養(yǎng)老保障是否會(huì)減少農(nóng)民勞動(dòng)供給*
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的研究

李 慧，孫東升

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070； 2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081)

0 引言

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程推進(jìn)，勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移和老齡化等問題引起了社會(huì)對農(nóng)民群體勞動(dòng)供給的關(guān)注。在“用工荒”“招工難”等問題頻繁出現(xiàn)的情況下，社會(huì)養(yǎng)老保障的逐步完善是否會(huì)降低勞動(dòng)的供給是一個(gè)值得研究的問題。根據(jù)國外經(jīng)驗(yàn)，一些發(fā)達(dá)國家建立的社會(huì)保障制度不僅為勞動(dòng)者提供了安穩(wěn)的生活，還對勞動(dòng)參與率產(chǎn)生了一定的影響，造成了勞動(dòng)供給的下降，由此引發(fā)了學(xué)者關(guān)于社會(huì)保障和勞動(dòng)供給的研究討論。發(fā)達(dá)國家對于社會(huì)保障的關(guān)注更多地出于過度保障降低生產(chǎn)率的角度，而從我國當(dāng)前的情況而言，對農(nóng)民群體提供的保障還處于一個(gè)逐步完善和加強(qiáng)的階段，不存在過度保障的情況，更主要是從觀測的角度出發(fā)，關(guān)注社會(huì)保障對勞動(dòng)供給的影響并調(diào)整改善政策供給。

目前關(guān)于農(nóng)村社會(huì)保障對農(nóng)村勞動(dòng)供給的影響研究相對較少。一些學(xué)者運(yùn)用不同的數(shù)據(jù)和方法得出了不同的結(jié)論，主要的觀點(diǎn)有兩種。第一，認(rèn)為社會(huì)保障對農(nóng)村的勞動(dòng)供給有積極的影響。這里的積極不是單純地指增加，而是指對農(nóng)民有好處的正向影響。例如許慶等[1]利用2011和2013年兩期CHARLS數(shù)據(jù)分析了新農(nóng)合對農(nóng)村婦女勞動(dòng)供給的影響，認(rèn)為新農(nóng)合對婦女的勞動(dòng)供給決策有正向影響。由于醫(yī)療保障的健全，農(nóng)村婦女身體更為健康，愿意增加勞動(dòng)，這是一種積極的影響。黃宏偉等[2]、張川川等[3]、程杰[4]認(rèn)為農(nóng)村的養(yǎng)老保險(xiǎn)明顯降低了農(nóng)民的勞動(dòng)供給，其中對于農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給影響更大。由于養(yǎng)老保障的健全，農(nóng)民可以減少勞動(dòng)供給，這也是一種積極的影響。巴西和阿根廷的數(shù)據(jù)也表明養(yǎng)老金可以增加老年人減少勞作的概率[5-6]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為社會(huì)保障對農(nóng)民的勞動(dòng)供給影響不明顯或沒有影響。解堊[7]運(yùn)用斷點(diǎn)回歸的方法研究認(rèn)為農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給決策和勞動(dòng)供給時(shí)間不受“新農(nóng)?！闭叩挠绊?，此外“新農(nóng)?！睂π睦斫】档纫矝]有影響。對于發(fā)展中國家來說失業(yè)是比較嚴(yán)重的問題，特別是對于一些貧窮的家庭，養(yǎng)老保障并不能滿足其生活需要，所以對勞動(dòng)供給的影響很難體現(xiàn)，對墨西哥的研究也支持了以上結(jié)論，認(rèn)為養(yǎng)老金并不能改變勞動(dòng)力的供給[8]。

以上對勞動(dòng)供給的研究大多集中于勞動(dòng)的參與率和每年的勞動(dòng)供給總時(shí)間，很少關(guān)注到每周的勞動(dòng)時(shí)間。文章認(rèn)為在養(yǎng)老保障的起步階段，養(yǎng)老保障可能會(huì)從心理上起到影響從而減少短時(shí)間內(nèi)勞動(dòng)的密集度。在此假設(shè)的基礎(chǔ)上，該文運(yùn)用對養(yǎng)老保障對我國農(nóng)民群體每周的勞動(dòng)供給時(shí)間給進(jìn)行研究，研究對象大部分為45歲以上農(nóng)民群體，是我國農(nóng)業(yè)的主要?jiǎng)趧?dòng)力。該文將養(yǎng)老保障看作一種長期存在的制度，在無形中影響人們的思維和行為，從而影響勞動(dòng)供給行為。

