社会养老、家庭养老对农村老年人劳动供给的影响研究

社会养老、家庭养老对农村老年人劳动供给的影响研究

1社会养老保险制度根据中国第四次人口普查数据，中国60岁以上的农业工作者数量为39777.7万人，占60岁以上农村老年人的40.1%。农村老年人的工作有很多这样的趋势。与城市老年人相比，农村老年人主要从事农业劳动，劳动参与受法定退休年龄的影响较小。然而，一方面农村老年人过度的农业劳动供给势必会降低老年人的生活质量，另一方面，由于老年农民参与劳动的机会成本较小，从而追求农业利润的动力较弱，一定程度上影响了农业生产力的提高。2009年中国实施新型农村社会养老保险（简称新农保，2014年后与城镇居民社会养老保险制度合并实施，统一为城乡居民基本养老保险制度）。新农保为农村居民提供了基本的养老保障，使老年农民不再仅仅依靠家庭养老和自我保障，从而更有条件退出社会劳动。社会养老保险对农村老年人的劳动供给的影响，既有的研究并未达成共识。一些研究认为社会养老保险减少农村老年人的劳动供给，NeerajKaushal对印度养老金实施效果进行研究，发现养老金能减少受教育程度较低的老年人的劳动供给既有研究为准确理解社会养老保险影响劳动供给的机制提供了大量的理论启示，然而，从研究内容上看，既有研究往往集中于探讨养老保险对农村老年人劳动供给的影响，而一定程度上忽略了在中国社会养老和家庭养老是有机结合的整体，割裂二者，单独考察一方面的影响，难以揭示问题的本质；从研究方法上看，已有研究往往采用特定模型估计相应参数，从总体上揭示养老保险影响劳动供给的方向或程度，没有充分考虑养老金影响劳动供给的机制及阶梯型特征。本研究把新农保养老金和家庭子女经济支持作为整体来考察社会养老和家庭养老共同对农村老年人的劳动供给影响。2理论分析与模型构建2.1．劳动效用及收入效应个人劳动力供给决策反映了潜在的劳动者对收入和闲暇的选择，总体上由个人劳动的效用函数决定。式（1）式（2）中U为劳动的效用，E为闲暇，ω为劳动价值，包括某个单位时间内劳动带来的收入及劳动本身带来的愉悦，H为劳动供给时间，M为无论是否参与劳动都会拥有某类货币收入，在本研究中为新农保养老金和家庭子女经济支持所带来的收入。劳动者把闲暇看作是一种商品，当增加劳动时必然会减少闲暇，因而，如式（1）所示，劳动的效用主要由闲暇和劳动价值决定。由于闲暇产生效用，个体劳动决策就不再仅仅由劳动价值决定，而是要充分考虑非劳动收入M和劳动价值变化产生的替代效应和收入效应。替代效应是指当劳动者的劳动价值上升时，劳动者单位时间所获得的收入也随之提高，劳动者趋向于放弃劳动而去享受闲暇的代价偏大，闲暇的机会成本就会提高，从而劳动者减少闲暇，增加劳动以获得更多的劳动收入。收入效应是指随着劳动价值的提高即单位时间所获得的收入增加时，劳动者减少工作时间也可以获得同样的收入，从而增加了对闲暇的需求，劳动价值提高导致劳动供给减少。当替代效应大于收入效应时，提高劳动价值会使劳动供给量增加，当收入效应大于替代效应时，提高劳动价值反而会使劳动供给减少。新农保养老金和家庭子女经济支持作为非劳动收入M，一方面直接产生收入效应，新农保养老金和家庭子女经济支持逐渐增多，总收入水平也会增加，劳动者也会增大对闲暇的需求，从而减少劳动时间。然而，由于大量农业劳动是自雇劳动，农民既是劳动者也是农业资本投入者，在收入整体较低的情形下，M的增加可能会转化为农业资本投入，与农业资本投入相适应，劳动投入也可能相应的增加。2.2劳动供给对供给的影响本项研究旨在分析社会养老与家庭养老对农村老年人劳动供给的影响，由于有部分老年人没有参与劳动供给即劳动时间为零，采用单一模型估计相关参数会导致比较严重的有偏估计，因而，本项研究采用Duan等提出的两部模型2.2.1新农保养老金和家庭子女经济支持对农村老年人劳动供给时间的影响第一部分农村老年人劳动供给可描述为“参与”和“不参与”，相互之间无等级顺序，是一个二元决策的问题，选用二元probit模型来具体分析新农保养老金和家庭子女经济支持对农村老年人劳动供给决策是否会产生影响。