基于Tobit模型的中老年勞動供給影響因素分析

蔣 選，郝 磊

(中央財經大學 經濟學院,北京 100081)

基于Tobit模型的中老年勞動供給影響因素分析

蔣 選，郝 磊

(中央財經大學 經濟學院,北京 100081)

本文使用2013年中國健康與養老追蹤調查數據(CHARLS)，運用Tobit模型分析了45周歲以上的中老年人勞動者的健康、養老保險、個人特征以及家庭特征對其勞動供給時間的影響。研究發現，健康對中老年勞動供給有著顯著的影響，健康狀況越好，中老年提供的勞動供給時間越長；參加養老保險的比未參加養老保險的中老年人更傾向于參加市場勞動；男性、農業戶口以及在婚的中老年人愿意提供更多的勞動供給時間，年齡對勞動供給的影響呈現倒“U”型；家庭變量在不同程度上影響著中老年人的勞動供給。針對以上結論，本文提出了相應的對策建議。

勞動供給時間； Tobit；健康；養老保險

一、問題的提出及文獻綜述

人口老齡化是 20 世紀末最突出的社會現象，同時也是 21 世紀全世界必須面對的重大社會問題。聯合國將人口年齡結構劃分為年輕型、成年型和年老型三種類型，2000年第五次全國人口普查結果顯示中國人口年齡結構正式進入老年型，之后，人口老齡化進一步加劇，2010年第六次人口普查資料表明中國老齡化進程進一步加快，繼續向老年縱深發展。老齡化社會中,人口年齡結構發生轉變，老年人口占比增加，勞動年齡人口占比下降，老年撫養比大幅上升,這些變化將對社會的勞動力資源、社會保障和健康照料需求以及養老服務等諸多方面提出新的挑戰。最為嚴峻的是，人口老齡化致使勞動力資源減少，勞動力成本上升，甚至在將來出現勞動力供不應求的局面，阻礙經濟發展。因此，在人口老齡化的背景下研究中老年勞動供給具有非常重要和現實的意義，而探究影響中老年勞動供給的因素也更為必要。

中老年人勞動供給問題是伴隨著人口老齡化而漸次引起理論研究者與政策實踐者的關注。45歲及以上的中老年人即將退休或者已經退休，他們的身體、心理狀況易發生較大的變化。中老年人在退休后的收入來源主要是養老金收入，所以在經濟因素中，養老金的可及性、退休后養老金的給付水平影響到中老年人退休決策和勞動力的供給狀況；在非經濟方面的因素中，最重要的是中老年人的健康狀況水平。國內外學者的研究表明，自評健康水平(Self-Reported Health，SRH)對于個人的勞動參與決策、勞動供給時間和收入都有著重要的影響(Grossman，1972；張車偉，2003 ；劉國恩等，2004；于大川和潘光輝，2013；黃宏偉等, 2014；李琴等，2014)。

通過國內外學者的實證研究,養老金對與勞動供給的影響還沒有達成統一的結論，因為養老金是每個國家的制度安排,養老金對勞動供給的影響效果受到國別、經濟環境、教育水平、生活習慣、文化傳統等因素的影響，還依不同的人群和不同的養老保險模式所表現出的影響結果不同。大部分學者認為養老保險對勞動者的退休行為影響顯著并且存在負激勵(Diamond and Hausman，1984；張川川，2015)。也有的學者通過研究得出了不同的結論，他們認為公共養老金并不是影響勞動者做出退休決策的主要原因或者養老金對于勞動供給、退休影響不明顯(Hausman and Wise，1985；Bloom et al.，2008；車翼,2007；張曉玲，2012)。李莉(2005)研究了養老金對勞動供給的影響，指出養老保險對勞動供給有顯著的影響，但是對勞動供給影響的方向不確定。

