摘 要：文章基于CHIP2013和CHIP2018新數(shù)據(jù)，利用模糊斷點(diǎn)回歸方法研究了新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（新農(nóng)保）對農(nóng)村老年居民的勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間的影響。文章不同于以往研究僅關(guān)注新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率或勞動(dòng)時(shí)間的影響，而是全面考察了其對總的勞動(dòng)參與率和不同類型勞動(dòng)參與率以及勞動(dòng)時(shí)間的影響，特別是關(guān)注了以往研究未曾分析的長期影響。文章發(fā)現(xiàn)，在當(dāng)前新農(nóng)保養(yǎng)老金水平仍較低的情境下，領(lǐng)取養(yǎng)老金僅是使得農(nóng)村老年人在不同類型勞動(dòng)間轉(zhuǎn)換工作，而幾乎不影響總勞動(dòng)參與率，短期影響和長期影響具有異質(zhì)性。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的參與率以及勞動(dòng)時(shí)間的短期變化不顯著，長期才顯著。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間的下降源于土地經(jīng)營面積的減少。社會(huì)養(yǎng)老對家庭養(yǎng)老由擠出變?yōu)閿D入。領(lǐng)取養(yǎng)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(tǒng)計(jì)上并不顯著。應(yīng)通過準(zhǔn)確定位基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度和改革退休年齡政策來應(yīng)對人口老齡化對勞動(dòng)力供給產(chǎn)生的影響。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；勞動(dòng)參與率；勞動(dòng)時(shí)間

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

一、引言

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年60歲以上人口比重為18.70%，絕對規(guī)模超2.6億人，人口老齡化程度進(jìn)一步加深，我國將在“十四五”時(shí)期步入中度老齡化社會(huì)。隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，越來越多的農(nóng)村年輕人口離開農(nóng)村涌入城市，導(dǎo)致農(nóng)村的老齡人口占比加快上升。從勞動(dòng)供給維度看，國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2022年全國農(nóng)民工總量超2.95億人，平均年齡42.3歲，繼續(xù)提高，其中50歲以上者占比29.2%。老齡化會(huì)對全社會(huì)的勞動(dòng)供給產(chǎn)生負(fù)面影響，而養(yǎng)老保險(xiǎn)制度可能會(huì)抑制勞動(dòng)供給，進(jìn)一步加劇老齡化的勞動(dòng)供給效應(yīng)。在農(nóng)村居民的養(yǎng)老金收入水平仍很低的情境下，社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)究竟是否會(huì)抑制農(nóng)村老年居民的勞動(dòng)供給，有待認(rèn)真考察。如果抑制勞動(dòng)供給，究竟會(huì)抑制哪種類型的勞動(dòng)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(yīng)對人口老齡化的沖擊，國家越來越重視農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保障問題。2009年國發(fā)〔2009〕32號文開啟了我國農(nóng)村居民參與社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的新時(shí)代，即新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（簡稱“新農(nóng)?！保╅_始實(shí)施，它是由政府運(yùn)營，并給予大量財(cái)政補(bǔ)貼，以解決農(nóng)村老年人貧困和保障基本生活需求為目的的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，大致對應(yīng)世界銀行養(yǎng)老保險(xiǎn)分類中的0支柱或OECD的第一層^①【①實(shí)際上，只有新農(nóng)保的基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分對應(yīng)世界銀行的0支柱或OECD的第一層，個(gè)人賬戶部分則不符合，且新農(nóng)保自愿參保的規(guī)定與國際上強(qiáng)制參保的要求也并不契合?！俊Ｋ?012年底已然實(shí)現(xiàn)了制度上的全覆蓋。隨著新農(nóng)保試點(diǎn)的擴(kuò)大，并根據(jù)實(shí)際需要，2014年新農(nóng)保和城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)合并為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡稱“居民?！保饲皡⒓有罗r(nóng)保的農(nóng)村居民自動(dòng)轉(zhuǎn)入居民保（為方便起見，下文將不對新農(nóng)保和居民保進(jìn)行區(qū)分，統(tǒng)稱為新農(nóng)保）。雖然我國農(nóng)村的養(yǎng)老保障制度發(fā)展十分迅速，制度建設(shè)日臻完善，但保障水平還很低。中國家庭收入調(diào)查（China Household Income Project，CHIP）2013年和2018年數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)年農(nóng)村半數(shù)以上60歲及以上老年人的養(yǎng)老金收入僅為每人每月55元和88元，處于國家最低基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于當(dāng)年的國家貧困線標(biāo)準(zhǔn)^①【①按照2010年不變價(jià)2300元的國家貧困線標(biāo)準(zhǔn)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(shí)現(xiàn)防止老年貧困的養(yǎng)老金制度建設(shè)目標(biāo)。

