新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響：基于CFPS的實(shí)證研究*

譚華清 周廣肅 王大中

?

新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響：基于CFPS的實(shí)證研究*

譚華清1周廣肅2王大中3

（1．北京大學(xué)國家發(fā)展研究院 北京 100871）（2．南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 天津 300071）（3．中山大學(xué)管理學(xué)院 廣州 510275）

本文首次討論了中國的新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)的分析表明，參加新農(nóng)保的農(nóng)村家庭要比沒有參加新農(nóng)保家庭外出的概率要高2%左右。新農(nóng)保這一影響存在“保障”效應(yīng)和“收入”效應(yīng)等兩種效應(yīng)。對于未滿60周歲的個(gè)人，新農(nóng)保主要通過“保障”效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)民外出就業(yè)。因?yàn)槲礉M60周歲不能馬上獲得養(yǎng)老金，但是由于購買了養(yǎng)老保險(xiǎn)，未來的不確定性降低，從而促進(jìn)農(nóng)民外出就業(yè)。對于已經(jīng)年滿60周歲的個(gè)人，參加新農(nóng)保能夠馬上獲得穩(wěn)定的養(yǎng)老金。這一筆收入有助這些老年人照顧自己以及家庭中的孩子，從而促進(jìn)家庭中中青年的外出就業(yè)，這就是“收入”效應(yīng)。最后，工具變量方法的結(jié)果也支持上述發(fā)現(xiàn)。

新農(nóng)保 城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移 養(yǎng)老金

一、引 言

社會(huì)保險(xiǎn)的勞動(dòng)力供給效應(yīng)是經(jīng)濟(jì)學(xué)家長期關(guān)注的核心問題（Krueger和Meyer，2002）。例如Ardington et al.（2009）討論了南非的養(yǎng)老金項(xiàng)目對家庭中青年人的外出就業(yè)的影響，他們認(rèn)為，如果信貸約束和照顧孩子的約束阻礙農(nóng)民外出就業(yè)，那么養(yǎng)老金制度的引入可以通過緩解貧窮家庭的信貸約束或者更好的照顧孩子從而促進(jìn)中青年勞動(dòng)力外出就業(yè)。我國在2009年9月開始實(shí)施新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（簡稱“新農(nóng)?！保?，隨后評估該政策的經(jīng)濟(jì)效果的研究也逐步出現(xiàn)（比如，陳華帥和曾毅，2013）。也有文獻(xiàn)分析了新農(nóng)保的勞動(dòng)力供給效應(yīng)。比如張川川等（2014）用CHARLS數(shù)據(jù)分析了新農(nóng)保對中老年人勞動(dòng)力供給的影響，但是他們并沒有討論新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。而城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對于理解我國經(jīng)濟(jì)長期持續(xù)高增長是重要的。我國經(jīng)濟(jì)長期高速發(fā)展的三十年也是城鄉(xiāng)勞動(dòng)力大規(guī)模轉(zhuǎn)移流動(dòng)的三十年。根據(jù)盛來運(yùn)（2008）的估計(jì)，在城市務(wù)工或者經(jīng)商的農(nóng)村勞動(dòng)力在2007年就已經(jīng)超過了1.3億。但是截至2014年，中國的城鎮(zhèn)化率僅有54.77%，①這與發(fā)達(dá)國家90%左右的城市化率還有較大的差距。對于農(nóng)民來說，去城市就業(yè)是其重要的經(jīng)濟(jì)決策；而對于整個(gè)經(jīng)濟(jì)，這是勞動(dòng)力資源的合理配置（Harris 和Todaro, 1970）。根據(jù)Brandt 和 Zhu（2010）的估計(jì)，過去三十年的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移至少加快了中國全要素生產(chǎn)率超過1個(gè)百分點(diǎn)的增速。而且時(shí)至今日，城鄉(xiāng)間勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移仍須面對不少摩擦和壁壘，這使得大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力難以實(shí)現(xiàn)自由流動(dòng)。尤其在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)條件下，中國經(jīng)濟(jì)增長步入了“新常態(tài)”，過去單純依靠經(jīng)濟(jì)快速增長來促進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的條件已經(jīng)改變，反而需要通過進(jìn)一步深化改革打破阻礙勞動(dòng)力自由流動(dòng)的壁壘，繼續(xù)推進(jìn)城市化的進(jìn)行。這就要求我們深入理解中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的決定因素，這也是理解中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的一個(gè)重要切入點(diǎn)。因此評估社會(huì)保險(xiǎn)對于農(nóng)民的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響是不僅僅具有討論社會(huì)保險(xiǎn)的勞動(dòng)力供給效應(yīng)的理論意義，而且對于理解中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有現(xiàn)實(shí)意義。