工資收入對勞動供給有著顯著的影響，其影響主要通過收入效應和替代效應兩個方面的綜合作用，對于大多數勞動者而言，工資率的上升一般替代效應大于收入效應，勞動者傾向于增加勞動供給時間以獲得更高的收入(Blau，2010)。張翼(1999)使用Logistic模型研究了受教育水平對退休老年人再就業的影響，研究表明在社會保障不完善的情況下，領取養老金越少的人，越會積極主動的再就業。劉曉昀等(2003)用Probit模型研究了個人特征、家庭特征等方面對農村非農就業的勞動供給的影響；車翼、王元月和馬馳騁(2007)通過Logistic模型對影響老年勞動者勞動供給行為的因素進行了實證分析，通過實證研究發現，養老金、年齡、性別、技術證書、教育程度等對老年勞動者勞動供給行為影響顯著。句芳等(2008)利用河南省298個農戶的調查數據運用tobit模型研究了年齡、耕地面積、教育水平、非農收入綜合、是否有需要看護的嬰幼兒、社會環境以及地域特征等變量對農戶非農勞動時間的影響。李琴等(2015)利用2011年CHARLS數據使用有序Logit模型分析了45-60歲勞動者配偶特征、個人特征、家庭特征對退休意愿的影響。

綜上所述，國內外學者在中老年勞動供給方面的研究為本文的研究提供了有益啟發和借鑒。但現有的研究還存在進一步完善的地方：一是，由于國內有關健康經濟學方面的微觀調查數據比較缺乏，大部分學者使用宏觀數據或者區域性的調查數據來研究勞動供給問題；二是，本文對于勞動供給指標的選取使用勞動供給時間，現有研究一般采用是否參與勞動、是否退休的二元變量，但是當影響勞動供給的因素發生變化時，并不一定使其終止勞動，比如健康狀況的變差或者遭受不利的健康沖擊并不一定就會使勞動者退出勞動力市場,更為可能的情況是勞動者減少每天工作的小時數,使用勞動供給時間作被解釋變量，能夠提高估計的精確度。

二、理論基礎：新古典勞動供給模型

新古典勞動供給模型假定個人為經濟決策的基本單位，個人在其預算約束內，選擇適當的消費、勞動和休閑以追求效用最大化。假設個人具有擬凹以及連續可微的效用函數：

maxU(C,L,X)

(1)

其中C表示希克斯的消費組合，即分析過程中不同商品的相對價格不發生改變，L為個人休閑時間，X為可觀察和不可觀察的個體特征的組合，包括如健康、性別、養老金、年齡、文化、婚姻狀況、居住方式、子女數量等等。在完全競爭的條件下，個人的預算約束條件可以寫成：

C+wL=Y0+wT, L≤T

(2)

W表示實際工資率，T為總時間稟賦，同時設消費組合C的貨幣計量單位為1。在此引入全收入的概念，假設Y=Y0+wL,Y即為家庭的全部收入。在此預算約束下求效用最大化，構造拉格朗日函數，解得一階條件得：

(3)

上式邊際條件關系式表明，均衡條件下休閑對消費的邊際替代率MRS等于實際工資率。聯合求解預算約束和邊際條件，得到效用極大化情況下的消費和閑暇選擇，勞動供給時間為總時間稟賦減去閑暇時間。

個人勞動供給時間的決定為上式的內點解，此時勞動供給為個人工資率和其他收入的函數：L*=L*(w,Y,X)≤T, C*=C*(w,Y,X)。又由H*=T-L*,可知工作時間的函數為H*=H*(w,Y,X)。許多經驗研究估計勞動供給方程就采用這個式子，在本文中借鑒和擴展了本文以傳統單一決策模型為基礎，主要考察中老年人勞動供給的問題，中老年人身體條件的限制很大程度上影響其勞動供給。因此，在傳統的單一決策模型目標效用函數中考慮偏好。

具體形式如下: maxU=U[c,l;a(Hs,Hf)]

(4)

(5)

其中，c表示某個人的消費；l為閑暇；a(Hs,Hf)表示偏好，由個人特征Hs和家庭特征Hf共同決定，Yh表示家庭財產收入，P表示領取的養老金。通過求解上述最優型問題可以得到中老年人的勞動供給函數：

l=f(wi,p,y,a(Hs,Hf))

(6)

中老年人的勞動供給行為主要受工資率、家庭財產性收入和個人偏好的影響。對于單個勞動者來說，無論是本地就業還是外出就業，他們對當前的工資水平都是價格接受者，所以工資率被視為外生變量，本部分主要考察個人特征和家庭特征在其中的作用，根據以上理論分析，為了便于實證分析和處理，將上式子簡單線性化，構建計量模型:

l=β0+β1Hs+βjHf+αp+ε

(7)

