劉亞洲　鐘甫寧　王亞楠

摘要：隨著農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力大規(guī)模轉(zhuǎn)移，我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力老齡化趨勢(shì)不斷加劇，我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展面臨挑戰(zhàn)，在這一背景下對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)時(shí)間供給狀況進(jìn)行研究顯得十分必要。從2009年開始我國(guó)實(shí)施了“新農(nóng)保”政策，而這一政策的實(shí)施是否會(huì)對(duì)老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間供給產(chǎn)生影響，如有則影響程度又如何呢？基于此本文運(yùn)用傾向值匹配方法以控制老年人參與“新農(nóng)?！钡淖赃x擇所引起的內(nèi)生性問題，利用農(nóng)業(yè)部全國(guó)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)分析了我國(guó)現(xiàn)行的“新農(nóng)?！敝贫葘?duì)于農(nóng)村老年人勞動(dòng)時(shí)間供給的影響。研究表明：農(nóng)村老年人參與“新農(nóng)?！焙蟛粫?huì)完全停止勞動(dòng)供給，但會(huì)顯著減少勞動(dòng)時(shí)間；參與“新農(nóng)?！钡睦夏耆藙趧?dòng)時(shí)間減少的幅度有限，老年人總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間僅分別減少了706天、558天、353天；在相同的養(yǎng)老保障水平下老年人勞動(dòng)時(shí)間減少程度在地區(qū)間呈現(xiàn)出“西部>中部>東部”的特點(diǎn)。

關(guān)鍵詞：新農(nóng)保；勞動(dòng)時(shí)間供給；農(nóng)村老年人；傾向值匹配

中圖分類號(hào)：C9136文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1000-4149（2016）05-0114-13

DOI：103969/jissn1000-4149201605012

Abstract： With the migration of the rural labor force in young adults，the aging process of the rural labor presents a rising trend，which will have effect on the agricultural productivity in China. It is necessary to analyze the situation about the labor time supply of the elderly in rural area based on such background. “New Rural Pension Insurance” policy has been carried out since 2009 in China. Whether the implementation of “New Rural Pension Insurance” have effect on the labor supply of the elderly in the rural area and the extend of its impact？ Method of Propensity Score Matching is used to control endogenous problems caused by selfselection，this paper analyzes the effect of the new rural pension insurance on the rural elderly labor time supply，based on Fixed Point Rural Survey （FPRS） data. The results show that： The elderly will not stop to work，however the hours of labor will be reduced，if the elderly participate in the “New Rural Pension Insurance”. The hours of labor of the elderly participating “New Rural Pension Insurance” have limited reduced： the total labor time，the agricultural labor time，the nonagricultural labor time going out of the elderly only respectively reduce by 706 days，558 days，353 days. At the same level of oldage security，there exist difference in the reduce degree of the elderly labor time among different area， which present western > middle > east.

Keywords：New Rural Pension Insurance； labor time supply； the rural elderly； PSM

一、引言

我國(guó)老齡化的趨勢(shì)不斷加劇，據(jù)世界銀行預(yù)測(cè)，2010-2030年，我國(guó)65歲及以上老年人口占總?cè)丝诘谋壤龔?%增加到162%，而到2050年這一比例將增加到247%

資料來源：世界銀行網(wǎng)站（http： / /data.worldbank.org）。，尤其是在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，老齡化現(xiàn)象十分嚴(yán)重，第六次全國(guó)人口普查結(jié)果顯示，中國(guó)農(nóng)村60歲及以上人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋壤秊?498%，高于城鎮(zhèn)相應(yīng)比例329個(gè)百分點(diǎn)[1]。而嚴(yán)重的老齡化可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力的下降，甚至?xí){到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，影響我國(guó)糧食安全。因此為了防患于未然，對(duì)于農(nóng)村老年人勞動(dòng)時(shí)間供給行為的研究顯得十分重要。在2009年我國(guó)頒布了《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》，自此新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保╅_始在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)啟動(dòng)，這一政策的制定實(shí)施對(duì)于解決農(nóng)村嚴(yán)峻的養(yǎng)老問題、老年人的福利問題以及統(tǒng)籌縮小城鄉(xiāng)社會(huì)公共服務(wù)差距都起到積極的作用。在通常情況下，養(yǎng)老保障水平的提高會(huì)在某種程度上激勵(lì)老年勞動(dòng)者降低勞動(dòng)時(shí)間供給水平和提早退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，但隨著我國(guó)人口結(jié)構(gòu)的老齡化，中老年人逐漸成為主要的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力[2]，因此，在我國(guó)農(nóng)村實(shí)施新的養(yǎng)老保障制度后，可能會(huì)使得本來以中老年人為主的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量和勞動(dòng)時(shí)間進(jìn)一步減少，這對(duì)于我國(guó)農(nóng)業(yè)的發(fā)展模式、經(jīng)營(yíng)規(guī)模、機(jī)械化利用等方面都會(huì)產(chǎn)生重要的影響作用。因此“新農(nóng)保”政策所帶來的不僅僅是農(nóng)民福利的提高、城鄉(xiāng)差距的縮小等積極影響，而且還可能導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)一步地減少，這些都需要政策制定者充分考慮和有所預(yù)期。

