“新農(nóng)保”是否真的減少了農(nóng)村老年人的勞動參與？

孫澤人 趙秋成 肇穎

內(nèi)容提要：本文基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）兩期截面數(shù)據(jù)，運用Probit模型和Tobit模型，考察“新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動參與的影響。結果表明： “新農(nóng)保”雖然短期內(nèi)對農(nóng)村老年人勞動參與產(chǎn)生了顯著降低作用，但這種作用目前看來并不具長期可持續(xù)性; “新農(nóng)保”制度下農(nóng)村老年人勞動參與仍呈現(xiàn)出顯著的受其個體特征和家庭特征影響的特點，年紀輕、健康狀況好、處于在婚狀態(tài)和擁有土地的農(nóng)村老年人參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和總的勞動的比率均較高，勞動供給時間也較長;受過初中及以上教育、能夠得到子女經(jīng)濟支持、與子女同住的農(nóng)村老年人，參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和總勞動的比率及勞動供給時間均相對較少;家庭人均收入高的農(nóng)村老年人更傾向于參與掙工資勞動;經(jīng)濟落后地區(qū)農(nóng)村老年人參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比率顯著高于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)農(nóng)村老年人，在掙工資勞動參與方面則后者顯著高于前者。

關鍵詞：“新農(nóng)保”;農(nóng)村老年人;勞動參與;勞動供給時間

中圖分類號：F323.89? 文獻標識碼：A? 文章編號：1001-148X（2020）10-0117-10

一、引言

國家統(tǒng)計局資料顯示，2019年中國60歲以上老年人已達2.53億人，占總?cè)丝诘?8.1%，65歲及以上人口1.76億人，占總?cè)丝诘?2.6%。按2018年中國人口變動抽樣調(diào)查結果推算，2019年農(nóng)村約有60歲及以上老年人1.17億人，占農(nóng)村人口的21.2%左右，65歲及以上老年人0.82億人，占農(nóng)村人口的14.9%左右。相比于城鎮(zhèn)，因農(nóng)村家庭收入水平較低，加之社會保障體系不完善、社會保障水平不高，以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的進入“門檻”較低等，很多農(nóng)村人口在步入老年后仍承擔著較繁重農(nóng)耕和家務勞動，為了獲取必要經(jīng)濟收入，也為了減輕子女及其家人的勞動負擔。

始于20世紀80年代初、以村隊為單位建立的集體養(yǎng)老制度，因缺乏激勵性及養(yǎng)老基金累積的可持續(xù)性差而于90年代末陷入衰退，并最終擱淺。2003年后，為應對人口老齡化背景下農(nóng)村老年人養(yǎng)老需求快速增長的趨勢，黨的十七屆三中全會通過了“建立新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度”的決議，并于2009年9月在部分地區(qū)著手新型農(nóng)村養(yǎng)老保險（以下簡稱“新農(nóng)保”）試點。2014年，為了解決養(yǎng)老保險碎片化問題，國家將“新農(nóng)保”與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險（以下簡稱“城居保”）合并為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險，由此開啟了建設城鄉(xiāng)統(tǒng)一社會養(yǎng)老保險制度和體系的序幕。到2019年底，全國城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險參保人數(shù)已達5.33億人。與此同時，在退休制度仍未覆蓋的農(nóng)村地區(qū)，“老而不退不休”仍是農(nóng)村老年人的生活常態(tài)。統(tǒng)計資料顯示，雖然20世紀90年代中國勞動參與率已現(xiàn)下降態(tài)勢，而農(nóng)村老年人勞動參與率不降反升，60-64歲和65歲及以上老年人的勞動參與率分別由“四普”時的45.76%和19.27%上升到“六普”時的77.77%和39.19%，而且，農(nóng)村老年人勞動參與率遠高于同年齡段城鎮(zhèn)老年人的勞動參與率。農(nóng)村老年人勞動參與率高，并非意味著農(nóng)村老年人比城鎮(zhèn)老年人更愿意勞作，實為生計所迫的無奈之舉！“老而不退不休”并非一種正常的社會經(jīng)濟現(xiàn)象，它既與農(nóng)村老年人的經(jīng)濟狀況和收入水平有關，也與農(nóng)村老年人的生存和生活境況相關聯(lián)。因而，本文的研究具有重要的社會意義。一是“新農(nóng)保”可以在一定程度上緩解農(nóng)村老年人生存的后顧之憂，特別是減少那些為生計所迫“老而不退”的老年人的痛苦;二是有利于實現(xiàn)“精準扶貧”和小康社會的目標;三是弘揚黨的十九大五中全會精神，以制度創(chuàng)新來健全我國多層次的社會保障體系，完善農(nóng)村社會保障體系。

