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养老保险对乡城流动人口劳动供给的影响

范文

冯志坚莫旋

摘要：基于2016年全国流动人口动态调查数据，运用内生转换回归模型，校正了样本选择偏差与劳动供给决定的异质性，实证研究了养老保险对乡城流动人口劳动供给的影响。研究发现：年龄、教育年限及在婚状态、签有劳动合同、小时工资水平、参加失业保险、市均参保率都正向显著影响乡城流动人口的参保选择。养老保险对乡城流动人口周工作时间的平均处理效应为-3.99小时。进一步的研究发现，参加养老保险增加了周工作40小时以内人员的劳动供给，减少了周工作时间40小时以上人员的劳动供给。扩大养老保险覆盖面，破除正规劳动力市场进入壁垒，有利于乡城流动人口增加劳动供给。

关键词：养老保险;收入效应;替代效应;内生转换回归模型

中图分类号：F241.2

文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2019）04-0014-16

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2019.04.002

一、引言

20世纪90年代以来，乡城流动人口成为发达地区非熟练劳动力的重要来源，它推动了这些地区的经济增长和市场繁荣，因而受到学者们的广泛关注。中国经济进入新常态以来，劳动力市场正面临劳动力短缺的现实。党的十六大以来，党和政府致力于全面贯彻可持续的科学发展观，逐步建立了全面保障和改善民生的制度体系，2012年7月，基本实现了全国范围内社会养老保险制度全覆盖，2014年7月部分省份开始将新农保与城镇居民社会养老保险合并为统一的城乡居民社会养老保险。乡城流动人口普遍参加了新型农村养老保险、城镇职工基本养老保险、城乡居民社会养老保险等各种养老保险。参加养老保险是否影响了乡城流动人口的劳动供给？这些影响是否存在异质性？了解上述问题对于建立完善的养老保障制度体系，推进乡城流动人口劳动力市场长期健康发展具有非常重要的现实意义。

国内外许多文献基于不同数据和研究方法对养老保险影响劳动力市场的机制进行了理论分析与实证研究，得出了三种不同的观点：第一种观点认为养老保险待遇产生了劳动供给的负向效应。养老保险能够增加行为主体当期或预期收入水平，放松预算约束，激励主体增加闲暇时间从而减少劳动供给。如阿克塞尔（Axel）研究发现，欧洲的养老金制度是导致近几十年来整个欧洲国家老年劳动参与下降的重要原因[1]。维麦（Vimal）研究发现南非的养老金计划导致其就业率和劳动力供给显著下降[2]。黄宏伟等利用全国农村固定观察点2011年抽样调查数据研究发现，新农保的养老金收入显著减少了农村老年人的劳动供给，且对农业劳动供给的影响更大[3]。程杰利用2011年四川省成都市的调查数据研究发现，养老保险待遇显著降低了劳动总供给，且对农业劳动供给的影响更大，不同类型养老保险的劳动供给效应存在显著差异[4]。张川川等使用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据研究发现，新农保的养老金收入显著减少了老年人的劳动供给[5]。刘凌晨等研究发现，新农保养老保险待遇显著减少了中老年农民的非农劳动供给[6]。李江一等利用中国家庭金融调查（CHFS）2013年数据研究发现，新农保养老金降低了人力资本较高劳动者的劳动参与率[7]。第二种观点认为养老保险待遇会产生劳动供给的正向效应。養老保障产生的当期或预期收益会对劳动供给产生替代效应，可能通过扩大人力资本投资从而增加劳动供给。如波塞尔等（Posel et al）利用1993年的南非数据研究发现，养老金劳动供给显著地促使农村女性劳动力成为迁移劳动者，增加了劳动供给[8]。鲁靖等利用2015年中国健康与养老追踪调查数据研究发现，新农保对于农村老年人非农劳动供给有显著正向效应，且女性敏感性大于男性[9]。第三种观点认为养老保险对劳动供给没有显著影响。如劳拉（Laura）研究发现，养老保险待遇并没有显著改变墨西哥的劳动供给[10]。解垩利用2008年和2012年中国健康与养老追踪调查两期面板数据研究发现，新农保短期内对老年人劳动供给没有显著影响，其可能的原因是补助强度太小[11]。