我們使用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Family Panel Studies,簡稱CFPS）的2010和2012年兩輪調(diào)查構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)討論了新農(nóng)保的實(shí)施對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。由于對于未滿60歲的居民，參加新農(nóng)保需要先繳費(fèi)，到60歲以后才能獲得回報(bào)；而對于已經(jīng)年滿60歲的老年人，不需要繳費(fèi)就能夠每個(gè)月從養(yǎng)老金賬戶獲得55元的補(bǔ)助。我們把這兩種效果分別稱為“保障”效應(yīng)和“收入”效應(yīng)。因此根據(jù)居民是否年滿60周歲，新農(nóng)保產(chǎn)生的影響可能不同。對于沒有老年人的家庭來講，養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的實(shí)施，中青年勞動(dòng)力預(yù)期到年老時(shí)，會(huì)有一部分穩(wěn)定收入，根據(jù)持久收入消費(fèi)理論，中青年會(huì)更傾向于做出外出務(wù)工這項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)決策。因此“保障”效應(yīng)更多的體現(xiàn)一種未來的養(yǎng)老保障的確立，及其帶來的未來不確定性的降低。而對于有老人的家庭來講，養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的實(shí)施，不僅有“保障”效應(yīng)，還相當(dāng)于提高了老年人的收入?？紤]到農(nóng)村老人每月的實(shí)際生活支出，政策補(bǔ)助額度可以比較明顯的提高老年人的收入，因此，相應(yīng)的財(cái)富效應(yīng)會(huì)比較顯著。老年人會(huì)將更多時(shí)間和精力貢獻(xiàn)給家庭內(nèi)部，操持家務(wù)，撫養(yǎng)兒童等。比如，由于戶籍制度等因素，中青年農(nóng)民外出就業(yè)通常會(huì)把孩子留在家中由老年人照料，而領(lǐng)取養(yǎng)老金有助于老年人更好的照顧小孩。所以，對于老年人來說，領(lǐng)取養(yǎng)老金之后，市場上的勞動(dòng)供給減少（張川川等，2014），而家庭內(nèi)部的勞動(dòng)供給增加，可以更好的照顧小孩子。因此“收入”效應(yīng)更多的是從老年人與中青年人勞動(dòng)力供給的關(guān)系中出現(xiàn)。②實(shí)證研究表明，相對于沒有參加新農(nóng)保的家庭，參保的家庭的外出的概率要高2%左右，而領(lǐng)取養(yǎng)老金對于外出就業(yè)的影響不太顯著?！笆杖搿毙?yīng)僅顯著地存在于孩子數(shù)量較多的家庭，這說明對孩子的看護(hù)可能是外出就業(yè)的一個(gè)約束，而領(lǐng)取養(yǎng)老金能夠緩解這一約束進(jìn)而促進(jìn)外出就業(yè)。

文章余下部分是：第二部分介紹文獻(xiàn)以及新農(nóng)保制度背景；第三部分是數(shù)據(jù)與實(shí)證策略；第四部分是基本回歸結(jié)果；第五部分是工具變量方法的結(jié)果；第六部分總結(jié)全文。

二、文獻(xiàn)綜述與背景介紹

（一）文獻(xiàn)綜述

本文首先和研究城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的文獻(xiàn)密切相關(guān)。城鄉(xiāng)間的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移能提高整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的運(yùn)作效率（Harris和Todaro，1970；Brandt和Zhu，2010）。以往的文獻(xiàn)討論了眾多因素對于農(nóng)民流向城市的影響（比如Todaro，1969；Zhao，1999；Fu和Gabriel，2011）。Lall et al. （2006）的綜述總結(jié)了影響農(nóng)民流向城市的主要因素。這些因素包括城鄉(xiāng)收入差距，農(nóng)民的個(gè)人特征，比如性別，年齡，教育，婚姻狀況等；家庭特征，比如家庭規(guī)模，擁有的土地面積，家庭財(cái)富等；還有社區(qū)特征，比如所在地區(qū)是否遠(yuǎn)離城市，是否通電話等。也有很多研究中國經(jīng)驗(yàn)的文獻(xiàn)（比如Zhao，1999，2003，Liu，2008等）。而從社會(huì)保險(xiǎn)角度討論中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的文獻(xiàn)并不多。

我們的研究與討論社會(huì)保險(xiǎn)的勞動(dòng)力供給效應(yīng)的文獻(xiàn)也是相關(guān)的。已經(jīng)有很多文獻(xiàn)討論了養(yǎng)老保險(xiǎn)的勞動(dòng)力供給效應(yīng)。比如Bertrand等（2003）用南非全國代表性樣本的橫截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，三代同堂的家庭中，有領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭中的中青年會(huì)減少勞動(dòng)供給。而Posel等（2006）則認(rèn)為，養(yǎng)老金也會(huì)通過緩解信貸約束和幫助照顧孩子而促進(jìn)中青年外出就業(yè)。和之前的研究不同，Ardington等（2009）用面板數(shù)據(jù)回歸發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金項(xiàng)目會(huì)促進(jìn)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。而從這一角度研究我國新農(nóng)保政策對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的文獻(xiàn)還沒有。就中國經(jīng)驗(yàn)來看，張川川等（2014）用CHARLS數(shù)據(jù)分析了新農(nóng)保對中老年人勞動(dòng)力供給的影響。新農(nóng)保會(huì)使得中老年人傾向于減少勞動(dòng)供給（退休或者減少勞動(dòng)供給時(shí)間）等。但是他們并沒有討論新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。

