陳　華，張哲元，毛　磊

(中央財(cái)經(jīng)大學(xué)　保險(xiǎn)學(xué)院　北京　100081)

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理論·方法與案例

新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給行為影響的實(shí)證研究

陳華，張哲元，毛磊

(中央財(cái)經(jīng)大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院北京100081)

健康保險(xiǎn)通過保障效應(yīng)和健康效應(yīng)影響勞動(dòng)供給，而二者對(duì)勞動(dòng)供給的影響恰好相反，因此健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)供給的具體影響仍舊是一個(gè)值得探討的問題。本文采用CHNS的2004、2006、2009和2011年四期數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合顯著提高農(nóng)村老年人的非農(nóng)勞動(dòng)供給率和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率，表現(xiàn)為健康效應(yīng)；但減少了非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，表現(xiàn)為保障效應(yīng)。新農(nóng)合提高了參合老年人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間，該結(jié)果在全年農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間小于672小時(shí)的個(gè)體中特別顯著，在該群體中表現(xiàn)為健康效應(yīng)。此外研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合對(duì)男性老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率的影響比對(duì)女性老年人的影響更加顯著。

健康保險(xiǎn)；勞動(dòng)供給；保障效應(yīng)；健康效應(yīng)

一、引言

健康保險(xiǎn)可提高國民對(duì)疾病治療的支付能力并進(jìn)而改善國民健康水平，許多國家，特別是發(fā)展中國家紛紛設(shè)立健康保險(xiǎn)項(xiàng)目或以財(cái)政補(bǔ)貼等形式支持健康保險(xiǎn)的推廣。中國的基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度由新型農(nóng)村合作醫(yī)療(簡稱“新農(nóng)合”)、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)三部分為主體組成。新農(nóng)合2003年在我國農(nóng)村地區(qū)開始實(shí)施，目標(biāo)覆蓋我國農(nóng)村居民。在籌資機(jī)制上，采用個(gè)人繳費(fèi)與政府補(bǔ)貼共同籌集資金，且繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)逐年增加，2015年政府人均補(bǔ)貼370元，占到人均繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)的77%(計(jì)生委，人社部，2015)；新農(nóng)合的覆蓋率自2008年起就維持在90%以上，參合人數(shù)達(dá)到8億以上[1]。

與健康水平密切相關(guān)的勞動(dòng)力作為一種重要的生產(chǎn)投入要素，在產(chǎn)品生產(chǎn)和服務(wù)供給中發(fā)揮著不可替代的重要作用，因此勞動(dòng)供給問題一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的一個(gè)重要問題。我國改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和勞動(dòng)力流動(dòng)的增加，促使城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)發(fā)生巨大的變化，近年來部分地區(qū)出現(xiàn)的“民工荒”問題，標(biāo)志著我國勞動(dòng)力供給已逐步到達(dá)“劉易斯拐點(diǎn)”，農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力呈現(xiàn)出供給不足的情況[2]。與此同時(shí)，我國已步入老齡化社會(huì)，截至2010年，中國60歲以上老年占全國總?cè)丝诘?2.3%[3]，老齡化問題十分嚴(yán)峻。因此如何增加勞動(dòng)力供給總量特別是擴(kuò)大老年人的勞動(dòng)供給逐漸成為社會(huì)熱點(diǎn)問題[4]，對(duì)老年人勞動(dòng)供給的分析研究因此具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。新古典主義學(xué)派運(yùn)用效用函數(shù)來分析勞動(dòng)供給，其認(rèn)為勞動(dòng)供給受到收入的影響，而收入的影響又分為替代效應(yīng)和收入效應(yīng)[5]。后來的研究者在此基礎(chǔ)上繼續(xù)發(fā)展，開始研究與檢驗(yàn)各類因素對(duì)勞動(dòng)供給的影響。以往的研究表明，養(yǎng)老保障因素降低了老年人的勞動(dòng)供給，而健康狀況改善提高了老年人的勞動(dòng)供給。作為社會(huì)保障的重要組成部分，健康保險(xiǎn)通過保障效應(yīng)和健康效應(yīng)對(duì)老年人的勞動(dòng)供給存在著兩條方向相反的影響途徑，而且隨著我國基本醫(yī)療保險(xiǎn)的開展與深入，健康保險(xiǎn)在平滑消費(fèi)、提供經(jīng)濟(jì)和健康保障方面的作用愈加明顯，成為影響勞動(dòng)供給的一個(gè)重要因素，因此本文欲在理論與實(shí)證方面探究健康保險(xiǎn)因素對(duì)老年人勞動(dòng)供給的具體影響。

本文其余部分安排如下：第二部分對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行綜述，第三部分介紹理論框架與實(shí)證模型，第四部分描述數(shù)據(jù)與變量，第五部分展示實(shí)證結(jié)果，并進(jìn)行討論和解釋，最后一部分進(jìn)行總結(jié)，并提出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)者一直致力于研究老年人勞動(dòng)供給的影響因素，在對(duì)我國的研究中，車翼等(2007)[6]發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金、教育程度、年齡、性別等因素顯著影響老年人的勞動(dòng)供給。龐麗華等(2003)[7]的研究表明，影響老年人是否工作的因素有健康狀況、年齡、性別、家庭因素等。張建武(2011)[4]通過文獻(xiàn)綜述的方法闡述了影響勞動(dòng)供給的三個(gè)方面的因素，分別是養(yǎng)老保險(xiǎn)、所得稅制度、健康程度。