还有部分文献研究发现，养老保险的劳动供给效应对不同群体影响具有显著差异，不同行为主体的效用函数不同。如鲁姆（Ruhm）基于1969—1979年美国数据研究发现，养老保险待遇提高了50—60岁人员的劳动供给，却减少了65—69岁老年人的劳动供给[12]。导致50—60岁人员的劳动供给增加的原因可能是人们对退休年龄延迟和退休金待遇下降的担心。周云波等利用中国健康与养老追踪调查数据研究发现，新农保对农村中老年人的劳动总供给没有显著影响，但对不同年龄段劳动供给影响具有异质性[13]。赵晶晶等基于2013年中国健康与养老追踪调查数据研究发现，养老保险收入对农村老年人劳动供给的影响具有显著的年龄和性别差异[14]。

相比以上诸多研究，

本文的主要贡献是：第一，考虑到乡城流动人口参与养老保险的自选择问题以及是否参加养老保险对乡城流动人口劳动供给存在较大的异质性，采用曼德拉（Maddala）提出的内生转换回归模型（ESRM）来综合评价养老保险对乡城流动人口劳动供给的影响[15]。第二，基于是否参加养老保险两组乡城流动人口实际周工作时间差异，分别估计了养老保险对周工作时间40小时以内及40小时以上的人群劳动供给的影响。

二、理论框架与研究方法

流动人口调查数据以周工作时间小时数来衡量劳动供给，本文假定户籍为农村户口的乡城流动人口在考察期内全部劳动时间从事非农工作。借鉴辛格（Singh）等的农户经济分析基本框架[16]，将养老保险因素引入乡城流动人口预算约束模型，在预算约束下最大化由劳动供给和闲暇决定的效用函数，以确定最优的劳动供给和闲暇时间，具体公式如下：

其中，效用函数U取决于收入Y和闲暇E，L为乡城流动人口的总时间，Wn 为乡城流动人口的劳动工资率，PE为养老保险获得的当期或预期收入，V为其他来源收入，Ef为家庭支出。

通过对上述方程转换，可以得到乡城流动人口的非农劳动供给方程：

由此可见，影响乡城流动人口劳动供给H的主要因素包括劳动工资率、养老保险收益、其他收入、家庭支出等。本文主要讨论养老保险对乡城流动人口劳动供给的影响，借鉴程杰的计量模型[4]构建如下劳动供给决定模型：

由于参加养老保险选择不是随机给定的，决定劳动供给的影响因素还存在个人能力、风险偏好等遗漏变量，普通最小二乘法回归将无法得到无偏的一致估计量。工具变量法尽管能够一定程度上改善遗漏变量引起的内生性问题，但没有考虑处理效应的异质性。而处理效应模型尽管能够校正样本自选择偏误，但没有考虑参加与未参加养老保险者劳动供给决定因素的异质性。内生转换模型综合考虑了参加养老保险的选择性偏差和参加养老保险与否两组人员劳动供给的异质性问题，能够获得有效的一致估计量，是适合本文的比较理想的研究方法。

1.内生转换回归模型

根据现有的研究成果，人们参加养老保险的选择决策并不是外生变量，户籍为农村户口的乡城流动人口参加养老保险选择是基于自身经济条件与投入收益权衡的自选择，存在不可观测因素同时影响养老保险参与选择和劳动供给。参照穆怀中等、常芳等和柳晨的理论模型[17-19]，构建户籍身份为农民的乡城流动人口参加养老保险的选择模型：

