“新農保”對老年人主觀福利的影響機制研究

陳 飛，劉建穎，劉宣宣

(東北財經大學 經濟學院/經濟計量與預測研究中心，遼寧 大連 116025)

一、問題的提出

人口老齡化是發展中國家確保其日益增長的老年人口福祉的最大挑戰之一。自進入21世紀以來，隨著我國城鎮化進程的加快以及人口預期壽命的上升，農村老年人口比重開始日趨增大，2010年第六次全國人口普查數據顯示，農村60歲及以上人口占總人口比重的14.98%，比城鎮老年人口比重高出3.29%。此外，由于農村出生率下降、家庭規模縮小以及大范圍的勞動力城鄉遷移，傳統的家庭養老系統已逐漸崩潰。為解決農村養老問題，國務院于2009年出臺新型農村社會養老保險(簡稱“新農保”)并開始試點，作為農村居民社會養老保障的重要手段。截至2012年底，“新農保”參保人數超過4.6億人，目前已基本實現對農村適齡居民的全覆蓋。如何有效評價“新農保”政策的實施績效呢？檀學文[1]認為，隨著人民生活水平提高以及社會主要矛盾轉變，不僅要關注政策實施的經濟效果，同時更需要關注政策帶給人們的主觀感受。鑒于此，本文主要探究“新農保”政策對農村老年人主觀福利的影響傳導機制，這對完善針對發展中國家弱勢群體的社會養老保障制度設計具有重要的現實借鑒意義。

國外大多數研究均認為，養老金制度對老年人主觀福利具有正效應。Ichiro等[2]利用2013年JAGES截面數據，分析了高養老金收入、中等養老金收入、低養老金收入和無養老金收入對日本老年人幸福感指數的影響，發現養老金收入與日本老年人幸福感指數呈高度正相關。類似地，Bando等[3]發現，秘魯非繳費型養老金制度降低了老年人抑郁癥指數，同Galiani等[4]對墨西哥非繳費型養老金制度的研究結論相一致，即養老金制度提高了老年人的幸福感。Lloyd-Sherlock等[5]基于對南非和巴西2 000個家戶的兩輪追蹤調查數據發現，兩國的養老金制度分別對該國老年人的生活滿意度具有顯著正向影響，但無法確定其影響程度。Calvo[6]與Grogan和Summerfield[7]分別對智利和俄羅斯養老金制度的主觀福利效應進行研究并得到了類似結論。

國內關于“新農保”政策績效評價的研究主要集中在消費、勞動供給、收入與家庭儲蓄等經濟福利層面。首先，關于“新農保”政策如何影響農村老年人消費的研究最受國內學者青睞，如黃宏偉和胡浩鈺[8]基于中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)的兩期面板數據，采用雙重差分識別策略發現“新農保”政策對農村家戶食品、日用品及水電氣三類消費具有顯著促進作用。張芳芳等[9]、岳愛等[10]與劉遠風[11]的研究也得出類似的結論。然而，解堊[12]與張川川等[13]認為，“新農保”政策雖提高了農村老年人的家戶消費，但不具有統計顯著性。這一相左結論可能源于“新農保”政策實施后，農村老年人對政策信任程度不高，或“新農保”養老金數額相比家戶收入而言并非是一筆可觀的收入。其次，關于“新農保”對農村老年人勞動供給影響的研究取得了較為一致的結論，即“新農保”養老金對農村參保老年人的勞動供給有顯著負向影響，從而提高了農村老年人的經濟福利[14-15]。最后，在“新農保”政策對農村參保老年人的收入與家庭儲蓄影響方面，張川川等[13]發現，“新農保”養老金顯著提高了農村老年人的收入水平。馬光榮和周廣肅[16]基于CFPS面板數據發現，“新農保”政策顯著降低60歲以上參保老年人的家庭儲蓄率，為老年人提供了穩定的經濟保障。僅有少數文獻關注了“新農保”政策對農村老年人主觀福利的影響。如張曄等[17]通過以受訪者的健康、主觀滿意度和經濟維度三個細分指標綜合衡量養老質量發現，“新農保”政策顯著提高了西部地區老年人的養老質量；鄭曉冬和方向明[18]發現，“新農保”養老金顯著降低了老年人的抑郁程度，并提高了其生活滿意度；此外，劉慧君和唐荷娟[19]與周欽等[20]均發現，“新農保”政策對農村參保老年人的心理健康水平有顯著正向影響，提高了老年人的主觀福利水平。

