金融行为与劳动参与决策——基于CHARLS2011年的实证分析

李云娥，文 博

(1.天津财经大学 经济学院，天津 300222；2.南开大学 经济学院，天津 300071)

一、引 言

近年来，随着劳动参与率和劳动年龄人口的不断下降，劳动参与和劳动供给成为学界关注的焦点。劳动力是经济增长的要素之一[1]，制约着社会经济发展状况。20世纪90年代中期以来，我国劳动参与率连年下降，尤其是2012年以来，劳动年龄人口四连降，再加上人口老龄化问题，我国的劳动力成本优势不在，原本具有比较优势的劳动密集型行业的发展受到限制，经济发展进入瓶颈期。适度提高劳动参与率以应对人口老龄化和经济结构转型困境显得尤为重要。现有文献多从体制、产业结构、教育、家庭结构和市场化等角度对我国劳动参与率特别是女性劳动参与率的变化做诠释。然而，并没有文献关注到金融行为可能影响人们的劳动参与决策。研究并阐释这一影响正是本文写作的动机和出发点。

金融行为从两个渠道影响劳动参与：其一，投资增加股民的财富，改变预算约束，提高非劳动收入，影响保留工资(Reservation Wage)。其二，金融参与程度越高，劳动参与的机会成本(投资收入)越大，劳动参与意愿越低。随着越来越多的居民参与金融市场，以基金和股票为代表的风险资产收益成为了居民非劳动收入的重要组成部分，金融市场参与的逐渐扩大化可能使我国的劳动参与率进一步下滑。从金融视角探究劳动参与问题，有助于抑制因金融市场发展造成的劳动力供给困境。

本文将金融市场参与定义为“持有基金或股票”。基于该定义，笔者构造了一个度量金融参与度的变量，采用Probit和Tobit模型，从劳动参与的广度(是否参与劳动)和深度(劳动时间)两个维度定量分析金融行为对劳动参与决策的影响。结果表明，金融参与在一定程度上替代了劳动参与，但在不同人群中这一作用具有异质性。金融参与度的加深会减少男性和城镇居民的劳动参与，但不会使女性选择退出劳动力市场，却有可能因持有相对较多的风险资产而减少劳动时间，享受闲暇。此外，本文以社会保障作为传导变量研究了契约执行效率这一宏观变量对个体劳动参与时间这一微观变量的影响。其合理性在于，契约执行效率的高低决定劳动者权益的保障程度，间接作用于劳动参与决策。

二、文献综述

首先，一些文献从体制转轨、产业结构和家庭结构等视角研究一国总体的劳动参与率变化。陆铭和葛苏勤[2]比较了体制转轨前后的劳动供给行为，指出就业体制转轨、第三产业发展和社会整体教育水平提高是我国20世纪90年代以来劳动参与率下降的重要原因。蔡昉和王美艳[3]指出，我国城镇劳动参与率的下降与严峻的就业形势有关，就业压力加大时，“沮丧工人效应”大于“新增工人效应”，失业者决定退出劳动力市场，劳动参与率的下降部分是由失业造成的。England和Ross[4]发现，白人女性的工作时间和劳动参与率都大于黑人女性，这是因为白人女性的受教育程度更高。Bolin等[5]指出，由于成年子女承担着照料老年父母的责任，对老年父母的照料会显著降低子女的劳动参与率。其次，许多文献将目光投向女性的劳动参与。二战后，全球女性劳动参与率上升，相反地，我国女性劳动参与率却逐年下降。可能的原因有：人口老龄化带来家庭老年照料责任的加重使女性的劳动参与率下降[6]，市场化程度加深带来儿童看护成本的提高也是我国女性劳动参与率下降的重要原因之一[7]；在传统观念中，女性是次级劳动力，配偶收入在其劳动参与决策中起着相当重要的作用。但是，随着女性意识的觉醒，其劳动参与受婚姻及配偶收入的影响逐渐减弱，Juhn 和 Murphy[8]对近些年来美国女性劳动参与率上升是为了弥补丈夫收入的下降这一观点提出了质疑，认为工资对已婚女性和男性的就业变化起主导作用。姚先国和谭岚[9]认为，配偶收入的增加并不能充分地解释我国女性劳动参与率的下降，是改革后劳动力市场上存在的种种女性就业障碍导致了这一结果。也有学者从家庭结构的角度研究了女性劳动参与率的变化。家庭责任影响着女性的劳动参与决策，Lippe 和 Dijk[10]认为，多代同堂的家庭结构提高了女性劳动参与的概率，增加了女性的劳动时间，因为父母(公婆)可以协助女性料理家务，使她们有精力投入劳动力市场。沈可等[11]认为，近年来多代同堂家庭比例的下降抑制了女性的劳动力市场参与。 同时，Bar和Leukhina[12]从宏观层面分析了女性劳动参与决策的影响因素，美国的所得税抵免政策降低了丈夫收入较低的已婚女性的劳妇动参与率。马双等[13]认为，最低工资水平的上涨则会提高已婚女性的劳动参与率，尤其是受教育程度较低的已婚女性的劳动参与率。但是，并没有文献注意到个人的金融市场参与行为与劳动参与间可能存在的联系。本文联系金融快速发展的现实，关注金融行为与劳动参与间可能存在的替代关系，从一个全新的角度探讨了劳动参与决策的影响因素，为我国劳动参与率下降的现实给出一个全新的解释。

