周云波+曹榮榮

摘 要： 利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，選取PSM-DID方法考察其他條件相似時(shí)，參保組與對(duì)照組在總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間供給上存在的差異。結(jié)果表明：新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人的勞動(dòng)力供給行為不存在顯著影響，但新農(nóng)保對(duì)不同年齡段勞動(dòng)供給行為的影響具有異質(zhì)性。參加新農(nóng)保有效減少了60歲及以上農(nóng)戶的總勞動(dòng)時(shí)間和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間；但參加新農(nóng)保不會(huì)影響60歲以下農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，但能夠增加其總勞動(dòng)時(shí)間。

關(guān)鍵詞： 新農(nóng)保；勞動(dòng)供給；雙重差分傾向得分匹配

中圖分類號(hào)： C913.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2017）05-0095-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2017.05.009

The Effect of China s New Rural Pension Program on Labor Supply of Middle Aged and

Elderly People in Rural Areas of China： Based on PSM-DID

ZHOU Yunbo， CAO Rongrong

（School of Economics/Collaborative Innovation Center for China Economy，

Nankai University， Tianjin 300071， China）

Abstract： Using CHARLS data， this paper tries to study the difference of labor supply between treatment group and control group， which is based on PSM-DID. It shows that there does not exist significant effects of joining New Rural Pension Program on the behavior of middle aged and elderly people s labor supply. However， the influence of the New Rural Pension Program on the labor supply is different between age-groups. It helps to decrease the labor supply time of people who is 60 years of age or older， while it increases the total labor supply time of people under 60 and has no effect on their labor time on agriculture production.

Keywords： new rural pension program； labor supply； PSM-DID

一、引言

新型農(nóng)村養(yǎng)老保障制度（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保┳鳛橐豁?xiàng)社會(huì)保障制度不僅可以提高居民的生活水平，還發(fā)揮著影響居民勞動(dòng)力供給行為的作用。新農(nóng)保的勞動(dòng)力供給效應(yīng)對(duì)處在退休年齡附近勞動(dòng)者的影響更加明顯。2000年第五次人口普查資料顯示，60歲及以上人口占總?cè)丝诒戎貫?0.2%，說明根據(jù)聯(lián)合國(guó)制定的標(biāo)準(zhǔn)中國(guó)已于2000年進(jìn)入老齡化社會(huì)。相對(duì)于城鎮(zhèn)，農(nóng)村老年人面臨社會(huì)福利少和保障待遇低的問題，農(nóng)村老年人如果不能依靠自身儲(chǔ)蓄、子女補(bǔ)貼維持生活，只能繼續(xù)參加勞動(dòng)。中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)人口老齡化已是普遍現(xiàn)象，農(nóng)村養(yǎng)老問題越發(fā)嚴(yán)峻。與此同時(shí)，中國(guó)正處于跨越“中等收入陷阱”的關(guān)鍵時(shí)期，傳統(tǒng)的“人口紅利”正在逐漸消失，那么，新農(nóng)保政策能否減少農(nóng)村老年人的勞動(dòng)供給時(shí)間？又會(huì)對(duì)正在發(fā)生深刻變革的勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)生怎樣的影響？是否會(huì)進(jìn)一步降低勞動(dòng)力參與率進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？本文將基于微觀數(shù)據(jù)對(duì)新農(nóng)保與勞動(dòng)力市場(chǎng)的關(guān)系做出分析。

作為一項(xiàng)社會(huì)保障政策，養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)對(duì)勞動(dòng)供給行為產(chǎn)生影響。國(guó)外在這個(gè)問題上已做了大量研究。博斯金（Boskin）、博斯金和赫德（Hurd）、戴蒙德（Diamond）研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)是影響美國(guó)老年人退休與否的主要因素，提高養(yǎng)老金水平和社會(huì)保障收益將會(huì)增加提前退休的可能性[1-3]。也有學(xué)者認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)供給行為的影響不顯著[4]，波特萊斯（Burtless）指出公共養(yǎng)老金計(jì)劃待遇水平的提高并不是戰(zhàn)后美國(guó)勞動(dòng)參與率急劇下降的主要原因[5]。此外，依米諾赫格魯（Imrohoglu）發(fā)現(xiàn)美國(guó)社會(huì)保障改革導(dǎo)致了一個(gè)顯著的勞動(dòng)供給分配效應(yīng)，個(gè)人將工作時(shí)間更多地從年輕時(shí)期轉(zhuǎn)移到退休之前的老年時(shí)期[6]。