1 數(shù)據(jù)來源與變量說明

1.1 數(shù)據(jù)來源

該文使用2013年“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)査”(CHARLS)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析研究。2013年CHARLS數(shù)據(jù)對全國28個(gè)省份的居民進(jìn)行調(diào)查，調(diào)研對象主要是45歲以上的人群，樣本共計(jì)1.860 5萬份。該文對該調(diào)研數(shù)據(jù)庫進(jìn)行篩選，根據(jù)戶口選項(xiàng)選擇了農(nóng)業(yè)戶口，另外刪除掉一些缺失了關(guān)鍵變量的樣本，最終得到樣本量為8 020份。

1.2 變量設(shè)定

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量名稱平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值 勞動(dòng)供給(h/年)1436 851129 1345184 勞動(dòng)供給(h/周)57 1728 111112 性別(男=1，女=0)1 530 5001 年齡(周歲)61 6510 6917103 教育程度2 981 7419 婚姻0 770 4201 健康狀況3 531 0415 家庭成員數(shù)(人)3 181 73014 家庭年收入(萬元)2 0011154 3761470120

表2 變量解釋

變量名稱變量解釋頻數(shù)比例(%) 性別女=0424852 97 男=1377247 03 年齡年齡<45871 06 45≤年齡<60385948 13 年齡≥60407450 78 健康1非常好3624 51 2比較好84010 47 3一般244530 49 4還可以292736 5 5不太好144618 03 婚姻狀況0其他182922 81 1已婚并且婚姻完整619177 19 家庭成員數(shù)家庭成員數(shù)≤4616476 86 4<家庭成員數(shù)<8173521 64 家庭成員數(shù)≥8700 86 是否有養(yǎng)老保障0162520 26 1639179 69

(1)勞動(dòng)供給。勞動(dòng)供給可以用每年勞動(dòng)天數(shù)[2]、每年勞動(dòng)小時(shí)數(shù)等指標(biāo)來衡量。該文認(rèn)為每周勞動(dòng)小時(shí)數(shù)可以體現(xiàn)農(nóng)民的勞動(dòng)密集度，因此對每年勞動(dòng)時(shí)間和每周勞動(dòng)時(shí)間都進(jìn)行了研究。按照CHARLS問卷的分類，農(nóng)民的勞動(dòng)供給主要包括農(nóng)業(yè)打工和自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，另外還包括在工作單位的勞動(dòng)。問卷詳細(xì)詢問了“過去一年有幾個(gè)月參與勞動(dòng)”、“一周干幾天”和“每天干幾個(gè)小時(shí)”等問題，問題標(biāo)號(hào)為FC004、FC005、FC006、FC009、FC010、FC011、FE001、FE002、FE003。勞動(dòng)不包括家務(wù)和志愿活動(dòng)，但包括家庭經(jīng)營性幫工，也可以認(rèn)為這里的勞動(dòng)是指可以獲得收入和報(bào)酬的勞動(dòng)。

勞動(dòng)供給總時(shí)間(h/年)=勞動(dòng)月數(shù)×4×勞動(dòng)天數(shù)/周×勞動(dòng)小時(shí)數(shù)/天

(此處一個(gè)月按4周計(jì)算)

勞動(dòng)供給強(qiáng)度(h/周)=勞動(dòng)天數(shù)/周×勞動(dòng)小時(shí)數(shù)/天

(2)性別。男性占比47.03%，女性占比52.97%。調(diào)研比例基本上是各占一半，比較均衡。

(3)年齡。45歲以下農(nóng)民占比1.06%， 45歲到60歲之間占比48.13%， 60歲以上占比50.78%，基本符合CHARLS的調(diào)研要求，也能較為全面地反映45歲以上農(nóng)民的情況，尤其是中年農(nóng)民和老年農(nóng)民比例接近各占一半，對該文研究中老年農(nóng)民的勞動(dòng)供給很有幫助。