三、数据来源及变量的描述性统计

(一)数据来源

本文所选取的数据来自CHARLS(China Health and Retirement Longitudinal Survey，中国健康与养老追踪调查)2011年的全国基层调查数据，该数据涵盖全国二十多个省市，150个县、区，450个村、居委会的一万多户家庭的17 000多人，样本具有良好的代表性。

在我国，劳动年龄人口指16—60周岁的男性和16—55周岁的女性。[注]2011年时，我国对法定退休年龄的规定是：男性干部和工人60周岁退休，女性干部55周岁退休，女性工人50周岁退休。按照惯例，本文剔除在2011年时55周岁以上的女性和60周岁以上的男性，并剔除其他有关键变量缺失的无效样本，最终所选用样本为8 798个，其中女性样本3 891个，男性样本4 907个，城镇居民样本2 070个，农村居民样本6 728个。[注]由于无法避免数据缺失问题，经验分析过程中的样本量可能略小于这些数字。

(二)变量选取

1.被解释变量

劳动参与。它分为两类：一是度量劳动参与广度的变量，即目前是否有工作。[注]若因正在休假和培训而未上班也视为有工作。有工作包括从事农业生产经营活动、拿工资的工作、从事个体或私营经济活动以及不拿工资为家庭经营活动帮工，但从事家务劳动、志愿劳动不包括在内。二是度量劳动参与深度的变量，即每周的工作小时数。[注]需要说明的是，当受访者既从事农业打工又为自家从事农业生产时，周工作时间取两者中的最大值 。

2.核心解释变量

(1)金融参与度。金融参与度以个人持有的基金、股票的当前价值占个人总资产(不包括房屋等不动产)的比重来衡量，分为不持有基金、股票，持有少量基金、股票(比重介于0—40%)以及持有大量基金、股票(比重介于40%—100%)三个等级，分别赋值为0、1和2。

(2)契约执行效率。本文选用樊纲等[14]设计的分项指标——律师、会计师等市场中介组织服务条件来表示契约执行效率。这一指标由企业对市场中介组织服务满意程度来衡量，与某一地区契约执行效率密切相关——良好的市场中介组织服务条件有利于契约的执行。由于人的有限理性，契约总是不完备的，契约的缔结双方应受到监督。会计师和律师在监督契约实施方面发挥着重要作用，因此，用律师、会计师等市场中介组织服务条件来代表契约执行效率是可行的。[注]该指标的最新数据截至2009年，而我们选用的是2011年的CHARLS数据，因此，我们用2009年的“律师、会计师等市场中介组织服务条件”代替2011年的契约执行效率。

(3)单位是否提供养老保险和失业保险。契约执行效率是一个宏观变量，因此，我们选择单位是否提供养老保险[注]若为自雇，则将为自己购买养老保险与失业保险也归入单位提供。和单位是否提供失业保险这两个微观变量作为传导变量。若提供为1，否则为0。在此，有必要对该传导变量的合理性进行说明。《中华人民共和国劳动法》规定了员工应享受的五险一金，其中，养老、失业、医疗保险应由劳动者和单位共同缴纳。五险一金是社会保障体系的一部分，社会保障的变化会导致个人禀赋发生变化，从而使劳动者参与经济活动的效用发生变化，最终影响劳动参与。一方面，社会保障制度的完善鼓励更多劳动力参与劳动力市场，激励劳动参与；另一方面，社会保障带来非劳动收入，抑制劳动参与。

