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摘要：随着农村青壮年劳动力大规模转移，我国农村劳动力老龄化趋势不断加剧，我国农业生产可持续发展面临挑战，在这一背景下对农村老年人劳动时间供给状况进行研究显得十分必要。从2009年开始我国实施了“新农保”政策，而这一政策的实施是否会对老年人农业劳动时间供给产生影响，如有则影响程度又如何呢？基于此本文运用倾向值匹配方法以控制老年人参与“新农保”的自选择所引起的内生性问题，利用农业部全国抽样调查数据分析了我国现行的“新农保”制度对于农村老年人劳动时间供给的影响。研究表明：农村老年人参与“新农保”后不会完全停止劳动供给，但会显著减少劳动时间；参与“新农保”的老年人劳动时间减少的幅度有限，老年人总劳动时间、农业劳动时间、外出从事非农劳动时间仅分别减少了706天、558天、353天；在相同的养老保障水平下老年人劳动时间减少程度在地区间呈现出“西部>中部>东部”的特点。
关键词：新农保；劳动时间供给；农村老年人；倾向值匹配
中图分类号：C9136文献标识码：A文章编号：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
我国老龄化的趋势不断加剧，据世界银行预测，2010-2030年，我国65岁及以上老年人口占总人口的比例从7%增加到162%，而到2050年这一比例将增加到247%
资料来源：世界银行网站（http： / /data.worldbank.org）。，尤其是在我国农村地区，老龄化现象十分严重，第六次全国人口普查结果显示，中国农村60岁及以上人口占农村总人口的比例为1498%，高于城镇相应比例329个百分点[1]。而严重的老龄化可能会导致农业生产力的下降，甚至会威胁到农业生产，影响我国粮食安全。因此为了防患于未然，对于农村老年人劳动时间供给行为的研究显得十分重要。在2009年我国颁布了《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，自此新型农村社会养老保险（简称“新农保”）开始在我国农村地区启动，这一政策的制定实施对于解决农村严峻的养老问题、老年人的福利问题以及统筹缩小城乡社会公共服务差距都起到积极的作用。在通常情况下，养老保障水平的提高会在某种程度上激励老年劳动者降低劳动时间供给水平和提早退出劳动力市场，但随着我国人口结构的老龄化，中老年人逐渐成为主要的农业劳动力[2]，因此，在我国农村实施新的养老保障制度后，可能会使得本来以中老年人为主的农业劳动力数量和劳动时间进一步减少，这对于我国农业的发展模式、经营规模、机械化利用等方面都会产生重要的影响作用。因此“新农保”政策所带来的不仅仅是农民福利的提高、城乡差距的缩小等积极影响，而且还可能导致农村劳动力进一步地减少，这些都需要政策制定者充分考虑和有所预期。 目前研究农村老年劳动力供给的文献较多，一部分研究集中探讨影响农村老年劳动力供给的因素，很多学者实证研究表明个人特征（如性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、健康状况等）、家庭特征（如土地规模、子女数量、外出打工人数等）会对老年劳动力供给产生影响[3-6]。除这些比较全面探讨农村老年劳动力供给影响因素外，还有学者就某一影响因素进行深入分析，比如从家庭成员劳动力流动方面[7-8]。还有学者探讨老年人身体健康、心理状况对于劳动力供给所带来的影响[9-12]。在我国有关养老保障对于劳动力供给影响的研究也逐年增多，尤其是在“新农保”在全国试点推行后，有关“新农保”对农村老年人劳动力供给的研究逐渐增多。张川川等采用断点回归和双重差分识别策略，对新型农村社会养老保险政策效果进行评估，估计了“新农保”对农村老年人收入、贫困、消费、主观福利和劳动力供给的影响[13]。黄宏伟等发现“新农保”养老金收入明显减少农村老年人的劳动力供给[14]，但其研究没有考虑到参与养老保险具有自选择问题，老人是否参与“新农保”是一个考虑了多方面因素的结果。当参保老年人和非参保老年人的家庭特征、经济状况差异较大时，比较他们的劳动力供给行为会存在较大误差，比如家庭经济条件差的老人即使参与了“新农保”，他依然会继续参与农业劳动。在具体模型估计中如果不考虑老年人参与“新农保”的自选择问题，可能会导致模型出现内生性问题，严重影响估计结果。在计量经济学中通常处理内生性问题，一般会考虑采用工具变量法、倾向值匹配法或社会实验法等方法[15]。程杰的研究意识到了上述问题，采用工具变量的方法来避免内生性问题[16]，但对于工具变量的选取往往比较主观，可能无法满足正交性条件，其合理性有待商榷。同时由于“新农保”对于老年劳动力供给的影响不仅仅为是否有影响的定性问题，更多的应该从更加微观的角度来定量分析“新农保”对农村老年人具体劳动时间供给的影响。基于此，本文在已有研究的基础上为了避免由于自选择可观测的异质性引起的估计偏误，采用倾向值匹配法来研究“新农保”对农村老年人劳动时间供给的影响作用，得出的相应结论可以为政策制定和完善提供依据。
二、研究假说及研究方法
1. 研究假说
养老保障制度的完善主要体现在养老金的从无到有以及从少到多的过程，在此过程中老年人的经济状况会得到改善，实质就是增加了老年人的收入使其预算约束得到放松。由于个体异质性和家庭异质性等因素的影响，老年人在预算约束放松的情况下，决策行为有所差异。其中影响机制主要分为以下两方面：一方面，养老保障的改善会促进老年人劳动时间供给的减少。养老保障改善会提高现在或预期的收入，老年人出于自身条件尤其是体力和精力方面的原因，在不减少或较少减少现有效用水平的情况下会减少劳动力供给或直接停止劳动，这一种情况反映的是养老保障对于老年人劳动时间供给较少的刺激作用。在现实中发展中国家随着经济水平的不断提高，用于养老保障的资金不断增加，整体养老保障水平得以提高，老年人会获得更多的养老金，国外学者对南非、巴西等发展中国家的研究发现养老金收入的提高会降低老年人的劳动供给[17-19]。
而劳动供给的降低会直接导致劳动时间的下降，对于一些经济较为发达的国家来看情况恰恰相反，由于人口不断老龄化导致养老金负担加剧，政府为了缓解压力会推行一些削减养老保障的措施，这在某种程度上会促进老年人增加劳动时间供给，例如研究发现在美国、日本、澳大利亚等国家的社会保障改革后削减养老保障水平都会激励老年人增加劳动供给[20-22]进而增加老年人劳动时间。其实这两类针对不同发展水平国家的讨论得出的结论是一致的，即养老金与老年人劳动时间供给呈现出负向关系。另一方面，养老保障的改善在某种程度上会增加老年人劳动时间供给。预算约束的放松意味着老年人在选择消费或储蓄的同时用于就业投资的约束也相应放松，农村老年人可以增加人力资本投资和就业投资，从而增加非农就业机会[16]，从而提高非农劳动时间供给。通常情况下这一影响机制效果有限，往往是年龄刚刚步入老年阶段或身体较为健康的老年人会在预算约束放松的情况下增加劳动时间供给，同时这类劳动时间供给主要集中在非农就业当中。
