“新農(nóng)?！睂夏耆酥饔^福利的影響機制研究

陳 飛，劉建穎，劉宣宣

(東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院/經(jīng)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(fā)展中國家確保其日益增長的老年人口福祉的最大挑戰(zhàn)之一。自進入21世紀以來，隨著我國城鎮(zhèn)化進程的加快以及人口預期壽命的上升，農(nóng)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(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村60歲及以上人口占總?cè)丝诒戎氐?4.98%，比城鎮(zhèn)老年人口比重高出3.29%。此外，由于農(nóng)村出生率下降、家庭規(guī)?？s小以及大范圍的勞動力城鄉(xiāng)遷移，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老系統(tǒng)已逐漸崩潰。為解決農(nóng)村養(yǎng)老問題，國務(wù)院于2009年出臺新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(簡稱“新農(nóng)?！?并開始試點，作為農(nóng)村居民社會養(yǎng)老保障的重要手段。截至2012年底，“新農(nóng)?！眳⒈Ｈ藬?shù)超過4.6億人，目前已基本實現(xiàn)對農(nóng)村適齡居民的全覆蓋。如何有效評價“新農(nóng)?！闭叩膶嵤┛冃兀刻磳W文[1]認為，隨著人民生活水平提高以及社會主要矛盾轉(zhuǎn)變，不僅要關(guān)注政策實施的經(jīng)濟效果，同時更需要關(guān)注政策帶給人們的主觀感受。鑒于此，本文主要探究“新農(nóng)?！闭邔r(nóng)村老年人主觀福利的影響傳導機制，這對完善針對發(fā)展中國家弱勢群體的社會養(yǎng)老保障制度設(shè)計具有重要的現(xiàn)實借鑒意義。

國外大多數(shù)研究均認為，養(yǎng)老金制度對老年人主觀福利具有正效應(yīng)。Ichiro等[2]利用2013年JAGES截面數(shù)據(jù)，分析了高養(yǎng)老金收入、中等養(yǎng)老金收入、低養(yǎng)老金收入和無養(yǎng)老金收入對日本老年人幸福感指數(shù)的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金收入與日本老年人幸福感指數(shù)呈高度正相關(guān)。類似地，Bando等[3]發(fā)現(xiàn)，秘魯非繳費型養(yǎng)老金制度降低了老年人抑郁癥指數(shù)，同Galiani等[4]對墨西哥非繳費型養(yǎng)老金制度的研究結(jié)論相一致，即養(yǎng)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(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，兩國的養(yǎng)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(yǎng)老金制度的主觀福利效應(yīng)進行研究并得到了類似結(jié)論。

國內(nèi)關(guān)于“新農(nóng)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(jīng)濟福利層面。首先，關(guān)于“新農(nóng)保”政策如何影響農(nóng)村老年人消費的研究最受國內(nèi)學者青睞，如黃宏偉和胡浩鈺[8]基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)的兩期面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分識別策略發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)?！闭邔r(nóng)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(jié)論。然而，解堊[12]與張川川等[13]認為，“新農(nóng)?！闭唠m提高了農(nóng)村老年人的家戶消費，但不具有統(tǒng)計顯著性。這一相左結(jié)論可能源于“新農(nóng)?！闭邔嵤┖?，農(nóng)村老年人對政策信任程度不高，或“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金數(shù)額相比家戶收入而言并非是一筆可觀的收入。其次，關(guān)于“新農(nóng)?！睂r(nóng)村老年人勞動供給影響的研究取得了較為一致的結(jié)論，即“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金對農(nóng)村參保老年人的勞動供給有顯著負向影響，從而提高了農(nóng)村老年人的經(jīng)濟福利[14-15]。最后，在“新農(nóng)?！闭邔r(nóng)村參保老年人的收入與家庭儲蓄影響方面，張川川等[13]發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)保”養(yǎng)老金顯著提高了農(nóng)村老年人的收入水平。馬光榮和周廣肅[16]基于CFPS面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)?！闭唢@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(wěn)定的經(jīng)濟保障。僅有少數(shù)文獻關(guān)注了“新農(nóng)保”政策對農(nóng)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(jīng)濟維度三個細分指標綜合衡量養(yǎng)老質(zhì)量發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)?！闭唢@著提高了西部地區(qū)老年人的養(yǎng)老質(zhì)量；鄭曉冬和方向明[18]發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)?！别B(yǎng)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(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)保”政策對農(nóng)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(nèi)外學者對“新農(nóng)?！迸c農(nóng)村勞動力主觀福利關(guān)系的因果效應(yīng)檢驗相對較少，更缺乏與之相關(guān)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(gòu)建個體效用函數(shù)，作為政策影響路徑分析的理論基礎(chǔ)。其次，采用三輪微觀調(diào)查的非平衡面板數(shù)據(jù)，以及模糊斷點回歸、雙重差分方法識別“新農(nóng)?！迸c農(nóng)村老年人主觀福利的因果關(guān)系，拓展了政策績效評價的研究視角。最后，利用中介效應(yīng)方法檢驗各影響渠道的相對重要性。