國(guó)內(nèi)對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)問題的研究主要集中在城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)退休年齡的影響上。李紅嵐、武玉寧，汪澤英、曾湘泉，彭浩然，張曉玲研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)以及社會(huì)保障收益的提高降低了退休年齡，勞動(dòng)者傾向于減少勞動(dòng)供給[7-10]。也有學(xué)者研究得出養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力供給產(chǎn)生的影響并不顯著的結(jié)論[11]。近幾年國(guó)內(nèi)開始了對(duì)新農(nóng)保政策效果的實(shí)證研究。程杰、張川川研究表明，新農(nóng)保養(yǎng)老金顯著提高了農(nóng)村老年人的收入水平[12]，降低了農(nóng)戶的勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)供給水平[13]。黃宏偉發(fā)現(xiàn)盡管當(dāng)前新農(nóng)保養(yǎng)老金不足以使農(nóng)村老年人完全退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，但仍能明顯減少農(nóng)村老年人的勞動(dòng)供給[14]。解堊分析出農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給行為和勞動(dòng)供給時(shí)間不受新農(nóng)保政策的影響[15]。也有學(xué)者得出不一致的結(jié)論，認(rèn)為養(yǎng)老保障可能通過提高就業(yè)投資增加勞動(dòng)供給[12]。已有研究使用現(xiàn)代微觀計(jì)量方法解決內(nèi)生性問題[14-15]，對(duì)本文具有借鑒價(jià)值。但尚存在以下不足。第一，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究很少構(gòu)建理論模型；第二，少有針對(duì)中老年人勞動(dòng)供給行為的研究，且缺乏對(duì)不同年齡段老年群體異質(zhì)性影響的研究。endprint

本文通過將新農(nóng)保制度引入經(jīng)典的時(shí)間配置模型中，構(gòu)建了新農(nóng)保影響勞動(dòng)力供給行為的理論框架，將新農(nóng)保保費(fèi)產(chǎn)生的勞動(dòng)供給效應(yīng)分為收入效應(yīng)和間接替代效應(yīng)；基于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，選取傾向得分匹配與雙重差分結(jié)合的策略（簡(jiǎn)稱PSM-DID），估計(jì)新農(nóng)保政策對(duì)不同年齡段農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給的影響。

二、模型設(shè)定與識(shí)別策略

1.模型設(shè)定

本文使用貝克爾（Becker）的時(shí)間配置模型的分析框架，將傳統(tǒng)的時(shí)間配置模型進(jìn)行擴(kuò)展以構(gòu)建農(nóng)戶時(shí)間配置模型[16]。模型的前提假設(shè)如下。

假設(shè)1：農(nóng)戶既是商品的生產(chǎn)者也是商品的消費(fèi)者。

假設(shè)2：為追求效用最大化，農(nóng)戶的支出等于收入。

假設(shè)3：農(nóng)戶總收入為勞動(dòng)收入與其他收入的加總。

按照傳統(tǒng)理論，農(nóng)戶最大化效用：

農(nóng)戶受到如下預(yù)算約束：

其中，yi代表商品i，p′i代表商品i的價(jià)格，I代表收入，W代表勞動(dòng)所得的收入，V代表其他收入。根據(jù)貝克爾的假定，農(nóng)戶不僅是商品的消費(fèi)者，也是生產(chǎn)者，這是因?yàn)檫M(jìn)行商品消費(fèi)和享受商品帶來的服務(wù)都需要時(shí)間，農(nóng)戶將商品yi和在該商品上投入的時(shí)間Ti以某種形式結(jié)合起來，生產(chǎn)出新的商品Zi：

將（3）式代入（1）式，此時(shí)農(nóng)戶的效用取決于買到的商品以及享受服務(wù)的時(shí)間：

將農(nóng)戶的預(yù)算約束進(jìn)一步細(xì)化，分為商品約束和時(shí)間約束，商品約束如下：

其中，TAW代表農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間；A代表每單位農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間獲得的收入；TNW代表非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，N代表每單位非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間可獲得的收入。此外，農(nóng)戶還受到時(shí)間約束：

其中，Tc代表用于消費(fèi)及享受服務(wù)的總時(shí)間，TW代表總勞動(dòng)時(shí)間，T代表一天中扣除必要的吃飯、睡覺后可用于支配的時(shí)間。

