新农保对中老年劳动力农业劳动供给的影响.pdf 12页

'中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn新农保对中老年劳动力农业劳动供给的影#响*王雨濛，王佳琪5（中国人民大学农业与农村发展学院，北京100872）摘要：新农保作为一项具有普遍性的养老保障制度，对农村中老年农户的农业劳动力供给产生直接影响。本文利用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）2013年的数据，选取年龄、健康状况、健康状况、婚姻状况、土地拥有量等变量作为控制变量，针对变量选取中存在的10多重共线性问题，选用岭回归逐步分析法，研究新农保对农业劳动力供给的影响。结果显示，新农保参保人群会明显降低其参与农业劳动的概率，说明新农保政策的出台对于提高农村中老年人的福利有一定作用，并针对新农保政策对农业劳动供给产生的影响，提出了相应的政策建议。关键词：新农保；中老年劳动力；劳动供给；岭回归15中图分类号：F323.6InfluenceofNewRuralPensionontheLaborSupplyinMiddleAgedandElderWANGYumeng,WANGJiaqi20(SchoolofAgriculturalEconomicsandRuralDevelopment,RenminUniversity,Beijing,100872)Abstract:NewRuralPension,asawidespreadpensionsystem,sincetheimplementationofthepilot,hasarousedmoreandmoreattention.ThispaperselectsinfluenceofNewRuralPensiononthelaborsupplyinmiddleagedandtheelderasthestartingpointoftheresearch.ChinaHealthandRetirementLongitudinalSurvey(CHARLS)dataandtheridgeregressionmodelareusedtoanalyzetheproblem,25selectingage,healthstatus,maritalstatus,land,etc.ascontrolvariablestodotheempiricalresearch.ThemainconclusionshowsthatpeopleinvolvedinNewRuralPensionsignificantlyreducetheirparticipationinagriculturalactivities,indicatingthattheintroductionofNewRuralPensionhasplayedacertaineffectinimprovingtheruralpopulationwelfarelevel.Keywords:NewRuralPension,MiddleAgedandElderLaborForce,LaborSupply,Ridge30Regression0引言城乡差异一直以来是我国的难题，并有愈演愈烈之势，农村青壮年劳动力大规模地涌向城市，农村社会劳动力老龄化不断加剧，农业生产的可持续发展面临严峻挑战。我国社会的35劳动力老龄化不仅仅是经济社会发展的自然过程，更有着独特的政策背景：计划生育政策的实施很大程度上加速了老龄化的过程，呈现出“未富先老”的局面。根据第六次全国人口普查数据，我国60岁以上老龄人口在总人口比重在2000年到2010年这十年间从10.33%增加到13.26%，据联合国经济和社会事务部、人口司的预测，这一数字将在2050年达到33%。但与此同时，我国农村老人的福利水平较低，农村居民“老有所养”任重道远。2009年9月，40国务院发布《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，标志着我国新型农村社会养老保险（以下简称“新农保”）试点工作正式开始。2009年新农保工作的试点目标为覆盖基金项目：高等学校博士学科点专项科研基金（20130004120002）作者简介：王雨濛（1982-），男，讲师、硕导，主要研究方向：土地资源管理、农业政策.E-mail:wymmyw@ruc.edu.cn-1- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn全国10%的县（市、区、旗），以后逐渐扩大范围，在全国普遍实施。截至2013年底，全国新农保、城乡居民基本保险参保人数已达4.98亿人，其中领取待遇人数达1.38亿人，加上职工养老保险，合计覆盖了8.2亿人。