新農保對老年人勞動供給及福利的影響

摘 要：文章基于CHIP2013和CHIP2018新數據，利用模糊斷點回歸方法研究了新型農村社會養老保險制度（新農保）對農村老年居民的勞動參與率和勞動時間的影響。文章不同于以往研究僅關注新農保對農業勞動參與率或勞動時間的影響，而是全面考察了其對總的勞動參與率和不同類型勞動參與率以及勞動時間的影響，特別是關注了以往研究未曾分析的長期影響。文章發現，在當前新農保養老金水平仍較低的情境下，領取養老金僅是使得農村老年人在不同類型勞動間轉換工作，而幾乎不影響總勞動參與率，短期影響和長期影響具有異質性。農業勞動的參與率以及勞動時間的短期變化不顯著，長期才顯著。農業勞動參與率和勞動時間的下降源于土地經營面積的減少。社會養老對家庭養老由擠出變為擠入。領取養老金對老年人的健康保健支出、家庭儲蓄以及主觀幸福感的影響在統計上并不顯著。應通過準確定位基本養老保險制度和改革退休年齡政策來應對人口老齡化對勞動力供給產生的影響。

關鍵詞：新型農村社會養老保險；勞動參與率；勞動時間

文章編號：2095-5960（2024）02-0001-11；中圖分類號：F812;F842.6；文獻標識碼：A

一、引言

第七次全國人口普查數據顯示，2020年60歲以上人口比重為18.70%，絕對規模超2.6億人，人口老齡化程度進一步加深，我國將在“十四五”時期步入中度老齡化社會。隨著城鎮化的推進，越來越多的農村年輕人口離開農村涌入城市，導致農村的老齡人口占比加快上升。從勞動供給維度看，國家統計局數據顯示，2022年全國農民工總量超2.95億人，平均年齡42.3歲，繼續提高，其中50歲以上者占比29.2%。老齡化會對全社會的勞動供給產生負面影響，而養老保險制度可能會抑制勞動供給，進一步加劇老齡化的勞動供給效應。在農村居民的養老金收入水平仍很低的情境下，社會基本養老保險究竟是否會抑制農村老年居民的勞動供給，有待認真考察。如果抑制勞動供給，究竟會抑制哪種類型的勞動供給，且在短期和長期的影響是否相同，也值得研究。

為積極應對人口老齡化的沖擊，國家越來越重視農村地區的養老保障問題。2009年國發〔2009〕32號文開啟了我國農村居民參與社會基本養老保險的新時代，即新型農村社會養老保險制度（簡稱“新農保”）開始實施，它是由政府運營，并給予大量財政補貼，以解決農村老年人貧困和保障基本生活需求為目的的基本養老保險，大致對應世界銀行養老保險分類中的0支柱或OECD的第一層^①【①實際上，只有新農保的基礎養老金部分對應世界銀行的0支柱或OECD的第一層，個人賬戶部分則不符合，且新農保自愿參保的規定與國際上強制參保的要求也并不契合。】。它在2012年底已然實現了制度上的全覆蓋。隨著新農保試點的擴大，并根據實際需要，2014年新農保和城鎮居民社會養老保險合并為城鄉居民基本養老保險（簡稱“居民保”），此前參加新農保的農村居民自動轉入居民保（為方便起見，下文將不對新農保和居民保進行區分，統稱為新農保）。雖然我國農村的養老保障制度發展十分迅速，制度建設日臻完善，但保障水平還很低。中國家庭收入調查（China Household Income Project，CHIP）2013年和2018年數據顯示，當年農村半數以上60歲及以上老年人的養老金收入僅為每人每月55元和88元，處于國家最低基礎養老金水平，遠遠低于當年的國家貧困線標準^①【①按照2010年不變價2300元的國家貧困線標準推算，2013年和2018年的貧困線為2736元和2995元，即每月228元和249.6元。】，還難以實現防止老年貧困的養老金制度建設目標。