目前關于農(nóng)村老年人勞動參與的文獻雖多，但大多基于某一截面或時點數(shù)據(jù)展開研究，其所得結論難免有偏頗之嫌。本文基于兩截面數(shù)據(jù)的研究從時序上看雖仍然較短，但較之單一截面或時點數(shù)據(jù)，無疑能更好在反映事物發(fā)展的特征和規(guī)律性。

二、文獻簡評

關于養(yǎng)老保險對勞動參與的影響，近些年來國外進行了廣泛而深入研究。Posel et al.（2006）對南非的研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金收入對推動成年人外出工作有促進作用;而且可減少老年人對子女的經(jīng)濟依賴。Fan（2010）對中國臺灣地區(qū)養(yǎng)老金計劃（FPP）的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民養(yǎng)老金計劃對私人轉(zhuǎn)移支付有“擠出效應”，老年人領取養(yǎng)老金可一定程度減輕子女的贍養(yǎng)負擔。Kaushal（2014）對巴西的研究均表明，養(yǎng)老金收入降低了老年人的勞動參與、減少他們的勞動時間。美國的社會養(yǎng)老保險降低了美國老年人的勞動參與率（Boskin and Hurd，1978），使他們的勞動參與率下降了約16%（Blau and Goodstein，2010）。而社會保險收入的減少則會延遲美國老年人的退休年齡及增加他們的勞動時間（Vere，2011）。

在中國，自“新農(nóng)保”實施以來，其對農(nóng)村老年人勞動參與等的影響即受到了學界普遍關注。譚華清等（2016）基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)、運用工具變量法的研究表明，“新農(nóng)保”的“保障效應”和“收入效應”使未參保家庭離開家庭所在地外出尋求就業(yè)機會的概率比參保家庭低了2%;程杰（2014）分別運用勞動力參與模型和勞動參與模型所做的研究則指出，“新農(nóng)保”更傾向于將農(nóng)戶留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)勞動，而非推動農(nóng)村勞動力鄉(xiāng)—城轉(zhuǎn)移。陳華帥和曾毅（2013）使用2008年和2011年“中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，通過構建固定效應面板模型和運用PSMDD方法的研究表明，“新農(nóng)保”雖然提高了農(nóng)村老年人的福利水平，但也弱化了子女對老年父母的經(jīng)濟支持。張川川和陳斌開（2014）、王芳和李銳（2016）等人的研究均認為，“新農(nóng)保”助推了農(nóng)村養(yǎng)老模式改變，并部分地替代了家庭養(yǎng)老功能，然而，因其替代作用有限，因此，家庭養(yǎng)老仍然是農(nóng)村最普遍的養(yǎng)老模式，是農(nóng)村居民養(yǎng)老的首選。解堊（2015）基于2008年和2012年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，利用差分—斷點法估測了“新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動參與、農(nóng)村老年人消費、農(nóng)村老年人主觀福利等的影響效應，認為“新農(nóng)保”對上述方面的影響其實微乎其微。黃宏偉（2014）則認為，“新農(nóng)保”養(yǎng)老金收入顯著減少了農(nóng)村老年人的勞動參與。

綜上可見，因各國國情及學者們所采用數(shù)據(jù)不同，即便對同一問題的研究，所得結論也可能不同。從國內(nèi)已有成果看，觀點比較一致的是：“新農(nóng)保”因?qū)嵤r間較晚且給付水平較低，對農(nóng)村老年人養(yǎng)老方式和勞動參與等的影響較小，但隨著時間推移，特別是隨著“新農(nóng)保”覆蓋面持續(xù)擴大及給付水平進一步提高，其對農(nóng)村老年人勞動參與的影響必將愈發(fā)明顯。