社會(huì)保障對(duì)勞動(dòng)供給的影響可以通過兩種渠道，一種渠道是通過降低勞動(dòng)者未來所面臨的風(fēng)險(xiǎn)從而影響勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給(保障效應(yīng))。在這方面，國內(nèi)外諸多學(xué)者研究了養(yǎng)老保障對(duì)勞動(dòng)供給的影響。Bertrand等(2003)[8]通過對(duì)巴西的養(yǎng)老金改革研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金降低了青壯年勞動(dòng)參與率。Mastrobuoni(2009)[9]對(duì)美國的研究表明，延遲退休年齡使得勞動(dòng)供給增加。Takashi等(2009)[10]對(duì)日本的研究發(fā)現(xiàn)，削減養(yǎng)老金水平增加了老年勞動(dòng)力的供給。在對(duì)中國的相關(guān)研究中，程杰(2014)[11]發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保障降低了總體人口的農(nóng)業(yè)、非農(nóng)勞動(dòng)參與率以及農(nóng)業(yè)、非農(nóng)勞動(dòng)參與時(shí)間，即養(yǎng)老保障的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)。張川川等(2014)[12]研究發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)?！币欢ǔ潭壬蠝p少了老年人勞動(dòng)供給。該方面的研究普遍表明，養(yǎng)老保障對(duì)勞動(dòng)供給呈現(xiàn)負(fù)向的作用。

社會(huì)保障特別是健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)供給影響的第二種渠道是通過改變勞動(dòng)者的健康水平從而影響勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給(健康效應(yīng))。同樣有大量研究探討健康因素對(duì)勞動(dòng)供給的影響。部分研究采用自評(píng)健康狀況或自評(píng)健康的工具變量作為健康評(píng)價(jià)指標(biāo)[13-15]。另有部分研究采用客觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)來衡量健康水平，如Anderson和Burkhauser(1984)[16]采用死亡率作為指標(biāo)，Kalwij和Vermeulen(2008)[17]采用ADL(日常行為能力)作為指標(biāo)。也有部分研究采用具體急慢性疾病作為健康評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)[18]。在關(guān)于中國的研究中，楊志海等(2015)[19]運(yùn)用CHARLS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，慢性疾病和急性疾病的沖擊顯著降低了農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與；李琴等(2014)[20]利用CHNS的多期數(shù)據(jù)，選取鈉鹽攝入量作為高血壓的工具變量，發(fā)型患高血壓顯著降低了城市中老年人的勞動(dòng)供給；秦立建等(2012)[21]的研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況不佳顯著降低了農(nóng)民工外出打工的時(shí)間；劉生龍(2008)[22]利用CHNS數(shù)據(jù)研究表明，健康狀況增加提高了農(nóng)村居民勞動(dòng)力參與的可能性，且該影響在老年人以及女性群體中更為顯著。在中國，對(duì)健康的勞動(dòng)供給效應(yīng)的研究普遍傾向于認(rèn)為，健康水平的提高對(duì)老年人勞動(dòng)供給的影響是正向的。

中國新型農(nóng)村合作醫(yī)療是我國基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的重要組成部分，其特點(diǎn)是政府和單位的高參保補(bǔ)貼率，以及不斷提高的保障水平，因此對(duì)老年人群體具有明顯的保障效應(yīng)。在農(nóng)村地區(qū)，新農(nóng)合有效降低了健康沖擊對(duì)老年人的財(cái)產(chǎn)沖擊，減緩了養(yǎng)老壓力，提高了老年人的養(yǎng)老保障水平。健康保險(xiǎn)在減緩健康風(fēng)險(xiǎn)所造成的經(jīng)濟(jì)沖擊的同時(shí)，其最終目的應(yīng)是提高參保人員的健康水平[23]。程令國和張曄(2012)[24]的研究表明，新農(nóng)合顯著降低了參合者ADL受損的概率，提高了參合者的認(rèn)知功能，并且減少了因病臥床天數(shù)，總體來看改善了參合人員的健康水平；張哲元等人(2015)[25]的研究發(fā)現(xiàn)，加入新農(nóng)合降低了部分疾病的患病概率，降低了ADL受損程度，減少了住院天數(shù)，表現(xiàn)出了一定的健康效應(yīng)；王新軍和鄭超(2014)[26]發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險(xiǎn)改善了老年人的健康狀況，因此新農(nóng)合也表現(xiàn)出健康效應(yīng)。