因此，農(nóng)戶最優(yōu)時(shí)間配置轉(zhuǎn)化為在（5）式、（6）式的約束下，求效用函數(shù)（4）式最大化的問題。本文研究新農(nóng)保的勞動(dòng)力供給效應(yīng)，新農(nóng)保養(yǎng)老金收入應(yīng)作為其他收入V的一部分，因?yàn)轲B(yǎng)老金收入每月按固定的數(shù)額發(fā)放，與勞動(dòng)者的勞動(dòng)生產(chǎn)率無關(guān)。因此，養(yǎng)老金數(shù)額的變化對(duì)勞動(dòng)時(shí)間的影響只有收入效應(yīng)，不會(huì)產(chǎn)生直接替代效應(yīng)。①收入效應(yīng)：新農(nóng)保保費(fèi)引起（5）式中的其他收入V增加時(shí)，商品預(yù)算線向外移動(dòng)，其他條件不變的情況下，農(nóng)戶會(huì)增加對(duì)商品的消費(fèi)，此時(shí)花費(fèi)在商品消費(fèi)和享受服務(wù)上的時(shí)間Tc增加，在（6）式的約束下，總勞動(dòng)時(shí)間TW勢(shì)必會(huì)減少。②間接替代效應(yīng)：養(yǎng)老金引起其他收入V增加后，農(nóng)戶可能會(huì)加大自身的人力資本投資，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率。勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高使得農(nóng)戶的時(shí)間變得更加寶貴，因此，為降低不工作帶來的更大損失，農(nóng)戶會(huì)增加勞動(dòng)供給時(shí)間TW。收入效應(yīng)和間接替代效應(yīng)從相反方向影響勞動(dòng)供給時(shí)間，哪個(gè)影響更大需要經(jīng)驗(yàn)研究來回答。

2.識(shí)別策略

新農(nóng)保是國(guó)家在農(nóng)村地區(qū)實(shí)施的一項(xiàng)社會(huì)保障政策，評(píng)價(jià)該政策對(duì)農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給行為產(chǎn)生的影響，即評(píng)價(jià)個(gè)體在參與政策前后勞動(dòng)供給行為的改變，如果使用一般的回歸方程刻畫變量之間的因果關(guān)系可能會(huì)存在以下問題：第一，是否參保是個(gè)體根據(jù)自身社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況（收入水平、健康狀況、子女?dāng)?shù)量等）自己選擇的結(jié)果，即選擇參與項(xiàng)目的個(gè)體（參保組）與選擇不參與項(xiàng)目的個(gè)體（對(duì)照組）在選擇參與項(xiàng)目之前初始條件不同，若直接比較參保組與對(duì)照組的勞動(dòng)供給行為會(huì)存在對(duì)樣本的“選擇偏差”。第二，變量?jī)?nèi)生性問題。理論上，收入、健康狀況都是影響農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給行為的重要變量，但勞動(dòng)力供給狀況又會(huì)反過來影響收入和健康，因此存在由反向因果引起的內(nèi)生性問題。以上兩個(gè)問題導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。

評(píng)價(jià)新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給的影響，本文關(guān)心的問題是：參保組的勞動(dòng)供給時(shí)間是否會(huì)比不加入新農(nóng)保的勞動(dòng)供給時(shí)間長(zhǎng)或短？為此，考慮項(xiàng)目參加者的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated，ATT），即：

如果簡(jiǎn)單地比較新農(nóng)保參與者與未參與者的勞動(dòng)供給時(shí)間之差，即

在（8）式等號(hào)右邊，前兩項(xiàng)是本研究感興趣的平均處理效應(yīng)（ATT），后兩項(xiàng)即為選擇偏差。

針對(duì)選擇偏差以及內(nèi)生性問題，可使用雙重差分（Difference-In-Difference，DID）模型進(jìn)行分析。且新農(nóng)保政策2011年僅在部分試點(diǎn)縣實(shí)行，2012年9月在全國(guó)放開，因此2011年、2013年數(shù)據(jù)適合使用DID進(jìn)行分析。具體來說，將參與新農(nóng)保的農(nóng)戶作為參保組，其余作為對(duì)照組；選取2011年為基期，2013年為跟蹤期，形成四個(gè)子樣本：2011年參保組、2011年對(duì)照組、2013年參保組、2013年對(duì)照組。