三、研究假設

作為社會保險體系的重要組成部分，“新農(nóng)保”既填補了長期以來中國農(nóng)村居民養(yǎng)老保險的空白，也增加了農(nóng)村老年人的保障性收入。但受社會經(jīng)濟發(fā)展水平影響，目前中國“新農(nóng)保”的保障水平仍然不高，加之多數(shù)農(nóng)村老年人，特別是“新農(nóng)保”建立時已經(jīng)達到“退休”年齡的老年人，個人賬戶無繳費積累（即為零繳費），因此，他們大多領到的只是基礎養(yǎng)老金，其對農(nóng)村老年人收入構成的影響比較有限。據(jù)2015年全國1%人口抽樣調(diào)查資料，農(nóng)村60-64歲老年人勞動所得占其總收入比重為56%左右，而退休金等保障性收入僅占6.38%;雖然隨著年齡變大，養(yǎng)老金收入在農(nóng)村老年人收入中的比重在提高，然而即便是75-79歲的農(nóng)村老年人，養(yǎng)老金收入所占比重也未高出10%。

勞動供給時間所衡量的是勞動參與的時長和深度，是勞動者愿意且能提供勞動時間的數(shù)量。據(jù)勞動力供給理論，養(yǎng)老金收入會通過收入效應和替代效應來影響勞動主體做出增加或減少勞動供給時間的決策：當“新農(nóng)保”養(yǎng)老金的收入效應大于替代效應時，農(nóng)村老年人會減少勞動供給時間以增加閑暇;而當替代效應大于收入效應時，農(nóng)村老年人則會做出增加勞動供給時間而減少閑暇的決策。與“新農(nóng)保”養(yǎng)老金收入相比，勞動收入、子女經(jīng)濟支持在老年人收入構成中所占比重相對較高，加之“新農(nóng)保”養(yǎng)老金增速較慢，因此可以推測，“新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動供給時間影響比較有限，相反，老年人自身因素和家庭因素則對農(nóng)村老年人勞動供給時間有顯著影響。綜上分析，這里提出如下研究假設：

假設1：目前中國“新農(nóng)保”養(yǎng)老金水平尚難對農(nóng)村老年人勞動參與形成持續(xù)降低性影響。

假設2：農(nóng)村老年人的個體特征和家庭特征是影響農(nóng)村老年人勞動參與的重要因素。

假設3：“新農(nóng)保”制度下經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)比經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)農(nóng)村老年人具有更高勞動參與率和更長勞動供給時間。

四、 “新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動參與影響的實證分析

（一）模型設定與變量選擇

1.模型設定。由閑暇—勞動決策模型可知，勞動者往往基于個人效用最大化進行勞動決策。從理論上講，農(nóng)村老年人參加“新農(nóng)保”所獲得的養(yǎng)老金收入會一定程度地降低農(nóng)村老年人的勞動參與意愿，然而，即便在“新農(nóng)保”實施后，很多農(nóng)村老年人受生存和生活境況所迫仍不得不繼續(xù)勞作。為了研究“新農(nóng)保”實施條件下農(nóng)村老年人的勞動參與決策，這里基于傳統(tǒng)的勞動決策模型，構建了如下農(nóng)村老年人勞動和閑暇的擬凹效用函數(shù)模型：

效用函數(shù)：max U[c，l;αHs，Hf]（1）

約束條件：c=witi+p（2）

其中，c表示消費，l表示閑暇，Hs、Hf分別表示樣本的個體特征和家庭特征;ti表示勞動供給時間，p表示非勞動收入，wi為單位時間的市場工資率，或單位勞動時間的勞動回報率。