从以上分析可以看出养老保障的改善既会使得老年人总体劳动时间供给减少，在某种程度上又会增加老年人非农就业的劳动时间供给，而最终的作用方向取决于养老保障水平、老年人自身条件（包括年龄、身体状况等）以及所处地区的社会经济状况等因素。我国作为一个发展中国家，目前农村养老保障水平正处于不断完善和增加投入的阶段，例如“新农保”的实施，由于收入效应老年人会在某种程度上减少劳动时间供给；与此同时，由于“新农保”的保障水平相对较低，这可能会导致老年人总体劳动时间供给下降幅度有限。与此同时，在理论上虽然存在养老保障水平提高相应增加了老年人的收入水平，预算约束的放松可能会促使老年人增加自我投资（包括人力资本投资和就业投资等）进而增加非农劳动时间供给，但是目前我国实行的“新农保”养老保障水平相对较低，其收入不足以刺激老年人增加自我投资从而增加非农就业机会，因此，目前在我国农村养老保障的改善不足以促进老年人非农劳动时间供给的增加。我国地域辽阔，东、中、西部在社会、经济、文化等方面存在较大的差异，这些差异会直接导致在养老保障水平提高之后不同地区老年人在总劳动时间供给、农业劳动时间供给、非农劳动时间供给方面出现差别；同时经济差异导致相同养老金在各地区的购买力不同，因而“新农保”的实施对于经济发达地区的老年人劳动时间影响要小于欠发达地区。基于以上分析本文提出以下两点假说。
假说1：我国“新农保”的实施使得老年人总劳动时间和农业劳动时间显著减少，但减少的幅度相对较小；同时农村养老保障的改善不会促进老年人增加非农劳动时间，反而会减少老年人非农劳动时间。
假说2：由于地区之间的差异，“新农保”政策实施后，我国东、中、西部地区老年人总劳动时间、农业劳动时间、非农劳动时间供给表现各不相同；在相同的养老保障水平下，老年人劳动时间减少程度在地区间呈现出“西部>中部>东部”的特征。 2. 倾向值匹配法
由于农村老年人无论是在个人特征方面还是在家庭特征及社区特征方面都存在较大的异质性，老年人是否参与“新农保”是一个“自选择”问题，与其个人特征和家庭特征等因素有密切的关系，并非是随机产生的，如果不加处理直接使用可能会存在样本的选择性偏误。因此，本文将采用罗森鲍姆（Rosenbaum）等提出的倾向值匹配法（Propensity Score Matching，PSM）[23]，而PSM方法在计算过程中包括三种平均处理效应：处理组平均处理效应（average treatment effect for the treated，ATT）、平均处理效应（average treatment effect，ATE）、控制组平均处理效应（average treatment effect for the untreated，ATU），三种平均处理效应虽然存在一定差异，但所得估计结果具有一致性，通常情况下采用ATT来计算处理效应，因此本文将采用ATT来进行分析。
具体的操作步骤如下：首先，将样本分为两个组：处理组——参保组，控制组——非参保组；然后根据农户中老年人个人特征、家庭特征等信息来估计家庭进入参保组和非参保组的概率，得到其倾向得分值（Propensity Score）；其次，根据倾向得分值大小进行匹配，所谓匹配就是指找出处于参保与非参保两种不同情况下老年人基本特征相似的样本；再次，将匹配好的与参保的倾向得分最接近的非参保老年人作为其反事实（即如果参保的老年人没有参加“新农保”，其劳动供给状况如何）；最后，比较两组间老年人劳动时间供给的差异，再对计算出来的差异取均值，得到老年人参与“新农保”对于其劳动时间供给的平均处理效应（ATT）：
其中，Y1i表示处理组结果，Y0i表示控制组结果，分别表示参保老年人与未参保老年人劳动时间供给状况；Li=1代表老年人参保，Li=0代表老年人未参保；p（x）是“倾向得分”，在文中代表老年人参与“新农保”的概率，本文将用Probit模型进行估计，可以表示为：
pXi=PrLi=1Xi=expβXi1+expβXi（3）
在估计出倾向得分后，依据倾向得分的共同支撑域来匹配处理组（参保组）和控制组（非参保组）。在这里常见的匹配方法有：最近邻匹配、核匹配、半径匹配、分层匹配和局部线性回归匹配等，虽然具体方法存在一定差异，但基本思路都是寻找与处理组样本的倾向得分值（PS值）较为接近的控制组样本。本文中首先采用最近邻匹配方法，之后用核匹配及半径匹配进行估计结果稳健性检验[24]。为了确保匹配之后的处理组和对照组在各个控制变量上没有系统差别，需要进行平衡性检验。
三、数据来源与描述性统计
1. 数据来源
本文所用数据主要来源于2011年农业部农村固定观察点抽样调查的涉及全国31个省、市、自治区308个行政村2万多农户的数据。自2009年“新农保”开始试点以来截止到2011年底试点县扩大到1914个，覆盖面达到 67%[25-26]，由于在2011年“新农保”制度没有在全国范围内实现全覆盖，因此将“新农保”非试点地区的样本剔除，经过剔除，样本中共包括29个省、市、自治区（西藏和海南不包括在内）、202个行政村，样本中村庄“新农保”覆盖率为66%，并且按照2000 年国家宏观经济研究所研究成果以及《中国统计年鉴》的标准将这些省市分为东、中、西部地区
东部包括辽宁、北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省市自治区；中部包括黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省市自治区；西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆12个省市自治区。。同时本文主要研究“新农保”参与情况对老年人劳动时间供给的影响，研究对象为“新农保”规定的60周岁以上领取养老金的老年人
在相关文件中虽然规定在“新农保”制度实施时，已年满60周岁、未享受城镇职工基本养老保险待遇的，不用缴费，可以按月领取基础养老金，但要求其符合参保条件的子女应当参保缴费，也就是意味着参与“新农保”也是一个家庭决策的行为。，故将家庭中没有60周岁以上老年人的农户进行剔除。经过处理后的有效家庭样本为3603户，其中老年人共有5375人，有老年人参与“新农保”的家庭有1363户，没有老人参与的家庭有2240户，“新农保”家庭覆盖率达到3783%。
2. 变量选取及描述性统计