在劳动契约执行过程中，由于法治的不健全，劳动者的权益经常被侵犯，甚至法定的基本社会保障也不能实现，劳动者的积极性受到打击。由于监管不到位，违法成本低而维权成本高，有些劳动者因而减少劳动时间甚至退出劳动力市场。

3.控制变量

本文选用个人微观变量和反映家庭负担的变量作为控制变量。个人微观变量包括年龄、居住地、性别、是否有配偶、健康状况、受教育程度、个人月收入水平和配偶月收入水平；反映家庭负担的变量是家中在校孩子数量。

年龄：个人接受调查时的年龄。居住地：居住在农村=1，居住在城镇=0。性别：男性=1，女性=0。是否有配偶：有配偶=1，无配偶=0。健康状况：健康=1，不健康=0。个人月收入水平：无收入=0，低收入(0—1 500元)=1，中等收入(1 500—4 000元)=2，高收入(4 000元及以上)=3。配偶月收入水平：配偶无收入=0，低收入=1，中等收入=2，高收入=3。受教育程度：指受访者的正规受教育程度。

初中及以下：初中及以下=1，其他=0；大中专：大中专=1，其他=0；大学本科及以上：本科、硕士、博士=1，其他=0。

家庭负担：家中在校孩子数量。

(三)变量的描述性统计

表1给出了全样本、分性别子样本和分居住地子样本的描述性统计。

表1 变量的描述性统计

由表1变量的描述性统计结果可知：(1)男性的劳动参与率明显高于女性；农村的劳动参与率明显高于城镇，因为本文将从事农业生产也纳入工作范畴。(2)男性的平均工作时间长于女性，城镇居民的工作时间长于农村。我们推测这与从事农业活动有农忙和农闲之分有关，农业生产的时长较为灵活。(3)城镇居民金融市场的参与度高于农村居民。(4)男性和城镇居民拥有养老保险和失业保险的比重高于女性和农村居民，但总体来看，我国养老保险和失业保险的覆盖率较低。(5)城镇居民的月收入明显高于农村居民，男性的月收入明显高于女性，这与我国城乡、性别收入差距大的事实相符。

四、经验分析

(一)模型选择

在探究个人金融行为对劳动供给决策的影响时，由于因变量是否就业是一个二分变量，本文选择建立Probit模型，因变量为是否参与劳动，核心自变量为金融参与度。Probit模型表示为：

(1)

劳动参与包含劳动参与的广度和深度两层含义。除是否参与劳动外，我们还将研究金融市场参与度对工作时间的影响。由于因变量周工作小时是一个不小于零的受限变量，我们采用Tobit模型进行估计。因变量是周工作时长，核心自变量是金融参与度。此外，我们将在模型中加入契约执行效率与失业保险、养老保险的交互项，以探究契约执行效率对劳动参与时间的影响。Tobit模型表示为：

(2)

(二)金融行为对劳动参与率的影响

为探究金融行为对劳动参与率的影响，表2给出了全样本Probit模型的回归结果。

表2 全样本回归结果(N=8 540)

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，括号内为z值，下同。

在表2中，我们关注金融参与度变量的边际效应。表2的结果显示，[注]由于篇幅所限，该表中常数项被省略。在下文出现的表中，一些不重要的控制变量也将被省略。金融参与度对劳动参与决策的影响是负向且在5%水平上显著的。金融参与度越高，持有基金、股票价值在个人总资产中占的比重越大，劳动参与的概率越小。这证实了我们的猜想——高度的金融参与会替代劳动参与。根据我们构造的金融参与等级得出结论：金融参与的等级每上升一个级别，劳动参与的概率下降3.4个百分点。观察其他控制变量的边际效应，笔者得出了一些与以往文献一致的结论：(1)年龄与劳动参与间呈倒U型关系。(2)由于我们将从事农业生产也视作劳动参与，农村居民的劳动参与率更高。一个可能的原因是，相较城镇居民，农民缺乏非劳动收入，心理预期的保留工资低，其参与劳动以改善生活质量的意愿更强。(3)或许是传统的男外女内的思想和生理差异的影响，男性工作的概率比女性高11.2%。(4)已婚显著地提高了劳动参与的概率。(5)健康状况良好的人参与劳动的概率更高。(6)拥有本科及以上学历的人更有可能参与劳动，即我国受教育程度与劳动参与率间呈正相关关系。(7)与家庭分工理论一致，个人月收入水平越高，劳动参与的概率越高；较高的配偶月收入水平降低了劳动参与的概率。