目前研究農(nóng)村老年勞動(dòng)力供給的文獻(xiàn)較多，一部分研究集中探討影響農(nóng)村老年勞動(dòng)力供給的因素，很多學(xué)者實(shí)證研究表明個(gè)人特征（如性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況等）、家庭特征（如土地規(guī)模、子女?dāng)?shù)量、外出打工人數(shù)等）會(huì)對(duì)老年勞動(dòng)力供給產(chǎn)生影響[3-6]。除這些比較全面探討農(nóng)村老年勞動(dòng)力供給影響因素外，還有學(xué)者就某一影響因素進(jìn)行深入分析，比如從家庭成員勞動(dòng)力流動(dòng)方面[7-8]。還有學(xué)者探討老年人身體健康、心理狀況對(duì)于勞動(dòng)力供給所帶來的影響[9-12]。在我國(guó)有關(guān)養(yǎng)老保障對(duì)于勞動(dòng)力供給影響的研究也逐年增多，尤其是在“新農(nóng)?！痹谌珖?guó)試點(diǎn)推行后，有關(guān)“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)力供給的研究逐漸增多。張川川等采用斷點(diǎn)回歸和雙重差分識(shí)別策略，對(duì)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策效果進(jìn)行評(píng)估，估計(jì)了“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人收入、貧困、消費(fèi)、主觀福利和勞動(dòng)力供給的影響[13]。黃宏偉等發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金收入明顯減少農(nóng)村老年人的勞動(dòng)力供給[14]，但其研究沒有考慮到參與養(yǎng)老保險(xiǎn)具有自選擇問題，老人是否參與“新農(nóng)保”是一個(gè)考慮了多方面因素的結(jié)果。當(dāng)參保老年人和非參保老年人的家庭特征、經(jīng)濟(jì)狀況差異較大時(shí)，比較他們的勞動(dòng)力供給行為會(huì)存在較大誤差，比如家庭經(jīng)濟(jì)條件差的老人即使參與了“新農(nóng)?！?，他依然會(huì)繼續(xù)參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)。在具體模型估計(jì)中如果不考慮老年人參與“新農(nóng)?！钡淖赃x擇問題，可能會(huì)導(dǎo)致模型出現(xiàn)內(nèi)生性問題，嚴(yán)重影響估計(jì)結(jié)果。在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中通常處理內(nèi)生性問題，一般會(huì)考慮采用工具變量法、傾向值匹配法或社會(huì)實(shí)驗(yàn)法等方法[15]。程杰的研究意識(shí)到了上述問題，采用工具變量的方法來避免內(nèi)生性問題[16]，但對(duì)于工具變量的選取往往比較主觀，可能無法滿足正交性條件，其合理性有待商榷。同時(shí)由于“新農(nóng)?！睂?duì)于老年勞動(dòng)力供給的影響不僅僅為是否有影響的定性問題，更多的應(yīng)該從更加微觀的角度來定量分析“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人具體勞動(dòng)時(shí)間供給的影響?；诖?，本文在已有研究的基礎(chǔ)上為了避免由于自選擇可觀測(cè)的異質(zhì)性引起的估計(jì)偏誤，采用傾向值匹配法來研究“新農(nóng)?！睂?duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)時(shí)間供給的影響作用，得出的相應(yīng)結(jié)論可以為政策制定和完善提供依據(jù)。

二、研究假說及研究方法

1. 研究假說

養(yǎng)老保障制度的完善主要體現(xiàn)在養(yǎng)老金的從無到有以及從少到多的過程，在此過程中老年人的經(jīng)濟(jì)狀況會(huì)得到改善，實(shí)質(zhì)就是增加了老年人的收入使其預(yù)算約束得到放松。由于個(gè)體異質(zhì)性和家庭異質(zhì)性等因素的影響，老年人在預(yù)算約束放松的情況下，決策行為有所差異。其中影響機(jī)制主要分為以下兩方面：一方面，養(yǎng)老保障的改善會(huì)促進(jìn)老年人勞動(dòng)時(shí)間供給的減少。養(yǎng)老保障改善會(huì)提高現(xiàn)在或預(yù)期的收入，老年人出于自身?xiàng)l件尤其是體力和精力方面的原因，在不減少或較少減少現(xiàn)有效用水平的情況下會(huì)減少勞動(dòng)力供給或直接停止勞動(dòng)，這一種情況反映的是養(yǎng)老保障對(duì)于老年人勞動(dòng)時(shí)間供給較少的刺激作用。在現(xiàn)實(shí)中發(fā)展中國(guó)家隨著經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高，用于養(yǎng)老保障的資金不斷增加，整體養(yǎng)老保障水平得以提高，老年人會(huì)獲得更多的養(yǎng)老金，國(guó)外學(xué)者對(duì)南非、巴西等發(fā)展中國(guó)家的研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金收入的提高會(huì)降低老年人的勞動(dòng)供給[17-19]。