第二部分使用对数变换下的线性回归模型分析新农保养老金和家庭子女经济支持对农村老年人劳动供给时间的影响。第一部分是决定是否参加劳动供给：将probit模型假设为一个潜变量的模型，存在一个辅助随机变量：Y与Y*之间存在以下对应关系：其中，Y*为潜变量，Y是由Y*决定的指示变量。X第二部分是在有劳动供给的基础上决定劳动供给时间的多少：其中，模型中Y2.2.2新农保养老金与家庭子女经济支持的区间关系门槛模型中每个门槛值代表一个临界点，不同区间内变量间的影响关系存在差异。本研究通过建立横截面数据的门槛回归模型，估计新农保养老金和家庭子女经济支持在不同的区间对农村老年人农业劳动供给时间的影响。将新农保养老金和家庭子女经济支持作为门槛变量，对数据进行自动识别来确定门槛值，并划分不同的区间，进而准确分析其与农村老年人农业劳动供给时间之间的关系。在模型中引入控制变量，构建的新农保养老金和家庭子女经济支持与农村老年人农业劳动时间供给的门槛模型。可能存在有多个门槛的情况，需要进行检验，以确定门槛个数。构建多重门槛模型如下（8）式所示：其中，T3数据来源和描述数据3.1研究对象和方法本研究所用数据来源于2015年中国健康与养老追踪调查（ChinaHealthandRetirementLongitudinalSurveyCHARLS），该调查由北京大学中国经济研究中心组织实施，覆盖150个县级单位，450个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人。本研究对象为具有农村户籍、年龄为60岁及以上的老年人，因此剔除了城镇户口及60周岁以下样本；假定相关信息缺失为随机缺失，最终确定有效样本量为4737人。3.2变量选取及说明(1）被解释变量。农村老年人的劳动供给主要由劳动供给行为和劳动供给时间来衡量，一是农村老年人是否参与劳动供给，若参与劳动供给，则赋值为1；若没有参与劳动供给，则赋值为0。二是农村老年人劳动供给时间，首先以劳动性质细分出农业劳动和非农劳动，在此基础上计算出劳动供给时间，该变量以每年的劳动小时数为单位来进行衡量。在CHARLS问卷中，老年人的工作类型可以分为农业打工、自家农业生产经营活动、受雇、非农自雇和挣工资工作、从事个体、私营经济活动等几种类型，农业劳动包括前两种工作类型，非农劳动就以后面几种工作类型进行归类。有关农村老年人农业与非农劳动时间的计算，问卷设计了三个层次的问题，分别是“过去一年中，您有几个月从事农业生产经营活动?”、“过去一年中，您从事农业生产经营的月份里，您一般每周干几天?”、“过去一年中，您从事农业生产经营的日子里，您一般每天要干几个小时?”因此，农村老年人劳动供给时间=每年劳动活动月数×4.28×每周劳动活动天数×每天劳动小时数。(2）解释变量及控制变量。社会养老与家庭养老作为整体为“新农保养老金和家庭子女经济支持”每年获得的收入。考虑到具有不同个人、家庭和地区特征的农村老年人，由于自身资源、个人偏好、家庭因素、地区因素等所致约束条件和目标函数的不同，其劳动供给行为不同，因此，控制变量的选取主要选取包括三个方面：一是个人特征，选取老年人年龄、性别、健康状况、受教育程度、婚姻状况、是否参加新农保。二是家庭特征，包括子女数量、小孩数量、家庭经营耕地面积、家庭子女物质支持、家庭年收入。三是地区特征，主要是为了控制各地的社会养老传统和经济发展水平等地区因素对农村老年人劳动供给以及劳动时间的影响，各省份分属于东部、中部及西部地区，用相应的虚拟变量表示。如表1所示,样本中老年人从事农业劳动供给时间平均达到569.776小时/年，非农劳动供给时间平均为81.766小时/年，农村老年人还是以农业生产劳动为主。