聯(lián)立（1）和（2），可得效用最大化下農(nóng)村老年人勞動參與函數(shù)：

ti=f[wi，p，αHs，Hf]（3）

由公式（3）可知，農(nóng)村老年人的勞動力供給行為主要受勞動回報率w、“新農(nóng)保”養(yǎng)老金收入，即非勞動收入p，及老年人個體偏好，即α函數(shù)的影響。然而，由于農(nóng)村老年人在勞動力市場上無議價能力，只能被動接受價格，因此，這里的勞動回報率應為外生變量。在這里，勞動參與由是否參與勞動及勞動供給時間兩部分構成。為便于研究，這里將（3）式作線性化處理，因此可得：

ti=β0+β1p1+β2Hs+β3Hf+εm（4）

其中，ti表示樣本個體的勞動供給時間;pi表示“新農(nóng)保”養(yǎng)老金收入;Hs表示樣本個體i的個人特征，如性別、年齡、受教育水平、婚姻狀況、健康狀況等;Hf表示樣本個體i的家庭特征，如子女對老年父母的經(jīng)濟支持、家庭年均收入等。

由于個體偏好問題，樣本中勞動供給時間存在截尾情況，即勞動供給時間為0時因變量ti被壓縮至0點，此時ti的概率分布就變成了混合分布，使用最小二乘法回歸可能產(chǎn)生估計偏差，即使將勞動供給時間為0的樣本刪除，也難得到一致的估計，因此，需要選用Tobi的長度，這區(qū)分了勞動參與的廣度和深度。本文用Tobit模型來估計“新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動供給t模型進行回歸，以提高估計的精確度。同時，勞動參與包括兩個方面，一是是否參與勞動，二是勞動供給時間的影響，用Probit模型來估計農(nóng)村老年人是否參與勞動。模型設定如下：

Probti=1=1（β0+β1pi+β2Hs+β3Hf+εm）（5）

其中，ti=1表示農(nóng)村老年人i參加勞動，Prob（ti=1）表示農(nóng)村老年人參加勞動的概率。

2.變量選擇。

（1）因變量。基于本文研究目的，這里以勞動參與率和勞動供給時間為因變量。

勞動參與。本文將勞動參與設為虛擬變量，只要勞動供給時間大于0，即認為樣本個體參與勞動，賦值為1，否則為0。

勞動供給時間。本文將勞動供給時間分為三類，即參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營勞動、參與掙工資勞動和參與非農(nóng)自雇勞動（包括為家庭經(jīng)營活動幫工）的時間。在問卷中，關于勞動供給時間的調(diào)查被分解為三個問題：“在過去一年中，您工作了幾個月？”、“一般每周工作幾天？”和“每天工作幾小時？”。計算全年勞動供給時間的公式為：工作月數(shù)×4×每周平均工作天數(shù)×每天平均工作小時數(shù)。

（2）自變量。自變量包括核心自變量、個體特征變量、家庭特征變量和地區(qū)控制變量。

（3）核心自變量。這里以“新農(nóng)保”養(yǎng)老金作為核心自變量，取年養(yǎng)老金收入，用每月養(yǎng)老金收入×12。

（4）個體特征變量。這里的個體特征變量包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度和健康狀況。其中，性別設為虛擬變量，男性賦值為1，女性為0;年齡，為連續(xù)變量，這是將其分為60-64歲、65-69歲、70-74歲和75歲以上四類;婚姻狀況，包括在婚和不在婚，其中，有配偶共同生活的為在婚，賦值為1，其他則為不在婚，賦值為0;受教育程度，這里將農(nóng)村老年人受教育程度分為四類，即文盲、小學未畢業(yè)、小學畢業(yè)、初中及以上;健康狀況，根據(jù)問卷中被調(diào)查者對自己健康狀況的評價，這里將健康狀況分為差和一般及以上，其中，健康狀況自評為“差”的，賦值為1，自評為“一般”、“較好”和“好”的，均賦值為0。