為實現(xiàn)上述目標，本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是理論框架與研究設(shè)計，第三部分是數(shù)據(jù)來源與指標描述，第四部分是經(jīng)驗分析與檢驗，第五部分是影響機制分析，最后是結(jié)論與政策含義。

二、理論框架與研究設(shè)計

(一)理論框架

新古典勞動力供給理論將效用函數(shù)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(jīng)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(yīng)?；谏鲜鲇^點，本文假設(shè)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(yǎng)老金政策效應(yīng)的研究思路，本文構(gòu)建如下形式的個體效用函數(shù)：

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(yǎng)老金收入，V為其他轉(zhuǎn)移性收入。

“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金可以通過兩種效應(yīng)來提升農(nóng)村老年人的福利：一方面，表現(xiàn)為替代效應(yīng)。在給定預算約束條件下，養(yǎng)老金收入的增加會擠出部分勞動收入，表現(xiàn)為農(nóng)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(xiàn)為收入效應(yīng)?！靶罗r(nóng)保”養(yǎng)老金增加了農(nóng)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(nóng)村老年人的主觀效用。上述論斷為分析“新農(nóng)保”政策的影響傳導路徑提供了理論基礎(chǔ)，但農(nóng)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(shè)計

本文在經(jīng)驗研究中面臨的內(nèi)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(guān)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(nóng)?！?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(nóng)村老年人養(yǎng)老偏好和對“新農(nóng)?！闭叩男湃纬潭鹊榷际怯绊懕唤忉屪兞亢秃诵慕忉屪兞康牟豢捎^測因素，無法在模型中進行控制。為克服內(nèi)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(nóng)?！闭邔r(nóng)村老年人主觀效用的影響。該方法的核心思想是，經(jīng)濟個體是否受到處理完全取決于某個可觀測的連續(xù)變量(稱為驅(qū)動變量)是否超過政策規(guī)定的斷點。

斷點回歸方法分為精確斷點回歸(Sharp Regression Discontinuity)設(shè)計和模糊斷點回歸(Fuzzy Regression Discontinuity)設(shè)計兩種情況。其中，精確斷點回歸要求處理變量(是否領(lǐng)取養(yǎng)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(wù)院發(fā)布的《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導意見》規(guī)定，年滿60周歲的農(nóng)村老年人可以領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金，但政策也允許各地區(qū)基層執(zhí)行單位根據(jù)當?shù)貙嶋H情況制定具體的實施方案。此外，受各社區(qū)(或村莊)的公務(wù)人員執(zhí)行力不同等因素的影響，導致領(lǐng)取“新農(nóng)保”養(yǎng)老金的年齡規(guī)定并未嚴格按照年滿60周歲執(zhí)行。因此，應(yīng)采用模糊RD設(shè)計來探討“新農(nóng)?！闭吲c老年人主觀效用的因果聯(lián)系。具體而言，領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金概率是驅(qū)動變量(年齡)的非連續(xù)函數(shù)，但領(lǐng)取養(yǎng)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(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金，Rnrspit=0則為沒領(lǐng)取養(yǎng)老金；Ait為未經(jīng)標準化處理的初始年齡，60歲為政策規(guī)定的斷點，且年齡達到60歲及以上的老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率遠大于未滿60歲的老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率，f1(Ait)>f0(Ait)。

由于工具變量有序概率估計的相關(guān)檢驗較難實施，且其估計系數(shù)的符號及邊際效應(yīng)與兩階段最小二乘法(2SLS)的估計結(jié)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(shè)計

