养老保障是否会减少农民劳动供给*——基于CHARLS数据的研究

李 慧，孙东升

(1.首都经济贸易大学劳动经济学院，北京 100070； 2.中国农业科学院农业经济与发展研究所，北京 100081)

0 引言

随着经济的发展和城镇化进程推进，劳动力的转移和老龄化等问题引起了社会对农民群体劳动供给的关注。在“用工荒”“招工难”等问题频繁出现的情况下，社会养老保障的逐步完善是否会降低劳动的供给是一个值得研究的问题。根据国外经验，一些发达国家建立的社会保障制度不仅为劳动者提供了安稳的生活，还对劳动参与率产生了一定的影响，造成了劳动供给的下降，由此引发了学者关于社会保障和劳动供给的研究讨论。发达国家对于社会保障的关注更多地出于过度保障降低生产率的角度，而从我国当前的情况而言，对农民群体提供的保障还处于一个逐步完善和加强的阶段，不存在过度保障的情况，更主要是从观测的角度出发，关注社会保障对劳动供给的影响并调整改善政策供给。

目前关于农村社会保障对农村劳动供给的影响研究相对较少。一些学者运用不同的数据和方法得出了不同的结论，主要的观点有两种。第一，认为社会保障对农村的劳动供给有积极的影响。这里的积极不是单纯地指增加，而是指对农民有好处的正向影响。例如许庆等[1]利用2011和2013年两期CHARLS数据分析了新农合对农村妇女劳动供给的影响，认为新农合对妇女的劳动供给决策有正向影响。由于医疗保障的健全，农村妇女身体更为健康，愿意增加劳动，这是一种积极的影响。黄宏伟等[2]、张川川等[3]、程杰[4]认为农村的养老保险明显降低了农民的劳动供给，其中对于农村老年人的农业劳动供给影响更大。由于养老保障的健全，农民可以减少劳动供给，这也是一种积极的影响。巴西和阿根廷的数据也表明养老金可以增加老年人减少劳作的概率[5-6]。另一种观点认为社会保障对农民的劳动供给影响不明显或没有影响。解垩[7]运用断点回归的方法研究认为农村老年人劳动供给决策和劳动供给时间不受“新农保”政策的影响，此外“新农保”对心理健康等也没有影响。对于发展中国家来说失业是比较严重的问题，特别是对于一些贫穷的家庭，养老保障并不能满足其生活需要，所以对劳动供给的影响很难体现，对墨西哥的研究也支持了以上结论，认为养老金并不能改变劳动力的供给[8]。

以上对劳动供给的研究大多集中于劳动的参与率和每年的劳动供给总时间，很少关注到每周的劳动时间。文章认为在养老保障的起步阶段，养老保障可能会从心理上起到影响从而减少短时间内劳动的密集度。在此假设的基础上，该文运用对养老保障对我国农民群体每周的劳动供给时间给进行研究，研究对象大部分为45岁以上农民群体，是我国农业的主要劳动力。该文将养老保障看作一种长期存在的制度，在无形中影响人们的思维和行为，从而影响劳动供给行为。

1 数据来源与变量说明

1.1 数据来源

该文使用2013年“中国健康与养老追踪调査”(CHARLS)的数据进行分析研究。2013年CHARLS数据对全国28个省份的居民进行调查，调研对象主要是45岁以上的人群，样本共计1.860 5万份。该文对该调研数据库进行筛选，根据户口选项选择了农业户口，另外删除掉一些缺失了关键变量的样本，最终得到样本量为8 020份。

1.2 变量设定

表1 变量描述性统计

变量名称平均值标准差最小值最大值 劳动供给(h/年)1436 851129 1345184 劳动供给(h/周)57 1728 111112 性别(男=1，女=0)1 530 5001 年龄(周岁)61 6510 6917103 教育程度2 981 7419 婚姻0 770 4201 健康状况3 531 0415 家庭成员数(人)3 181 73014 家庭年收入(万元)2 0011154 3761470120

表2 变量解释

变量名称变量解释频数比例(%) 性别女=0424852 97 男=1377247 03 年龄年龄<45871 06 45≤年龄<60385948 13 年龄≥60407450 78 健康1非常好3624 51 2比较好84010 47 3一般244530 49 4还可以292736 5 5不太好144618 03 婚姻状况0其他182922 81 1已婚并且婚姻完整619177 19 家庭成员数家庭成员数≤4616476 86 4<家庭成员数<8173521 64 家庭成员数≥8700 86 是否有养老保障0162520 26 1639179 69

