新農合對農村老年人勞動供給行為影響的實證研究

陳　華，張哲元，毛　磊

(中央財經大學　保險學院　北京　100081)

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理論·方法與案例

新農合對農村老年人勞動供給行為影響的實證研究

陳華，張哲元，毛磊

(中央財經大學保險學院北京100081)

健康保險通過保障效應和健康效應影響勞動供給，而二者對勞動供給的影響恰好相反，因此健康保險對勞動供給的具體影響仍舊是一個值得探討的問題。本文采用CHNS的2004、2006、2009和2011年四期數據研究發(fā)現，新農合顯著提高農村老年人的非農勞動供給率和農業(yè)勞動供給率，表現為健康效應；但減少了非農勞動時間，表現為保障效應。新農合提高了參合老年人的農業(yè)勞動供給時間，該結果在全年農業(yè)勞動供給時間小于672小時的個體中特別顯著，在該群體中表現為健康效應。此外研究發(fā)現，新農合對男性老年人農業(yè)勞動供給率的影響比對女性老年人的影響更加顯著。

健康保險；勞動供給；保障效應；健康效應

一、引言

健康保險可提高國民對疾病治療的支付能力并進而改善國民健康水平，許多國家，特別是發(fā)展中國家紛紛設立健康保險項目或以財政補貼等形式支持健康保險的推廣。中國的基本醫(yī)療保險制度由新型農村合作醫(yī)療(簡稱“新農合”)、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險三部分為主體組成。新農合2003年在我國農村地區(qū)開始實施，目標覆蓋我國農村居民。在籌資機制上，采用個人繳費與政府補貼共同籌集資金，且繳費標準逐年增加，2015年政府人均補貼370元，占到人均繳費標準的77%(計生委，人社部，2015)；新農合的覆蓋率自2008年起就維持在90%以上，參合人數達到8億以上[1]。

與健康水平密切相關的勞動力作為一種重要的生產投入要素，在產品生產和服務供給中發(fā)揮著不可替代的重要作用，因此勞動供給問題一直是經濟學研究的一個重要問題。我國改革開放以來，隨著經濟的發(fā)展和勞動力流動的增加，促使城鄉(xiāng)勞動力市場結構發(fā)生巨大的變化，近年來部分地區(qū)出現的“民工荒”問題，標志著我國勞動力供給已逐步到達“劉易斯拐點”，農村青壯年勞動力呈現出供給不足的情況[2]。與此同時，我國已步入老齡化社會，截至2010年，中國60歲以上老年占全國總人口的12.3%[3]，老齡化問題十分嚴峻。因此如何增加勞動力供給總量特別是擴大老年人的勞動供給逐漸成為社會熱點問題[4]，對老年人勞動供給的分析研究因此具有很強的現實意義。新古典主義學派運用效用函數來分析勞動供給，其認為勞動供給受到收入的影響，而收入的影響又分為替代效應和收入效應[5]。后來的研究者在此基礎上繼續(xù)發(fā)展，開始研究與檢驗各類因素對勞動供給的影響。以往的研究表明，養(yǎng)老保障因素降低了老年人的勞動供給，而健康狀況改善提高了老年人的勞動供給。作為社會保障的重要組成部分，健康保險通過保障效應和健康效應對老年人的勞動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)療保險的開展與深入，健康保險在平滑消費、提供經濟和健康保障方面的作用愈加明顯，成為影響勞動供給的一個重要因素，因此本文欲在理論與實證方面探究健康保險因素對老年人勞動供給的具體影響。

本文其余部分安排如下：第二部分對相關文獻進行綜述，第三部分介紹理論框架與實證模型，第四部分描述數據與變量，第五部分展示實證結果，并進行討論和解釋，最后一部分進行總結，并提出相應的政策建議。

二、文獻綜述

勞動經濟學者一直致力于研究老年人勞動供給的影響因素，在對我國的研究中，車翼等(2007)[6]發(fā)現，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]通過文獻綜述的方法闡述了影響勞動供給的三個方面的因素，分別是養(yǎng)老保險、所得稅制度、健康程度。