如上所述，新農(nóng)合在農(nóng)村老年群體中同時(shí)體現(xiàn)出保障效應(yīng)與健康效應(yīng)：參加新農(nóng)合減少因健康風(fēng)險(xiǎn)而造成收入波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)也改善了健康狀況。而保障效應(yīng)和健康效應(yīng)都對(duì)勞動(dòng)供給有著顯著影響，且影響方向相反，保障效應(yīng)減少勞動(dòng)供給，但健康效應(yīng)增加勞動(dòng)供給。然而新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給總體上會(huì)產(chǎn)生什么影響？該影響是正向還是負(fù)向，即新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人的保障效應(yīng)和健康效應(yīng)哪個(gè)更大？這是現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)勞動(dòng)供給影響因素研究的空白之處，然而隨著政策的深入開展，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)和健康的影響越來越顯著，是不能忽視的勞動(dòng)供給影響因素，缺乏對(duì)該因素的考察便無法全面地對(duì)勞動(dòng)供給情況進(jìn)行衡量和預(yù)期。本文旨在對(duì)這些問題進(jìn)行探究和回答，這是本文對(duì)已有研究做出的邊際貢獻(xiàn)。此外對(duì)我國健康保險(xiǎn)績效的研究中，多數(shù)學(xué)者關(guān)注的是健康保險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)、健康、醫(yī)療等方面的影響，很少有學(xué)者著眼于健康保險(xiǎn)的勞動(dòng)供給績效，僅有許慶和劉進(jìn)(2015)[27]研究了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村婦女勞動(dòng)供給的影響。因此本文的研究對(duì)新農(nóng)合的績效研究也是一個(gè)補(bǔ)充。

三、理論框架與實(shí)證模型

(一)理論框架

我們的理論分析基于古典模型，從老年個(gè)體消費(fèi)需求的一般模型推導(dǎo)出勞動(dòng)供給函數(shù)。此時(shí)，個(gè)體的稟賦是總時(shí)間T，它進(jìn)一步被劃分為工作時(shí)間h和閑暇時(shí)間1，即T=h+1，個(gè)體的效用由消費(fèi)x和工作時(shí)間h共同決定：U=U(x,h;i,ρ)。其中i代表個(gè)體特征，ρ代表個(gè)體的偏好。

maxx,hU(x,h)

s.t.px=wh+y

(1)

其中p為商品組合的單位價(jià)格，w為工資率，y代表獨(dú)立于工作的收入，那么px等于總收入Y，h的最優(yōu)解為h*,在最優(yōu)解處有：

(2)

事實(shí)上，保障效應(yīng)和健康效應(yīng)對(duì)老年人勞動(dòng)供給的影響都是同時(shí)存在著收入和替代效應(yīng)。程杰(2014)[11]通過理論分析闡述了養(yǎng)老保障的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，實(shí)證研究表明收入效應(yīng)占優(yōu)，?h*/?P<0,P為養(yǎng)老保障。楊志海(2015)[19]認(rèn)為，健康狀況下降導(dǎo)致個(gè)體勞動(dòng)的邊際生產(chǎn)率降低，從而工資率降低，影響了勞動(dòng)時(shí)間的決策。即健康狀況是通過改變工資率影響勞動(dòng)供給，而工資率增加時(shí)，收入效應(yīng)和替代效應(yīng)同時(shí)存在[28]，因此健康的影響也同時(shí)存在兩種效應(yīng)，最終替代效應(yīng)占優(yōu)，?h*/?H>0,H為健康狀況。

現(xiàn)在我們在方程中引入老年人的健康保險(xiǎn)因素，最優(yōu)化方程不變，而約束條件變?yōu)椋?/p>

px=(w+△w(Ⅰ))h+y+E(Ⅰ)

(3)

(二)實(shí)證方法

本文對(duì)勞動(dòng)供給的研究分為勞動(dòng)供給率和勞動(dòng)供給時(shí)間。勞動(dòng)供給率衡量的是個(gè)體是否參與勞動(dòng)，為0、1變量，本文采用Logistic模型進(jìn)行估計(jì)，模型設(shè)定如下：

(4)

(5)

其中，

這里yi為老年個(gè)體i的勞動(dòng)參與情況，若參與勞動(dòng)，yi取1，否則取0。INSi是虛擬變量，代表個(gè)體i參與新農(nóng)合的情況，若加入取1，否則取0。xi代表個(gè)體i的其它控制變量。pi為個(gè)體i解釋變量確定的條件下，其被解釋變量取1的概率。

勞動(dòng)供給時(shí)間衡量的是老年個(gè)體全年的總勞動(dòng)時(shí)間，為非負(fù)連續(xù)變量，并且是典型的歸并被解釋變量，但我們對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的回歸中僅選用參與勞動(dòng)的個(gè)體，已將歸并點(diǎn)處變量剔除，因此考慮一般多元線性模型，進(jìn)行OLS回歸。模型設(shè)定如下：

yi=α0+α1INSi+βxi+εi

(6)

這里yi為被解釋變量，代表老年個(gè)體i的全年勞動(dòng)時(shí)間，INSi是虛擬變量，代表個(gè)體i參與新農(nóng)合的情況，若加入取1，否則取0。xi代表個(gè)體的其它控制變量。

同時(shí)我們對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間進(jìn)一步采用分位數(shù)回歸來進(jìn)行考察，具體模型設(shè)定如下：