總之，國內外學者對“新農保”與農村勞動力主觀福利關系的因果效應檢驗相對較少，更缺乏與之相關的理論探討。因此，本文將在以下三個方面作出貢獻：首先，基于消費和閑暇構建個體效用函數，作為政策影響路徑分析的理論基礎。其次，采用三輪微觀調查的非平衡面板數據，以及模糊斷點回歸、雙重差分方法識別“新農保”與農村老年人主觀福利的因果關系，拓展了政策績效評價的研究視角。最后，利用中介效應方法檢驗各影響渠道的相對重要性。

為實現上述目標，本文的結構安排如下：第二部分是理論框架與研究設計，第三部分是數據來源與指標描述，第四部分是經驗分析與檢驗，第五部分是影響機制分析，最后是結論與政策含義。

二、理論框架與研究設計

(一)理論框架

新古典勞動力供給理論將效用函數概括為，勞動者在個體效用最大化條件下對閑暇和消費所進行的選擇。魏翔和呂騰捷[21]基于閑暇經濟理論和時間分配理論，進一步考察了閑暇時間與工作時間之間的互補效應。基于上述觀點，本文假設個體一生時間L僅包含勞動時間和閑暇時間，Lw為個體勞動時間，則(L-Lw)為個體閑暇時間。借鑒Herns等[22]評價挪威養老金政策效應的研究思路，本文構建如下形式的個體效用函數：

U=U((L-Lw)，C)

(1)

s.t. C=F(Lw，K)+P+V

其中，U為個體效用，它取決于個體閑暇時間(L-Lw)和個體消費C；F(Lw，K)為勞動總收入，K為資本投入，P為養老金收入，V為其他轉移性收入。

“新農保”養老金可以通過兩種效應來提升農村老年人的福利：一方面，表現為替代效應。在給定預算約束條件下，養老金收入的增加會擠出部分勞動收入，表現為農村老年人的勞動供給強度降低，并將更多時間用于享受閑暇，以此提升其主觀效用。另一方面，表現為收入效應。“新農保”養老金增加了農村老年人的可支配收入，通過放松預算約束來提高其消費水平，進而增加農村老年人的主觀效用。上述論斷為分析“新農保”政策的影響傳導路徑提供了理論基礎，但農村老年人選擇哪種決策行為來最大化其效用則依賴于實證檢驗。

(二)模糊RD設計

本文在經驗研究中面臨的內生性問題主要來源于兩個方面：一方面，在模型中可能存在反向因果關系問題，如生活滿意度(被解釋變量)更高的老年人選擇參加“新農保”(核心解釋變量)的可能性更大；另一方面，存在遺漏變量問題，諸如農村老年人養老偏好和對“新農保”政策的信任程度等都是影響被解釋變量和核心解釋變量的不可觀測因素，無法在模型中進行控制。為克服內生性問題導致的估計偏誤，本文利用斷點回歸(Regression Discontinuity，簡記為RD)方法識別“新農保”政策對農村老年人主觀效用的影響。該方法的核心思想是，經濟個體是否受到處理完全取決于某個可觀測的連續變量(稱為驅動變量)是否超過政策規定的斷點。