被解釋變量l表示總勞動供給時間，Hs為連續變量；解釋變量包含三部分：第一部分:代表個人特征變量，如性別、婚姻狀況、受教育程度、年齡、年齡的平方、健康狀況；第二部分Hf代表家庭特征變量，是否與子女同住、16歲以下子女的數量、家庭資產、家庭總人口、戶籍狀況、家庭總收入；第三部分是健康、否參加養老保險變量。

三、變量選取與描述性統計

本文研究對象界定在45周歲以上的中老年人，使用中國健康與養老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Survey, CHARLS)2013年全國基線調查數據。中國健康與養老追蹤調查數據(CHARLS)調查對象為45歲及以上的中老年人家庭和個人，采用多階段方法進行抽樣，樣本選取科學，代表性強，是分析中國人口老齡化相關問題的高質量微觀數據。在2013年CHARLS 的數據中調查了10629戶家庭的18264人，其中農村為10950人，城鎮為7314人，總體應答率為82.63%，其中農村的應答率為91.74%，城鎮的應答率為72.2%。

(一)提出假設

根據勞動供給模型的理論基礎和國內外的研究，本文提出如下假設：

假設1：對于中老年人，健康狀況越好越傾向于增加勞動供給時間。

身體健康是良好人力資本的必要前提，良好的身體狀況有助于個體提高勞動生產率，也為個體增加勞動供給時間創造可能。大量研究表明個人退休決策受健康影響很大，個體勞動供給時間隨年齡的增長而下降，本質上亦是由于身體健康狀況的惡化，也就是說中老年人的勞動生產率及勞動供給時間更多的受到健康狀況的影響。

假設2：參加養老保險對中老年勞動供給的影響作用要大于未參加養老保險的，但影響的方向要取決于收入效應和替代效應的綜合作用。

養老保險作為社會保障的一種，直接影響著中老年人退休以后的生活質量。養老金作為一種額外的收入，對勞動供給時間的影響體現在收入效應和替代效應兩個方面。收入效應表現為，參加養老保險可以增加收入，即使未到退休年齡，依然通過增加預期收入，勞動者變得相對富有，因此會多消費閑暇，從而減少勞動；替代效應表現為，將獲取的養老保險金用于增進人力資本投資，進而實現勞動生產率的提高，勞動者可以獲得更高額的工資水平，此時，閑暇變得相對昂貴，因此，替代效應會使勞動者增加勞動供給。

假設3：家庭財富和收入水平對中老年勞動供給有顯著的影響，一般來講家庭收入越高、家庭越富裕勞動者的勞動意愿越弱。

假設4：年齡對中老年人的勞動供給影響顯著，并呈現倒U型。

根據生命周期理論，在生命的不同時期，人們對勞動力市場供給的時間數量是不同的，總體來看，個體勞動者的勞動供給呈現倒U型。年齡與人力資本積累和社會資本的增加有著密切的關系，顯而易見，當勞動者進入中老年后，其自身的健康狀況和工作效率會隨著年齡的增長趨向于下降。

假設5：性別、婚姻狀況、家庭規模、戶籍狀況、居住方式是中老年的勞動供給的重要決定因素。

(二)變量說明

表1列出了本文實證部分變量以及主要變量的構成， supply代表中老年年年勞動供給總時間，為被解釋變量。年勞動供給時間的數據來源于CHARLS數據中的工作、退休與養老金模塊，通過對問卷進行整理和分類，將勞動者勞動供給形式劃分為以下四種類型：從事農業生產經營活動；受雇勞動；非農自雇和家庭經營活動也稱為私營個體經營活動；非主要職業(受雇或者自雇)。

表1 變量選取及定義表

srh代表中老年人的自評健康水平；pension是虛擬變量，指是否參加養老保險，1是參加養老保險，0是不參加養老保險。模型中也引入了個人特征變量和家庭層面的變量。female性別虛擬變量，1代表女性0代表男性；married是婚姻狀況虛擬變量，1為在婚包括了有偶同住和有偶分居，0代表其他，將離異、喪偶和為未婚的中老年人歸為其他；age代表年齡，模型也把age2納入到模型當中；children是指家庭中16歲以下孩子的數量，renkou是指家庭規模；tongzhu也是虛擬變量，表示是否與子女同住，1是與子女同住，0是獨自居住；為了消除異方差，減少變量的極端值而且考慮到取對數后不改變數據間的關系，所以對家庭總收入變量和家庭資產變量作對數變換。lnincome是指家庭的總收入對數，lnassert是指家庭的總資產對數。

