魯 靖 秦 杰

一、 引 言

作為一個發(fā)展中國家，我國正經(jīng)歷著人口迅速老齡化的過程。根據(jù)中國第六次全國人口普查報告，60歲以上的人口比例從2000年的10.33%增加到2010年的13.34%(國家統(tǒng)計局，2011)。同時，隨著農(nóng)村青壯年勞動力流向城鎮(zhèn)，目前我國農(nóng)村60-69歲的老年人仍有2/3從事勞動生產(chǎn)(龐麗華等，2003)，為了獲取生活資料，農(nóng)村老年人不得不“無休止勞動”，直到不能勞動為止(張川川，2011)，這種延長性勞動的行為是基于農(nóng)村老年人對基本養(yǎng)老的需求。為了解決農(nóng)村老年人的養(yǎng)老問題，保證農(nóng)村老年人能夠老有所養(yǎng)，2009年我國頒布了《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見》，為農(nóng)村老年人提供社會養(yǎng)老服務(wù)，并且在2012年底在農(nóng)村地區(qū)基本實現(xiàn)了新農(nóng)保的全覆蓋。結(jié)合實際情況，本文將探討新農(nóng)保制度對我國農(nóng)村老年人勞動供給有何影響，新農(nóng)保能否解決農(nóng)村老年人老有所養(yǎng)的問題。

二、 文獻(xiàn)綜述

國外研究關(guān)于社會保障制度對勞動力供給的影響非常有限，而且結(jié)論不一。有文獻(xiàn)研究表明，社會保障制度對農(nóng)村老年人的勞動供給為負(fù)相關(guān)關(guān)系。如Ranchhod(2006) 通過調(diào)查問卷的方式研究南非退休養(yǎng)老制度對勞動力供給影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老制度顯著降低了就業(yè)率和減少了勞動供給。de Carvalho Filho (2008) 研究發(fā)現(xiàn)巴西農(nóng)村老年退休金導(dǎo)致提前退休的概率增加了38%，每周勞動時間減少22.5個小時。另外有文獻(xiàn)得出相反的結(jié)論，認(rèn)為社會保障制度會增加勞動供給，如Posel(2006)研究南非養(yǎng)老金對于勞動供給的影響，得出養(yǎng)老金在尋找工作方面發(fā)揮重要作用，對于農(nóng)業(yè)供給有正向影響。還有文獻(xiàn)得出社會保障并不會顯著影響勞動力供給，如Juarez (2010) 。導(dǎo)致這些不同結(jié)論的原因可能在于：第一，社會保障制度對勞動供給存在著替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，當(dāng)替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)時，勞動者會選擇減少勞動供給；反之，則會增加勞動力供給(劉凌晨，2016)；第二，當(dāng)實施社會保障制度時，政策環(huán)境和制度安排的不同，在這種情況下對于勞動力供給的影響也會不同。

國內(nèi)研究新農(nóng)保的文獻(xiàn)主要關(guān)注其減貧效應(yīng)、養(yǎng)老模式、家庭代際支持、勞動力供給、居民消費等方面的影響(薛惠元，2013；程令國等，2013；陳華帥等，2013；黃宏偉等，2014；范辰辰等，2015)。其中主要探討新農(nóng)保對養(yǎng)老模式和勞動力供給兩個方面的影響。關(guān)于新農(nóng)保對養(yǎng)老模式影響的研究中，新農(nóng)保制度提高了農(nóng)村老年人的經(jīng)濟(jì)獨立性，減少了老人對子女的經(jīng)濟(jì)依賴，更多的要求“社會照料”(程令國等，2013)，在一定程度上實現(xiàn)了由“家庭養(yǎng)老”轉(zhuǎn)向“社會養(yǎng)老”(張川川等，2014；楊政怡，2016)，同時為了提高社會對新農(nóng)保的認(rèn)可度，新農(nóng)保投入水平的覆蓋率尤為重要(王增文等，2015)。在研究新農(nóng)保對勞動力供給的文獻(xiàn)中，解堊(2015)以CHARLS兩期數(shù)據(jù)進(jìn)行差分-斷點回歸，通過斷點回歸的方法主要考察新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給的影響，得出新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給并不顯著。張川川(2015)基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，斷點回歸分析得出：新農(nóng)保顯著降低了老年人工作的概率。劉亞洲等(2016)根據(jù)全國抽樣數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出新農(nóng)保顯著減少了勞動供給時間，但是幅度有限，并且勞動減少的時間具有地域性的特點。趙晶晶等(2017)基于2013年CHARLS數(shù)據(jù)，通過實證分析得出：新農(nóng)保對于老年人勞動供給具有顯著影響，其中對男性的勞動力供給的影響大于女性。