本文所涉及的主要变量统计性描述如表1所示。本文主要采用倾向分数匹配方法来研究农村老年人参与“新农保”状况对于其劳动时间供给的影响，其中所选择的解释变量是会影响老年人参与“新农保”以及老年人劳动时间的变量，用来估计倾向分数的变量不能包括受到老年人是否参保影响的变量。基于研究目的以及参考相关文献的基础上[27-30]，本文将选用个人特征变量（年龄、性别、婚姻状况、受教育年限、本人健康状况）、家庭变量（家庭成员数、家庭中6岁以下小孩数量、家庭外出务工人数、家庭经营耕地面积、家庭人均年收入）以及地区虚拟变量用于估计老年人是否参与“新农保”的倾向得分变量，如表1所示。具体来看在样本中老年人的个人特征，老年人的平均年龄为6728岁，参保组与非参保组有较为显著的差异；男性老年人占比为55%，在统计中男性老年人劳动时间平均为12726天/年，要明显高于女性老年人（7267天/年）；从婚姻状况来看大部分（85%）老年人是有配偶的；受教育年限平均476年，基本为小学文化程度；而自我评价的身体健康状况大部分处于良好与中等之间。从家庭特征来看，在这些老年人家庭中家庭成员数平均达到4个人，并且参保组与非参保组之间有较为显著的差异；家庭中6岁以下小孩数量较少，统计出来只有005个；家庭外出务工人数在这些老年人家庭中并不多，平均每户只有058个人，在参保组与非参保组之间存在差异；在样本中每年家庭非常住人口寄回或带回金额相对较少，平均为46628元；家庭经营耕地面积为563亩，参保组家庭经营耕地面积只有471亩而非参保组为622亩，其中存在较大差异；家庭人均年收入达到1242664元，同样参保组与非参保组之间存在差异。而本文的被解释变量老年人的劳动时间，将其细化为4个指标：劳动总时间、农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间、外出从事非农劳动时间。通过检查参保组和非参保组是否存在显著差异（t检验）发现4类劳动时间均存在不同程度的差异性。 通过对不同年龄段老年人进行分组统计出老年人的劳动时间（如表2所示），从表2中我们可以看到由于老年人体力的原因劳动总时间随着年龄段的增加呈现出递减的趋势；91岁及以上的老年人基本不参与劳动，81-90岁之间的老年人劳动时间不到10天，劳动总时间较多的主要集中在60-70岁的老年人，时间达到了12708天。将劳动总时间细分为农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间和外出从事非农劳动时间3类，同样60-70岁老年人的3类劳动时间分别达到7958天、3177天、1573天。年龄段在71-80岁的老年人从事此3类劳动时间较少，表现出来的特点与60-70岁段的老年人相类似。
本文将养老金收入分为0元、1-1000元、1001-2000元、2001-3000元、3001以上5个区间来考察老年人劳动时间（如表3所示）。首先看养老金收入为0元时也就是没有参加“新农保”的老年人，劳动总时间为10832天，占全年时间的将近1/3，农业劳动时间为7031天，而从事非农劳动时间较少。从整体来看随着养老金收入的不断增加，老年人劳动总时间会不断的减少，当养老金收入达到3001元以上时，全年劳动总时间只为7903天；而老年人农业劳动时间、外出从事非农劳动时间同样也随着养老金的增加呈现出波动下降的趋势，充分说明老年人收入的增加对于劳动力的供给减少起到促进作用。
四、PSM实证结果分析
1. 是否参与“新农保”对老年人劳动时间的影响
（1）倾向得分的Logit估计。
首先应用Logit模型来估计影响老人参与“新农保”的决定因素，并使用相应的预测值作为老年人是否参与“新农保”的倾向值，具体估计结果如表4所示。由于Logit模型为0-1型变量，只能简单判断解释变量对被解释变量的影响方向，不能给出变量的边际效应，因此另外通过计算得出各变量的边际效应，如表4所示。通过回归分析发现老年人的年龄、性别、受教育年限、家庭成员数、家庭中6岁以下小孩数量、家庭外出务工人数、家庭经营耕地面积、家庭人均年收入以及地区虚拟变量都在不同的置信水平上显著影响老年人参与“新农保”，说明了参与“新农保”不仅与个人特征相关，而且还受到家庭特征的影响。从边际效应回归结果来看，在个人特征中性别起到的正向影响相对较大，说明女性老年人参保的积极性更强；其次在年龄和受教育年限两个变量中，后者对于参保行为起到相对较大的作用。在家庭特征的变量中家庭成员数、家庭中6岁以下小孩数量、家庭外出务工人数3个变量对于老年人是否参加“新农保”起到较大的作用，其中家庭成员数、家庭外出务工人数对参保行为起到负向影响，家庭中6岁以下小孩数量起到正向影响。从地区虚拟变量可以看出东部地区和西部地区相对于中部地区都呈现出负向影响，即中部地区参与“新农保”的状况要好于西部地区，这充分说明在“新农保”的实施过程中存在地区间的差异。
在Logit回归之后获得PS值，然后根据最近邻域匹配的方法在非参保组中选择相匹配的样本。参保组与非参保组的倾向得分值的分布见图1所示，可以看出经过匹配后的参保组与非参保组虽然有所差异，但其密度分布已非常接近，参保组与非参保组老年人之间在个人特征和家庭特征方面的差异得以部分消除，利于下一步的分析。
（2）匹配结果分析。
根据参保组与非参保组的倾向得分采用最近邻匹配的方法找到匹配组，然后可以计算出劳动总时间、农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间、外出从事非农劳动时间4个变量的平均净效果ATT，如表5所示。通过对比发现4类劳动时间在进行匹配前、后存在一定差异，PSM方法控制了由于自选择带来的内生性问题，使得匹配后的结果更加准确。通过PSM方法得出的ATT值除去本乡镇内从事非农业劳动时间，劳动总时间、农业劳动时间、外出从事非农劳动时间都要小于匹配前的结果，而这一结果相对于匹配前的数值更加接近于现实。从表5的ATT值可以看到老年人在参与“新农保”后劳动总时间在10%置信水平上显著减少了706天，其中农业劳动时间也同样在10%置信水平上显著减少了553天。虽然老年人在参与“新农保”之后劳动总时间和农业劳动时间都有显著的变化，但是减少的天数还不足10天，变动的幅度较小，这与假说1的内容相一致。在估计结果中虽然“在本乡镇内从事非农业劳动时间”出现增加的趋势，但是没有通过显著性检验；同时从外出从事非农劳动时间来看参保后老年人显著地减少了353天（5%置信水平），这充分说明前面提到的老年人通过养老金来进行自我投资进而增加就业机会的影响机制在目前我国表现不明显，反而是养老保障水平的提高会在某种程度上减少老年人的非农劳动时间。进而说明假说1中提到的“农村养老保障的改善不会促进老年人增加非农劳动时间，反而会减少老年人非农劳动时间”是正确的。
（3）平衡性及稳健性检验。