(1)劳动供给。劳动供给可以用每年劳动天数[2]、每年劳动小时数等指标来衡量。该文认为每周劳动小时数可以体现农民的劳动密集度，因此对每年劳动时间和每周劳动时间都进行了研究。按照CHARLS问卷的分类，农民的劳动供给主要包括农业打工和自家农业生产经营活动，另外还包括在工作单位的劳动。问卷详细询问了“过去一年有几个月参与劳动”、“一周干几天”和“每天干几个小时”等问题，问题标号为FC004、FC005、FC006、FC009、FC010、FC011、FE001、FE002、FE003。劳动不包括家务和志愿活动，但包括家庭经营性帮工，也可以认为这里的劳动是指可以获得收入和报酬的劳动。

劳动供给总时间(h/年)=劳动月数×4×劳动天数/周×劳动小时数/天

(此处一个月按4周计算)

劳动供给强度(h/周)=劳动天数/周×劳动小时数/天

(2)性别。男性占比47.03%，女性占比52.97%。调研比例基本上是各占一半，比较均衡。

(3)年龄。45岁以下农民占比1.06%， 45岁到60岁之间占比48.13%， 60岁以上占比50.78%，基本符合CHARLS的调研要求，也能较为全面地反映45岁以上农民的情况，尤其是中年农民和老年农民比例接近各占一半，对该文研究中老年农民的劳动供给很有帮助。

(4)健康程度。有77%的农民认为自己的健康情况好或者一般，有18.03%的农民认为自己的健康情况不好，说明我国农民群体健康状况大部分为良好。

(5)婚姻状况。该文将已婚且婚姻状况完整的归为1，占比77.19%，其他的情况(包括离异、丧偶、未婚、同居等)归为0。数据显示大部分农村家庭婚姻状况完整，符合农村情况。

(6)家庭成员数。家庭成员指除了本人和配偶之外的其他家庭成员。有76.86%的家庭拥有少于等于4人的家庭成员。

(7)养老保障。该文将各类养老保障都考虑在内，包括政府机关和事业单位退休金、企业职工基本养老保险、企业补充养老保险(企业年金)、商业养老保险、人寿保险、农村养老保险(老农保)、城乡居民社会养老保险、城镇居民养老保险、新型农村社会养老保险(新农保)、征地养老保险(失地养老保险)、高龄老人养老补助(补贴)和其他保障共计12类。有其中任何一项保障认为是有保障，计为1； 其他没有保障计为0。

2 实证模型

该文研究的因变量是劳动时间供给，包括每周劳动供给时间和每年劳动供给时间。当农民提高劳动时才能观察到劳动时间，不劳动时则没有观察时间，因此有大量的0存在，样本有偏。因此选择Tobit模型，基本模型[9]如下：

(1)

(2)

该文将模型扩展如下：

Yi=β0+β1Gi+β2Ai+β3Hi+β4Mi+β5Fi+β6Si+εi

(3)

式(3)中，Yi表示劳动供给时间；G表示性别；A表示年龄；H表示健康；M表示婚姻；F表示家庭成员数；S表示养老保障。i表示个体，εi表示误差项。

YYHi=β0+β1Gi+β2Ai+β3Hi+β4Mi+β5Fi+β6Si+εii

(4)

YWHi=β0+β1Gi+β2Ai+β3Hi+β4Mi+β5Fi+β6Si+εi

(5)

式(4)中，YYHi表示农民一年的劳动时间(以小时计算)，式(5)中，YWHi表示农民一周的劳动时间(以小时计算)。

考虑到我国农民劳动供给存在着老龄化和妇女化的现象[10-12]，该文分别讨论了老年人和中青年人、男性农民和女性农民的情况。

(6)

(7)

式(6)和式(7)分别表示老年人和中青年人的情况。其中老年农民指61岁及以上的农民，中青年表示60岁及以下的农民。(划分依据：根据城乡居民社会养老保险的实际工作，农民领取养老金的实际年龄为61周岁，所以按照61周岁划分。)

YWH(male)i=β0+β2Ai+β3Hi+β4Mi+β5Fi+β6Si+εi

(8)

YWH(female)i=β0+β2Ai+β3Hi+β4Mi+β5Fi+β6Si+εi

(9)