LPM及以金融参与为核心自变量模型的回归结果与Probit模型回归结果的系数符号和显著性差异不大，证明该结果是稳健的、可信的。

由于我国农村的金融市场发达程度远低于城镇，农村居民的金融参与度远低于城镇居民，我们剔除农村居民，仅对城镇居民样本做回归，结果如表3所示。

对比城镇居民样本(表3)和全样本(表2)的结果，剔除农民子样本后，金融参与度对劳动参与的影响程度有所提高，其他各变量的边际效应也略有变化：婚否及配偶月收入对劳动参与的作用不再显著，而教育、年龄、性别因素的作用则略有加强。这可能是因为农村青壮年劳动力流入城市，留守在农村的中年妇女、老人和孩子共同进行农业生产，因而年龄对农村居民的劳动参与率作用不大；但由于家庭依赖更深，配偶因素对农村居民劳动参与率的作用更强。因此，剔除农村居民子样本后，笔者得出结论，年龄对劳动参与率的作用增强，而是否有配偶及配偶月收入的作用不再显著。

(三)异质性——不同性别人群中金融参与度对劳动参与率的影响

不同人群因具有异质性，金融参与度对其劳动参与的作用也不相同。为了保证我们结论的客观性，本文将进一步考察金融参与度对不同性别群体是否参与劳动的作用，分别对男性和女性样本做回归。表3分别报告了分性别子样本的Probit模型回归结果。

表3 Probit模型回归结果

由表3可知，参与金融市场的深度会显著降低男性的劳动参与概率，而对女性的劳动参与决策无显著影响。现有的经济学研究已证实在劳动力市场上存在着性别隔离[15]。横向来看，女性难以进入一些被男性主导的行业，纵向来看，职位隔离造成了男女同工不同酬，女性集中在职位金字塔的底层，我国劳动力市场上存在着对女性的晋升歧视[16]。女性在就业市场上受到的职位性别隔离和性别歧视，使女性退出劳动力市场后再次进入职场的障碍比男性多，因此，即使金融参与程度较高，女性也不愿退出劳动力市场。同时，行为经济学和心理学的有关研究认为，男性和女性的风险态度存在差异，男性的风险偏好大于女性，因此，在持有较多风险资产时，男性更愿意退出职场，享受闲暇。

其他一些结论也很有趣。首先，对于女性来说，是否有配偶对其劳动参与决策无显著影响，说明我国女性的独立意识不断增强。相反地，婚姻显著地提高了男性的劳动参与概率，已婚男性的家庭负担更重，劳动参与的概率越大。其次，配偶月收入水平对女性劳动参与决策的作用是显著的，而对男性是不显著的，这意味着女性更可能因为配偶收入较高而选择退出劳动力市场，这与姚先国和谭岚[9]的结论相悖。最后，女性的劳动参与率更容易变动，个人月收入水平对女性劳动参与的激励作用约是男性的三倍。

(四)金融参与度对劳动时间的影响

除劳动参与的广度外，金融参与度也会对劳动参与深度(劳动时间)产生影响。劳动供给时间取决于个人偏好、工资率和非劳动收入。基金或股票的当前价值可视为劳动者的非劳动收入，当非劳动收入增加的程度足够大时，人们会选择减少工作时间，增加闲暇时间。

如上文所述，契约执行效率通过影响社会保障的覆盖对劳动供给时间产生影响，因此，我们在模型中加入社会保障和契约执行效率的交互项。在这一部分，本文采用Tobit模型分别对全样本和不同性别子样本回归，结果如表4所示。

