新農保對農村中老年人勞動供給行為的影響

周云波+曹榮榮

摘 要： 利用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，選取PSM-DID方法考察其他條件相似時，參保組與對照組在總勞動時間、農業勞動時間供給上存在的差異。結果表明：新農保對農村中老年人的勞動力供給行為不存在顯著影響，但新農保對不同年齡段勞動供給行為的影響具有異質性。參加新農保有效減少了60歲及以上農戶的總勞動時間和農業勞動時間；但參加新農保不會影響60歲以下農戶的農業勞動時間，但能夠增加其總勞動時間。

關鍵詞： 新農保；勞動供給；雙重差分傾向得分匹配

中圖分類號： C913.6 文獻標識碼：A 文章編號：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

新型農村養老保障制度（簡稱“新農保”）作為一項社會保障制度不僅可以提高居民的生活水平，還發揮著影響居民勞動力供給行為的作用。新農保的勞動力供給效應對處在退休年齡附近勞動者的影響更加明顯。2000年第五次人口普查資料顯示，60歲及以上人口占總人口比重為10.2%，說明根據聯合國制定的標準中國已于2000年進入老齡化社會。相對于城鎮，農村老年人面臨社會福利少和保障待遇低的問題，農村老年人如果不能依靠自身儲蓄、子女補貼維持生活，只能繼續參加勞動。中國農村勞動人口老齡化已是普遍現象，農村養老問題越發嚴峻。與此同時，中國正處于跨越“中等收入陷阱”的關鍵時期，傳統的“人口紅利”正在逐漸消失，那么，新農保政策能否減少農村老年人的勞動供給時間？又會對正在發生深刻變革的勞動力市場產生怎樣的影響？是否會進一步降低勞動力參與率進而影響經濟增長？本文將基于微觀數據對新農保與勞動力市場的關系做出分析。

作為一項社會保障政策，養老保險會對勞動供給行為產生影響。國外在這個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）研究發現養老保險是影響美國老年人退休與否的主要因素，提高養老金水平和社會保障收益將會增加提前退休的可能性[1-3]。也有學者認為養老保險對勞動供給行為的影響不顯著[4]，波特萊斯（Burtless）指出公共養老金計劃待遇水平的提高并不是戰后美國勞動參與率急劇下降的主要原因[5]。此外，依米諾赫格魯（Imrohoglu）發現美國社會保障改革導致了一個顯著的勞動供給分配效應，個人將工作時間更多地從年輕時期轉移到退休之前的老年時期[6]。

國內對養老保險問題的研究主要集中在城鎮養老保險對退休年齡的影響上。李紅嵐、武玉寧，汪澤英、曾湘泉，彭浩然，張曉玲研究發現養老保險以及社會保障收益的提高降低了退休年齡，勞動者傾向于減少勞動供給[7-10]。也有學者研究得出養老保險對勞動力供給產生的影響并不顯著的結論[11]。近幾年國內開始了對新農保政策效果的實證研究。程杰、張川川研究表明，新農保養老金顯著提高了農村老年人的收入水平[12]，降低了農戶的勞動參與率和勞動供給水平[13]。黃宏偉發現盡管當前新農保養老金不足以使農村老年人完全退出勞動力市場，但仍能明顯減少農村老年人的勞動供給[14]。解堊分析出農村老年人勞動供給行為和勞動供給時間不受新農保政策的影響[15]。也有學者得出不一致的結論，認為養老保障可能通過提高就業投資增加勞動供給[12]。已有研究使用現代微觀計量方法解決內生性問題[14-15]，對本文具有借鑒價值。但尚存在以下不足。第一，國內相關研究很少構建理論模型；第二，少有針對中老年人勞動供給行為的研究，且缺乏對不同年齡段老年群體異質性影響的研究。endprint