社會保障對勞動供給的影響可以通過兩種渠道，一種渠道是通過降低勞動者未來所面臨的風險從而影響勞動者的勞動供給(保障效應)。在這方面，國內外諸多學者研究了養(yǎng)老保障對勞動供給的影響。Bertrand等(2003)[8]通過對巴西的養(yǎng)老金改革研究發(fā)現，養(yǎng)老金降低了青壯年勞動參與率。Mastrobuoni(2009)[9]對美國的研究表明，延遲退休年齡使得勞動供給增加。Takashi等(2009)[10]對日本的研究發(fā)現，削減養(yǎng)老金水平增加了老年勞動力的供給。在對中國的相關研究中，程杰(2014)[11]發(fā)現養(yǎng)老保障降低了總體人口的農業(yè)、非農勞動參與率以及農業(yè)、非農勞動參與時間，即養(yǎng)老保障的收入效應大于替代效應。張川川等(2014)[12]研究發(fā)現，“新農保”一定程度上減少了老年人勞動供給。該方面的研究普遍表明，養(yǎng)老保障對勞動供給呈現負向的作用。

社會保障特別是健康保險對勞動供給影響的第二種渠道是通過改變勞動者的健康水平從而影響勞動者的勞動供給(健康效應)。同樣有大量研究探討健康因素對勞動供給的影響。部分研究采用自評健康狀況或自評健康的工具變量作為健康評價指標[13-15]。另有部分研究采用客觀健康評價指標來衡量健康水平，如Anderson和Burkhauser(1984)[16]采用死亡率作為指標，Kalwij和Vermeulen(2008)[17]采用ADL(日常行為能力)作為指標。也有部分研究采用具體急慢性疾病作為健康評價標準[18]。在關于中國的研究中，楊志海等(2015)[19]運用CHARLS數據研究發(fā)現，慢性疾病和急性疾病的沖擊顯著降低了農村老年人的農業(yè)勞動時間和農業(yè)勞動參與；李琴等(2014)[20]利用CHNS的多期數據，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供給；秦立建等(2012)[21]的研究發(fā)現，健康狀況不佳顯著降低了農民工外出打工的時間；劉生龍(2008)[22]利用CHNS數據研究表明，健康狀況增加提高了農村居民勞動力參與的可能性，且該影響在老年人以及女性群體中更為顯著。在中國，對健康的勞動供給效應的研究普遍傾向于認為，健康水平的提高對老年人勞動供給的影響是正向的。

中國新型農村合作醫(yī)療是我國基本醫(yī)療保險制度的重要組成部分，其特點是政府和單位的高參保補貼率，以及不斷提高的保障水平，因此對老年人群體具有明顯的保障效應。在農村地區(qū)，新農合有效降低了健康沖擊對老年人的財產沖擊，減緩了養(yǎng)老壓力，提高了老年人的養(yǎng)老保障水平。健康保險在減緩健康風險所造成的經濟沖擊的同時，其最終目的應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，新農合顯著降低了參合者ADL受損的概率，提高了參合者的認知功能，并且減少了因病臥床天數，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，加入新農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，表現出了一定的健康效應；王新軍和鄭超(2014)[26]發(fā)現，醫(yī)療保險改善了老年人的健康狀況，因此新農合也表現出健康效應。

如上所述，新農合在農村老年群體中同時體現出保障效應與健康效應：參加新農合減少因健康風險而造成收入波動的風險，同時也改善了健康狀況。而保障效應和健康效應都對勞動供給有著顯著影響，且影響方向相反，保障效應減少勞動供給，但健康效應增加勞動供給。然而新農合對農村老年人勞動供給總體上會產生什么影響？該影響是正向還是負向，即新農合對農村老年人的保障效應和健康效應哪個更大？這是現有文獻對勞動供給影響因素研究的空白之處，然而隨著政策的深入開展，新農合對農村居民經濟和健康的影響越來越顯著，是不能忽視的勞動供給影響因素，缺乏對該因素的考察便無法全面地對勞動供給情況進行衡量和預期。本文旨在對這些問題進行探究和回答，這是本文對已有研究做出的邊際貢獻。此外對我國健康保險績效的研究中，多數學者關注的是健康保險對經濟、健康、醫(yī)療等方面的影響，很少有學者著眼于健康保險的勞動供給績效，僅有許慶和劉進(2015)[27]研究了新農合對農村婦女勞動供給的影響。因此本文的研究對新農合的績效研究也是一個補充。

三、理論框架與實證模型

(一)理論框架

我們的理論分析基于古典模型，從老年個體消費需求的一般模型推導出勞動供給函數。此時，個體的稟賦是總時間T，它進一步被劃分為工作時間h和閑暇時間1，即T=h+1，個體的效用由消費x和工作時間h共同決定：U=U(x,h;i,ρ)。其中i代表個體特征，ρ代表個體的偏好。

maxx,hU(x,h)

s.t.px=wh+y

(1)

