社会保障对城镇老年人劳动参与的影响

李江一

摘要：利用中国家庭金融调查（CHFS）在2013年搜集的微观数据，采用断点回归设计考察了城镇居民社会养老保险（简称“城居保”）对老年人劳动参与的影响。研究发现，领取城居保将使老年人参与劳动的概率显著降低32.9个百分点。进一步研究发现，这一负向影响主要是由于城居保为老年人提供了基本的生活保障以及降低了未来的收入风险所致，具体体现为，养老保险金水平越高，这一负向影响越大，收入风险更高的群体领取城居保后退出劳动力市场的概率更大。研究还发现，当前我国社会养老保险还不够完善，还不足以使老年人完全退出劳动力市场而安心养老，特别是对于子女养老缺失的家庭。在这样的背景下，社会养老与子女养老相互补充，共同激励了老年人提前退出劳动力市场。

关键词：社会保障；劳动参与；断点回归

中图分类号：C971；F241.4；D632.1 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2018）02-0091-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.02.009

一、引言

随着我国人口老龄化的不断加剧，建立和完善社会养老保障制度对于保障老年人的基本生活非常重要。此前，我国已建立了城镇职工养老保险、城镇居民养老保险、新型农村社会养老保险的多层次社会养老保险体系。根据国家人力资源和社会保障部的统计数据，截至2016年底，全国基本养老保险参保人数达到8.9亿人。然而，社会养老保险在为老年人提供基本生活保障的同时也可能产生一些消极影响，其中，最重要的一个方面便是社会养老保险可能激励劳动者提前退出劳动力市场，在人口老龄化背景下，这必将降低整个社会的劳动力供给，进而影响经济的健康平稳发展。中国第五次和第六次人口普查数据显示，我国60岁及以上人口的劳动参与率从2000年的33.0%下降到2010年的29.1%，与此同时，60岁及以上人口以离退休金或养老金为主要生活来源的比例从2000年的19.6%上升到2010年的24.1%，可见，养老金领取比例与老年人劳动参与率可能负相关。那么，社会养老保险对老年人的劳动参与决策是否存在因果关系？为回答这一问题，本文利用中国家庭金融调查（China Household Financial Survey，CHFS）201 3年数据，采用断点回归（regression discontinuity，RD）方法设计考察了城镇居民社会养老保险对老年人劳动参与决策的影响，为转型时期我国社会养老保险制度的完善和劳动力市场的平稳发展提供决策参考。

老年人劳动参与率下降在许多国家都存在，尽管这一现象与社会养老保险的不断完善紧密相关，但无论是针对发达国家的研究还是发展中国家的研究，社会养老保险是不是老年人劳动力参与率持续减少的原因并未取得一致结论。克劳福德（Crawford）和丽莲（Lilien）的理论研究表明，社会养老保险对劳动参与决策的影响方向取决于一些关键假设，比如信贷市场是否完备、精算保险是否公平、个体能否准确预期自己的寿命等，因此，社会养老保险对劳动参与决策的影响可能因时因地而异。实证研究同样发现正反两方面的证据，一些研究发现社会养老保险金水平越高，个体提前退出劳动力市场的概率越大，比如科斯塔（Costa）、科里尔（Coile）和格鲁伯（Gruber）、马斯塔博尼（Mastrobuoni）和维尔（Vere）针对美国的研究，波斯奇苏潘（Btirsch-Supan）针对欧洲的研究，菲略（Filho）针对巴西的研究。另一些研究却发现社会养老保险对劳动参与决策无影响或影响非常微弱，比如，克鲁格（Krueger）和皮斯其克（Pischke）利用美国1977年实施的养老金削减法案考察了受此政策影响群体的劳动力供给决策，研究发现，在不控制时间和年龄效应的情形下，养老金水平与劳动力供给负相关，但控制上述两类效应后，养老金削减反而降低了受影响群体的劳动力供给。他们认为，养老金提高与老年人劳动力供给的减少只是时间趋势上的巧合，养老金的提高无法解释老年人劳动力供给的长期下降，同时，降低养老金水平也无助于提高老年人的劳动力供给。萨维克（Samwick）利用美国消费者金融调查1983年与1986年的两轮微观数据考察了企业补充养老保险和联邦退休金制度家庭退休决策的影响，研究发现，影响个体退休决策的并非养老保险金水平，而是推迟退休所带来的养老金边际收益，推迟退休带来的养老金边际收益越高，选择退休的概率越低，但这一结果主要来源于企业补充养老保险的影响。贝克（Baker）和本杰明（Benjamin）考察了加拿大1984年与1987年开始实施的允许提前领取养老保险金政策对劳动力供给的影响，采用三重差分模型的估计结果发现，允许提前领取养老保险金并没有降低劳动力供给。阿丁腾（Ardington）等基于南非2001年与2003年的微观家庭面板数据，考察了家庭中老年人领取养老金对青年劳动力供给的影响，研究发现，当采用OLS估计进行分析时，老年人领取养老金显著降低了家庭青年劳动力参与劳动的概率，但采用面板数据固定效应模型进行分析时，老年人领取养老金显著促进了家庭青年劳动力参与劳动，且使家庭青年劳动力更有可能迁移到城市，这表明遗漏变量问题会导致估计结果产生偏误‘。

