新农保对农村老年人劳动供给的影响※

鲁 靖 秦 杰

一、 引 言

作为一个发展中国家，我国正经历着人口迅速老龄化的过程。根据中国第六次全国人口普查报告，60岁以上的人口比例从2000年的10.33%增加到2010年的13.34%(国家统计局，2011)。同时，随着农村青壮年劳动力流向城镇，目前我国农村60-69岁的老年人仍有2/3从事劳动生产(庞丽华等，2003)，为了获取生活资料，农村老年人不得不“无休止劳动”，直到不能劳动为止(张川川，2011)，这种延长性劳动的行为是基于农村老年人对基本养老的需求。为了解决农村老年人的养老问题，保证农村老年人能够老有所养，2009年我国颁布了《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，为农村老年人提供社会养老服务，并且在2012年底在农村地区基本实现了新农保的全覆盖。结合实际情况，本文将探讨新农保制度对我国农村老年人劳动供给有何影响，新农保能否解决农村老年人老有所养的问题。

二、 文献综述

国外研究关于社会保障制度对劳动力供给的影响非常有限，而且结论不一。有文献研究表明，社会保障制度对农村老年人的劳动供给为负相关关系。如Ranchhod(2006) 通过调查问卷的方式研究南非退休养老制度对劳动力供给影响，发现养老制度显著降低了就业率和减少了劳动供给。de Carvalho Filho (2008) 研究发现巴西农村老年退休金导致提前退休的概率增加了38%，每周劳动时间减少22.5个小时。另外有文献得出相反的结论，认为社会保障制度会增加劳动供给，如Posel(2006)研究南非养老金对于劳动供给的影响，得出养老金在寻找工作方面发挥重要作用，对于农业供给有正向影响。还有文献得出社会保障并不会显著影响劳动力供给，如Juarez (2010) 。导致这些不同结论的原因可能在于：第一，社会保障制度对劳动供给存在着替代效应和收入效应，当替代效应大于收入效应时，劳动者会选择减少劳动供给；反之，则会增加劳动力供给(刘凌晨，2016)；第二，当实施社会保障制度时，政策环境和制度安排的不同，在这种情况下对于劳动力供给的影响也会不同。

国内研究新农保的文献主要关注其减贫效应、养老模式、家庭代际支持、劳动力供给、居民消费等方面的影响(薛惠元，2013；程令国等，2013；陈华帅等，2013；黄宏伟等，2014；范辰辰等，2015)。其中主要探讨新农保对养老模式和劳动力供给两个方面的影响。关于新农保对养老模式影响的研究中，新农保制度提高了农村老年人的经济独立性，减少了老人对子女的经济依赖，更多的要求“社会照料”(程令国等，2013)，在一定程度上实现了由“家庭养老”转向“社会养老”(张川川等，2014；杨政怡，2016)，同时为了提高社会对新农保的认可度，新农保投入水平的覆盖率尤为重要(王增文等，2015)。在研究新农保对劳动力供给的文献中，解垩(2015)以CHARLS两期数据进行差分-断点回归，通过断点回归的方法主要考察新农保对农村老年人劳动供给的影响，得出新农保对农村老年人劳动供给并不显著。张川川(2015)基于中国健康与养老追踪调查数据，断点回归分析得出：新农保显著降低了老年人工作的概率。刘亚洲等(2016)根据全国抽样数据进行分析，得出新农保显著减少了劳动供给时间，但是幅度有限，并且劳动减少的时间具有地域性的特点。赵晶晶等(2017)基于2013年CHARLS数据，通过实证分析得出：新农保对于老年人劳动供给具有显著影响，其中对男性的劳动力供给的影响大于女性。

本文在前人研究的基础上继续探讨新农保对农村老年人劳动力供给的影响，延伸之处在于：一是通过农村老年人劳动参与率和劳动供给时间来衡量农村老年人劳动供给，并且在此基础上将劳动分为农业劳动和非农劳动；二是本文基于2015年最新发布的中国健康与养老追踪调查数据进行断点回归，分析新农保对农村老年人劳动供给的影响，使得结论更加可靠。