其中p為商品組合的單位價格，w為工資率，y代表獨立于工作的收入，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)

事實上，保障效應和健康效應對老年人勞動供給的影響都是同時存在著收入和替代效應。程杰(2014)[11]通過理論分析闡述了養(yǎng)老保障的收入效應和替代效應，實證研究表明收入效應占優(yōu)，?h*/?P<0,P為養(yǎng)老保障。楊志海(2015)[19]認為，健康狀況下降導致個體勞動的邊際生產率降低，從而工資率降低，影響了勞動時間的決策。即健康狀況是通過改變工資率影響勞動供給，而工資率增加時，收入效應和替代效應同時存在[28]，因此健康的影響也同時存在兩種效應，最終替代效應占優(yōu)，?h*/?H>0,H為健康狀況。

現在我們在方程中引入老年人的健康保險因素，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)實證方法

本文對勞動供給的研究分為勞動供給率和勞動供給時間。勞動供給率衡量的是個體是否參與勞動，為0、1變量，本文采用Logistic模型進行估計，模型設定如下：

(4)

(5)

其中，

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

勞動供給時間衡量的是老年個體全年的總勞動時間，為非負連續(xù)變量，并且是典型的歸并被解釋變量，但我們對勞動供給時間的回歸中僅選用參與勞動的個體，已將歸并點處變量剔除，因此考慮一般多元線性模型，進行OLS回歸。模型設定如下：

yi=α0+α1INSi+βxi+εi

(6)

這里yi為被解釋變量，代表老年個體i的全年勞動時間，INSi是虛擬變量，代表個體i參與新農合的情況，若加入取1，否則取0。xi代表個體的其它控制變量。

同時我們對勞動供給時間進一步采用分位數回歸來進行考察，具體模型設定如下：

其中，

yi=α0+α1INSi+βxi+εi

(7)

這里τ為分位點，其它變量一致。

我們討論了健康保險的內生性，即勞動供給狀況影響健康保險的購買的可能性，但我們認為，新農合的政府補貼比率較高，且購買通常以家庭為單位，這降低了新農合購買的逆選擇；同時，未購買新農合的農村居民有一部分是因為在城市工作和生活，從而參與了城鎮(zhèn)相關保險。綜合這些原因，新農合對勞動供給理論上并不存在很大的內生性問題，因此我們選用了上述計量模型進行估計。

四、數據、變量與描述性統(tǒng)計

(一)數據介紹

本文采用的是中國健康與營養(yǎng)調查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)的數據。CHNS是開展自1989年的全國追蹤調查，至今已開展9期，其2011年的調查覆蓋全國12個省(直轄市、少數民族自治區(qū))的農村及城市地區(qū)，涵蓋8600多戶共3.5萬余個體。調查內容包括人口學，工作及收入，家務及兒童照料，飲食習慣，衛(wèi)生服務需求、利用及健康狀況，膳食結構等多個方面。考慮到新農合開展于2003年，而在此之前農村地區(qū)仍有各種形式的合作醫(yī)療項目，在新農合開展之前都可以作為替代品影響勞動供給，因此本文的研究選用2004年、2006年、2009年及2011年共4期調查數據。

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

(二)變量選取與描述性統(tǒng)計

我們對勞動供給的研究分為勞動供給率和勞動供給時間。同時我們根據勞動的性質，將勞動分為非農勞動和農業(yè)勞動。勞動供給時間通過樣本個體的全年總勞動時間來衡量，歷年CHNS問卷中統(tǒng)計該信息的問題為：“2010年有幾個月從事該種工作(勞動)？”，“從事該工作的幾個月中平均每周工作幾天？”，“從事該工作的幾個月中平均每天工作幾小時？”，因此我們對樣本全年總勞動時間的加總為：問題一*4*問題二*問題三。勞動供給率衡量個體是否參與勞動，參考李琴等(2014)[20]，我們將非農勞動全年平均每周工作在一小時以上，即全年非農勞動總時間大于52小時的個體定義為參與非農勞動，但我們對參與農業(yè)勞動的定義略作改動，將農業(yè)勞動全年總時間大于104小時的個體定義為參與農業(yè)勞動*事實上，農業(yè)勞動參與若定義為與非農勞動相同，并不改變最終的估計結果，但因為數據原因，若將農業(yè)勞動參與定義為大于52小時，那么參與農業(yè)勞動的樣本比例過大，因此定義農業(yè)勞動為大于104小時。。因此本文的被解釋變量分四種：非農勞動供給率、非農勞動供給時間、農業(yè)勞動供給率、農業(yè)勞動供給時間。其中非農勞動供給率和農業(yè)勞動供給率為0、1變量，若個體全年非農(農業(yè))勞動時間大于52小時，非農(農業(yè))勞動供給率取1，否則取0。非農勞動供給時間、農業(yè)勞動供給時間為非負連續(xù)變量，我們在考察這兩個被解釋變量時，只考慮對應勞動供給率為1的個體(即參與勞動的個體)。