尽管从理论上讲社会养老保险对劳动参与决策的影响可能因时因地而异，但实证研究结论不一致的重要原因可能是由于一些客观因素所致。比如，在美国，多种养老保险可以并存（比如企业补充养老保险和联邦退休金制度）、不同保险类型具有相同的申请年龄限制（比如申请领取养老金和申请社会医疗保障的正常年龄都是65岁）、养老保险收入与过去的工资收入和工龄挂钩、提前退休懲罚（提前退休只能领取部分养老金）与延迟退休激励（延迟退休会得到养老金补贴）、退休收入核查制度等因素都使得要准确识别出社会养老保险对劳动参与决策的实际影响非常困难。与国外研究相比，本文的研究具有如下优势：首先，由于当前政策规定我国居民原则上不能同时拥有多种社会养老保险，这为准确识别出某一类社会养老保险的政策效应提供了可能；其次，养老保险政策与医疗保险政策相互独立，这可以避免多重政策效应问题；最后，一些社会养老保险并不与过去的工资收入和工龄挂钩，且领取这些养老保险金并不要求强制退休，比如本文关注的城镇居民社会养老保险，这使得个体的劳动参与决策与是否领取养老保险并不存在制度上的强制联系，从而可以避免联立相关导致的内生性问题。

近年来，随着我国社会养老保险政策的逐步实施，一些学者开始关注该政策对中国劳动力市场的影响，但这些研究主要集中于对农村劳动力市场的分析上，且研究结论也不一致，针对城镇劳动力市场的研究还比较缺乏。程杰基于2011年四川省成都市的农户抽样调查数据考察了养老保险参与和养老保险收入对农户劳动供给决策的影响，采用工具变量的估计结果发现，养老保险参与和养老保险收入均显著降低了农户的劳动参与和劳动供给时间，而黄宏伟等基于全国农村固定观测点201 1年数据的研究发现，新型农村社会养老保险金收入对老年人劳动供给的影响非常微弱，新型农村养老金收入每提高100元仅能使老年人的年劳动时间降低1天。基于更严格的识别策略——断点回归设计，张川川等和解垩均发现领取新型农村社会养老保险对农户劳动参与和劳动供给时间无显著影响，他们将这一结论归因于当前新型农村社会养老保险金水平较低。遗憾的是，目前尚未有文献考察社会养老保险对我国城镇劳动力市场有何影响，由于城镇劳动力市场与农村劳动力市场有天然的差别，且城镇居民社会养老保险金水平也远高于农村居民社会养老保险金水平，二者产生的政策效应也可能有所不同，因此，有必要单独进行分析，本文弥补了这方面研究的不足，为全面理解城镇居民社会养老保险的政策效应提供了新的视角。