三、 研究假说及研究方法

1. 研究假说

随着农村养老保障制度的不断完善，对于我国农村老年人来说，由于养老金收入的增多使得其预算约束得到放松，农村老年人经济状况不断得到改善(刘亚洲，2016)，同时，我国正处于二元经济结构转型时期，非农部门对农村剩余劳动力有着迫切需求，而且户籍制度的放松对农村剩余劳动的转移有着积极影响，农村劳动力由农业部门向非农部门转移成为必然趋势(李勇，2016)。因此，农村老年人在预算约束放松的情况下，会做出不同的决策行为。影响机制分为以下两个方面：一方面，社会保障制度会促进农村老年人劳动供给的减少，这类劳动供给主要集中在农业劳动。社会保障制度会提高农村老年人的收入水平，并且从事农业劳动有着时间长、强度高等特点，出于自身情况的考虑，在不减少原有效用水平情况下，农村老年人将选择减少或者停止农业劳动供给。另一方面，社会保障制度会促进农村老年人劳动供给的提高，这类劳动供给主要集中在非农业劳动。由于农村老年人得到相应的社会保障，除了消费和储蓄的预算约束得到放缓，就业投资的约束也得到相应的缓解，农村老年人将更多地选择进行人力资本投资，有别于以往对农业劳动的大量投入，转而提高非农就业机会，增加非农劳动时间供给。

通过以上分析，养老保障对于我国农村老年人来说使得农业劳动供给减少，而非农劳动供给得到增加。目前，我国的农村老年人社会养老保障水平正处于完善阶段，新农保的实施放松了农村老年人的预算约束，导致农村老年人对劳动供给的不同决策行为。一方面，新农保使得农村老年人(特别是从事农业劳动的人)维持原有生活水平的情况下，更倾向于减少农业劳动供给。另一方面，新农保提高了农村老年人的收入，使其就业约束得到放缓，增加了人力资本投资，非农劳动的就业机会得到提高，最终增加了非农劳动供给。基于以上分析本文提出以下假说：

假说1: 新农保的实施对农村老年人农业劳动供给影响显著为负。

假说2：新农保的实施对农村老年人非农劳动供给影响显著为正。

2. 断点回归

在用于识别因果效应的计量方法中，断点回归使用最为广泛。在分析新农保对农村老年人劳动供给影响时，断点回归帮助解决了模型的内生性问题(Battistin et al，2009)。对于参与新农保的农村老年人来说，当年龄达到60岁时，可以领取养老金来提高自身生活质量。由此推断，在60岁附近领取新农保的概率会发生急剧变化。此时年龄作为驱动变量并不受农村老年人的完全控制，那么领取新农保的状态作为处理变量，可以视作对劳动力供给产生影响。按照领取新农保年龄规则，即年满60岁才可以领取：

(1)

其中，Di为处理状态变量，表示是否领取新农保，等于1表示领取新农保，否则为0；zi表示受访者i的年龄，Di称作驱动变量。如果(1)式成立，对以下方程进行回归分析可得新农保对劳动力供给的影响：

Yi=α0+α1Di+ui，其中Di=1

(2)

其中Yi代表农村老年人劳动供给，Di是年龄为i领取新农保的比例。(1)式成立时，我们称所采用方法为精确RD(Sharp RD)。在很多情况下，处理状态Di虽然为驱动变量zi的非连续函数，但在断点处，即在年龄为60岁时人们是否领取新农保未必是从0到1的变化，例如本文农村老年人受到新农保实施情况的影响，有可能在60岁之前领取新农保，也有可能在60岁之后才能领取，只是增大了Di取值为1的概率，即Di与zi存在如下关系：

(3)

在本文的研究背景下我们假定g1(zi)>g0(zi)。即60岁及以上的参保者领取养老金的概率大于60岁以下的参保者，按照政策规定，这是一个非常合理的假定。在(3)式成立的情况下，我们称之为模糊RD(Fuzzy RD)。

Fuzzy RD估计可以通过IV估计(Cook，2008)，新农保对劳动供给的影响具体表示为：

Yi=α0+α1Di+f(zi)+ui，其中Di=1ifzi≥60

(4)

为了保证RD估计的有效性，Lee(2008)提出检验前定变量的连续性，如果前定变量不显著，则说明RD估计的有效性，本文中关于检验前定变量的连续性的方程与公式(4)相似，估计方程如下：

Yj=β0+β1Di+f(zi)+ui，其中Di=1ifzi≥60且i≠j

(5)

其中，Yj表示前定变量。如果β1不显著，则连续性假设成立。本文中检测的前定特征包括样本的个人特征和家庭特征。

四、 数据来源和描述性统计

1. 数据来源

本文的数据采用2015年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)。由北京大学国家发展研究院主导，主要是对我国45岁及以上的居民进行两年一次的的调查。正是因为CHARLS是目前国内唯一以中老年为调查对象的调查数据，更具有代表性，有助于分析人口老龄化等相关问题的研究。