在過去幾千年中，農民主要依靠家庭成員間的代際支持進行養老，俗稱“養兒防老”。新農保打破了家庭養老的傳統模式，使得農村居民也能在一定程度上依靠社會養老。^［1］但無論是家庭養老還是社會養老，對農村居民而言，“退休”仍是一個十分遙遠的概念^［2］，“退而不休”現象廣泛存在。實際上大多數農村老年人會持續勞作，直至生命結束前的1到2年。^［3］CHIP2013和CHIP2018數據顯示，農村60歲及以上老年人的總勞動參與率為87.68%和77.44%，市場化勞動參與率為78.90%和63.77%，農業生產勞動參與率為71.21%和56.57%；領取養老金者的總勞動參與率為88.11%和77.93%，市場化勞動參與率為79.41%和64.17%，農業生產勞動參與率為71.74%和56.99%。農村60歲～65歲的低齡老年人的總勞動參與率高達95.20%和90.97%^②【②這里及以下內容所提到的總勞動參與率是指：從事市場化勞動和非市場化勞動的樣本人數占總樣本人數的比重。其中，市場化勞動包括：從事本地農林牧漁生產活動、本地工資性生產工作、本地非農生產經營活動、外出從業活動等；非市場化勞動包括：從事其他勞動（包括從事公共工程和村里親鄰幫工）以及家務勞動等。】，市場化勞動參與率為88.13%和79.79%，農業生產勞動參與率為78.48%和69.33%；領取養老金的低齡老年人，其總勞動參與率也高達95.56%和91.15%，市場化勞動參與率也高達88.43%和79.94%，勞動參與率依然極高，從事農業生產活動的勞動參與率為78.67%和69.56%。當前大多數農村老年人仍然依靠勞動收入生活^［4，5］，以地謀生的本質依然牢固。

本文的主要貢獻：（1）采用不同于已有文獻的新數據，全面評估新農保對不同類型勞動的參與率和勞動時間的影響，而以往文獻僅考察了新農保對農業勞動參與率或勞動時間的影響，未考察對總體勞動參與率和勞動時間的影響，所得結論可能以偏概全，本文結果更為全面可靠；（2）以往文獻僅考察新農保政策實施初期的影響，本文考察了相對更長時期的影響，有新的發現，即領取養老金對農村居民的勞動參與行為和養老方式影響的長期和短期效應不一致。

二、文獻綜述

當前，關于社會養老保險是否會影響勞動供給的研究仍然存在較大爭議，還未形成一致共識。一些文獻認為領取養老金會降低勞動參與率。理論上，Feldstein通過構建一個勞動供給內生化的拓展跨期迭代模型，分析了養老金收入對勞動供給決策的影響，指出養老金的引致退休效應會引起人們提前退休，減少勞動供給。^［6］實證上，Meghir和Whitehouse利用非參數方法研究了英國的養老金制度對勞動參與率的影響，發現養老保險會顯著降低老年人的勞動供給。^［7］同樣，de Carvalho Filho基于對巴西的農村養老保險的研究也發現，領取養老金會顯著降低老年人的勞動供給。^［8］養老金制度的改革也會引起勞動參與率的下降，Gruber和Wise基于養老保險給付激勵模型的跨國實證研究表明^［9］，推遲養老金領取年齡會降低老年人的勞動參與率。當然，也有文獻發現養老保險對勞動供給的影響很小。^［10］但另一些文獻卻認為領取養老金并不會降低勞動參與率。Krueger和Pischke利用準自然實驗的群組分析法研究發現^［11］，養老金財富及其增長并不會顯著影響美國老年人的勞動參與行為。其后，Jensen利用三重差分法分析了南非的養老保險對勞動供給的影響^［12］，也未發現養老保險會對個人的勞動參與決策產生影響。Cerda使用工具變量法研究了智利的養老保險后^［13］，得出了與Jensen相同的結論。黃煒等基于中國城鎮家戶調查數據，利用事件分析法研究發現，有一定比例的退休者在領取養老金的同時仍會繼續勞動。^［14］此外，也有一些文獻發現，養老保險對不同人群的勞動供給決策存在異質性。^{［15，16］}同樣，關于新農保對勞動供給影響的文獻不一而足，所得結論大相徑庭。一部分文獻認為新農保沒有抑制農村居民的勞動供給。^［17-19］另一部分文獻則認為新農保顯著降低了農村居民的勞動供給^［20-22］，然而這些研究所得結果大小仍不一致。關于新農保對勞動供給影響的既有文獻尚未對各類勞動進細致分析，且在實證模型中沒有加入處理變量與驅動變量多項式函數的交乘項以增強估計靈活性，可能是導致各種結果可比性不足的原因。此外，已有研究僅僅關注新農保出臺初期的影響，而沒有考察其長期影響，仍有較大研究空間。