(4)健康程度。有77%的農(nóng)民認(rèn)為自己的健康情況好或者一般，有18.03%的農(nóng)民認(rèn)為自己的健康情況不好，說明我國農(nóng)民群體健康狀況大部分為良好。

(5)婚姻狀況。該文將已婚且婚姻狀況完整的歸為1，占比77.19%，其他的情況(包括離異、喪偶、未婚、同居等)歸為0。數(shù)據(jù)顯示大部分農(nóng)村家庭婚姻狀況完整，符合農(nóng)村情況。

(6)家庭成員數(shù)。家庭成員指除了本人和配偶之外的其他家庭成員。有76.86%的家庭擁有少于等于4人的家庭成員。

(7)養(yǎng)老保障。該文將各類養(yǎng)老保障都考慮在內(nèi)，包括政府機(jī)關(guān)和事業(yè)單位退休金、企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)(企業(yè)年金)、商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)、人壽保險(xiǎn)、農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)(老農(nóng)保)、城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)(新農(nóng)保)、征地養(yǎng)老保險(xiǎn)(失地養(yǎng)老保險(xiǎn))、高齡老人養(yǎng)老補(bǔ)助(補(bǔ)貼)和其他保障共計(jì)12類。有其中任何一項(xiàng)保障認(rèn)為是有保障，計(jì)為1； 其他沒有保障計(jì)為0。

2 實(shí)證模型

該文研究的因變量是勞動(dòng)時(shí)間供給，包括每周勞動(dòng)供給時(shí)間和每年勞動(dòng)供給時(shí)間。當(dāng)農(nóng)民提高勞動(dòng)時(shí)才能觀察到勞動(dòng)時(shí)間，不勞動(dòng)時(shí)則沒有觀察時(shí)間，因此有大量的0存在，樣本有偏。因此選擇Tobit模型，基本模型[9]如下：

(1)

(2)

該文將模型擴(kuò)展如下：

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

(3)

式(3)中，Yi表示勞動(dòng)供給時(shí)間；G表示性別；A表示年齡；H表示健康；M表示婚姻；F表示家庭成員數(shù)；S表示養(yǎng)老保障。i表示個(gè)體，εi表示誤差項(xiàng)。

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

(4)

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

(5)

式(4)中，YYHi表示農(nóng)民一年的勞動(dòng)時(shí)間(以小時(shí)計(jì)算)，式(5)中，YWHi表示農(nóng)民一周的勞動(dòng)時(shí)間(以小時(shí)計(jì)算)。

考慮到我國農(nóng)民勞動(dòng)供給存在著老齡化和婦女化的現(xiàn)象[10-12]，該文分別討論了老年人和中青年人、男性農(nóng)民和女性農(nóng)民的情況。

(6)

(7)

式(6)和式(7)分別表示老年人和中青年人的情況。其中老年農(nóng)民指61歲及以上的農(nóng)民，中青年表示60歲及以下的農(nóng)民。(劃分依據(jù)：根據(jù)城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的實(shí)際工作，農(nóng)民領(lǐng)取養(yǎng)老金的實(shí)際年齡為61周歲，所以按照61周歲劃分。)

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)分別表示男性農(nóng)民和女性農(nóng)民的情況。

表3 模型結(jié)果1

變量每周勞動(dòng)時(shí)間(公式5)每年勞動(dòng)時(shí)間(公式4)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差 性別-5 4731?(0 0740)3 05790 5872(0 8540)3 1801 年齡-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 婚姻狀況9 4746??(0 0230)4 1531-3 6801(0 3840)4 2241 家庭成員數(shù)-1 2861(0 1500)0 89260 2669(0 7720)0 9203 是否有養(yǎng)老保障-9 2487???(0 0010)3 6054-4 1350(0 2840)3 8617 常數(shù)項(xiàng)-61 6897???(0 0000)13 1636123 6389(0 0000)13 4456 樣本數(shù)量80208019 對數(shù)似然值-10684 76-50944 86 卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(自由度8)30 185 77 P值是否顯著0 0000???0 4490 虛擬判定系數(shù)0 00140 0001

