中国新农保制度的实践和问题

研究目标：在人口老龄化背景下，实证考察新型农村社会养老保险制度对于农村老年人劳动供给的影响。研究方法：利用大样本调查数据，采用断点回归的方法解决可能存在的内生性问题。研究发现：新农保对劳动力供给产生了明显的抑制效果，且在农业劳动力供给方面（相对于非农劳动力供给）更为突出；外部制度环境对于新农保政策作用的发挥具有重要影响，居住在民主程度较高村庄的居民在领取养老金后更倾向于减少其劳动供给；但地方政府基层治理能力的改善则会缓解新农保的劳动供给抑制效应；此外，地区经济发展水平高低与新农保的劳动抑制作用大小呈正相关。研究创新：量化新农保对于农村劳动力供给的影响，揭示外部制度环境对于新农保作用发挥的重要性。研究价值：深化对新农保和农村劳动力供给间关系的认识，对更加积极有为地应对农村人口老龄化问题具有启示意义和参考价值。

一、问题提出

近20年来，我国在步入老龄化社会后，老龄化程度深化之快远超预期②。截至2018年底,我国65岁以上人口占总人口比重为11.9%,并预计将在2050年增至30%以上（翟振武等，2017）。人口老龄化对我国社会经济的冲击突出体现在两个方面，一是对社会保障体系提出了更高的要求，确保老年人能够“老有所养”成为当务之急；二是需要应对因劳动力不足而对经济发展可持续性造成的影响。为解决前一个问题，特别是针对广大农村地区的养老问题，我国于2009年试点实施了新型农村社会养老保险（以下简称“新农保”）项目，并在2012年覆盖到所有县级行政单位。尽管新农保项目在提高农村老年群体收入水平和重构农村地区养老模式等方面产生了积极作用（张川川和陈斌开，2014），但是被长期忽视的问题是，社会养老保险制度可能对参保者的劳动供给产生抑制作用，从而进一步恶化老龄化社会引致的第二个问题。2006-2012年，农村养老保险参保人数与乡村就业人口呈大致相反的变化趋势，随着农村养老保险制度覆盖人口的增加，农村劳动力供给数量呈现下降趋势。这意味着，从整个经济社会的视角来看，新农保的成本可能并不止于财政资金的支持和相关行政成本，对劳动供给的负面冲击同样值得关注。

由于社会保障与劳动力供给之间的矛盾具有普适性，既有研究已经对广大发展中国家的实践结果进行了探讨，但所得结论并不一致。第一类研究认为社会养老保险会降低参保人的劳动供给。例如，deCarvalhoFilho(2008)考察了巴西农村的社会养老保险制度改革的影响，发现领取养老金将显著降低农村老年人38个百分点的工作概率；类似地,Danzer(2013)发现乌克兰最低养老金翻倍的改革同样会显著降低老年人的劳动供给。然而，第二类研究则认为养老金带来的收入增长并不会改变老年人的劳动供给决策。Kaushal(2014)研究了印度养老保险制度的推进，发现领取养老金仅对低学历的男性具有劳动供给抑制效应,而在其他群体中并未发现类似效果；Juarez(2010)则聚焦于墨西哥在2001年开始实施的旨在提高70岁及以上老年人收入的社会养老保险计划，并指出该项目并未对参保人的劳动行为产生明显影响。上述分歧产生的原因可能在于不同国家和地区的老年人对收入和闲暇的偏好有所差异，因此，若想了解一个国家的社保制度对于当地劳动供给的影响就必须要结合该国实际具体分析。

近年来，随着我国新农保政策的实施，国内学者开始关注农村社会保障制度对我国农村劳动力供给的影响，但令人疑惑的是，所得结论仍不尽相同。一部分学者认为新农保挤出了农村劳动力供给(程杰，2014；黄宏伟等，2014；李江一和李涵，2017)，但其研究设计或多或少存在一些值得商榷之处。例如，程杰(2014)的研究仅基于成都市的数据，而我国明显的地区差异可能会影响所得结论的推广意义；黄宏伟等(2014)虽然得出类似结论，但因忽略了内生性问题而可能存在偏差；李江一和李涵(2017)利用断点回归的设计处理了内生性问题，但标准误差聚类至年龄的设定或有偏颇———因为新农保个人账户的缴费档次及个人劳动决策等多受到地区政策差异和同辈效应的影响，而并非在相同年龄上趋同，同时其异质性分析仅关注于参保人的个人特征变量———虽然新农保的效果存在群体差异，但鉴于新农保的“保基本”和“广覆盖”基本原则，实践中难以响应农村老年人的差异化需求，因而限制了其政策意义。另一部分学者研究发现新农保制度对农村老年人劳动供给没有明显影响(解垩，2015；周云波和曹荣荣，2017)。然而，需要指出的是，解垩(2015)仅关注了参保人调查前一周的工作情况，但由于农村劳动供给特别是农业劳动供给呈明显季节性特征，某一周的工作情况很难作为其持续工作状态的恰当度量；周云波和曹荣荣(2017)采用的PSM-DID方法仅能矫正处置组和对照组在可观测维度上的差异，若内生性源自不可观测因素则所得结果仍可能是有偏的。