样本中参加新农保的老年人比例为65.7%；领取的新农保养老金和家庭子女提供的经济支持水平平均在4348.912元，保障水平较低；全体样本平均年龄为70岁，最大的年龄达到了104岁；男性比例为57%，女性比例为43%;71.2%老年人是有配偶的；63.3%的受访者接受过一定的教育，另外的36.7%则未接受过教育；样本中家庭人均年收入达到4331.315元，最低的家庭收入由于家庭开销没有积蓄，最低的人均年收入为0，最高的人均年收入达到3000000元，显示在不同家庭存在悬殊的收入差距。为了进一步观察社会养老、家庭养老对农村老年人劳动供给的影响，按新农保养老金和子女经济支持的总额度进行分组描述老年人的劳动供给，其劳动供给情况如表2所示。将新农保养老金和家庭子女经济支持划分为五个档次（见表2），随着新农保养老金和家庭子女经济支持水平提高，老年人的劳动参与率和平均劳动时间的呈现出先增后减。因此，有必要引入新农保养老金和家庭子女经济支持的阈值，以估算其水平对劳动供给的影响是否存在显著门槛效应。4新农保对农村老年人农业劳动供给时间的影响两部模型：第一部分农村老年人是否参加劳动供给，第二部分确定参加劳动后所供给的时间，假定“参与决策”与“劳动时间”之间相互独立，则可分别进行估计。若不独立，则应该使用Heckman两步法对模型进行估计，有关模型中是否存在选择效应，应按照逆米尔斯比率的显著性进行判断。因此使用Heckman两步法对农村老年人劳动供给进行估计和检验，结果表明：逆米尔斯比率λ没有通过显著性检验（p值为0.103），表明不存在选择性偏差问题，“参与决策”与“劳动时间”之间相互独立，故可按照两部模型进行实证分析（见表3）。由表3可见，在第一部模型中，新农保养老金和家庭子女经济支持这一变量系数为负且通过了显著性检验，从而表明获得新农保养老金和家庭子女经济支持会显著的降低农村老年人对于参与农业劳动供给的行为；在第二部模型中，新农保养老金和家庭子女经济支持在1%显著性水平上减少了老年人农业劳动供给时间。农村老年人在获得新农保养老金和家庭子女经济支持后，有了基本的生活保障，能够形成相对稳定的收入预期，从而激励农村老年人退出劳动力市场或减少劳动供给时间。新农保养老金和家庭子女经济支持并没有对农村老年人非农劳动产生显著影响，可能原因是非农劳动雇主对年龄和技能的要求相对较高，农村老年人非农劳动的参与率本身较低，非农劳动供给时间主要由个体特征决定。获得新农保养老金和家庭子女经济支持使老年人减少农业劳动供给时间，这一定程度上反映了社会养老和家庭养老对农村老年人自我养老产生了替代，农村老年人不需要为了生计而被迫过度劳动。在个人特征变量中，年龄体现了参与劳动的生命周期特征，随着年龄的增长，老年人的劳动能力就越弱，劳动参与概率也会随之降低；健康状况对农村老年人劳动供给亦产生显著影响，农村老年人主要是从事体力劳动，更容易受到自身健康的影响，从而减少劳动供给时间；在性别方面，男性的劳动参与水平高于女性，男性参与劳动的体力和强度都大过于女性；受教育程度变量对农业劳动供给为负向影响，说明受教育程度高的人更倾向于离开体力劳动；婚姻状况对劳动供给作用是正向显著影响，表明与无配偶相比，有配偶的农村老年人会倾向劳动供给行为，农村老年人在家庭内部进行劳动力配置，从而使得婚姻状况会影响劳动供给行为；参加新农保的老年农民参与劳动的概率显著更大，可能的原因是：在当前收入水平并还不高的情形下，参加新农保的农民风险意识相对较强，更倾向于参与劳动来进行自我保障。在家庭特征变量中，家庭子女数对劳动供给没有显著影响；家庭小孩数量对农村老年人的农业劳动供给产生负向影响，现在农村青年人外出务工的较多，老年人须对其孩子进行隔代照管，故家里孩子数量增加会减少老年人的农业劳动供给行为；家庭经营的耕地越多，越需要劳动投入，这体现了家庭劳动力配置的现实需要；家庭子女物质支持的系数为负，家庭子女为其老年人提供粮食、买菜、买衣服或其他物品等，可以减轻老年人的日常生活的经济负担，从而会减少老年人从事农业劳动供给行为。地区特征对农村老年人劳动供给行为和劳动供给时间有显著影响。