其中，

yi=α0+α1INSi+βxi+εi

(7)

這里τ為分位點(diǎn)，其它變量一致。

我們討論了健康保險(xiǎn)的內(nèi)生性，即勞動(dòng)供給狀況影響健康保險(xiǎn)的購買的可能性，但我們認(rèn)為，新農(nóng)合的政府補(bǔ)貼比率較高，且購買通常以家庭為單位，這降低了新農(nóng)合購買的逆選擇；同時(shí)，未購買新農(nóng)合的農(nóng)村居民有一部分是因?yàn)樵诔鞘泄ぷ骱蜕?，從而參與了城鎮(zhèn)相關(guān)保險(xiǎn)。綜合這些原因，新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)供給理論上并不存在很大的內(nèi)生性問題，因此我們選用了上述計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。

四、數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)介紹

本文采用的是中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)的數(shù)據(jù)。CHNS是開展自1989年的全國追蹤調(diào)查，至今已開展9期，其2011年的調(diào)查覆蓋全國12個(gè)省(直轄市、少數(shù)民族自治區(qū))的農(nóng)村及城市地區(qū)，涵蓋8600多戶共3.5萬余個(gè)體。調(diào)查內(nèi)容包括人口學(xué)，工作及收入，家務(wù)及兒童照料，飲食習(xí)慣，衛(wèi)生服務(wù)需求、利用及健康狀況，膳食結(jié)構(gòu)等多個(gè)方面?？紤]到新農(nóng)合開展于2003年，而在此之前農(nóng)村地區(qū)仍有各種形式的合作醫(yī)療項(xiàng)目，在新農(nóng)合開展之前都可以作為替代品影響勞動(dòng)供給，因此本文的研究選用2004年、2006年、2009年及2011年共4期調(diào)查數(shù)據(jù)。

本文的研究針對(duì)農(nóng)村老年人群體，參考世界衛(wèi)生組織(WHO)對(duì)年齡的劃分*世界衛(wèi)生組織最新的分類中將60歲以上個(gè)體定義為老年。，我們只選取了60歲及以上的農(nóng)村個(gè)體，研究新農(nóng)合的影響。最終經(jīng)過年齡、戶口的限定，剔除關(guān)鍵變量缺失值，我們得到農(nóng)村老年樣本共4189個(gè)，其中用于非農(nóng)勞動(dòng)供給研究的農(nóng)村老年樣本3299個(gè)，用于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給研究的農(nóng)村老年樣本2732個(gè)。

(二)變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

我們對(duì)勞動(dòng)供給的研究分為勞動(dòng)供給率和勞動(dòng)供給時(shí)間。同時(shí)我們根據(jù)勞動(dòng)的性質(zhì)，將勞動(dòng)分為非農(nóng)勞動(dòng)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)。勞動(dòng)供給時(shí)間通過樣本個(gè)體的全年總勞動(dòng)時(shí)間來衡量，歷年CHNS問卷中統(tǒng)計(jì)該信息的問題為：“2010年有幾個(gè)月從事該種工作(勞動(dòng))？”，“從事該工作的幾個(gè)月中平均每周工作幾天？”，“從事該工作的幾個(gè)月中平均每天工作幾小時(shí)？”，因此我們對(duì)樣本全年總勞動(dòng)時(shí)間的加總為：問題一*4*問題二*問題三。勞動(dòng)供給率衡量個(gè)體是否參與勞動(dòng)，參考李琴等(2014)[20]，我們將非農(nóng)勞動(dòng)全年平均每周工作在一小時(shí)以上，即全年非農(nóng)勞動(dòng)總時(shí)間大于52小時(shí)的個(gè)體定義為參與非農(nóng)勞動(dòng)，但我們對(duì)參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的定義略作改動(dòng)，將農(nóng)業(yè)勞動(dòng)全年總時(shí)間大于104小時(shí)的個(gè)體定義為參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)*事實(shí)上，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與若定義為與非農(nóng)勞動(dòng)相同，并不改變最終的估計(jì)結(jié)果，但因?yàn)閿?shù)據(jù)原因，若將農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與定義為大于52小時(shí)，那么參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的樣本比例過大，因此定義農(nóng)業(yè)勞動(dòng)為大于104小時(shí)。。因此本文的被解釋變量分四種：非農(nóng)勞動(dòng)供給率、非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間。其中非農(nóng)勞動(dòng)供給率和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率為0、1變量，若個(gè)體全年非農(nóng)(農(nóng)業(yè))勞動(dòng)時(shí)間大于52小時(shí)，非農(nóng)(農(nóng)業(yè))勞動(dòng)供給率取1，否則取0。非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間為非負(fù)連續(xù)變量，我們在考察這兩個(gè)被解釋變量時(shí)，只考慮對(duì)應(yīng)勞動(dòng)供給率為1的個(gè)體(即參與勞動(dòng)的個(gè)體)。

本文主要的解釋變量為“健康保險(xiǎn)”，為0、1變量，若樣本個(gè)體在被調(diào)查時(shí)參與了新農(nóng)合，則“健康保險(xiǎn)”變量取1，否則取0。同時(shí)本文還加入了會(huì)對(duì)勞動(dòng)供給產(chǎn)生影響的幾類控制變量，具體如下：