新农保制度是实现党的十八大“全面建成覆盖城乡45居民的社会保障体系”目标的重要组成部分，是落实党的十八届三中全会关于社会保障领域重点改革任务重大部署的实际行动，也是我国经济社会发展的必然要求和推进“新四化”建设的需要。新农保对促进人口纵向流动，增强社会安全感，稳定人民群众对改善民生的预期，拉动消费，鼓励创新创业，都具有重要意义。本文旨在研究随着农村青壮年劳动力大量外流，农业劳动力减少，中老年人成为我国主50要农业劳动力后，新农保作为一项新的农村居民养老保障制度实施后，除了带来城乡间发展差异缩小、农民福利提高等积极影响外，农村老龄人口劳动力数量和劳动时间是否会进一步减少。这对于我国农业经营规模、发展模式、机械化利用以及新型农业经营主体等发展都有着重要意义。1文献综述55本文首先将对有关概念进行界定，再从新农保的发展沿革、新农保的研究现状、社会保障和劳动供给三个方面分别总结有关研究成果。1.1概念界定研究新农保对中老年劳动力劳动供给的影响，首先要对相关概念进行界定，再进行具体分析。601.1.1新农保本文中所研究的新农保是指，由政府组织实施的社会养老保障制度，是国家社会保险体系的重要组成部分之一。将社会统筹与个人账户相结合、与家庭养老、土地保障、社会救助等其他社会保障政策措施相配套的一种养老筹资模式。在本文中，我们仅将是否加入新农保纳入研究范围。651.1.2中老年劳动力根据联合国世界卫生组织最新提出的年龄划分阶段，44岁以下为青年人，45岁至59岁为中年人，60岁至74岁为年轻老年人，75岁至89岁为老年人，90岁以上为长寿老人。在本文中，我们依据世界卫生组织的划分标准结合中国具体国情以及CHARLS问卷的数据情况，将研究对象中老年劳动力定义为45岁以上农村人口。701.1.3劳动力供给劳动经济学中对劳动供给的定义略有不同：沈琴琴（2013）在《劳动经济学》中指出，[1]劳动力供给是劳动者在一定条件下愿意并且能够提供的劳动量。它不仅包括劳动者愿意提供的劳动力的数量，还包括劳动强度。还有经济学家假设劳动者可支配时间有限，在一定市场工资率下，劳动者在工作和闲暇中进行抉择，分配可支配时间以达到效用最大化，此时劳75动者愿意且能够提供的劳动时间即为劳动供给（衡量指标：小时，即为市场提供的劳动时数）。有的经济学家认为劳动力供给不仅包括劳动者愿意提供劳动力的数量，还包括其愿意提供的劳动强度。-2- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn为方便分析，本文假设所有的劳动力都能满足社会规定的工作时间和工作效率要求的标准供给，因此其供给数量以劳动者年度劳动时间来表示，单位为小时。801.2新农保发展沿革概述张思锋等（2016）指出“新农保”制度起源于上世纪80年代中期开始实行的“老农保”制[2]度。到上世纪末，“老农保”出现资金运行不畅、参保人数下降等问题，发展出现停滞。叶[3]菲菲（2017）指出，“老农保”之所以失败是因为政府不愿意为建立农村养老保障体系出资。此后，一些地方开始积极探索以政府财政投入带动的社会养老体系。李冬妍（2011）指出，85至2004年，新型农村社会养老保险在陕西宝鸡进行最早试点，此后试点范围逐渐扩大，我[4]国政府于2009年开始正式试点实施新型农村养老保险制度。1.3有关新农保的研究现状詹连富（2010）认为农民养老社会化是我国社会发展的客观要求和必然趋势，要求养老[5]问题由家庭保障逐步转变为社会养老。因此，新农保政策自2009年试点实施以来发展迅90速，激发了学界很大的研究热情。王章华（2011）指出新农保具有以下特征：新农保更具有社会性、互济性和福利性；新农保缴费标准和保障水平更高，与其他养老保障相结合基本上能满足农村老人的生活需要；新农保明确强调了政府财政责任，体现了政府在新农保中的主[6]导作用；新农保兼具效率与公平，体现了权利与义务的统一。在关于新农保制度的实证研究中，国内学者着重分析参保的影响因素：常芳等（2014）95通过描述统计和多水平随机效应Logistic模型回归分析得出对于新农保政策的了解程度以及是否外出务工是影响新农保参保的重要因素。同时也受年龄、家庭规模以及是否参加了其他[7]保险的影响。新农保对农民福利的影响在宏观角度也有体现：何泱泱、周钦（2016）基于CHARLS2011和2013两年的面板数据研究表明，对于新农保参保人群，无论其养老金是否领取，他们对[8]100未来生活风险和不确定性的心理预期都会降低，从而增加主观福利。李时宇和冯俊新（2014）从广义的社会福利角度探讨了新农保的影响，研究发现城乡居民社会养老保险制度[9]提髙了社会的总福利水平，特别是老年人的福利水平。关于新农保制度对于劳动供给的研究较少，其中，刘亚洲等人（2016）利用农业部全国抽样调查数据分析指出农村老年人参与“新农保”后不会完全停止劳动供给，但会显著减少劳[10]105动时间;参与“新农保”的老年人劳动时间减少的幅度有限。