本文還與評估社會(huì)保險(xiǎn)的政策效果的文獻(xiàn)相關(guān)。國際上已經(jīng)有很多研究嘗試從不同角度評估社會(huì)保險(xiǎn)的政策效果。這些研究主要針對南非、巴西和越南等國的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)項(xiàng)目。比如Bertrand等（2003）。還有研究養(yǎng)老金項(xiàng)目對于家庭結(jié)構(gòu)（Edmonds等，2001），對貧困和家庭福利的影響（Duflo, 2000, 2003; Edmonds, 2006; Case, 2004）的文獻(xiàn)。除了研究其他國家的社會(huì)保險(xiǎn)項(xiàng)目的政策效果，自2012年以來，已有不少文獻(xiàn)從不同方面評估我國新農(nóng)保的政策效果。劉遠(yuǎn)風(fēng)（2012）、張攀峰和陳池波（2012）等較早地估計(jì)了新農(nóng)保政策的實(shí)施同農(nóng)村居民消費(fèi)支出之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者存在顯著的正相關(guān)。但是他們并沒有解決內(nèi)生性問題，而且使用的數(shù)據(jù)只是個(gè)別縣市的調(diào)研數(shù)據(jù)或統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺乏全國代表性。陳華帥和曾毅（2013），程令國等（2013）使用2008和2011年兩輪的CLHLS面板數(shù)據(jù)，考察了領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金對老年人養(yǎng)老模式的影響。馬光榮，周廣肅（2014）用CFPS數(shù)據(jù)討論了新農(nóng)保對于老年人的儲(chǔ)蓄行為的影響。他們發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保對于60歲以下的居民儲(chǔ)蓄的影響很小，但是卻顯著降低60歲以上居民儲(chǔ)蓄并增加其消費(fèi)。

（二）背景介紹

為了完善廣大農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)保障體系，國務(wù)院從2009年9月發(fā)布了《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的指導(dǎo)意見》。新農(nóng)保的參保對象為未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)且年滿16周歲的農(nóng)村居民，實(shí)行農(nóng)民自愿參保。新農(nóng)保實(shí)施后，已年滿60周歲，未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的，不用繳費(fèi)，可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，不滿60周歲的，需要按年繳費(fèi)。參保人領(lǐng)取的養(yǎng)老金來自社會(huì)統(tǒng)籌賬戶和個(gè)人賬戶兩個(gè)部分。個(gè)人賬戶的資金來源于個(gè)人繳費(fèi)、政府補(bǔ)貼、集體補(bǔ)助三個(gè)部分。其中，個(gè)人繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)分為每年100-500元5個(gè)檔次，參保人自主選擇檔次繳費(fèi)，繳費(fèi)數(shù)額更高意味著到年滿60周歲以后可以領(lǐng)取更高的養(yǎng)老金。社會(huì)統(tǒng)籌賬戶全部來自政府財(cái)政資金，用于對參保人全額支付新農(nóng)?；A(chǔ)養(yǎng)老金，標(biāo)準(zhǔn)不低于每人每月55元。

根據(jù)新農(nóng)保的相關(guān)規(guī)定可以看出，60歲成為新農(nóng)保政策實(shí)施的一條重要的年齡紅線，60歲以下的農(nóng)村居民需要按年繳納保費(fèi)，而60歲以上的老人則可以直接領(lǐng)取養(yǎng)老金。因此，新農(nóng)保對于農(nóng)民外出就業(yè)的影響可能因?yàn)榧抑惺欠裼蓄I(lǐng)取養(yǎng)老金的老人（60歲以上）而有所不同，于是我們根據(jù)家中是否有60歲以上老年人將樣本分為：不含有老年人的家庭和含有老年人的家庭。我們不妨分別稱之為“無老年人家庭”和“老年人家庭”。對于“無老年人家庭”，參加新農(nóng)保意味著60歲以后可以獲得一定的養(yǎng)老保障，未來的不確定性的降低從而會(huì)影響農(nóng)民外出就業(yè)決策。而對于“老年人家庭”，由于只要年滿60歲，老年人自動(dòng)從國家獲得每人每月55元的養(yǎng)老金，相當(dāng)于2011年普通農(nóng)村家庭人均純收入的11.15%。①這部分錢不僅直接形成收入流，而且還會(huì)對老年人的養(yǎng)老、以及家中小孩的看護(hù)模式產(chǎn)生影響，從而影響家庭的外出就業(yè)決策。

三、數(shù)據(jù)與實(shí)證策略

（一）數(shù)據(jù)描述

本文使用的是中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Family Panel Survey，簡稱CFPS）。CFPS是由北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的具有全國代表性的大型微觀住戶調(diào)查，CFPS的分層多階段抽樣設(shè)計(jì)使得樣本能夠代表大約95%的中國人口（Xie，2012）。數(shù)據(jù)調(diào)查問卷分為三個(gè)層次，分別為成人問卷、家庭問卷和村居（社區(qū)）問卷，而本文所利用的數(shù)據(jù)主要來源于成人問卷和家庭問卷。CFPS的調(diào)查樣本覆蓋了全國25個(gè)省162個(gè)縣635個(gè)村莊（社區(qū)）的14798個(gè)家戶。②CFPS的全國基線調(diào)查始于2010年2012年，CFPS對原有家庭進(jìn)行了追蹤調(diào)查。由于我們的研究對象為農(nóng)村家庭，我們刪除了城市樣本。③受新農(nóng)保影響的家庭有兩類，一類是“無老年人家庭”，即家庭成員都在60歲以下，而另一類是“老年人家庭”，即有家庭成員在60歲以上。④上文已經(jīng)說明，新農(nóng)保對這兩類家庭影響的方式存在很大的不同。我們保留了同時(shí)有60歲以上和60歲以下的成年人的家庭。對于這類家庭，存在參保和領(lǐng)取養(yǎng)老金兩種政策效果，我們通過相應(yīng)的控制來區(qū)分這兩種效果。