本文主要的解釋變量為“健康保險”，為0、1變量，若樣本個體在被調查時參與了新農合，則“健康保險”變量取1，否則取0。同時本文還加入了會對勞動供給產生影響的幾類控制變量，具體如下：

1.人口統(tǒng)計學變量。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，其它作為對照組。(4)個人收入。以萬元為單位，收入按2011年cpi指數折算。(5)教育。為啞變量，包含“文盲”、“小學”、“初中”、“高中(中專)”、“大學(大專)及以上”五類，在回歸中以“文盲”作為對照組。

2.健康狀況變量。本文將歐盟健康指標計劃(ECHI)[29]所提出的指標作為個體健康狀況的衡量指標，該計劃通過各類疾病患病情況、受傷情況、住院情況等衡量個體健康狀況。本文據此選用患病或受傷情況作為健康評價指標，具體變量為“過去四周有過受傷或患病”，為0、1變量，被調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病？”。

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(4)家中16—65歲人口數(5)家中65歲以上人口數。其中家庭人口數排除了被調查者本身。

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”作為對照組。(2)年份啞變量。分為“2004”、“2006”、“2009”、“2011”，樣本是該年調查所取得則取1，否則取0，在回歸中以“2004”作為對照組。

表1給出了所有變量的描述性統(tǒng)計以及分性別的描述統(tǒng)計*表1中非農勞動供給率、非農勞動供給時間統(tǒng)計的是用于非農勞動的3299個樣本；農業(yè)勞動供給率、農業(yè)勞動供給時間統(tǒng)計的是用于農業(yè)勞動的2732個樣本；其它自變量統(tǒng)計的是4189個總樣本。故各自變量的情況在農業(yè)勞動和非農勞動樣本中會略有不同，但沒有較大變動。。從表中可以看到，農村老年人口中，有59%個體參與非農勞動，有87%的個體參與農業(yè)勞動，勞動參與率較高。非農勞動參與者的平均勞動時間為1197小時，平均全年每工作日工作4.6小時，農業(yè)勞動參與者平均農業(yè)勞動805小時，低于非農勞動，較大可能是因為農業(yè)勞動有更多的時間條件要求，如部分農業(yè)勞動只能在白天進行，或只在部分季節(jié)進行，故平均工作時間低于非農勞動。新農合的參保率為51%，相比于新農合的覆蓋率，該參保率較低，較大可能是因為新農合開展的早期(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歲兒童數量平均為0.22，16-65歲人口數平均為1.34， 65歲以上老年人數量平均為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%。

對于按性別的統(tǒng)計值，男性在非農勞動以及農業(yè)勞動中的平均勞動時間均高于女性，這是符合實際的；同時男性受教育情況在各個教育層次均高于女性，這表明我國農村地區(qū)教育的性別分化還是很明顯的；男性人均收入高于女性，這與勞動時間相匹配；男性已婚樣本高于女性，這可能是因為老年群體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

注：表中給出的值為均值，括號內為標準差。

本文的目的是研究加入新農合對勞動供給的影響，我們首先將各總體進一步劃分為參合組及未參合組，分別統(tǒng)計勞動供給情況，并將參合與未參合樣本做比較。表2顯示的是分組統(tǒng)計的情況以及參合組與未參合組的t檢驗結果。在農村老年人總體樣本中，參加新農合使非農勞動供給率從0.33增加到0.88，增幅較大，且差異顯著；但同時新農合使非農勞動參與者的勞動供給時間從1535小時下降到1052小時，這一結果同樣在1%水平下顯著。與非農勞動情況相一致，新農合也略微提高參合者農業(yè)勞動供給率和降低農業(yè)勞動供給時間，但統(tǒng)計檢驗顯示差異并不顯著。