DID模型最重要的前提是參保組和對(duì)照組必須滿足共同趨勢(shì)假設(shè)，即如果不存在新農(nóng)保政策，參與新農(nóng)保和不參與新農(nóng)保的個(gè)體，他們的勞動(dòng)供給變動(dòng)趨勢(shì)隨時(shí)間變化不存在系統(tǒng)性差異。但現(xiàn)實(shí)中這一假定很可能無法滿足。由赫克曼（Heckman）提出并發(fā)展起來的PSM-DID（Propensity Score Matching-Difference-In-Difference）方法可以有效解決這一問題，使DID方法滿足共同趨勢(shì)假設(shè)[17]。

雙重差分傾向得分匹配方法（PSM-DID）的基本思路是對(duì)參保組和對(duì)照組的樣本進(jìn)行重新挑選，為每個(gè)參保組個(gè)體在對(duì)照組中尋找傾向得分（即利用logit模型估計(jì)的個(gè)體參加新農(nóng)保的概率擬合值）相似的可比對(duì)象進(jìn)行配對(duì)分析，從而去除參保行為的非隨機(jī)性帶來的選擇性偏誤和混雜偏誤，使得重新篩選出來的參保組和對(duì)照組除勞動(dòng)力供給行為有差異外，其他特征變量（既包括可觀測(cè)變量，也包括不可觀測(cè)變量）盡可能相似，進(jìn)而可以估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)勞動(dòng)力供給的凈影響。

三、數(shù)據(jù)及變量統(tǒng)計(jì)性描述

1.樣本選擇

本文所用的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（China Health and Retirement Longitudinal Survey， CHARLS）2011年和2013年的全國(guó)基線調(diào)查。CHALRS是一套收集全國(guó)45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人信息的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，全國(guó)基線調(diào)查于2011年開展，覆蓋150個(gè)縣、區(qū)級(jí)單位的450個(gè)村、居，訪問了10257戶家庭的17708人，遍布28個(gè)省、直轄市、自治區(qū)，總體上來講較好地代表了中國(guó)中老年人群，總體應(yīng)答率為80.51%，其中，農(nóng)村應(yīng)答率高達(dá)94.15%。2013年在2011年的基礎(chǔ)上增加了家戶訪問的數(shù)量。2013年家戶層面的受訪者退出調(diào)查的家戶為1235戶，新增家戶數(shù)為1607戶，總體應(yīng)答率為82.63%，其中農(nóng)村的應(yīng)答率為91.74%。endprint

根據(jù)相關(guān)規(guī)定，新農(nóng)保的參保范圍為年滿16周歲（不含在校學(xué)生）、未參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民。本文在樣本選取過程中，如果被調(diào)查樣本有資格享受離退休待遇，或者參加了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)或城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)，則認(rèn)為該樣本不屬于新農(nóng)保的參保對(duì)象，故將這些樣本剔除，同時(shí)剔除了城市戶籍的受訪者，只保留了農(nóng)村戶籍的受訪者。新農(nóng)保政策在2009年試點(diǎn)，2012年全面放開，表1給出2011年及2013年參保樣本的情況，2011年調(diào)查時(shí)已有2277個(gè)樣本參保，7364個(gè)樣本未參保；2013年參保人數(shù)增加到5947個(gè)。為研究2012年政策全面放開后新農(nóng)保的勞動(dòng)供給效應(yīng)，本文將2011年已經(jīng)參加新農(nóng)保的樣本剔除。此外，為保證所有被選用的樣本同時(shí)具有兩期的觀測(cè)值，處理數(shù)據(jù)時(shí)將合并后的兩期數(shù)據(jù)進(jìn)行樣本平衡（即為平衡面板）。經(jīng)過以上調(diào)整后，本文使用的有效樣本為5923人，其中參保組3997人，對(duì)照組1926人。

2.變量定義及統(tǒng)計(jì)描述

依據(jù)已有文獻(xiàn)，勞動(dòng)供給可以由是否參與勞動(dòng)（虛擬變量）和勞動(dòng)時(shí)間（連續(xù)變量）衡量。在確保數(shù)據(jù)質(zhì)量的前提下，使用勞動(dòng)時(shí)間作為被解釋變量能夠得出更加具體的研究結(jié)論，具有突出的優(yōu)勢(shì)。本文選取的數(shù)據(jù)經(jīng)嚴(yán)格的抽樣調(diào)查獲得，調(diào)查過程嚴(yán)謹(jǐn)，勞動(dòng)時(shí)間數(shù)據(jù)可信度較高，因此本文選用勞動(dòng)供給時(shí)間模型。