本文通過將新農保制度引入經典的時間配置模型中，構建了新農保影響勞動力供給行為的理論框架，將新農保保費產生的勞動供給效應分為收入效應和間接替代效應；基于中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，選取傾向得分匹配與雙重差分結合的策略（簡稱PSM-DID），估計新農保政策對不同年齡段農村中老年人勞動供給的影響。

二、模型設定與識別策略

1.模型設定

本文使用貝克爾（Becker）的時間配置模型的分析框架，將傳統的時間配置模型進行擴展以構建農戶時間配置模型[16]。模型的前提假設如下。

假設1：農戶既是商品的生產者也是商品的消費者。

假設2：為追求效用最大化，農戶的支出等于收入。

假設3：農戶總收入為勞動收入與其他收入的加總。

按照傳統理論，農戶最大化效用：

農戶受到如下預算約束：

其中，yi代表商品i，p′i代表商品i的價格，I代表收入，W代表勞動所得的收入，V代表其他收入。根據貝克爾的假定，農戶不僅是商品的消費者，也是生產者，這是因為進行商品消費和享受商品帶來的服務都需要時間，農戶將商品yi和在該商品上投入的時間Ti以某種形式結合起來，生產出新的商品Zi：

將（3）式代入（1）式，此時農戶的效用取決于買到的商品以及享受服務的時間：

將農戶的預算約束進一步細化，分為商品約束和時間約束，商品約束如下：

其中，TAW代表農業勞動時間；A代表每單位農業勞動時間獲得的收入；TNW代表非農勞動時間，N代表每單位非農業勞動時間可獲得的收入。此外，農戶還受到時間約束：

其中，Tc代表用于消費及享受服務的總時間，TW代表總勞動時間，T代表一天中扣除必要的吃飯、睡覺后可用于支配的時間。

因此，農戶最優時間配置轉化為在（5）式、（6）式的約束下，求效用函數（4）式最大化的問題。本文研究新農保的勞動力供給效應，新農保養老金收入應作為其他收入V的一部分，因為養老金收入每月按固定的數額發放，與勞動者的勞動生產率無關。因此，養老金數額的變化對勞動時間的影響只有收入效應，不會產生直接替代效應。①收入效應：新農保保費引起（5）式中的其他收入V增加時，商品預算線向外移動，其他條件不變的情況下，農戶會增加對商品的消費，此時花費在商品消費和享受服務上的時間Tc增加，在（6）式的約束下，總勞動時間TW勢必會減少。②間接替代效應：養老金引起其他收入V增加后，農戶可能會加大自身的人力資本投資，提高勞動生產率。勞動生產率的提高使得農戶的時間變得更加寶貴，因此，為降低不工作帶來的更大損失，農戶會增加勞動供給時間TW。收入效應和間接替代效應從相反方向影響勞動供給時間，哪個影響更大需要經驗研究來回答。

2.識別策略

新農保是國家在農村地區實施的一項社會保障政策，評價該政策對農村中老年人勞動供給行為產生的影響，即評價個體在參與政策前后勞動供給行為的改變，如果使用一般的回歸方程刻畫變量之間的因果關系可能會存在以下問題：第一，是否參保是個體根據自身社會經濟狀況（收入水平、健康狀況、子女數量等）自己選擇的結果，即選擇參與項目的個體（參保組）與選擇不參與項目的個體（對照組）在選擇參與項目之前初始條件不同，若直接比較參保組與對照組的勞動供給行為會存在對樣本的“選擇偏差”。第二，變量內生性問題。理論上，收入、健康狀況都是影響農村中老年人勞動供給行為的重要變量，但勞動力供給狀況又會反過來影響收入和健康，因此存在由反向因果引起的內生性問題。以上兩個問題導致估計結果有偏。

評價新農保對農村中老年人勞動供給的影響，本文關心的問題是：參保組的勞動供給時間是否會比不加入新農保的勞動供給時間長或短？為此，考慮項目參加者的平均處理效應（Average Treatment Effect on the Treated，ATT），即：