社會養老保險對居民行為選擇的影響不僅限于勞動供給方面，還會影響居民的健康、養老方式選擇等其他方面。Cheng等^［21］、Huang和Zhang等^［23］研究發現領取新農保養老金能夠改善農村居民的健康水平。養老保險會顯著擠出私人轉移支付^{［12，24］}，即領取養老金的老年人相對于未領取者所獲得的子女轉移收入顯著更低^{［1，25，26］}。此外，Maitra和Ray對南非的研究發現^［27］，養老金收入會顯著擠出貧困家庭的私人轉移支付，而對非貧困家庭的影響不顯著，養老保險具有顯著的減貧效應。也有一些文獻發現領取養老金會顯著降低老年居民的儲蓄率^［28］和消費水平^［29］，但領取養老金家庭的兒童福利有顯著改善。^［30-32］本文結合CHIP數據的特點與相關信息考察新農保對農村居民養老方式、儲蓄、信任感以及主觀福利的短期和長期影響，彌補已有研究僅關注短期影響的不足。

三、研究設計

（一）實證模型

本文重在分析領取新農保養老金對農村居民勞動供給的潛在因果效應。是否參加新農保是自愿性行為，因此直接比較領取新農保養老金者和未領取者的勞動供給差異，會因樣本自選擇而存在內生性問題。同時，由于不可觀測因素的影響，如各地區在發放新農保養老金時并未嚴格按照60歲方能領取的相關規定，有些小于60歲的居民已經領取了養老金，而有些大于60歲的居民還未領取養老金^①【①2013年的35078個農村戶籍樣本中，有1160個60歲以下的受訪者領取了新農保養老金，有2017個60歲及以上的受訪者仍未領取到新農保養老金；2018年的40280個農村戶籍樣本中，有1079個60歲以下的受訪者領取了新農保養老金，有1896個60歲及以上的受訪者仍未領取到新農保養老金。】，這也會產生內生性問題。采用模糊斷點回歸（Fuzzy Regression Discontinuity，FRD）方法可以有效解決上述內生性問題。

例斷點回歸設計的基本思路是，外生的制度沖擊將樣本按照前定規則隨機分配在斷點兩側，具有自然實驗的效果。新農保政策所規定的60歲領取養老金的制度設計為本文研究提供了理想的斷點，60歲左右的農村居民，其他各方面均是基本相似的，只有是否領取養老金這一差別，也就是說可能影響其勞動供給行為的因素主要為是否領取養老金。當然，離60歲較遠的樣本可能存在較大的系統性差異，因此帶寬不宜過大。基于本文樣本可知，60歲以下樣本中領取養老金的比例為7.95%（2013年）、7.16%（2018年），這60歲以上的領取比例為65.05%（2013年）、75.64%（2018年）。這說明樣本在處理狀態的斷點兩側，并非是由0變為1的精確變化，而是以一定概率顯著的變化。圖1展示了50～70歲居民領取養老金的概率，可以看出在斷點處存在顯著的跳躍。Lee和Lemieux指出^［33］，在驅動變量不能被完全或精確操控以改變個體被處置概率的情境下，依然可以利用FRD進行潛在因果效應的識別，FRD回歸可用兩階段最小二乘方法（2SLS）進行估計，兩階段的估計方程分別為：