解垩（2015）通过断点回归和局部断点回归分析，得出新农保政策对农村劳动力供给没有影响，其原因在于，在我国，尤[11]其是农村地区，子女养老依旧是人们普遍默认的养老方式。1.4社会保障与劳动力供给由于新农保政策起步较晚，关于新农保对劳动力供给影响的研究较少，但新农保作为社110会保障的一种，研究其对劳动力供给的影响有助于更好地分析和研究新农保作为一项具体政策产生的影响。孙进（2015）指出劳动供给是老年人晚年福利的重要体现，研究劳动供给能够一定程度上体现社会整体福利水平。因此很多学者会通过劳动供给反应映出各项社会保障制度的政策[12]效果。黎雄辉（2013）从两方面分析指出社会保障对劳动力供给的影响：一方面社会保115障可以免去劳动者后顾之忧，从而激发劳动积极性，刺激消费，扩大内需。同时，缴纳社保费引起工资降低之后会产生收入效应，都使社保制度对促进劳动力供给起到正向的激励作-3- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn[13]用；另一方面，高福利可能导致养懒汉，若制度设计不当也会产生失业陷阱。薛惠元（2012）通过对新农保替代率和需求替代率的比较，分析指出新农保制度所提供的养老金不足以满足[14]老年人基本生活需求。需要加大财政补助支持，鼓励农民尽早参保。和大陆有着相似社120会文化背景的台湾在1995年通过了《老年农民福利津贴条例》，目的是提高老年人福利水平。Biddlecom（2001）研究表明，在这一政策实施后，公共补贴成为了台湾老年农民的主[15]要收入来源。Juarez（2009）对墨西哥的研究指出养老金并没有改变劳动力供给行为。其原因在于：如果养老金收益使得消费和闲暇相比更加昂贵，中老年劳动力留在市场中的概率[16]就会下降。相反，如果个体对总收入有较强偏好，那么养老金对劳动供给可能就没有影响。125与Juarez相反的是，Ranchhod（2006）通过研究南非社会养老保险制度，发现收入效应显著表现在老年人得到的劳动报酬上：劳动报酬降低了老年劳动力的劳动参与率和劳动供给时[17]间。1.5文献述评首先，现阶段对于新农保的研究多集中在以下三方面：首先，影响新农保的参保因素分130析的相关研究较多；其次，很多学者从公共经济学角度探讨新农保制度对政府财政的影响；还有学者从新农保的可持续发展角度探讨其制度设计。而面对我国老龄化的压力，针对中老年劳动力的研究却出现了空白。其次，现有文献普遍认为新农保作为一项社会保障制度，会对劳动供给产生明显影响，但是将这一问题通过实证研究进行分析的少之又少。鉴于此，本文使用CHARLS2013追踪调查数据，通过实证研究的方法，分析新农保政策对中老年劳动135力农业劳动供给的影响，并提出相应的政策建议。2提出假说按照劳动供给理论，个体的劳动供给模型建立在一系列的前提假设之上：第一，劳动者作为决策个体是理性人；第二，劳动者的可支配时间被分配给闲暇和劳动两项活动中。闲暇被劳动者视作一种正常商品，当劳动者收入提高时，会增加对闲暇的消费，闲暇的机会成本140即为劳动者的工资报酬率。基于这两项假设，我们可以认为，劳动者的劳动供给决策受闲暇的机会成本、劳动者的财富水平及个人偏好组合所影响。闲暇的机会成本是劳动者单位时间内获得的工资报酬，即上文所说的工资率。若劳动者收入水平提高，工资率一定时，劳动者会消费更多的闲暇，减少劳动（收入效应）。若总体收入水平不变，工资率上升，则闲暇的机会成本提高，劳动者145降低对闲暇的消费，投入到更多的劳动中去（替代效应）。图1劳动力供给均衡图-4- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn新农保作为一项社会养老保障制度，其养老金实行基础养老金与个人账户相结合的模式，目前参与新农保的农村居民个人所缴费用只构成个人账户部分，未来所获得的基础养老150金部分也同样属于政府给予其的非劳动补贴收入。因此新农保会使得劳动者的总体收入水平提高，但其农业劳动报酬率仍保持不变，因此，我们认为，这种社会保障通过收入效应影响劳动力供给。根据以上理论基础，我们提出假说：假说H1：新农保作为一项社会保障制度，会使得劳动者消费更多的闲暇，减少劳动供155给。目前，我国农村中老年劳动力劳动供给同时受到年龄、性别、健康状况等多方面因素影响。为便于研究分析，本文以基本劳动力供给模型为基础，将影响劳动力供给的可能因素纳入分析，研究新农保对农村中老年劳动力供给的影响。3数据处理及结果分析1603.1数据来源本文数据来源于中国健康与养老追踪调查(ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy,以下简称CHARLS)。CHARLS数据库旨在收集一套代表中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据，用以分析我国人口老龄化问题，推动老龄化问题的跨学科研究。