(三)變量統計描述

樣本數據中剔除了年齡在45歲及以下的受訪者，剔除了是否參加養老保險變量缺失值的觀測值以及其他的一些變量的缺失值，最終保留了10817個觀測值。表2描述的是本節中用的變量的描述性統計特征，包括了個體特征變量(性別、年齡、受教育水平等)和家庭特征變量(家庭人口規模、家庭資產、家庭收入以及家庭中16歲及以下孩子的數量等)。

從表2的數據統計中可以得知，中老年人的年勞動供給時間的均值為864.4個小時，養老保險的參與率達到了80.6%。從中老年的個體特征來看，性別方面，男性占比48.32%，女性占比51.56%，男女的性別比例大體持平。年齡方面，樣本均值為60.28歲，樣本中年齡最大的為102歲，其中60歲以上的占總樣本的比例為49.1%。根據已有的研究,年齡對勞動供給的影響并不是一致的,呈非線性的特征,我們在研究的過程中將年齡的平方項(age2)也加入到模型中。在受教育水平方面，受訪者的受教育水平普遍較低，受教育程度為小學及以下中老年人占總樣本的69.8%，初中學歷占比為19.5%，高中及以上學歷的占比僅為10.8%。婚姻狀況方面，已婚受訪者占比為86.9%，未婚的占比13.11%，進一步將婚姻狀態細分為有偶同住、有偶分居、離異、喪偶和未婚5種狀態，有偶同住的占比為81.2%，有偶分居所占比例為5.69%，喪偶占比為11.1%，離異所占比重為1.19%，從未結婚的為0.82%。

表2 變量的描述性統計

從樣本中的中老年家庭生活特征來看，在調查數據的樣本中農村戶籍人口占比為76.2%，城市占比為23.8%。家庭人口規模方面，中老年家庭的平均人口規模為2.3人，其中2-5人的家庭占到了98.25%，其中2口之家占了絕大多數，這與農村中老年人大多經歷子女婚后“分家”的現象和中國現在的“核心家庭”占絕大多數的現實狀況相符。其中每戶中16歲以下孩子的數量平均為2.45個。從居住方式來看，該變量是一虛擬變量，樣本均值為0.56。從樣本的中老年家庭經營特征來看包括了家庭收入和家庭資產。

表3 養老保險狀態下中老年勞動供給狀況

是否參加養老保險狀態下中老年勞動供給狀況。從表3中可以得出：第一，參加養老保險的中老人與未參加養老保險的中老年人的年勞動供給時間減少了(非主要職業者除外)。從樣本的總體來看沒有參加養老保險的中老年人的勞動總供給時間為1022個小時，參加養老保險的中老年的勞動供給減少到834個小時，減少了188個小時，農業勞動時間、受雇勞動時間、非農勞動和自雇傭勞動時間參加養老保險的中老年人較之沒有參加養老保險的中老年人的勞動供給時間都減少了。第二，分城鄉的勞動供給可以看出，農村的總勞動供給時間高于城市的總勞動供給時間，未參加養老保險的農村中老年人的平均勞動供給時間1050小時高于城市中老年人的877.5小時；從城市戶籍內部來看，從事不同職業的中老年人的勞動供給時間參加養老保險的比未參加養老保險的出現了不同程度的下降；從農村中老年人來看可以得到相同的結論。所以通過上面的描述統計我們可以預期，養老保險制度的施行降低了中老年的勞動供給時間。