而勞動(dòng)供給的降低會(huì)直接導(dǎo)致勞動(dòng)時(shí)間的下降，對(duì)于一些經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的國(guó)家來看情況恰恰相反，由于人口不斷老齡化導(dǎo)致養(yǎng)老金負(fù)擔(dān)加劇，政府為了緩解壓力會(huì)推行一些削減養(yǎng)老保障的措施，這在某種程度上會(huì)促進(jìn)老年人增加勞動(dòng)時(shí)間供給，例如研究發(fā)現(xiàn)在美國(guó)、日本、澳大利亞等國(guó)家的社會(huì)保障改革后削減養(yǎng)老保障水平都會(huì)激勵(lì)老年人增加勞動(dòng)供給[20-22]進(jìn)而增加老年人勞動(dòng)時(shí)間。其實(shí)這兩類針對(duì)不同發(fā)展水平國(guó)家的討論得出的結(jié)論是一致的，即養(yǎng)老金與老年人勞動(dòng)時(shí)間供給呈現(xiàn)出負(fù)向關(guān)系。另一方面，養(yǎng)老保障的改善在某種程度上會(huì)增加老年人勞動(dòng)時(shí)間供給。預(yù)算約束的放松意味著老年人在選擇消費(fèi)或儲(chǔ)蓄的同時(shí)用于就業(yè)投資的約束也相應(yīng)放松，農(nóng)村老年人可以增加人力資本投資和就業(yè)投資，從而增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)[16]，從而提高非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給。通常情況下這一影響機(jī)制效果有限，往往是年齡剛剛步入老年階段或身體較為健康的老年人會(huì)在預(yù)算約束放松的情況下增加勞動(dòng)時(shí)間供給，同時(shí)這類勞動(dòng)時(shí)間供給主要集中在非農(nóng)就業(yè)當(dāng)中。

從以上分析可以看出養(yǎng)老保障的改善既會(huì)使得老年人總體勞動(dòng)時(shí)間供給減少，在某種程度上又會(huì)增加老年人非農(nóng)就業(yè)的勞動(dòng)時(shí)間供給，而最終的作用方向取決于養(yǎng)老保障水平、老年人自身?xiàng)l件（包括年齡、身體狀況等）以及所處地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況等因素。我國(guó)作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，目前農(nóng)村養(yǎng)老保障水平正處于不斷完善和增加投入的階段，例如“新農(nóng)?！钡膶?shí)施，由于收入效應(yīng)老年人會(huì)在某種程度上減少勞動(dòng)時(shí)間供給；與此同時(shí)，由于“新農(nóng)?！钡谋Ｕ纤较鄬?duì)較低，這可能會(huì)導(dǎo)致老年人總體勞動(dòng)時(shí)間供給下降幅度有限。與此同時(shí)，在理論上雖然存在養(yǎng)老保障水平提高相應(yīng)增加了老年人的收入水平，預(yù)算約束的放松可能會(huì)促使老年人增加自我投資（包括人力資本投資和就業(yè)投資等）進(jìn)而增加非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給，但是目前我國(guó)實(shí)行的“新農(nóng)?！别B(yǎng)老保障水平相對(duì)較低，其收入不足以刺激老年人增加自我投資從而增加非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)，因此，目前在我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老保障的改善不足以促進(jìn)老年人非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給的增加。我國(guó)地域遼闊，東、中、西部在社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化等方面存在較大的差異，這些差異會(huì)直接導(dǎo)致在養(yǎng)老保障水平提高之后不同地區(qū)老年人在總勞動(dòng)時(shí)間供給、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間供給、非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給方面出現(xiàn)差別；同時(shí)經(jīng)濟(jì)差異導(dǎo)致相同養(yǎng)老金在各地區(qū)的購(gòu)買力不同，因而“新農(nóng)?！钡膶?shí)施對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的老年人勞動(dòng)時(shí)間影響要小于欠發(fā)達(dá)地區(qū)?；谝陨戏治霰疚奶岢鲆韵聝牲c(diǎn)假說。

假說1：我國(guó)“新農(nóng)?！钡膶?shí)施使得老年人總勞動(dòng)時(shí)間和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間顯著減少，但減少的幅度相對(duì)較??；同時(shí)農(nóng)村養(yǎng)老保障的改善不會(huì)促進(jìn)老年人增加非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，反而會(huì)減少老年人非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。

假說2：由于地區(qū)之間的差異，“新農(nóng)?！闭邔?shí)施后，我國(guó)東、中、西部地區(qū)老年人總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給表現(xiàn)各不相同；在相同的養(yǎng)老保障水平下，老年人勞動(dòng)時(shí)間減少程度在地區(qū)間呈現(xiàn)出“西部>中部>東部”的特征。