在样本的选择上，为了防止劳动供给受到社会保障制度的影响，本文将“具有农村户籍，只参加新农保未享受其他养老保险的老年人”作为研究对象，在对年龄、户籍进行初步筛选后，同时考虑到样本年龄在60岁时，可能混合了领取新农保前后的信息。因此，剔除年龄正好是60岁的样本。经过删选后，用于研究的农村老年人为3008个。

2. 变量选取和描述性统计

由上述研究可知，对于农村老年人劳动供给的影响因素主要是新农保制度、个人特征以及家庭特征等因素。对于被解释变量(老年人劳动供给)由劳动参与率和劳动供给时间来衡量，劳动参与率分为两种，分别为从事农业打工、自家农业生产经营活动的农业劳动参与率和从事受雇、非农自雇和为家庭经营活动帮工的非农业劳动的参与率。同样，劳动供给时间也分为两种，分别为从事农业打工、自家农业生产经营活动的农业劳动时间和从事受雇、非农自雇和为家庭经营活动帮工的非农业劳动时间。解释变量包括三个部分：一是新农保的参与程度，这是考虑到参与新农保具有自选择问题，是一个考虑了多方面问题的结果，如果在具体模型中不考虑自选择问题，可能会导致模型的内生性问题，影响估计结果；二是个人特征控制变量包括性别、是否在婚；三是家庭特征包括土地面积和耐用消费品价格。由表1可知，本文选用农业劳动参与度、农业劳动时间、非农劳动参与度、非农劳动时间来估计劳动供给，其中58%的农村老年人参与农业劳动，农业劳动时间为653小时，23%的农村老年人参与非农劳动，非农劳动时间为499个小时，可以看出农业劳动供给和非农劳动供给之间有着显著差异，从个人特征来看，农村老年人的在婚比率为83%，男性占比为47%；从家庭特征看，土地面积平均为4.19亩，耐用消费品价格为5328.21元。

五、 实证结果及分析

1. 图形分析

通常，在得出实证结果之前，先用图像的形式直观的反映分组变量与处理变量之间的联系，这将会更有助于理解断点回归的含义。

图1中，X轴表示样本的年龄，Y轴表示领取新农保的概率，点说明在各个年龄领取新农保的比例。根据上文所述，为了防止领取新农保前后的信息混合，因此剔除年龄为60岁的样本。通过图1可以看出，领取新农保的概率在60岁有着明显的跳跃，年龄为61岁的农村老年人领取新农保的比例在90%左右，相比年龄为59岁领取新农保的比例增加60%左右，并且随着年龄的不断增加，领取新农保的比例都保持着较高的程度，由于在年龄为60岁附近，样本在各方面均为系统差别，故年龄为60岁的跳跃唯一原因是领取新农保的处理效应。基于此，可将此跳跃视为在年龄为60岁处新农保对劳动供给的因果效应。

表1 样本描述统计

图1 年龄与领取新农保概率的关系

表2的回归结果验证了图1中的结论。表中的结果变量为是否领取新农保，考虑到年龄可能不以是否领取新农保的方式对劳动供给产生影响，从而导致模型的内生性问题，根据(Heckman & Robb,1986)通过以年龄的多项式来进行“控制”。表2中的三组回归分别控制年龄(相对于60岁)的不同阶数，依次为1阶、2阶、3阶。第(1)-(3)列中的系数分别是0.800、0.726、0.568，均在1%水平上显著。这说明在领取新农保前后有着显著变化。F值分别为4616.4、2832.7、2060.6，均远大于10，这说明年龄大于60这个哑变量对于领取新农保的概率能够进行可靠地预测，即年龄大于60可作为本文模型中的工具变量。

表2 年龄对新农保的影响

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

2. 假设前检验

根据上文提到在回归分析之前，我们需要进行一些关于RD有效性的检验。Lee&Lemieux(2010)提出：以检验前定变量的连续性的方式来检验RD的有效性。这一节中我们将检验在领取新农保前后的农村老年人在前定变量上有何不同。其中：性别和婚姻状况表示个人特征，而土地面积和耐用消费品价格表示家庭特征。

图2初步显示了检验结果。X轴表示样本年龄，Y轴表示前定变量的取值。通过图2可以得出分别代表个人特征和家庭特征的四个前定变量，当年龄从59岁(领取新农保前)到61岁(领取新农保后)时，均没有发生显著跳跃，连续性假设初步成立。