式（1）為第一階段回歸方程，其中Pension_i表示居民i實際的養老金領取狀態，實際領取記為1，否則為0。Treat_i表示居民i政策規定的養老金領取狀態，60歲及以上記為1，60歲以下記為0，對實際領取養老金具有決定作用。Age_i表示居民i的實際年齡與斷點（60歲）的差值，為驅動變量。f（Age_i）為驅動變量的多項式函數。X_i為控制變量，ε_i為殘差。式（2）為第二階段回歸方程，其中Labor_i表示居民i是否參與勞動或勞動時長，Pension_i是由第一階段回歸得到的擬合值，作為真實值Pension_i的工具變量，_i為殘差，其他設定與式（1）一樣。通過2SLS估計可以有效處理內生性問題。將式（1）帶入式（2）即可得到簡約式回歸方程。由于偏離60歲過多可能會導致處理組和對照組產生系統性差異，因此本文將帶寬限定在＋/－5歲，控制驅動變量的一階多項式，以此作為基準回歸，在穩健性檢驗部分變換帶寬和控制多階多項式來檢驗基準回歸結果的穩健性。此外，Lee和Lemieux指出^［33］，在斷點回歸中是否添加控制變量并不會對結果產生顯著的影響，但會提升估計效率，因此本文在基準回歸中均添加了控制變量。未添加控制變量的結果，將在穩健性檢驗部分給出。

（二）數據來源

本文選取中國家庭收入調查（CHIP）數據庫中的2013年和2018年兩期數據進行實證分析。CHIP2013和CHIP2018數據中的住戶樣本均來自國家統計局住戶調查大樣本，覆蓋了城鎮、農村和流動人口三類住戶。兩次調查均包含北京、山西、遼寧、江蘇、安徽、山東、河南、湖北、湖南、廣東、重慶、四川、云南、甘肅等14個相同的省份，2018年的調查以內蒙古代替新疆，兩期調查各涉及15個省。這些省分別位于東部、中部和西部地區，數據具有全國代表性。CHIP2013共覆蓋18397戶家庭62578個樣本，CHIP2018共覆蓋20451戶家庭70431個樣本。CHIP2013和CHIP2018數據包含了豐富的個人、家庭等層面信息，其中的收支數據來自國家統計局住戶調查大樣本數據，數據質量更高。

為了保證結果的精確性，需要對初始樣本進行清理。首先，根據新農保對參保對象的規定：年滿16周歲（不含在校學生）的非國家機關和事業單位工作人員及不屬于職工基本養老保險制度覆蓋范圍的城鄉居民，可以在戶籍地參保，剔除了非農業戶籍樣本。其次，剔除了參與其他養老保險項目的樣本，以排除其可能對勞動參與產生的影響。由于新農保是居民自愿參與，因此保留了未參加任何養老保險項目的樣本，以保證樣本的代表性。再次，考慮到領取低保待遇的農村居民其本身的勞動參與行為已經受到社會福利政策的影響，因此將領取低保的樣本剔除。最后，基于斷點設計的帶寬要求，本文的基準帶寬設定為＋/－5，即僅將年齡在55歲～65歲的樣本納入研究，同時由于在60歲這一年齡中混雜不同的處理狀態，因此將年齡為60歲的樣本剔除。最終得到的樣本數為3661個（2013年）和3293個（2018年），其中處理組1522個（2013年）和1622個（2018年），對照組2139個（2013年）和1671個（2018年）。