二、制度背景与识别策略

1.制度背景

截至2011年，我国已建立起覆盖农村居民和参加城镇职工养老保险相关人员的社会养老保险体系，但针对城镇未参加职工养老保险相关人员的社会养老保障体系还处于空白。为进一步完善社会养老保险体系，2011年7月，国务院出台相关政策，开始在部分城市试点城镇居民社会养老保险，城镇居民社会养老保险（简称“城居保”）是覆盖城镇户籍未参加城镇职工养老保险相关人员的养老保险制度，这项制度和城镇职工养老保险、新型农村社会养老保险共同构成我国现阶段的社会养老保险体系。不同于城镇职工养老保险，领取城居保并不要求劳动者从原工作单位退休，因此，劳动者在领取城居保时是否参与劳动是自我理性决策的结果而不受退休制度的强制干扰，且无论男女，领取城居保的最低年龄均为60岁。

但需要注意的是，由于城居保覆盖的是城镇户籍未参加城镇职工养老保险的居民，这部分人群可能主要是自营工商业者或从事低端行业的劳动者，CHFS 2013年数据显示，在拥有城镇居民社会养老保险且有工作的居民中，自营工商业者占比高达29.6%，农业劳动者占比为11.2%，自由职业者占比为9.3%，雇佣劳动者占比为48.4%，其中，雇佣劳动者从事行业排名前五的是：制造业占比为14.5%、居民服务和其他服务业占比为13.9%、批发和零售业占比为9.1%、建筑业占比为8.5%、交通运输仓储及邮政业占比为7.9%。由此可见，本文的研究可能对高风险、高流动性行业或服务业的劳动供给更具参考意义。

2.识别策略

领取城居保的最低年龄限制使得领取该养老金的概率在60岁处产生—个断点（cut-off）。图1显示，当年龄从60岁上升到61岁时，领取城居保的比例出现跳跃式增加。这一现象使得本文可以采用李（Lee）和莱米（Lemieux）提出的断点回归设计来识别领取城居保对劳动参与的因果影响。

为了阐述断点回归的识别策略，本文首先介绍鲁宾（Rubin）提出的估计平均处理效应的因果模型。用Y_i1表示领取城居保时的劳动参与情况，Y_i0表示未领取城居保时的劳动参与情况；用D_i表示实验组和控制组，在本文中，实验组为领取城居保个体，取值为1，控制组为未领取城居保个体，取值为0。那么，处理效应可用式（1）表示：

W_i是前定变量（pre-determined variable），即在60岁之前就已确定不再随时间改变的变量，但该模型并不要求W_i严格外生，需要注意的是，该模型并不包含在断点前后仍会发生改变的变量，比如家庭在领取城居保后，其收入、储蓄、风险偏好、身体健康状况等都可能发生改变，但这些因素可能是城居保影响劳动参与的重要渠道，断点回归识别的效应是领取城居保通过影响这些因素从而对劳动参与产生的综合影响。对式（3）在断点c₀处取左右极限并相减可得：

三、数据、变量与描述统计

1.数据来源

本文所用数据来源于中国家庭金融调查（CHFS）在2013年搜集的微观数据。CHFS采用分层、三阶段与规模成比例（PPS）的现代抽样技术，利用先进的计算机辅助调查系统（CAPI）记录问卷。2013年，CHFS在全国除西藏、新疆和港澳台地区外的29个省（自治区、直辖市），262个区县，1048个村（居）委会搜集了28143户家庭、97916个家庭成员的信息。家庭信息包括金融和非金融资产、负债、家庭支出与收入等，个体信息包括人口统计特征、工作、職业、社会保障与保险等。需要说明的是，CHFS在2013年的调查中仅询问了受访者及其配偶的社会养老保险参与和领取情况，因此，本文研究对象为家庭成员中的受访者及其配偶。

由于本文关注的是领取城居保对劳动者劳动参与决策的影响，因此，本文对数据做了如下处理：首先，本文去除了拥有离退休工资、城镇职工养老保险、新型农村社会养老保险的样本；其次，本文去除了不具有城居保参保资格的家庭，即当前没有参与城居保的农业户籍家庭样本。经上述处理后，剩余的有效样本为7564个个体，其中，参与城居保的比例为52.8%，目前没有参与城居保但具有参保资格的比例为47.2%。在实际分析中，因一些变量数据缺失，有效样本还会有所差异。