按性別對樣本進行統(tǒng)計，在非農勞動和農業(yè)勞動中，參合對勞動供給的影響都是統(tǒng)計顯著的，這與總體樣本的結果相一致。參合使男性的非農勞動供給率由0.32顯著提高到0.87，女性的非農勞動供給率由0.35顯著提高到0.91；男性與女性參合者的平均勞動供給時間都比未參合者高500小時左右，且統(tǒng)計顯著。男性和女性農業(yè)勞動的結論也與前述總體情況相似。

五、實證結果及分析

(一)新農合對農村老年人勞動供給的影響

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

表2　參合與未參合勞動供給差異

注：表中給出的值為均值，括號內為標準差。***，**，*分別表示t檢驗在1%， 5%和10%的水平下顯著，t檢驗在參合組與未參合組之間進行。

表3　新農合對農村老年人勞動供給的影響

注：表中給出的是系數的估計值，括號內均為穩(wěn)健標準誤。***，**，*分別表示t檢驗在1%， 5%和10%的水平下顯著。Logistic回歸中的R2為McFadden R2.

再看農業(yè)勞動，新農合顯著提高了農業(yè)勞動供給率，表現出明顯的替代效應，表明新農合的健康效應占優(yōu)于保障效應。但對農業(yè)勞動參與者的農業(yè)勞動供給時間影響并不顯著，這是否表明新農合對于農業(yè)勞動供給時間基本沒有影響？或是兩種相反的影響相互抗衡？同時該結果在所有樣本中都一致，還是在部分樣本中會產生不同的結論？這需要我們進一步的研究。

(二)新農合對勞動供給時間的影響的進一步研究

我們進一步對勞動供給時間方程進行了分位數回歸。分位數回歸是指因變量在不同分位點處分別對自變量進行回歸，考察的是自變量對各個分位點處因變量的影響，即不同的勞動供給時間處的樣本受新農合的影響。表4首先給出非農勞動供給時間的分位數回歸。可以看出，非農勞動供給時間受新農合的影響幾乎在所有分位點處都十分顯著，且影響都是負向，這與前面OLS回歸的結果一致。同時可以看到，系數的絕對值隨著分位點的后移單調增加，這表明對于非農勞動供給時間更多的個體，參與新農合可以使其減少更多的勞動供給時間。我們對此給出的解釋是：新農合使非農勞動供給者減少了非農勞動時間，但并非退出非農勞動，我們稱其減少后剩余的非農勞動時間為必要非農勞動時間，在必要非農勞動時間內所獲得的收入表現為替代效應，所有偏好相似的農村老年個體的必要非農勞動時間基本一致。而老年個體提供的多于必要非農勞動時間的部分我們稱為額外非農勞動時間，這部分勞動帶來的收入表現為收入效應，健康保險表現出的保障效應平滑了老年個體的支出，因此減少了老年人的額外非農勞動時間。在所有農村老年個體必要非農勞動時間一致的前提下，個體提供更多非農勞動表明其額外非農勞動時間更多，因此新農合對其減少的量更大。

表5給出了農業(yè)勞動時間的分位數回歸。表中可以看到，新農合對農業(yè)勞動供給時間的影響集中在農業(yè)勞動供給時間的中位數(672小時)及之前，即對于農業(yè)勞動供給時間較少的半數樣本，參與新農合顯著增加了其農業(yè)勞動的供給時間，這與農業(yè)勞動供給率的結果是一致的。另外，農業(yè)勞動供給率與供給時間為什么沒有表現出類似于非農勞動的相反結果？我們認為農業(yè)勞動對于農村居民更為常規(guī)，不像非農勞動需要做出較大決定，因此參與農業(yè)勞動的老年人健康水平理論上不會存在明顯差異，從而健康保險在勞動供給率和勞動供給時間上都表現出健康效應。

(三)分性別的勞動供給研究

表6給出了男性老年人勞動供給的回歸結果，可以看出對于非農勞動和農業(yè)勞動，新農合對于男性的影響無論是正負還是顯著性，都與前面對總體的回歸結果相吻合。

表7給出了女性老年人勞動供給的回歸結果，可以看出新農合對于女性非農勞動的影響與男性以及總體相一致，且影響的程度大于男性。但新農合對女性老年人的農業(yè)勞動供給率以及供給時間的影響均不顯著。

