“新农保”对老年人主观福利的影响机制研究

陈 飞，刘建颖，刘宣宣

(东北财经大学 经济学院/经济计量与预测研究中心，辽宁 大连 116025)

一、问题的提出

人口老龄化是发展中国家确保其日益增长的老年人口福祉的最大挑战之一。自进入21世纪以来，随着我国城镇化进程的加快以及人口预期寿命的上升，农村老年人口比重开始日趋增大，2010年第六次全国人口普查数据显示，农村60岁及以上人口占总人口比重的14.98%，比城镇老年人口比重高出3.29%。此外，由于农村出生率下降、家庭规模缩小以及大范围的劳动力城乡迁移，传统的家庭养老系统已逐渐崩溃。为解决农村养老问题，国务院于2009年出台新型农村社会养老保险(简称“新农保”)并开始试点，作为农村居民社会养老保障的重要手段。截至2012年底，“新农保”参保人数超过4.6亿人，目前已基本实现对农村适龄居民的全覆盖。如何有效评价“新农保”政策的实施绩效呢？檀学文[1]认为，随着人民生活水平提高以及社会主要矛盾转变，不仅要关注政策实施的经济效果，同时更需要关注政策带给人们的主观感受。鉴于此，本文主要探究“新农保”政策对农村老年人主观福利的影响传导机制，这对完善针对发展中国家弱势群体的社会养老保障制度设计具有重要的现实借鉴意义。

国外大多数研究均认为，养老金制度对老年人主观福利具有正效应。Ichiro等[2]利用2013年JAGES截面数据，分析了高养老金收入、中等养老金收入、低养老金收入和无养老金收入对日本老年人幸福感指数的影响，发现养老金收入与日本老年人幸福感指数呈高度正相关。类似地，Bando等[3]发现，秘鲁非缴费型养老金制度降低了老年人抑郁症指数，同Galiani等[4]对墨西哥非缴费型养老金制度的研究结论相一致，即养老金制度提高了老年人的幸福感。Lloyd-Sherlock等[5]基于对南非和巴西2 000个家户的两轮追踪调查数据发现，两国的养老金制度分别对该国老年人的生活满意度具有显著正向影响，但无法确定其影响程度。Calvo[6]与Grogan和Summerfield[7]分别对智利和俄罗斯养老金制度的主观福利效应进行研究并得到了类似结论。

国内关于“新农保”政策绩效评价的研究主要集中在消费、劳动供给、收入与家庭储蓄等经济福利层面。首先，关于“新农保”政策如何影响农村老年人消费的研究最受国内学者青睐，如黄宏伟和胡浩钰[8]基于中国健康与养老追踪调查(CHARLS)的两期面板数据，采用双重差分识别策略发现“新农保”政策对农村家户食品、日用品及水电气三类消费具有显著促进作用。张芳芳等[9]、岳爱等[10]与刘远风[11]的研究也得出类似的结论。然而，解垩[12]与张川川等[13]认为，“新农保”政策虽提高了农村老年人的家户消费，但不具有统计显著性。这一相左结论可能源于“新农保”政策实施后，农村老年人对政策信任程度不高，或“新农保”养老金数额相比家户收入而言并非是一笔可观的收入。其次，关于“新农保”对农村老年人劳动供给影响的研究取得了较为一致的结论，即“新农保”养老金对农村参保老年人的劳动供给有显著负向影响，从而提高了农村老年人的经济福利[14-15]。最后，在“新农保”政策对农村参保老年人的收入与家庭储蓄影响方面，张川川等[13]发现，“新农保”养老金显著提高了农村老年人的收入水平。马光荣和周广肃[16]基于CFPS面板数据发现，“新农保”政策显著降低60岁以上参保老年人的家庭储蓄率，为老年人提供了稳定的经济保障。仅有少数文献关注了“新农保”政策对农村老年人主观福利的影响。如张晔等[17]通过以受访者的健康、主观满意度和经济维度三个细分指标综合衡量养老质量发现，“新农保”政策显著提高了西部地区老年人的养老质量；郑晓冬和方向明[18]发现，“新农保”养老金显著降低了老年人的抑郁程度，并提高了其生活满意度；此外，刘慧君和唐荷娟[19]与周钦等[20]均发现，“新农保”政策对农村参保老年人的心理健康水平有显著正向影响，提高了老年人的主观福利水平。