其中，P*i表示乡城流动人口参加养老保险潜在的净收益，这种潜在收益不可观测，并且因人而异。Vi是不可观测的随机扰动项。如果乡城流动人口选择参加养老保险则Pi=1，否则Pi=0。Zi表示可观测到的向量，Zi中既包含影响劳动供给的个体和家庭特征变量，也包含只影响参加养老保险选择决策，而不直接影响劳动供给水平的特征变量。本文选择是否参加失业保险、所在市乡城流动人口平均参加养老保险比率作为识别变量。

公式（5）中潜在参加养老保险收益影响了乡城流动人口提高就业投资增加劳动供给的潜力，从而影响劳动供给决定方程。对总样本而言，乡城流动人口参加养老保险决策的潜在劳动供给（H1i，H0i）可以表示为：

2.基于内生转换回归模型的处理效应估计方法

通过以上内生转换模型，可以估计出乡城流动人口的实际劳动供给期望与反事实劳动供给的期望值，进一步用来分析参加者的劳动供给与未参加者的差距。具体计算方程如下：

三、数据来源与变量说明

1.数据来源

本文的研究数据来源于2016年全国流动人口动态监测调查数据。该调查包含全国31 个省（区、市）和新疆生产建设兵团，调查的总样本量约为 16.9 万人。本文主要研究养老保险对乡城流动人口劳动供给的影响，由于城城流动人口在劳动市场中具有更多户籍优势[21]，就业身份为雇主和自营劳动者的乡城流动人口的劳动供给容易受到本身经营状况和市场风险等因素的影响[22]，在研究中加以剔除。故选取户口性质为农业，就业身份为雇员的乡城流动人口样本。删除所有变量缺漏值以后，获得有效观测样本20377个。

2.变量说明与描述性统计

根据现有相关文献，本文选取进入计量模型的主要变量说明如下。

（1）非农劳动供给。

以调查数据中提供的每周工作小時数代表乡城流动人口非农劳动供给，作为计量模型的因变量。样本中的乡城流动人口实际每周工作时间为1至99小时，均值为54小时，说明乡城流动人口大部分人工作时间超过了法定周工作时间40小时，超过幅度为35%。

（2）是否参加养老保险。

根据调查中是否参加养老保险的回答，确定养老保险虚拟变量。研究样本中参加养老保险人数为12342人，占总人数20377人的60.57%。这表明参加养老保险已经成为乡城流动人口多数人普遍接受的事物。

（3）影响劳动供给的解释变量。

根据前述计量模型设定，本文考察乡城流动人口劳动供给方程的解释变量包括：①性别（男性取1，女性取0），男性工作时间通常高于女性。②受教育年限，根据问卷调查中目前的最高教育程度转换为受教育年限，按照未上过学教育年限为0年，小学教育年限为6年，初中为9年，高中12年，专科15年，本科16年，研究生19年进行转换。样本中乡城流动人口受教育年限平均为10.01年，说明乡城流动人口平均受教育程度为初中以上水平。③年龄，根据调查问卷中调查年份减去出生年份。样本中乡城流动人口平均年龄为32.78岁，最大为75岁，最小15岁。表明乡城流动人口主要是青壮年，但也包含少部分60岁以上老年人。④外出时间，根据调查问卷中流动时间累计多少年来表示。⑤在婚状态，根据调查中婚姻状态问卷，按照把初婚与再婚定义为1，其他为0定义虚拟变量。⑥是否签订劳动合同，把调查问卷中目前与工作单位签订了固定期限和无固定期限合同的定义为1，其他为0。样本中平均有66%的乡城流动人口与单位签订了劳动合同。⑦是否党员，根据调查问卷中是否共产党员来确定。⑧家庭规模，以调查问卷中家庭人数获得，样本中平均家庭规模为2.68人，最大为9人，表明乡城流动人口家庭规模差别较大。⑨家庭人均月收入（千元），以调查问卷中家庭在本地每月总收入除以家庭人数，再除以1000。样本中家庭人均月收入2.46千元，最大值80千元，最小值为0。说明乡城流动人口家庭人均月收入差别悬殊。⑩小时工资率，调查数据中提供了乡城流动人口个人每月纯收入、单位每月包吃包住折合收入和家庭在就业单位包吃包住人数。根据上述数据，用个人每月纯收入加上单位每月包吃包住折合收入除以家庭在就业单位包吃包住人数得到乡城流动人口个人每月总收入。以每月按工作4周计算得出乡城流动人口每月实际工作时间，以月实际总收入除以月实际工作时间得到乡城流动人口的小时工资，代表乡城流动人口的非农劳动工资率。样本中乡城流动人口的平均非农劳动工资率为21.22元每小时，方差为26元。最小值0.88元，最大值2125元，表明乡城流动人口小时工资差别悬殊。