在過去幾千年中，農(nóng)民主要依靠家庭成員間的代際支持進(jìn)行養(yǎng)老，俗稱“養(yǎng)兒防老”。新農(nóng)保打破了家庭養(yǎng)老的傳統(tǒng)模式，使得農(nóng)村居民也能在一定程度上依靠社會(huì)養(yǎng)老。^［1］但無論是家庭養(yǎng)老還是社會(huì)養(yǎng)老，對農(nóng)村居民而言，“退休”仍是一個(gè)十分遙遠(yuǎn)的概念^［2］，“退而不休”現(xiàn)象廣泛存在。實(shí)際上大多數(shù)農(nóng)村老年人會(huì)持續(xù)勞作，直至生命結(jié)束前的1到2年。^［3］CHIP2013和CHIP2018數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村60歲及以上老年人的總勞動(dòng)參與率為87.68%和77.44%，市場化勞動(dòng)參與率為78.90%和63.77%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)參與率為71.21%和56.57%；領(lǐng)取養(yǎng)老金者的總勞動(dòng)參與率為88.11%和77.93%，市場化勞動(dòng)參與率為79.41%和64.17%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)參與率為71.74%和56.99%。農(nóng)村60歲～65歲的低齡老年人的總勞動(dòng)參與率高達(dá)95.20%和90.97%^②【②這里及以下內(nèi)容所提到的總勞動(dòng)參與率是指：從事市場化勞動(dòng)和非市場化勞動(dòng)的樣本人數(shù)占總樣本人數(shù)的比重。其中，市場化勞動(dòng)包括：從事本地農(nóng)林牧漁生產(chǎn)活動(dòng)、本地工資性生產(chǎn)工作、本地非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)、外出從業(yè)活動(dòng)等；非市場化勞動(dòng)包括：從事其他勞動(dòng)（包括從事公共工程和村里親鄰幫工）以及家務(wù)勞動(dòng)等。】，市場化勞動(dòng)參與率為88.13%和79.79%，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)參與率為78.48%和69.33%；領(lǐng)取養(yǎng)老金的低齡老年人，其總勞動(dòng)參與率也高達(dá)95.56%和91.15%，市場化勞動(dòng)參與率也高達(dá)88.43%和79.94%，勞動(dòng)參與率依然極高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的勞動(dòng)參與率為78.67%和69.56%。當(dāng)前大多數(shù)農(nóng)村老年人仍然依靠勞動(dòng)收入生活^{［4，5］}，以地謀生的本質(zhì)依然牢固。

本文的主要貢獻(xiàn)：（1）采用不同于已有文獻(xiàn)的新數(shù)據(jù)，全面評估新農(nóng)保對不同類型勞動(dòng)的參與率和勞動(dòng)時(shí)間的影響，而以往文獻(xiàn)僅考察了新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率或勞動(dòng)時(shí)間的影響，未考察對總體勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間的影響，所得結(jié)論可能以偏概全，本文結(jié)果更為全面可靠；（2）以往文獻(xiàn)僅考察新農(nóng)保政策實(shí)施初期的影響，本文考察了相對更長時(shí)期的影響，有新的發(fā)現(xiàn)，即領(lǐng)取養(yǎng)老金對農(nóng)村居民的勞動(dòng)參與行為和養(yǎng)老方式影響的長期和短期效應(yīng)不一致。

二、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前，關(guān)于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)是否會(huì)影響勞動(dòng)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(xiàn)認(rèn)為領(lǐng)取養(yǎng)老金會(huì)降低勞動(dòng)參與率。理論上，F(xiàn)eldstein通過構(gòu)建一個(gè)勞動(dòng)供給內(nèi)生化的拓展跨期迭代模型，分析了養(yǎng)老金收入對勞動(dòng)供給決策的影響，指出養(yǎng)老金的引致退休效應(yīng)會(huì)引起人們提前退休，減少勞動(dòng)供給。^［6］實(shí)證上，Meghir和Whitehouse利用非參數(shù)方法研究了英國的養(yǎng)老金制度對勞動(dòng)參與率的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著降低老年人的勞動(dòng)供給。^［7］同樣，de Carvalho Filho基于對巴西的農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)的研究也發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)取養(yǎng)老金會(huì)顯著降低老年人的勞動(dòng)供給。^［8］養(yǎng)老金制度的改革也會(huì)引起勞動(dòng)參與率的下降，Gruber和Wise基于養(yǎng)老保險(xiǎn)給付激勵(lì)模型的跨國實(shí)證研究表明^［9］，推遲養(yǎng)老金領(lǐng)取年齡會(huì)降低老年人的勞動(dòng)參與率。當(dāng)然，也有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對勞動(dòng)供給的影響很小。^［10］但另一些文獻(xiàn)卻認(rèn)為領(lǐng)取養(yǎng)老金并不會(huì)降低勞動(dòng)參與率。Krueger和Pischke利用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的群組分析法研究發(fā)現(xiàn)^［11］，養(yǎng)老金財(cái)富及其增長并不會(huì)顯著影響美國老年人的勞動(dòng)參與行為。其后，Jensen利用三重差分法分析了南非的養(yǎng)老保險(xiǎn)對勞動(dòng)供給的影響^［12］，也未發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)對個(gè)人的勞動(dòng)參與決策產(chǎn)生影響。Cerda使用工具變量法研究了智利的養(yǎng)老保險(xiǎn)后^［13］，得出了與Jensen相同的結(jié)論。黃煒等基于中國城鎮(zhèn)家戶調(diào)查數(shù)據(jù)，利用事件分析法研究發(fā)現(xiàn)，有一定比例的退休者在領(lǐng)取養(yǎng)老金的同時(shí)仍會(huì)繼續(xù)勞動(dòng)。^［14］此外，也有一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)對不同人群的勞動(dòng)供給決策存在異質(zhì)性。^{［15，16］}同樣，關(guān)于新農(nóng)保對勞動(dòng)供給影響的文獻(xiàn)不一而足，所得結(jié)論大相徑庭。一部分文獻(xiàn)認(rèn)為新農(nóng)保沒有抑制農(nóng)村居民的勞動(dòng)供給。^［17-19］另一部分文獻(xiàn)則認(rèn)為新農(nóng)保顯著降低了農(nóng)村居民的勞動(dòng)供給^［20-22］，然而這些研究所得結(jié)果大小仍不一致。關(guān)于新農(nóng)保對勞動(dòng)供給影響的既有文獻(xiàn)尚未對各類勞動(dòng)進(jìn)細(xì)致分析，且在實(shí)證模型中沒有加入處理變量與驅(qū)動(dòng)變量多項(xiàng)式函數(shù)的交乘項(xiàng)以增強(qiáng)估計(jì)靈活性，可能是導(dǎo)致各種結(jié)果可比性不足的原因。此外，已有研究僅僅關(guān)注新農(nóng)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(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對居民行為選擇的影響不僅限于勞動(dòng)供給方面，還會(huì)影響居民的健康、養(yǎng)老方式選擇等其他方面。Cheng等^［21］、Huang和Zhang等^［23］研究發(fā)現(xiàn)領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金能夠改善農(nóng)村居民的健康水平。養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著擠出私人轉(zhuǎn)移支付^{［12，24］}，即領(lǐng)取養(yǎng)老金的老年人相對于未領(lǐng)取者所獲得的子女轉(zhuǎn)移收入顯著更低^{［1，25，26］}。此外，Maitra和Ray對南非的研究發(fā)現(xiàn)^［27］，養(yǎng)老金收入會(huì)顯著擠出貧困家庭的私人轉(zhuǎn)移支付，而對非貧困家庭的影響不顯著，養(yǎng)老保險(xiǎn)具有顯著的減貧效應(yīng)。也有一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)領(lǐng)取養(yǎng)老金會(huì)顯著降低老年居民的儲蓄率^［28］和消費(fèi)水平^［29］，但領(lǐng)取養(yǎng)老金家庭的兒童福利有顯著改善。^［30-32］本文結(jié)合CHIP數(shù)據(jù)的特點(diǎn)與相關(guān)信息考察新農(nóng)保對農(nóng)村居民養(yǎng)老方式、儲蓄、信任感以及主觀福利的短期和長期影響，彌補(bǔ)已有研究僅關(guān)注短期影響的不足。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）實(shí)證模型