总之，国内外学者对“新农保”与农村劳动力主观福利关系的因果效应检验相对较少，更缺乏与之相关的理论探讨。因此，本文将在以下三个方面作出贡献：首先，基于消费和闲暇构建个体效用函数，作为政策影响路径分析的理论基础。其次，采用三轮微观调查的非平衡面板数据，以及模糊断点回归、双重差分方法识别“新农保”与农村老年人主观福利的因果关系，拓展了政策绩效评价的研究视角。最后，利用中介效应方法检验各影响渠道的相对重要性。

为实现上述目标，本文的结构安排如下：第二部分是理论框架与研究设计，第三部分是数据来源与指标描述，第四部分是经验分析与检验，第五部分是影响机制分析，最后是结论与政策含义。

二、理论框架与研究设计

(一)理论框架

新古典劳动力供给理论将效用函数概括为，劳动者在个体效用最大化条件下对闲暇和消费所进行的选择。魏翔和吕腾捷[21]基于闲暇经济理论和时间分配理论，进一步考察了闲暇时间与工作时间之间的互补效应。基于上述观点，本文假设个体一生时间L仅包含劳动时间和闲暇时间，Lw为个体劳动时间，则(L-Lw)为个体闲暇时间。借鉴Herns等[22]评价挪威养老金政策效应的研究思路，本文构建如下形式的个体效用函数：

U=U((L-Lw)，C)

(1)

s.t. C=F(Lw，K)+P+V

其中，U为个体效用，它取决于个体闲暇时间(L-Lw)和个体消费C；F(Lw，K)为劳动总收入，K为资本投入，P为养老金收入，V为其他转移性收入。

“新农保”养老金可以通过两种效应来提升农村老年人的福利：一方面，表现为替代效应。在给定预算约束条件下，养老金收入的增加会挤出部分劳动收入，表现为农村老年人的劳动供给强度降低，并将更多时间用于享受闲暇，以此提升其主观效用。另一方面，表现为收入效应。“新农保”养老金增加了农村老年人的可支配收入，通过放松预算约束来提高其消费水平，进而增加农村老年人的主观效用。上述论断为分析“新农保”政策的影响传导路径提供了理论基础，但农村老年人选择哪种决策行为来最大化其效用则依赖于实证检验。

(二)模糊RD设计

本文在经验研究中面临的内生性问题主要来源于两个方面：一方面，在模型中可能存在反向因果关系问题，如生活满意度(被解释变量)更高的老年人选择参加“新农保”(核心解释变量)的可能性更大；另一方面，存在遗漏变量问题，诸如农村老年人养老偏好和对“新农保”政策的信任程度等都是影响被解释变量和核心解释变量的不可观测因素，无法在模型中进行控制。为克服内生性问题导致的估计偏误，本文利用断点回归(Regression Discontinuity，简记为RD)方法识别“新农保”政策对农村老年人主观效用的影响。该方法的核心思想是，经济个体是否受到处理完全取决于某个可观测的连续变量(称为驱动变量)是否超过政策规定的断点。