式(8)和式(9)分别表示男性农民和女性农民的情况。

表3 模型结果1

变量每周劳动时间(公式5)每年劳动时间(公式4)系数标准差系数标准差 性别-5 4731∗(0 0740)3 05790 5872(0 8540)3 1801 年龄-0 3103∗(0 0510)0 1592-0 2424(0 1400)0 1642 健康1 0592(0 4610)1 43662 3316(0 1190)1 4969 婚姻状况9 4746∗∗(0 0230)4 1531-3 6801(0 3840)4 2241 家庭成员数-1 2861(0 1500)0 89260 2669(0 7720)0 9203 是否有养老保障-9 2487∗∗∗(0 0010)3 6054-4 1350(0 2840)3 8617 常数项-61 6897∗∗∗(0 0000)13 1636123 6389(0 0000)13 4456 样本数量80208019 对数似然值-10684 76-50944 86 卡方检验统计量(自由度8)30 185 77 P值是否显著0 0000∗∗∗0 4490 虚拟判定系数0 00140 0001

3 模型结果

该文运用STATA13.0软件，用Tobit模型对文章第2部分中的模型(4)～(9)进行计算，得出结果如表3、表4和表5所示。

由表3结果可知，式(5)的模型显著通过，式(4)的模型没有通过。式(5)的模型表示农民每周的劳动时间受到的影响，其中，性别、年龄、婚姻和养老保障对农民每周的劳动时间有显著的影响：每周女性比男性多劳动5.5h； 随着年龄的增长每周劳动时间逐渐减少； 婚姻完整的农民需要投入更多的劳动，每周要多劳动9.5h； 没有养老保障的农民比有养老保障的农民每周多劳动9h。通过以上分析发现，养老保障对农民每年劳动的总时间影响不显著，说明对劳动供给的总量影响不确定。养老保障减少了农民每周的劳动时间，说明减少了农民短时间内的劳动密集度，假设在单位时间内(如1d)的劳动强度是固定的，每周劳动时间的减少会减轻农民的劳作负担，有益身体健康。

表4 模型结果2

变量农民老年农民(公式6)中年农民(公式7)系数系数系数系数系数标准差 性别-5 4731∗(0 0740)3 0579-4 1901(0 3250)4 2598-6 9593(0 1210)4 4815 年龄-0 3103∗(0 0510)0 1592-0 3400(0 2530)0 29710 4164(0 3900)0 4842 健康1 0592(0 4610)1 43662 7014(0 1790)2 0117-0 4223(0 8370)2 0471 婚姻状况9 4746∗∗(0 0230)4 15315 5590(0 2570)4 905016 5628(0 0360)7 9001 家庭成员数-1 2861(0 1500)0 8926-0 0513(0 9640)1 1269-3 0338((0 0320)1 4111 是否有养老保障-9 2487∗∗∗(0 0010)3 6054-14 1661∗∗∗(0 0000)4 8709-2 6951(0 6120)5 3109 常数项-61 6897∗∗∗(0 0000)13 1636-56 5909∗(0 0200)24 3785-105 2057(0 0000)28 8149 样本数量802040743946 对数似然值-10684 76-5109 37-5566 74 卡方检验统计量(自由度8)30 1824 5010 59 P值是否显著0 0000∗∗∗0 0004∗∗∗0 1020 虚拟判定系数0 00140 00240 0010

由表4结果可知，式(6)的模型显著通过，式(7)的模型没有通过。式(6)的模型表示老年农民每周的劳作时间受到的影响。其中最显著的影响就是养老保障，说明养老保障对老年农民劳作强度的影响很明显，没有养老保障的老年农民比有养老保障的老年农民每周多14h的劳动。式(7)的模型表示中青年农民每周的劳作时间受到的影响，没有显著通过说明养老保障对中青年劳动强度的影响不是很明显，这主要是因为中青年农民肩负着子女上学、婚姻、老人养老等负担，并不会因为相对长远的养老保障而减少当前的劳动。