（二）提出假說

城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是家庭勞動(dòng)力在家庭內(nèi)外，部門之間的再配置。在傳統(tǒng)的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)中，勞動(dòng)力要兼顧家庭內(nèi)部的生產(chǎn)（贍養(yǎng)老人、撫養(yǎng)兒童等）和家庭外部的生產(chǎn)（農(nóng)業(yè)生產(chǎn)等）。通常來講，當(dāng)家庭的中青年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)向城市就業(yè)時(shí)，往往需要家庭的老年勞動(dòng)力承擔(dān)起家庭內(nèi)部的生產(chǎn)?；谏鲜龇治?，所以家庭是本文的研究單位。前文已經(jīng)提到，60歲以下農(nóng)民參加新農(nóng)保和60歲及其以上年紀(jì)的農(nóng)民參加新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響機(jī)制是不同的。對于未滿60歲的中青年勞動(dòng)力而言，外出務(wù)工是一項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)決策，雖然期望收入比較高，但會(huì)帶來比較大的收入波動(dòng)等風(fēng)險(xiǎn)。而在農(nóng)村本地經(jīng)濟(jì)部門工作，由于自身技能與工作相匹配等，收入風(fēng)險(xiǎn)比較小。對于沒有老年人的家庭來講，養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的實(shí)施，中青年勞動(dòng)力預(yù)期到年老時(shí)，會(huì)有一部分穩(wěn)定收入，根據(jù)持久收入消費(fèi)理論，中青年會(huì)更傾向于做出外出務(wù)工這項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)決策。因此“保障”效應(yīng)更多的體現(xiàn)一種未來的養(yǎng)老保障的確立，及其產(chǎn)生的未來不確定性的降低。據(jù)此，我們提出：

假說1：家庭中中青年勞動(dòng)力參加新農(nóng)保會(huì)促進(jìn)農(nóng)民家庭勞動(dòng)力的外出就業(yè)。

而對于有老人的家庭來講，養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的實(shí)施，相當(dāng)于提高了老年人的收入?？紤]到農(nóng)村老人每月的實(shí)際生活支出，政策補(bǔ)助額度可以比較明顯的提高老年人的收入，因此，相應(yīng)的財(cái)富效應(yīng)會(huì)比較顯著。老年人會(huì)將更多時(shí)間和精力貢獻(xiàn)給家庭內(nèi)部，操持家務(wù)，撫養(yǎng)兒童等。比如，由于戶籍制度等因素，中青年農(nóng)民外出就業(yè)通常會(huì)把孩子留在家中由老年人照料，而領(lǐng)取養(yǎng)老金有助于老年人更好的照顧小孩。因此，我們提出：

假說2：對于有老年人家庭，養(yǎng)老金的領(lǐng)取會(huì)促進(jìn)家庭內(nèi)部的勞動(dòng)力外出。

考慮到老年人在家庭生產(chǎn)上具有一定范圍內(nèi)的規(guī)模優(yōu)勢，例如在撫養(yǎng)兒童方面，當(dāng)孩子數(shù)量比較少時(shí)，隨著孩子數(shù)量的增加，邊際撫養(yǎng)成本遞減。所以我們預(yù)計(jì)，對于兒童數(shù)量較多的家庭，“收入”效應(yīng)更加顯著。

（三）關(guān)鍵變量定義

我們首先介紹農(nóng)民外出就業(yè)的定義。本文把戶口是農(nóng)村的而在城市里居住的年齡在16歲到60歲的勞動(dòng)力為農(nóng)民工。本文的關(guān)鍵解釋變量是新農(nóng)保的參保行為，遵循馬光榮，周廣肅（2014）的做法，我們也使用兩個(gè)相關(guān)指標(biāo)來衡量。第一個(gè)是使用“是否有家庭成員參加新農(nóng)?！边@一虛擬變量，樣本當(dāng)中2010年參與新農(nóng)保繳費(fèi)的家庭占7.41%，而2012年則上升到48.97%，這表明新農(nóng)保試點(diǎn)在全國快速推進(jìn)。第二個(gè)是使用家庭成員參加新農(nóng)保人數(shù)，理論上看，參保人數(shù)越多對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的邊際上的影響會(huì)更大。