通过对上述研究进行分析，不难看出社会保障尤其是社会养老保险制度对于劳动力供给的影响兼具理论和现实意义，特别是聚焦于中国新农保制度的研究方兴未艾。然而，不论是国际经验还是以我国新农保制度为对象的研究，所得结论仍不一而足。究其原因，可能在于以往研究存在三方面的不足。第一，研究样本的代表性问题。既有研究所使用的数据来源差异较大，部分研究使用的是地方性数据，这导致所得结论难以推己及人，同时降低了与同类研究间的可比性。第二，内生性的处理问题。一方面，由于新农保采取了自愿参与的原则，因而是否领取养老金面临着较为严重的自选择问题；另一方面，尽管新农保规定以参保人是否年满60周岁作为向其发放养老金的依据，但在实践中这一原则(受某些非公开因素影响)并未被严格遵守，意味着非观测因素的作用同样不容忽视。尽管少数学者已经尝试使用工具变量或者断点回归的方法解决内生性问题，但是大多数研究仍未对这一问题给予足够重视，因而所得结论可能是有偏的。第三，现实意义的问题。正如前文所述，中国人口老龄化的问题是实现老年人“老有所养”和避免劳动力“断崖式下跌”的双重难题，因而既有研究单纯将农村老年人口自愿退出劳动力市场解读为应对老龄化问题所取得的成绩是不恰当的。基于此，准确量化新农保对农村劳动力供给的冲击，并制定政策加以应对更具现实意义。此外，以往研究还特别关注于参保群体的特征差异及其异质性养老需求，并建议在后续政策完善过程中加以考虑；然而，这类政策建议与新农保基本原则中“保基本”的要求是不相符的。有鉴于此，从政策执行角度出发，考察外部制度环境对新农保作用的影响可能更具有实践价值。

针对上述问题，本文旨在较为科学地考察新农保对于农村劳动力供给的影响，并着重探讨外部制度环境对于新农保作用的影响。具体而言，利用2013年度“千村调查”的大样本调查数据，采用断点回归的方法解决可能存在的内生性问题，本文实证考察了领取新农保养老金对于参保者劳动供给的影响。研究表明，新农保在解决农村老年人养老问题的同时对劳动力供给产生了明显的抑制效果；这一效果同时存在于农业劳动供给和非农劳动供给之中，且前者效果更为显著。一系列的稳健性检验结果表明，上述结论是真实有效的。进一步地，我们发现外部制度环境对于新农保政策的作用具有重要影响，居住在民主程度较高村庄的居民在领取养老金后更倾向于减少其劳动供给；但地方政府基层治理能力的改善则会缓解新农保的劳动供给抑制效应；与此同时，地区经济发展水平高的地区可能由于为参保者提供了更高水平的养老金，因而新农保政策在其辖区内呈现更为突出的劳动供给抑制作用。

与已有研究相比，本文的主要特色体现在：第一，基于大样本调查数据的分析提高了结论的普适性，有助于更加全面地了解新农保对于农村劳动力供给的影响；第二，利用断点回归的设计较好地解决了内生性问题，所得结论更为真实可靠；第三，鉴于新农保旨在提供覆盖面较广的基本养老保障，并不能也不应对参保人的差异化需求进行全面回应，因此本文从外部制度环境与新农保的联动作用出发进行了探讨，所得政策建议更具有现实意义，目前尚缺乏相关研究，本文的分析有助于弥补这一不足。

二、制度背景

党的十一届三中全会以来，在生产经营领域中，农村集体经济迅速让位于家庭联产承包责任制，赋予了农户充分的决策自主权；但与此同时，原集体承担的社会保障职能也随之消失，导致农户家庭和个人逐步成为抵御风险的主体。在此情境下，为填补生产队解散之后农村社会性养老制度的缺失，几个经济发达省份于1986年试行了农村养老保险制度（即“老农保”），并于1992-1998年在全国范围内进行了推广。然而，一方面，制度变革导致农村集体经济发展迟缓，村集体难以给予农户补贴；另一方面，政府财政作用不明显，在个人账户收益率不及预期时，财政资金没有起到兜底作用（Wang,2006）。这导致老农保严重依赖个人缴费，实质上演化为自我储蓄模式，难以发挥其社会保障的功能（张晔等，2016）。