B11就业单位类型和省份，流动人口就业单位和就业省份分布较广，两者都在劳动保障制度方面存在显著差别，并影响流动人口劳动供给，因而分别构建虚拟变量加以控制。

（4）影响参加养老保险选择的解释变量。

根据现有文献，决定乡城流动人口劳动供给的影响因素同时也影响了乡城流动人口参加养老保险的选择。此外，根据穆怀中等以及常芳等的研究，农民选择参加养老保险的主要决定因素还包括农民对养老保险政策了解程度、参保手续便捷程度、经办人员服务态度等变量[1718]。结合调查可得的数据，选取样本中乡城流动人口所在城市平均参加养老保险比率和是否参加失业保险作为选择方程的识别变量。市参保率和是否参加失业保险两个变量一定程度上体现了乡城流动人口对养老保险政策的了解程度和实际办理养老保险的便捷程度。样本中参加养老保险的乡城流动人口的市参保率和参加失业保险比率均值分别为0.63和0.53，控制组的对应值分别为0.52和0.02。

为明确考察参加养老保险对乡城流动人口劳动供给的实际影响，图1给出了参加养老保险与未参加养老保险的乡城流动人口周工作时间的概率密度图。从图1可以看出，周工作时间40小时前后，参加组的周工作时间与未参加组周工作时间对比关系出现反转。因此，在后续研究中，本文按照法定周工作时间40小时，把总样本划分为周工作时间40小时以内的子样本1和周工作时间40小时以上的子样本2分别进行实证分析。

表1给出了总样本、子样本1和子样本2中乡城流动人口中养老保险参加者和未参加的描述性统计结果。从统计结果来看，总样本中未参加者的平均周工作时间比参加者的周工作时间高4.55小时，而平均小时工资却比参加养老保险的低3.61元，劳动工资率对劳动供给表现出明显的收入效应。然而，从其他决定劳动供给的因素来看，参加养老保险组的均值都明显高于未参加组的水平。

子样本1包含周工作时间40小时以内的乡城流动人口人数为4858人，占全部乡城流动人口的23.84%，参加养老保险的人员比例为71.33%，高于总样本的平均水平（60.57%）。子样本2的乡城流动人口参加养老保险的人数比例为57.20%。家庭规模均值大于子样本1的均值，有养老保险组家庭人均月收入均值低于无养老保险组均值。

四、实证结果与分析

本文分三步對此进行考察，首先，用全样本进行内生转换模型回归，考察参加养老保险选择和对劳动供给决定影响因素的贡献大小。其次，对周工作时间40小时以内子样本1和周工作时间40小时以上的子样本2的观测值，分别运用内生转换回归模型进行分析。最后，本文分别从不同估计方法和不同参保地两个层面检验前述结论的稳健性。