對于“老年人家庭”的新農(nóng)保參保變量除了是否參保，還有是否領(lǐng)取養(yǎng)老金。對此，本文也使用兩種方式衡量領(lǐng)取養(yǎng)老金的情況。第一是“家庭成員是否有人領(lǐng)取養(yǎng)老金”這一虛擬變量，樣本中“老年人家庭”中，2010年領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金的占3.38%，2012年則上升到38.22%。第二是家庭成員中領(lǐng)取新農(nóng)保養(yǎng)老金人數(shù)，從邏輯上講，領(lǐng)取養(yǎng)老金人數(shù)越多，對家庭產(chǎn)生的影響越大。

其他控制變量還包括家庭可支配收入的對數(shù)值，家庭成員數(shù)量，家庭少兒（16歲以下）人數(shù)所占的比例，戶主自報(bào)健康水平。表1概括了所有關(guān)鍵變量和其他控制變量的定義和基本的統(tǒng)計(jì)學(xué)特征。

（四）實(shí)證策略

本文的被解釋變量是二元變量，但是由于文章所使用的數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù)，所以我們主要的回歸模型是雙向固定效應(yīng)模型。具體回歸模型如下：

（五）內(nèi)生性問題

由于新農(nóng)保的參保堅(jiān)持“農(nóng)戶自愿”的原則，從而可能因遺漏變量或反向因果等原因而導(dǎo)致內(nèi)生性問題的存在。事實(shí)上，新農(nóng)保并非在全國同時(shí)實(shí)施，而是采取先試點(diǎn)再推廣的方式。由于新農(nóng)保繳費(fèi)是采取自愿參加的原則。在60歲以下農(nóng)民當(dāng)中，有不少的農(nóng)民選擇不參保。盡管通過控制家庭層面的固定效應(yīng)能夠控制不隨時(shí)間不變的家庭不可觀測特征，但是無法完全控制隨時(shí)間變化的家庭層面不可觀測的特征。為了緩解潛在的內(nèi)生性問題，本文采用和馬光榮，周廣肅（2014）同樣的工具變量。即根據(jù)家庭所在縣（區(qū)）實(shí)施新農(nóng)保的時(shí)間，定義一個(gè)縣在調(diào)查時(shí)點(diǎn)是否開展了新農(nóng)保試點(diǎn)的虛擬變量，以此作為家庭參加新農(nóng)保的工具變量。每個(gè)縣是否開展新農(nóng)保試點(diǎn)決定了農(nóng)戶是否參與新農(nóng)保，而該縣的試點(diǎn)時(shí)間則由中央政府確定，與家庭層面的外出決策無關(guān)，因此滿足工具變量的外生性條件。同時(shí)根據(jù)《國務(wù)院關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》規(guī)定“新農(nóng)保制度實(shí)施時(shí)，已年滿60周歲、未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的，不用繳費(fèi)，可以按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，但其符合參保條件的子女應(yīng)當(dāng)參保繳費(fèi)”，可見領(lǐng)取養(yǎng)老金有“子女應(yīng)當(dāng)參保繳費(fèi)”的要求，與家庭層面決策有關(guān)，并非完全的外生條件。所幸的是，我們的工具變量對于這種情況也適用。因?yàn)樽优x擇是否繳費(fèi)仍然與該縣是否實(shí)施新農(nóng)保有關(guān)。所以，在單獨(dú)考察養(yǎng)老金的影響的時(shí)候，我們?nèi)匀挥酶鶕?jù)家庭所在縣（區(qū)）實(shí)施新農(nóng)保的時(shí)間作為領(lǐng)取養(yǎng)老金的工具變量。

四、基本結(jié)果

在結(jié)果部分，我們首先報(bào)告新農(nóng)保參保對于農(nóng)民家庭的外出決策的影響，此時(shí)并沒有區(qū)分“保障”效應(yīng)和“收入”效應(yīng)。接著為了區(qū)分這兩種效應(yīng)，我們對沒有老年人的家庭進(jìn)行回歸，因?yàn)閷@些家庭“收入”效應(yīng)就不存在。最后我們估計(jì)了領(lǐng)取養(yǎng)老金對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的“收入”效應(yīng)。

（一）“保障”效應(yīng)

表2報(bào)告了從家庭層面考察參加新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。表2的（1）-（2）列的被解釋變量為家庭是否有外出就業(yè)的虛擬變量，（3）-（4）列的被解釋變量為家庭外出就業(yè)的數(shù)量，（5）-（6）列的被解釋變量為家庭成員外出就業(yè)的比例。從第（1）列結(jié)果可以看出，家中有人參加新農(nóng)保會(huì)使家庭有人外出就業(yè)的概率提高2.2個(gè)百分點(diǎn)，而第（2）列的結(jié)果顯示，家中每增加一個(gè)人參加新農(nóng)保，則家中有人外出就業(yè)的概率會(huì)提高0.9個(gè)百分點(diǎn)。也就是說，從家庭層面來看，“是否參加新農(nóng)?！焙汀皡⒓有罗r(nóng)保的家庭成員的數(shù)量”都會(huì)提高該家庭成為外出務(wù)工家庭的概率。①同時(shí)，通過（3）-（6）列的結(jié)果可以看出，這兩個(gè)因變量還會(huì)促進(jìn)家庭更多的人外出務(wù)工，提高外出務(wù)工人員占家庭成員的比重。