本文在前人研究的基礎(chǔ)上繼續(xù)探討新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動力供給的影響，延伸之處在于：一是通過農(nóng)村老年人勞動參與率和勞動供給時間來衡量農(nóng)村老年人勞動供給，并且在此基礎(chǔ)上將勞動分為農(nóng)業(yè)勞動和非農(nóng)勞動；二是本文基于2015年最新發(fā)布的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行斷點回歸，分析新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給的影響，使得結(jié)論更加可靠。

三、 研究假說及研究方法

1. 研究假說

隨著農(nóng)村養(yǎng)老保障制度的不斷完善，對于我國農(nóng)村老年人來說，由于養(yǎng)老金收入的增多使得其預(yù)算約束得到放松，農(nóng)村老年人經(jīng)濟(jì)狀況不斷得到改善(劉亞洲，2016)，同時，我國正處于二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型時期，非農(nóng)部門對農(nóng)村剩余勞動力有著迫切需求，而且戶籍制度的放松對農(nóng)村剩余勞動的轉(zhuǎn)移有著積極影響，農(nóng)村勞動力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移成為必然趨勢(李勇，2016)。因此，農(nóng)村老年人在預(yù)算約束放松的情況下，會做出不同的決策行為。影響機制分為以下兩個方面：一方面，社會保障制度會促進(jìn)農(nóng)村老年人勞動供給的減少，這類勞動供給主要集中在農(nóng)業(yè)勞動。社會保障制度會提高農(nóng)村老年人的收入水平，并且從事農(nóng)業(yè)勞動有著時間長、強度高等特點，出于自身情況的考慮，在不減少原有效用水平情況下，農(nóng)村老年人將選擇減少或者停止農(nóng)業(yè)勞動供給。另一方面，社會保障制度會促進(jìn)農(nóng)村老年人勞動供給的提高，這類勞動供給主要集中在非農(nóng)業(yè)勞動。由于農(nóng)村老年人得到相應(yīng)的社會保障，除了消費和儲蓄的預(yù)算約束得到放緩，就業(yè)投資的約束也得到相應(yīng)的緩解，農(nóng)村老年人將更多地選擇進(jìn)行人力資本投資，有別于以往對農(nóng)業(yè)勞動的大量投入，轉(zhuǎn)而提高非農(nóng)就業(yè)機會，增加非農(nóng)勞動時間供給。

通過以上分析，養(yǎng)老保障對于我國農(nóng)村老年人來說使得農(nóng)業(yè)勞動供給減少，而非農(nóng)勞動供給得到增加。目前，我國的農(nóng)村老年人社會養(yǎng)老保障水平正處于完善階段，新農(nóng)保的實施放松了農(nóng)村老年人的預(yù)算約束，導(dǎo)致農(nóng)村老年人對勞動供給的不同決策行為。一方面，新農(nóng)保使得農(nóng)村老年人(特別是從事農(nóng)業(yè)勞動的人)維持原有生活水平的情況下，更傾向于減少農(nóng)業(yè)勞動供給。另一方面，新農(nóng)保提高了農(nóng)村老年人的收入，使其就業(yè)約束得到放緩，增加了人力資本投資，非農(nóng)勞動的就業(yè)機會得到提高，最終增加了非農(nóng)勞動供給?；谝陨戏治霰疚奶岢鲆韵录僬f：