3 模型結(jié)果

該文運(yùn)用STATA13.0軟件，用Tobit模型對文章第2部分中的模型(4)～(9)進(jìn)行計(jì)算，得出結(jié)果如表3、表4和表5所示。

由表3結(jié)果可知，式(5)的模型顯著通過，式(4)的模型沒有通過。式(5)的模型表示農(nóng)民每周的勞動(dòng)時(shí)間受到的影響，其中，性別、年齡、婚姻和養(yǎng)老保障對農(nóng)民每周的勞動(dòng)時(shí)間有顯著的影響：每周女性比男性多勞動(dòng)5.5h； 隨著年齡的增長每周勞動(dòng)時(shí)間逐漸減少； 婚姻完整的農(nóng)民需要投入更多的勞動(dòng)，每周要多勞動(dòng)9.5h； 沒有養(yǎng)老保障的農(nóng)民比有養(yǎng)老保障的農(nóng)民每周多勞動(dòng)9h。通過以上分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保障對農(nóng)民每年勞動(dòng)的總時(shí)間影響不顯著，說明對勞動(dòng)供給的總量影響不確定。養(yǎng)老保障減少了農(nóng)民每周的勞動(dòng)時(shí)間，說明減少了農(nóng)民短時(shí)間內(nèi)的勞動(dòng)密集度，假設(shè)在單位時(shí)間內(nèi)(如1d)的勞動(dòng)強(qiáng)度是固定的，每周勞動(dòng)時(shí)間的減少會(huì)減輕農(nóng)民的勞作負(fù)擔(dān)，有益身體健康。

表4 模型結(jié)果2

變量農(nóng)民老年農(nóng)民(公式6)中年農(nóng)民(公式7)系數(shù)系數(shù)系數(shù)系數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差 性別-5 4731?(0 0740)3 0579-4 1901(0 3250)4 2598-6 9593(0 1210)4 4815 年齡-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 婚姻狀況9 4746??(0 0230)4 15315 5590(0 2570)4 905016 5628(0 0360)7 9001 家庭成員數(shù)-1 2861(0 1500)0 8926-0 0513(0 9640)1 1269-3 0338((0 0320)1 4111 是否有養(yǎng)老保障-9 2487???(0 0010)3 6054-14 1661???(0 0000)4 8709-2 6951(0 6120)5 3109 常數(shù)項(xiàng)-61 6897???(0 0000)13 1636-56 5909?(0 0200)24 3785-105 2057(0 0000)28 8149 樣本數(shù)量802040743946 對數(shù)似然值-10684 76-5109 37-5566 74 卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(自由度8)30 1824 5010 59 P值是否顯著0 0000???0 0004???0 1020 虛擬判定系數(shù)0 00140 00240 0010

由表4結(jié)果可知，式(6)的模型顯著通過，式(7)的模型沒有通過。式(6)的模型表示老年農(nóng)民每周的勞作時(shí)間受到的影響。其中最顯著的影響就是養(yǎng)老保障，說明養(yǎng)老保障對老年農(nóng)民勞作強(qiáng)度的影響很明顯，沒有養(yǎng)老保障的老年農(nóng)民比有養(yǎng)老保障的老年農(nóng)民每周多14h的勞動(dòng)。式(7)的模型表示中青年農(nóng)民每周的勞作時(shí)間受到的影響，沒有顯著通過說明養(yǎng)老保障對中青年勞動(dòng)強(qiáng)度的影響不是很明顯，這主要是因?yàn)橹星嗄贽r(nóng)民肩負(fù)著子女上學(xué)、婚姻、老人養(yǎng)老等負(fù)擔(dān)，并不會(huì)因?yàn)橄鄬﹂L遠(yuǎn)的養(yǎng)老保障而減少當(dāng)前的勞動(dòng)。