斷點回歸方法分為精確斷點回歸(Sharp Regression Discontinuity)設計和模糊斷點回歸(Fuzzy Regression Discontinuity)設計兩種情況。其中，精確斷點回歸要求處理變量(是否領取養老金)在斷點的左端取值為0，在斷點的右端取值為1；而模糊斷點回歸只要求處理變量在斷點兩端取1的概率不同。盡管國務院發布的《關于開展新型農村社會養老保險試點的指導意見》規定，年滿60周歲的農村老年人可以領取“新農保”養老金，但政策也允許各地區基層執行單位根據當地實際情況制定具體的實施方案。此外，受各社區(或村莊)的公務人員執行力不同等因素的影響，導致領取“新農保”養老金的年齡規定并未嚴格按照年滿60周歲執行。因此，應采用模糊RD設計來探討“新農保”政策與老年人主觀效用的因果聯系。具體而言，領取“新農保”養老金概率是驅動變量(年齡)的非連續函數，但領取養老金概率在斷點處并非是由0直接變化到1。具體模型形式如下：

(2)

其中，i表示個體，t表示時間；虛擬變量Rnrspit=1為領取“新農保”養老金，Rnrspit=0則為沒領取養老金；Ait為未經標準化處理的初始年齡，60歲為政策規定的斷點，且年齡達到60歲及以上的老年人領取養老金的概率遠大于未滿60歲的老年人領取養老金的概率，f1(Ait)>f0(Ait)。

由于工具變量有序概率估計的相關檢驗較難實施，且其估計系數的符號及邊際效應與兩階段最小二乘法(2SLS)的估計結果相類似。故本文參考鄭曉冬與方向明[18]的做法，采用兩階段最小二乘法估計模糊斷點回歸：

(3)

(4)

(三)RD-DID設計

在政策影響存在異質性的情況下，基于模糊RD估計得到的是局部平均處理效應(Local Average Treatment Effect，LATE)，無法消除參保組老年人的主觀效用在領取養老金前后所受到的短期波動趨勢的影響。為確保政策效應評價的穩健性，本文將未參保組老年人主觀效用在斷點前后的變化作為短期趨勢的估計，并利用RD-DID模型估計“新農保”對該政策目標人群主觀效用的平均處理效應(Average Treatment Effect，ATE)。具體模型如下：

(5)

其中，交互項為本部分的核心解釋變量，其系數φ3衡量了“新農保”養老金對被解釋變量的政策效應。其余變量的含義與上文相同。類似地，本文采用兩階段最小二乘法估計RD-DID回歸。

三、數據來源與指標描述

本文所使用的微觀樣本來自于中國健康與養老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)中2011—2015年三輪追蹤調查數據。該調查問卷由北京大學國家發展研究院主導，涉及到受訪者的基本信息、健康狀況以及工作、消費與養老金等詳細內容，受訪樣本涵蓋全國28個省(市、自治區)150個縣450個村莊的中老年群體，并于2013年首次對2011年的部分調查樣本進行追訪調查，于2015年完成第三輪追蹤調查。該調查問卷的代表性強、內容詳細、樣本覆蓋范圍廣以及數據可追溯性等特點均為本研究提供有力支撐。

本文的被解釋變量為生活滿意度。生活滿意度用來衡量農村老年人的主觀效用，該指標為分類變量，具體選項包括“一點也不滿意”“不太滿意”“滿意”“比較滿意”“非常滿意”，按照順序分別賦值1—5，分值越高則表明受訪者越滿意當前的生活狀況。

本文的核心解釋變量包括是否參加“新農保”項目和是否領取“新農保”，兩變量均為虛擬變量，且分別將“已參保”和“已領取”賦值為1，否則賦值為0。為控制內生性，使用是否達到養老金領取年齡作為是否領取“新農保”的工具變量，并將年滿60歲的老年人賦值為1，否則賦值為0。該變量滿足工具變量的條件要求：是否達到政策規定的養老金領取年齡與養老金領取概率高度正相關，且養老金領取年齡由政府制定，與老年人的主觀效用無關。

本文選取的中介變量包括勞動供給強度和家庭人均消費水平。其中，勞動供給強度用受訪者過去1年的工作總月數度量，通過計算受訪者過去1年分別在自家農業生產、受雇、非農自雇以及為家庭無償經營四類勞動過程中的工作時長，加總后換算為工作總月數。家庭人均消費水平用受訪者家庭在過去1個月的人均消費水平度量，通過計算受訪者家庭過去1個月在食品、通訊和文化娛樂三項消費的總支出除以家庭成員人數得到。