本文重在分析領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對農(nóng)村居民勞動(dòng)供給的潛在因果效應(yīng)。是否參加新農(nóng)保是自愿性行為，因此直接比較領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金者和未領(lǐng)取者的勞動(dòng)供給差異，會(huì)因樣本自選擇而存在內(nèi)生性問題。同時(shí)，由于不可觀測因素的影響，如各地區(qū)在發(fā)放新農(nóng)保養(yǎng)老金時(shí)并未嚴(yán)格按照60歲方能領(lǐng)取的相關(guān)規(guī)定，有些小于60歲的居民已經(jīng)領(lǐng)取了養(yǎng)老金，而有些大于60歲的居民還未領(lǐng)取養(yǎng)老金^①【①2013年的35078個(gè)農(nóng)村戶籍樣本中，有1160個(gè)60歲以下的受訪者領(lǐng)取了新農(nóng)保養(yǎng)老金，有2017個(gè)60歲及以上的受訪者仍未領(lǐng)取到新農(nóng)保養(yǎng)老金；2018年的40280個(gè)農(nóng)村戶籍樣本中，有1079個(gè)60歲以下的受訪者領(lǐng)取了新農(nóng)保養(yǎng)老金，有1896個(gè)60歲及以上的受訪者仍未領(lǐng)取到新農(nóng)保養(yǎng)老金。】，這也會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問題。采用模糊斷點(diǎn)回歸（Fuzzy Regression Discontinuity，F(xiàn)RD）方法可以有效解決上述內(nèi)生性問題。

例斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)的基本思路是，外生的制度沖擊將樣本按照前定規(guī)則隨機(jī)分配在斷點(diǎn)兩側(cè)，具有自然實(shí)驗(yàn)的效果。新農(nóng)保政策所規(guī)定的60歲領(lǐng)取養(yǎng)老金的制度設(shè)計(jì)為本文研究提供了理想的斷點(diǎn)，60歲左右的農(nóng)村居民，其他各方面均是基本相似的，只有是否領(lǐng)取養(yǎng)老金這一差別，也就是說可能影響其勞動(dòng)供給行為的因素主要為是否領(lǐng)取養(yǎng)老金。當(dāng)然，離60歲較遠(yuǎn)的樣本可能存在較大的系統(tǒng)性差異，因此帶寬不宜過大?；诒疚臉颖究芍?0歲以下樣本中領(lǐng)取養(yǎng)老金的比例為7.95%（2013年）、7.16%（2018年），這60歲以上的領(lǐng)取比例為65.05%（2013年）、75.64%（2018年）。這說明樣本在處理狀態(tài)的斷點(diǎn)兩側(cè)，并非是由0變?yōu)?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(lǐng)取養(yǎng)老金的概率，可以看出在斷點(diǎn)處存在顯著的跳躍。Lee和Lemieux指出^［33］，在驅(qū)動(dòng)變量不能被完全或精確操控以改變個(gè)體被處置概率的情境下，依然可以利用FRD進(jìn)行潛在因果效應(yīng)的識別，F(xiàn)RD回歸可用兩階段最小二乘方法（2SLS）進(jìn)行估計(jì)，兩階段的估計(jì)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(shí)際的養(yǎng)老金領(lǐng)取狀態(tài)，實(shí)際領(lǐng)取記為1，否則為0。Treat_i表示居民i政策規(guī)定的養(yǎng)老金領(lǐng)取狀態(tài)，60歲及以上記為1，60歲以下記為0，對實(shí)際領(lǐng)取養(yǎng)老金具有決定作用。Age_i表示居民i的實(shí)際年齡與斷點(diǎn)（60歲）的差值，為驅(qū)動(dòng)變量。f（Age_i）為驅(qū)動(dòng)變量的多項(xiàng)式函數(shù)。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(dòng)或勞動(dòng)時(shí)長，Pension_i是由第一階段回歸得到的擬合值，作為真實(shí)值Pension_i的工具變量，_i為殘差，其他設(shè)定與式（1）一樣。通過2SLS估計(jì)可以有效處理內(nèi)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(huì)導(dǎo)致處理組和對照組產(chǎn)生系統(tǒng)性差異，因此本文將帶寬限定在＋/－5歲，控制驅(qū)動(dòng)變量的一階多項(xiàng)式，以此作為基準(zhǔn)回歸，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分變換帶寬和控制多階多項(xiàng)式來檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，Lee和Lemieux指出^［33］，在斷點(diǎn)回歸中是否添加控制變量并不會(huì)對結(jié)果產(chǎn)生顯著的影響，但會(huì)提升估計(jì)效率，因此本文在基準(zhǔn)回歸中均添加了控制變量。未添加控制變量的結(jié)果，將在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分給出。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文選取中國家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)庫中的2013年和2018年兩期數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。CHIP2013和CHIP2018數(shù)據(jù)中的住戶樣本均來自國家統(tǒng)計(jì)局住戶調(diào)查大樣本，覆蓋了城鎮(zhèn)、農(nóng)村和流動(dòng)人口三類住戶。兩次調(diào)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(gè)相同的省份，2018年的調(diào)查以內(nèi)蒙古代替新疆，兩期調(diào)查各涉及15個(gè)省。這些省分別位于東部、中部和西部地區(qū)，數(shù)據(jù)具有全國代表性。CHIP2013共覆蓋18397戶家庭62578個(gè)樣本，CHIP2018共覆蓋20451戶家庭70431個(gè)樣本。CHIP2013和CHIP2018數(shù)據(jù)包含了豐富的個(gè)人、家庭等層面信息，其中的收支數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局住戶調(diào)查大樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)質(zhì)量更高。