针对老农保的不足，为填补农村养老保障体系的“真空”，尽快建立覆盖城乡居民的社会保障体系，国务院于2009年9月印发《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》（以下简称新农保《指导意见》），正式启动新农保的试点工作。党和国家对新农保给予高度重视，组建了“国务院新型农村社会养老保险试点工作领导小组”，由时任国务院副总理的张德江担任组长，统筹新农保政策的实施①（见图1）。

如图1所示，在“保基本、广覆盖、有弹性、可持续”的基本原则下，新农保在制度设计方面进行了卓有成效的改进。首先，在参保范围方面，新农保极大拓展了农村养老保险体系的覆盖广度———在政府主导和农民自愿相结合的前提下，为农村居民普遍参保创造了有利条件。除在校学生和军人外，年满16周岁且尚未参加城镇职工基本养老保险的农村居民均为新农保的保障对象，可在户籍地自愿决定是否参保。

其次，在融资模式方面，针对老农保以个人保障为主、社会保障力度不足的问题，新农保创新筹资模式———在个人（家庭）、集体和政府之间合理分担责任，有助于增强项目的可持续性。第一，参保人自主选择缴费档次缴纳养老保险费①，多缴多得；各缴费档次应根据农村居民人均纯收入等相关指标的增长情况进行适时调整。第二，有条件的村集体应给予参保人补助，各村庄的补助标准应由本村居民通过召开村民会议民主决定；与此同时，国家鼓励除村集体外的其他组织和个人为新农保基金账户提供资金支持。第三，地方政府对参保人给予不低于每人每年30元标准的补贴；为鼓励个人“多缴多得”，地方政府还应对选择较高档次标准缴费的个人提供额外的补贴。

最后，在养老金管理和发放方面，分设了统筹账户和个人账户，对符合条件的参保人分别从中拨付基础养老金和个人账户养老金②。具体而言，统筹账户全部由政府财政资金负担，按照不低于每人每月55元的标准向参保人全额发放基础养老金③；个人缴费以及集体和政府补贴均计入个人账户，在参保人年满60周岁后以个人账户全部储蓄额除以139作为标准，按月发放个人账户养老金。

由于新农保的设计既迎合了广大农村居民的养老需求，又与我国的财政状况相适应，因此得以迅速在农村地区推广，并已经成为覆盖城乡居民的社会保障体系的重要组成部分。

2009年，我国确定了首批320个试点县，当年参保人数即达到7277万人；2010年，试点县扩围至838个，新增参保人数3000万人；2011年，试点县进一步扩展至1914个，当年新增22亿参保人口；截至2012年底，全国县级行政区已经全面实施了新农保政策，共为46亿农村人口提供了养老保障（马光荣和周广肃，2014）。

三、现实与问题分析

1．研究设计

本文研究的核心问题是，在农民获得新农保项目提供的养老金后，其劳动供给会发生怎样的改变。最直观的做法是比较已领取和尚未领取养老金的农村居民间劳动力供给差异。然而，这一做法会因存在两方面的问题而导致偏差：一个方面是自选择问题，尽管新农保的试点和推行是以村为单位的，但是试点村的农民仍然具有充分的自主选择权，可以决定是否参与新农保项目；另一方面是非观测因素的影响，原则上，新农保项目应以参保人是否年满60周岁为向其发放养老金的依据，然而在现实中，由于一些非观测因素的影响，一部分未满60周岁的个人已经领取到了养老金，而一部分符合标准的个人反而没有获得给付①。为解决上述两方面可能引致的内生性问题，本文采用断点回归设计（RDD）的分析框架。

断点回归的基本思想是，外生的制度断点将样本按照一种前定的规则随机分配到断点两侧，从而构造出自然实验的效果（马光荣等，2016）。对于本文而言，新农保《指导意见》提供了断点回归所需的外生制度断点，即参保人需年满60周岁方能领取养老金；基于此，60岁上下的群体在各方面均应是相似的，唯一的不同之处就在于两者是否能够获得养老金，进而对其劳动供给决策产生影响。进一步，基于样本数据，我们发现：在实践中，60岁以下群体仍有72%的概率领取养老金，而60岁以上群体的概率为616%。这意味着，处置状态在年龄规则断点处的变化并非从0变为1（Sharp）,而只是接受处置的概率发生了较为显著的跳跃（Fuzzy）。图2绘制了50-70岁各年龄人口领取新农保养老金的概率,可以从中看出断点处存在明显的概率跃升。Lee和Lemieux（2010）指出,尽管外生规则并未被严格执行，但只要个体无法或至少不能完全操纵驱动变量从而改变其接受处置的概率，那么可以使用模糊断点回归设计（FuzzyRD）的策略来识别因果效应。在使用2SLS框架进行估算时，具体的估计方程为：