表3显示了回归结果。表中结果变量是：性别(第1列)，婚姻状况(第2列)，耕地面积(第 3列)，耐用消费品价格(第4列)。从第1-4列中，领取新农保作为工具变量的系数为0.026、0.084、0.254、2500.306，均不显著，这说明前定变量在领取新农保前后没有显著跳跃，与图2所得的结论一致，前定变量的连续性假设成立。

图2 领取新农保对前定变量的影响

表3 领取新农保对前定变量的影响

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

3. 新农保对农村老年人劳动参与度和劳动时间的影响

图3显示了新农保对农业劳动供给和农业劳动时间投入的影响，图4显示了新农保对非农劳动供给和非农劳动时间投入的影响，由图3可知，当年龄在60岁前后变化时，农业劳动供给和农业劳动时间投入有显著下降。而图4显示在60岁附近时，非农业劳动供给和非农业劳动时间投入显著上升。

虽然图形已经直观地展示了新农保对农业劳动供给和农业劳动时间投入的影响，以及对非农业劳动供给和非农业劳动时间投入的影响，但是我们需要进一步用回归来检验本文的合理性。

图3 新农保对农业劳动供给和农业劳动时间投入的影响

图4 新农对非农业劳动供给和非农业劳动时间投入的影响

注：(1) 样本为年龄在45到75岁的家庭。(2) X轴表示样本年龄，Y轴分别表示非农劳动参与度和非农劳动时间投入。

表4显示了新农保对农业劳动供给和农业劳动时间投入的影响，从第(1)列可以看出领取新农保前的系数为-0.068，并且在1%水平下显著。这说明领取新农保会使得农业劳动供给的概率下降约7%，第(2)列显示，领取新农保前的系数为-75.797,在1%的显著性水平下显著，对于仍然在工作的农村老年人口来说，新农保对其劳动投入有显著影响，减少约76个小时，支持假设1。

表5显示了新农保对非农业劳动供给和非农业劳动时间投入的影响，从第(1)列可以看出领取新农保前的系数为0.067，且在1%水平上显著。这说明领取新农保会使得非农业劳动供给的概率上升约6.7%，第(2)列显示，对于仍然在工作的农村老年人口，新农保对其非劳动投入有显著影响，增加约59个小时，支持假设2。

4. 新农保对农村老年人劳动供给的性别差异

通过以上分析，新农保对农村老年人劳动供给有着显著影响，即对于农村老年人来说，新农保对农业有着显著负相关性，对非农劳动有着显著正相关性。

表4 新农保对农业劳动供给和农业劳动时间投入的影响

表5 新农保对非农业劳动供给和非农业劳动时间投入的影响

为了进一步分析新农保与农村老年人劳动供给间的关系，本文从性别差异角度研究二者间的关系。

表6 性别特征对农业劳动供给的影响

为了进一步考察新农保对农村老年人劳动供给影响，本文从性别差异角度研究二者之间的关系。通过实证分析得出：在农业劳动方面，女性的农业劳动参与率为减少了9.3%，农业劳动供给时间减少约255个小时，均在1%的水平下显著，相比较而言，男性在农业劳动参与率和农业劳动时间供给均小于女性，农业劳动参与率减少了6%，农业劳动供给时间减少约147个小时；同样在非农业劳动方面，女性的非农劳动参与率增加了12.9%，农业劳动供给时间增加约174个小时，均在1%的水平下显著，相比较而言，男性在非农劳动参与率和农业劳动时间供给均小于女性，农业劳动参与率减少了8%，农业劳动供给时间减少约48个小时，由此可以看出，女性对于新农保的敏感度要高于男性。

六、 稳健性检验

1. 数据包含年龄为60岁的样本

本文在之前的研究中，为避免领取新农保前老年人劳动供给和领取新农保后劳动供给的混合而造成的混乱，剔除年龄为60岁的样本。表8中的回归将包含年龄为60岁的样本，将结果与上文进行比较，从而进行稳健性检验。