表5 模型结果3

变量农民男性农民(公式8)女性农民(公式9)系数系数系数系数系数标准差 性别-5 4731∗(0 0740)3 0579 年龄-0 3103∗(0 0510)0 1592-0 4888∗∗(0 0430)0 2411-0 1670(0 4430)0 2178 健康1 0592(0 4610)1 43661 2746(0 5560)2 16400 9791(0 6100)1 9209 婚姻状况9 4746∗∗(0 0230)4 153110 3576(0 1120)6 521310 3496∗(0 0620)5 5546 家庭成员数-1 2861(0 1500)0 8926-2 0743(0 1260)1 3540-0 5824(0 6260)1 1934 是否有养老保障-9 2487∗∗∗(0 0010)3 6054-15 9723∗∗∗(0 0000)5 3922-6 5394(0 1780)4 8572 常数项-61 6897∗∗∗(0 0000)13 1636-52 0211∗∗∗(0 0070)19 3728-75 6944∗∗∗(0 0000)18 4214 样本数量802037724248 对数似然值-10684 76-4824 43-5857 92 卡方检验统计量(自由度8)30 1821 3610 03 P值是否显著0 0000∗∗∗0 0007∗∗∗0 0745∗ 虚拟判定系数0 00140 00220 0009

由表5结果可知，式(8)的模型显著通过，式(9)的模型也基本通过。式(8)的模型表示男性农民每周的劳作时间受到的影响。其中最显著的影响是年龄和养老保障，随着年龄增加男性农民会逐渐降低劳动强度，如果有养老保险，他们每周会减少16h的劳动，平均每天减少多于2h的劳动。式(9)的模型表示女性农民每周的劳作时间受到的影响，养老保险没有显著通过说明女性农民相比较而言更谨慎和勤劳，她们可能需要更多的保障程度才能适当减少劳动； 而婚姻状况对女性的影响更明显，拥有完整婚姻的女性会投入更多的时间参与劳动。

4 结论与政策建议

通过研究，该文得出的结论是养老保障对农民全年的劳动总供给时间影响不明显，但可以降低农民的劳作密集度，具体体现为每周的劳动时间会随着养老保障的提高而减少。此外性别、年龄和婚姻也对农民每周的劳动时间也有显著的影响。从年龄上看，养老保障对老年人的劳动供给影响更大，拥有养老保障的老年农民每周减少14h的劳动； 从性别上看则对男性农民的影响更明显，拥有养老保险会让男性农民每周会减少16h的劳动。该文研究的养老保障包括了12个类型的养老保障，此外还通过单独对农村社会养老保障的研究得出了基本相同的结果，说明养老保障对农民的劳动强度有较为明显的减少作用。从经济学理性人的假设角度来看，农民有了养老保障之后会在心理上有放松的感觉，进而开始关注健康，减少短时间密集的劳动。

该文认为农村社会养老保障对于改善农民生活质量和提高幸福指数的作用值得肯定，因此建议大力加强农村社会养老保障体系建设和尽快推进城乡一体化进程，让农民享受到同样的养老保障并且减轻其劳作负担。

[1] 许庆， 刘进.“新农合”制度对农村妇女劳动供给的影响.中国人口科学， 2015， (3)：99～107，128

[2] 黄宏伟， 展进涛，陈超.“新农保”养老金收入对农村老年人劳动供给的影响.中国人口科学， 2014， (2)：106～115，128

[3] 张川川，John Giles，赵耀辉.新型农村社会养老保险政策效果评估——收入、贫困、消费、主观福利和劳动供给.经济学(季刊)， 2015， 14(1)： 203～230

[4] 程杰. 养老保障的劳动供给效应.经济研究， 2014， 49(10)： 60～73

[5] De Carvalho F.Old-age benefits and retirement decisions of rural elderly in Brazil.Journal of Development Economics， 2008, 86(1): 129～146

[6] Bosch M，Guajardo J.Labor market impacts of non-contributory pensions：The case of Argentina′s mora-torium.Working Paper， 2012

[7] 解垩.“新农保”对农村老年人劳动供给及福利的影响.财经研究， 2015， 41(8)： 39～49

[8] Juarez L.The effect of an old-age demogrant on the labor supply and time use of the elderly and non-eld-erly in Mexico.The B.E.Journal of Economic Analysis & Policy， 2010， 10(1)： 1～27

[9] 周华林， 李雪松.Tobit模型估计方法与应用.经济学动态， 2012， (5)： 105～119

[10]蒋勇， 林柏浪，陈泮，等.我国农业劳动力转移问题的思考.中国农业资源与区划， 2009， 30(4)： 16～20

[11]王迎春， 张婧，王艳丽，等.我国“农民断层”问题的现状及其原因.中国农业资源与区划， 2013， 34(6)： 187～191

[12]欧阳涛， 龙晶.农村劳动力结构性短缺的影响因素分析——基于湖南省224份问卷的调查.中国农业资源与区划， 2016， 37(2)： 124～129