假說1: 新農(nóng)保的實施對農(nóng)村老年人農(nóng)業(yè)勞動供給影響顯著為負(fù)。

假說2：新農(nóng)保的實施對農(nóng)村老年人非農(nóng)勞動供給影響顯著為正。

2. 斷點回歸

在用于識別因果效應(yīng)的計量方法中，斷點回歸使用最為廣泛。在分析新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給影響時，斷點回歸幫助解決了模型的內(nèi)生性問題(Battistin et al，2009)。對于參與新農(nóng)保的農(nóng)村老年人來說，當(dāng)年齡達(dá)到60歲時，可以領(lǐng)取養(yǎng)老金來提高自身生活質(zhì)量。由此推斷，在60歲附近領(lǐng)取新農(nóng)保的概率會發(fā)生急劇變化。此時年齡作為驅(qū)動變量并不受農(nóng)村老年人的完全控制，那么領(lǐng)取新農(nóng)保的狀態(tài)作為處理變量，可以視作對勞動力供給產(chǎn)生影響。按照領(lǐng)取新農(nóng)保年齡規(guī)則，即年滿60歲才可以領(lǐng)取：

(1)

其中，Di為處理狀態(tài)變量，表示是否領(lǐng)取新農(nóng)保，等于1表示領(lǐng)取新農(nóng)保，否則為0；zi表示受訪者i的年齡，Di稱作驅(qū)動變量。如果(1)式成立，對以下方程進(jìn)行回歸分析可得新農(nóng)保對勞動力供給的影響：

Yi=α0+α1Di+ui，其中Di=1

(2)

其中Yi代表農(nóng)村老年人勞動供給，Di是年齡為i領(lǐng)取新農(nóng)保的比例。(1)式成立時，我們稱所采用方法為精確RD(Sharp RD)。在很多情況下，處理狀態(tài)Di雖然為驅(qū)動變量zi的非連續(xù)函數(shù)，但在斷點處，即在年齡為60歲時人們是否領(lǐng)取新農(nóng)保未必是從0到1的變化，例如本文農(nóng)村老年人受到新農(nóng)保實施情況的影響，有可能在60歲之前領(lǐng)取新農(nóng)保，也有可能在60歲之后才能領(lǐng)取，只是增大了Di取值為1的概率，即Di與zi存在如下關(guān)系：

(3)

在本文的研究背景下我們假定g1(zi)>g0(zi)。即60歲及以上的參保者領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率大于60歲以下的參保者，按照政策規(guī)定，這是一個非常合理的假定。在(3)式成立的情況下，我們稱之為模糊RD(Fuzzy RD)。

Fuzzy RD估計可以通過IV估計(Cook，2008)，新農(nóng)保對勞動供給的影響具體表示為：

Yi=α0+α1Di+f(zi)+ui，其中Di=1ifzi≥60

(4)

為了保證RD估計的有效性，Lee(2008)提出檢驗前定變量的連續(xù)性，如果前定變量不顯著，則說明RD估計的有效性，本文中關(guān)于檢驗前定變量的連續(xù)性的方程與公式(4)相似，估計方程如下：

Yj=β0+β1Di+f(zi)+ui，其中Di=1ifzi≥60且i≠j

(5)

其中，Yj表示前定變量。如果β1不顯著，則連續(xù)性假設(shè)成立。本文中檢測的前定特征包括樣本的個人特征和家庭特征。

四、 數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

1. 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)采用2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)。由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主導(dǎo)，主要是對我國45歲及以上的居民進(jìn)行兩年一次的的調(diào)查。正是因為CHARLS是目前國內(nèi)唯一以中老年為調(diào)查對象的調(diào)查數(shù)據(jù)，更具有代表性，有助于分析人口老齡化等相關(guān)問題的研究。

在樣本的選擇上，為了防止勞動供給受到社會保障制度的影響，本文將“具有農(nóng)村戶籍，只參加新農(nóng)保未享受其他養(yǎng)老保險的老年人”作為研究對象，在對年齡、戶籍進(jìn)行初步篩選后，同時考慮到樣本年齡在60歲時，可能混合了領(lǐng)取新農(nóng)保前后的信息。因此，剔除年齡正好是60歲的樣本。經(jīng)過刪選后，用于研究的農(nóng)村老年人為3008個。