表8 新农保对老年人劳动供给的影响

注：(1) *、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。(2) 样本为45-75岁。

表8的回归结果与上文得出的结论相似，说明新农保对劳动供给有着显著影响。更具体的，新农保使农业劳动供给下降3.1% (第 1列)，在1%水平下显著，使得农业劳动时间投入减少约为2天(第2列)；新农保使非农业劳动供给上升4.3%(第3列)，使得非农业劳动时间投入增加，均显著。另外，从性别差异角度研究新农保对劳动供给的影响，表9得出在农业劳动方面，女性的农业劳动参与率减少了4.5%，农业劳动供给时间减少约225个小时，均在1%的水平下显著，在非农劳动方面，女性的非农劳动参与率增加6.9%，非农劳动供给时间增加约349个小时，均在1%的水平下显著，相比较而言，男性对农业劳动和非农劳动的影响均不如女性，符合上文的分析结论：女性对新农保制度的敏感性高于男性。

表9 性别差异对农业劳动、非农劳动供给的影响

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。

2. 分组变量密度函数的连续性

为了进一步确保回归结果的有效性，保证驱动变量(年龄)不受个体行为的影响，比如，参保者为了提前或者推迟领取新农保而错报自己的年龄，这将会导致本文的回归结果产生偏误。因此，McCrary(2008)提出检验驱动变量是否被操纵的一种方法是检验其密度函数的连续性。在图5中给出了年龄密度函数，图像显示年龄密度函数在60岁附近很平滑的趋势，在年龄为60岁的断点处并没有出现明显的跳跃，说明年龄作为驱动变量并不受个体行为的影响，RD回归是有效的。

图5 年龄密度函数在断点的连续性

3. 使用领取新农保年龄附近的不同样本

在计量模型估计时使用不同的带宽，来考察不同的带宽是否导致结论产生了显著地变化。从第1-4列，将样本年龄依次控制在：54-66岁、55-65岁、56-64岁、57-63岁，由表10可以得出，新农保对于农业劳动供给有着显著负效应，而对于非农劳动供给有着显著正效应，符合假设1、2。

表10 不同带宽的检验模型的稳健性

七、 结论与启示

本文使用2015年CHARLS关于农村老年人劳动供给的数据，通过断点回归的方法，分析新农保对农村老年人劳动供给的影响。研究表明，一方面，新农保显著减少农村老年人的农业劳动供给，即新农保制度显著降低了农村老年人的农业劳动参与度与农业劳动时间。这也反映出新农保为农村老年人提供了一定程度的福利保障，减少了其农业劳动的供给，并且参与新农保的农村老年人在生活水平保持不变或者有轻度影响的情况下，不会选择参与农业劳动；另一方面，新农保制度显著增加了非农劳动参与度和非农劳动时间。也就是说新农保的实施，正逐步改善农村老年人的生活水平，进一步放松了预算约束，使得农村老年人进行人力资本的投入，更多地从事非农劳动供给，因此可以得出：虽然目前的新农保制度并不能彻底解决农村老年人老有所养的问题，仍需进一步完善，但是对于农村老年人的养老问题起到了缓解作用。最后，根据农村老年人的性别差异来分析新农保对劳动供给的影响，女性在新农保对劳动力供给的影响上要大于男性，女性在人力资本的投入要大于男性，反映出女性在今后社会中的地位和作用越来越突出，改变了以往形成的“女性只从事家庭劳动”的刻板印象。

目前“新农保”制度正处于完善阶段，在当前人口老龄化问题的影响下，仍需进一步改进。基于本文研究结论，提出以下建议：

第一，考虑到农村老年人随着年龄的增长而逐渐减少劳动供给，政府有关部门应该随着农村老年人年龄的递增，逐渐增加农村老年人养老保障的幅度，保证各年龄段福利总体水平相差不大。

第二，新农保目前正处于完善阶段，并不能保证所有农村老年人从劳动供给的“舞台”退出，成为真正的退休者，政府仍有必要为有意从事非农劳动的农村老年人提供相关培训，因为对于农村老年人来说，非农劳动的边际收益率要大于从事农业劳动，当前新农保鼓励农村老年人离开农业劳动，而从事非农劳动，这也为农村老年人提供了福利保障;同时，当地政府还应该出台相关政策，为本地区留住更多的青壮年劳动力，有助于老年人在劳动力市场的真正解放。

第三，女性在新农保对劳动力供给的影响程度上要大于男性，说明在今后的新农保完善过程中，女性农村老年人将起着重要作用，面对这种变化趋势，政府部门不仅要消除社会上对女性劳动者的偏见，还应该鼓励更多的女性劳动者参与其中，如为女性农村劳动者提供更好的社会服务，鼓励全社会为女性劳动者给予更多的人文关怀。

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