為了保證結(jié)果的精確性，需要對初始樣本進(jìn)行清理。首先，根據(jù)新農(nóng)保對參保對象的規(guī)定：年滿16周歲（不含在校學(xué)生）的非國家機(jī)關(guān)和事業(yè)單位工作人員及不屬于職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度覆蓋范圍的城鄉(xiāng)居民，可以在戶籍地參保，剔除了非農(nóng)業(yè)戶籍樣本。其次，剔除了參與其他養(yǎng)老保險(xiǎn)項(xiàng)目的樣本，以排除其可能對勞動(dòng)參與產(chǎn)生的影響。由于新農(nóng)保是居民自愿參與，因此保留了未參加任何養(yǎng)老保險(xiǎn)項(xiàng)目的樣本，以保證樣本的代表性。再次，考慮到領(lǐng)取低保待遇的農(nóng)村居民其本身的勞動(dòng)參與行為已經(jīng)受到社會(huì)福利政策的影響，因此將領(lǐng)取低保的樣本剔除。最后，基于斷點(diǎn)設(shè)計(jì)的帶寬要求，本文的基準(zhǔn)帶寬設(shè)定為＋/－5，即僅將年齡在55歲～65歲的樣本納入研究，同時(shí)由于在60歲這一年齡中混雜不同的處理狀態(tài)，因此將年齡為60歲的樣本剔除。最終得到的樣本數(shù)為3661個(gè)（2013年）和3293個(gè)（2018年），其中處理組1522個(gè)（2013年）和1622個(gè)（2018年），對照組2139個(gè)（2013年）和1671個(gè)（2018年）。

（三）變量

本文的被解釋變量為農(nóng)村戶籍受訪者在2013年和2018年當(dāng)年是否就業(yè)以及工作時(shí)長，就業(yè)是指從事本地農(nóng)林牧漁等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)（農(nóng)業(yè)勞動(dòng)）、本地工資性生產(chǎn)工作、本地非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)、外出從業(yè)活動(dòng)等市場化勞動(dòng)或從事其他勞動(dòng)（包括從事公共工程和村里親鄰幫工）以及家務(wù)勞動(dòng)等非市場化勞動(dòng)，涉及其中一項(xiàng)記為1，否則為0。同時(shí)為了更為細(xì)致地考察不同類型勞動(dòng)的變化，本文將勞動(dòng)細(xì)分為：總勞動(dòng)（包括市場化勞動(dòng)和非市場化勞動(dòng)，含家務(wù)勞動(dòng)）、總勞動(dòng)（包括市場化勞動(dòng)和非市場化勞動(dòng)，不含家務(wù)勞動(dòng)）、市場化勞動(dòng)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)（僅指本地農(nóng)林牧漁生產(chǎn)活動(dòng)）、工資勞動(dòng)（本地工資性生產(chǎn)工作）、非農(nóng)勞動(dòng)（本地非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)）、外出勞動(dòng)（外出從業(yè)活動(dòng)）、公共勞動(dòng)（公共工程）、鄰里幫親勞動(dòng)（村里親鄰幫工）和家務(wù)勞動(dòng)。工作時(shí)長為對應(yīng)勞動(dòng)類型的年工作天數(shù)，由于缺少家務(wù)勞動(dòng)的時(shí)長，因此總勞動(dòng)時(shí)長是指除去家務(wù)勞動(dòng)后的其他所有勞動(dòng)的勞動(dòng)時(shí)長。核心解釋變量為是否領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金，領(lǐng)取記為1，否則為0?？刂谱兞繛樾詣e（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?。ㄊ菫?，否為0）。

從各變量的基本統(tǒng)計(jì)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?！靠芍簭臅r(shí)間趨勢看，2018年相較于2013年，除工資勞動(dòng)、外出勞動(dòng)和家務(wù)勞動(dòng)以外，農(nóng)村居民的各項(xiàng)勞動(dòng)參與率均有所降低，與此對應(yīng)的各項(xiàng)勞動(dòng)時(shí)間也均有所降低。從橫截面看，除公共勞動(dòng)外，對照組比處理組的勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)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(tài)，對照組比處理組的在婚比例更高，不在婚的居民更需要養(yǎng)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(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)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(nóng)村居民的健康問題不容忽視。