（5）家庭特征變量。主要從子女經(jīng)濟支持和家庭人均收入、居住安排、土地四個方面來判斷農(nóng)村老年人的家庭特征。在這里，子女經(jīng)濟支持是指不與老年父母共同居住、但給予老年父母一定數(shù)量貨幣和非貨幣支持的情況，孫輩子女提供的經(jīng)濟支持也包括在內(nèi);家庭人均收入，直接使用數(shù)據(jù)庫中給出的相關數(shù)據(jù);居住安排，只要子女與老年父母共同生活，即屬共同居住，否則為與分居;土地，考慮到近些年國家政策不僅允許而且支持土地流轉(zhuǎn)，這樣，用原先集體分配的土地已難以準確衡量家庭實際擁有的可供農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的土地情況，因此，無論集體分配還是租用他人土地，只要用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，均視為“有土地”，賦值為1，否則，賦值為0。

（6）地區(qū)控制變量。考慮到區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異，這里將地區(qū)設為虛擬變量，并將全國劃分為“東部”、“中部”和“西部”。按照國內(nèi)通行做法，這里將黑龍江和吉林劃入“中部”，將遼寧劃入“東部”。而且，按照中央確定的農(nóng)民基礎養(yǎng)老金補助標準，中央財政對東部地區(qū)僅補助50%，而中部和西部地區(qū)則是全額補貼。

變量選取、定義和賦值情況見表1。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計分析

1.數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（簡稱CHARLS）數(shù)據(jù)庫。其全國基線調(diào)查始于2011年，之后每隔兩年進行一次追蹤調(diào)查，是一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，但因目前公布的2015年和2018年的數(shù)據(jù)庫缺少關于工作狀態(tài)的關鍵變量XF1和XF2，因此本文運用2011年和2013年數(shù)據(jù)展開研究。

本文將研究對象界定為年滿60周歲的農(nóng)村老年人。但因近幾年中國各地區(qū)陸續(xù)開展了戶籍制度改革，農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)戶口已無法作為判斷研究對象是否是農(nóng)村老年人的標準，因此有必要先將具有農(nóng)村戶口和統(tǒng)一城鄉(xiāng)居民戶口后的60歲及以上老年人篩選出來，而后按照“統(tǒng)一城鄉(xiāng)居民戶口之前是什么戶口”的回答進行判斷。篩選樣本過程中，為避免非社會養(yǎng)老保險對實證分析的影響，因此這里將參加“新農(nóng)保”（現(xiàn)為城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險）作為篩選標準。最后，2011年篩選出有效樣本2468個，其中領取養(yǎng)老金的492個，占19.94%;2013年篩選出有效樣本2858個，其中領取養(yǎng)老金的1836個，占64.24%。

2.描述性統(tǒng)計分析。為了解各變量樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征，表1列出了2011年和2013年各變量樣本數(shù)據(jù)的均值和標準差。

由表1可見，2011年農(nóng)村老年人參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比率占48.38%，參加掙工資工作的比率為4.21%，參加非農(nóng)自雇生產(chǎn)的比率為2.76%，參加各類生產(chǎn)性勞動的總的比率為51.32%;與2011年相比，2013年農(nóng)村老年人參加各類生產(chǎn)性勞動的比率和總的勞動參與比率均有所提升，分別為50.59%、5.49%、2.83%和54.13%。從勞動供給時間看，2011年農(nóng)村老年人參加各類生產(chǎn)性勞動的人均總時數(shù)為608.91小時，其中，參加自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人均勞動時間為538.99小時，參加掙工資工作和非農(nóng)自雇生產(chǎn)的人均勞動時間分別為41.57小時和28.35小時;與2011年相比，除參加非農(nóng)自雇生產(chǎn)的人均勞動時間有所下降外，2013年農(nóng)村老年人參加其他各類生產(chǎn)性勞動的人均勞動時間均有所增加。從養(yǎng)老金收入看，2011年中國農(nóng)村老年人年均養(yǎng)老金收入179.80元，2013年達到617.78元，增加幅度較大。從婚姻狀況看，2011年63.17%的樣本農(nóng)村老年人為已婚狀態(tài)，且與配偶生活在一起，2013年已婚樣本老年人比重為67.63%，高于2011年。受教育程度方面，農(nóng)村老年人受教育程度整體偏低，大多為小學及以下，這既與大多數(shù)農(nóng)村老年人所生活的年代有關，也與一些受過較高教育的農(nóng)村老年人離鄉(xiāng)進城有一定關系。從健康狀況看，相較于2011年，2013年農(nóng)村老年人的整體健康狀況呈改善之勢。家庭人均收入方面，2011年農(nóng)村樣本老年人的家庭人均收入7926.87元，2013年為6322.30元，這并非意味2013年與2011年相比農(nóng)村老年人家庭人均收入下降了，而可能與所抽取樣本的差異性及樣本數(shù)量等有關。從農(nóng)村老年人獲得經(jīng)濟支持情況看，2011年子女的經(jīng)濟支持年均為3012.59元，2013年為3289.16元，2013年比2011年平均增加270多元。土地擁有情況方面，2011年擁有可耕種土地的老年人占樣本老年人總數(shù)的83.51%，2013年為79.25%，2013年比2011年下降4.26個百分點。