第一阶段回归：

Treated,=ao+a1Eligibility,+f（Aget）+（）

第二阶段回归：

Labor,=0o+0iTreated,+f（Age,）+&（2）

式（1）中,Treated,是一个虚拟变量,表示样本i的真实处置状态——领取养老金记为1,尚未领取养老金则为0;Eligibility,亦为一个虚拟变量，表示样本2的理论处置状态,即根据新农保《指导意见》判定的处置状态———年满60周岁记为1,未满60周岁则为0；Age,为受访者的年龄与60周岁（断点）之差,作为断点回归的驱动变量（RunningVaria-

①本文使用的调查数据显示,在24227位受访者中,有1469位受访者年龄小于60周岁但已经领取到新农保养老金,有1831位受访者年龄大于60周岁但尚未获得新农保养老金。ble）；f（AgeO为驱动变量的多项式函数；砂为误差项。式（1）表明，在年龄规则下，农村居民是否年满60周岁对于其是否能够获得新农保养老金（丁旷遇込）具有决定作用。因此,由式（1）得岀的个体理论上接受处置的概率Tee可以作为其真实处置状态Treated；的工具变量。

式（2）中，Labor,为样本i是否工作，&为误差项，其余设定与式（1）相同。利用理论处置概率Treted,与结果变量进行回归即可有效解决内生性问题。进一步，将式（1）代入式（2）中即可得到简约式估计方程。在下文的具体估算过程中，为确保处置组和对照组的可比性，我们采用了断点两侧＋／－5的带宽和控制驱动变量的二阶多项式作为基准模型并在稳健性检验中考虑其他带宽和更改多项式阶数。需要说明的是，正如M等（2015）所指出的，由于年满60周岁通常是在一年之中发生的，因而60岁群体的数据可能混杂了两种处置状态的信息；为剔除这一潜在的干扰，我们在基准分析中删去这部分样本。

2．数据来源

本文数据来源于上海财经大学2013年进行的“中国千村调查”项目①。该项目以“三农”问题为研究对象，旨在采用科学的调查方法获得我国“三农”问题的微观数据（杨婵等，2017）。此次调查样本的确定分为两个阶段：第一阶段采用分层多阶不等概率抽样方法确定样本村庄———首先在21个省级行政单位中抽取30个县，然后从每个样本县中抽取2个镇的10个行政村；第二阶段采用随机抽样的方法从样本村中抽取农户。总体而言，本次调研共获得28840个有效样本。其中，东部地区样本数为9679，占总样本量的33．56％；西部地区样本数为7643，占总样本量的26．50％；中部地区样本数为11518，占总样本量的39．94％。

调查数据提供了2012年受访者的丰富信息。在第一部分“农村养老保险”中，受访者被要求回答参加各类养老保险的情况以及领取养老金的相关情况；在第二部分“劳动供给情况”中，受访者被问及其就业状态及所属行业类别（农业行业或是非农行业）；第三部分为“受访者个人基本信息”，包括年龄、性别、婚姻状况和学历等信息。与此同时，为确保调查质量，本次调查还提供了详细的调查执行信息，包括调查员和督导员的详细信息（姓名和联系方式），以及每位受访者参与调查的起止时间（完整格式为：年-月-日-时-分）。

表1给出本文后续研究所使用到的调查信息的具体描述。首先，新农保试点已经覆盖到绝大部分农村地区，仅有873名受访者（占总样本3.3%）表示所在村庄尚未纳入试点；新农保极大地弥补了农村社会养老的缺位，若无新农保，仅有1039位受访者（占总样本4.0%）拥有稳定的养老保障；但也需注意到，由于新农保具有自愿参与的特征，试点地区的参保人数尚不足总人数的一半，这可能会削弱新农保的养老保障职能。其次，农村劳动力就业情况较为复杂，9836人具有（非家庭务农）工作①，8305人专职务农，82人属于离退休再就业，而其余10319人并未提供劳动力。最后，样本具有较强的代表性，年龄跨度较大（0-102岁），男女性别比较为均衡（接近1：1）,具有干部和党员身份的样本占比并不高。