本文估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間產(chǎn)生的影響?？倓趧?dòng)時(shí)間指的是過去一年從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的總和；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間包括自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的時(shí)間和農(nóng)業(yè)受雇時(shí)間；非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間包括家庭非農(nóng)經(jīng)營(yíng)勞動(dòng)時(shí)間和非農(nóng)受雇勞動(dòng)時(shí)間。處理變量為是否加入新農(nóng)保；控制變量包括了反映個(gè)人基本特征、家庭基本特征、健康狀況、子女的經(jīng)濟(jì)狀況、與子女的經(jīng)濟(jì)往來以及反映養(yǎng)老保障待遇的六大類指標(biāo)，詳見表1。

3.參加新農(nóng)保與勞動(dòng)供給時(shí)間的基本關(guān)系

圖1直觀地顯示了參保者、非參保者總勞動(dòng)供給時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間的核密度分布。左圖顯示在年總勞動(dòng)供給時(shí)間小于2050小時(shí)的樣本中，未參加新農(nóng)保農(nóng)戶的總勞動(dòng)供給分布曲線靠下，即在勞動(dòng)強(qiáng)度較小的情況下，未參加新農(nóng)保農(nóng)戶的總勞動(dòng)時(shí)間較少；而在年總勞動(dòng)供給時(shí)間超過2050小時(shí)的樣本中，參加新農(nóng)保農(nóng)戶的總勞動(dòng)時(shí)間較少。右圖表明在年農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間小于500小時(shí)或者在1450小時(shí)到2200小時(shí)之間的樣本中，未參保農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間較少；而在年農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間在500小時(shí)到1450小時(shí)之間或大于2200小時(shí)的樣本中，參保農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間較少，即參保農(nóng)戶與未參保農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的相對(duì)大小因農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間所處的范圍而異。

表2給出了分年齡段參保農(nóng)戶與未參保農(nóng)戶勞動(dòng)供給時(shí)間的均值。暫不考慮75歲及以上的樣本，45—74歲參保者的總勞動(dòng)時(shí)間均小于未參保者，且在大于60歲的三個(gè)樣本中，隨著年齡增長(zhǎng)參保者與未參保者的總勞動(dòng)時(shí)間差距明顯擴(kuò)大；就農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間而言，45—49歲以及55—59歲兩個(gè)年齡段樣本，參保者的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間大于未參保者，而50—54歲的樣本，參保者與未參保者農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間相差很??；在大于60歲的樣本中，參保者的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間均小于未參保者，且隨著年齡增長(zhǎng)二者的差距不斷擴(kuò)大。對(duì)于75歲以上的樣本，參保者與未參保者的總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間相差不大，反映出我國(guó)農(nóng)村存在的“無休止勞動(dòng)”的現(xiàn)象：部分75歲及以上的農(nóng)村老年人受資金約束不得不繼續(xù)勞動(dòng)，活到老干到老，參保與否對(duì)這個(gè)樣本的勞動(dòng)力供給影響不大。

四、實(shí)證結(jié)果及檢驗(yàn)

新農(nóng)保提供了一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，本文運(yùn)用PSM-DID方法來評(píng)估新農(nóng)保政策對(duì)農(nóng)村中老年人總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響。

1.新農(nóng)保政策對(duì)農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給時(shí)間的影響

為避免參保與未參保的樣本在勞動(dòng)供給時(shí)間變化趨勢(shì)上存在系統(tǒng)差異，減小DID方法的偏誤，本文選用PSM-DID方法檢驗(yàn)新農(nóng)保對(duì)勞動(dòng)時(shí)間的影響。使用PSM-DID方法，首先對(duì)參保組、對(duì)照組的樣本進(jìn)行匹配，通過控制影響個(gè)體參保決策的變量以使匹配完成后的參保組和對(duì)照組選擇參保的概率相近，即避免了由樣本的選擇性偏差而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏的問題。