在政策影響存在異質(zhì)性的情況下，基于模糊RD估計得到的是局部平均處理效應(yīng)(Local Average Treatment Effect，LATE)，無法消除參保組老年人的主觀效用在領(lǐng)取養(yǎng)老金前后所受到的短期波動趨勢的影響。為確保政策效應(yīng)評價的穩(wěn)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(nóng)?！睂υ撜吣繕巳巳褐饔^效用的平均處理效應(yīng)(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(shù)φ3衡量了“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金對被解釋變量的政策效應(yīng)。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(shù)據(jù)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(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)中2011—2015年三輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查問卷由北京大學國家發(fā)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(yǎng)老金等詳細內(nèi)容，受訪樣本涵蓋全國28個省(市、自治區(qū))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(diào)查樣本進行追訪調(diào)查，于2015年完成第三輪追蹤調(diào)查。該調(diào)查問卷的代表性強、內(nèi)容詳細、樣本覆蓋范圍廣以及數(shù)據(jù)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(nóng)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(nóng)?！表椖亢褪欠耦I(lǐng)取“新農(nóng)?！保瑑勺兞烤鶠樘摂M變量，且分別將“已參保”和“已領(lǐng)取”賦值為1，否則賦值為0。為控制內(nèi)生性，使用是否達到養(yǎng)老金領(lǐng)取年齡作為是否領(lǐng)取“新農(nóng)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(guī)定的養(yǎng)老金領(lǐng)取年齡與養(yǎng)老金領(lǐng)取概率高度正相關(guān)，且養(yǎng)老金領(lǐng)取年齡由政府制定，與老年人的主觀效用無關(guān)。

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(shù)度量，通過計算受訪者過去1年分別在自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、受雇、非農(nóng)自雇以及為家庭無償經(jīng)營四類勞動過程中的工作時長，加總后換算為工作總月數(shù)。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(shù)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?；顒幽芰?；家戶特征變量為子女代際轉(zhuǎn)移、是否照看孫子女、未成年子女數(shù)和土地分配情況。

為獲得經(jīng)驗分析所需數(shù)據(jù)，首先，本文依據(jù)家庭代碼將2011—2015年每期調(diào)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(shù)據(jù)集。其次，針對每一期橫截面數(shù)據(jù)刪除非農(nóng)戶籍，以及參與“新農(nóng)?！蓖瑫r又享有其他類型養(yǎng)老保險的個體。最后，將三期橫截面數(shù)據(jù)合并為非平衡面板數(shù)據(jù)集，該數(shù)據(jù)集包括10 130個追蹤樣本。表1列示了按照參保狀態(tài)分組樣本的主要特征指標及其差異的描述性統(tǒng)計結(jié)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(nóng)民通過對“新農(nóng)?！别B(yǎng)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(yōu)決策正向影響其主觀福利。

從控制變量的分組比較結(jié)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(nóng)保”政策提供的穩(wěn)定養(yǎng)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(shù)也要明顯少于未參保組，這表明參保組家庭的物質(zhì)生活水平和家庭成員之間互助關(guān)系更好，更容易達到“新農(nóng)?！闭咭蟮拈T檻條件，故其參保的可能性更高。上述異質(zhì)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(nóng)?！闭邔r(nóng)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(tǒng)計結(jié)果

注：①樣本限制為農(nóng)村戶籍人口，且剔除同時參與其他類型養(yǎng)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(yè)分為11個等級，按順序分別用1—11的數(shù)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?；顒幽芰τ墒茉L者無困難完成CHARLS規(guī)定的20項日常活動的數(shù)目加總得到，數(shù)值越高表明日?；顒幽芰υ綇姟＂拮优H轉(zhuǎn)移分為有無子女向受訪者進行轉(zhuǎn)移支付，有轉(zhuǎn)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(jīng)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(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金與老年人主觀效用之間的因果關(guān)系進行識別，得到局部平均處理效應(yīng)。其次，為消除參保組樣本在領(lǐng)取養(yǎng)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(yīng)。并將兩種評估方法進行對比驗證，以保證結(jié)果的穩(wěn)健性。

(一)模糊 RD模型估計結(jié)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(fā)生跳躍。為驗證這一事實，本文基于年齡帶寬為10(即年齡區(qū)間為50—70歲)的樣本數(shù)據(jù)，繪制了斷點前后農(nóng)村老年人領(lǐng)取“新農(nóng)保”養(yǎng)老金概率變化和生活滿意度變化的二次函數(shù)擬合圖，如圖1和圖2所示。

圖1 斷點前后受訪者領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)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(guī)定領(lǐng)取年齡的農(nóng)村老年人領(lǐng)取養(yǎng)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(shè)計更為合理。類似地，圖2也顯示在領(lǐng)取養(yǎng)老金前后老年人的生活滿意度出現(xiàn)跳躍式增加，這意味著領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金與主觀效用之間可能存在因果聯(lián)系。為正規(guī)檢驗這一關(guān)系，基于參保組樣本的斷點回歸模型的參數(shù)估計結(jié)果如表2所示。