三、實證策略與結果分析

(一) 模型選擇

圖1 總勞動供給時間的直方圖

被解釋變量總勞動供給時間，為連續變量，總勞動供給左端的觀測值被壓縮在零點上，從圖1直方圖可以形象的反映出來。

該樣本被解釋變量總勞動供給時間被壓縮在零點上，屬于受限被解釋變量的一種，故運用Tobit模型進行估計；即：

yi*=xi*β+εi(yi*不可觀測)，這本樣本中，數據歸并點為 ，則

(二)實證結果分析

本文使用Stata12.0統計軟件對可能影響中老年勞動供給的因素進行回歸分析，被解釋變量為中老年年勞動供給時間。作為參照系，首先用最小二乘法(OLS)對方程進行回歸，表4的第(2)列是Tobit模型的回歸結果，回歸過程中使用穩健標準差，以盡可能的消除異方差的影響，第(3)列是CLAD的回歸結果。由于OLS法將非線性項將被納入擾動項，擾動項與解釋變量相關，得出的估計結果是有偏的，傾向于低估變量的影響，從第(1)列的回歸結果中也印證了這一事實。具體回歸結果分析如下：

表4 中老年人勞動供給時間影響因素及其相應的條件邊際效應

續表4

(1)OLS(2)Tobit(3)Cladage-1.738104.1***110.3***(-0.15)(4.20)(2.65)age2-0.257***-1.273***-1.574***(-2.86)(-6.81)(-3.84)tongzhu-57.44***-162.8***-149.6***(-2.78)(-5.73)(-4.26)children-5.471-9.001-15.46(-1.10)(-0.91)(-1.32)lnassert-11.77**-26.34***-27.73***(-2.34)(-3.37)(-2.62)renkou2.183-2.347-2.2366(0.23)(-0.16)(-0.14)huji381.1***680.4***655.8***(13.60)(8.85)(7.38)lnincome22.34***25.41***23.41***(3.41)(4.12)(2.35)_cons2112.7***-1469.5**-1193.4(5.26)(-2.06)(-1.02)sigma_cons1444.3***(107.09)N10817108177844R20.137

注：括號中代表標準誤，*，**，***分別表示在10%、5%、1%的置信水平上顯著.

1.健康與養老保險對中老年勞動供給的影響

從表4第(2)列看出，健康的回歸系數為負，并且都在1%的水平上高度顯著，表明健康水平的下降顯著的降低了中老年的勞動供給時間。健康變量的系數為-134.9小時，表示當中老年健康水平下降一個層級時，比如健康水平由1(很好)變為2(較好)時，中老年的年勞動供給時間就會減少134.9個小時，表明健康狀況越好，中老年人越傾向于提供更多的勞動供給時間，這也驗證了假設1。

對是否參加養老保險而言，在第(1)列中其對中老年人的供給在統計上并不顯著。在表4第(2)列養老保險虛擬變量的系數為正向效應，并且在10%的水平上顯著，系數為83.18。說明參加養老保險相對于沒有參加養老保險的中老年人增加了年勞動供給時間，增加的幅度為83.18小時。可能的原因在于：一方面，受參加養老保險的收入效應與替代效應的相互作用的影響，參加養老保險需要繳納保費，從而降低了當期的收入水平，中老年人為了獲得繳費前的收入水平以帶來相同的效用就需要通過增加勞動供給獲得更多的收入。另一方面，對于退休或者已領取養老保險金的人來講，養老保險金的發放水平較低。在樣本中農村戶籍的受訪者占比76.2%，符合條件的農村居民參加的是新型農村養老保險(簡稱“新農保”)，達到可以領取養老金的年齡后(年滿60歲)，可領取金額較少，2009年發放的基本養老金為每人每月55元，2015年提高至70元。

2.個人特征變量

從表4第(2)列回歸結果中得到，性別具有顯著的影響，從邊際效應來看，女性的勞動供給時間要比男性少183.5個小時，按照每天8小時工作時間計算，男性中老年人比女性多勞動22.9天。婚姻狀況也具有顯著的影響，在婚的中老年人更傾向于參與勞動，根據已有的研究，在婚的中老年人的健康水平要更高，在婚中老年人比單身的中老年人增加其勞動供給時間約26.5天；年齡對中老年勞動供給的顯著影響是非線性的，主要受生命周期的影響，從年齡和年齡平方項來看，年齡對中老年人的總勞動供給時間的影響呈“倒U型”，勞動供給時間的年齡最高點出現在77歲左右。此外，從戶籍來看，相比城市戶籍，農村戶籍的中老年人會提供更多的勞動供給時間，多約85天。究其原因：一方面是由于我國長期存在的城鄉二元戶籍制度，使城鄉居民在就業服務、收入水平、義務教育、社會地位、基本醫療以及養老和住房保障等方面存在較大差異；另一方面，農業就業靈活性，在2013年CHARLS的調查樣本中，76.2%的為農村戶籍。