该数据库于2011年开展首次全国基线调查，涉及县150个，社区和村庄450个，家庭165一万余个。最新的追踪调查于2013年开展，其中涉及调查对象18628个，一万五千余个跟踪调查对象。为方便研究，本文选用2013年最新的调查数据进行研究。劳动力供给的影响因素是多方面的，例如年龄、性别等。本文关注核心自变量“是否加入新农保”的同时，借鉴经典文献的研究成果选取变量，并结合CHARLS问卷做出具体调整。具体变量的类型及描述见表1。170表1变量说明表Tab1VariablesDeclaration变量类型变量名描述因变量农业劳动时间（hours）单位：小时/年nrps=1表示加入新农保；核心自变量是否加入新农保（nrps）nrps=0表示未加入新农保1年龄（age）单位：岁性别（gender）gender=1表示被访者为男性；gender=2表示被访者为女性2受教育年限（edu）单位：年marrital=1表示有配偶；婚姻状况（mar）marital=0表示无配偶控制变量disease=1表示患有慢性疾病；3慢性疾病史（disease）disease=0表示不患有慢性疾病土地（land）单位：亩arg=1表示与子女同住；居住安排（arg）arg=0表示不与子女同住子女收入水平（checo）单位：元/年-5- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cncpen=1表示有商业养老保险；商业养老保险（cpen）cpen=0表示无商业养老保险ref=1表示有退地补偿；退地补偿（ref）ref=0表示无退地补偿health=1表示健康状况很好；health=2表示健康状况较好；健康自评状况（health）health=3表示健康状况一般；health=4表示健康状况较差；health=5表示健康状况很差2注：1.考虑到年龄的影响可能有U型关系，回归模型中引入年龄的平方项age；2.CHARLS问卷中没有直接对受教育年限进行提问，为方便量化研究，将其“最高学历”转化为受教育年限，例如，最高学历为高中，则edu=12；1753.考虑到CHARLS问卷中“自评健康状况”具有很强的主观性，且标准难统一，本研究中选用“慢性疾病”这个指标来衡量受访者的客观健康状况；同时保留主观健康状况这一变量。4.CHARLS问卷中对于“子女收入水平”的提问是分段进行的，这里为方便分析研究，取该段的平均值衡量收入水平，例如，年收入水平为(50000,100000]，则按照其年收入为75000元进行替换。3.2描述性统计分析180经过对样本中缺失值的筛选和替换，本文共有样本量3259个，属于大样本，具有一定代表型。由表2可知，被访者平均劳动时间约为571小时/年，标准差920，极差达8064，说明被访者中农业劳动时间投入差异很大。“是否加入新农保”的平均值为0.55，说明被访者中有55%的人参加了新农保，超过了半185数。“性别”的平均值为1.505，即，有50.5%的被访者为女性，样本中男性女性数量基本持平。78.7%的受访者处于有配偶的在婚状态；平均每位受访者拥有土地4.98亩，其中最多的有62亩，最少的没有土地；样本中年龄最大的为88岁，最小的46岁，平均年龄为61.7岁；97%的受访者加入了医疗保险；67.9%的受访者患有慢性疾病；样本中平均受教育年限为5.39年，最高受教育年限达15年；52.2%的受访者同自己子女共同居住；子女的平均年收入水190平为78327.01元，最高达40万元；14%的受访者表示自己领取过退地补偿；仅有1.06%的受访者购买过其他商业养老保险。表2描述性统计Tab.2DescriptiveStatistics变量名平均值标准差最小值最大值劳动时间（hours）570.9147919.506108064是否加入新农保（nrsp）0.5499240.49757701性别（gender）1.5047040.50005412婚姻状况（mar）0.786950.40952501土地（land）4.9846139.141442062年龄（age）61.745989.8914634688医疗保险（insur）0.9708650.16821101慢性疾病（disease）0.6786040.46708301受教育年限（edu）5.3945374.266655015-6- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn居住安排（arr）0.5223070.49957801子女收入水平（checo）78327.0175013.122000400000退地补偿（ref）0.1407250.34779101商业养老保险（cpen）0.0106290.10256101health10.0798180.27105201health20.1301970.33657101健康自评状况（health）health30.4971170.50006801health40.2300460.42092601health50.0628230.24268013.3模型设定1953.3.1多重共线性诊断由于在自变量选取中可能存在相关性较强的情况，例如考虑健康自评状况和是否患有慢性疾病分别衡量了被访者的主观健康状况和客观健康状况对劳动力供给的影响，在模型中，我们同时纳入这两个变量，想要具体衡量主客观健康状况分别对劳动供给产生的影响，对比两者也可以判断出被访者实际福利水平。