本文選取的控制變量包括老年人的個體特征和家戶特征變量。個體特征變量為性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、是否患慢性病和日常活動能力；家戶特征變量為子女代際轉移、是否照看孫子女、未成年子女數和土地分配情況。

為獲得經驗分析所需數據，首先，本文依據家庭代碼將2011—2015年每期調查的個人信息與家庭信息進行匹配，獲得三期含個體全部信息的橫截面數據集。其次，針對每一期橫截面數據刪除非農戶籍，以及參與“新農保”同時又享有其他類型養老保險的個體。最后，將三期橫截面數據合并為非平衡面板數據集，該數據集包括10 130個追蹤樣本。表1列示了按照參保狀態分組樣本的主要特征指標及其差異的描述性統計結果。由表1可知，參保組與未參保組的被解釋變量存在顯著差異。其中，參保組生活滿意度比未參保組平均高0.114，參保組勞動供給強度每年約比未參保組少0.252個月，參保組每月家戶人均消費比未參保組多27.783元，其差值均在1%的水平上顯著。上述分析表明，農民通過對“新農保”養老金形成收入預期，并作出減少勞動供給時間和增加消費的個人最優決策正向影響其主觀福利。

從控制變量的分組比較結果來看，相較于未參保組，參保組個體的平均年齡較高且受教育程度偏低，說明這一群體更容易對“新農保”政策提供的穩定養老金收入形成需求和依賴。從受訪者的家戶特征來看，參保家庭得到集體分配土地的概率和照看孫子女的概率都明顯高于未參保組，且參保組未成年子女的個數也要明顯少于未參保組，這表明參保組家庭的物質生活水平和家庭成員之間互助關系更好，更容易達到“新農保”政策要求的門檻條件，故其參保的可能性更高。上述異質性特征也意味著，需要采用嚴格的因果分析工具來識別“新農保”政策對農村老年人主觀效用的凈影響。

表1 參保組與未參保組樣本的特征指標及其差異的描述性統計結果

注：①樣本限制為農村戶籍人口，且剔除同時參與其他類型養老保險的受訪個體。②受教育程度從未受過教育到博士畢業分為11個等級，按順序分別用1—11的數字表示。③婚姻狀況分為有無配偶，有配偶=1，否則=0。④是否患慢性病定義為，患慢性病=1，否則=0。⑤日常活動能力由受訪者無困難完成CHARLS規定的20項日常活動的數目加總得到，數值越高表明日常活動能力越強。⑥子女代際轉移分為有無子女向受訪者進行轉移支付，有轉移支付=1，否則=0。⑦是否照看孫子女定義為，照看=1，否則=0；⑧土地分配情況用來表示政府或集體是否分配土地給受訪者，已分配=1，否則=0。 ⑨*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平。下同。

四、經驗分析與檢驗

首先，本文基于參保組樣本，采用模糊RD方法對領取“新農保”養老金與老年人主觀效用之間的因果關系進行識別，得到局部平均處理效應。其次，為消除參保組樣本在領取養老金前后的時間趨勢影響，進一步基于參保組和未參保組的混合樣本，使用RD-DID模型測算兩者之間全局平均處理效應。并將兩種評估方法進行對比驗證，以保證結果的穩健性。

(一)模糊 RD模型估計結果

使用斷點回歸的前提條件之一是，核心解釋變量與被解釋變量在斷點前后發生跳躍。為驗證這一事實，本文基于年齡帶寬為10(即年齡區間為50—70歲)的樣本數據，繪制了斷點前后農村老年人領取“新農保”養老金概率變化和生活滿意度變化的二次函數擬合圖，如圖1和圖2所示。

圖1 斷點前后受訪者領取“新農保”養老金概率 圖2 斷點前后受訪者的生活滿意度變化

圖1顯示，達到政策規定領取年齡的農村老年人領取養老金的概率明顯增大，但并非是從0直接跳躍到1，說明采用模糊斷點設計更為合理。類似地，圖2也顯示在領取養老金前后老年人的生活滿意度出現跳躍式增加，這意味著領取“新農保”養老金與主觀效用之間可能存在因果聯系。為正規檢驗這一關系，基于參保組樣本的斷點回歸模型的參數估計結果如表2所示。