2.变量与描述统计

在断点回归设计中最重要的变量有三类，依次是被解释变量、驱动变量和前定变量。第一，本文的被解释变量为是否有工作哑变量，若受访者或配偶在调查时有工作取值为1，否则取值为0。第二，驱动变量为年龄，在回归分析中，需要对驱动变量作标准化处理，即将年龄减去60。第三，前定变量是指在60岁之前就已确定不再随时间改变的变量，这类变量主要用于辅助检验断点回归设计是否有效。本文选择的前定变量有9个，分别是：①受教育年限，该变量根据居民的学历水平换算而来，比如大学本科换算为16年；②是不是党员，党员取值为1，非党员取值为0；③民族，汉族取值为1，其他取值为0；④性别，男性取值为1，女性取值为0；⑤受访者子女数；⑥受访者子女中的男孩比例，没有子女取值为0；⑦是否从未结过婚，若从未结过婚取值为1，否则取值为0；⑧兄弟姐妹数（不包括自己）；⑨有血缘关系的亲戚数范围，该变量为与受访者居住于同一城市的亲戚数范围，取值为1表示没有，取值为2表示有1-3个，取值为3表示有4-6个，取值为4表示有6个以上。上述这些变量极有可能都是在60岁之前就已确定而不再随时间变化的变量。

表1报告了相关变量的描述性统计。数据显示，在拥有城居保及具有城居保参保资格的个体中，劳动参与率非常低，仅为50.2%，但这些个体的年龄远未达到国家规定的法定退休年龄，年龄的均值和中位数均约为47岁，60岁以上的仅占18.3%。领取城居保的比例为14.8%，略低于60岁以上的个体比例，按照城居保政策规定，只要达到60岁便可领取基础养老金，但实际调研情况显示，存在一部分个体具有领取城居保资格而并未领取的现象，这可能是由于政策宣传不到位所致。

四、实证结果分析

1.断点回归设计的有效性检验

前面提到，断点回归设计有效的充分条件是驱动变量在c₀处连续，且这一条件的一个必要条件是前定变量在c₀处也连续。因此，可以通过检验驱动变量以及前定变量在c₀处是否连续来检验断点回归设计是否有效。图2描述了年龄的概率密度曲线，可以发现，样本在60岁附近未呈现出不连续的特征。为提供更充分的证据，参照麦克里里（McCrary）检验密度函数是否连续的方法对驱动变量在断点处是否连续进行检验，即以每个年龄值上的样本频率作为被解释变量做局部线性回归（模型设定如式（9）），表2模型（1）报告了这一检验的估计结果，结果显示，驱动变量在断点处没有体现出经济和统计上的不连续性。

驱动变量在断点处连续必然有前定变量在断点处也连续，因此，如果发现前定变量在断点处不连续，则可认为断点回归设计不具有局部随机的特性。表2模型（2）-（10）的估计结果显示，所有前定变量在断点处没有体现出经济和统计上的不连续性。综上所述，本文的断点回归设定是有效的，不存在个体操纵自己的年龄而导致样本在断点附近存在自选择（self-selection）问题，可以认为样本在断点附近是局部随机的（local randomized）。

2.城居保对劳动参与的影响

在证明断点回归设计有效的前提下，本文将采用断点回归的方法估计领取城居保对劳动参与的边际影响。表3报告了断点回归的第一阶段和第二阶段的估计结果。由于计算最优带宽的方法有多种，比如CCT、IK、Cross Validation，不同方法计算出的最优带宽有微弱差异，交叉验证法（Cross Validation）只是其中一种，因此，为保证估计结果的稳健性，表3报告了带宽从7取到13的2SLS估计结果，其中，带宽10是采用交叉验证法计算出的最优带宽，带宽11是采用CCT法计算出的最优带宽，带宽13是采用IK法计算出的最优带宽。Panel A报告了第一阶段估计结果，结果显示，在不同带宽设定下，60岁以上的个体领取养老保险金的概率均在1%的统计水平上显著高于60岁（包含60岁）以下的个体，这在一定程度上表明不存在弱工具变量的问题。

Panel B报告了领取城居保影响劳动参与的第二阶段估计结果，可以发现，在不同带宽设定下，领取城居保均显著降低了个体参与劳动的概率，以交叉验证法计算出的最优带宽10的估计结果为例，领取城居保将使个体参与劳动的概率降低0.329，在5%的统计水平上显著。与控制组相比，这一效应将使个体的劳动参与率下降79.7%（0.329/0.413）。由此可见，领取城居保显著降低了老年人的劳动参与率，且影响效应非常大。