2. 傾向值匹配法

由于農(nóng)村老年人無論是在個(gè)人特征方面還是在家庭特征及社區(qū)特征方面都存在較大的異質(zhì)性，老年人是否參與“新農(nóng)?！笔且粋€(gè)“自選擇”問題，與其個(gè)人特征和家庭特征等因素有密切的關(guān)系，并非是隨機(jī)產(chǎn)生的，如果不加處理直接使用可能會(huì)存在樣本的選擇性偏誤。因此，本文將采用羅森鮑姆（Rosenbaum）等提出的傾向值匹配法（Propensity Score Matching，PSM）[23]，而PSM方法在計(jì)算過程中包括三種平均處理效應(yīng)：處理組平均處理效應(yīng)（average treatment effect for the treated，ATT）、平均處理效應(yīng)（average treatment effect，ATE）、控制組平均處理效應(yīng)（average treatment effect for the untreated，ATU），三種平均處理效應(yīng)雖然存在一定差異，但所得估計(jì)結(jié)果具有一致性，通常情況下采用ATT來計(jì)算處理效應(yīng)，因此本文將采用ATT來進(jìn)行分析。

具體的操作步驟如下：首先，將樣本分為兩個(gè)組：處理組——參保組，控制組——非參保組；然后根據(jù)農(nóng)戶中老年人個(gè)人特征、家庭特征等信息來估計(jì)家庭進(jìn)入?yún)⒈＝M和非參保組的概率，得到其傾向得分值（Propensity Score）；其次，根據(jù)傾向得分值大小進(jìn)行匹配，所謂匹配就是指找出處于參保與非參保兩種不同情況下老年人基本特征相似的樣本；再次，將匹配好的與參保的傾向得分最接近的非參保老年人作為其反事實(shí)（即如果參保的老年人沒有參加“新農(nóng)?！?，其勞動(dòng)供給狀況如何）；最后，比較兩組間老年人勞動(dòng)時(shí)間供給的差異，再對(duì)計(jì)算出來的差異取均值，得到老年人參與“新農(nóng)保”對(duì)于其勞動(dòng)時(shí)間供給的平均處理效應(yīng)（ATT）：

其中，Y1i表示處理組結(jié)果，Y0i表示控制組結(jié)果，分別表示參保老年人與未參保老年人勞動(dòng)時(shí)間供給狀況；Li=1代表老年人參保，Li=0代表老年人未參保；p（x）是“傾向得分”，在文中代表老年人參與“新農(nóng)?！钡母怕?，本文將用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，可以表示為：

pXi=PrLi=1Xi=expβXi1+expβXi（3）

在估計(jì)出傾向得分后，依據(jù)傾向得分的共同支撐域來匹配處理組（參保組）和控制組（非參保組）。在這里常見的匹配方法有：最近鄰匹配、核匹配、半徑匹配、分層匹配和局部線性回歸匹配等，雖然具體方法存在一定差異，但基本思路都是尋找與處理組樣本的傾向得分值（PS值）較為接近的控制組樣本。本文中首先采用最近鄰匹配方法，之后用核匹配及半徑匹配進(jìn)行估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性檢驗(yàn)[24]。為了確保匹配之后的處理組和對(duì)照組在各個(gè)控制變量上沒有系統(tǒng)差別，需要進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)主要來源于2011年農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)抽樣調(diào)查的涉及全國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)308個(gè)行政村2萬(wàn)多農(nóng)戶的數(shù)據(jù)。自2009年“新農(nóng)?！遍_始試點(diǎn)以來截止到2011年底試點(diǎn)縣擴(kuò)大到1914個(gè)，覆蓋面達(dá)到 67%[25-26]，由于在2011年“新農(nóng)保”制度沒有在全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)現(xiàn)全覆蓋，因此將“新農(nóng)?！狈窃圏c(diǎn)地區(qū)的樣本剔除，經(jīng)過剔除，樣本中共包括29個(gè)省、市、自治區(qū)（西藏和海南不包括在內(nèi)）、202個(gè)行政村，樣本中村莊“新農(nóng)?！备采w率為66%，并且按照2000 年國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)研究所研究成果以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的標(biāo)準(zhǔn)將這些省市分為東、中、西部地區(qū)

東部包括遼寧、北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個(gè)省市自治區(qū)；中部包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個(gè)省市自治區(qū)；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12個(gè)省市自治區(qū)。。同時(shí)本文主要研究“新農(nóng)?！眳⑴c情況對(duì)老年人勞動(dòng)時(shí)間供給的影響，研究對(duì)象為“新農(nóng)?！币?guī)定的60周歲以上領(lǐng)取養(yǎng)老金的老年人

在相關(guān)文件中雖然規(guī)定在“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，但要求其符合參保條件的子女應(yīng)當(dāng)參保繳費(fèi)，也就是意味著參與“新農(nóng)?！币彩且粋€(gè)家庭決策的行為。，故將家庭中沒有60周歲以上老年人的農(nóng)戶進(jìn)行剔除。經(jīng)過處理后的有效家庭樣本為3603戶，其中老年人共有5375人，有老年人參與“新農(nóng)?！钡募彝ビ?363戶，沒有老人參與的家庭有2240戶，“新農(nóng)?！奔彝ジ采w率達(dá)到3783%。