表4第2列全样本回归的结果显示，金融参与度提高显著减少了工作时间，这与我们的预期一致。此外，我们还得到了一个重要的结论：契约执行效率通过对社会保障发挥作用影响劳动参与时间。在契约执行效率越高的地区，拥有养老保险的人比不拥有养老保险的人劳动供给时间更长；拥有失业保险的人比不拥有该保险的人劳动供给时间更短。或许我们可以给出解释：在契约执行效率越高的地区就业，投资机会越多，拥有养老保险会提高劳动的边际报酬，从而激励劳动者增加劳动供给时间。失业保险设计的初衷是保障失业者找工作期间的生活，帮助他们找到工作。但在我国失业保险实践中，由于给付时间较长，给付恒定，促进再就业能力弱，出现严重的福利依赖，产生道德风险问题，很可能导致劳动参与的减少。同时，契约执行效率越高的地区，经济越发达，失业者的收入骤降对整个家庭的影响相对较小，这种福利依赖的道德风险问题更为严重。

我们还可以得到其他结论，婚否并不会对劳动供给时间产生显著影响；配偶月收入水平降低了劳动参与时间，但并不显著；更高的教育水平意味着更有可能进入正规部门就业，所以与是否参与经济活动不同的是，教育水平越高，周工作时长越短。

由第3列和第4列我们得到一个与前文不同的结论——风险态度差异并未在劳动时间上表现出来：金融参与度的加深不但显著减少了男性的劳动时间，同时也显著减少了女性的劳动时间，并且对女性劳动供给时间的负作用更强。即女性也许不会因持有较多的金融资产而退出劳动力市场，但更有可能因此减少劳动供给时间。同时，契约执行效率和社会保障的交互项对女性劳动供给时间的作用强于男性，这也说明女性更依赖于社会保障和契约执行效率。

表4 Tobit模型回归结果

对比控制变量系数，我们得出以下结论：(1)由于男性的黄金劳动年龄阶段长于女性，女性的年龄对劳动供给时间的作用更显著。(2)因为婚姻对男性意味着责任，所以有配偶会显著地增加男性的劳动供给时间，女性则不然。(3)教育对女性劳动时间的作用更显著——不同学历的女性间的周工作时长差异比男性更大。(4)女性的劳动时间对收入更敏感。(5)当配偶月收入较高时，女性也许不会退出劳动力市场，但可能会减少劳动供给时间，而男性则不会受到影响。

五、结论及政策建议

本文选用CHARLS2011年数据，构造了一个有关金融参与度的变量，探究了个人在金融市场上的参与程度对劳动参与广度和深度的二维作用，揭示了金融行为与劳动参与间存在的替代关系，从一个全新的角度探讨了劳动参与率的影响因素。

通过经验分析本文得到的主要结论包括：

首先，金融参与一定程度上替代劳动参与，金融参与程度的提高显著地降低了劳动参与的概率。其次，金融参与度对不同性别的劳动参与作用出现了异质性——金融参与度的提高显著地降低了男性和城镇居民劳动参与的概率，但对女性没有显著影响；金融参与度的提高显著减少了男性和女性的劳动时间，但对减少女性劳动参与时间的作用更强。最后，契约执行效率越高的地区，养老保险对劳动时间有着正向作用，但对失业保险则起负向作用。

基于上述结论，本文的政策含义如下：

首先，我国金融参与程度的加深显著地降低了城镇居民参与劳动的概率，再加上城乡收入差距扩大等事实，许多农村青壮年劳动力涌入城市，农村空心化问题出现，留守人员成为农耕的主要劳动力，加大了老人的劳动负担。要加速推进新型城镇化进程，一方面，为大量农村剩余劳动力提供更多的就业岗位，提高劳动收入的同时提高劳动参与率；另一方面，改善农村留守人口的生存现状，使留守老人从繁重的农业劳作中解脱出来。其次，由于社会保障覆盖率不高，城乡收入差距依然较大，农村居民的劳动参与率高于城镇居民而金融参与率却低于城镇居民。应完善农村社会保障体系，增加农民非劳动性收入，同时鼓励农业创新，推动规模化生产，提高效率，增加劳动收入，减小农民的劳动负担。最后，金融参与在一定程度上替代了劳动参与，这为充分利用劳动力资源，缓解人口老龄化问题提出了新的思路[17]。一方面，应当通过多种渠道让各文化层次的劳动者对金融参与有全面的认识，合理规划，避免盲目投资；另一方面，应加强金融市场准入审查，杜绝人为操纵，降低金融风险，让人们在劳动的同时将闲置资金自觉、自愿地投入金融市场运作。