本文对原始样本进行了如下处理：剔除了居住于截至2012年尚未纳入新农保试点村庄的受访者，以确保被考察的样本均有机会参与新农保项目；剔除了领取其他项目养老金或退休金的样本，以排除其对劳动供给的可能影响。需要说明的是，与张川川和陈斌开（2014）的处理方式相一致，考虑到是否参保是个人自选择的结果，参保群体可能并不能很好地代表农民的总体，因而本文并未将研究样本仅限定为新农保的参保者。经过上述处理，剩余样本包含24227个受访者，其中3824人（占总样本15.78%）属于处置组（即领取了新农保养老金）；20403人（占总样本8422％）构成对照组（即尚未领取新农保养老金）。进一步，由于断点回归的基准带宽为+/—5,即仅将55〜65周岁的样本纳入分析之中，同时，正如前文提及的，我们剔除60岁的样本以避免其因年内兼具两种处置状态所造成的混淆，因此最终的工作样本量为3114人，其中1065人（占总样本3420%）为处置组，2049人（占总样本6580%）为对照组。

3变量

本文的结果变量为受访者在2012年是否工作———当受访者就业状态为就业、务农和离退休再就业其中一种时记为1；否则为0（参见表1第二部分）。同时，为了识别受访者工作的产业，我们也考虑了受访者是否从事农业工作和是否从事非农工作①。表2分别给出上述三个变量的全样本、处置组和对照组的统计描述。从中可以得到如下两点认识：第一，农村居民的整体劳动供给率为824%，其中仍以农业劳动为主（农业劳动供给率为640%），非农劳动占比较低（非农劳动供给率为76%）；第二，处置组样本的劳动供给率为803%，显著低于对照组样本（836%），两者差异为33%，且在5%的水平下显著，意味着领取新农保养老金可能会抑制劳动力的供给。

表2同样给出了受访者部分特征变量①的描述性统计，从中可知，受访者的性别较为平衡，但处置组的男性占比（542％）高于对照组（491％）；受访者有配偶的比例较高（926％），但相比于对照组（937％），处置组的这一数值较低（906％），意味着独居个人会更加依赖社会养老的资金支持；农村居民的受教育水平仍然偏低，平均只有小学学历，且处置组样本的学历更低；受访者中村干部和党员的占比分别为38％和77％，且两者对于个体是否领取新农保养老金没有影响；农村地区的残疾问题仍不容忽视，约有5％的农村居民身体存在残疾。

4．实证结果

本小节首先给出新农保对农村劳动力供给影响的基准估算结果，然后进行稳健性分析，最后考察村庄制度环境及地区差异对于基准结果的影响。

（1）新农保对于农村劳动力供给的影响。表3第（1）列给出断点回归的估计结果，可以看出第一阶段的参数估计显著为正，说明年龄大于60岁将显著提升农村居民获得新农保养老金的概率，具体来说，60岁以上农村居民相较60岁以下个体获得养老金的概率高出35.2个百分点；特别说明的是，对年龄断点的F值检验不仅高于10的经验阈值，也高于Stock和Yogo（2005）的弱工具变量检验临界值，证明了工具变量的有效性。第二阶段的估算结果显著为负，表明新农保制度降低了农村居民的劳动力供给水平———由于领取养老金，农村老年人参与工作的概率下降了188个百分点；鉴于对照组的劳动供给率（均值）为836％，新农保制度将导致这一数值降至648％。简约式回归结果表明，在年龄断点附近，劳动供给率显著下降了66个百分点。这组结果表明，对于我国经济社会整体而言，新农保的成本不仅在于财政养老金的支出（穆怀中，2020），其对农村劳动力供给的负面冲击同样应归属于项目成本并加以考量。

进一步，我们将劳动供给分为两类，即农业劳动供给和非农劳动供给，分别考察新农保对两者的影响。表3第（2）〜（3）列给出了具体估算结果。首先，第一阶段的估算依然表明工具变量是真实有效的；其次，第二阶段的估算结果表明，获得新农保养老金收入将导致农民的农业劳动供给率下降308个百分点，而非农劳动供给率下降幅度仅为123个百分点。由此可见，在领取新农保养老金后，参保农民更倾向于降低自身的农业劳动参与。

（2）稳健性检验。为确保基本结论的可靠性,本文进行稳健性分析。首先,我们进行有效性检验。Imbens和Lemieux（2008）指出,利用断点回归进行因果识别必须满足两个有效性条件：一是驱动变量必须是外生的；二是前定变量在断点处必须是平滑的。第一个条件要求样本不能操纵或者至少不能完全操纵其自身的驱动变量取值；否则,对于本文而言,若部分农民可以通过篡改年龄等手段提前（或者滞后）领取养老金,则断点回归的识别可能是有偏的。根据Meng（2013）,我们在图3中绘制了年龄的密度分布，可以看出，断点两侧的样本数量并未呈现显著差异，尤其是年长人口的数量并未出现骤增的现象，说明驱动变量是外生的、未受操纵的。