對于其他控制變量，可以看到，孩子比例越高家庭的外出的概率越低，老年人的比例也對家庭的外出決策有阻礙的作用。家里有健康老人會(huì)促進(jìn)外出。②戶主的自評健康程度越高，家庭外出的概率傾向于降低。

表2 新農(nóng)保對于農(nóng)民外出就業(yè)的影響

注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差，***顯著性水平1%，**顯著性水平5%，*顯著性水平10%，下同。健康老人的定義是：家中有老人是健康的為1，其余為0。

因此為了刻畫“新農(nóng)?！睂τ?0歲以下以及年滿60歲的人口的政策效應(yīng)不同，我們把樣本中的家庭分為：“無老年人家庭”和“有老年人家庭”?！盁o老年人家庭”即在新農(nóng)保實(shí)施的時(shí)候，家中沒有年滿60歲的老年人。對于這類家庭，新農(nóng)保的政策效應(yīng)就只有未滿60歲的農(nóng)民參加新農(nóng)保的效應(yīng)。表3報(bào)告了新農(nóng)保對于“無老年人家庭”的影響。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)民家庭參加新農(nóng)保會(huì)促進(jìn)家庭的外出，通過參加新農(nóng)保的人的數(shù)量越多，這一效應(yīng)越大。

表3 參與新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響：無老年人家庭

（二）養(yǎng)老金：“收入”效應(yīng)

接下來，我們考察領(lǐng)取養(yǎng)老金對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。表4中展示了回歸結(jié)果?？梢钥吹?，家庭中有人領(lǐng)取養(yǎng)老金，領(lǐng)取養(yǎng)老金人數(shù)越多都有助于家庭外出，不過影響不顯著。

表4 養(yǎng)老金對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響

續(xù)表4

（1）（2）（3）（4）（5）（6） 變量外出外出外出人數(shù)外出人數(shù)外出比例外出比例 家庭規(guī)模-0.004（0.004）-0.004（0.004）0.118***（0.012）0.118***（0.012）-0.008**（0.003）-0.008**（0.003） 孩子比例-0.049***（0.016）-0.049***（0.016）-0.965***（0.050）-0.966***（0.050）-0.239***（0.013）-0.239***（0.013） 老年人比例-0.045（0.035）-0.044（0.035）-0.860***（0.112）-0.865***（0.111）-0.218***（0.029）-0.218***（0.029） 戶主健康-0.013（0.008）-0.013（0.008）-0.016（0.026）-0.016（0.026）-0.007（0.007）-0.007（0.007） 家庭收入0.004（0.003）0.004（0.003）-0.001（0.009）-0.001（0.009）0.001（0.002）0.001（0.002） 年份虛擬變量0.015***（0.004）0.015***（0.004）0.053***（0.013）0.052***（0.013）0.010***（0.003）0.010***（0.003） 常數(shù)項(xiàng)0.257***（0.032）0.257***（0.032）0.470***（0.100）0.471***（0.100）0.274***（0.026）0.275***（0.026） 觀測7,9987,9987,9987,9987,9987,998 R20.0160.0150.1310.1310.1250.125 家戶數(shù)4,0644,0644,0644,0644,0644,064

根據(jù)Ardington et al.（2009）以及上文的分析，養(yǎng)老金可能通過幫助老年人照顧留守兒童進(jìn)而促進(jìn)家庭中中青年勞動(dòng)力外出就業(yè)。為了檢驗(yàn)該機(jī)制，我們對孩子占家庭人口比重超過均值的樣本進(jìn)行回歸。表5報(bào)告了回歸結(jié)果，和表4相比，不管是回歸系數(shù)還是顯著性，對于孩子數(shù)量比超過均值的家庭而言，領(lǐng)取養(yǎng)老金以及養(yǎng)老金領(lǐng)取人數(shù)的影響要更加顯著成立。

表5 養(yǎng)老金對城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響：孩子比重較大

注：其他控制變量包括：家庭規(guī)模，孩子比例，老年人比例，戶主健康，家庭收入等，為了節(jié)省空間，之后的回歸就再報(bào)告這些變量的回歸結(jié)果。

（三）新農(nóng)保對城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的其他非線性影響：教育與收入

不同教育或者收入的家庭對于新農(nóng)保政策的反應(yīng)可能不同。圖1表明，教育程度更高的家庭的參保率更高，而且繳費(fèi)額更高?？赡艿脑蛴泻芏?，比如教育程度越高的家庭對新農(nóng)保政策的作用了解更多。而且，收入越高的家庭的參保率更高，而且繳費(fèi)越多。有可能是因?yàn)?，對于低收入家庭，新農(nóng)保的繳費(fèi)額對于他們也可能是較大的一筆支出，一方面他們會(huì)選擇較低檔次的繳費(fèi)額，另一方面參加新農(nóng)保的繳費(fèi)支出可能會(huì)不利于他們外出，所以可以預(yù)計(jì)新農(nóng)保對于他們的影響則可能會(huì)很小。我們根據(jù)戶主的教育水平和家庭的年收入的是否高于中位數(shù)進(jìn)行分組回歸，表6報(bào)告了回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，新農(nóng)保對于高教育的家庭或高收入家庭的影響更顯著。