六、結論與政策建議

本文采用中國健康與營養(yǎng)調查(CHNS)2004、2006、2009和2011年四期數據，研究了新農合對農村老年人勞動供給的影響。本文按勞動性質以及勞動參與，把勞動供給分為非農勞動供給率、非農勞動供給時間、農業(yè)勞動供給率以及農業(yè)勞動供給時間，分別研究新農合產生的影響。

表4　新農合對非農勞動供給時間影響的分位數回歸

注：表中給出的是系數的估計值，括號內為標準誤。***，**，*分別表示t檢驗在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結果，YES表示在回歸中已加入該變量。

表5　新農合對農業(yè)勞動供給時間影響的分位數回歸

注：表中給出的是系數的估計值，括號內為標準誤。***，**，*分別表示t檢驗在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結果，YES表示在回歸中已加入該變量。

表6　新農合對男性老年人勞動供給的影響

注：表中給出的是系數的估計值，括號內均為穩(wěn)健標準誤。***，**，*分別表示t檢驗在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結果，YES表示在回歸中已加入該變量*文章中未詳細給出的估計結果，讀者若有興趣均可向作者索要。。

表7　新農合對女性老年人勞動供給的影響

注：表中給出的是系數的估計值，括號內均為穩(wěn)健標準誤。***，**，*分別表示t檢驗在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結果，YES表示在回歸中已加入該變量。

本文發(fā)現，新農合使農村老年人非農勞動供給率的“發(fā)生比率”顯著提高為原來的21倍，全年非農勞動供給時間顯著下降466小時，且該影響在非農勞動供給時間的所有分位點處均顯著；同時新農合使農村老年人的農業(yè)勞動供給率的“發(fā)生比率”顯著提高為原1.6倍，且新農合顯著增加了全年農業(yè)勞動供給時間小于672小時的個體的農業(yè)勞動供給時間。非農勞動供給率與供給時間產生相反影響的原因是，與總體農村老年人口相比，參與非農勞動的農村老年人身體狀況更健康，受健康保險影響更小，因此參與健康保險表現出更強的保障效應。對于男性老年人，新農合使其非農勞動供給率的“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；新農合使男性老年人非農勞動供給時間顯著減少383小時，女性顯著減少572小時，多于男性；同時新農合顯著提高了男性老年人的農業(yè)勞動供給率，“發(fā)生比率”提高為原1.9倍，但該結果對于女性并不顯著。

這一系列結果表明，新農合對于農村老年人口的勞動供給，尤其是農業(yè)勞動，基本呈現正向影響，因此新農合對于農村經濟、農業(yè)經濟的發(fā)展有著很強的促進作用，提高農村老年人的收入水平，也可以有效改善農業(yè)勞動力短缺的問題；同時參與新農合使農村老年人口更傾向于進行非農勞動，對于解決農村勞動力，加快城鎮(zhèn)化進程都有著促進作用。

針對上述結果，我們提出以下幾點政策建議：第一，國家在新農合政策方面，首先要繼續(xù)逐步加大新農合的籌資力度，并且提高補貼比例，從而在新農合的覆蓋已基本飽和的前提下提高其深度。第二，同時配套強化異地報銷相同待遇等政策，加強統(tǒng)籌層次，這也是提高新農合深度的舉措之一。第三，在中長期來看，應逐步實現新農合與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的并軌，這對于提高新農合的保障水平，加強進城務工農民在城鄉(xiāng)之間的醫(yī)保統(tǒng)籌都具有很大的意義；長期來看，應最終實現新農合、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險三者的并軌，以此作為我國基本醫(yī)療保險制度的框架目標。

本文的創(chuàng)新之處在于考察了新的勞動供給影響因素，即健康保險因素，對以往的勞動經濟學相關研究進行了補充。本文的不足之處在于，只考察了是否加入新農合對勞動供給的影響，而沒有考察新農合的參與程度對勞動供給的影響，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

教育部人文社會科學項目(12YJA630011)；國家自然科學基金項目(71403305,71602199)；北京社會科學基金項目(16YJB035)；中央高校基本科研業(yè)務費專項資金；中央財經大學科研創(chuàng)新團隊支持計劃

陳華(1973-)，男，中央財經大學保險學院副教授，經濟學博士。

F241

A

1002-9753(2016)10-0135-12