表5 模型結(jié)果3

變量農(nóng)民男性農(nóng)民(公式8)女性農(nóng)民(公式9)系數(shù)系數(shù)系數(shù)系數(shù)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差 性別-5 4731?(0 0740)3 0579 年齡-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 婚姻狀況9 4746??(0 0230)4 153110 3576(0 1120)6 521310 3496?(0 0620)5 5546 家庭成員數(shù)-1 2861(0 1500)0 8926-2 0743(0 1260)1 3540-0 5824(0 6260)1 1934 是否有養(yǎng)老保障-9 2487???(0 0010)3 6054-15 9723???(0 0000)5 3922-6 5394(0 1780)4 8572 常數(shù)項(xiàng)-61 6897???(0 0000)13 1636-52 0211???(0 0070)19 3728-75 6944???(0 0000)18 4214 樣本數(shù)量802037724248 對數(shù)似然值-10684 76-4824 43-5857 92 卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(自由度8)30 1821 3610 03 P值是否顯著0 0000???0 0007???0 0745? 虛擬判定系數(shù)0 00140 00220 0009

由表5結(jié)果可知，式(8)的模型顯著通過，式(9)的模型也基本通過。式(8)的模型表示男性農(nóng)民每周的勞作時(shí)間受到的影響。其中最顯著的影響是年齡和養(yǎng)老保障，隨著年齡增加男性農(nóng)民會(huì)逐漸降低勞動(dòng)強(qiáng)度，如果有養(yǎng)老保險(xiǎn)，他們每周會(huì)減少16h的勞動(dòng)，平均每天減少多于2h的勞動(dòng)。式(9)的模型表示女性農(nóng)民每周的勞作時(shí)間受到的影響，養(yǎng)老保險(xiǎn)沒有顯著通過說明女性農(nóng)民相比較而言更謹(jǐn)慎和勤勞，她們可能需要更多的保障程度才能適當(dāng)減少勞動(dòng)； 而婚姻狀況對女性的影響更明顯，擁有完整婚姻的女性會(huì)投入更多的時(shí)間參與勞動(dòng)。

4 結(jié)論與政策建議

通過研究，該文得出的結(jié)論是養(yǎng)老保障對農(nóng)民全年的勞動(dòng)總供給時(shí)間影響不明顯，但可以降低農(nóng)民的勞作密集度，具體體現(xiàn)為每周的勞動(dòng)時(shí)間會(huì)隨著養(yǎng)老保障的提高而減少。此外性別、年齡和婚姻也對農(nóng)民每周的勞動(dòng)時(shí)間也有顯著的影響。從年齡上看，養(yǎng)老保障對老年人的勞動(dòng)供給影響更大，擁有養(yǎng)老保障的老年農(nóng)民每周減少14h的勞動(dòng)； 從性別上看則對男性農(nóng)民的影響更明顯，擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)讓男性農(nóng)民每周會(huì)減少16h的勞動(dòng)。該文研究的養(yǎng)老保障包括了12個(gè)類型的養(yǎng)老保障，此外還通過單獨(dú)對農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障的研究得出了基本相同的結(jié)果，說明養(yǎng)老保障對農(nóng)民的勞動(dòng)強(qiáng)度有較為明顯的減少作用。從經(jīng)濟(jì)學(xué)理性人的假設(shè)角度來看，農(nóng)民有了養(yǎng)老保障之后會(huì)在心理上有放松的感覺，進(jìn)而開始關(guān)注健康，減少短時(shí)間密集的勞動(dòng)。

該文認(rèn)為農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障對于改善農(nóng)民生活質(zhì)量和提高幸福指數(shù)的作用值得肯定，因此建議大力加強(qiáng)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障體系建設(shè)和盡快推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程，讓農(nóng)民享受到同樣的養(yǎng)老保障并且減輕其勞作負(fù)擔(dān)。

[1] 許慶， 劉進(jìn).“新農(nóng)合”制度對農(nóng)村婦女勞動(dòng)供給的影響.中國人口科學(xué)， 2015， (3)：99～107，128

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