圖1 不同分組下的參保率和繳費(fèi)額

表6 新農(nóng)保對城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的其他非線性影響：教育和家庭收入

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)：工具變量法

根據(jù)第三部分的分析，我們用農(nóng)民所在縣開始試點(diǎn)新農(nóng)保的時(shí)間作為農(nóng)民的參保行為和領(lǐng)取養(yǎng)老金的工具變量。工具變量方法的估計(jì)分為兩個(gè)部分：（1）考查參保的“保障效應(yīng)”（表7）；（2）考查養(yǎng)老金的“收入效應(yīng)”（表8）。表7的第一階段的6個(gè)回歸的t值都超過2，F(xiàn)值都超過500，這說明不存在弱工具變量問題。表8的第一階段的6個(gè)回歸的t值超過了20，F(xiàn)值超過了100，所以也不存在弱工具變量問題。

從表7可以看出，參加新農(nóng)保有利于促進(jìn)該家庭的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，而且參加的人越多，影響也越大。①

表7 參加新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響：參保效應(yīng)（2SLS）

表8報(bào)告了領(lǐng)取養(yǎng)老金對城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的工具變量回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，領(lǐng)取養(yǎng)老金能夠顯著提高家庭的外出概率。

表8 參加新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響：養(yǎng)老金（2SLS）

同樣，我們會(huì)發(fā)現(xiàn)如果對于孩子數(shù)量較多的家庭（表9），和表8相比，回歸的結(jié)果更加顯著，估計(jì)系數(shù)更大。這說明，對于孩子數(shù)量較多的家庭，領(lǐng)取養(yǎng)老金對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響更大。

表9 參加新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響：孩子數(shù)量較多家庭（2SLS）

六、結(jié) 論

本文討論了2009年9月開始實(shí)施的新農(nóng)保對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。研究表明，參加新農(nóng)保的農(nóng)村家庭要比沒有參加新農(nóng)保家庭外出的概率更高，而且參加新農(nóng)保人數(shù)越多的家庭外出的概率越高。從估計(jì)系數(shù)來看，參加新農(nóng)保能夠提高2%左右的農(nóng)村家庭外出就業(yè)概率?？紤]到新農(nóng)保影響城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移存在兩種效應(yīng)：“保障”效應(yīng)和“收入”效應(yīng)。我們將農(nóng)村家庭分為“有老年人家庭”和“無老年人家庭”。通過對“無老年人家庭”的回歸，我們分離出新農(nóng)保的“保障”效應(yīng)。同時(shí)通過加入反映“收入”效應(yīng)的變量分析領(lǐng)取養(yǎng)老金對于城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響。事實(shí)上，領(lǐng)取養(yǎng)老金對于外出就業(yè)的影響不太顯著。如果對孩子數(shù)量較多的家庭，領(lǐng)取養(yǎng)老金的效應(yīng)要更大而且更加顯著。這說明，孩子的數(shù)量可能是外出就業(yè)的一個(gè)約束，而領(lǐng)取養(yǎng)老金能夠緩解這一約束進(jìn)而促進(jìn)外出就業(yè)。

這項(xiàng)研究具有較強(qiáng)的政策含義，新農(nóng)保的實(shí)施初衷只是為了在廣大農(nóng)村地區(qū)建立起社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，逐步解決農(nóng)民的養(yǎng)老問題。然而，本文卻發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保的實(shí)施還會(huì)帶來更為積極的經(jīng)濟(jì)結(jié)果，它在解決農(nóng)民養(yǎng)老后顧之憂的基礎(chǔ)上，促進(jìn)了勞動(dòng)力在城鄉(xiāng)之間的自由流動(dòng)，從而可能對長期的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用。然而新農(nóng)保對勞動(dòng)力流動(dòng)的作用效果還不是太大，可能是因?yàn)樾罗r(nóng)保在實(shí)施初期的保障力度較小。所以，不僅應(yīng)該加大新農(nóng)保的宣傳力度，擴(kuò)大新農(nóng)保的參保率，還應(yīng)該加大財(cái)政的投入和補(bǔ)貼力度，提高新農(nóng)保的保障程度。不過在新農(nóng)保投入的增加也要和我國的居民的收入和國家的財(cái)政收入相適應(yīng)。

1. 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年第8期。

2. 程令國、張曄、劉志彪：《“新農(nóng)?！备淖兞酥袊r(nóng)村居民的養(yǎng)老模式嗎？》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2013年第8期。

3. 劉遠(yuǎn)風(fēng)：《新農(nóng)保擴(kuò)大內(nèi)需的實(shí)證分析》[J]，《中國人口·資源與環(huán)境》2012年第2期。

4. 馬光榮、周廣肅：《新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)對家庭儲(chǔ)蓄的影響：基于CFPS數(shù)據(jù)的研究》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2014第11期。

5. 盛來運(yùn)：《流動(dòng)還是遷移：中國農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)過程的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析》[M]，上海遠(yuǎn)東出版社，2008年。

6. 張川川、John Giles、趙耀輝：《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策效果評估——收入、貧困、消費(fèi)、主觀福利和勞動(dòng)供給》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2014年第14卷第1期。

7. 張攀峰、陳池波：《新型社會(huì)保障對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究——基于農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)的微觀分析》[J]，《調(diào)研世界》2012年第1期。

8. Anne, Case, 2004, “Does Money Protect Health Status? Evidence from South African Pensions” [J],, Inc, pp287-312.

9. Ardington, C. and Case, A.,Hosegood, V., 2009,“Labor Supply Responses to Large Social Transfers: Longitudinal Evidence from South Africa”[J],, 1(1): 22-48(27).