2. 變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

本文所涉及的主要變量統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。本文主要采用傾向分?jǐn)?shù)匹配方法來研究農(nóng)村老年人參與“新農(nóng)?！睜顩r對(duì)于其勞動(dòng)時(shí)間供給的影響，其中所選擇的解釋變量是會(huì)影響老年人參與“新農(nóng)?！币约袄夏耆藙趧?dòng)時(shí)間的變量，用來估計(jì)傾向分?jǐn)?shù)的變量不能包括受到老年人是否參保影響的變量。基于研究目的以及參考相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上[27-30]，本文將選用個(gè)人特征變量（年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限、本人健康狀況）、家庭變量（家庭成員數(shù)、家庭中6歲以下小孩數(shù)量、家庭外出務(wù)工人數(shù)、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積、家庭人均年收入）以及地區(qū)虛擬變量用于估計(jì)老年人是否參與“新農(nóng)?！钡膬A向得分變量，如表1所示。具體來看在樣本中老年人的個(gè)人特征，老年人的平均年齡為6728歲，參保組與非參保組有較為顯著的差異；男性老年人占比為55%，在統(tǒng)計(jì)中男性老年人勞動(dòng)時(shí)間平均為12726天/年，要明顯高于女性老年人（7267天/年）；從婚姻狀況來看大部分（85%）老年人是有配偶的；受教育年限平均476年，基本為小學(xué)文化程度；而自我評(píng)價(jià)的身體健康狀況大部分處于良好與中等之間。從家庭特征來看，在這些老年人家庭中家庭成員數(shù)平均達(dá)到4個(gè)人，并且參保組與非參保組之間有較為顯著的差異；家庭中6歲以下小孩數(shù)量較少，統(tǒng)計(jì)出來只有005個(gè)；家庭外出務(wù)工人數(shù)在這些老年人家庭中并不多，平均每戶只有058個(gè)人，在參保組與非參保組之間存在差異；在樣本中每年家庭非常住人口寄回或帶回金額相對(duì)較少，平均為46628元；家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積為563畝，參保組家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積只有471畝而非參保組為622畝，其中存在較大差異；家庭人均年收入達(dá)到1242664元，同樣參保組與非參保組之間存在差異。而本文的被解釋變量老年人的勞動(dòng)時(shí)間，將其細(xì)化為4個(gè)指標(biāo)：勞動(dòng)總時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。通過檢查參保組和非參保組是否存在顯著差異（t檢驗(yàn)）發(fā)現(xiàn)4類勞動(dòng)時(shí)間均存在不同程度的差異性。

通過對(duì)不同年齡段老年人進(jìn)行分組統(tǒng)計(jì)出老年人的勞動(dòng)時(shí)間（如表2所示），從表2中我們可以看到由于老年人體力的原因勞動(dòng)總時(shí)間隨著年齡段的增加呈現(xiàn)出遞減的趨勢(shì)；91歲及以上的老年人基本不參與勞動(dòng)，81-90歲之間的老年人勞動(dòng)時(shí)間不到10天，勞動(dòng)總時(shí)間較多的主要集中在60-70歲的老年人，時(shí)間達(dá)到了12708天。將勞動(dòng)總時(shí)間細(xì)分為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間3類，同樣60-70歲老年人的3類勞動(dòng)時(shí)間分別達(dá)到7958天、3177天、1573天。年齡段在71-80歲的老年人從事此3類勞動(dòng)時(shí)間較少，表現(xiàn)出來的特點(diǎn)與60-70歲段的老年人相類似。

本文將養(yǎng)老金收入分為0元、1-1000元、1001-2000元、2001-3000元、3001以上5個(gè)區(qū)間來考察老年人勞動(dòng)時(shí)間（如表3所示）。首先看養(yǎng)老金收入為0元時(shí)也就是沒有參加“新農(nóng)?！钡睦夏耆?，勞動(dòng)總時(shí)間為10832天，占全年時(shí)間的將近1/3，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間為7031天，而從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間較少。從整體來看隨著養(yǎng)老金收入的不斷增加，老年人勞動(dòng)總時(shí)間會(huì)不斷的減少，當(dāng)養(yǎng)老金收入達(dá)到3001元以上時(shí)，全年勞動(dòng)總時(shí)間只為7903天；而老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間同樣也隨著養(yǎng)老金的增加呈現(xiàn)出波動(dòng)下降的趨勢(shì)，充分說明老年人收入的增加對(duì)于勞動(dòng)力的供給減少起到促進(jìn)作用。