如果簡單地比較新農保參與者與未參與者的勞動供給時間之差，即

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

針對選擇偏差以及內生性問題，可使用雙重差分（Difference-In-Difference，DID）模型進行分析。且新農保政策2011年僅在部分試點縣實行，2012年9月在全國放開，因此2011年、2013年數據適合使用DID進行分析。具體來說，將參與新農保的農戶作為參保組，其余作為對照組；選取2011年為基期，2013年為跟蹤期，形成四個子樣本：2011年參保組、2011年對照組、2013年參保組、2013年對照組。

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

雙重差分傾向得分匹配方法（PSM-DID）的基本思路是對參保組和對照組的樣本進行重新挑選，為每個參保組個體在對照組中尋找傾向得分（即利用logit模型估計的個體參加新農保的概率擬合值）相似的可比對象進行配對分析，從而去除參保行為的非隨機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照組除勞動力供給行為有差異外，其他特征變量（既包括可觀測變量，也包括不可觀測變量）盡可能相似，進而可以估計參加新農保對勞動力供給的凈影響。

三、數據及變量統計性描述

1.樣本選擇

本文所用的數據來源于中國健康與養老追蹤調查（China Health and Retirement Longitudinal Survey， CHARLS）2011年和2013年的全國基線調查。CHALRS是一套收集全國45歲及以上中老年人家庭和個人信息的高質量微觀數據，全國基線調查于2011年開展，覆蓋150個縣、區級單位的450個村、居，訪問了10257戶家庭的17708人，遍布28個省、直轄市、自治區，總體上來講較好地代表了中國中老年人群，總體應答率為80.51%，其中，農村應答率高達94.15%。2013年在2011年的基礎上增加了家戶訪問的數量。2013年家戶層面的受訪者退出調查的家戶為1235戶，新增家戶數為1607戶，總體應答率為82.63%，其中農村的應答率為91.74%。endprint

根據相關規定，新農保的參保范圍為年滿16周歲（不含在校學生）、未參加城鎮職工基本養老保險的農村居民。本文在樣本選取過程中，如果被調查樣本有資格享受離退休待遇，或者參加了城鎮職工基本醫療保險或城鎮居民基本醫療保險，則認為該樣本不屬于新農保的參保對象，故將這些樣本剔除，同時剔除了城市戶籍的受訪者，只保留了農村戶籍的受訪者。新農保政策在2009年試點，2012年全面放開，表1給出2011年及2013年參保樣本的情況，2011年調查時已有2277個樣本參保，7364個樣本未參保；2013年參保人數增加到5947個。為研究2012年政策全面放開后新農保的勞動供給效應，本文將2011年已經參加新農保的樣本剔除。此外，為保證所有被選用的樣本同時具有兩期的觀測值，處理數據時將合并后的兩期數據進行樣本平衡（即為平衡面板）。經過以上調整后，本文使用的有效樣本為5923人，其中參保組3997人，對照組1926人。

2.變量定義及統計描述

依據已有文獻，勞動供給可以由是否參與勞動（虛擬變量）和勞動時間（連續變量）衡量。在確保數據質量的前提下，使用勞動時間作為被解釋變量能夠得出更加具體的研究結論，具有突出的優勢。本文選取的數據經嚴格的抽樣調查獲得，調查過程嚴謹，勞動時間數據可信度較高，因此本文選用勞動供給時間模型。

本文估計參加新農保對總勞動時間、農業勞動時間產生的影響。總勞動時間指的是過去一年從事農業勞動時間和非農業勞動時間的總和；農業勞動時間包括自家農業生產活動的時間和農業受雇時間；非農業勞動時間包括家庭非農經營勞動時間和非農受雇勞動時間。處理變量為是否加入新農保；控制變量包括了反映個人基本特征、家庭基本特征、健康狀況、子女的經濟狀況、與子女的經濟往來以及反映養老保障待遇的六大類指標，詳見表1。