從年齡分組情況看，無論2011年還是2013年，中國農(nóng)村老年人參與勞動的比率均隨年齡增長而下降，這與實際情況相符合，而且這也表明，年齡會直接或間接影響農(nóng)村老年人的勞動參與;然而，與2011年相比，除65-69歲組外，2013年其他年齡組農(nóng)村老年人的勞動參與比率均是上升的。此外，農(nóng)村老年人勞動供給時間也呈現(xiàn)出隨年齡增長而下降趨勢，不過，與2011年相比，2013年農(nóng)村老年人勞動供給時間隨年齡增長而下降的速度卻在減緩。

五、實證結果及分析

（一）“新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動參與的影響

本文運用stata14.0計量軟件，分別以2011年和2013年農(nóng)村老年人參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、參與掙工資工作的勞動、參與非農(nóng)自雇生產(chǎn)和從事各類生產(chǎn)的總的勞動參與情況為被解釋變量進行回歸。為確保模型平穩(wěn)性、消除異方差可能帶來的影響，這里對年養(yǎng)老金收入、家庭人均收入和子女經(jīng)濟支持等分別取對數(shù)。

由回歸結果表2可見，年養(yǎng)老金收入在模型II、模型III及模型VI、模型VII中均未通過顯著性檢驗;另外，與2011年養(yǎng)老金收入對參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比率和總的勞動參與比率在1%水平上顯著為負不同，2013年養(yǎng)老金收入無論對參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比率還是對總的勞動參與比率，均呈現(xiàn)出顯著正向效應，即是說，雖然2011年“新農(nóng)保”養(yǎng)老金對農(nóng)村老年人參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比率和總的勞動參與比率呈現(xiàn)出降低性影響，但2013年“新農(nóng)保”養(yǎng)老金對農(nóng)村老年人參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比率和總的勞動參與比率卻呈現(xiàn)出提升效果，這反映出，因“新農(nóng)保”養(yǎng)老金水平較低，雖然短期內(nèi)它可能會對農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有降低作用，但從長時期看，因較低的“新農(nóng)保”養(yǎng)老金收入難以保障老年人正常的生活和醫(yī)療消費，因此，農(nóng)村老年人最終不得不通過增加勞動參與來獲取更多收入。上述結論表明，假設1不成立。

除模型Ⅲ外，性別在其他模型中均呈現(xiàn)顯著正向效應，這說明，與女性相比，男性老年人從事各類生產(chǎn)勞動的概率更高。以60-64歲為參照組的回歸結果表明，農(nóng)村老年人的勞動參與呈現(xiàn)明顯的隨年齡增長而下降趨勢，特別是75歲及以上老年人的勞動參與比率下降得最為顯著，這從一個側(cè)面反映出高齡會抑制農(nóng)村老年人的勞動參與。當然，一些較高年齡的農(nóng)村老年人之所以仍然參加生產(chǎn)勞動，主要因為他們大多有著較好的健康狀況，健康農(nóng)村老年人比不健康農(nóng)村老年人有著更強的勞動參與意愿和更高的勞動參與概率的回歸結果恰恰證明了這一點。從婚姻狀態(tài)對勞動參與的影響看，在婚老年人比其他婚姻狀態(tài)的老年人更傾向于參加自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在從事掙工資工作和參加非農(nóng)自雇勞動方面二者卻無明顯差異。相比于文盲老年人，受過初中及以上教育的農(nóng)村老年人更傾向于減少對自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和總勞動的參與，這可能與該群體老年人有著相對較強的收入獲取能力和年輕時形成了較多的財富積累有關。上述結論表明，假設2中個體特征對農(nóng)村老年人勞動參與具有重要影響的假設是成立的。