表2 “新農保”養老金影響農村老年人生活滿意度的模糊RD模型估計結果

注：①模型估計使用參保組樣本。②時間效應虛擬變量以2011年作為基準組。③為節省篇幅，表中沒有報告控制變量的估計結果，后面采取相同的處理方式。④括號內為穩健標準誤。下同。

表2報告了三種不同帶寬下模糊RD模型估計結果。對于每一帶寬，核心解釋變量的估計系數具有相同符號并全部顯著，表明回歸結果是穩健的。為節省篇幅，本文僅對H=10的估計系數進行解釋(下同)。對于第一階段回歸，達到“新農保”養老金領取規定年齡(年滿60周歲)的老年人領取養老金的概率顯著提高了0.464。時間效應的估計系數顯示，2013年和2015年養老金領取的概率分別比2011年提高了0.227和0.379，這主要與地方政府執行力、公務員素質以及對“新農保”政策的認知度等因素的逐年提升有關。隨著試點的推廣，“新農保”養老金的管理層次逐漸提高，部門之間的協調性也在逐漸增強，監督機制不斷完善，并且農民對“新農保”惠民政策逐漸形成正確的理解和認識，導致農民的參保率和領取養老金的概率不斷增加。此外，F統計量值大于弱工具變量檢驗的臨界值，保證了工具變量回歸的有效性。第二階段的回歸結果顯示，農村老年人的生活滿意度因領取“新農保”養老金而至少提升了5個百分點。(1)將邊際效應換算為百分比的公式為：(β1/Mc)×100%，其中，β1為是否領取養老金變量的估計系數，Mc為未參保組的生活滿意度變量的均值。在后面的分析中，均按這一方式進行換算，不再重復說明。對于幾乎沒有任何勞動收入的農村老年人而言，每月90元(2)CHARLS數據集中“新農保”養老金收入的平均值。的基礎養老金補貼是一筆可觀收入。這筆收入使老年人在物質層面上得到可靠保障，提高老年人的消費水平、生活質量以及健康水平，而在精神層面也增加了老年人的安全感和獲得感，降低了老年人對子女的依賴程度，提高其在家庭中的地位并減輕子女的負擔，使兩代人相處更為融洽，從而提升老年人的主觀效用水平。

(二)RD-DID模型估計結果

為獲得全局平均處理效應，本文進一步基于參保組和未參保組的混合樣本，使用RD-DID模型評價“新農保”政策對目標群體的影響。為保證回歸結果的穩健性，采用不同的帶寬對方程(5)進行估計，回歸結果如表3所示。

表3的第2—4列報告了“新農保”養老金對農村老年人生活滿意度的影響。在不同帶寬情況下，交互項的系數均顯著為正，這表明參保老年人在斷點前后生活滿意度的提升幅度要明顯大于未參保老年人。時間效應的回歸系數顯示，2013年和2015年的老年人生活滿意度比基期分別提高了1.6和10.4個百分點。盡管RD-DID模型回歸與模糊RD模型回歸的估計系數值略有差異，但在符號和顯著性方面均保持一致，充分驗證了本文結論的穩健性。