第二个条件要求前定变量（即不随个体是否领取养老金而发生改变的变量）在断点附近的变化是连续的。为检验这一条件，我们依然使用基准分析的估计框架，但将结果变量替换为一组前定变量———由于这些变量的取值是在个体60周岁前已经确定的，因此，若满足平滑性条件，则估算出的系数应缺乏统计显著性。本文选择了性别、婚姻状况、学历、村干部身份、党员身份和身体残疾共6个因变量进行检验，回归结果由表4第（1）〜（6）列分别给出。从第二阶段和简约式回归结果可以看出：与预期相一致，年龄规则对于前定变量并未产生显著影响，这也意味着处置组和对照组样本具有较好的可比性。进一步，为更加直观地展示出上述结果，我们将简约式回归结果用图4表示出来。不难看出，各前定变量在断点附近的变化均较为平滑。

最后，我们还进行了一系列稳健性检验。第一，我们尝试排除可能的测量错误。对于调查数据而言，产生测量错误的一个重要原因是调查人员的不细心。在此次“千村调查”中，为减少这类错误，不仅每位调查员都配有督导员以确保其尽职尽责，同时还要求调查员记录并上报每次调查的起止时间，以避免其仓促完成访谈，造成关键信息存在测量错误。然而，我们发现，仍然有一部分样本缺少访谈起止时间的记录。尽管我们不能确保其他样本不存在测量错误，但无疑这类样本具有更高的犯错可能。因此，我们在样本中剔除这类“高风险”样本，并重新估算结果。由表6第（1）列可知，当排除掉可能存在测量错误的样本后，新的估算结果与基准结果保持了较好的一致性，说明测量错误（如果其确实存在）并不会对本文造成估算偏差。

第二，我们将60岁的样本纳入分析。在基准结果中，为避免60岁样本可能带来的偏差，我们将其排除在分析之外。此处，我们重新考虑这一部分样本，即将年龄等于60岁的样本视为有资格参与新农保项目并领取养老金。由表6第（2）列给出重新估算的结果。与基准结果一致，领取新农保养老金将对农村劳动力的供给起到显著抑制作用。

第三，我们进行了一个证伪检验。为确保呈现的年龄断点的确是由新农保制度所导致的，我们转而考察不受新农保制度影响的样本，包括所在村庄尚未进行新农保试点的农民，以及有退休金不需要参与新农保的样本①。我们采取简约式的估算方程对其进行估计②，鉴于这类样本并未受到新农保制度的影响，所得估算结果应不具有显著性。由表6第（3）列可知，与预期一致，年龄规则并不会导致未参保者改变其劳动力供给决策，从而表明基准结果是真实有效的。

第四，我们考察了断点的真实性。尽管从图2中可以清楚地看到，断点仅存在于60岁处，但我们仍选取55周岁①作为一个“伪断点”，在＋／－5岁的带宽内，采用驱动变量的二阶多项式和简约式的估算方程重新进行了估算②。表6第（4）列给出的结果表明，由于估算系数的绝对值较小且不具有统计显著性，因而55周岁处不存在断点，进一步证明了断点规则的有效性。

（3）异质性分析：村庄制度环境和地区差异的影响。本节通过样本分类的方法，考察村庄制度环境和地区差异如何影响新农保项目的效果。首先，我们考察村庄民主程度的影响。为衡量村庄的民主程度，调研团队请受访者回答了下述问题：“村里的主要事务（如：征地、土地承包、干部任命、财务支出等）是由谁决定的？”备选答案有7项：“（1）支部书记；（2）村长；（3）支部书记和村长共同决定；（4）村干部讨论决定；（5）村干部和村民代表讨论决定；（6）村民代表决定；（7）全村人表决决定。”当受访者给出的选项为前三项时，我们认为村庄的民主程度较低，即村庄管理存在“一言堂”现象；相反，当受访者的回答为其余4项时，我们则认为村庄的民主程度较高，即权力并非集中在一两个人手中。基于此，我们根据村庄民主程度的高低将样本分成两组，分别给出每组的分样本估计，具体结果见表7第（1）和（2）列。结果显示，当村庄的民主程度较低时，新农保对劳动供给的影响不显著；只有当村庄的民主程度较高时，新农保对劳动供给的抑制效应才变得显著。

其次，我们考察地方政府基层治理能力的影响。诚然，基层治理能力是一个多维度的综合概念，本文仅从地方政府对于污染的治理水平出发加以考察。根据村民对于地方政府污染治理的满意程度，我们将样本分为两组———在基层治理能力较弱组中，受访者认为地方政府对本村的污染置之不理；在基层治理能力较强组中，受访者则认为地方政府对当地污染进行了治理。表7第（3）和（4）列分别给出每组的估计结果。从中可以看出，当地方政府基层治理能力较弱时，村民普遍在领取新农保养老金后选择较少劳动供给———估计系数为负，且在1％的置信水平上显著；而当地方政府具有较强的基层治理能力时，新农保对于劳动供给的影响则不明显———估计系数缺乏统计显著性。上述结果蕴含着较强的政策含义，即在社保对劳动力供给产生挤出效应的背景下，如何为老年人提供较好的生活水平和维持足够的劳动力供给成为一对看似难以调和的矛盾，然而，我们发现，随着地方政府基层治理能力的提高，农民在获得养老金的同时并不会显著降低其劳动供给，因此，提高基层治理能力不仅本身具有重要意义，更可能是现阶段对上述矛盾的纾解之策。