1.人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。該類變量包括：(1)性別。為0、1變量，男性取1，女性取0，即女性作為對(duì)照組。(2)年齡，為連續(xù)變量。(3)婚姻狀況。為0、1變量，已婚取1，其它取0，其它作為對(duì)照組。(4)個(gè)人收入。以萬元為單位，收入按2011年cpi指數(shù)折算。(5)教育。為啞變量，包含“文盲”、“小學(xué)”、“初中”、“高中(中專)”、“大學(xué)(大專)及以上”五類，在回歸中以“文盲”作為對(duì)照組。

2.健康狀況變量。本文將歐盟健康指標(biāo)計(jì)劃(ECHI)[29]所提出的指標(biāo)作為個(gè)體健康狀況的衡量指標(biāo)，該計(jì)劃通過各類疾病患病情況、受傷情況、住院情況等衡量個(gè)體健康狀況。本文據(jù)此選用患病或受傷情況作為健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，具體變量為“過去四周有過受傷或患病”，為0、1變量，被調(diào)查者若有過受傷或患病，則取1，否則取0。該變量基于問卷中的問題“過去四周中，你是否生過病或受過傷？是否患有慢性病或急性?。俊?。

3.家庭情況變量。該類變量包括：(1)家庭人均收入。以萬元為單位，收入已按2011年CPI折算。(2)家中0—16歲人口數(shù)(4)家中16—65歲人口數(shù)(5)家中65歲以上人口數(shù)。其中家庭人口數(shù)排除了被調(diào)查者本身。

4.其它控制變量。該類變量包括：(1)地區(qū)啞變量。分為“東部”、“中部”、“西部”，回歸中以“西部”作為對(duì)照組。(2)年份啞變量。分為“2004”、“2006”、“2009”、“2011”，樣本是該年調(diào)查所取得則取1，否則取0，在回歸中以“2004”作為對(duì)照組。

表1給出了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)以及分性別的描述統(tǒng)計(jì)*表1中非農(nóng)勞動(dòng)供給率、非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間統(tǒng)計(jì)的是用于非農(nóng)勞動(dòng)的3299個(gè)樣本；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間統(tǒng)計(jì)的是用于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的2732個(gè)樣本；其它自變量統(tǒng)計(jì)的是4189個(gè)總樣本。故各自變量的情況在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)勞動(dòng)樣本中會(huì)略有不同，但沒有較大變動(dòng)。。從表中可以看到，農(nóng)村老年人口中，有59%個(gè)體參與非農(nóng)勞動(dòng)，有87%的個(gè)體參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，勞動(dòng)參與率較高。非農(nóng)勞動(dòng)參與者的平均勞動(dòng)時(shí)間為1197小時(shí)，平均全年每工作日工作4.6小時(shí)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者平均農(nóng)業(yè)勞動(dòng)805小時(shí)，低于非農(nóng)勞動(dòng)，較大可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)有更多的時(shí)間條件要求，如部分農(nóng)業(yè)勞動(dòng)只能在白天進(jìn)行，或只在部分季節(jié)進(jìn)行，故平均工作時(shí)間低于非農(nóng)勞動(dòng)。新農(nóng)合的參保率為51%，相比于新農(nóng)合的覆蓋率，該參保率較低，較大可能是因?yàn)樾罗r(nóng)合開展的早期(2004年、2006年)普及率較低。就人口特征來看，有55%的男性，45%的女性，男性比例略高；平均年齡67.8歲，其中最年長者92.7歲；婚姻狀況來看，80%的人已婚，其余為其它婚姻狀況；人均年收入為1.09萬元，平均每月908元；受教育程度普遍較低，集中在初中及以下，占89%，初中以上僅占11%。就健康狀況來看，有24%的樣本在過去四周有過受傷或患病，受傷及患病率不高。就家庭情況來看，平均家庭人均收入為0.99萬元；家中0—16歲兒童數(shù)量平均為0.22，16-65歲人口數(shù)平均為1.34， 65歲以上老年人數(shù)量平均為1.01。就地區(qū)來看，樣本處于東部和西部地區(qū)比例相仿，均為34%。就調(diào)查年份來看，處于2011年的樣本最多，為34%，2009年樣本占26%，2006年占21%。

對(duì)于按性別的統(tǒng)計(jì)值，男性在非農(nóng)勞動(dòng)以及農(nóng)業(yè)勞動(dòng)中的平均勞動(dòng)時(shí)間均高于女性，這是符合實(shí)際的；同時(shí)男性受教育情況在各個(gè)教育層次均高于女性，這表明我國農(nóng)村地區(qū)教育的性別分化還是很明顯的；男性人均收入高于女性，這與勞動(dòng)時(shí)間相匹配；男性已婚樣本高于女性，這可能是因?yàn)槔夏耆后w中女性壽命高于男性，因此老年女性有更大比例處在喪偶狀態(tài)；其它變量男女基本相仿。