除模型V外，家庭人均收入在其余模型中均呈現(xiàn)出顯著正向效應，這說明，較高的家庭人均收入不僅不會減少農(nóng)村老年人的勞動參與，而且還可能激發(fā)他們參與勞動的積極性，這在掙工資工作（模型Ⅱ和模型Ⅵ）和非農(nóng)自雇勞動（模型Ⅲ和模型Ⅶ）中體現(xiàn)得尤為明顯。雖然模型V、模型Ⅶ和模型Ⅷ未通過顯著性檢驗，但其他模型的回歸結果還是表明，子女經(jīng)濟支持會減少農(nóng)村老年人的勞動參與。與子女同住雖然可顯著減少農(nóng)村老年人對自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動參與和總的勞動參與，但對農(nóng)村老年人從事掙工資工作和參與非農(nóng)自雇勞動卻無顯著影響。也就是說，與子女同住的農(nóng)村老年人雖然會減少自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動參與，卻可能從事掙工資工作和非農(nóng)自雇勞動，如打零工及幫子女做家務、帶孩子等。另外，有無土地是農(nóng)村老年人是否從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的“風向標”，因為回歸結果表明，有土地比沒有土地的農(nóng)村老年人更傾向于從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。上述結論表明假設2中家庭特征對農(nóng)村老年人勞動參與具有重要影響的假設成立。

分地區(qū)看，西部地區(qū)農(nóng)村老年人明顯比東部地區(qū)農(nóng)村老年人更傾向于參加自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，總的勞動參與比率也更高，而東部比西部地區(qū)農(nóng)村老年人更傾向于參與掙工資工作。中部和東部地區(qū)農(nóng)村老年人在參與各類勞動和總勞動方面卻沒有明顯差異。上述結論表明假設3的推斷只是部分成立。

（二）“新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動供給時間的影響

分別以農(nóng)村老年人從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間、從事掙工資工作的時間、參與非農(nóng)自雇勞動的時間和總的勞動時間為因變量，以年養(yǎng)老金收入以及個體特征、家庭特征和地區(qū)控制變量等為自變量進行回歸。同時，為保證回歸過程平穩(wěn)性及消除異方差的影響，同樣對年養(yǎng)老金收入、家庭人均收入和子女經(jīng)濟支持等取對數(shù)。

由回歸結果表3回歸結果可見，年養(yǎng)老金收入僅在模型IX和模型XII中顯著，在其余模型中均未通過顯著性檢驗，這說明，養(yǎng)老金雖然對農(nóng)村老年人從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間和總勞動時間有負向影響，但這種影響是不穩(wěn)定、不可持續(xù)的;而且，養(yǎng)老金對農(nóng)村老年人從事掙工資工作的時間和參與非農(nóng)自雇勞動時間的影響是不顯著的，這同樣證明假設1的推斷不成立。