2. 變量選取和描述性統(tǒng)計

由上述研究可知，對于農(nóng)村老年人勞動供給的影響因素主要是新農(nóng)保制度、個人特征以及家庭特征等因素。對于被解釋變量(老年人勞動供給)由勞動參與率和勞動供給時間來衡量，勞動參與率分為兩種，分別為從事農(nóng)業(yè)打工、自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的農(nóng)業(yè)勞動參與率和從事受雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營活動幫工的非農(nóng)業(yè)勞動的參與率。同樣，勞動供給時間也分為兩種，分別為從事農(nóng)業(yè)打工、自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的農(nóng)業(yè)勞動時間和從事受雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營活動幫工的非農(nóng)業(yè)勞動時間。解釋變量包括三個部分：一是新農(nóng)保的參與程度，這是考慮到參與新農(nóng)保具有自選擇問題，是一個考慮了多方面問題的結(jié)果，如果在具體模型中不考慮自選擇問題，可能會導(dǎo)致模型的內(nèi)生性問題，影響估計結(jié)果；二是個人特征控制變量包括性別、是否在婚；三是家庭特征包括土地面積和耐用消費品價格。由表1可知，本文選用農(nóng)業(yè)勞動參與度、農(nóng)業(yè)勞動時間、非農(nóng)勞動參與度、非農(nóng)勞動時間來估計勞動供給，其中58%的農(nóng)村老年人參與農(nóng)業(yè)勞動，農(nóng)業(yè)勞動時間為653小時，23%的農(nóng)村老年人參與非農(nóng)勞動，非農(nóng)勞動時間為499個小時，可以看出農(nóng)業(yè)勞動供給和非農(nóng)勞動供給之間有著顯著差異，從個人特征來看，農(nóng)村老年人的在婚比率為83%，男性占比為47%；從家庭特征看，土地面積平均為4.19畝，耐用消費品價格為5328.21元。

五、 實證結(jié)果及分析

1. 圖形分析

通常，在得出實證結(jié)果之前，先用圖像的形式直觀的反映分組變量與處理變量之間的聯(lián)系，這將會更有助于理解斷點回歸的含義。

圖1中，X軸表示樣本的年齡，Y軸表示領(lǐng)取新農(nóng)保的概率，點說明在各個年齡領(lǐng)取新農(nóng)保的比例。根據(jù)上文所述，為了防止領(lǐng)取新農(nóng)保前后的信息混合，因此剔除年齡為60歲的樣本。通過圖1可以看出，領(lǐng)取新農(nóng)保的概率在60歲有著明顯的跳躍，年齡為61歲的農(nóng)村老年人領(lǐng)取新農(nóng)保的比例在90%左右，相比年齡為59歲領(lǐng)取新農(nóng)保的比例增加60%左右，并且隨著年齡的不斷增加，領(lǐng)取新農(nóng)保的比例都保持著較高的程度，由于在年齡為60歲附近，樣本在各方面均為系統(tǒng)差別，故年齡為60歲的跳躍唯一原因是領(lǐng)取新農(nóng)保的處理效應(yīng)。基于此，可將此跳躍視為在年齡為60歲處新農(nóng)保對勞動供給的因果效應(yīng)。

表1 樣本描述統(tǒng)計

圖1 年齡與領(lǐng)取新農(nóng)保概率的關(guān)系

表2的回歸結(jié)果驗證了圖1中的結(jié)論。表中的結(jié)果變量為是否領(lǐng)取新農(nóng)保，考慮到年齡可能不以是否領(lǐng)取新農(nóng)保的方式對勞動供給產(chǎn)生影響，從而導(dǎo)致模型的內(nèi)生性問題，根據(jù)(Heckman & Robb,1986)通過以年齡的多項式來進(jìn)行“控制”。表2中的三組回歸分別控制年齡(相對于60歲)的不同階數(shù)，依次為1階、2階、3階。第(1)-(3)列中的系數(shù)分別是0.800、0.726、0.568，均在1%水平上顯著。這說明在領(lǐng)取新農(nóng)保前后有著顯著變化。F值分別為4616.4、2832.7、2060.6，均遠(yuǎn)大于10，這說明年齡大于60這個啞變量對于領(lǐng)取新農(nóng)保的概率能夠進(jìn)行可靠地預(yù)測，即年齡大于60可作為本文模型中的工具變量。