受教育程度虛擬變量。在本文第二部分的變量描述中得知，中老年人的受教育水平較低，以文盲為參照系，在中老年這一群體中，只有學歷為初中畢業的影響是顯著的，與文盲相比勞動供給少247個小時，而小學未畢業、小學畢業、高中及以上與文盲對勞動供給的影響在統計上相似，都不顯著。

3.家庭特征變量

在Tobit的回歸結果中，家庭經營特征變量，家庭資產變量對勞動供給具有負向影響，并且在1%的水平上高度顯著，回歸系數為-26.34,說明當家庭總資產上升1%，中老年人的勞動供給減少26.34個小時；家庭收入變量對勞動供給有正向的影響，且高度顯著，系數為25.34，這與本文的假設3不一致，究其原因根據勞動經濟學可知個人的勞動供給曲線呈現向后彎曲，對于中國的大多數家庭收入的增加的所帶來的效用是比較大的，也就是說個人的勞動供給處于供給曲線的前半段，工資的上升引起的替代效應大于收入效應，促使中老年人傾向于提供更多的市場勞動。對于家庭生活特征變量，與子女同住的中老年人的勞動供給時間更少，并且在統計上高度顯著；而家庭人口總規模、16歲以下孩子的數量對勞動供給在統計上沒有顯著影響。

(三)穩健性檢驗

Tobit模型對分布的依賴性很強，不夠穩健，這是Tobit模型的一個缺陷。如果似然函數不正確，比如擾動項不服從正態分布，則極大似然估計不一致。因此，需要檢驗擾動項的正態性。檢驗結果見圖2:

圖2 擾動項正態分布檢驗

檢驗結果顯示，對正態性進行檢驗的條件矩估計量為170.72，故強烈拒絕“擾動項服從正態分布”的原假設。解決此類問題的方法之一是使用更加穩健的“歸并最小絕對離差法”(Censored Least Absolute Deviations,簡記為CLAD)。CLAD法僅要求擾動小服從iid，即使在非正態與存在異方差的情況下也能得到一致的估計。而且在一定的正則條件下，估計量服從漸進正態分布。Wooldridge(2010,p689)指出，如果Tobit模型設定正確，則CLAD與Tobit的估計結果應相差不多，CLAD的估計結果可以看做為對TOBIT模型的設定檢驗。

根據表4中第(2)列和第(3)列顯示，Tobit模型和CLAD的回歸結果較為接近， 健康、養老保險、性別、年齡、自評健康、戶籍、收入和資產等因素對勞動供給時間的邊際效應符合理論實際，因此認為Tobit模型的估計結果是較為可信的。

四、結論

本文使用中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)2013年全國基線調查數據，從45周歲以上的受訪者的微觀行為考察了其勞動供給的影響因素。通過tobit模型，得到以下結論：

健康對中老年勞動供給有著顯著的影響，健康狀況越好，中老年提供的勞動供給時間越長。因此要提高和改善城鄉居民的健康水平，增加中老年人的健康人力資本，增加中老年勞動供給，既可以應對人口老齡化帶來的挑戰，也可為實現健康老齡化和中國經濟持續、健康發展的提供保證。參加養老保險的中老年人比為參加養老保險的中老年人傾向于參加市場勞動，要完善我國社會保障制度，進行養老保險制度改革，提高中老年人的福利水平，減輕中老年人的經濟負擔。

在個人特征變量中，性別、戶籍與婚姻狀況虛擬變量都對中老年勞動供給時間有著顯著的影響；年齡對中老年勞動供給的顯著影響是非線性的，呈倒U型。家庭經營變量對中老年勞動供給有顯著的影響，家庭資產對勞動供給具有負向影響，家庭收入變量對勞動供給有正向的影響，對于家庭生活特征變量，與子女同住的中老年人的勞動供給時間更少，并且在統計上高度顯著；而家庭人口總規模、16歲以下孩子的數量對勞動供給在統計上沒有顯著影響。

此外，勞動供給狀況還受到區域、勞動力市場的完善程度、就業政策等多種因素的影響，由于條件的限制，本文未能將這些因素全面納入分析，希望在今后的研究中能進一步完善。

[1] Grossman M.On the concept of health capital and the demand for health[J].The Journal of Political Economy,1972,(2):223.