10. Bertrand M., Mullainathan S., Miller D., 2003, “Public Policy and Extended Families” [J],, 17(1):27-49(23).

11. Brandt, L., and Zhu, X., 2010, “Accounting for China's Growth” [D],University of Toronto Department of Economics Working Paper, No.394.

12. De Brauw, Alan, Huang, Jikun, Rozelle, Scott, Zhang, Linxiu & Zhang, Yigang, 2002, “The Evolution of China's Rural Labor Markets during the Reforms”[J],, 30, 329?353.

13. Duflo, E., 2000, “Child Health and Household Resources in South Africa: Evidence from the Old Age Pension Program” [J],, 90(2):393-398.

14. Duflo, E., 2003, “Grandmothers and Granddaughters: Old-Age Pensions and Intra-household Allocation in South Africa” [J],, 17(1):1-25.

15. Edmonds, E. V., 2006, “Child labor and Schooling Responses to Anticipated Income in South Africa” [J],, 81(2):386–414.

16. Edmonds E, Mammen K, Miller D., 2001, “Rearranging the Family? Household Composition Responses to Large Pension Receipts” [J],, 40(1).

17. Fu, Yuming and Gabriel, Stuart,A., 2011,“Labor Migration, Human Capital Agglomeration and Regional Development in China”[D], IRES Working Paper Series, 2011-024.

18. Harris, John R. and Todaro, Michael P., 1970, “Migration, Unemployment, and Development: A Two-sector Analysis” [J],, 60(1), 126?142.

19. Krueger, A.B.and Meyer, B. D., 2002, “Labor Supply Effects of Social Insurance” [M], Handbook of Public Economics, Chapter 33, 2327–2392.

20. Liu, Zhiqiang, 2008, “Human Capital Externalities and Rural–Urban Migration: Evidence from Rural China”[J],, 19(3):521–535.

21. Posel, D, Fairburn J. A. and Lund, F., 2006, “Labour Migration and Households: A Reconsideration of the Effects of the Social Pension on Labour Supply in South Africa”, [J], 23(5):836-853.

22. Todaro, Michael P., 1969, “A Model of Labor Migration and Urban Unemployment in Less Developed Countries” [J],, 59, 138-48.

23. Xie, Y., 1999, “The User's Guide of the China Family Panel Studies” [D], Institute of Social Science Survey, Peking University.

24. Zhao, Yaohui, 1999, “Labor Migration and Earnings Differences: the Case of Rural China” [J],47(4):767-82.

25. Zhao, Yaohui, 2003, “The Role of Migrant Networks in Labor Migration: The Case of China” [J],, 21(4):500–511.

（ZW）

①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

②未滿60周歲的農(nóng)民參加新農(nóng)保之后，在他年滿60周歲之后“收入”效應(yīng)也會(huì)發(fā)生作用，但是，由于我們考慮的是當(dāng)前的外出就業(yè)決策，所以未來的“收入”效應(yīng)應(yīng)該比較微弱。

① 2010年全國農(nóng)村人均純收入為5919元（中國統(tǒng)計(jì)年鑒，2011）。

② CFPS沒有覆蓋的省份有：新疆，寧夏，青海，西藏，內(nèi)蒙古，海南，香港，澳門和臺(tái)灣。

③跟（馬光榮，周廣肅，2014）一樣，我們也沒有按照居住地區(qū)分一個(gè)家庭是否是農(nóng)村家庭，因?yàn)橛幸徊糠洲r(nóng)村戶籍的家庭居住在城鎮(zhèn)，而新農(nóng)保是對農(nóng)村戶籍的人口都適用。

④兩類家庭的數(shù)量分別是3011個(gè)和1065個(gè)。

①我們把外出務(wù)工家庭定義為：至少有一名成員在城市打工的農(nóng)村家庭。

② 老年人對于家庭外出決策有兩個(gè)方向相反的作用。一方面，老年人可以幫助年輕人照顧孩子，從而有利于年輕人外出；另一方面，老年人年紀(jì)大了，需要年輕人贍養(yǎng)，這有不利于年輕人外出。如果家里老人是健康的，那么贍養(yǎng)的負(fù)擔(dān)會(huì)輕一點(diǎn)。

①由于該縣開始新農(nóng)保試點(diǎn)的時(shí)間和時(shí)間的固定效應(yīng)高度相關(guān)，工具變量回歸中沒有年份虛擬變量。

* 本文是南開大學(xué)中國特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心“社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)與經(jīng)濟(jì)體制改革”研究團(tuán)隊(duì)的階段性研究成果，感謝匿名審稿人對本文提出的寶貴意見。