为了确保前面研究中匹配方法的有效性，需要保证参保组与非参保组的平衡性，即在经过匹配后，参保组与非参保组除了老年人劳动时间供给有差异外，在个人特征、家庭特征、地区变量中的各个变量不应该存在显著性差异。因此下面将对参保组和非参保组中各变量进行平衡性检验，结果如表6所示。从检验结果来看，经过匹配后各个变量的偏误比例均有不同程度的下降，最大下降比例达到3589%，最少也降低468%，这说明倾向值匹配法有效地降低了参保组
与非参保组之间的差异；偏误比例除去“年龄”和“家庭成员数”两个变量其余变量均降到2%以下。在匹配之前受教育年限、家庭成员数、家庭外出务工人数、家庭经营耕地面积、家庭人均年收入、东部地区、西部地区这些变量在参保组和非参保组之间存在较大的偏误，t值和P值在统计上已经表明这些变量在两个组中的差异显著不为零。在匹配后的两组差异t值以及P值均表明无法拒绝参保组与非参保组之间的差异为零的原假设，说明两组各变量之间不存在显著性差异，说明前面的匹配通过了平衡性检验。 为了进一步检验计算结果的有效可靠性，下面将通过选用半径匹配、核匹配两种不同的匹配方法来对样本进行重新计算，检验估计结果的稳健性。从测算出的结果发现，采用半径匹配与核匹配方法得出来的4类劳动时间ATT值相近似，参保组比非参保组劳动总时间、农业劳动时间、外出从事非农劳动时间分别多9天、8天、3天（如表7所示），这一结果与最近邻匹配得到的结果方向是一致的，都是减少了劳动时间，只是在数值上略有差异，但并没有影响相关结论。因此可以说明上面所得的结论是稳健可信。
2.不同地区参保与非参保老年人劳动时间差异的PSM分析
下面将检验在“新农保”实施以后，我国东、中、西部地区老年人劳动时间供给是否存在差异。为了避免自选择带来的内生性问题，本部分将同样运用PSM方法来进行测算分析。首先将样本划分为东、中、西部，之后分别采用不同地区的样本来进行倾向值匹配，在算出倾向得分的基础上得到东、中、西部地区参保与非参保老年人在劳动总时间、农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间以及外出从事非农劳动时间的ATT值
由于篇幅限制，在文中分别将东、中、西部地区的倾向得分的Logit估计以及一些计算结果省略。，如表8所示。首先看东、中、西部地区老年人劳动总时间的差异，从劳动总时间来看东部地区“新农保”的实施并没有使老年人明显地减少劳动时间，但是在中、西部地区参保与非参保的老年人在劳动时间供给方面存在显著的差异（5%置信水平），中部地区参保老年人比未参保的劳动时间少1334天，西部地区差异更大，达到了1746天。从东、中、西部老年人农业劳动时间供给情况来看，东部和西部地区老年人在参与“新农保”后会显著减少劳动时间，减少幅度分别达到73天和1366天。从估算结果来看东、中、西部老年人在参加“新农保”后在本乡镇内从事非农业劳动时间方面变化不明显。而西部地区的老年人外出从事非农劳动时间会在1%置信水平上显著，参保老年人会比非参保的减少867天。基于以上分析结果可以充分证明假说2中提到的“在‘新农保’政策实施后，我国东、中、西部地区老年人总劳动时间、农业劳动时间、非农劳动时间供给表现各不相同”。
下面分别来看东、中、西部地区老年人劳动时间变化状况，首先看东部地区，在实施新农保后，东部地区老年人只是在农业劳动时间方面明显减少了73天，而劳动总时间和非农劳动时间均没有显著变化。其次中部地区老年人在总劳动时间显著减少了1334天，其余的农业以及非农业劳动时间没有显著变化。最后西部地区估算出的结果表明老年人不论是总劳动时间（1746天）还是具体的农业劳动时间（1366天）、外出从事非农劳动时间（867天）均会因是否参加“新农保”而出现显著的差异。对比发现所处的地区越往西老年人劳动时间受到“新农保”影响越大。因此在假说2中提到的“在相同的养老保障水平下，老年人劳动时间减少程度在地区间呈现出西部>中部>东部特征”得以验证。
通过对东、中、西部地区匹配结果进行平衡性检验和稳健性检验，结果显示对东、中、西部地区样本进行的PSM分析有效可靠，可以利用计算出来的结果推断相应结论，由于篇幅限制就不在此展示。
五、结论与政策含义
本文在已有关于老年人劳动供给研究的基础上，选用2011年农业部农村固定观察点抽样调查数据，采用可避免自选择问题的倾向值匹配法分析了我国老年人参与“新农保”状况对于劳动时间供给的影响，通过模型估计得出以下结论：首先，“新农保”政策的实施在某种程度上提高和完善了我国农村社会保障水平，促进了老年人在劳动总时间、农业劳动时间、外出从事非农劳动时间的减少，但是老年人劳动时间减少的幅度较小。这一方面说明“新农保”政策对于老年人福利水平提高仍然有限，另一方面说明就目前政策的实施来看“新农保”的实施不会对农村劳动力供给带来较大影响。其次，“新农保”政策实施对于我国东、中、西部地区农村老年劳动力时间供给影响程度各不相同，“新农保”对于老年人劳动时间供给减少的程度与地区经济发展水平相关，经济发展水平越高的地区在既定的保障水平下农村老年人劳动时间减少幅度就越少，因此我国实行“新农保”政策后农村老年劳动力减少程度从多到少分别为西部、中部、东部。最后，由于体力原因老年人随着年龄的增加会不断减少劳动时间，60-70岁的老年人劳动总时间仍然较多达到了12708天；同时老年人劳动时间也会随着养老金数量的增加而减少。
基于以上几点结论，本文提出的政策建议主要包括以下两个方面：第一，针对“新农保”政策对于老年人福利水平的提高有限的现状，相关部门应该有计划逐步整体提高养老金发放金额；同时由于老年人在不同年龄阶段的劳动时间有所差异，并且在不同年龄阶段养老金起的作用也不相同，因此在养老金发放过程中应实行按照年龄梯度发放，即随着年龄的增加养老金发放逐渐增多，不断增加的养老金可以弥补由于老年人逐渐减少劳动而导致的收入减少，使总体收入尽量保持在一定水平，以此来防止福利水平下降过于严重。我国幅员辽阔区域性差异比较大，因而在实施“新农保”制度的时候要有所差异，地区经济发展的差别导致生活成本存在差异，经济发达的地区生活成本高，如果保持全国统一养老金发放标准，那么同一年龄段东部地区老年人提供的劳动时间可能比中、西部地区的多，总体上东部地区老年人福利水平低于中西部地区。要想使全国不同地区农村老年人保持相同的社会保障水平，经济越发达的地区所需要的成本就会越高，需要地方政府给予更多的支持，这样更有利于全国社会保障的公平性。因此针对养老金收入较少、全国区域性差异、养老保险中资金调整等问题依然需要有关部门进行细化调整和完善。第二，从未来农村劳动力供给变化角度来看，虽然目前“新农保”政策对于我国农村地区老年人劳动时间影响不是非常大，但是随着养老保障制度的不断完善以及保障水平的提高，与目前相比同一年龄段的老年人劳动时间会逐渐减少；但与此同时我国农村老龄化的趋势不断加剧，农村农业劳动力逐渐以中老年人为主体，因此可能在未来出现农业劳动力供应不足的状况。对于政策制定者需要把握这一变化趋势，制定相应政策加快农业生产方式的转变，如加快农业社会化服务的发展来弥补老年人体力不足的状况，在保证老年人福利水平不变的基础上，适当放缓老年人减少劳动时间的速度，保证我国农业生产的可持续发展。 参考文献：