1.总样本回归结果与分析

表2中第2至4列汇报了总样本回归结果。从表2第2列选择方程结果来看，年龄显著正向影响乡城流动人口参加养老保险选择。封铁英等研究发现，年龄越大对未来养老需求越强烈，越愿意参加养老保险[23]。根据柳晨的研究，农民年龄越大，受到政策照顾越多，个人的养老意识更强，更愿意参加养老保险[19]。教育年限越长，文化程度越高者，养老意识越强，对养老政策越了解，越愿意参加养老保险。在婚状态对参加养老保险选择影响显著为正，说明在婚状态乡城流动人口具有更强风险规避倾向，对养老保险需求更强。这与林本喜等的研究结论[24]一致。签订劳动合同对乡城流动人口参加养老保险的影响显著为正，乡城流动人口与工作单位签订劳动合同增强了其收入来源保障能力，使其更有能力承担购买养老保险的费用。小时工资率越高，乡城流动人口越愿意参加养老保险。乡城流动人口以年龄40岁以下年轻人为主体，小时工资越高者，参加养老保险的经济负担越轻，越愿意参加养老保险。此外，参加失业保险的乡城流动人口更愿意参加养老保险。参加失业保险者收入更有保障，对保险知识和养老保险政策更加了解，因而更愿意参加养老保险。穆怀中等和常芳等研究认为，对养老保险政策更了解的农民更愿意参加养老保险[17-18]。乡城流动人口所在城市的养老保险平均参保率对乡城流动人口个人参加养老保险的影响显著为正。这表明乡城流动人口参加养老保险意愿受到工作生活环境中其他人的影响突出，乡城流动人口大部分是初中文化水平，平均受教育年限为10.01年，个人对国家养老保险政策的了解有限。

从表2第3至4列劳动供给方程的结果来看，男性性别显著正向影响参加养老保险组和未参加养老保险组的劳动供给，且对于未参加者影响更大。

年龄对未参加者影响显著为负，而对参加者影响不显著，表明年龄因素主要影响了未参加养老保险者的劳动供给。

程杰研究发现农民年龄负向显著影响非农劳动供给，但没有区分参保者与未参保者的区别[4]。外出时间对乡城流动人口参加养老保险者与未参加养老保险者的劳动供给都产生了显著正向影响，且对参加者的影响更大。这体现了乡城流动人口的非农工作经验是影响其劳动供给的重要因素。教育年限负向地显著影响了乡城流动人口参加养老保险者与未参加养老保险者的劳动供给，且对参加者的影响更大。工资率也负向显著影响乡城流动人口的劳动供给，但对未参加养老保险者的影响更大。

程杰研究发现，农民的受教育年限正向显著影响非农劳动供给，对总劳动供给影响不显著[4]。与本文研究结论出现差异的原因是约束条件不同，程杰以农民全年工作天数来考察劳动供给，非农劳动报酬率通常高于农业劳动，教育程度越高，能够获取非农劳动机会越多[4]。在婚状态正向显著影响未参加养老保险者劳动供给，但对参加养老保险者影响不显著。可能的原因是未参加养老保险者通常面临未来收入的不确定性，在婚者需要提供越多的劳动供给以保障家庭支出。签订劳动合同显著负向影响了乡城流动人口的劳动供给，且对参加养老保险者影响更大。乡城流动人口周工作时间大部分超过了法定工作时间，签订劳动合同者通常受到劳动法的保护，减少过度劳动供给。家庭规模正向显著影响乡城流动人口劳动供给，且对未参加者的影响更大。家庭规模越大，经济负担越重，需要提供的劳动供给越多。家庭人均月收入正向显著影响了未参加养老保险者的劳动供给，但对参加者的影响不显著。

此外，参加者和未参加者的劳动供给方程的逆米尔斯比（mills0/mills1）都在1%水平上显著，参加养老保险的选择方程及劳动供给方程的联合独立性似然比检验也通过了显著性检验，表明有必要校正由不可观测变量引起的样本选择偏误。

选择方程与未参加者劳动供给方程的误差项的相关系数rho0不显著，而与参加者劳动供给方程的误差项的相关系数rho1显著为正。说明乡城流动人口参加养老保险存在正向选择效应，劳动供给较多者更愿意参加养老保险[20]。