[2] 張車偉.營養、健康與效率——來自中國貧困農村的證據[J].經濟研究,2003,(1):3-12,92.

[3] 劉國恩,DowWH,傅正泓,等.中國的健康人力資本與收入增長[J].經濟學(季刊),2004,(1):101-118.

[4] 于大川,潘光輝.健康人力資本與農戶收入增長——基于CHNS數據的經驗研究[J].經濟與管理,2013,(3):25-29.

[5] 黃宏偉,展進濤,陳超.“新農保”養老金收入對農村老年人勞動供給的影響[J].中國人口科學,2014,(2):106-115.

[6] 李琴,雷曉燕,趙耀輝.健康對中國中老年人勞動供給的影響[J].經濟學季刊,2014,(3):917-938.

[7] Hausman,J.A.,and D,A.Wise,“Social Security, Health Status, and Retirement”,in;Pension,Labor,and Individual Choice,Edited by David A.Wise,University of Chicago Press,1985：159-192.

[8] 張川川,GilesJohn,趙耀輝.新型農村社會養老保險政策效果評估——收入、貧困、消費、主觀福利和勞動供給[J].經濟學(季刊),2015，(1):203-230.

[9] Diamond,R.A and J.A.Hausman,“Individual Retirement And Savings Behavior”[J].Journal of Public Economics,1984,(1-2):81-114.

[10] Bloom,D.E.,D.Canning,G.Fink,and J.E.Finlay,“Demographic Change,Institutional Settings,and Labor Supply”[D].PGDA Working Paper,2008.

[11] 車翼,王元月,馬馳騁.老年勞動者勞動供給行為的Logistic經驗研究[J].數量經濟技術經濟研究,2007,(1):73-82.

[12] 張曉玲.養老保險制度選擇與勞動供給研究[J].經濟問題,2012,(6):10-13.

[13] 李莉.養老金對勞動力供給的影響研究綜述[J].財經科學，2005,(4):175-180.

[14] Blau,D.M,and R.Goodstein.Can Social Security Explain Trends in Labor Force Participation of Older Men in the United States[J].Journal of Human Resources,2010,(2):328-363.

[15] 張翼.受教育水平對退休老年人再就業的影響[J],中國人口學,1999,(4):27-31,33-34.

[16] 劉曉昀,Terry Sicular,辛賢.中國農村勞動力非農就業的性別差異[J].經濟學(季刊),2003,(2):711-720.

[17] 句芳,高明華,張正河.中原地區農戶非農勞動時間影響因素分析——基于河南省298個農戶的調查[J].中國農村經濟,2008,(3):57-64.

[18] 李琴,彭浩然.預期退休年齡的影響因素分析——基于CHARLS數據的實證研究[J].經濟理論與經濟管理,2015,(2):89-100.

[責任編輯：郭秀艷]

Analysis on the Influencing Factors of Old Age Labor Supply Based on Tobit Model

JIANG Xuan, HAO Lei

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

This paper uses the Tobit model to analyze the impact of health, old-age insurance, personal characteristics and family characteristics of middle-aged and older workers aged 45 and above on their labor supply time by using the 2013 China Health and Accreditation Survey Data (CHARLS). The study found that health has a significant impact on the supply of labor in the elderly, the better the health status, the longer the labor supply in the elderly to provide longer; to participate in pension insurance than those who do not participate in the old-age insurance are more inclined to participate in market labor; The agricultural account and the middle-aged and elderly people are willing to provide more labor supply time, the impact of age on the supply of labor showed “U” type; family variables in varying degrees affect the labor supply of the elderly. In view of the above conclusions, this paper puts forward the corresponding countermeasures and suggestions.

labor supply time; Tobit; health; old-age insurance

2016-10-09

中央財經大學研究生科研創新基金項目(14ZDB120)

蔣選(1954-)，男，山東濟寧人，中央財經大學經濟學院教授，博士，博士生導師，從事勞動經濟、國民經濟研究.

F249.2

A

2095-5863(2017)02-0031-009