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[责任编辑责任编辑方志]
关键词：新农保；劳动时间供给；农村老年人；倾向值匹配
中图分类号：C9136文献标识码：A文章编号：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
我国老龄化的趋势不断加剧，据世界银行预测，2010-2030年，我国65岁及以上老年人口占总人口的比例从7%增加到162%，而到2050年这一比例将增加到247%
资料来源：世界银行网站（http： / /data.worldbank.org）。，尤其是在我国农村地区，老龄化现象十分严重，第六次全国人口普查结果显示，中国农村60岁及以上人口占农村总人口的比例为1498%，高于城镇相应比例329个百分点[1]。而严重的老龄化可能会导致农业生产力的下降，甚至会威胁到农业生产，影响我国粮食安全。因此为了防患于未然，对于农村老年人劳动时间供给行为的研究显得十分重要。在2009年我国颁布了《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，自此新型农村社会养老保险（简称“新农保”）开始在我国农村地区启动，这一政策的制定实施对于解决农村严峻的养老问题、老年人的福利问题以及统筹缩小城乡社会公共服务差距都起到积极的作用。在通常情况下，养老保障水平的提高会在某种程度上激励老年劳动者降低劳动时间供给水平和提早退出劳动力市场，但随着我国人口结构的老龄化，中老年人逐渐成为主要的农业劳动力[2]，因此，在我国农村实施新的养老保障制度后，可能会使得本来以中老年人为主的农业劳动力数量和劳动时间进一步减少，这对于我国农业的发展模式、经营规模、机械化利用等方面都会产生重要的影响作用。因此“新农保”政策所带来的不仅仅是农民福利的提高、城乡差距的缩小等积极影响，而且还可能导致农村劳动力进一步地减少，这些都需要政策制定者充分考虑和有所预期。 目前研究农村老年劳动力供给的文献较多，一部分研究集中探讨影响农村老年劳动力供给的因素，很多学者实证研究表明个人特征（如性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、健康状况等）、家庭特征（如土地规模、子女数量、外出打工人数等）会对老年劳动力供给产生影响[3-6]。除这些比较全面探讨农村老年劳动力供给影响因素外，还有学者就某一影响因素进行深入分析，比如从家庭成员劳动力流动方面[7-8]。还有学者探讨老年人身体健康、心理状况对于劳动力供给所带来的影响[9-12]。在我国有关养老保障对于劳动力供给影响的研究也逐年增多，尤其是在“新农保”在全国试点推行后，有关“新农保”对农村老年人劳动力供给的研究逐渐增多。张川川等采用断点回归和双重差分识别策略，对新型农村社会养老保险政策效果进行评估，估计了“新农保”对农村老年人收入、贫困、消费、主观福利和劳动力供给的影响[13]。黄宏伟等发现“新农保”养老金收入明显减少农村老年人的劳动力供给[14]，但其研究没有考虑到参与养老保险具有自选择问题，老人是否参与“新农保”是一个考虑了多方面因素的结果。当参保老年人和非参保老年人的家庭特征、经济状况差异较大时，比较他们的劳动力供给行为会存在较大误差，比如家庭经济条件差的老人即使参与了“新农保”，他依然会继续参与农业劳动。在具体模型估计中如果不考虑老年人参与“新农保”的自选择问题，可能会导致模型出现内生性问题，严重影响估计结果。在计量经济学中通常处理内生性问题，一般会考虑采用工具变量法、倾向值匹配法或社会实验法等方法[15]。程杰的研究意识到了上述问题，采用工具变量的方法来避免内生性问题[16]，但对于工具变量的选取往往比较主观，可能无法满足正交性条件，其合理性有待商榷。同时由于“新农保”对于老年劳动力供给的影响不仅仅为是否有影响的定性问题，更多的应该从更加微观的角度来定量分析“新农保”对农村老年人具体劳动时间供给的影响。基于此，本文在已有研究的基础上为了避免由于自选择可观测的异质性引起的估计偏误，采用倾向值匹配法来研究“新农保”对农村老年人劳动时间供给的影响作用，得出的相应结论可以为政策制定和完善提供依据。
二、研究假说及研究方法
1. 研究假说
养老保障制度的完善主要体现在养老金的从无到有以及从少到多的过程，在此过程中老年人的经济状况会得到改善，实质就是增加了老年人的收入使其预算约束得到放松。由于个体异质性和家庭异质性等因素的影响，老年人在预算约束放松的情况下，决策行为有所差异。其中影响机制主要分为以下两方面：一方面，养老保障的改善会促进老年人劳动时间供给的减少。养老保障改善会提高现在或预期的收入，老年人出于自身条件尤其是体力和精力方面的原因，在不减少或较少减少现有效用水平的情况下会减少劳动力供给或直接停止劳动，这一种情况反映的是养老保障对于老年人劳动时间供给较少的刺激作用。在现实中发展中国家随着经济水平的不断提高，用于养老保障的资金不断增加，整体养老保障水平得以提高，老年人会获得更多的养老金，国外学者对南非、巴西等发展中国家的研究发现养老金收入的提高会降低老年人的劳动供给[17-19]。
而劳动供给的降低会直接导致劳动时间的下降，对于一些经济较为发达的国家来看情况恰恰相反，由于人口不断老龄化导致养老金负担加剧，政府为了缓解压力会推行一些削减养老保障的措施，这在某种程度上会促进老年人增加劳动时间供给，例如研究发现在美国、日本、澳大利亚等国家的社会保障改革后削减养老保障水平都会激励老年人增加劳动供给[20-22]进而增加老年人劳动时间。其实这两类针对不同发展水平国家的讨论得出的结论是一致的，即养老金与老年人劳动时间供给呈现出负向关系。另一方面，养老保障的改善在某种程度上会增加老年人劳动时间供给。预算约束的放松意味着老年人在选择消费或储蓄的同时用于就业投资的约束也相应放松，农村老年人可以增加人力资本投资和就业投资，从而增加非农就业机会[16]，从而提高非农劳动时间供给。通常情况下这一影响机制效果有限，往往是年龄刚刚步入老年阶段或身体较为健康的老年人会在预算约束放松的情况下增加劳动时间供给，同时这类劳动时间供给主要集中在非农就业当中。