表2 年齡對新農(nóng)保的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

2. 假設(shè)前檢驗

根據(jù)上文提到在回歸分析之前，我們需要進(jìn)行一些關(guān)于RD有效性的檢驗。Lee&Lemieux(2010)提出：以檢驗前定變量的連續(xù)性的方式來檢驗RD的有效性。這一節(jié)中我們將檢驗在領(lǐng)取新農(nóng)保前后的農(nóng)村老年人在前定變量上有何不同。其中：性別和婚姻狀況表示個人特征，而土地面積和耐用消費品價格表示家庭特征。

圖2初步顯示了檢驗結(jié)果。X軸表示樣本年齡，Y軸表示前定變量的取值。通過圖2可以得出分別代表個人特征和家庭特征的四個前定變量，當(dāng)年齡從59歲(領(lǐng)取新農(nóng)保前)到61歲(領(lǐng)取新農(nóng)保后)時，均沒有發(fā)生顯著跳躍，連續(xù)性假設(shè)初步成立。

表3顯示了回歸結(jié)果。表中結(jié)果變量是：性別(第1列)，婚姻狀況(第2列)，耕地面積(第 3列)，耐用消費品價格(第4列)。從第1-4列中，領(lǐng)取新農(nóng)保作為工具變量的系數(shù)為0.026、0.084、0.254、2500.306，均不顯著，這說明前定變量在領(lǐng)取新農(nóng)保前后沒有顯著跳躍，與圖2所得的結(jié)論一致，前定變量的連續(xù)性假設(shè)成立。

圖2 領(lǐng)取新農(nóng)保對前定變量的影響

表3 領(lǐng)取新農(nóng)保對前定變量的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

3. 新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動參與度和勞動時間的影響

圖3顯示了新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動供給和農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響，圖4顯示了新農(nóng)保對非農(nóng)勞動供給和非農(nóng)勞動時間投入的影響，由圖3可知，當(dāng)年齡在60歲前后變化時，農(nóng)業(yè)勞動供給和農(nóng)業(yè)勞動時間投入有顯著下降。而圖4顯示在60歲附近時，非農(nóng)業(yè)勞動供給和非農(nóng)業(yè)勞動時間投入顯著上升。

雖然圖形已經(jīng)直觀地展示了新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動供給和農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響，以及對非農(nóng)業(yè)勞動供給和非農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響，但是我們需要進(jìn)一步用回歸來檢驗本文的合理性。

圖3 新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動供給和農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響

圖4 新農(nóng)對非農(nóng)業(yè)勞動供給和非農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響

注：(1) 樣本為年齡在45到75歲的家庭。(2) X軸表示樣本年齡，Y軸分別表示非農(nóng)勞動參與度和非農(nóng)勞動時間投入。

表4顯示了新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動供給和農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響，從第(1)列可以看出領(lǐng)取新農(nóng)保前的系數(shù)為-0.068，并且在1%水平下顯著。這說明領(lǐng)取新農(nóng)保會使得農(nóng)業(yè)勞動供給的概率下降約7%，第(2)列顯示，領(lǐng)取新農(nóng)保前的系數(shù)為-75.797,在1%的顯著性水平下顯著，對于仍然在工作的農(nóng)村老年人口來說，新農(nóng)保對其勞動投入有顯著影響，減少約76個小時，支持假設(shè)1。

表5顯示了新農(nóng)保對非農(nóng)業(yè)勞動供給和非農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響，從第(1)列可以看出領(lǐng)取新農(nóng)保前的系數(shù)為0.067，且在1%水平上顯著。這說明領(lǐng)取新農(nóng)保會使得非農(nóng)業(yè)勞動供給的概率上升約6.7%，第(2)列顯示，對于仍然在工作的農(nóng)村老年人口，新農(nóng)保對其非勞動投入有顯著影響，增加約59個小時，支持假設(shè)2。

4. 新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給的性別差異

通過以上分析，新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給有著顯著影響，即對于農(nóng)村老年人來說，新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)有著顯著負(fù)相關(guān)性，對非農(nóng)勞動有著顯著正相關(guān)性。

表4 新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動供給和農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響