但事实上，这两个变量之间可能会有较强的的相关200性，因此，在具体模型设定定之前，首先根据本文实际内容以及变量选取情况进行一个OLS回归，并观察其回归结果。表3OLS回归结果统计Tab.3ResultsofOLSRegression农业劳动时间相关系数标准误t统计量P>|t|95%显著性水平***是否加入新农保218.467732.014266.820.000155.6976281.2378***性别-212.40532.7537-6.480.000-276.625-148.185***婚姻状况130.234142.039943.10.00247.80672212.6614***土地17.646291.6991910.390.00014.3147120.97788***年龄-0.125290.014533-8.620.000-0.15379-0.09679是否有医疗保险135.296690.456551.50.135-42.0608312.6539是否患有慢性疾病-51.1719733.5888-1.520.128-117.02914.68529***受教育年限-35.672524.135473-8.630.000-43.7809-27.5641**居住安排-68.5973931.13118-2.20.028-129.636-7.55877子女收入水平-8.74E-050.000212-0.410.679-0.00050.000327***是否有退地补偿-150.916243.6471-3.460.001-236.495-65.3377是否有其他商业养老保险-121.3317147.1249-0.820.410-409.798167.1348health1181.637482.69682.20.02819.49448343.7802**health2187.035574.857292.50.01340.26346333.8075***health3186.903964.831632.880.00459.78915314.0187*health4121.960167.986331.790.073-11.3401255.2603_cons1072.014158.09576.780.000762.03771381.991观察回归结果，核心自变量“是否加入新农保”对于农业劳动时间产生了显著得正向影205响，这与前文假说不符，基于此，我们认为自变量中可能存在多重共线性问题。基于此项初步判断，在进行具体模型设定之前，我们考虑各个自变量之间的序列相关性，如表4所示，一些具体变量之间序列相关性交强，在进行分析研究过程中，需要加以考虑。-7- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn表4变量相关系数统计Tab.1CorrelationofVariablesnrspchecogendermarlandeducpenrefagearrinsurdiseasehealthnrsp1-0.0187checo10.0541gender-0.10331-0.0282mar-0.012-0.18610.182land0.0262-0.0330.044910.0257-0.2640.2503-0.032edu0.23561-0.0180.04380.0029-0.0350.0313cpen-0.04341-0.0040.00770.0101-0.073-0.0360.0177ref-0.021910.2481-0.103-0.393-0.118-0.332-0.039-0.018age-0.0261-0.1610.1086-0.0790.0453-0.012-0.0020.0884-0.134arr0.035510.0038-0.0410.05740.00260.0410.01790.002-0.008-0.027insur0.074310.01130.0264-0.050.0051-0.0750.0017-0.0210.1296-0.0370.044disease-0.0141-0.0710.067-0.0580.054-0.172-0.026-0.0150.10970.0130.0360.2585health0.10361210-8- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn3.3.2模型设定普通最小二乘法在出现多重共线性问题时会出现明显变坏的问题，针对这种问题，Hoerl和Kennard于1970年提出了岭回归（ridgeregression）的分析方法：当自变量之间存在多重共线性时，有：T215XX=0(1)T-1T这时，计算(XX)时误差会很大。