從個體特征對勞動供給時間的影響看，性別變量除在模型XI未通過顯著性檢驗外，在其余模型中均呈顯著正向作用，這說明，相比于女性，男性提供的勞動時間更長些，這與中國農(nóng)村男性在家庭中所擔負的更多“主外”責任是相符的;相比于60-64歲參照組，無論在從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，還是在從事掙工資工作和非農(nóng)自雇勞動方面，抑或在總的勞動時間上，農(nóng)村老年人的勞動供給時間均隨年齡增長而減少，這與年長老年人的健康狀況通常要比年輕老年人的健康狀況差有直接關系，而且，模型中呈現(xiàn)出的健康狀況好的農(nóng)村老年人比健康狀況差的老年人從事各類生產(chǎn)勞動的時間和總的勞動時間均更長這一特征，也證實了健康對農(nóng)村老年人勞動參與的重要性。從婚姻狀態(tài)對勞動供給時間的影響看，處于已婚狀態(tài)的農(nóng)村老年人從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間和總的勞動時間均多于處于其他婚姻狀態(tài)的農(nóng)村老年人，而他們花在掙工資工作和從事非農(nóng)自雇勞動上的時間卻無明顯差異;隨著受教育程度提高，農(nóng)村老年人參與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間和總的勞動時間均呈顯著減少趨勢，這一特征在具有初中及以上文化程度者中表現(xiàn)尤為明顯。從家庭特征對農(nóng)村老年人勞動供給時間的影響看，家庭人均收入越高的農(nóng)村老年人越傾向于增加勞動供給時間，特別是在從事掙工資生產(chǎn)和非農(nóng)自雇勞動方面，主要目的在于獲取更多收入，以便為家庭和個人提供更有力的保障。雖然在模型XⅢ和模型XV中未通過顯著性檢驗，但由其他模型的回歸結果可見，子女經(jīng)濟支持對農(nóng)村老年人勞動供給時間具有減少作用;而通過比較2011年與2013年回歸結果還可看到，子女經(jīng)濟支持雖然對農(nóng)村老年人勞動供給時間有減少作用，但這種作用卻是在減弱的。從居住安排看，與子女同住可顯著減少農(nóng)村老年人從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間和總的勞動時間。擁有可耕土地會增加農(nóng)村老年人從事自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間和總的勞動時間，同時也會減少農(nóng)村老年人從事掙工資工作的時間，因為在勞動者個人精力一定甚至有所減少情況下，用在自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上時間多了，用在掙工資工作上的時間必然減少。上述結論同樣證明了假設2的推斷。

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Does the “New- type Pension Insurance for Rural Residents” Really Reduce the

Labor Participation of the Rural Elderly？ A Study based on Cross-Sectional

Data of? Two Periods of CHARLS

SUN Ze-ren1，ZHAO Qiu-cheng2，ZHAO Ying3

（1.School of Graduate， Beijing University of Civil Engineering and Architecture， Beijing 100044，

China;2. School of Public Management， Northeast University of Finance and Economics， Dalian

116025，China;3.School of Marxism Studies，Dalian University，Dalian 116622，China）

Abstract：Based on the cross-sectional data of China Health and Retirement Longitudinal Study （CHARLS）， this paper uses Probit model and Tobit model to investigate the impact of “new- type? pension insurance for rural residents” on labor participation of the rural elderly. The results show that although the “new-type pension insurance for rural residents” has significantly reduced the labor participation of the rural elderly in the short term， this effect does not seem to have long-term sustainability;under the “new-type pension insurance for rural residents” system， labor participation of the rural elderly still shows the characteristics of significantly being affected by their individual characteristics and family characteristics，the proportion of the rural elderly who are young， healthy， married and have land to participate in their own agricultural production and total labor is higher， and the labor supply time is longer; the rural elderly who have received junior high school education or above， can get financial support from their children and live with their children， are relatively less in the proportion of participating in agricultural production，total labor and labor supply time;the rural elderly with high per capita family income are more likely to participate in wage labor;the proportion of the rural elderly participating in their own agricultural production in economically backward areas is significantly higher than that in economically developed areas， while the latter is significantly higher than the former in wage labor participation.

Key words： “new- type pension insurance for rural residents”;rural elderly; labor participation; labor supply time

（責任編輯：周正）

收稿日期：2020-08-30

作者簡介：孫澤人（1989-），男，哈爾濱人，北京建筑大學研究生學院工程師，研究方向：人力資源與政策;趙秋成（1966-），男，河北泊頭人，東北財經(jīng)大學公共管理學院教授，博士，研究方向為勞動就業(yè)與社會保障、人口與區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略、人力資源管理;肇穎（1965-），本文通訊作者，女，沈陽人，大連大學馬克思主義學院副教授，研究方向：馬克思主義經(jīng)濟理論。

基金項目：國家社科基金一般項目“城鄉(xiāng)融合發(fā)展視域下農(nóng)村社區(qū)養(yǎng)老服務能力建設研究”，項目編號：18BGL241。