表5 新農(nóng)保對非農(nóng)業(yè)勞動供給和非農(nóng)業(yè)勞動時間投入的影響

為了進(jìn)一步分析新農(nóng)保與農(nóng)村老年人勞動供給間的關(guān)系，本文從性別差異角度研究二者間的關(guān)系。

表6 性別特征對農(nóng)業(yè)勞動供給的影響

為了進(jìn)一步考察新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給影響，本文從性別差異角度研究二者之間的關(guān)系。通過實證分析得出：在農(nóng)業(yè)勞動方面，女性的農(nóng)業(yè)勞動參與率為減少了9.3%，農(nóng)業(yè)勞動供給時間減少約255個小時，均在1%的水平下顯著，相比較而言，男性在農(nóng)業(yè)勞動參與率和農(nóng)業(yè)勞動時間供給均小于女性，農(nóng)業(yè)勞動參與率減少了6%，農(nóng)業(yè)勞動供給時間減少約147個小時；同樣在非農(nóng)業(yè)勞動方面，女性的非農(nóng)勞動參與率增加了12.9%，農(nóng)業(yè)勞動供給時間增加約174個小時，均在1%的水平下顯著，相比較而言，男性在非農(nóng)勞動參與率和農(nóng)業(yè)勞動時間供給均小于女性，農(nóng)業(yè)勞動參與率減少了8%，農(nóng)業(yè)勞動供給時間減少約48個小時，由此可以看出，女性對于新農(nóng)保的敏感度要高于男性。

六、 穩(wěn)健性檢驗

1. 數(shù)據(jù)包含年齡為60歲的樣本

本文在之前的研究中，為避免領(lǐng)取新農(nóng)保前老年人勞動供給和領(lǐng)取新農(nóng)保后勞動供給的混合而造成的混亂，剔除年齡為60歲的樣本。表8中的回歸將包含年齡為60歲的樣本，將結(jié)果與上文進(jìn)行比較，從而進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

表8 新農(nóng)保對老年人勞動供給的影響

注：(1) *、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。(2) 樣本為45-75歲。

表8的回歸結(jié)果與上文得出的結(jié)論相似，說明新農(nóng)保對勞動供給有著顯著影響。更具體的，新農(nóng)保使農(nóng)業(yè)勞動供給下降3.1% (第 1列)，在1%水平下顯著，使得農(nóng)業(yè)勞動時間投入減少約為2天(第2列)；新農(nóng)保使非農(nóng)業(yè)勞動供給上升4.3%(第3列)，使得非農(nóng)業(yè)勞動時間投入增加，均顯著。另外，從性別差異角度研究新農(nóng)保對勞動供給的影響，表9得出在農(nóng)業(yè)勞動方面，女性的農(nóng)業(yè)勞動參與率減少了4.5%，農(nóng)業(yè)勞動供給時間減少約225個小時，均在1%的水平下顯著，在非農(nóng)勞動方面，女性的非農(nóng)勞動參與率增加6.9%，非農(nóng)勞動供給時間增加約349個小時，均在1%的水平下顯著，相比較而言，男性對農(nóng)業(yè)勞動和非農(nóng)勞動的影響均不如女性，符合上文的分析結(jié)論：女性對新農(nóng)保制度的敏感性高于男性。

表9 性別差異對農(nóng)業(yè)勞動、非農(nóng)勞動供給的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

2. 分組變量密度函數(shù)的連續(xù)性

為了進(jìn)一步確?；貧w結(jié)果的有效性，保證驅(qū)動變量(年齡)不受個體行為的影響，比如，參保者為了提前或者推遲領(lǐng)取新農(nóng)保而錯報自己的年齡，這將會導(dǎo)致本文的回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤。因此，McCrary(2008)提出檢驗驅(qū)動變量是否被操縱的一種方法是檢驗其密度函數(shù)的連續(xù)性。在圖5中給出了年齡密度函數(shù)，圖像顯示年齡密度函數(shù)在60歲附近很平滑的趨勢，在年齡為60歲的斷點處并沒有出現(xiàn)明顯的跳躍，說明年齡作為驅(qū)動變量并不受個體行為的影響，RD回歸是有效的。