四、PSM實(shí)證結(jié)果分析

1. 是否參與“新農(nóng)?！睂?duì)老年人勞動(dòng)時(shí)間的影響

（1）傾向得分的Logit估計(jì)。

首先應(yīng)用Logit模型來估計(jì)影響老人參與“新農(nóng)?！钡臎Q定因素，并使用相應(yīng)的預(yù)測(cè)值作為老年人是否參與“新農(nóng)?！钡膬A向值，具體估計(jì)結(jié)果如表4所示。由于Logit模型為0-1型變量，只能簡(jiǎn)單判斷解釋變量對(duì)被解釋變量的影響方向，不能給出變量的邊際效應(yīng)，因此另外通過計(jì)算得出各變量的邊際效應(yīng)，如表4所示。通過回歸分析發(fā)現(xiàn)老年人的年齡、性別、受教育年限、家庭成員數(shù)、家庭中6歲以下小孩數(shù)量、家庭外出務(wù)工人數(shù)、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積、家庭人均年收入以及地區(qū)虛擬變量都在不同的置信水平上顯著影響老年人參與“新農(nóng)保”，說明了參與“新農(nóng)保”不僅與個(gè)人特征相關(guān)，而且還受到家庭特征的影響。從邊際效應(yīng)回歸結(jié)果來看，在個(gè)人特征中性別起到的正向影響相對(duì)較大，說明女性老年人參保的積極性更強(qiáng)；其次在年齡和受教育年限兩個(gè)變量中，后者對(duì)于參保行為起到相對(duì)較大的作用。在家庭特征的變量中家庭成員數(shù)、家庭中6歲以下小孩數(shù)量、家庭外出務(wù)工人數(shù)3個(gè)變量對(duì)于老年人是否參加“新農(nóng)?！逼鸬捷^大的作用，其中家庭成員數(shù)、家庭外出務(wù)工人數(shù)對(duì)參保行為起到負(fù)向影響，家庭中6歲以下小孩數(shù)量起到正向影響。從地區(qū)虛擬變量可以看出東部地區(qū)和西部地區(qū)相對(duì)于中部地區(qū)都呈現(xiàn)出負(fù)向影響，即中部地區(qū)參與“新農(nóng)?！钡臓顩r要好于西部地區(qū)，這充分說明在“新農(nóng)?！钡膶?shí)施過程中存在地區(qū)間的差異。

在Logit回歸之后獲得PS值，然后根據(jù)最近鄰域匹配的方法在非參保組中選擇相匹配的樣本。參保組與非參保組的傾向得分值的分布見圖1所示，可以看出經(jīng)過匹配后的參保組與非參保組雖然有所差異，但其密度分布已非常接近，參保組與非參保組老年人之間在個(gè)人特征和家庭特征方面的差異得以部分消除，利于下一步的分析。

（2）匹配結(jié)果分析。

根據(jù)參保組與非參保組的傾向得分采用最近鄰匹配的方法找到匹配組，然后可以計(jì)算出勞動(dòng)總時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間4個(gè)變量的平均凈效果ATT，如表5所示。通過對(duì)比發(fā)現(xiàn)4類勞動(dòng)時(shí)間在進(jìn)行匹配前、后存在一定差異，PSM方法控制了由于自選擇帶來的內(nèi)生性問題，使得匹配后的結(jié)果更加準(zhǔn)確。通過PSM方法得出的ATT值除去本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，勞動(dòng)總時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間都要小于匹配前的結(jié)果，而這一結(jié)果相對(duì)于匹配前的數(shù)值更加接近于現(xiàn)實(shí)。從表5的ATT值可以看到老年人在參與“新農(nóng)?！焙髣趧?dòng)總時(shí)間在10%置信水平上顯著減少了706天，其中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間也同樣在10%置信水平上顯著減少了553天。雖然老年人在參與“新農(nóng)保”之后勞動(dòng)總時(shí)間和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間都有顯著的變化，但是減少的天數(shù)還不足10天，變動(dòng)的幅度較小，這與假說1的內(nèi)容相一致。在估計(jì)結(jié)果中雖然“在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間”出現(xiàn)增加的趨勢(shì)，但是沒有通過顯著性檢驗(yàn)；同時(shí)從外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間來看參保后老年人顯著地減少了353天（5%置信水平），這充分說明前面提到的老年人通過養(yǎng)老金來進(jìn)行自我投資進(jìn)而增加就業(yè)機(jī)會(huì)的影響機(jī)制在目前我國(guó)表現(xiàn)不明顯，反而是養(yǎng)老保障水平的提高會(huì)在某種程度上減少老年人的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。進(jìn)而說明假說1中提到的“農(nóng)村養(yǎng)老保障的改善不會(huì)促進(jìn)老年人增加非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，反而會(huì)減少老年人非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間”是正確的。

（3）平衡性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為了確保前面研究中匹配方法的有效性，需要保證參保組與非參保組的平衡性，即在經(jīng)過匹配后，參保組與非參保組除了老年人勞動(dòng)時(shí)間供給有差異外，在個(gè)人特征、家庭特征、地區(qū)變量中的各個(gè)變量不應(yīng)該存在顯著性差異。因此下面將對(duì)參保組和非參保組中各變量進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，經(jīng)過匹配后各個(gè)變量的偏誤比例均有不同程度的下降，最大下降比例達(dá)到3589%，最少也降低468%，這說明傾向值匹配法有效地降低了參保組