从以上分析可以看出养老保障的改善既会使得老年人总体劳动时间供给减少，在某种程度上又会增加老年人非农就业的劳动时间供给，而最终的作用方向取决于养老保障水平、老年人自身条件（包括年龄、身体状况等）以及所处地区的社会经济状况等因素。我国作为一个发展中国家，目前农村养老保障水平正处于不断完善和增加投入的阶段，例如“新农保”的实施，由于收入效应老年人会在某种程度上减少劳动时间供给；与此同时，由于“新农保”的保障水平相对较低，这可能会导致老年人总体劳动时间供给下降幅度有限。与此同时，在理论上虽然存在养老保障水平提高相应增加了老年人的收入水平，预算约束的放松可能会促使老年人增加自我投资（包括人力资本投资和就业投资等）进而增加非农劳动时间供给，但是目前我国实行的“新农保”养老保障水平相对较低，其收入不足以刺激老年人增加自我投资从而增加非农就业机会，因此，目前在我国农村养老保障的改善不足以促进老年人非农劳动时间供给的增加。我国地域辽阔，东、中、西部在社会、经济、文化等方面存在较大的差异，这些差异会直接导致在养老保障水平提高之后不同地区老年人在总劳动时间供给、农业劳动时间供给、非农劳动时间供给方面出现差别；同时经济差异导致相同养老金在各地区的购买力不同，因而“新农保”的实施对于经济发达地区的老年人劳动时间影响要小于欠发达地区。基于以上分析本文提出以下两点假说。
假说1：我国“新农保”的实施使得老年人总劳动时间和农业劳动时间显著减少，但减少的幅度相对较小；同时农村养老保障的改善不会促进老年人增加非农劳动时间，反而会减少老年人非农劳动时间。
假说2：由于地区之间的差异，“新农保”政策实施后，我国东、中、西部地区老年人总劳动时间、农业劳动时间、非农劳动时间供给表现各不相同；在相同的养老保障水平下，老年人劳动时间减少程度在地区间呈现出“西部>中部>东部”的特征。 2. 倾向值匹配法
由于农村老年人无论是在个人特征方面还是在家庭特征及社区特征方面都存在较大的异质性，老年人是否参与“新农保”是一个“自选择”问题，与其个人特征和家庭特征等因素有密切的关系，并非是随机产生的，如果不加处理直接使用可能会存在样本的选择性偏误。因此，本文将采用罗森鲍姆（Rosenbaum）等提出的倾向值匹配法（Propensity Score Matching，PSM）[23]，而PSM方法在计算过程中包括三种平均处理效应：处理组平均处理效应（average treatment effect for the treated，ATT）、平均处理效应（average treatment effect，ATE）、控制组平均处理效应（average treatment effect for the untreated，ATU），三种平均处理效应虽然存在一定差异，但所得估计结果具有一致性，通常情况下采用ATT来计算处理效应，因此本文将采用ATT来进行分析。
具体的操作步骤如下：首先，将样本分为两个组：处理组——参保组，控制组——非参保组；然后根据农户中老年人个人特征、家庭特征等信息来估计家庭进入参保组和非参保组的概率，得到其倾向得分值（Propensity Score）；其次，根据倾向得分值大小进行匹配，所谓匹配就是指找出处于参保与非参保两种不同情况下老年人基本特征相似的样本；再次，将匹配好的与参保的倾向得分最接近的非参保老年人作为其反事实（即如果参保的老年人没有参加“新农保”，其劳动供给状况如何）；最后，比较两组间老年人劳动时间供给的差异，再对计算出来的差异取均值，得到老年人参与“新农保”对于其劳动时间供给的平均处理效应（ATT）：
其中，Y1i表示处理组结果，Y0i表示控制组结果，分别表示参保老年人与未参保老年人劳动时间供给状况；Li=1代表老年人参保，Li=0代表老年人未参保；p（x）是“倾向得分”，在文中代表老年人参与“新农保”的概率，本文将用Probit模型进行估计，可以表示为：
pXi=PrLi=1Xi=expβXi1+expβXi（3）
在估计出倾向得分后，依据倾向得分的共同支撑域来匹配处理组（参保组）和控制组（非参保组）。在这里常见的匹配方法有：最近邻匹配、核匹配、半径匹配、分层匹配和局部线性回归匹配等，虽然具体方法存在一定差异，但基本思路都是寻找与处理组样本的倾向得分值（PS值）较为接近的控制组样本。本文中首先采用最近邻匹配方法，之后用核匹配及半径匹配进行估计结果稳健性检验[24]。为了确保匹配之后的处理组和对照组在各个控制变量上没有系统差别，需要进行平衡性检验。
三、数据来源与描述性统计
1. 数据来源
本文所用数据主要来源于2011年农业部农村固定观察点抽样调查的涉及全国31个省、市、自治区308个行政村2万多农户的数据。自2009年“新农保”开始试点以来截止到2011年底试点县扩大到1914个，覆盖面达到 67%[25-26]，由于在2011年“新农保”制度没有在全国范围内实现全覆盖，因此将“新农保”非试点地区的样本剔除，经过剔除，样本中共包括29个省、市、自治区（西藏和海南不包括在内）、202个行政村，样本中村庄“新农保”覆盖率为66%，并且按照2000 年国家宏观经济研究所研究成果以及《中国统计年鉴》的标准将这些省市分为东、中、西部地区
东部包括辽宁、北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省市自治区；中部包括黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省市自治区；西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆12个省市自治区。。同时本文主要研究“新农保”参与情况对老年人劳动时间供给的影响，研究对象为“新农保”规定的60周岁以上领取养老金的老年人
在相关文件中虽然规定在“新农保”制度实施时，已年满60周岁、未享受城镇职工基本养老保险待遇的，不用缴费，可以按月领取基础养老金，但要求其符合参保条件的子女应当参保缴费，也就是意味着参与“新农保”也是一个家庭决策的行为。，故将家庭中没有60周岁以上老年人的农户进行剔除。经过处理后的有效家庭样本为3603户，其中老年人共有5375人，有老年人参与“新农保”的家庭有1363户，没有老人参与的家庭有2240户，“新农保”家庭覆盖率达到3783%。
2. 变量选取及描述性统计