本文中，農(nóng)村居民是否參加新農(nóng)保的概率公式為：P=Pr（xinnongbao=1）=Φ（Xi） 其中，Φ（·）是正態(tài)的累積分布函數(shù)，P代表農(nóng)村居民參保的概率。該方程可以得到個(gè)體參加新農(nóng)保的概率擬合值，傾向得分匹配法通過使用核函數(shù)對(duì)p值相近的個(gè)體進(jìn)行配對(duì)。Xi為影響個(gè)體參保決策的協(xié)變量。協(xié)變量的選擇滿足同時(shí)影響處理變量（是否參加新農(nóng)保）和結(jié)果變量（勞動(dòng)供給時(shí)間），且對(duì)協(xié)變量進(jìn)行控制之后，參保組與對(duì)照組的參保概率擬合值不存在顯著差異。依據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，本文選取了個(gè)人特征變量、家庭特征變量、健康狀況、子女經(jīng)濟(jì)狀況、與子女的經(jīng)濟(jì)往來以及養(yǎng)老金六類變量作為協(xié)變量，對(duì)這些變量進(jìn)行l(wèi)ogit回歸以獲得傾向得分，利用傾向得分進(jìn)行核匹配。匹配過程中的logit回歸結(jié)果見表3中模型1至模型4，其中，模型1、模型3控制反映個(gè)人基本特征、家庭基本特征的變量；模型2、模型4在此基礎(chǔ)上加入了反映個(gè)人健康水平、子女經(jīng)濟(jì)狀況、與子女經(jīng)濟(jì)往來、每年領(lǐng)取的（或預(yù)計(jì)領(lǐng)取的）養(yǎng)老金數(shù)額等控制變量。表3結(jié)果顯示，控制變量顯著性高，log likelihood值通過檢驗(yàn)。模型中反映教育水平、家庭資產(chǎn)和健康狀況變量顯著性較高，進(jìn)一步印證了健康狀況差或低收入群體更傾向于參保，因此，在做雙重差分之前，PSM匹配是必要的。

對(duì)匹配完成后的樣本做雙重差分，盡量確保參保組與對(duì)照組的勞動(dòng)供給時(shí)間具有共同變化趨勢(shì)。由表4估計(jì)結(jié)果可以看出，模型1和模型3的差分值沒有通過顯著性檢驗(yàn)，加入更多的控制變量后，模型2和模型4的差分值仍然不顯著。估計(jì)結(jié)果表明農(nóng)村中老年人總勞動(dòng)供給時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給時(shí)間均不受新農(nóng)保政策的影響。實(shí)證結(jié)果表明：在新農(nóng)保對(duì)中老年人的勞動(dòng)力供給效應(yīng)中，收入效應(yīng)和間接替代效應(yīng)絕對(duì)數(shù)的差異不顯著。原因可能在于，本文中新農(nóng)保參保者的年齡范圍為45歲及以上，這個(gè)群體中一部分受訪者已退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，另一部分仍在繼續(xù)勞動(dòng)，且健康、收入水平懸殊。因此獲得保費(fèi)收入或預(yù)期收入增加對(duì)他們勞動(dòng)行為的影響存在較大的差異。因此下面以60歲為界，探究參保決策對(duì)不同年齡段個(gè)體產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。endprint

表4中的模型1—模型4是表3中模型1—模型4匹配完成后差分的結(jié)果，即模型1、模型3估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人總勞動(dòng)時(shí)間的影響；模型2、模型4估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響。模型1、模型3控制反映個(gè)人基本特征、家庭基本特征的變量；模型2、模型4在此基礎(chǔ)上加入了反映個(gè)人健康水平、子女經(jīng)濟(jì)狀況、與子女經(jīng)濟(jì)往來、每年領(lǐng)取的（或預(yù)計(jì)領(lǐng)取的）養(yǎng)老金數(shù)額等控制變量。

為了保證PSM-DID結(jié)果的可靠性，本文檢驗(yàn)了匹配前后各變量在參保組和對(duì)照組的分布是否變得更加平衡，以及協(xié)變量的均值在參保組和對(duì)照組之間是否仍然有差異。檢驗(yàn)結(jié)果見表5，模型1、模型2用9個(gè)核心控制變量進(jìn)行匹配，匹配完成后仍然有5個(gè)變量在參保組和對(duì)照組之間存在顯著的差異，因此匹配需要增加控制變量。模型3、模型4在此基礎(chǔ)上加入了更多的協(xié)變量，匹配完成后只有1個(gè)變量在5%的顯著水平下存在顯著差異。各變量在參保組和對(duì)照組的分布更加均衡，且協(xié)變量的均值也不存在差異，說明本文適合使用PSM-DID方法。

Did.值為匹配后協(xié)變量在參保組和對(duì)照組之間存在的差異，差異不顯著說明匹配使得各變量在參保組和對(duì)照組的分布變得平衡，通過檢驗(yàn)。

模型1、模型2控制了相同的協(xié)變量，且皆依據(jù)參保概率值進(jìn)行匹配，因此匹配后各變量在兩個(gè)模型中的分布相同，這里合并匯報(bào)檢驗(yàn)結(jié)果。對(duì)于模型1、模型2，匹配完成后仍然有5個(gè)變量在參保組和對(duì)照組之間存在顯著差異，因此匹配需要增加控制變量。為此，模型3、模型4控制了更多的協(xié)變量，匹配完成后只有edu_dummy1存在顯著差異，family_assets存在的差異只在10%的顯著水平下顯著。