断点回归方法分为精确断点回归(Sharp Regression Discontinuity)设计和模糊断点回归(Fuzzy Regression Discontinuity)设计两种情况。其中，精确断点回归要求处理变量(是否领取养老金)在断点的左端取值为0，在断点的右端取值为1；而模糊断点回归只要求处理变量在断点两端取1的概率不同。尽管国务院发布的《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》规定，年满60周岁的农村老年人可以领取“新农保”养老金，但政策也允许各地区基层执行单位根据当地实际情况制定具体的实施方案。此外，受各社区(或村庄)的公务人员执行力不同等因素的影响，导致领取“新农保”养老金的年龄规定并未严格按照年满60周岁执行。因此，应采用模糊RD设计来探讨“新农保”政策与老年人主观效用的因果联系。具体而言，领取“新农保”养老金概率是驱动变量(年龄)的非连续函数，但领取养老金概率在断点处并非是由0直接变化到1。具体模型形式如下：

(2)

其中，i表示个体，t表示时间；虚拟变量Rnrspit=1为领取“新农保”养老金，Rnrspit=0则为没领取养老金；Ait为未经标准化处理的初始年龄，60岁为政策规定的断点，且年龄达到60岁及以上的老年人领取养老金的概率远大于未满60岁的老年人领取养老金的概率，f1(Ait)>f0(Ait)。

由于工具变量有序概率估计的相关检验较难实施，且其估计系数的符号及边际效应与两阶段最小二乘法(2SLS)的估计结果相类似。故本文参考郑晓冬与方向明[18]的做法，采用两阶段最小二乘法估计模糊断点回归：

(3)

(4)

(三)RD-DID设计

在政策影响存在异质性的情况下，基于模糊RD估计得到的是局部平均处理效应(Local Average Treatment Effect，LATE)，无法消除参保组老年人的主观效用在领取养老金前后所受到的短期波动趋势的影响。为确保政策效应评价的稳健性，本文将未参保组老年人主观效用在断点前后的变化作为短期趋势的估计，并利用RD-DID模型估计“新农保”对该政策目标人群主观效用的平均处理效应(Average Treatment Effect，ATE)。具体模型如下：

(5)

其中，交互项为本部分的核心解释变量，其系数φ3衡量了“新农保”养老金对被解释变量的政策效应。其余变量的含义与上文相同。类似地，本文采用两阶段最小二乘法估计RD-DID回归。

三、数据来源与指标描述

本文所使用的微观样本来自于中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)中2011—2015年三轮追踪调查数据。该调查问卷由北京大学国家发展研究院主导，涉及到受访者的基本信息、健康状况以及工作、消费与养老金等详细内容，受访样本涵盖全国28个省(市、自治区)150个县450个村庄的中老年群体，并于2013年首次对2011年的部分调查样本进行追访调查，于2015年完成第三轮追踪调查。该调查问卷的代表性强、内容详细、样本覆盖范围广以及数据可追溯性等特点均为本研究提供有力支撑。

本文的被解释变量为生活满意度。生活满意度用来衡量农村老年人的主观效用，该指标为分类变量，具体选项包括“一点也不满意”“不太满意”“满意”“比较满意”“非常满意”，按照顺序分别赋值1—5，分值越高则表明受访者越满意当前的生活状况。

本文的核心解释变量包括是否参加“新农保”项目和是否领取“新农保”，两变量均为虚拟变量，且分别将“已参保”和“已领取”赋值为1，否则赋值为0。为控制内生性，使用是否达到养老金领取年龄作为是否领取“新农保”的工具变量，并将年满60岁的老年人赋值为1，否则赋值为0。该变量满足工具变量的条件要求：是否达到政策规定的养老金领取年龄与养老金领取概率高度正相关，且养老金领取年龄由政府制定，与老年人的主观效用无关。

本文选取的中介变量包括劳动供给强度和家庭人均消费水平。其中，劳动供给强度用受访者过去1年的工作总月数度量，通过计算受访者过去1年分别在自家农业生产、受雇、非农自雇以及为家庭无偿经营四类劳动过程中的工作时长，加总后换算为工作总月数。家庭人均消费水平用受访者家庭在过去1个月的人均消费水平度量，通过计算受访者家庭过去1个月在食品、通讯和文化娱乐三项消费的总支出除以家庭成员人数得到。