为准确度量参加养老保险对劳动供给的影响，本文根据前述方法计算出ATT为-3.137小时，ATU为-5.30小时，两者综合的加权平均值ATE为-3.99小时。ATT>ATE>ATU，参加者的平均处理效应大于未参加者，参加养老保险带来了劳动供给增加效应，表明目前乡城流动人口实际参加养老保险的选择机制发挥了良好的选择作用。

2.周工作40小时以内与40小时以上样本的回归结果与分析

前面图1显示，养老保险待遇对周工作时间在40小时上下的乡城流动人口劳动供给的影响截然不同。为此，本文基于周工作时间把40小时以内的子样本1和40小时以上的子样本2，重新拟合内生转换回归模型（ESRM），模型拟合结果分别见表2的第5至7列和表3的第2至4列。表2的第5列与表3的第2列结果显示，子样本1与子样本2的选择方程与总样本中的选择方程的拟合结果非常接近，只有家庭人均月收入在总样本中不显著，而在子样本1中在5%水平上显著为正，子样本2中为负。这体现了参加养老保险动机在乡城流动人口中存在差异：对周工作40小时以内的人员而言，家庭人均月收入越高的人越容易选择参加养老保险，而对周工作40小时以上的人员而言，家庭人均月收入越低的人员越容易选择参加养老保险。

从两个子样本的劳动供给方程结果来看，周工作时间40小时以内的子样本1中，年龄对未参加者的影响不显著，对参加者影响显著。教育年限对未参加者影响不显著，而对参加者的影响显著为正，表明参加者受教育水平更高，更容易获得正常工资率的劳动机会。对周工作时间40小时以上的子样本2，在婚状态、家庭规模和家庭人均月收入正向显著影响乡城流动人口的劳动供给，表明低工资率的流动人口主要通过增加劳动供给来维持在婚状态的经济稳定和家庭人均月收入。

子样本1的选择方程与参加者劳动供给方程的误差项相关系数rho1显著为负，表明子样本1中参加养老保险存在一种负向选择过程。劳动供给时间较低者更容易選择参加养老保险。相反，子样本2的选择方程与参加者劳动供给决定方程的误差项相关系数rho1显著为正，表明劳动供给时间较长者更容易选择参加养老保险。

同样，为准确度量参加养老保险对乡城流动人口劳动供给的影响，根据与总样本相同的计算方法计算出周工作时间40小时以内的乡城流动人口参加养老保险带来劳动供给效应：ATT为0.820小时，ATU为1.419小时，两者综合的加权平均值ATE为0.992小时。这表明参加养老保险对周工作时间40小时以内的乡城流动人口而言，主要促进了劳动供给的增长，养老保险体现为替代效应。根据同样的方法，计算出周工作时间40小时以上的乡城流动人口参加养老保险带来劳动供给效应：ATT为-3.096小时，ATU为-4.720小时，两者综合的加权平均值ATE为-3.791小时。这表明参加养老保险对周工作时间40小时以上的乡城流动人口带来了劳动供给的减少，养老保险的作用体现为收入效应。

为了更清晰地反映参加养老保险对乡城流动人口周工作时间的影响，本文分别给出了周工作时间40小时以内的子样本1和周工作时间40小时以上的子样本2分别在两种情境下的周工作时间的概率密度分布（见图2a、b和图3a、b）。

图2a显示，对周工作时间40小时以内的乡城流动人口而言，若参加者选择不参加养老保险，其劳动供给的概率密度将小幅左移，表明在剔除样本选择偏差情况下，参加养老保险能小幅提升其劳动供给水平。图2b则显示，未参加者在参加养老保险的反事实情境下，其劳动供给的概率密度将小幅向右移动，其劳动供给水平提升幅度与参加者的劳动供给提升幅度相近。总体来看，参加养老保险能显著提高周工作时间40小时以内的流动人口的劳动供给水平。