四、實(shí)證結(jié)果及解釋

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1報(bào)告了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對農(nóng)村老年人勞動(dòng)參與率影響的回歸結(jié)果。從第二階段回歸結(jié)果可知，領(lǐng)取養(yǎng)老金對勞動(dòng)參與率的影響隨時(shí)間而變化，2018年領(lǐng)取養(yǎng)老金者的總勞動(dòng)參與率、非農(nóng)勞動(dòng)參與率和家務(wù)勞動(dòng)參與率均有所增加，即含家務(wù)勞動(dòng)的總勞動(dòng)參與率增加1.2個(gè)百分點(diǎn)，不含家務(wù)勞動(dòng)的總勞動(dòng)參與率增加1.8個(gè)百分點(diǎn)，家務(wù)勞動(dòng)參與率增加6.3個(gè)百分點(diǎn)，這說明達(dá)到退休年齡后農(nóng)村老年人會(huì)進(jìn)行更多的家務(wù)勞動(dòng)，非農(nóng)勞動(dòng)參與率增加1.7個(gè)百分點(diǎn)，這可能是因?yàn)槟挲g太大，部分農(nóng)村老年人難以再承擔(dān)繁重的農(nóng)業(yè)體力勞動(dòng)，轉(zhuǎn)而從事一些相對輕松的非農(nóng)勞動(dòng)，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。而市場化勞動(dòng)參與率、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率、工資勞動(dòng)參與率和外出勞動(dòng)參與率均有所下降，其中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率顯著降低12.1個(gè)百分點(diǎn)，在10%的水平上顯著；市場化勞動(dòng)參與率降低4.9個(gè)百分點(diǎn)，工資勞動(dòng)參與率降低3.3個(gè)百分點(diǎn)，外出勞動(dòng)參與率降低0.9個(gè)百分點(diǎn)，統(tǒng)計(jì)上均不顯著。2013年，除含家務(wù)勞動(dòng)的總勞動(dòng)參與率和家務(wù)勞動(dòng)參與率外，領(lǐng)取養(yǎng)老金者的不含家務(wù)勞動(dòng)的總勞動(dòng)參與率以及其他各項(xiàng)勞動(dòng)參與率均下降，統(tǒng)計(jì)上不顯著。其中，不含家務(wù)勞動(dòng)的總勞動(dòng)參與率顯著降低7.6個(gè)百分點(diǎn)，在10%的水平上顯著，家務(wù)勞動(dòng)參與率顯著增加18.6個(gè)百分點(diǎn)，在1%的水平上顯著，說明此時(shí)農(nóng)村老年人在領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金后會(huì)更多地參與到家務(wù)勞動(dòng)中來，而減少其他勞動(dòng)參與率。比較2018年和2013年的各項(xiàng)勞動(dòng)參與率可知，總體上總勞動(dòng)（含家務(wù)勞動(dòng)）參與率有所提升，且隨著時(shí)間的推移參與率提升得更多，這主要是由于家務(wù)勞動(dòng)參與率上升帶來的。雖然市場化勞動(dòng)參與率均是下降的，但5年間僅多下降了0.5個(gè)百分點(diǎn)，這主要是由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率和工資勞動(dòng)參與率的進(jìn)一步下降引起的。非農(nóng)勞動(dòng)參與率由下降轉(zhuǎn)為上升，外出勞動(dòng)參與率也有所回升。

第一階段回歸結(jié)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(lǐng)取養(yǎng)老金的概率顯著更高，即年齡超過60歲會(huì)以57.0%（2018年）、46.2%（2013年）的更高概率領(lǐng)取到養(yǎng)老金，也意味著養(yǎng)老金領(lǐng)取的規(guī)范性越來越高。簡約式回歸結(jié)果表明，在斷點(diǎn)附近，對照組和處理組的各項(xiàng)勞動(dòng)參與率存在差異。弱工具變量檢驗(yàn)的F值顯著大于10的閾值，表明工具變量是有效的。

表2報(bào)告了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對農(nóng)村老年人勞動(dòng)時(shí)間影響的回歸結(jié)果。從時(shí)間趨勢上看，領(lǐng)取養(yǎng)老金對勞動(dòng)時(shí)間的影響具有一致性。除非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間以外，領(lǐng)取養(yǎng)老金者的總勞動(dòng)時(shí)間、市場化勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、工資勞動(dòng)時(shí)間和外出勞動(dòng)時(shí)間均有所減少，其中，2018年總勞動(dòng)時(shí)間和市場化勞動(dòng)時(shí)間分別減少29.8天和30.7天，在10%的水平上顯著；農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間顯著減少30.4天，在1%的水平上顯著；工資勞動(dòng)時(shí)間減少11天，外出勞動(dòng)時(shí)間減少0.6天，非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間增加了10.5天，但在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，這與勞動(dòng)參與率的變化是一致的。2013年，總勞動(dòng)時(shí)間減少10.1天、市場化勞動(dòng)時(shí)間減少7.3天、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間減少4.5天、工資勞動(dòng)時(shí)間減少9.7天、外出勞動(dòng)減少6.9天，非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間增加7.9天，在統(tǒng)計(jì)上均不顯著。2018年相較于2013年，總勞動(dòng)時(shí)間和市場化勞動(dòng)時(shí)間均出現(xiàn)更明顯的減少，主要是由于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間減少所致。簡約式回歸結(jié)果表明，在斷點(diǎn)附近對照組和處理組點(diǎn)估計(jì)的斜率存在差異。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.驅(qū)動(dòng)變量和前定變量