與非參保組之間的差異；偏誤比例除去“年齡”和“家庭成員數(shù)”兩個(gè)變量其余變量均降到2%以下。在匹配之前受教育年限、家庭成員數(shù)、家庭外出務(wù)工人數(shù)、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積、家庭人均年收入、東部地區(qū)、西部地區(qū)這些變量在參保組和非參保組之間存在較大的偏誤，t值和P值在統(tǒng)計(jì)上已經(jīng)表明這些變量在兩個(gè)組中的差異顯著不為零。在匹配后的兩組差異t值以及P值均表明無法拒絕參保組與非參保組之間的差異為零的原假設(shè)，說明兩組各變量之間不存在顯著性差異，說明前面的匹配通過了平衡性檢驗(yàn)。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)計(jì)算結(jié)果的有效可靠性，下面將通過選用半徑匹配、核匹配兩種不同的匹配方法來對(duì)樣本進(jìn)行重新計(jì)算，檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。從測(cè)算出的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，采用半徑匹配與核匹配方法得出來的4類勞動(dòng)時(shí)間ATT值相近似，參保組比非參保組勞動(dòng)總時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間分別多9天、8天、3天（如表7所示），這一結(jié)果與最近鄰匹配得到的結(jié)果方向是一致的，都是減少了勞動(dòng)時(shí)間，只是在數(shù)值上略有差異，但并沒有影響相關(guān)結(jié)論。因此可以說明上面所得的結(jié)論是穩(wěn)健可信。

2.不同地區(qū)參保與非參保老年人勞動(dòng)時(shí)間差異的PSM分析

下面將檢驗(yàn)在“新農(nóng)?！睂?shí)施以后，我國(guó)東、中、西部地區(qū)老年人勞動(dòng)時(shí)間供給是否存在差異。為了避免自選擇帶來的內(nèi)生性問題，本部分將同樣運(yùn)用PSM方法來進(jìn)行測(cè)算分析。首先將樣本劃分為東、中、西部，之后分別采用不同地區(qū)的樣本來進(jìn)行傾向值匹配，在算出傾向得分的基礎(chǔ)上得到東、中、西部地區(qū)參保與非參保老年人在勞動(dòng)總時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間以及外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間的ATT值

由于篇幅限制，在文中分別將東、中、西部地區(qū)的傾向得分的Logit估計(jì)以及一些計(jì)算結(jié)果省略。，如表8所示。首先看東、中、西部地區(qū)老年人勞動(dòng)總時(shí)間的差異，從勞動(dòng)總時(shí)間來看東部地區(qū)“新農(nóng)保”的實(shí)施并沒有使老年人明顯地減少勞動(dòng)時(shí)間，但是在中、西部地區(qū)參保與非參保的老年人在勞動(dòng)時(shí)間供給方面存在顯著的差異（5%置信水平），中部地區(qū)參保老年人比未參保的勞動(dòng)時(shí)間少1334天，西部地區(qū)差異更大，達(dá)到了1746天。從東、中、西部老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間供給情況來看，東部和西部地區(qū)老年人在參與“新農(nóng)?！焙髸?huì)顯著減少勞動(dòng)時(shí)間，減少幅度分別達(dá)到73天和1366天。從估算結(jié)果來看東、中、西部老年人在參加“新農(nóng)?！焙笤诒距l(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間方面變化不明顯。而西部地區(qū)的老年人外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間會(huì)在1%置信水平上顯著，參保老年人會(huì)比非參保的減少867天?；谝陨戏治鼋Y(jié)果可以充分證明假說2中提到的“在‘新農(nóng)保政策實(shí)施后，我國(guó)東、中、西部地區(qū)老年人總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間供給表現(xiàn)各不相同”。

下面分別來看東、中、西部地區(qū)老年人勞動(dòng)時(shí)間變化狀況，首先看東部地區(qū)，在實(shí)施新農(nóng)保后，東部地區(qū)老年人只是在農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間方面明顯減少了73天，而勞動(dòng)總時(shí)間和非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間均沒有顯著變化。其次中部地區(qū)老年人在總勞動(dòng)時(shí)間顯著減少了1334天，其余的農(nóng)業(yè)以及非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間沒有顯著變化。最后西部地區(qū)估算出的結(jié)果表明老年人不論是總勞動(dòng)時(shí)間（1746天）還是具體的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間（1366天）、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間（867天）均會(huì)因是否參加“新農(nóng)?！倍霈F(xiàn)顯著的差異。對(duì)比發(fā)現(xiàn)所處的地區(qū)越往西老年人勞動(dòng)時(shí)間受到“新農(nóng)保”影響越大。因此在假說2中提到的“在相同的養(yǎng)老保障水平下，老年人勞動(dòng)時(shí)間減少程度在地區(qū)間呈現(xiàn)出西部>中部>東部特征”得以驗(yàn)證。