对农业劳动而言，相较于东部，中、西部的农村老年人从事农业劳动供给行为及劳动时间更多；从非农劳动来看,西部的非农劳动供给和劳动供给时间明显低于东部。相较于东部，中西部经济发展水平相对较低，缺乏非农就业机会，农村社会保障水平不高，因而老年农民较多地通过农业劳动进行自我保障。为进一步探讨不同区间内新农保养老金和家庭子女经济支持对农村老年人农业劳动供给时间的影响，本文对门槛模型（8）进行检验和估计。如表4所示，单门槛和双门槛检验结果的P值均小于1%，拒绝不存在单门槛效应或双门槛效应的原假设，即存在门槛效应。通过了单门槛和双门槛的检验，表明变量新农保养老金和家庭子女经济支持存在两个门槛值，两个门槛值分别为4807.109和10794.267。构建双重门槛模型，低于第一门槛值称为低门槛阶段，处于第一门槛值和第二门槛值中间区间为中门槛阶段，高于第二门槛值称为高门槛阶段。将新农保养老金和家庭子女经济支持作为门槛变量进行双门槛效应回归，估算其在不同的区间对农村老年人农业劳动供给时间的影响（见表5）。新农保养老金和家庭子女经济支持处于不同水平程度时，对农村老年人劳动供给的影响有显著的不同。新农保养老金和家庭子女经济支持的两个门槛值分别为4807.109和10794.267。当门槛变量新农保养老金和家庭子女经济支持小于等于第一个门槛值4807.109时，新农保养老金和家庭子女经济支持对老年农业劳动供给时间的影响系数为0.0843，且在1%的水平上显著，系数为正表明当新农保养老金和家庭子女经济支持小于等于4807.109元时，社会养老和家庭养老的经济支持的增加反而增加了老年农民的劳动供给，这说明低水平的养老支持不足以保障农村老年人的基本生活，反而增加了农村老年人通过劳动获取收入进行自我保障的动力。当新农保养老金和家庭子女经济支持大于4807.109元且小于等于10794.267元时，其对农业劳动供给时间的影响系数为-0.0161，且在1%的水平上显著，系数为负表明此区间内的社会养老与家庭养老的经济支持导致了农村老年人农业劳动供给时间减少，说明在此门槛值以上的养老保障经济支持能有效降低老年农民通过劳动获取收入的诉求。当新农保养老金和家庭子女经济支持大于10794.267元时，其对农业劳动供给时间的影响系数为-0.1645，且在5%的水平上显著，系数为负且绝对值远远大于上一区域系数的绝对值，表明随着社会养老和家庭养老水平更上一个台阶，保障程度进一步提升，从而更大程度降低农民自我保障的诉求，激发老年农民减少劳动供给或退出劳动力市场。概而言之，门槛模型的估计结果表明，随着新农保养老金和家庭子女经济支持增加，农村老年人农业劳动供给时间呈现先增加后逐步减少的变化趋势,即呈现倒U型变化趋势。当新农保养老金和家庭子女经济支持处于不同门槛阶段时，对农村老年人农业劳动供给时间影响的方向不同。在其水平较低时，即在跨越第一道门槛值前，社会养老与家庭养老反而诱致农民增加农业劳动供给，表明此时的社会养老和家庭养老还不足以支撑农村老年人基本生活，农村老年人被迫通过劳动获得收入，甚至把相应的养老金转化为了农业投入，反而增加了劳动供给；在跨越第一道门槛和跨越双重门槛之后，其系数为负且绝对值变大，从而表明社会养老和家庭养老达到一定水平后，老年农民自我保障的诉求会随着社会养老和家庭养老水平的提升而降低，从而有效降低农村老年人农业劳动供给时间，与之相应的，农业劳动供给亦呈现出阶梯型的下降。5建立和完善相应的制度，减少老年农民的农业劳动供给运用2015年CHARLS关于农村老年人劳动供给的微观调查数据，采用两部模型和门槛模型探讨社会养老与家庭养老对农村老年人劳动供给的影响。实证结果显示:首先，在总体上，社会养老和家庭养老会降低老年人的农业劳动供给，但对非农劳动供给没有产生显著影响；其次，社会养老与家庭养老对老年农民农业劳动供给的影响具有典型的门槛效应，不同的养老保障水平，对老年农民农业劳动供给的影响不同；最后，随着社会养老和家庭养