2.新農(nóng)保政策對(duì)60歲及以上農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給時(shí)間的影響

匹配過程中的logit回歸結(jié)果見表3中對(duì)樣本2的四個(gè)回歸：模型5至模型8。對(duì)比樣本1的回歸結(jié)果，60歲及以上樣本受教育程度變量對(duì)參保決策沒有顯著影響，年齡、自評(píng)健康以及孩子給予的經(jīng)濟(jì)支持對(duì)參保決策產(chǎn)生顯著影響，其中，年齡對(duì)參保概率產(chǎn)生負(fù)面影響，即年齡越大參保概率越小。log likelihood值通過檢驗(yàn)。

對(duì)匹配成功的樣本進(jìn)行雙重差分，結(jié)果見表6。表6中的模型5—模型8對(duì)應(yīng)于表3中的模型5—模型8，即模型5、模型6估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人總勞動(dòng)時(shí)間的影響；模型7、模型8估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響。模型5、模型7控制反映個(gè)人基本特征、家庭基本特征的變量；模型6、模型8在此基礎(chǔ)上加入了反映個(gè)人健康水平、子女經(jīng)濟(jì)狀況、與子女經(jīng)濟(jì)往來、每年領(lǐng)取的（或預(yù)計(jì)領(lǐng)取的）養(yǎng)老金數(shù)額等控制變量。模型5和模型7的估計(jì)結(jié)果均為負(fù)數(shù)，通過顯著性檢驗(yàn)；模型6和模型8的估計(jì)結(jié)果為負(fù)且顯著。表明參加新農(nóng)保會(huì)減少60歲及以上農(nóng)村中老年人的總勞動(dòng)供給時(shí)間，同時(shí)也會(huì)減少其從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的時(shí)間。模型結(jié)果說明，在參保決策對(duì)60歲及以上老年人的勞動(dòng)力供給效應(yīng)中，收入效應(yīng)大于間接替代效應(yīng)，符合理論預(yù)期。原因在于：高齡老年群體勞動(dòng)參與率較低，收入水平不高，健康狀況較差，因此即使養(yǎng)老保險(xiǎn)金數(shù)額不大，但仍然能夠放寬其收入約束，促使老年人增加商品消費(fèi)和享受服務(wù)的時(shí)間，繼而降低勞動(dòng)時(shí)間。此外，高齡老年群體很少追加對(duì)人力資本、生產(chǎn)性物質(zhì)資本的投資，間接替代效應(yīng)較小。

模型5—模型8匹配后各變量在參保組和對(duì)照組之間均不存在顯著差異，且通過傾向得分匹配的平衡性檢驗(yàn)，也證明匹配效果較好，見表7。

3.新農(nóng)保政策對(duì)60歲以下農(nóng)村中老年人勞動(dòng)供給時(shí)間的影響

匹配過程中的logit回歸結(jié)果見表3中對(duì)樣本3的四個(gè)回歸：模型9—模型12。區(qū)別于對(duì)樣本1的回歸，樣本3中年齡顯著影響參保決策；且不同于對(duì)樣本2的回歸，樣本3中年齡對(duì)參保決策產(chǎn)生正向影響，即年齡越大參保的概率越高；與對(duì)樣本1、樣本2的logit回歸相比較，受教育程度、孩子的數(shù)量以及子女及其配偶的平均收入三個(gè)變量在樣本3中均顯著影響參保決策；而反映健康狀況的變量日常生活能力不再顯著影響參保決策。在對(duì)三個(gè)樣本的回歸中，變量顯著性的變化符合常理，同時(shí)進(jìn)一步驗(yàn)證了以60歲為界分樣本討論參保決策對(duì)勞動(dòng)供給影響的必要性。