表1　變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：表中給出的值為均值，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。

本文的目的是研究加入新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)供給的影響，我們首先將各總體進(jìn)一步劃分為參合組及未參合組，分別統(tǒng)計(jì)勞動(dòng)供給情況，并將參合與未參合樣本做比較。表2顯示的是分組統(tǒng)計(jì)的情況以及參合組與未參合組的t檢驗(yàn)結(jié)果。在農(nóng)村老年人總體樣本中，參加新農(nóng)合使非農(nóng)勞動(dòng)供給率從0.33增加到0.88，增幅較大，且差異顯著；但同時(shí)新農(nóng)合使非農(nóng)勞動(dòng)參與者的勞動(dòng)供給時(shí)間從1535小時(shí)下降到1052小時(shí)，這一結(jié)果同樣在1%水平下顯著。與非農(nóng)勞動(dòng)情況相一致，新農(nóng)合也略微提高參合者農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率和降低農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間，但統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯示差異并不顯著。

按性別對(duì)樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，在非農(nóng)勞動(dòng)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)中，參合對(duì)勞動(dòng)供給的影響都是統(tǒng)計(jì)顯著的，這與總體樣本的結(jié)果相一致。參合使男性的非農(nóng)勞動(dòng)供給率由0.32顯著提高到0.87，女性的非農(nóng)勞動(dòng)供給率由0.35顯著提高到0.91；男性與女性參合者的平均勞動(dòng)供給時(shí)間都比未參合者高500小時(shí)左右，且統(tǒng)計(jì)顯著。男性和女性農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的結(jié)論也與前述總體情況相似。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給的影響

表3給出的是農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給的回歸結(jié)果。各控制變量的估計(jì)結(jié)果與多數(shù)經(jīng)驗(yàn)研究基本一致，此處不做過多解釋，我們主要關(guān)注健康保險(xiǎn)的估計(jì)結(jié)果。新農(nóng)合顯著提高了農(nóng)村老年人的非農(nóng)勞動(dòng)供給率，參加新農(nóng)合使非農(nóng)勞動(dòng)供給率的“發(fā)生比率(odds ratio)”*odds ratio的翻譯參考洪巖壁(2015)[30]。提高為未參合時(shí)的21倍*P′(Y=1)/(1-P′(Y=1))÷P(Y=1)/(1-P(Y=1))=e3.03≈21，后文計(jì)算方法相同。，該增加的比重是很大的。但同時(shí)加入新農(nóng)合使非農(nóng)勞動(dòng)參與者的非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間減少了466個(gè)小時(shí)，該效果同樣顯著。我們對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)參與率以及非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間這兩個(gè)相反的結(jié)果給出如下解釋：進(jìn)行非農(nóng)勞動(dòng)對(duì)于農(nóng)村居民，尤其對(duì)于農(nóng)村老年群體并非十分常規(guī)，是充滿冒險(xiǎn)色彩，需要更多思量與決策的，因此參與了非農(nóng)勞動(dòng)的農(nóng)村老年居民，其身體健康狀況應(yīng)該明顯好于農(nóng)村老年居民的平均水平。因而在回歸非農(nóng)勞動(dòng)供給率時(shí)，考慮的是總體老年人群，新農(nóng)合的健康效應(yīng)占優(yōu)，表現(xiàn)出正向的勞動(dòng)供給效應(yīng)；但在回歸非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間時(shí)，考慮的是參與非農(nóng)勞動(dòng)的老年人群，其健康狀況本身較好，新農(nóng)合的健康效應(yīng)合的健康效應(yīng)不明顯，而保障效應(yīng)占優(yōu)，表現(xiàn)出負(fù)向的勞動(dòng)供給。我們在參與非農(nóng)勞動(dòng)與不參與非農(nóng)勞動(dòng)的個(gè)體間做了簡單的t檢驗(yàn)來驗(yàn)證這一解釋。t檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，不參與非農(nóng)勞動(dòng)組的“過去四周有過受傷或患病”均值為0.29，參與非農(nóng)勞動(dòng)組的均值為0.20，該結(jié)果在1%的水平下顯著，這支持了以上的解釋。

表2　參合與未參合勞動(dòng)供給差異

注：表中給出的值為均值，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。***，**，*分別表示t檢驗(yàn)在1%， 5%和10%的水平下顯著，t檢驗(yàn)在參合組與未參合組之間進(jìn)行。

表3　新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給的影響

注：表中給出的是系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***，**，*分別表示t檢驗(yàn)在1%， 5%和10%的水平下顯著。Logistic回歸中的R2為McFadden R2.