Imbens和Lemieux指出^［34］，斷點(diǎn)回歸的因果識別有效性依賴于驅(qū)動(dòng)變量外生和前定變量在斷點(diǎn)處平滑這兩個(gè)條件。驅(qū)動(dòng)變量外生是指樣本不能被操縱或不能被精確操縱，對應(yīng)本文，即是說農(nóng)村居民不能通過人為篡改年齡以提前或推遲領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)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(diǎn)兩側(cè)，樣本量并未出現(xiàn)顯著的差異，處理組人數(shù)沒有顯著的上升或下降，表明驅(qū)動(dòng)變量的外生性得到了滿足。

前定變量在斷點(diǎn)處平滑是指，前定變量不會(huì)隨著個(gè)體是否領(lǐng)取養(yǎng)老金而發(fā)生改變。檢驗(yàn)前定變量平滑性的思路，可依基準(zhǔn)回歸方法進(jìn)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(jīng)確定了，因此滿足平滑性要求，即意味著二階段回歸系數(shù)不顯著。本文對各個(gè)前定變量的平滑性進(jìn)行了檢驗(yàn)，兩階段回歸結(jié)果顯示，前定變量的第二階段回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，限于篇幅回歸結(jié)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(diǎn)左右沒有發(fā)生顯著變化，證明前定變量滿足平滑性條件。

改變斷點(diǎn)回歸模型的設(shè)定是檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性的重要方式。本文檢驗(yàn)了改變模型設(shè)定后的回歸結(jié)果。Gelman和Imbens指出采用三階及以上高階多項(xiàng)式函數(shù)會(huì)干擾斷點(diǎn)存在性的結(jié)果^［35］，因此本文僅進(jìn)行了控制兩階多項(xiàng)式函數(shù)的回歸，其中首先將基準(zhǔn)回歸中的多項(xiàng)式階數(shù)由一階變?yōu)閮呻A，估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。緊接著，進(jìn)行帶寬的變換，即選擇兩個(gè)更小的帶寬（＋/－3和＋/－4）和兩個(gè)更大的帶寬（＋/－6和＋/－7）進(jìn)行重新估計(jì)，無論是縮小帶寬后的估計(jì)結(jié)果，還是擴(kuò)大帶寬后的回歸結(jié)果，系數(shù)的方向和顯著性均與基準(zhǔn)回歸保持了一致性。限于篇幅以上結(jié)果未在正文列出，如有需要可向作者索取。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)：控制變量和樣本調(diào)整

本文檢驗(yàn)了未添加控制變量和將60歲樣本加入處理組后的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)系數(shù)估計(jì)值的大小、顯著性以及符號方向均與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。這些均證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)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(diǎn)出現(xiàn)在60歲，在其他年齡處不存在顯著跳躍的斷點(diǎn)，故未進(jìn)行偽斷點(diǎn)檢驗(yàn)。

（三）機(jī)制分析：土地經(jīng)營

新農(nóng)保對農(nóng)村居民勞動(dòng)供給行為的影響是如何發(fā)生的呢？通過以上分析可知，農(nóng)村居民在領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金后，其勞動(dòng)參與率的下降和勞動(dòng)時(shí)間的減少主要源于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的參與率下降和勞動(dòng)時(shí)間的減少。由此推測，在領(lǐng)取養(yǎng)老金后，農(nóng)村老年人可能會(huì)耕種較少的土地。表3報(bào)告了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對土地經(jīng)營影響的結(jié)果。在新農(nóng)保開展初期的2013年，農(nóng)村60歲以上老年人實(shí)際經(jīng)營的土地面積比60歲以下的居民僅略微多一點(diǎn)，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，在一定程度上契合了當(dāng)期農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間變化不顯著的結(jié)果。隨著新農(nóng)保的持續(xù)推進(jìn)和土地流轉(zhuǎn)經(jīng)營制度的不斷完善。2018年時(shí)，農(nóng)村60歲以上老年人實(shí)際經(jīng)營的土地面積顯著更少，在5%的水平上顯著，這與其農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間的明顯下降一致。這在一定程度上反映出領(lǐng)取養(yǎng)老金有利于新時(shí)代的土地流轉(zhuǎn)經(jīng)營。

表3 領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對土地經(jīng)營的影響

（1）（2）實(shí)際經(jīng)營面積實(shí)際經(jīng)營面積2013年2018年領(lǐng)取養(yǎng)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(bào)告了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對贍養(yǎng)收入和醫(yī)療保健支出等方面影響的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，農(nóng)村60歲以上老年人的新農(nóng)保養(yǎng)老金收入顯著更高，且不斷提高。2013年時(shí)，領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金會(huì)擠出贍養(yǎng)收入，即社會(huì)養(yǎng)老會(huì)部分替代家庭養(yǎng)老，這與已有文獻(xiàn)結(jié)果一致。但2018年時(shí)，領(lǐng)取養(yǎng)老金的同時(shí)會(huì)擠入贍養(yǎng)收入，即社會(huì)養(yǎng)老轉(zhuǎn)變?yōu)榧彝ヰB(yǎng)老的補(bǔ)充。出現(xiàn)這一轉(zhuǎn)變的原因是新農(nóng)保養(yǎng)老金絕對額增長過慢，CHIP數(shù)據(jù)顯示，2013年新農(nóng)保人均養(yǎng)老金收入為589元，2018年為1255元，增長率高達(dá)113%，但絕對值仍十分低。同時(shí)，從新農(nóng)保的國家最低基礎(chǔ)養(yǎng)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(chǔ)養(yǎng)老金還是新農(nóng)保養(yǎng)老金的主要部分，這也表明以當(dāng)前的新農(nóng)保養(yǎng)老金水平難以為農(nóng)村老年人提供充分的養(yǎng)老保障，仍需要家庭私人轉(zhuǎn)移支付來支持。領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金有助于農(nóng)村老年人醫(yī)療保健支出的增加，對改善其健康水平有益。^{［21，23］}此外，領(lǐng)取養(yǎng)老金者的家庭儲蓄額相較于未領(lǐng)取者更少，這一方面是由于市場化勞動(dòng)參與率的下降和勞動(dòng)時(shí)間的減少導(dǎo)致收入減少，儲蓄自然更少；另一方面，也意味著較低的養(yǎng)老金收入難以滿足老年生活需要，要?jiǎng)佑脙π钜云交M(fèi)。領(lǐng)取養(yǎng)老金者相對于未領(lǐng)取者感到生活幸福的體驗(yàn)更差，但隨著時(shí)間的推移二者之間的幸福感差距在縮小，表明養(yǎng)老金水平的提升能夠提升老年人的幸福感，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。領(lǐng)取養(yǎng)老金對老年人對他人的信任感的影響有一定轉(zhuǎn)變，從顯著的更高到略低，且在統(tǒng)計(jì)上變得不再顯著。