3.參加新農保與勞動供給時間的基本關系

圖1直觀地顯示了參保者、非參保者總勞動供給時間、農業勞動供給時間的核密度分布。左圖顯示在年總勞動供給時間小于2050小時的樣本中，未參加新農保農戶的總勞動供給分布曲線靠下，即在勞動強度較小的情況下，未參加新農保農戶的總勞動時間較少；而在年總勞動供給時間超過2050小時的樣本中，參加新農保農戶的總勞動時間較少。右圖表明在年農業勞動供給時間小于500小時或者在1450小時到2200小時之間的樣本中，未參保農戶的農業勞動時間較少；而在年農業勞動供給時間在500小時到1450小時之間或大于2200小時的樣本中，參保農戶的農業勞動時間較少，即參保農戶與未參保農戶農業勞動時間的相對大小因農業勞動時間所處的范圍而異。

表2給出了分年齡段參保農戶與未參保農戶勞動供給時間的均值。暫不考慮75歲及以上的樣本，45—74歲參保者的總勞動時間均小于未參保者，且在大于60歲的三個樣本中，隨著年齡增長參保者與未參保者的總勞動時間差距明顯擴大；就農業勞動供給時間而言，45—49歲以及55—59歲兩個年齡段樣本，參保者的農業勞動時間大于未參保者，而50—54歲的樣本，參保者與未參保者農業勞動時間相差很小；在大于60歲的樣本中，參保者的農業勞動時間均小于未參保者，且隨著年齡增長二者的差距不斷擴大。對于75歲以上的樣本，參保者與未參保者的總勞動時間、農業勞動時間相差不大，反映出我國農村存在的“無休止勞動”的現象：部分75歲及以上的農村老年人受資金約束不得不繼續勞動，活到老干到老，參保與否對這個樣本的勞動力供給影響不大。

四、實證結果及檢驗

新農保提供了一個準自然實驗，本文運用PSM-DID方法來評估新農保政策對農村中老年人總勞動時間、農業勞動時間的影響。

1.新農保政策對農村中老年人勞動供給時間的影響

為避免參保與未參保的樣本在勞動供給時間變化趨勢上存在系統差異，減小DID方法的偏誤，本文選用PSM-DID方法檢驗新農保對勞動時間的影響。使用PSM-DID方法，首先對參保組、對照組的樣本進行匹配，通過控制影響個體參保決策的變量以使匹配完成后的參保組和對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致估計結果有偏的問題。

本文中，農村居民是否參加新農保的概率公式為：P=Pr（xinnongbao=1）=Φ（Xi） 其中，Φ（·）是正態的累積分布函數，P代表農村居民參保的概率。該方程可以得到個體參加新農保的概率擬合值，傾向得分匹配法通過使用核函數對p值相近的個體進行配對。Xi為影響個體參保決策的協變量。協變量的選擇滿足同時影響處理變量（是否參加新農保）和結果變量（勞動供給時間），且對協變量進行控制之后，參保組與對照組的參保概率擬合值不存在顯著差異。依據上述標準，本文選取了個人特征變量、家庭特征變量、健康狀況、子女經濟狀況、與子女的經濟往來以及養老金六類變量作為協變量，對這些變量進行logit回歸以獲得傾向得分，利用傾向得分進行核匹配。匹配過程中的logit回歸結果見表3中模型1至模型4，其中，模型1、模型3控制反映個人基本特征、家庭基本特征的變量；模型2、模型4在此基礎上加入了反映個人健康水平、子女經濟狀況、與子女經濟往來、每年領取的（或預計領取的）養老金數額等控制變量。表3結果顯示，控制變量顯著性高，log likelihood值通過檢驗。模型中反映教育水平、家庭資產和健康狀況變量顯著性較高，進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。