（三）變量

本文的被解釋變量為農村戶籍受訪者在2013年和2018年當年是否就業以及工作時長，就業是指從事本地農林牧漁等農業生產活動（農業勞動）、本地工資性生產工作、本地非農生產經營活動、外出從業活動等市場化勞動或從事其他勞動（包括從事公共工程和村里親鄰幫工）以及家務勞動等非市場化勞動，涉及其中一項記為1，否則為0。同時為了更為細致地考察不同類型勞動的變化，本文將勞動細分為：總勞動（包括市場化勞動和非市場化勞動，含家務勞動）、總勞動（包括市場化勞動和非市場化勞動，不含家務勞動）、市場化勞動、農業勞動（僅指本地農林牧漁生產活動）、工資勞動（本地工資性生產工作）、非農勞動（本地非農生產經營活動）、外出勞動（外出從業活動）、公共勞動（公共工程）、鄰里幫親勞動（村里親鄰幫工）和家務勞動。工作時長為對應勞動類型的年工作天數，由于缺少家務勞動的時長，因此總勞動時長是指除去家務勞動后的其他所有勞動的勞動時長。核心解釋變量為是否領取新農保養老金，領取記為1，否則為0。控制變量為性別（男性為1，女性為0）、婚姻狀況（初婚、離異再婚、喪偶再婚為在婚記為1，同居、分居、離異、喪偶、未婚為不在婚記為0）、是否接受過初中及以上教育（是為1，否為0）、是否為黨員（是為1，否為0）、是否是村干部（是為1，否為0）、是否有殘疾或慢性病（是為1，否為0）。

從各變量的基本統計特征^①【①限于篇幅未在正文中列出，如有需要可向作者索要。】可知：從時間趨勢看，2018年相較于2013年，除工資勞動、外出勞動和家務勞動以外，農村居民的各項勞動參與率均有所降低，與此對應的各項勞動時間也均有所降低。從橫截面看，除公共勞動外，對照組比處理組的勞動參與率和勞動時間都更多。從控制變量看，性別比例基本平衡，90%以上的受訪者處于在婚狀態，對照組比處理組的在婚比例更高，不在婚的居民更需要養老金。2018年和2013年的受訪者中，黨員占比分別為8.1%和8.2%，村干部占比分別為8.3%和3.4%，是否為黨員和村干部對領取新農保養老金沒有影響。接受過初中及以上教育的占比分別為49.2%和36.3%，平均受教育水平仍較低。有殘疾或慢性病等健康問題的占比分別為33.6%和5.2%，對照組比處理組的健康問題更少一些，農村居民的健康問題不容忽視。

四、實證結果及解釋

（一）基準回歸結果

表1報告了領取新農保養老金對農村老年人勞動參與率影響的回歸結果。從第二階段回歸結果可知，領取養老金對勞動參與率的影響隨時間而變化，2018年領取養老金者的總勞動參與率、非農勞動參與率和家務勞動參與率均有所增加，即含家務勞動的總勞動參與率增加1.2個百分點，不含家務勞動的總勞動參與率增加1.8個百分點，家務勞動參與率增加6.3個百分點，這說明達到退休年齡后農村老年人會進行更多的家務勞動，非農勞動參與率增加1.7個百分點，這可能是因為年齡太大，部分農村老年人難以再承擔繁重的農業體力勞動，轉而從事一些相對輕松的非農勞動，但在統計上均不顯著。而市場化勞動參與率、農業勞動參與率、工資勞動參與率和外出勞動參與率均有所下降，其中農業勞動參與率顯著降低12.1個百分點，在10%的水平上顯著；市場化勞動參與率降低4.9個百分點，工資勞動參與率降低3.3個百分點，外出勞動參與率降低0.9個百分點，統計上均不顯著。2013年，除含家務勞動的總勞動參與率和家務勞動參與率外，領取養老金者的不含家務勞動的總勞動參與率以及其他各項勞動參與率均下降，統計上不顯著。其中，不含家務勞動的總勞動參與率顯著降低7.6個百分點，在10%的水平上顯著，家務勞動參與率顯著增加18.6個百分點，在1%的水平上顯著，說明此時農村老年人在領取新農保養老金后會更多地參與到家務勞動中來，而減少其他勞動參與率。比較2018年和2013年的各項勞動參與率可知，總體上總勞動（含家務勞動）參與率有所提升，且隨著時間的推移參與率提升得更多，這主要是由于家務勞動參與率上升帶來的。雖然市場化勞動參與率均是下降的，但5年間僅多下降了0.5個百分點，這主要是由于農業勞動參與率和工資勞動參與率的進一步下降引起的。非農勞動參與率由下降轉為上升，外出勞動參與率也有所回升。