五、結(jié)論與政策建議

在扎實(shí)推進(jìn)共同富裕的新發(fā)展階段，不斷提高農(nóng)村居民的養(yǎng)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(guān)注新農(nóng)保對農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率或勞動(dòng)時(shí)間的影響，本文細(xì)致考察了新農(nóng)保對總勞動(dòng)以及各類型勞動(dòng)的參與率和勞動(dòng)時(shí)間的影響，并彌補(bǔ)了以往研究僅關(guān)注新農(nóng)保政策出臺初期的影響，而未關(guān)注其長期影響的不足。在當(dāng)前新農(nóng)保養(yǎng)老金水平還很低的情境下，領(lǐng)取養(yǎng)老金僅是使得農(nóng)村老年人在不同類型勞動(dòng)間轉(zhuǎn)換工作。新農(nóng)保推出初期的2013年，領(lǐng)取養(yǎng)老金者的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率下降，但家務(wù)勞動(dòng)參與率顯著增加，總勞動(dòng)（含家務(wù)勞動(dòng)）參與率基本不變。2018年時(shí)，雖然領(lǐng)取養(yǎng)老金者的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率顯著更低，但總勞動(dòng)參與率反而略高。總勞動(dòng)時(shí)間和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間不斷減少，但非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間卻有所增加。本文分析了新農(nóng)保對農(nóng)村居民勞動(dòng)參與行為影響的動(dòng)態(tài)變化，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間在短期沒有顯著變化，而是長期的下降趨勢更顯著。同時(shí)，本文進(jìn)一步分析了這一變化產(chǎn)生的機(jī)制，即主要是源于土地經(jīng)營面積的減少，這是已有研究未曾關(guān)注的。已有研究發(fā)現(xiàn)領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金會(huì)顯著降低家庭養(yǎng)老的作用，而本文卻發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老對家庭養(yǎng)老由擠出變?yōu)閿D入，這是因?yàn)楫?dāng)前的養(yǎng)老金水平仍然過低，社會(huì)養(yǎng)老難以替代家庭養(yǎng)老，只能作為家庭養(yǎng)老的補(bǔ)充。在我國老齡化快速發(fā)展的情景下，保障“老有所養(yǎng)”是無可非議的，這也是實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老基本公共服務(wù)均等化的政策要求。

因此在維持正常勞動(dòng)供給和經(jīng)濟(jì)增長的方向上，一是，在人均預(yù)期壽命大幅延長的背景下，應(yīng)逐步實(shí)施延遲退休年齡政策，尊重人們的勞動(dòng)選擇，鼓勵(lì)有勞動(dòng)意愿且有勞動(dòng)能力的老年人繼續(xù)參加勞動(dòng)。二是，要實(shí)施更加積極的就業(yè)政策，為老年人就業(yè)創(chuàng)造有利條件，即政府應(yīng)鼓勵(lì)企業(yè)為老年人提供合適的就業(yè)崗位，并對相關(guān)企業(yè)實(shí)施稅收優(yōu)惠政策以激勵(lì)企業(yè)吸納老年人就業(yè)。三是，要著力提升全體居民的人力資本水平，提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)績效，以更高的人口質(zhì)量來更好地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)。四是，借鑒國際經(jīng)驗(yàn)，改革和優(yōu)化基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，逐步廢除或大幅提高強(qiáng)制退休年齡政策，實(shí)行標(biāo)準(zhǔn)退休年齡政策，即設(shè)置開始領(lǐng)取養(yǎng)老金的年齡區(qū)間，在養(yǎng)老金總規(guī)模不變的條件下，早退休每月少領(lǐng)退休金，晚退休每月多領(lǐng)養(yǎng)老金，完全由個(gè)人在區(qū)間內(nèi)選擇何時(shí)退休，這樣既能夠避免退休年齡“一刀切”的弊端，又能夠維護(hù)社會(huì)的團(tuán)結(jié)和穩(wěn)定。此外，應(yīng)繼續(xù)提高國家最低基礎(chǔ)養(yǎng)老金水平，以更好地滿足農(nóng)村老年人的健康生活所需，真正發(fā)揮基礎(chǔ)養(yǎng)老金防止老年貧困的功能，積極推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

參考文獻(xiàn)：

［1］張川川，陳斌開.“社會(huì)養(yǎng)老”能否替代“家庭養(yǎng)老”——來自中國新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2014（11）：102～115.

［2］Holzmann， R.. Old-age Income Support in the 21st Century： An International Perspective on Pension Systems and Reform［M］. World Bank Publications， 2005.

［3］Ma， X.， Wang， X.， amp; Song， X.. Public Pension Reforms in China： Process and Institutional Contents［M］. Public Pension Reforms in China. Singapore： Springer Nature Singapore， 2023： 13～34.