最后，我们考察地区差异的影响。具体而言，我们依据样本所在省份将样本分为三组———东部样本、中部样本和西部样本，分别对三组子样本进行重新估算。由表7第（5）〜（7）列可知，新农保在东部地区的效果最为明显，领取养老金将导致劳动供给率下降349个百分点，且效果在1％的置信水平上显著；新农保在中部地区的效果次之，尽管估计系数依然显著，但在绝对值和统计显著性上均弱于东部；而新农保在西部地区的效果则不明显。上述结果表明，随着经济发展水平在地理上的变化，新农保对于劳动供给的影响也呈现明显的地区差异：在较富裕地区，农民在获得新农保养老金后倾向于减少劳动供给，享受晚年生活；而在发展较落后地区，农民并不会因额外增加的养老金收入而放弃工作。究其原因，可能是东部富裕地区的基础养老金高于中西部地区（张晔等，2016），更多的养老金降低了参保人工作的必要性。

四、结论及政策建议

近年来，人口老龄化问题已经成为世界各国共同关注的焦点，对于我国而言，如何深刻理解老龄化问题的影响并有效应对显得尤为关键。一方面，我国仍是世界第一人口大国，能否妥善处理老年人的养老问题关系着社会的稳定；另一方面，我国的人口老龄化呈现“未富先老”的特征，如何在老龄社会中谋求经济的发展同样是亟待解决的课题。在此背景下，为加快建立覆盖城乡居民的社会保障体系，逐步解决农村居民老有所养的问题，我国自2009年起逐步实施了新农保项目。

本文基于大样本调查数据以增强结论的代表性，利用（模糊）断点回归设计的方法来解决自选择偏差及非观测因素等可能导致的内生性问题，较为科学地考察了领取新农保养老金对于参保者劳动供给的影响。总体而言，新农保政策对农村居民的劳动力供给产生了较为明显的抑制效果，其中对农业劳动供给的影响较之非农劳动供给尤为明显。这意味着，一方面，新农保有助于减轻农村老年人口的生活负担，促使其自愿退出劳动力市场、安享晚年，从这一层面来说新农保对实现农村居民“老有所养”起到了有力的支撑作用；但另一方面，在人口老龄化已经对劳动力供给产生负面冲击的情况下，新农保无疑会进一步加剧农村劳动力市场的供给压力，进而对我国经济发展形成“叠加冲击”。进一步的分析表明，外部制度环境差异对新农保的劳动力抑制效应具有重要影响。上述效果主要来自民主程度较高的村庄，而基层治理能力的改善则会缓解上述抑制效果，地区发展水平的提高（降低）也会对新农保的劳动供给抑制影响起到放大（抑制）作用。

上述结论对于在人口老龄化背景下深入厘清社会保障的影响具有良好启示意义。在此基础上，提出以下政策建议。

第一，在更加清楚、全面地认识新农保政策影响的基础上，继续发挥新农保政策在保障农村老年人口生活水平上的积极作用，同时应采取措施以有效应对其对农村劳动力供给所产生的抑制作用。人口老龄化为我国带来了保障老年人晚年生活和维持劳动力供给水平的双重任务；但截至目前，理论研究与实证分析均未找到能在提高社会保障程度的同时增加劳动要素供给的“一石二鸟”之策，相反两者很可能是“此消彼长”的关系。本文的研究结果证实了这一矛盾的存在，意味着在发挥新农保养老功能的同时还需要适当的就业政策相配合，对冲其给当地劳动力市场带来的负面冲击。推而广之，这也有助于加深对财政多政策目标间相互影响的认识。从《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二0三五年远景目标的建议》中可以看出，在未来一段时间内，我国财政政策将呈现多目标的特征，这就需要厘清各自财政政策工具的正负两方面的影响，切实避免在实现一个政策目标的同时为其他目标带来不利影响。