第一階段回歸結果均是顯著為正的，在1%的水平上顯著，表明處理組的60歲以上老年人相較于對照組的60歲以下老年人領取養老金的概率顯著更高，即年齡超過60歲會以57.0%（2018年）、46.2%（2013年）的更高概率領取到養老金，也意味著養老金領取的規范性越來越高。簡約式回歸結果表明，在斷點附近，對照組和處理組的各項勞動參與率存在差異。弱工具變量檢驗的F值顯著大于10的閾值，表明工具變量是有效的。

表2報告了領取新農保養老金對農村老年人勞動時間影響的回歸結果。從時間趨勢上看，領取養老金對勞動時間的影響具有一致性。除非農勞動時間以外，領取養老金者的總勞動時間、市場化勞動時間、農業勞動時間、工資勞動時間和外出勞動時間均有所減少，其中，2018年總勞動時間和市場化勞動時間分別減少29.8天和30.7天，在10%的水平上顯著；農業勞動時間顯著減少30.4天，在1%的水平上顯著；工資勞動時間減少11天，外出勞動時間減少0.6天，非農勞動時間增加了10.5天，但在統計上均不顯著，這與勞動參與率的變化是一致的。2013年，總勞動時間減少10.1天、市場化勞動時間減少7.3天、農業勞動時間減少4.5天、工資勞動時間減少9.7天、外出勞動減少6.9天，非農勞動時間增加7.9天，在統計上均不顯著。2018年相較于2013年，總勞動時間和市場化勞動時間均出現更明顯的減少，主要是由于農業勞動時間減少所致。簡約式回歸結果表明，在斷點附近對照組和處理組點估計的斜率存在差異。

（二）穩健性檢驗

1.驅動變量和前定變量

Imbens和Lemieux指出^［34］，斷點回歸的因果識別有效性依賴于驅動變量外生和前定變量在斷點處平滑這兩個條件。驅動變量外生是指樣本不能被操縱或不能被精確操縱，對應本文，即是說農村居民不能通過人為篡改年齡以提前或推遲領取新農保養老金，否則識別將是有偏的。圖2顯示了年齡的密度分布，可以看出在斷點兩側，樣本量并未出現顯著的差異，處理組人數沒有顯著的上升或下降，表明驅動變量的外生性得到了滿足。

前定變量在斷點處平滑是指，前定變量不會隨著個體是否領取養老金而發生改變。檢驗前定變量平滑性的思路，可依基準回歸方法進行，僅需將被解釋變量替換為控制變量即可。由于本文的控制變量在60歲以前已經確定了，因此滿足平滑性要求，即意味著二階段回歸系數不顯著。本文對各個前定變量的平滑性進行了檢驗，兩階段回歸結果顯示，前定變量的第二階段回歸系數在統計上均不顯著，限于篇幅回歸結果未在正文列出，如有需要可向作者索取。圖3顯示前定變量在斷點左右沒有發生顯著變化，證明前定變量滿足平滑性條件。

改變斷點回歸模型的設定是檢驗估計結果穩健性的重要方式。本文檢驗了改變模型設定后的回歸結果。Gelman和Imbens指出采用三階及以上高階多項式函數會干擾斷點存在性的結果^［35］，因此本文僅進行了控制兩階多項式函數的回歸，其中首先將基準回歸中的多項式階數由一階變為兩階，估計結果與基準回歸基本一致。緊接著，進行帶寬的變換，即選擇兩個更小的帶寬（＋/－3和＋/－4）和兩個更大的帶寬（＋/－6和＋/－7）進行重新估計，無論是縮小帶寬后的估計結果，還是擴大帶寬后的回歸結果，系數的方向和顯著性均與基準回歸保持了一致性。限于篇幅以上結果未在正文列出，如有需要可向作者索取。