對匹配完成后的樣本做雙重差分，盡量確保參保組與對照組的勞動供給時間具有共同變化趨勢。由表4估計結果可以看出，模型1和模型3的差分值沒有通過顯著性檢驗，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。估計結果表明農村中老年人總勞動供給時間、農業勞動供給時間均不受新農保政策的影響。實證結果表明：在新農保對中老年人的勞動力供給效應中，收入效應和間接替代效應絕對數的差異不顯著。原因可能在于，本文中新農保參保者的年齡范圍為45歲及以上，這個群體中一部分受訪者已退出勞動力市場，另一部分仍在繼續勞動，且健康、收入水平懸殊。因此獲得保費收入或預期收入增加對他們勞動行為的影響存在較大的差異。因此下面以60歲為界，探究參保決策對不同年齡段個體產生的異質性影響。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果，即模型1、模型3估計參加新農保對農村中老年人總勞動時間的影響；模型2、模型4估計參加新農保對農村中老年人農業勞動時間的影響。模型1、模型3控制反映個人基本特征、家庭基本特征的變量；模型2、模型4在此基礎上加入了反映個人健康水平、子女經濟狀況、與子女經濟往來、每年領取的（或預計領取的）養老金數額等控制變量。

為了保證PSM-DID結果的可靠性，本文檢驗了匹配前后各變量在參保組和對照組的分布是否變得更加平衡，以及協變量的均值在參保組和對照組之間是否仍然有差異。檢驗結果見表5，模型1、模型2用9個核心控制變量進行匹配，匹配完成后仍然有5個變量在參保組和對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在此基礎上加入了更多的協變量，匹配完成后只有1個變量在5%的顯著水平下存在顯著差異。各變量在參保組和對照組的分布更加均衡，且協變量的均值也不存在差異，說明本文適合使用PSM-DID方法。

Did.值為匹配后協變量在參保組和對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照組的分布變得平衡，通過檢驗。

模型1、模型2控制了相同的協變量，且皆依據參保概率值進行匹配，因此匹配后各變量在兩個模型中的分布相同，這里合并匯報檢驗結果。對于模型1、模型2，匹配完成后仍然有5個變量在參保組和對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.新農保政策對60歲及以上農村中老年人勞動供給時間的影響

匹配過程中的logit回歸結果見表3中對樣本2的四個回歸：模型5至模型8。對比樣本1的回歸結果，60歲及以上樣本受教育程度變量對參保決策沒有顯著影響，年齡、自評健康以及孩子給予的經濟支持對參保決策產生顯著影響，其中，年齡對參保概率產生負面影響，即年齡越大參保概率越小。log likelihood值通過檢驗。

對匹配成功的樣本進行雙重差分，結果見表6。表6中的模型5—模型8對應于表3中的模型5—模型8，即模型5、模型6估計參加新農保對農村中老年人總勞動時間的影響；模型7、模型8估計參加新農保對農村中老年人農業勞動時間的影響。模型5、模型7控制反映個人基本特征、家庭基本特征的變量；模型6、模型8在此基礎上加入了反映個人健康水平、子女經濟狀況、與子女經濟往來、每年領取的（或預計領取的）養老金數額等控制變量。模型5和模型7的估計結果均為負數，通過顯著性檢驗；模型6和模型8的估計結果為負且顯著。表明參加新農保會減少60歲及以上農村中老年人的總勞動供給時間，同時也會減少其從事農業勞動的時間。模型結果說明，在參保決策對60歲及以上老年人的勞動力供給效應中，收入效應大于間接替代效應，符合理論預期。原因在于：高齡老年群體勞動參與率較低，收入水平不高，健康狀況較差，因此即使養老保險金數額不大，但仍然能夠放寬其收入約束，促使老年人增加商品消費和享受服務的時間，繼而降低勞動時間。此外，高齡老年群體很少追加對人力資本、生產性物質資本的投資，間接替代效應較小。

模型5—模型8匹配后各變量在參保組和對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，也證明匹配效果較好，見表7。