第二，坚定不移地坚持新农保的“保基本”的基本原则，以“保障适度”和“财政兜底”为中央统筹社保工作的核心，将地方政府根据当地情况调整基础养老金的自由裁量权（“有弹性”原则）限制在适度范围内。自新农保项目实施伊始，我国政府就将“保基本”列为四大基本原则之首，明确了新农保的保障力度应与农村居民老年基本生活需求相适应；党的十九大报告再次强调了我国社会保障体系的整体定位，将“保障适度”作为基本原则。研究表明，新农保对农村劳动力供给的抑制作用与参保者获得的养老金数量相关———在经济发达地区，地方政府通常会提高基础养老金的给付标准，当地劳动力供给因而产生更大幅度萎缩。诚然，农村居民的老年基本生活需求存在地区差异，允许地方政府结合地区经济发展实际做出调整是必要的；然而，这不仅会造成地区间养老金支付的横向不公平，更重要的是将导致更具经济发展潜力的地区面临更大的劳动力供给缺口。有鉴于此，应在“保基本”的原则指导下，推动基础养老金支付均等化，并在合理测算地区间老年基本生活水平差异的基础上，制定全国统一的基础养老金浮动标准，将“有弹性”约束在明确的制度框架内。

第三，根据“广覆盖”原则，进一步扩大新农保的覆盖范围，在与家庭养老、土地保障和社会救助等社会保障形式有机融合和相互配合的实践中，最终实现对农村适龄居民的全覆盖。农村老年人口的数量和比重均高于城镇，但社会保障制度的建设进程却相对落后，新农保的实施有助于缩小城乡差距，是建立全面覆盖城乡的社会养老保障体系的重要组成部分（封铁英和杨洲，2013）。研究表明，新农保确实可以引导有意愿的农村老年人逐步退出劳动力市场、安度晚年，这意味着，仅就新农保制度实施的初衷———解决农村居民老有所养问题———而言，新农保起到了应有的作用。然而，从本文使用的数据来看，新农保的覆盖率还有很大提升空间，尚有半数的农村居民在没有参加其他养老保险项目的情况下仍未选择参与新农保项目。基于此，应进一步加大政策宣传和引导力度，鼓励尚未参保个人尽快参保，切实拓展城乡居民社会保障体系的覆盖人群。

第四，需要为新农保的实施营造良好的外部制度环境，特别应加强地方政府基层治理能力的建设。正如前文所反复讨论的，新农保不应背离其“保基本”的基本原则而过度回应不同群体的差异化养老需求，更多地需要从外部制度环境入手，寻找既能满足农村老年人养老需求，又能延缓劳动供给过快下滑的破局之策。研究表明，当地方政府具有更强的基层治理能力时，有助于缓解新农保对当地农村劳动力市场造成的冲击。党的十九届四中全会指出“推进国家治理体系和治理能力现代化，是全党的一项重大战略任务”，而基层治理能力的提升则是这一战略任务的核心和着力点。从新农保实施的侧面来看，基层治理能力的提升不仅本身具有重要意义，同时也能与其他政策产生联动作用，在降低其政策成本等方面产生积极影响。

参考文献

[1]DanzerA.M,2013,BenefitGenerosityandtheIncomeEffectonLabourSupply:Quasi-Ex­perimentalEvidence[J],EconomicJournal,123(571),1059〜1084.

[2]deCarvalhoFilhoI.E.,2008,Old-ageBenefissandRetirementDecisionsofRuralElderlyinBrazil[J],JournalofDevelopmentEconomics,86(1),129〜146.

[]ImbensG.W.,LemieuxT.,2008,RegressionDiscontinuityDesigns:A.GuidetoPractice[J],JournalofEconometrics，142(2)615〜635

[4]JuarezL.,2010,TheEffectofanOld-ageDemograntonheLaborSupplyandTimeUseofheElderlyandNon—lderlyinMexico[J],BE.JournalofEconomicAnalysis&Policy,10(1),Article48.

[5]KaushalN.,2014,HozvPublicPensionAffectsElderlyLaborSupplyandWell-being:EvidencefromIndia[J]WorldDevelopment56214〜225

[6]LeeD.S.,LemieuxT.,2010,RegressionDiscontinuityDesignsinEconomics[J],JournalofEco-nomicLiterature48(2)281〜355

[7]LiH.,ShiX.,WuB.,2015,TheRetirementConsumptionPuzzleinChina[J],AmericanEco­nomicReview,105(5),437〜441.

[8]MengL.,2013,EvaluatingChinaZPovertyAUeviationProgram:ARegressionDiscontinuityAp­proach[J]JournalofPublicEconomics1011〜11

[9]WangD2006ChinaZsUrbanandRuralOldAgeSecuriySysem：ChalengesandOpions[J]China＆WorldEconomy14(1)102〜116

[10]常芳、杨矗、王爱琴、王欢、罗仁福、史耀疆：《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》[],《管理世界》2014年第3期。

[11]程杰：《养老保障的劳动供给效应》[],《经济研究》2014年第10期。