3.穩健性檢驗：控制變量和樣本調整

本文檢驗了未添加控制變量和將60歲樣本加入處理組后的回歸結果，發現系數估計值的大小、顯著性以及符號方向均與基準回歸結果保持一致。這些均證明基準回歸結果具有穩健性，限于篇幅未在正文列出，如有需要可向作者索取。此外，由圖1可以明確看出斷點出現在60歲，在其他年齡處不存在顯著跳躍的斷點，故未進行偽斷點檢驗。

（三）機制分析：土地經營

新農保對農村居民勞動供給行為的影響是如何發生的呢？通過以上分析可知，農村居民在領取新農保養老金后，其勞動參與率的下降和勞動時間的減少主要源于農業勞動的參與率下降和勞動時間的減少。由此推測，在領取養老金后，農村老年人可能會耕種較少的土地。表3報告了領取新農保養老金對土地經營影響的結果。在新農保開展初期的2013年，農村60歲以上老年人實際經營的土地面積比60歲以下的居民僅略微多一點，但在統計上不顯著，在一定程度上契合了當期農業勞動參與率和勞動時間變化不顯著的結果。隨著新農保的持續推進和土地流轉經營制度的不斷完善。2018年時，農村60歲以上老年人實際經營的土地面積顯著更少，在5%的水平上顯著，這與其農業勞動參與率和勞動時間的明顯下降一致。這在一定程度上反映出領取養老金有利于新時代的土地流轉經營。

表3 領取新農保養老金對土地經營的影響

（1）（2）實際經營面積實際經營面積2013年2018年領取養老金0.729-29.962^**（1.456）（14.408）F值182.8309.8觀測值29943236 注：均已控制了控制變量。其他同表1。

（四）拓展分析

表4報告了領取新農保養老金對贍養收入和醫療保健支出等方面影響的回歸結果。可以看出，農村60歲以上老年人的新農保養老金收入顯著更高，且不斷提高。2013年時，領取新農保養老金會擠出贍養收入，即社會養老會部分替代家庭養老，這與已有文獻結果一致。但2018年時，領取養老金的同時會擠入贍養收入，即社會養老轉變為家庭養老的補充。出現這一轉變的原因是新農保養老金絕對額增長過慢，CHIP數據顯示，2013年新農保人均養老金收入為589元，2018年為1255元，增長率高達113%，但絕對值仍十分低。同時，從新農保的國家最低基礎養老金由2013年的每人每月55元增加到2018年的每人每月88元的變化看，5年間月均僅增加了33元，且基礎養老金還是新農保養老金的主要部分，這也表明以當前的新農保養老金水平難以為農村老年人提供充分的養老保障，仍需要家庭私人轉移支付來支持。領取新農保養老金有助于農村老年人醫療保健支出的增加，對改善其健康水平有益。^{［21，23］}此外，領取養老金者的家庭儲蓄額相較于未領取者更少，這一方面是由于市場化勞動參與率的下降和勞動時間的減少導致收入減少，儲蓄自然更少；另一方面，也意味著較低的養老金收入難以滿足老年生活需要，要動用儲蓄以平滑消費。領取養老金者相對于未領取者感到生活幸福的體驗更差，但隨著時間的推移二者之間的幸福感差距在縮小，表明養老金水平的提升能夠提升老年人的幸福感，但在統計上不顯著。領取養老金對老年人對他人的信任感的影響有一定轉變，從顯著的更高到略低，且在統計上變得不再顯著。