3.稳健性检验

（1）加人所有前定变量。前面的分析中已证实，所有前定变量在断点处均是连续的，因此，在基本模型中加入这些前定变量将不会影响本文结论的稳健性。表4模型（1）报告了加入所有前定变量的估计结果，由于一些变量存在缺失值，样本数与前面的分析略有不同。结果显示，加入所有前定变量后，领取城居保对劳动参与的影响大小和显著性几乎没有变化。由此可见，加入所有前定变量后，本文的结果依然稳健。

（2）全样本多项式回归。按照李和莱米的建议，本文还采用参数估计检验了本文结果的稳健性，即在基本模型中加入标准化年龄（年龄减60）的多次项、年龄是否大于60岁哑变量与标准化年龄多次项的交互项，采用全样本进行估计。表4模型（2）-（4）报告了当多项式阶数从2取到4时的2SLS估计结果，结果显示，在不同的多项式阶数设定下，领取城居保对劳动参与均具有显著负向影响。格尔曼（Gelman）和安贝斯（Imbens）的研究表明，采用3阶以上的多項式估计可能会使估计结果产生偏差较大，他们建议采用局部线性回归或2阶多项式估计结果，本文的估计结果也表明局部线性回归和2阶多项式估计结果最接近。由此可见，采用参数法进行估计，本文的结果依然稳健。

（3）安慰剂测试。除了上述稳健性分析，还可对本文的估计结果做一个安慰剂测试（placebo test）。具体思路为，假如领取城居保确实影响劳动参与决策，那么，在其他年龄处领取城居保不应具有政策效应，因为在其他年龄处并没有领取城居保的最低年龄限制。如果在其他年龄处也观测到政策效应的存在，则表明本文的结果可能包含其他因素的影响。假定领取城居保的最低年龄从55岁开始，依次取到65岁，同样采用非参数法来估计领取城居保在这些虚拟的断点处产生政策效应。表5报告了安慰剂测试的估计结果，结果显示，领取城居保在其他年龄处无显著影响，仅在60岁处存在显著负向影响。由此可见，60岁处劳动参与率的下降确实是由领取城居保所致。

4.影响机制分析

本文考察领取城居保对不同群体是否具有差异化影响，以进一步揭示城居保影响老年人劳动参与决策的机制。首先，根据克劳福德和丽莲的理论研究，养老保险具有收入效应，即养老保险金水平越高，个体退出劳动力市场的概率越大。为检验收入效应，本文将样本按照城居保养老金的中位数划分为低养老金组和高养老金组进行分析。表6模型（1）、（2）的估计结果显示，无论是高养老金组还是低养老金组，领取城居保都显著降低了老年人参与劳动的概率，但这一影响在高养老金组约是低养老金组的两倍。由此可见，本文的结果与现有文献一致，即城居保为老年人提供了基本的生活保障从而激励劳动者提前退出劳动力市场。

其次，现有研究还认为，养老金在为居民提供基本生活保障的同时还为其提供了稳定的收入预期，从而降低了未来收入的风险，进而激励劳动者提前退出劳动力市场。若这一影响机制成立，那么，收入风险较高的群体领取城居保后退出劳动力市场的概率更大。本文从两个角度来探讨这一影响机制：第一，本文以个体的身体健康程度来度量未来的收入风險，显然，身体越不健康，未来的收入风险越大；第二，本文以个体的受教育程度来度量未来的收入风险，同样地，受教育程度越低，未来的收入风险越高。表6模型（3）-（6）分别报告了自评身体健康与不健康、受教育程度初中及以下和初中以上四组样本的估计结果，结果显示，领取城居保显著降低了身体不健康组的劳动参与率，而对身体健康组的影响不显著，同时，领取城居保显著降低了初中及以下文化程度的劳动参与率，而对初中以上文化程度的影响不显著。这些证据表明，城居保为居民提供了稳定的收入预期，进而激励劳动者提前退出劳动力市场。