本文所涉及的主要变量统计性描述如表1所示。本文主要采用倾向分数匹配方法来研究农村老年人参与“新农保”状况对于其劳动时间供给的影响，其中所选择的解释变量是会影响老年人参与“新农保”以及老年人劳动时间的变量，用来估计倾向分数的变量不能包括受到老年人是否参保影响的变量。基于研究目的以及参考相关文献的基础上[27-30]，本文将选用个人特征变量（年龄、性别、婚姻状况、受教育年限、本人健康状况）、家庭变量（家庭成员数、家庭中6岁以下小孩数量、家庭外出务工人数、家庭经营耕地面积、家庭人均年收入）以及地区虚拟变量用于估计老年人是否参与“新农保”的倾向得分变量，如表1所示。具体来看在样本中老年人的个人特征，老年人的平均年龄为6728岁，参保组与非参保组有较为显著的差异；男性老年人占比为55%，在统计中男性老年人劳动时间平均为12726天/年，要明显高于女性老年人（7267天/年）；从婚姻状况来看大部分（85%）老年人是有配偶的；受教育年限平均476年，基本为小学文化程度；而自我评价的身体健康状况大部分处于良好与中等之间。从家庭特征来看，在这些老年人家庭中家庭成员数平均达到4个人，并且参保组与非参保组之间有较为显著的差异；家庭中6岁以下小孩数量较少，统计出来只有005个；家庭外出务工人数在这些老年人家庭中并不多，平均每户只有058个人，在参保组与非参保组之间存在差异；在样本中每年家庭非常住人口寄回或带回金额相对较少，平均为46628元；家庭经营耕地面积为563亩，参保组家庭经营耕地面积只有471亩而非参保组为622亩，其中存在较大差异；家庭人均年收入达到1242664元，同样参保组与非参保组之间存在差异。而本文的被解释变量老年人的劳动时间，将其细化为4个指标：劳动总时间、农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间、外出从事非农劳动时间。通过检查参保组和非参保组是否存在显著差异（t检验）发现4类劳动时间均存在不同程度的差异性。 通过对不同年龄段老年人进行分组统计出老年人的劳动时间（如表2所示），从表2中我们可以看到由于老年人体力的原因劳动总时间随着年龄段的增加呈现出递减的趋势；91岁及以上的老年人基本不参与劳动，81-90岁之间的老年人劳动时间不到10天，劳动总时间较多的主要集中在60-70岁的老年人，时间达到了12708天。将劳动总时间细分为农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间和外出从事非农劳动时间3类，同样60-70岁老年人的3类劳动时间分别达到7958天、3177天、1573天。年龄段在71-80岁的老年人从事此3类劳动时间较少，表现出来的特点与60-70岁段的老年人相类似。
本文将养老金收入分为0元、1-1000元、1001-2000元、2001-3000元、3001以上5个区间来考察老年人劳动时间（如表3所示）。首先看养老金收入为0元时也就是没有参加“新农保”的老年人，劳动总时间为10832天，占全年时间的将近1/3，农业劳动时间为7031天，而从事非农劳动时间较少。从整体来看随着养老金收入的不断增加，老年人劳动总时间会不断的减少，当养老金收入达到3001元以上时，全年劳动总时间只为7903天；而老年人农业劳动时间、外出从事非农劳动时间同样也随着养老金的增加呈现出波动下降的趋势，充分说明老年人收入的增加对于劳动力的供给减少起到促进作用。
四、PSM实证结果分析
1. 是否参与“新农保”对老年人劳动时间的影响
（1）倾向得分的Logit估计。
首先应用Logit模型来估计影响老人参与“新农保”的决定因素，并使用相应的预测值作为老年人是否参与“新农保”的倾向值，具体估计结果如表4所示。由于Logit模型为0-1型变量，只能简单判断解释变量对被解释变量的影响方向，不能给出变量的边际效应，因此另外通过计算得出各变量的边际效应，如表4所示。通过回归分析发现老年人的年龄、性别、受教育年限、家庭成员数、家庭中6岁以下小孩数量、家庭外出务工人数、家庭经营耕地面积、家庭人均年收入以及地区虚拟变量都在不同的置信水平上显著影响老年人参与“新农保”，说明了参与“新农保”不仅与个人特征相关，而且还受到家庭特征的影响。从边际效应回归结果来看，在个人特征中性别起到的正向影响相对较大，说明女性老年人参保的积极性更强；其次在年龄和受教育年限两个变量中，后者对于参保行为起到相对较大的作用。在家庭特征的变量中家庭成员数、家庭中6岁以下小孩数量、家庭外出务工人数3个变量对于老年人是否参加“新农保”起到较大的作用，其中家庭成员数、家庭外出务工人数对参保行为起到负向影响，家庭中6岁以下小孩数量起到正向影响。从地区虚拟变量可以看出东部地区和西部地区相对于中部地区都呈现出负向影响，即中部地区参与“新农保”的状况要好于西部地区，这充分说明在“新农保”的实施过程中存在地区间的差异。
在Logit回归之后获得PS值，然后根据最近邻域匹配的方法在非参保组中选择相匹配的样本。参保组与非参保组的倾向得分值的分布见图1所示，可以看出经过匹配后的参保组与非参保组虽然有所差异，但其密度分布已非常接近，参保组与非参保组老年人之间在个人特征和家庭特征方面的差异得以部分消除，利于下一步的分析。
（2）匹配结果分析。
根据参保组与非参保组的倾向得分采用最近邻匹配的方法找到匹配组，然后可以计算出劳动总时间、农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间、外出从事非农劳动时间4个变量的平均净效果ATT，如表5所示。通过对比发现4类劳动时间在进行匹配前、后存在一定差异，PSM方法控制了由于自选择带来的内生性问题，使得匹配后的结果更加准确。通过PSM方法得出的ATT值除去本乡镇内从事非农业劳动时间，劳动总时间、农业劳动时间、外出从事非农劳动时间都要小于匹配前的结果，而这一结果相对于匹配前的数值更加接近于现实。从表5的ATT值可以看到老年人在参与“新农保”后劳动总时间在10%置信水平上显著减少了706天，其中农业劳动时间也同样在10%置信水平上显著减少了553天。虽然老年人在参与“新农保”之后劳动总时间和农业劳动时间都有显著的变化，但是减少的天数还不足10天，变动的幅度较小，这与假说1的内容相一致。在估计结果中虽然“在本乡镇内从事非农业劳动时间”出现增加的趋势，但是没有通过显著性检验；同时从外出从事非农劳动时间来看参保后老年人显著地减少了353天（5%置信水平），这充分说明前面提到的老年人通过养老金来进行自我投资进而增加就业机会的影响机制在目前我国表现不明显，反而是养老保障水平的提高会在某种程度上减少老年人的非农劳动时间。进而说明假说1中提到的“农村养老保障的改善不会促进老年人增加非农劳动时间，反而会减少老年人非农劳动时间”是正确的。
（3）平衡性及稳健性检验。
为了确保前面研究中匹配方法的有效性，需要保证参保组与非参保组的平衡性，即在经过匹配后，参保组与非参保组除了老年人劳动时间供给有差异外，在个人特征、家庭特征、地区变量中的各个变量不应该存在显著性差异。因此下面将对参保组和非参保组中各变量进行平衡性检验，结果如表6所示。从检验结果来看，经过匹配后各个变量的偏误比例均有不同程度的下降，最大下降比例达到3589%，最少也降低468%，这说明倾向值匹配法有效地降低了参保组