五、結論與政策建議

在扎實推進共同富裕的新發展階段，不斷提高農村居民的養老保障水平，是提升其獲得感、幸福感和安全感的必由之路。不同于以往研究僅關注新農保對農業勞動參與率或勞動時間的影響，本文細致考察了新農保對總勞動以及各類型勞動的參與率和勞動時間的影響，并彌補了以往研究僅關注新農保政策出臺初期的影響，而未關注其長期影響的不足。在當前新農保養老金水平還很低的情境下，領取養老金僅是使得農村老年人在不同類型勞動間轉換工作。新農保推出初期的2013年，領取養老金者的農業勞動參與率下降，但家務勞動參與率顯著增加，總勞動（含家務勞動）參與率基本不變。2018年時，雖然領取養老金者的農業勞動參與率顯著更低，但總勞動參與率反而略高。總勞動時間和農業勞動時間不斷減少，但非農勞動時間卻有所增加。本文分析了新農保對農村居民勞動參與行為影響的動態變化，發現農業勞動參與率和勞動時間在短期沒有顯著變化，而是長期的下降趨勢更顯著。同時，本文進一步分析了這一變化產生的機制，即主要是源于土地經營面積的減少，這是已有研究未曾關注的。已有研究發現領取新農保養老金會顯著降低家庭養老的作用，而本文卻發現社會養老對家庭養老由擠出變為擠入，這是因為當前的養老金水平仍然過低，社會養老難以替代家庭養老，只能作為家庭養老的補充。在我國老齡化快速發展的情景下，保障“老有所養”是無可非議的，這也是實現養老基本公共服務均等化的政策要求。

因此在維持正常勞動供給和經濟增長的方向上，一是，在人均預期壽命大幅延長的背景下，應逐步實施延遲退休年齡政策，尊重人們的勞動選擇，鼓勵有勞動意愿且有勞動能力的老年人繼續參加勞動。二是，要實施更加積極的就業政策，為老年人就業創造有利條件，即政府應鼓勵企業為老年人提供合適的就業崗位，并對相關企業實施稅收優惠政策以激勵企業吸納老年人就業。三是，要著力提升全體居民的人力資本水平，提高勞動者的勞動績效，以更高的人口質量來更好地實現經濟高質量發展的目標。四是，借鑒國際經驗，改革和優化基本養老保險制度，逐步廢除或大幅提高強制退休年齡政策，實行標準退休年齡政策，即設置開始領取養老金的年齡區間，在養老金總規模不變的條件下，早退休每月少領退休金，晚退休每月多領養老金，完全由個人在區間內選擇何時退休，這樣既能夠避免退休年齡“一刀切”的弊端，又能夠維護社會的團結和穩定。此外，應繼續提高國家最低基礎養老金水平，以更好地滿足農村老年人的健康生活所需，真正發揮基礎養老金防止老年貧困的功能，積極推進共同富裕目標的實現。

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The Impact of the New Rural Pension Scheme on the Labor Supply and Welfare of Elderly People

YUE Ximing，FAN Xiaohai

（School of Finance， Renmin University of China， Beijing 100872， China）

Abstract：Based on the data of CHIP2013 and CHIP2018， this paper uses fuzzy regression discontinuity method to study the impact of the New Rural Pension Scheme （NRPS） on the labor participation rate and labor time of elderly rural residents. Unlike previous studies that only focused on the impact of the NRPS on agricultural labor participation rate or labor time， the paper comprehensively examines its impact on the total labor participation rate， different types of labor participation rates and the corresponding labor time， especially the long-term impact that has not been analyzed in previous studies. The paper found that under the current situation that the level of the new rural insurance pension is still low， receiving the pension only makes the rural elderly switch jobs between different types of labor， while hardly affecting the total labor participation rate， with heterogeneity between the short-term and long-term impacts. Short-term changes in agricultural labor participation rates as well as labor hours are insignificant and only significant in the long run. The decline in agricultural labor participation rate and labor time stems from the decrease in land area under operation. Social pensions change from crowding out to crowding in on family pensions. The effects of pension receipt on health care expenditures， household savings， and subjective well-being of the elderly are not statistically significant. The impact of population ageing on labour supply should be addressed by accurately positioning the basic pension insurance system and reforming the retirement age policy.

Key words：new rural pension scheme; labor participation rate; labor time

責任編輯：吳錦丹