3.新農保政策對60歲以下農村中老年人勞動供給時間的影響

匹配過程中的logit回歸結果見表3中對樣本3的四個回歸：模型9—模型12。區別于對樣本1的回歸，樣本3中年齡顯著影響參保決策；且不同于對樣本2的回歸，樣本3中年齡對參保決策產生正向影響，即年齡越大參保的概率越高；與對樣本1、樣本2的logit回歸相比較，受教育程度、孩子的數量以及子女及其配偶的平均收入三個變量在樣本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。在對三個樣本的回歸中，變量顯著性的變化符合常理，同時進一步驗證了以60歲為界分樣本討論參保決策對勞動供給影響的必要性。

對匹配成功的樣本進行雙重差分，結果見表8。表8中的模型9—模型12對應于表3中的模型9—模型12，即模型9、模型11估計參加新農保對農村中老年人總勞動時間的影響；模型10、模型12估計參加新農保對農村中老年人農業勞動時間的影響。模型9、模型11控制反映個人基本特征、家庭基本特征的變量；模型10、模型12在此基礎上加入了反映個人健康水平、子女經濟狀況、與子女經濟往來、每年領取的（或預計領取的）養老金數額等控制變量。 模型9和模型11的估計結果為正，通過顯著性檢驗；模型10和模型12的估計結果為正且顯著。表明參加新農保會增加60歲以下農村中老年人的總勞動供給時間，同時也會增加其從事農業勞動的時間。該結果與程杰提到的養老保障可能通過提髙就業投資增加勞動供給的結論一致[13]。實證結果說明，參保決策對60歲以下中老年人的勞動力供給效應中，間接替代效應大于收入效應，符合理論預期。具體地，60歲以下的參保群體預期未來收入增加，養老風險降低，從而會減少預防性儲蓄，增加對人力資本投資、生產性物質資本的投資，最終達到提高勞動生產率的目的。勞動生產率增加提高了閑暇的機會成本，增加勞動供給時間成為理性的選擇。此外，60歲以下中老年人尚未領到養老金，且養老金數額占當前收入的比重較小，新農保的勞動力供給效應主要源于對未來的良好預期，從而產生較大的間接替代效應，收入效應較小。

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

五、結論

新農保的勞動力供給效應直接關系到農村居民福利的變化，同時也影響著我國勞動力市場，對這個問題的研究具有較大的現實意義。本文通過將新農保制度引入經典的勞動時間配置模型中，利用CHARLS全國微觀調查數據，選取PSM-DID方法以考察其他條件相似時，參保組和對照組在總勞動時間、農業勞動時間上存在的差異。研究表明：新農保不會影響我國農村中老年人的勞動力供給決策，其中包含了總勞動時間和農業勞動時間。endprint

進一步，本文以60歲為界，估計新農保對60歲及以上、60歲以下兩個樣本勞動力供給時間的影響，結果表明新農保的勞動力供給效應對不同年齡段樣本具有異質性。對于60歲及以上的農戶，新農保的收入效應更加明顯，有效減少了60歲及以上農戶的總勞動供給時間和農業勞動時間。新農保作為一項社會保障政策，提高了農村老年人福利水平。在我國人口迅速老齡化的背景下，新農保減少勞動力供給的效應標志著我國農村開始由“自己養老”、“養兒防老”向“社會養老”過渡，是我國農村社會保障制度不斷完善的重要體現。

對于60歲以下的農戶，新農保不會影響其農業勞動時間，但參加新農保有助于增加60歲以下農戶的總勞動時間。參保有助于60歲以下農戶減少對未來收入來源的不確定性，降低預防性儲蓄，增加就業投資從而增加勞動供給時間。我國目前已跨入中等收入國家行列，在實現經濟增長靠創新驅動的轉型之前，勞動力仍是維持經濟平穩增長的重要因素，因此構建與勞動力市場相協調的社會保障制度是中國改革的基本方向。

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