結(jié)果,都沒有太大變化。其次,根據(jù)最小信息準(zhǔn)則(AIC),該文確定驅(qū)動(dòng)變量最優(yōu)階數(shù)為1,因此在全樣本下,通過加入2~4階驅(qū)動(dòng)變量來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果表明,在不同階數(shù)下,領(lǐng)取新農(nóng)保對(duì)土地轉(zhuǎn)出均由顯著的正向作用(表4)。再通過比較參數(shù)估計(jì)與使用不同核的非參估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),理論上來講,Epanechnikov的結(jié)果應(yīng)該與最優(yōu)帶寬下參數(shù)估計(jì)的結(jié)果趨于一致,事實(shí)上,Epanechnikov核的估計(jì)結(jié)果為0.295,確實(shí)與參數(shù)估計(jì)結(jié)果十分接近,且在加入前定變量的情況下,Epanechnikov核的非參估計(jì)結(jié)果為0.317,也與參數(shù)估計(jì)結(jié)果十分接近。在使用其他兩種核的情況下,其估計(jì)結(jié)果分別為0.290和0.249,也與參數(shù)估計(jì)結(jié)果較為接近(表5)。另外,也可以在圖3中直觀地看出,兼業(yè)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出率,在斷點(diǎn)附近確實(shí)存在跳躍行為。
【參考文獻(xiàn)】:
期刊論文
[1]新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給行為的影響——基于PSM-DID方法的研究[J]. 周云波,曹榮榮. 人口與經(jīng)濟(jì). 2017(05)
[2]新農(nóng)保對(duì)中國農(nóng)村家庭收入的促進(jìn)效應(yīng)[J]. 秦昌才. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版). 2017(05)
[3]“新農(nóng)!睂(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響——基于浙江省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 張芳芳,陳習(xí)定,林學(xué)宏,周秝宸. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題. 2017(08)
[4]農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度下農(nóng)民養(yǎng)老保障問題思考[J]. 郎大鵬. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì). 2016(09)
[5]農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)風(fēng)險(xiǎn):表現(xiàn)、成因及其形成機(jī)理——基于浙江省A鄉(xiāng)的分析[J]. 李毅,羅建平,林宇靜,牛星. 中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃. 2016(01)
[6]新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)地滯留[J]. 張錦華,劉進(jìn),許慶. 管理世界. 2016(01)
[7]基于新農(nóng)保視角的縮小城鄉(xiāng)居民收入差距探討[J]. 李瓊. 求實(shí). 2015(05)
[8]“養(yǎng)兒防老”還是“以地養(yǎng)老”:傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式分析[J]. 李永萍. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版). 2015(02)
[9]新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響:基于CFPS數(shù)據(jù)的研究[J]. 馬光榮,周廣肅. 經(jīng)濟(jì)研究. 2014(11)
[10]新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策效果評(píng)估——收入、貧困、消費(fèi)、主觀福利和勞動(dòng)供給[J]. 張川川,John Giles,趙耀輝. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊). 2015(01)
本文編號(hào):3098290
本文鏈接:http://sikaile.net/jingjilunwen/nongyejingjilunwen/3098290.html
最近更新
教材專著