在表3的第5—7列和第8—10列分別報告了“新農保”養老金對農村老年人勞動供給強度和家庭人均消費水平的影響。交互項的回歸系數顯示，參加并領取“新農保”養老金顯著降低農村老年人0.154個月的工作時間，并增加老年人所在家戶的月人均消費10.5個百分點。上述結果與本文的理論分析相一致。一方面，“新農保”養老金替代了老年人的部分勞動收入，使其在一定程度上減少為保障未來生活而不得不進行的繁重勞動，緩解老人的勞動負擔，增加其閑暇時間；另一方面，“新農保”養老金從總量上增加了老年人的可支配收入，并且調高老年人對未來收入的預期、降低儲蓄需求動機，使其有能力在當期消費更多。但需要注意的是，當年齡帶寬H=5時，“新農保”養老金對老年人消費的促進作用不顯著。產生該結果的一個解釋是，當帶寬過小時回歸結果易受極端值影響而表現不穩定；另一解釋是“新農保”政策對老年人消費的影響作用有限，因而在特定的樣本中無法表現出統計顯著性。我們需要謹慎使用消費方程中的結論。時間效應表明，2013年和2015年農村老人的勞動供給強度分別比基期降低了0.238和0.495個月，家庭月人均消費水平分別比基期增加了31.3%和60.1%。在“新農保”政策實施初期，雖然實現了“廣覆蓋”“保基本”的目標，但保障水平仍然很低。然而，隨著我國整體經濟發展水平的快速提高和對“三農”問題重視程度的加強，政府不斷加大對一系列惠農政策(包括增加養老金補貼金額)的支持力度，有效改善了農村的生產和生活環境，降低了農村老年人的勞動供給強度并提升其消費水平。

表3 “新農保”養老金影響農村老年人福利的RD-DID模型估計結果

注：①模型估計使用參保組和未參保組的混合樣本。②年齡虛擬變量由是否達到政策規定的“新農保”養老金領取年齡定義，即年滿60歲的老年人樣本賦值為1，否則賦值為0。

(三)有效性檢驗

1. 模糊RD設計的有效性檢驗

模糊RD設計的有效性要求驅動變量在斷點處是連續的，保證不被或至少不完全被經濟個體所操縱。實踐中，可視為驅動變量在斷點處具有隨機分配的特征。

圖3 驅動變量的概率密度圖

根據圖3描述的驅動變量(即標準化年齡)的概率密度圖可以發現，驅動變量在斷點處未發生明顯跳躍。為提供更充分的證據，借鑒McCrary[23]的方法對驅動變量密度函數在斷點處是否連續進行檢驗。計算得到檢驗統計量對應的P值為0.377，故不能拒絕密度函數在斷點處連續的原假設。

除要求驅動變量在斷點處連續外，模糊RD設計還要求控制變量在斷點附近具有連續性，表4報告了是否領取“新農保”養老金對控制變量的影響。回歸結果顯示，性別、受教育程度和婚姻狀況等控制變量均未因領取“新農保”養老金而發生明顯變化，即控制變量在斷點前后連續。驅動變量和控制變量均在斷點處連續，保證了模糊RD估計結果的有效性。

表4 控制變量在斷點處的連續性檢驗(H=10)

注：模型估計使用參保組樣本。

2.RD-DID設計的安慰劑檢驗

RD-DID設計的有效性依賴于參保組和未參保組具有相同的年齡趨勢。但由于我們無法觀測到農村老年人在實施政策和不實施政策兩種狀態下的表現，因而無法直接驗證DID識別策略所依賴的平行趨勢假定是否成立。然而，Duflo[24]認為，可通過識別假定的推論來進行間接檢驗，即安慰劑檢驗。具體檢驗步驟如下：選取年齡在40—59歲的調查樣本，按照年齡是否大于等于50歲定義年齡虛擬變量，重新對方程(5)進行估計。由于所有調查樣本都沒有資格領取養老金，意味著估計得到的交互項系數不顯著。表5中的檢驗結果顯示，交互項對生活滿意度、勞動供給強度和家庭人均消費水平的影響均不顯著，從而在很大程度上支持DID識別策略的平行趨勢假設成立。

表5 RD-DID設計有效性的安慰劑檢驗結果

注：模型估計使用參保組和未參保組的混合樣本。

五、影響機制分析

明晰和檢驗“新農保”養老金影響農村老年人主觀效用的傳導機制，更有利于完善針對我國農村弱勢老年群體的社會養老保障制度設計。本文采用中介效應方法實現上述分析，并基于個體效用函數的理論設定，選擇勞動供給強度和家庭人均消費水平作為中介變量。中介效應模型由下面三個回歸方程共同構成：

(6)

(7)

(8)