最后，虽然领取城居保降低了老年人的劳动参与率，但这可以被认为是社会养老对老年人独立养老的替代，即老年人不必为了生计而继续工作，在一定程度上说明城居保提高了老年人的养老质量。除了依靠社会养老或独立养老，在中国，老年人养老的另一重要的方式是依靠子女养老，特别是中国家庭普遍都有“养儿防老”的传统，那么，社会养老和子女养老是替代还是互补的关系？换句话讲，子女养老是否会降低社会养老对老年人独立养老的替代作用？若子女养老降低了社会养老对老年人独立养老的替代作用则表明社会养老与子女养老是相互替代的关系，反之则是互补的关系。本文从三个角度来检验上述关系。第一，本文将样本按照是否获得来自子女的转移支付划分为获得子女转移支付和未获得子女转移支付两类家庭，可以预期，获得子女转移支付的老人更可能依靠子女养老。表7模型（1）、（2）的估计结果显示，领取城居保均显著降低了获得子女转移支付的老年人参与劳动的概率，但对未获得子女转移支付的老年人的影响不显著。第二，本文将样本按照计划养老方式划分为两类：一类是计划自己居住或到养老院养老的家庭；另一类是计划与子女同住的家庭。表7模型（3）、（4）的估计结果显示，领取城居保显著降低了计划与子女同住家庭的老年人参与劳动的概率，而对计划自己居住或到养老院居住的老年人无显著影响。第三，由于中国“养儿防老”的传统与子女中男孩比例相关，因此，本文进一步将样本按照子女中男孩比例划分为多男孩组（子女中男孩比例高于0.5）和少男孩组进行估计。表7模型（5）、（6）的估计结果显示，领取城居保显著降低了多男孩组父母参与劳动的概率，而对少男孩组影响不显著。这些证据均表明，可以依靠子女养老的老年人领取城居保后退出劳动力市场的概率更大，由此可见，城镇居民社会养老与子女养老是相互补充的关系。从另一个角度讲，这也说明当前我国社会养老保险体系还不够完善，还不足以使老年人完全退出劳动力市场而安心养老，特别是对于子女养老缺失的家庭。

五、结论与政策含义

本文利用中国家庭金融调查2013年数据，采用断点回归设计识别了城镇居民社会养老保险对老年人劳动参与决策的因果影响。研究发现，领取城居保使老年人参与劳动的概率降低了0.329，与不受此政策影响的老年人相比，领取城居保使得受此政策影响的老年人的劳动参与率下降了79.7%。这一影响在采用不同带宽、加入所有前定变量以及采用全样本多项式回归的估计中依然十分稳健。进一步的研究发现，城居保对老年人劳动参与的负向影响主要是由于城居保为老年人提供了基本的生活保障以及降低了未来的收入风险，具体体现为，养老保险金水平越高，这一负向影响越大，收入风险更高的群体领取城居保后退出劳动力市场的概率更大。研究还发现，当前我国社会养老保险体系还不够完善，还不足以使老年人完全退出劳动力市场而安心养老，特别是对于子女养老缺失的家庭，在这样的背景下，社会养老与子女养老相互补充，共同激励了老年人提前退出劳动力市场。

本文的研究具有重要的政策启示。首先，人口老龄化是我国经济发展必将长期面临的难题，人口老龄化带来的劳动力短缺问题关乎经济的健康平稳发展，本文的研究表明，领取城居保会加速老年人退出劳动力市场，从而进一步加剧劳动力短缺问题，为提高老年人的劳动参与率，可参考发达国家的做法，比如延迟退休、对推迟领取养老金提供额外的补贴等。其次，由于城居保覆盖的群体中很大一部分从事的是服务业，为缓解城居保对劳动力市场的负向影响，可持续推进人口城镇化，吸引更多的农村劳动力进城落户。最后，由于当前我国社会养老保险体系还不够完善，还不足以使老年人完全退出劳动力市场而安心养老，特别是对于子女养老缺失的家庭，未来应进一步完善社会养老保险体系，比如，在推迟领取养老金的同时提高养老金保障水平，这样既能提高老年人的劳动参与率，又能提高老年人的养老质量。

[责任编辑 刘爱华 武玉]