图3a显示，对周工作时间40小时以上的乡城流动人口而言，若参加者选择不参加养老保险，其劳动供给的概率密度将小幅右移，表明在剔除样本选择偏差情况下，参加养老保险能小幅减少其劳动供给水平。图3b则显示，未参加者在参加养老保险的反事实情境下，其劳动供给的概率密度将小幅向左移动，其劳动供给减少幅度大于参加者的劳动供给减少幅度。总体来看，参加养老保险能显著减少周工作时间40小时以上的流动人口的劳动供给水平。

3.稳健性检验

（1）不同估计方法检验。

为进一步检验内生转换回归模型结论的稳健性，表3第5至7列集中给出了基于总样本与子样本1、子样本2的工具变量法回归结果。比较发现，工具变量法模型高估了养老保险对劳动供给的作用。表4汇报了处理效应模型和ESRM对总样本、子样本1和子样本2分别回归的结果。对于总样本回归得到的参加养老保险对劳动供给的处理效应为-5.457小时，影响大于内生转换回归模型的估计结果。子样本1和子样本2的处理效应模型估计结果分别为0.823小时和-3.465小时，影响小于内生转换回归模型的估计结果。

（2）不同参加地点养老保险的样本检验。

已有文献研究表明，不同类型养老保险对劳动供给的影响存在差异，城镇职工养老保险和农民工综合养老保险将促进非农劳动供给的增加，而新农保和失地农民养老保险将减少非农劳动供给[4]。为此，本文基于现有数据分别用总样本中本地参加养老保险人员、户籍地参加养老保险人员与相应未参加养老保险流动人口组成新样本运用内生转换回归模型分析，结果见表5第2至3列;还以周工作时间40小时为界，分别运用前述模型考察本地参保与户籍地参保的养老保险对流动人口劳动供给的影响，结果如表5第4至7列所示。总样本至子样本2的回归表明，养老保险减少了流动人口劳动供给。表5第4至5列结果表明，本地参加养老保险显著增加周工作时间在40小时以内的流动人口劳动供给。以上结果表明前述研究结论具有较好的稳健性。不同地点参加养老保险对周工作时间影响差别主要体现在40小时以内流动人口劳动供给的作用，本地参加者显著增加了雇员劳动供给，户籍地参加者显著减少了雇员劳动供给。之所以出现以上情形，其可能的原因是户籍地参加者省内流动和市内流动的比例更高，农业劳动替代非农劳动的可能性更高。

五、结论

本文基于2016年全国流动人口动态监测调查数据20377个乡城流动人口观测样本，区分周工作40小时以内及40小时以上的两个子样本的乡城流动人口参加养老保险对劳动供给的影响，并运用内生转换回归模型考察了参加养老保险对劳动供给的影响。研究结果表明：第一，乡城流动人口参加养老保险总体上会减少劳动供给水平，主要原因在于乡城流动人口本身存在超额劳动供给。参加养老保险能够通过就业投资显著提高周工作40小时以内的乡城流动人口的劳动供给，平均增加周工作时间0.992小时;同时，参加养老保险也能显著减少周工作40小时以上的乡城流动人口劳动供给，平均减少周工作时间3.791小时。第二，养老保障制度对乡城流动人口劳动供给存在显著的自选择机制，促进较低工作时间的乡城流动人口增加劳动供给，引导工作时间过长的乡城流动人口减少劳动供给。加强养老保险政策宣传力度，扩大养老保险的覆盖面，将更好地提高养老保险对乡城流动人口的福利水平。

结合以上的研究结论，本文认为，一方面，对于当前中国进入经济新常态以来，着力改善民生、注重社会保障制度完善的改革目标，需要从政策和制度设计上逐步完善多层次的养老保险制度相互衔接，扩大社会统筹对农村养老保险的支持力度，尽快实现城乡一体的养老保险制度。另一方面，加快户籍制度改革，促进乡城流动人口劳动力市场与其他劳动力市场的协调统一;完善政府培训和企业培训制度，引导乡城流动人口提高就业投资水平，降低养老保险制度对劳动供给的负面影响。

参考文献：

[1]BRSCHSUPAN A. Incentive effects of social security on labor force participation： evidence in Germany and across Europe[J]. Journal of Public Economics， 2000，78（1）： 25-49.