［4］杜鵬.中國人口老齡化現(xiàn)狀與社會(huì)保障體系發(fā)展［J］.社會(huì)保障評論，2023（2）：31～47.

［5］林毅夫，付才輝，卓唯佳.中國式老齡化：從健康奇跡到養(yǎng)老奇跡［J］. 商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理， 2023（9）： 5～19.

［6］Feldstein， M.. Social Security， Induced Retirement， and Aggregate Capital Accumulation［J］. Journal of Political Economy， 1974（5）： 905～926.

［7］Meghir， C.， amp; Whitehouse， E.. Labour Market Transitions and Retirement of Men in The UK［J］. Journal of Econometrics， 1997（2）： 327～354.

［8］de Carvalho Filho， I. E.. Old-age Benefits and Retirement Decisions of Rural Elderly in Brazil［J］. Journal of Development Economics， 2008（1）： 129～146.

［9］Gruber， J.， amp; Wise， D.. Social Security and Retirement： An International Comparison［J］. American Economic Review， 1998（2）： 158～163.

［10］Blau， D. M.， amp; Goodstein， R. M.. Can Social Security Sxplain Trends in Labor Force Participation of Older Men in The United States？［J］. Journal of Human Resources， 2010（2）： 328～363.

［11］Krueger， A. B.， amp; Pischke， J. S.. The Effect of Social Security on Labor Supply： A Cohort Analysis of The Notch Generation［J］. Journal of Labor Economics， 1992（4）： 412～437.

［12］Jensen， R. T.. Do Private Transfers ‘Displace’ The Benefits of Public Transfers？ Evidence from South Africa［J］. Journal of Public Economics， 2004（1-2）： 89～112.

［13］Cerda， R. A.. Does Social Security Affect Retirement and Labor Supply？ Evidence from Chile［J］. The Developing Economies， 2005（2）： 235～264.

［14］黃煒，任昶宇，周羿.退休制度、勞動(dòng)供給與收入消費(fèi)動(dòng)態(tài)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2023，58（01）：141～157.

［15］Ruhm， C. J.. Do Pensions Increase The Labor Supply of Older Men？［J］. Journal of Public Economics， 1996（2）： 157～175.

［16］Kaushal， N.. How Public Pension Affects Elderly Labor Supply and Well-being： Evidence from India［J］. World Development， 2014： 214～225.

［17］解堊.“新農(nóng)保”對農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給及福利的影響［J］.財(cái)經(jīng)研究，2015（8）：39～49.

［18］劉子蘭，鄭茜文，周成.養(yǎng)老保險(xiǎn)對勞動(dòng)供給和退休決策的影響［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2019（6）：151～167.

［19］Ning， M.， Gong， J.， Zheng， X.， et al.. Does New Rural Pension Scheme Decrease Elderly Labor Supply？ Evidence from CHARLS［J］. China Economic Review， 2016： 315～330.

［20］程杰.養(yǎng)老保障的勞動(dòng)供給效應(yīng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2014（10）：60～73.

［21］Huang， W.， amp; Zhang， C.. The Power of Social Pensions： Evidence from China's New Rural Pension Scheme［J］. American Economic Journal： Applied Economics， 2021（2）： 179～205.

［22］秦聰，郭婧.中國新農(nóng)保制度的實(shí)踐與問題分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2021（5）：21～38.

［23］Cheng， L.， Liu， H.， Zhang， Y.， et al.. The Health Implications of Social Pensions： Evidence from China's New Rural Pension Scheme［J］. Journal of Comparative Economics， 2018（1）： 53～77.

［24］Juarez， L.， Crowding Out of Private Support to the Elderly： Evidence from A Demogrant in Mexico［J］. Journal of Public Economics， 2009（3-4）： 454～463.

［25］陳華帥，曾毅.“新農(nóng)?！笔拐l受益：老人還是子女？［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2013（8）：55～67;160.

［26］程令國，張曄，劉志彪.“新農(nóng)保”改變了中國農(nóng)村居民的養(yǎng)老模式嗎？［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2013（8）：42～54.

［27］Maitra， P.， amp; Ray， R.. The Effect of Transfers on Household Expenditure Patterns and Poverty in South Africa［J］. Journal of Development Economics， 2003（1）： 23～49.

［28］馬光榮，周廣肅.新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對家庭儲蓄的影響：基于CFPS數(shù)據(jù)的研究［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2014（11）：116～129.

［29］Kolsrud， J.， Landais， C.， Reck， D.， amp; Spinnewijn， J.. Retirement Consumption and Pension Design［J］. American Economic Review， 2024（1）：89～133.

［30］Duflo， E.. Child Health and Household Resources in South Africa： Evidence from The Old Age Pension Program［J］. American Economic Review， 2000（2）： 393～398.

［31］Edmonds， E. V.. Child Labor and Schooling Responses to Anticipated Income in South Africa［J］. Journal of Development Economics， 2006（2）： 386～414.

［32］Aizer， A.， Eli， S.， Ferrie， J.， amp; Lleras-Muney， A.. The Long-run Impact of Cash Transfers to Poor Families［J］. American Economic Review， 2016（4）： 935～71.

［33］Lee， D. S.， amp; Lemieux， T.. Regression Discontinuity Designs in Economics［J］. Journal of Economic Literature， 2010（2）： 281～355.

［34］Imbens， G. W.， amp; Lemieux， T.. Regression Discontinuity Designs： A Guide toPractice［J］. Journal of Econometrics， 2008（2）： 615～635.

［35］Gelman， A.， amp; Imbens， G.. Why High-order Polynomials Should Not Be Used in Regression Discontinuity Designs［J］. Journal of Business amp; Economic Statistics， 2019（3）： 447～456.

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

YUE Ximing，F(xiàn)AN 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(zé)任編輯：吳錦丹