若XX加上一个对角阵αI(α>0,I为单位矩阵)，则TXX+αI=0的可能性要小很多，得到β的岭回归估计为：T-1Tβ’=(XX+αI)XY(2)岭回归是普通最小二乘法的补充，其估计量的方差要小很多，回归系数也更加稳定。220针对研究中出现的多重共线性问题，本文利用stata软件进行岭回归的计量模型估计：y=β1x1+β2x2+β3x3+…+βnxn+μ(3)根据本文具体的自变量选择情况，我们设定计量回归模型为：y=βnrspnrsp+βageage+βinsurinsur+βlandland+βmarmar+βdiseasedisease+βhealthhealth+βchecocheco+βrefref+βargarg+βcinsurcinsur+μ225(4)3.4回归结果分析运用stata软件进行岭回归分析，得到岭回归系数k=0.93508707，此时的回归结果如表5：表5岭回归结果统计230Tab.5TheResultsofRidgeRegressionhours相关系数标准误t统计量p>|t|95%显著性水平***c1-0.046960.011812-3.980.000-0.07012-0.0238***c20.0383940.0130832.930.0030.0127430.064045***c30.1274530.0134529.470.0000.1010790.153828***c40.1152570.0140088.230.0000.0877910.142723***c50.2127230.01489114.280.0000.1835250.24192c6-0.013180.015377-0.860.391-0.043330.016967c7-0.006930.016133-0.430.668-0.038560.024702c80.0229510.0162721.410.158-0.008950.054855**c90.0391970.016752.340.0190.0063550.072039*c10-0.031060.017112-1.810.070-0.064610.002496**c11-0.041030.017901-2.290.022-0.07613-0.00594***c120.0644340.018413.50.0000.0283380.100531c13-0.024880.019044-1.310.192-0.062220.012462***c14-0.083040.020459-4.060.000-0.12315-0.04292***c15-0.177850.025929-6.860.000-0.22869-0.12701***c160.1409290.0538882.620.0090.0352710.246588岭回归是一种逐步回归，为便于回归分析，其在stata中的输出结果会对全部自变量进行编码。对应情况见下表：-9- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn表6岭回归变量Tab.6RidgeRegressionVariables编码变量名编码变量名c1是否加入新农保c9居住安排c2性别c10子女收入水平c3婚姻状况c11是否有退地补偿c4土地c12是否有其他商业养老保险c5年龄c13health1c6是否有医疗保险c14health2c7是否患有慢性疾病c15health3c8受教育年限c16health4235由上述回归结果，可得岭回归方程为：2Y=-0.047nrsp+0.038gender+0.127mar+0.115land+0.213age-0.013insur-0.007disease+0.023edu+0.039arr-0.031checo-0.041ref+0.064cpen-0.025health1-0.083health2-0.041health3+0.141health4+μ(5)由回归结果可看出，是否加入新农保、性别、婚姻状况、土地、年龄以及商业养老保险240在1%的显著性水平上显著，居住安排、退地补偿在5%的显著性水平上显著，子女收入在10%的显著性水平上显著，说明其对中老年劳动力农业劳动供给有显著影响。（1）新农保对中老年劳动力劳动供给的影响“是否加入新农保”这一变量系数为负，说明我国农村中老年人口在加入新农保之后会明显减少劳动时间，这与前文我们设定的假说相符。。