再看農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，新農(nóng)合顯著提高了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率，表現(xiàn)出明顯的替代效應(yīng)，表明新農(nóng)合的健康效應(yīng)占優(yōu)于保障效應(yīng)。但對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與者的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間影響并不顯著，這是否表明新農(nóng)合對(duì)于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間基本沒有影響？或是兩種相反的影響相互抗衡？同時(shí)該結(jié)果在所有樣本中都一致，還是在部分樣本中會(huì)產(chǎn)生不同的結(jié)論？這需要我們進(jìn)一步的研究。

(二)新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的影響的進(jìn)一步研究

我們進(jìn)一步對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間方程進(jìn)行了分位數(shù)回歸。分位數(shù)回歸是指因變量在不同分位點(diǎn)處分別對(duì)自變量進(jìn)行回歸，考察的是自變量對(duì)各個(gè)分位點(diǎn)處因變量的影響，即不同的勞動(dòng)供給時(shí)間處的樣本受新農(nóng)合的影響。表4首先給出非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間的分位數(shù)回歸?？梢钥闯?，非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間受新農(nóng)合的影響幾乎在所有分位點(diǎn)處都十分顯著，且影響都是負(fù)向，這與前面OLS回歸的結(jié)果一致。同時(shí)可以看到，系數(shù)的絕對(duì)值隨著分位點(diǎn)的后移單調(diào)增加，這表明對(duì)于非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間更多的個(gè)體，參與新農(nóng)合可以使其減少更多的勞動(dòng)供給時(shí)間。我們對(duì)此給出的解釋是：新農(nóng)合使非農(nóng)勞動(dòng)供給者減少了非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，但并非退出非農(nóng)勞動(dòng)，我們稱其減少后剩余的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間為必要非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，在必要非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間內(nèi)所獲得的收入表現(xiàn)為替代效應(yīng)，所有偏好相似的農(nóng)村老年個(gè)體的必要非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間基本一致。而老年個(gè)體提供的多于必要非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間的部分我們稱為額外非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，這部分勞動(dòng)帶來的收入表現(xiàn)為收入效應(yīng)，健康保險(xiǎn)表現(xiàn)出的保障效應(yīng)平滑了老年個(gè)體的支出，因此減少了老年人的額外非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。在所有農(nóng)村老年個(gè)體必要非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間一致的前提下，個(gè)體提供更多非農(nóng)勞動(dòng)表明其額外非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間更多，因此新農(nóng)合對(duì)其減少的量更大。

表5給出了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的分位數(shù)回歸。表中可以看到，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間的影響集中在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間的中位數(shù)(672小時(shí))及之前，即對(duì)于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間較少的半數(shù)樣本，參與新農(nóng)合顯著增加了其農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的供給時(shí)間，這與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率的結(jié)果是一致的。另外，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率與供給時(shí)間為什么沒有表現(xiàn)出類似于非農(nóng)勞動(dòng)的相反結(jié)果？我們認(rèn)為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)對(duì)于農(nóng)村居民更為常規(guī)，不像非農(nóng)勞動(dòng)需要做出較大決定，因此參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的老年人健康水平理論上不會(huì)存在明顯差異，從而健康保險(xiǎn)在勞動(dòng)供給率和勞動(dòng)供給時(shí)間上都表現(xiàn)出健康效應(yīng)。

(三)分性別的勞動(dòng)供給研究

表6給出了男性老年人勞動(dòng)供給的回歸結(jié)果，可以看出對(duì)于非農(nóng)勞動(dòng)和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，新農(nóng)合對(duì)于男性的影響無論是正負(fù)還是顯著性，都與前面對(duì)總體的回歸結(jié)果相吻合。

表7給出了女性老年人勞動(dòng)供給的回歸結(jié)果，可以看出新農(nóng)合對(duì)于女性非農(nóng)勞動(dòng)的影響與男性以及總體相一致，且影響的程度大于男性。但新農(nóng)合對(duì)女性老年人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率以及供給時(shí)間的影響均不顯著。

六、結(jié)論與政策建議

本文采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2004、2006、2009和2011年四期數(shù)據(jù)，研究了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給的影響。本文按勞動(dòng)性質(zhì)以及勞動(dòng)參與，把勞動(dòng)供給分為非農(nóng)勞動(dòng)供給率、非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率以及農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間，分別研究新農(nóng)合產(chǎn)生的影響。

表4　新農(nóng)合對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間影響的分位數(shù)回歸

注：表中給出的是系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。***，**，*分別表示t檢驗(yàn)在1%，5%和10%的水平下顯著。因篇幅限制，不具體給出其它控制變量的估計(jì)結(jié)果，YES表示在回歸中已加入該變量。

表5　新農(nóng)合對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間影響的分位數(shù)回歸

注：表中給出的是系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。***，**，*分別表示t檢驗(yàn)在1%，5%和10%的水平下顯著。因篇幅限制，不具體給出其它控制變量的估計(jì)結(jié)果，YES表示在回歸中已加入該變量。

表6　新農(nóng)合對(duì)男性老年人勞動(dòng)供給的影響

注：表中給出的是系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***，**，*分別表示t檢驗(yàn)在1%，5%和10%的水平下顯著。因篇幅限制，不具體給出其它控制變量的估計(jì)結(jié)果，YES表示在回歸中已加入該變量*文章中未詳細(xì)給出的估計(jì)結(jié)果，讀者若有興趣均可向作者索要。。

表7　新農(nóng)合對(duì)女性老年人勞動(dòng)供給的影響

注：表中給出的是系數(shù)的估計(jì)值，括號(hào)內(nèi)均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。***，**，*分別表示t檢驗(yàn)在1%，5%和10%的水平下顯著。因篇幅限制，不具體給出其它控制變量的估計(jì)結(jié)果，YES表示在回歸中已加入該變量。