對(duì)匹配成功的樣本進(jìn)行雙重差分，結(jié)果見表8。表8中的模型9—模型12對(duì)應(yīng)于表3中的模型9—模型12，即模型9、模型11估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人總勞動(dòng)時(shí)間的影響；模型10、模型12估計(jì)參加新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村中老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響。模型9、模型11控制反映個(gè)人基本特征、家庭基本特征的變量；模型10、模型12在此基礎(chǔ)上加入了反映個(gè)人健康水平、子女經(jīng)濟(jì)狀況、與子女經(jīng)濟(jì)往來、每年領(lǐng)取的（或預(yù)計(jì)領(lǐng)取的）養(yǎng)老金數(shù)額等控制變量。 模型9和模型11的估計(jì)結(jié)果為正，通過顯著性檢驗(yàn)；模型10和模型12的估計(jì)結(jié)果為正且顯著。表明參加新農(nóng)保會(huì)增加60歲以下農(nóng)村中老年人的總勞動(dòng)供給時(shí)間，同時(shí)也會(huì)增加其從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的時(shí)間。該結(jié)果與程杰提到的養(yǎng)老保障可能通過提髙就業(yè)投資增加勞動(dòng)供給的結(jié)論一致[13]。實(shí)證結(jié)果說明，參保決策對(duì)60歲以下中老年人的勞動(dòng)力供給效應(yīng)中，間接替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，符合理論預(yù)期。具體地，60歲以下的參保群體預(yù)期未來收入增加，養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)降低，從而會(huì)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增加對(duì)人力資本投資、生產(chǎn)性物質(zhì)資本的投資，最終達(dá)到提高勞動(dòng)生產(chǎn)率的目的。勞動(dòng)生產(chǎn)率增加提高了閑暇的機(jī)會(huì)成本，增加勞動(dòng)供給時(shí)間成為理性的選擇。此外，60歲以下中老年人尚未領(lǐng)到養(yǎng)老金，且養(yǎng)老金數(shù)額占當(dāng)前收入的比重較小，新農(nóng)保的勞動(dòng)力供給效應(yīng)主要源于對(duì)未來的良好預(yù)期，從而產(chǎn)生較大的間接替代效應(yīng)，收入效應(yīng)較小。

模型9—模型12匹配后各變量在參保組和對(duì)照組之間均不存在顯著差異，且通過傾向得分匹配評(píng)測(cè)性檢驗(yàn)，也證明匹配效果較好，見表9。

五、結(jié)論

新農(nóng)保的勞動(dòng)力供給效應(yīng)直接關(guān)系到農(nóng)村居民福利的變化，同時(shí)也影響著我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)，對(duì)這個(gè)問題的研究具有較大的現(xiàn)實(shí)意義。本文通過將新農(nóng)保制度引入經(jīng)典的勞動(dòng)時(shí)間配置模型中，利用CHARLS全國(guó)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，選取PSM-DID方法以考察其他條件相似時(shí)，參保組和對(duì)照組在總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間上存在的差異。研究表明：新農(nóng)保不會(huì)影響我國(guó)農(nóng)村中老年人的勞動(dòng)力供給決策，其中包含了總勞動(dòng)時(shí)間和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間。endprint

進(jìn)一步，本文以60歲為界，估計(jì)新農(nóng)保對(duì)60歲及以上、60歲以下兩個(gè)樣本勞動(dòng)力供給時(shí)間的影響，結(jié)果表明新農(nóng)保的勞動(dòng)力供給效應(yīng)對(duì)不同年齡段樣本具有異質(zhì)性。對(duì)于60歲及以上的農(nóng)戶，新農(nóng)保的收入效應(yīng)更加明顯，有效減少了60歲及以上農(nóng)戶的總勞動(dòng)供給時(shí)間和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間。新農(nóng)保作為一項(xiàng)社會(huì)保障政策，提高了農(nóng)村老年人福利水平。在我國(guó)人口迅速老齡化的背景下，新農(nóng)保減少勞動(dòng)力供給的效應(yīng)標(biāo)志著我國(guó)農(nóng)村開始由“自己養(yǎng)老”、“養(yǎng)兒防老”向“社會(huì)養(yǎng)老”過渡，是我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障制度不斷完善的重要體現(xiàn)。

對(duì)于60歲以下的農(nóng)戶，新農(nóng)保不會(huì)影響其農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，但參加新農(nóng)保有助于增加60歲以下農(nóng)戶的總勞動(dòng)時(shí)間。參保有助于60歲以下農(nóng)戶減少對(duì)未來收入來源的不確定性，降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增加就業(yè)投資從而增加勞動(dòng)供給時(shí)間。我國(guó)目前已跨入中等收入國(guó)家行列，在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)靠創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的轉(zhuǎn)型之前，勞動(dòng)力仍是維持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)的重要因素，因此構(gòu)建與勞動(dòng)力市場(chǎng)相協(xié)調(diào)的社會(huì)保障制度是中國(guó)改革的基本方向。

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