本文选取的控制变量包括老年人的个体特征和家户特征变量。个体特征变量为性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、是否患慢性病和日常活动能力；家户特征变量为子女代际转移、是否照看孙子女、未成年子女数和土地分配情况。

为获得经验分析所需数据，首先，本文依据家庭代码将2011—2015年每期调查的个人信息与家庭信息进行匹配，获得三期含个体全部信息的横截面数据集。其次，针对每一期横截面数据删除非农户籍，以及参与“新农保”同时又享有其他类型养老保险的个体。最后，将三期横截面数据合并为非平衡面板数据集，该数据集包括10 130个追踪样本。表1列示了按照参保状态分组样本的主要特征指标及其差异的描述性统计结果。由表1可知，参保组与未参保组的被解释变量存在显著差异。其中，参保组生活满意度比未参保组平均高0.114，参保组劳动供给强度每年约比未参保组少0.252个月，参保组每月家户人均消费比未参保组多27.783元，其差值均在1%的水平上显著。上述分析表明，农民通过对“新农保”养老金形成收入预期，并作出减少劳动供给时间和增加消费的个人最优决策正向影响其主观福利。

从控制变量的分组比较结果来看，相较于未参保组，参保组个体的平均年龄较高且受教育程度偏低，说明这一群体更容易对“新农保”政策提供的稳定养老金收入形成需求和依赖。从受访者的家户特征来看，参保家庭得到集体分配土地的概率和照看孙子女的概率都明显高于未参保组，且参保组未成年子女的个数也要明显少于未参保组，这表明参保组家庭的物质生活水平和家庭成员之间互助关系更好，更容易达到“新农保”政策要求的门槛条件，故其参保的可能性更高。上述异质性特征也意味着，需要采用严格的因果分析工具来识别“新农保”政策对农村老年人主观效用的净影响。

表1 参保组与未参保组样本的特征指标及其差异的描述性统计结果

注：①样本限制为农村户籍人口，且剔除同时参与其他类型养老保险的受访个体。②受教育程度从未受过教育到博士毕业分为11个等级，按顺序分别用1—11的数字表示。③婚姻状况分为有无配偶，有配偶=1，否则=0。④是否患慢性病定义为，患慢性病=1，否则=0。⑤日常活动能力由受访者无困难完成CHARLS规定的20项日常活动的数目加总得到，数值越高表明日常活动能力越强。⑥子女代际转移分为有无子女向受访者进行转移支付，有转移支付=1，否则=0。⑦是否照看孙子女定义为，照看=1，否则=0；⑧土地分配情况用来表示政府或集体是否分配土地给受访者，已分配=1，否则=0。 ⑨*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平。下同。

四、经验分析与检验

首先，本文基于参保组样本，采用模糊RD方法对领取“新农保”养老金与老年人主观效用之间的因果关系进行识别，得到局部平均处理效应。其次，为消除参保组样本在领取养老金前后的时间趋势影响，进一步基于参保组和未参保组的混合样本，使用RD-DID模型测算两者之间全局平均处理效应。并将两种评估方法进行对比验证，以保证结果的稳健性。

(一)模糊 RD模型估计结果

使用断点回归的前提条件之一是，核心解释变量与被解释变量在断点前后发生跳跃。为验证这一事实，本文基于年龄带宽为10(即年龄区间为50—70岁)的样本数据，绘制了断点前后农村老年人领取“新农保”养老金概率变化和生活满意度变化的二次函数拟合图，如图1和图2所示。

图1 断点前后受访者领取“新农保”养老金概率 图2 断点前后受访者的生活满意度变化

图1显示，达到政策规定领取年龄的农村老年人领取养老金的概率明显增大，但并非是从0直接跳跃到1，说明采用模糊断点设计更为合理。类似地，图2也显示在领取养老金前后老年人的生活满意度出现跳跃式增加，这意味着领取“新农保”养老金与主观效用之间可能存在因果联系。为正规检验这一关系，基于参保组样本的断点回归模型的参数估计结果如表2所示。