[2]RANCHHOD V. The effect of the South African old age pension on labour supply of the elderly[J]. South African Journal of Economics， 2006，74（4）： 725-744.

[3]黄宏伟，展进涛，陈超. “新农保”养老金收入对农村老年人劳动供给的影响[J]. 中国人口科学， 2014（2）： 106-115，128.

[4]程杰. 养老保障的劳动供给效应[J]. 经济研究， 2014（10）： 60-73.

[5]张川川， GILES J，赵耀辉. 新型农村社会养老保险政策效果评估——收入、贫困、消费、主观福利和劳动供给[J]. 经济学（季刊）， 2015（1）： 203-230.

[6]刘凌晨，曾益. 新农保覆盖对农户劳动供给的影响[J]. 农业技术经济， 2016（6）： 56-67.

[7]李江一，李涵. 新型农村社会养老保险对老年人劳动参与的影响——来自断点回归的经验证据[J]. 经济学动态， 2017（3）： 62-73.

[8]POSEL D， FAIRBURN J A， LUND F. Labour migration and households： a reconsideration of the effects of the social pension on labour supply in South Africa[J]. Economic Modelling， 2006，23（5）： 836-853.

[9]鲁靖，秦杰. 新农保对农村老年人劳动供给的影响[J]. 现代经济探讨， 2018（3）： 114-122.

[10]JUAREZ L. The effect of an oldage demogrant on the labor supply and time use of the elderly and nonelderly in Mexico[J]. The B.E. Journal of Economic Analysis & Policy， 2010，10（1）： 1-27.

[11]解垩. “新农保”对农村老年人劳动供给及福利的影响[J]. 财经研究， 2015（8）： 39-49.

[12]RUHM C J. Do pensions increase the labor supply of older men？[J]. Journal of Public Economics， 1996，59（2）： 157-175.

[13]周云波，曹荣荣. 新农保对农村中老年人劳动供给行为的影响——基于PSMDID方法的研究[J]. 人口与经济， 2017（5）： 95-107.

[14]赵晶晶，李放. 养老金收入对农村老年人劳动供给的影响——基于CHARLS数据的实证分析[J]. 农业经济问题， 2017（3）： 63-71，111.

[15]MADDALA G. Methods of estimation for models of markets with bounded price variation[J]. International Economic Review， 1983，24（2）： 361-378.

[16]SINGH I， SQUIRE L， STRAUSS J. Agricultural household models： extensions， applications， policy[J]. American Journal of Agricultural Economics， 1986，69（2）：498-500.

[17]穆懷中，闫琳琳. 新型农村养老保险参保决策影响因素研究[J]. 人口研究， 2012（1）： 73-82.

[18]常芳，杨矗，王爱琴，等. 新农保实施现状及参保行为影响因素——基于5省101村调查数据的分析[J]. 管理世界， 2014（3）： 92-101.

[19]柳晨. 农民参与新农保的影响因素[J]. 西北农林科技大学学报（社会科学版）， 2017（4）： 114-120.

[20]LOKSHIN M， SAJAIA Z. Maximum likelihood estimation of endogenous switching regression models[J]. Stata Journal， 2004，4（3）： 282-289.

[21]邢春冰. 农民工与城镇职工的收入差距[J]. 管理世界， 2008（5）： 55-64.

[22]宁光杰. 自我雇佣还是成为工资获得者？——中国农村外出劳动力的就业选择和收入差异[J]. 管理世界， 2012（7）： 54-66.

[23]封铁英，戴超. 以需求为导向的新型农村养老保险参保意愿与模式选择研究[J]. 人口与发展， 2010（6）： 23-30，83.

[24]林本喜，王永礼. 农民参与新农保意愿和行为差异的影响因素研究——以福建省为例[J]. 财贸经济， 2012（7）： 29-38.

[责任编辑刘爱华，方志]

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