新农保的主要目的是保障农村地区老年245人基本生活，尽管在政策试点实施初期更加注重保障的广覆盖性，个体补助标准不高，但农村中老年人领取国家基础部分的养老老金，产生一定的收入效应，对于很多农村中老年劳动力来说，放弃劳动损失的机会成本不高，因此，中老年劳动力在收到政策鼓舞后会选择减少农业劳动时间甚至不参与农业劳动。（2）其他控制变量对中老年劳动力劳动供给的影响250除医疗保险、慢性疾病和受教育年限外，其他变量均显著影响农村中老年劳动力劳动供给。由于农业耕作多以体力劳动为主，随着人们年龄的增大，参与劳动的概率会下降，年龄的增大使得老年人身体机能逐渐下降，越来越不适应农业劳动的要求。与子女共同居住的中老年人，会增加其参与农业劳动的概率。受访者家庭特征、经济状况差异较大时，他们的劳动力供给比较上可能会存在误差。例如，家庭经济状况较差的老人255尽管与子女同住，也会选择继续劳动。这是由于我国自古以来以家庭生产为基础的小农经济，很难将老年人与其子女的农业劳动剥离开来。尽管与子女同住会大大减少老年人的养老负担，但在健康状况允许的情况下，他们可能更愿意帮助子女分担一些力所能及的农业劳动。拥有土地面积与脱离农业生产意愿成反向相关关系。拥有土地越多的老年人越不愿意脱离土地放弃农业生产。土地作为养老投资的一种，很大程度上是农村居民赖以生存的基础，260拥有土地面积越多，农业劳动时间投入也就会越多。受教育年限的p值为0.158，非常接近于0.1，我们认为这一变量接近于在10%的显著性水平上显著。受教育水平越高的人群越倾向于从事非农的脑力劳动，这部分人群大多愿意离开农村脱离土地，这符合我们的日常认知。无配偶的人群会减少参与农业劳动的概率。一种可能的解释是，无配偶的人群会更加倾-10- 中国科技论文在线http://www.paper.edu.cn265向于外出务工以获得更高的劳动报酬。拥有其他商业养老保险和退地补偿的人会明显减少自己的农业劳动时间，这也是由于商业养老保险和退地补偿对收入起到一定替代效应。子女收入越高，中老年人选择减少农业劳动时间的概率也就越高，这可能是因为高收入的子女对父母养老的投入也会增多，老年人不需要依靠土地保障其晚年生活，更多的选择减270少农业劳动。总体来看，健康自评状况越差，被访者对农业劳动投入时间的概率就会越小。回归结果显示，是否拥有医疗保险对农村中老年劳动力劳动供给的影响是不显著的，我们认为，是否拥有医疗保险并不会改善劳动力自身的健康状况以及其对于劳动供给的偏好，因此其影响是不显著的；同时，是否有医生告知患有慢性疾病的影响也是不显著，这个变量275考察了客观健康状况对于劳动力供给的影响，相较于主观健康状况，慢性疾病往往被劳动者忽视，并不会促使其减少农业劳动，这一方面体现了其对慢性疾病危害重视的不足，另一方面也说明我国农村地区养老保障和医疗保障制度存在不足。4结论及政策建议4.1实证分析结论280本文利用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）2013年调查数据，利用岭回归逐步回归分析法对新农保对中老年劳动力劳动供给的影响进行探究。结果显示，参与新农保的群体会显著减少其每年参与农业劳动的时间。对于这一结论，可能的解释是，新农保政策的实施对农村地区中老年人收入产生一定程度的替代效应，或是提高了其预期收入水平，使其增加对于闲暇的消费，从而减少农业劳动285时间。但是，我们也应清晰地认识到，现阶段我国新农保的保障水平仍然很低。2016年，新农保基本缴费标准设为每年100元、200元、300元、400元、500元、600元、700元、800元、900元、1000元、1100元、1200元、1300元1400元、1500元14个档次（部分地区为5~14个档次），相对应的政府补贴将依次提升。参保人自愿选择缴费档次，多缴多得，其290中100元、200元为特殊群体缴费档次。可以看出，新农保更大程度上体现出的是底线保障，是对农村地区家庭养老的补充，其对于家庭养老替代作用少之又少。4.2政策建议为提升新农保的政策效果，进一步提高农村中老年人口的福利水平，保证其“老有所养”，在此，我们提出以下政策建议：295首先，逐步提高养老金发放额度。我国国土面积广阔，不同地区人们收入水平和生活成本差异较大，新农保养老金的发放可以根据不同地区的具体情况制定不同的标准；另外在总体上逐步提高其发放额度是趋势所在，这也是由家庭养老向社会养老转变的要求，是适应现代社会发展的需要。其次，加快转变农业发展方式。我国老龄化现象不断加剧，农业劳动人口以中老年人为300主，未来可能出现农业劳动力不足的现象，因此，有关部门应加速农业生产方式的转型，推动机械化产业化的发展，同时吸引更多的青壮年劳动力回乡务农，提高务农补贴等。-11- 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