表2 “新农保”养老金影响农村老年人生活满意度的模糊RD模型估计结果

注：①模型估计使用参保组样本。②时间效应虚拟变量以2011年作为基准组。③为节省篇幅，表中没有报告控制变量的估计结果，后面采取相同的处理方式。④括号内为稳健标准误。下同。

表2报告了三种不同带宽下模糊RD模型估计结果。对于每一带宽，核心解释变量的估计系数具有相同符号并全部显著，表明回归结果是稳健的。为节省篇幅，本文仅对H=10的估计系数进行解释(下同)。对于第一阶段回归，达到“新农保”养老金领取规定年龄(年满60周岁)的老年人领取养老金的概率显著提高了0.464。时间效应的估计系数显示，2013年和2015年养老金领取的概率分别比2011年提高了0.227和0.379，这主要与地方政府执行力、公务员素质以及对“新农保”政策的认知度等因素的逐年提升有关。随着试点的推广，“新农保”养老金的管理层次逐渐提高，部门之间的协调性也在逐渐增强，监督机制不断完善，并且农民对“新农保”惠民政策逐渐形成正确的理解和认识，导致农民的参保率和领取养老金的概率不断增加。此外，F统计量值大于弱工具变量检验的临界值，保证了工具变量回归的有效性。第二阶段的回归结果显示，农村老年人的生活满意度因领取“新农保”养老金而至少提升了5个百分点。(1)将边际效应换算为百分比的公式为：(β1/Mc)×100%，其中，β1为是否领取养老金变量的估计系数，Mc为未参保组的生活满意度变量的均值。在后面的分析中，均按这一方式进行换算，不再重复说明。对于几乎没有任何劳动收入的农村老年人而言，每月90元(2)CHARLS数据集中“新农保”养老金收入的平均值。的基础养老金补贴是一笔可观收入。这笔收入使老年人在物质层面上得到可靠保障，提高老年人的消费水平、生活质量以及健康水平，而在精神层面也增加了老年人的安全感和获得感，降低了老年人对子女的依赖程度，提高其在家庭中的地位并减轻子女的负担，使两代人相处更为融洽，从而提升老年人的主观效用水平。

(二)RD-DID模型估计结果

为获得全局平均处理效应，本文进一步基于参保组和未参保组的混合样本，使用RD-DID模型评价“新农保”政策对目标群体的影响。为保证回归结果的稳健性，采用不同的带宽对方程(5)进行估计，回归结果如表3所示。

表3的第2—4列报告了“新农保”养老金对农村老年人生活满意度的影响。在不同带宽情况下，交互项的系数均显著为正，这表明参保老年人在断点前后生活满意度的提升幅度要明显大于未参保老年人。时间效应的回归系数显示，2013年和2015年的老年人生活满意度比基期分别提高了1.6和10.4个百分点。尽管RD-DID模型回归与模糊RD模型回归的估计系数值略有差异，但在符号和显著性方面均保持一致，充分验证了本文结论的稳健性。