与非参保组之间的差异；偏误比例除去“年龄”和“家庭成员数”两个变量其余变量均降到2%以下。在匹配之前受教育年限、家庭成员数、家庭外出务工人数、家庭经营耕地面积、家庭人均年收入、东部地区、西部地区这些变量在参保组和非参保组之间存在较大的偏误，t值和P值在统计上已经表明这些变量在两个组中的差异显著不为零。在匹配后的两组差异t值以及P值均表明无法拒绝参保组与非参保组之间的差异为零的原假设，说明两组各变量之间不存在显著性差异，说明前面的匹配通过了平衡性检验。 为了进一步检验计算结果的有效可靠性，下面将通过选用半径匹配、核匹配两种不同的匹配方法来对样本进行重新计算，检验估计结果的稳健性。从测算出的结果发现，采用半径匹配与核匹配方法得出来的4类劳动时间ATT值相近似，参保组比非参保组劳动总时间、农业劳动时间、外出从事非农劳动时间分别多9天、8天、3天（如表7所示），这一结果与最近邻匹配得到的结果方向是一致的，都是减少了劳动时间，只是在数值上略有差异，但并没有影响相关结论。因此可以说明上面所得的结论是稳健可信。
2.不同地区参保与非参保老年人劳动时间差异的PSM分析
下面将检验在“新农保”实施以后，我国东、中、西部地区老年人劳动时间供给是否存在差异。为了避免自选择带来的内生性问题，本部分将同样运用PSM方法来进行测算分析。首先将样本划分为东、中、西部，之后分别采用不同地区的样本来进行倾向值匹配，在算出倾向得分的基础上得到东、中、西部地区参保与非参保老年人在劳动总时间、农业劳动时间、本乡镇内从事非农业劳动时间以及外出从事非农劳动时间的ATT值
由于篇幅限制，在文中分别将东、中、西部地区的倾向得分的Logit估计以及一些计算结果省略。，如表8所示。首先看东、中、西部地区老年人劳动总时间的差异，从劳动总时间来看东部地区“新农保”的实施并没有使老年人明显地减少劳动时间，但是在中、西部地区参保与非参保的老年人在劳动时间供给方面存在显著的差异（5%置信水平），中部地区参保老年人比未参保的劳动时间少1334天，西部地区差异更大，达到了1746天。从东、中、西部老年人农业劳动时间供给情况来看，东部和西部地区老年人在参与“新农保”后会显著减少劳动时间，减少幅度分别达到73天和1366天。从估算结果来看东、中、西部老年人在参加“新农保”后在本乡镇内从事非农业劳动时间方面变化不明显。而西部地区的老年人外出从事非农劳动时间会在1%置信水平上显著，参保老年人会比非参保的减少867天。基于以上分析结果可以充分证明假说2中提到的“在‘新农保’政策实施后，我国东、中、西部地区老年人总劳动时间、农业劳动时间、非农劳动时间供给表现各不相同”。
下面分别来看东、中、西部地区老年人劳动时间变化状况，首先看东部地区，在实施新农保后，东部地区老年人只是在农业劳动时间方面明显减少了73天，而劳动总时间和非农劳动时间均没有显著变化。其次中部地区老年人在总劳动时间显著减少了1334天，其余的农业以及非农业劳动时间没有显著变化。最后西部地区估算出的结果表明老年人不论是总劳动时间（1746天）还是具体的农业劳动时间（1366天）、外出从事非农劳动时间（867天）均会因是否参加“新农保”而出现显著的差异。对比发现所处的地区越往西老年人劳动时间受到“新农保”影响越大。因此在假说2中提到的“在相同的养老保障水平下，老年人劳动时间减少程度在地区间呈现出西部>中部>东部特征”得以验证。
通过对东、中、西部地区匹配结果进行平衡性检验和稳健性检验，结果显示对东、中、西部地区样本进行的PSM分析有效可靠，可以利用计算出来的结果推断相应结论，由于篇幅限制就不在此展示。
五、结论与政策含义
本文在已有关于老年人劳动供给研究的基础上，选用2011年农业部农村固定观察点抽样调查数据，采用可避免自选择问题的倾向值匹配法分析了我国老年人参与“新农保”状况对于劳动时间供给的影响，通过模型估计得出以下结论：首先，“新农保”政策的实施在某种程度上提高和完善了我国农村社会保障水平，促进了老年人在劳动总时间、农业劳动时间、外出从事非农劳动时间的减少，但是老年人劳动时间减少的幅度较小。这一方面说明“新农保”政策对于老年人福利水平提高仍然有限，另一方面说明就目前政策的实施来看“新农保”的实施不会对农村劳动力供给带来较大影响。其次，“新农保”政策实施对于我国东、中、西部地区农村老年劳动力时间供给影响程度各不相同，“新农保”对于老年人劳动时间供给减少的程度与地区经济发展水平相关，经济发展水平越高的地区在既定的保障水平下农村老年人劳动时间减少幅度就越少，因此我国实行“新农保”政策后农村老年劳动力减少程度从多到少分别为西部、中部、东部。最后，由于体力原因老年人随着年龄的增加会不断减少劳动时间，60-70岁的老年人劳动总时间仍然较多达到了12708天；同时老年人劳动时间也会随着养老金数量的增加而减少。
基于以上几点结论，本文提出的政策建议主要包括以下两个方面：第一，针对“新农保”政策对于老年人福利水平的提高有限的现状，相关部门应该有计划逐步整体提高养老金发放金额；同时由于老年人在不同年龄阶段的劳动时间有所差异，并且在不同年龄阶段养老金起的作用也不相同，因此在养老金发放过程中应实行按照年龄梯度发放，即随着年龄的增加养老金发放逐渐增多，不断增加的养老金可以弥补由于老年人逐渐减少劳动而导致的收入减少，使总体收入尽量保持在一定水平，以此来防止福利水平下降过于严重。我国幅员辽阔区域性差异比较大，因而在实施“新农保”制度的时候要有所差异，地区经济发展的差别导致生活成本存在差异，经济发达的地区生活成本高，如果保持全国统一养老金发放标准，那么同一年龄段东部地区老年人提供的劳动时间可能比中、西部地区的多，总体上东部地区老年人福利水平低于中西部地区。要想使全国不同地区农村老年人保持相同的社会保障水平，经济越发达的地区所需要的成本就会越高，需要地方政府给予更多的支持，这样更有利于全国社会保障的公平性。因此针对养老金收入较少、全国区域性差异、养老保险中资金调整等问题依然需要有关部门进行细化调整和完善。第二，从未来农村劳动力供给变化角度来看，虽然目前“新农保”政策对于我国农村地区老年人劳动时间影响不是非常大，但是随着养老保障制度的不断完善以及保障水平的提高，与目前相比同一年龄段的老年人劳动时间会逐渐减少；但与此同时我国农村老龄化的趋势不断加剧，农村农业劳动力逐渐以中老年人为主体，因此可能在未来出现农业劳动力供应不足的状况。对于政策制定者需要把握这一变化趋势，制定相应政策加快农业生产方式的转变，如加快农业社会化服务的发展来弥补老年人体力不足的状况，在保证老年人福利水平不变的基础上，适当放缓老年人减少劳动时间的速度，保证我国农业生产的可持续发展。 参考文献：
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