圖5 年齡密度函數(shù)在斷點的連續(xù)性

3. 使用領(lǐng)取新農(nóng)保年齡附近的不同樣本

在計量模型估計時使用不同的帶寬，來考察不同的帶寬是否導(dǎo)致結(jié)論產(chǎn)生了顯著地變化。從第1-4列，將樣本年齡依次控制在：54-66歲、55-65歲、56-64歲、57-63歲，由表10可以得出，新農(nóng)保對于農(nóng)業(yè)勞動供給有著顯著負(fù)效應(yīng)，而對于非農(nóng)勞動供給有著顯著正效應(yīng)，符合假設(shè)1、2。

表10 不同帶寬的檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性

七、 結(jié)論與啟示

本文使用2015年CHARLS關(guān)于農(nóng)村老年人勞動供給的數(shù)據(jù)，通過斷點回歸的方法，分析新農(nóng)保對農(nóng)村老年人勞動供給的影響。研究表明，一方面，新農(nóng)保顯著減少農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動供給，即新農(nóng)保制度顯著降低了農(nóng)村老年人的農(nóng)業(yè)勞動參與度與農(nóng)業(yè)勞動時間。這也反映出新農(nóng)保為農(nóng)村老年人提供了一定程度的福利保障，減少了其農(nóng)業(yè)勞動的供給，并且參與新農(nóng)保的農(nóng)村老年人在生活水平保持不變或者有輕度影響的情況下，不會選擇參與農(nóng)業(yè)勞動；另一方面，新農(nóng)保制度顯著增加了非農(nóng)勞動參與度和非農(nóng)勞動時間。也就是說新農(nóng)保的實施，正逐步改善農(nóng)村老年人的生活水平，進(jìn)一步放松了預(yù)算約束，使得農(nóng)村老年人進(jìn)行人力資本的投入，更多地從事非農(nóng)勞動供給，因此可以得出：雖然目前的新農(nóng)保制度并不能徹底解決農(nóng)村老年人老有所養(yǎng)的問題，仍需進(jìn)一步完善，但是對于農(nóng)村老年人的養(yǎng)老問題起到了緩解作用。最后，根據(jù)農(nóng)村老年人的性別差異來分析新農(nóng)保對勞動供給的影響，女性在新農(nóng)保對勞動力供給的影響上要大于男性，女性在人力資本的投入要大于男性，反映出女性在今后社會中的地位和作用越來越突出，改變了以往形成的“女性只從事家庭勞動”的刻板印象。

目前“新農(nóng)保”制度正處于完善階段，在當(dāng)前人口老齡化問題的影響下，仍需進(jìn)一步改進(jìn)?；诒疚难芯拷Y(jié)論，提出以下建議：

第一，考慮到農(nóng)村老年人隨著年齡的增長而逐漸減少勞動供給，政府有關(guān)部門應(yīng)該隨著農(nóng)村老年人年齡的遞增，逐漸增加農(nóng)村老年人養(yǎng)老保障的幅度，保證各年齡段福利總體水平相差不大。

第二，新農(nóng)保目前正處于完善階段，并不能保證所有農(nóng)村老年人從勞動供給的“舞臺”退出，成為真正的退休者，政府仍有必要為有意從事非農(nóng)勞動的農(nóng)村老年人提供相關(guān)培訓(xùn)，因為對于農(nóng)村老年人來說，非農(nóng)勞動的邊際收益率要大于從事農(nóng)業(yè)勞動，當(dāng)前新農(nóng)保鼓勵農(nóng)村老年人離開農(nóng)業(yè)勞動，而從事非農(nóng)勞動，這也為農(nóng)村老年人提供了福利保障;同時，當(dāng)?shù)卣€應(yīng)該出臺相關(guān)政策，為本地區(qū)留住更多的青壯年勞動力，有助于老年人在勞動力市場的真正解放。

第三，女性在新農(nóng)保對勞動力供給的影響程度上要大于男性，說明在今后的新農(nóng)保完善過程中，女性農(nóng)村老年人將起著重要作用，面對這種變化趨勢，政府部門不僅要消除社會上對女性勞動者的偏見，還應(yīng)該鼓勵更多的女性勞動者參與其中，如為女性農(nóng)村勞動者提供更好的社會服務(wù)，鼓勵全社會為女性勞動者給予更多的人文關(guān)懷。

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