在表3的第5—7列和第8—10列分别报告了“新农保”养老金对农村老年人劳动供给强度和家庭人均消费水平的影响。交互项的回归系数显示，参加并领取“新农保”养老金显著降低农村老年人0.154个月的工作时间，并增加老年人所在家户的月人均消费10.5个百分点。上述结果与本文的理论分析相一致。一方面，“新农保”养老金替代了老年人的部分劳动收入，使其在一定程度上减少为保障未来生活而不得不进行的繁重劳动，缓解老人的劳动负担，增加其闲暇时间；另一方面，“新农保”养老金从总量上增加了老年人的可支配收入，并且调高老年人对未来收入的预期、降低储蓄需求动机，使其有能力在当期消费更多。但需要注意的是，当年龄带宽H=5时，“新农保”养老金对老年人消费的促进作用不显著。产生该结果的一个解释是，当带宽过小时回归结果易受极端值影响而表现不稳定；另一解释是“新农保”政策对老年人消费的影响作用有限，因而在特定的样本中无法表现出统计显著性。我们需要谨慎使用消费方程中的结论。时间效应表明，2013年和2015年农村老人的劳动供给强度分别比基期降低了0.238和0.495个月，家庭月人均消费水平分别比基期增加了31.3%和60.1%。在“新农保”政策实施初期，虽然实现了“广覆盖”“保基本”的目标，但保障水平仍然很低。然而，随着我国整体经济发展水平的快速提高和对“三农”问题重视程度的加强，政府不断加大对一系列惠农政策(包括增加养老金补贴金额)的支持力度，有效改善了农村的生产和生活环境，降低了农村老年人的劳动供给强度并提升其消费水平。

表3 “新农保”养老金影响农村老年人福利的RD-DID模型估计结果

注：①模型估计使用参保组和未参保组的混合样本。②年龄虚拟变量由是否达到政策规定的“新农保”养老金领取年龄定义，即年满60岁的老年人样本赋值为1，否则赋值为0。

(三)有效性检验

1. 模糊RD设计的有效性检验

模糊RD设计的有效性要求驱动变量在断点处是连续的，保证不被或至少不完全被经济个体所操纵。实践中，可视为驱动变量在断点处具有随机分配的特征。

图3 驱动变量的概率密度图

根据图3描述的驱动变量(即标准化年龄)的概率密度图可以发现，驱动变量在断点处未发生明显跳跃。为提供更充分的证据，借鉴McCrary[23]的方法对驱动变量密度函数在断点处是否连续进行检验。计算得到检验统计量对应的P值为0.377，故不能拒绝密度函数在断点处连续的原假设。

除要求驱动变量在断点处连续外，模糊RD设计还要求控制变量在断点附近具有连续性，表4报告了是否领取“新农保”养老金对控制变量的影响。回归结果显示，性别、受教育程度和婚姻状况等控制变量均未因领取“新农保”养老金而发生明显变化，即控制变量在断点前后连续。驱动变量和控制变量均在断点处连续，保证了模糊RD估计结果的有效性。

表4 控制变量在断点处的连续性检验(H=10)

注：模型估计使用参保组样本。

2.RD-DID设计的安慰剂检验

RD-DID设计的有效性依赖于参保组和未参保组具有相同的年龄趋势。但由于我们无法观测到农村老年人在实施政策和不实施政策两种状态下的表现，因而无法直接验证DID识别策略所依赖的平行趋势假定是否成立。然而，Duflo[24]认为，可通过识别假定的推论来进行间接检验，即安慰剂检验。具体检验步骤如下：选取年龄在40—59岁的调查样本，按照年龄是否大于等于50岁定义年龄虚拟变量，重新对方程(5)进行估计。由于所有调查样本都没有资格领取养老金，意味着估计得到的交互项系数不显著。表5中的检验结果显示，交互项对生活满意度、劳动供给强度和家庭人均消费水平的影响均不显著，从而在很大程度上支持DID识别策略的平行趋势假设成立。

表5 RD-DID设计有效性的安慰剂检验结果

注：模型估计使用参保组和未参保组的混合样本。

五、影响机制分析

明晰和检验“新农保”养老金影响农村老年人主观效用的传导机制，更有利于完善针对我国农村弱势老年群体的社会养老保障制度设计。本文采用中介效应方法实现上述分析，并基于个体效用函数的理论设定，选择劳动供给强度和家庭人均消费水平作为中介变量。中介效应模型由下面三个回归方程共同构成：

(6)

(7)

(8)