本文發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合使農(nóng)村老年人非農(nóng)勞動(dòng)供給率的“發(fā)生比率”顯著提高為原來的21倍，全年非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間顯著下降466小時(shí)，且該影響在非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間的所有分位點(diǎn)處均顯著；同時(shí)新農(nóng)合使農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率的“發(fā)生比率”顯著提高為原1.6倍，且新農(nóng)合顯著增加了全年農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間小于672小時(shí)的個(gè)體的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間。非農(nóng)勞動(dòng)供給率與供給時(shí)間產(chǎn)生相反影響的原因是，與總體農(nóng)村老年人口相比，參與非農(nóng)勞動(dòng)的農(nóng)村老年人身體狀況更健康，受健康保險(xiǎn)影響更小，因此參與健康保險(xiǎn)表現(xiàn)出更強(qiáng)的保障效應(yīng)。對(duì)于男性老年人，新農(nóng)合使其非農(nóng)勞動(dòng)供給率的“發(fā)生比率”顯著提高為原來的18倍，女性提高為原來的26倍，高于男性；新農(nóng)合使男性老年人非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間顯著減少383小時(shí)，女性顯著減少572小時(shí)，多于男性；同時(shí)新農(nóng)合顯著提高了男性老年人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給率，“發(fā)生比率”提高為原1.9倍，但該結(jié)果對(duì)于女性并不顯著。

這一系列結(jié)果表明，新農(nóng)合對(duì)于農(nóng)村老年人口的勞動(dòng)供給，尤其是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，基本呈現(xiàn)正向影響，因此新農(nóng)合對(duì)于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有著很強(qiáng)的促進(jìn)作用，提高農(nóng)村老年人的收入水平，也可以有效改善農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力短缺的問題；同時(shí)參與新農(nóng)合使農(nóng)村老年人口更傾向于進(jìn)行非農(nóng)勞動(dòng)，對(duì)于解決農(nóng)村勞動(dòng)力，加快城鎮(zhèn)化進(jìn)程都有著促進(jìn)作用。

針對(duì)上述結(jié)果，我們提出以下幾點(diǎn)政策建議：第一，國家在新農(nóng)合政策方面，首先要繼續(xù)逐步加大新農(nóng)合的籌資力度，并且提高補(bǔ)貼比例，從而在新農(nóng)合的覆蓋已基本飽和的前提下提高其深度。第二，同時(shí)配套強(qiáng)化異地報(bào)銷相同待遇等政策，加強(qiáng)統(tǒng)籌層次，這也是提高新農(nóng)合深度的舉措之一。第三，在中長期來看，應(yīng)逐步實(shí)現(xiàn)新農(nóng)合與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的并軌，這對(duì)于提高新農(nóng)合的保障水平，加強(qiáng)進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民在城鄉(xiāng)之間的醫(yī)保統(tǒng)籌都具有很大的意義；長期來看，應(yīng)最終實(shí)現(xiàn)新農(nóng)合、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)三者的并軌，以此作為我國基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的框架目標(biāo)。

本文的創(chuàng)新之處在于考察了新的勞動(dòng)供給影響因素，即健康保險(xiǎn)因素，對(duì)以往的勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)研究進(jìn)行了補(bǔ)充。本文的不足之處在于，只考察了是否加入新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)供給的影響，而沒有考察新農(nóng)合的參與程度對(duì)勞動(dòng)供給的影響，這也是以后的研究可以繼續(xù)深入的地方。

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(本文責(zé)編：海洋)

The Empirical Study on Effect of the New Cooperative Medical Scheme on Labor Supply of the Elderly in Rural China

CHEN Hua， ZHANG Zhe-yuan, MAO Lei

(School of Insurance, Central University of Finance and Economics, Beijing 100081, China)

Health insurance affects labor supply of the elder through reducing income fluctuation (security effect) and improving health (health effect), and these two effects have exactly opposite impact. However, the empirical investigation of insurance on labor supply remains little explored. In this paper, we employed the CHNS 2004, 2006, 2009 and 2011 survey data to study the effect of the New Cooperative Medical Scheme on labor supply of the elder in rural China. The results show that the New Cooperative Medical Scheme tends to significantly improve non-agriculture labor participation of rural elder, as well as improving their agriculture labor participation, which attributes to health effect. But the scheme reduces non-agriculture labor time at the mean time, which suggests a greater security effect. Specially, the scheme significantly boosts agriculture labor time of those whose yearly agriculture labor time is less than 672 hours. In addition, our research shows the effect on agriculture labor participation is more significantly among the male than the female.

health insurance; labor supply; security effect; health effect

2016-07-11

2016-10-11

教育部人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目(12YJA630011)；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71403305,71602199)；北京社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(16YJB035)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金；中央財(cái)經(jīng)大學(xué)科研創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)支持計(jì)劃

陳華(1973-)，男，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。

F241

A

1002-9753(2016)10-0135-12