通過對(duì)東、中、西部地區(qū)匹配結(jié)果進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示對(duì)東、中、西部地區(qū)樣本進(jìn)行的PSM分析有效可靠，可以利用計(jì)算出來的結(jié)果推斷相應(yīng)結(jié)論，由于篇幅限制就不在此展示。

五、結(jié)論與政策含義

本文在已有關(guān)于老年人勞動(dòng)供給研究的基礎(chǔ)上，選用2011年農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，采用可避免自選擇問題的傾向值匹配法分析了我國(guó)老年人參與“新農(nóng)保”狀況對(duì)于勞動(dòng)時(shí)間供給的影響，通過模型估計(jì)得出以下結(jié)論：首先，“新農(nóng)?！闭叩膶?shí)施在某種程度上提高和完善了我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障水平，促進(jìn)了老年人在勞動(dòng)總時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間、外出從事非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間的減少，但是老年人勞動(dòng)時(shí)間減少的幅度較小。這一方面說明“新農(nóng)保”政策對(duì)于老年人福利水平提高仍然有限，另一方面說明就目前政策的實(shí)施來看“新農(nóng)?！钡膶?shí)施不會(huì)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力供給帶來較大影響。其次，“新農(nóng)保”政策實(shí)施對(duì)于我國(guó)東、中、西部地區(qū)農(nóng)村老年勞動(dòng)力時(shí)間供給影響程度各不相同，“新農(nóng)?！睂?duì)于老年人勞動(dòng)時(shí)間供給減少的程度與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)在既定的保障水平下農(nóng)村老年人勞動(dòng)時(shí)間減少幅度就越少，因此我國(guó)實(shí)行“新農(nóng)?！闭吆筠r(nóng)村老年勞動(dòng)力減少程度從多到少分別為西部、中部、東部。最后，由于體力原因老年人隨著年齡的增加會(huì)不斷減少勞動(dòng)時(shí)間，60-70歲的老年人勞動(dòng)總時(shí)間仍然較多達(dá)到了12708天；同時(shí)老年人勞動(dòng)時(shí)間也會(huì)隨著養(yǎng)老金數(shù)量的增加而減少。

基于以上幾點(diǎn)結(jié)論，本文提出的政策建議主要包括以下兩個(gè)方面：第一，針對(duì)“新農(nóng)?！闭邔?duì)于老年人福利水平的提高有限的現(xiàn)狀，相關(guān)部門應(yīng)該有計(jì)劃逐步整體提高養(yǎng)老金發(fā)放金額；同時(shí)由于老年人在不同年齡階段的勞動(dòng)時(shí)間有所差異，并且在不同年齡階段養(yǎng)老金起的作用也不相同，因此在養(yǎng)老金發(fā)放過程中應(yīng)實(shí)行按照年齡梯度發(fā)放，即隨著年齡的增加養(yǎng)老金發(fā)放逐漸增多，不斷增加的養(yǎng)老金可以彌補(bǔ)由于老年人逐漸減少勞動(dòng)而導(dǎo)致的收入減少，使總體收入盡量保持在一定水平，以此來防止福利水平下降過于嚴(yán)重。我國(guó)幅員遼闊區(qū)域性差異比較大，因而在實(shí)施“新農(nóng)保”制度的時(shí)候要有所差異，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差別導(dǎo)致生活成本存在差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)生活成本高，如果保持全國(guó)統(tǒng)一養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，那么同一年齡段東部地區(qū)老年人提供的勞動(dòng)時(shí)間可能比中、西部地區(qū)的多，總體上東部地區(qū)老年人福利水平低于中西部地區(qū)。要想使全國(guó)不同地區(qū)農(nóng)村老年人保持相同的社會(huì)保障水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)所需要的成本就會(huì)越高，需要地方政府給予更多的支持，這樣更有利于全國(guó)社會(huì)保障的公平性。因此針對(duì)養(yǎng)老金收入較少、全國(guó)區(qū)域性差異、養(yǎng)老保險(xiǎn)中資金調(diào)整等問題依然需要有關(guān)部門進(jìn)行細(xì)化調(diào)整和完善。第二，從未來農(nóng)村勞動(dòng)力供給變化角度來看，雖然目前“新農(nóng)?！闭邔?duì)于我國(guó)農(nóng)村地區(qū)老年人勞動(dòng)時(shí)間影響不是非常大，但是隨著養(yǎng)老保障制度的不斷完善以及保障水平的提高，與目前相比同一年齡段的老年人勞動(dòng)時(shí)間會(huì)逐漸減少；但與此同時(shí)我國(guó)農(nóng)村老齡化的趨勢(shì)不斷加劇，農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力逐漸以中老年人為主體，因此可能在未來出現(xiàn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力供應(yīng)不足的狀況。對(duì)于政策制定者需要把握這一變化趨勢(shì)，制定相應(yīng)政策加快農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變，如加快農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)的發(fā)展來彌補(bǔ)老年人體力不足的狀況，在保證老年人福利水平不變的基礎(chǔ)上，適當(dāng)放緩老年人減少勞動(dòng)時(shí)間的速度，保證我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。

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