其中，Zit为生活满意度；Mit为中介变量，包括劳动供给强度和家庭人均消费水平。实际上，方程(5)中的结果变量Yit是变量Zit和Mit的组合。

温忠麟和叶宝娟[25]给出了基于逐步法的中介效应检验步骤和识别条件：第一步是检验“新农保”养老金对生活满意度的影响系数φ3的统计显著性；第二步考察“新农保”养老金对中介变量的影响系数α3的统计显著性；第三步是将中介变量作为控制变量，重新评估“新农保”养老金对生活满意度的影响效应。若参数φ3和α3均统计显著，且η4也是统计显著的，则表明存在中介效应。更具体地，若η3统计显著且有|η3|<|φ3|，则称存在部分中介效应；若η3统计不显著，则称存在完全中介效应。基于年龄带宽H=10的中介效应模型估计结果如表6所示。

表6 “新农保”养老金影响农村老年人主观效用的中介效应分析(H=10)

注：模型估计使用参保组和未参保组混合样本。

表6中第2—4列的估计结果与表3中年龄带宽H=10的结果相同，这里不再对其讨论。将劳动供给强度作为中介变量的回归方程估计在第5列给出，中介变量表现出显著的正向影响，而交互项的系数不再具有统计显著性，这表明劳动供给强度在传导机制中发挥完全中介作用。在日趋紧迫的区域人口老龄化以及缺乏完善的社会养老保障制度的背景下，农村老年人不得不通过过度繁重的劳动获取收入以缓解生活负担。而“新农保”养老金的定期收入给予老年人切实稳定的物质保障，使其有条件减轻劳动强度或者选择退出劳动力市场，增加其闲暇时间和生活信心，促进农村老年人参与更多的社会活动，提升其生活满意度和主观福利。将家庭人均消费水平作为中介变量的回归方程的估计结果在第6列给出，中介变量的回归系数不具统计显著性，这意味着消费没有在养老金影响老年人主观效用的渠道中发挥中介作用。这一现象的形成原因可能源于以下两个方面：一方面，随着居民生活水平提高和物价上涨，农村老年人的消费需求与社会养老的财政供给之间仍存在巨大缺口，每月90元的养老金收入仅仅能够满足老年人的部分消费需求；另一方面，因为农村是留守老人最为集中的地方，其最需要的慰藉是来自子女的关怀和陪伴，情感的寄托并不能简单地通过提高物质消费水平得以解决。因此，消费增加并不能显著提高农村老年人的主观福利。

六、结论与政策含义

本文首先基于个体效用函数构建解释“新农保”政策影响农村老年人主观效用的理论框架，在此基础之上，分别用CHARLS微观调查数据集中的参保组子样本以及参保组和非参保组混合样本作为研究对象，采用模糊RD模型和RD-DID模型考察“新农保”政策与农村老年人主观效用之间的因果关系。结果表明，领取“新农保”养老金能够显著提升老年人的生活满意度，且研究结论对两种估计方法保持稳健。进一步，基于中介效应方法的影响机制分析结果表明，参加并领取“新农保”养老金能够有效降低农村老年人的劳动供给强度并增加其家庭人均消费水平。但老年人生活满意度的提高仅来自于劳动供给强度的降低，而与其消费水平的增加无关。

本文的政策含义在于：首先，目前我国农村社会养老体系构建还处于起步阶段，养老更多仍依赖于子女。因此，需要发挥家庭养老方式的重要补充作用，吸引中青年劳动力返回农村，增加对老年人的赡养和陪伴，从而提高老年人的福利水平。其次，鉴于我国人口快速老龄化和劳动力红利丧失的事实，需积极完善“新农保”在养老金细分类型及退休年龄规定等方面的制度设计，在考虑提升老年人福利的同时，还需要增加对有劳动能力老年人的工作激励。最后，各地方政府应按当地实际情况适时调整基础养老金补贴力度，增加农民的养老金收入预期并促进其消费，从而通过消费渠道提升其主观福利。同时鼓励农村居民提高个人账户的缴费档次，保证“新农保”政策的可持续性。