其中，Zit為生活滿意度；Mit為中介變量，包括勞動供給強度和家庭人均消費水平。實際上，方程(5)中的結果變量Yit是變量Zit和Mit的組合。

溫忠麟和葉寶娟[25]給出了基于逐步法的中介效應檢驗步驟和識別條件：第一步是檢驗“新農保”養老金對生活滿意度的影響系數φ3的統計顯著性；第二步考察“新農保”養老金對中介變量的影響系數α3的統計顯著性；第三步是將中介變量作為控制變量，重新評估“新農保”養老金對生活滿意度的影響效應。若參數φ3和α3均統計顯著，且η4也是統計顯著的，則表明存在中介效應。更具體地，若η3統計顯著且有|η3|<|φ3|，則稱存在部分中介效應；若η3統計不顯著，則稱存在完全中介效應。基于年齡帶寬H=10的中介效應模型估計結果如表6所示。

表6 “新農保”養老金影響農村老年人主觀效用的中介效應分析(H=10)

注：模型估計使用參保組和未參保組混合樣本。

表6中第2—4列的估計結果與表3中年齡帶寬H=10的結果相同，這里不再對其討論。將勞動供給強度作為中介變量的回歸方程估計在第5列給出，中介變量表現出顯著的正向影響，而交互項的系數不再具有統計顯著性，這表明勞動供給強度在傳導機制中發揮完全中介作用。在日趨緊迫的區域人口老齡化以及缺乏完善的社會養老保障制度的背景下，農村老年人不得不通過過度繁重的勞動獲取收入以緩解生活負擔。而“新農保”養老金的定期收入給予老年人切實穩定的物質保障，使其有條件減輕勞動強度或者選擇退出勞動力市場，增加其閑暇時間和生活信心，促進農村老年人參與更多的社會活動，提升其生活滿意度和主觀福利。將家庭人均消費水平作為中介變量的回歸方程的估計結果在第6列給出，中介變量的回歸系數不具統計顯著性，這意味著消費沒有在養老金影響老年人主觀效用的渠道中發揮中介作用。這一現象的形成原因可能源于以下兩個方面：一方面，隨著居民生活水平提高和物價上漲，農村老年人的消費需求與社會養老的財政供給之間仍存在巨大缺口，每月90元的養老金收入僅僅能夠滿足老年人的部分消費需求；另一方面，因為農村是留守老人最為集中的地方，其最需要的慰藉是來自子女的關懷和陪伴，情感的寄托并不能簡單地通過提高物質消費水平得以解決。因此，消費增加并不能顯著提高農村老年人的主觀福利。

六、結論與政策含義

本文首先基于個體效用函數構建解釋“新農保”政策影響農村老年人主觀效用的理論框架，在此基礎之上，分別用CHARLS微觀調查數據集中的參保組子樣本以及參保組和非參保組混合樣本作為研究對象，采用模糊RD模型和RD-DID模型考察“新農保”政策與農村老年人主觀效用之間的因果關系。結果表明，領取“新農保”養老金能夠顯著提升老年人的生活滿意度，且研究結論對兩種估計方法保持穩健。進一步，基于中介效應方法的影響機制分析結果表明，參加并領取“新農保”養老金能夠有效降低農村老年人的勞動供給強度并增加其家庭人均消費水平。但老年人生活滿意度的提高僅來自于勞動供給強度的降低，而與其消費水平的增加無關。

本文的政策含義在于：首先，目前我國農村社會養老體系構建還處于起步階段，養老更多仍依賴于子女。因此，需要發揮家庭養老方式的重要補充作用，吸引中青年勞動力返回農村，增加對老年人的贍養和陪伴，從而提高老年人的福利水平。其次，鑒于我國人口快速老齡化和勞動力紅利喪失的事實，需積極完善“新農保”在養老金細分類型及退休年齡規定等方面的制度設計，在考慮提升老年人福利的同時，還需要增加對有勞動能力老年人的工作激勵。最后，各地方政府應按當地實際情況適時調整基礎養老金補貼力度，增加農民的養老金收入預期并促進其消費，從而通過消費渠道提升其主觀福利。同時鼓勵農村居民提高個人賬戶的繳費檔次，保證“新農保”政策的可持續性。