表2 “新農(nóng)保”養(yǎng)老金影響農(nóng)村老年人生活滿意度的模糊RD模型估計結(jié)果

注：①模型估計使用參保組樣本。②時間效應(yīng)虛擬變量以2011年作為基準組。③為節(jié)省篇幅，表中沒有報告控制變量的估計結(jié)果，后面采取相同的處理方式。④括號內(nèi)為穩(wěn)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(jié)果。對于每一帶寬，核心解釋變量的估計系數(shù)具有相同符號并全部顯著，表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。為節(jié)省篇幅，本文僅對H=10的估計系數(shù)進行解釋(下同)。對于第一階段回歸，達到“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金領(lǐng)取規(guī)定年齡(年滿60周歲)的老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率顯著提高了0.464。時間效應(yīng)的估計系數(shù)顯示，2013年和2015年養(yǎng)老金領(lǐng)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(zhí)行力、公務(wù)員素質(zhì)以及對“新農(nóng)?！闭叩恼J知度等因素的逐年提升有關(guān)。隨著試點的推廣，“新農(nóng)保”養(yǎng)老金的管理層次逐漸提高，部門之間的協(xié)調(diào)性也在逐漸增強，監(jiān)督機制不斷完善，并且農(nóng)民對“新農(nóng)保”惠民政策逐漸形成正確的理解和認識，導致農(nóng)民的參保率和領(lǐng)取養(yǎng)老金的概率不斷增加。此外，F(xiàn)統(tǒng)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(jié)果顯示，農(nóng)村老年人的生活滿意度因領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金而至少提升了5個百分點。(1)將邊際效應(yīng)換算為百分比的公式為：(β1/Mc)×100%，其中，β1為是否領(lǐng)取養(yǎng)老金變量的估計系數(shù)，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(nóng)村老年人而言，每月90元(2)CHARLS數(shù)據(jù)集中“新農(nóng)保”養(yǎng)老金收入的平均值。的基礎(chǔ)養(yǎng)老金補貼是一筆可觀收入。這筆收入使老年人在物質(zhì)層面上得到可靠保障，提高老年人的消費水平、生活質(zhì)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(jié)果

為獲得全局平均處理效應(yīng)，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(nóng)?！闭邔δ繕巳后w的影響。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，采用不同的帶寬對方程(5)進行估計，回歸結(jié)果如表3所示。

表3的第2—4列報告了“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金對農(nóng)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(shù)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(yīng)的回歸系數(shù)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(shù)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(jié)論的穩(wěn)健性。

在表3的第5—7列和第8—10列分別報告了“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金對農(nóng)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(shù)顯示，參加并領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金顯著降低農(nóng)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(jié)果與本文的理論分析相一致。一方面，“新農(nóng)保”養(yǎng)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(nóng)保”養(yǎng)老金從總量上增加了老年人的可支配收入，并且調(diào)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(nóng)?！别B(yǎng)老金對老年人消費的促進作用不顯著。產(chǎn)生該結(jié)果的一個解釋是，當帶寬過小時回歸結(jié)果易受極端值影響而表現(xiàn)不穩(wěn)定；另一解釋是“新農(nóng)?！闭邔夏耆讼M的影響作用有限，因而在特定的樣本中無法表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性。我們需要謹慎使用消費方程中的結(jié)論。時間效應(yīng)表明，2013年和2015年農(nóng)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(nóng)?！闭邔嵤┏跗冢m然實現(xiàn)了“廣覆蓋”“?；尽钡哪繕耍Ｕ纤饺匀缓艿?。然而，隨著我國整體經(jīng)濟發(fā)展水平的快速提高和對“三農(nóng)”問題重視程度的加強，政府不斷加大對一系列惠農(nóng)政策(包括增加養(yǎng)老金補貼金額)的支持力度，有效改善了農(nóng)村的生產(chǎn)和生活環(huán)境，降低了農(nóng)村老年人的勞動供給強度并提升其消費水平。

表3 “新農(nóng)?！别B(yǎng)老金影響農(nóng)村老年人福利的RD-DID模型估計結(jié)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(guī)定的“新農(nóng)保”養(yǎng)老金領(lǐng)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(shè)計的有效性檢驗

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

圖3 驅(qū)動變量的概率密度圖

根據(jù)圖3描述的驅(qū)動變量(即標準化年齡)的概率密度圖可以發(fā)現(xiàn)，驅(qū)動變量在斷點處未發(fā)生明顯跳躍。為提供更充分的證據(jù)，借鑒McCrary[23]的方法對驅(qū)動變量密度函數(shù)在斷點處是否連續(xù)進行檢驗。計算得到檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的P值為0.377，故不能拒絕密度函數(shù)在斷點處連續(xù)的原假設(shè)。

除要求驅(qū)動變量在斷點處連續(xù)外，模糊RD設(shè)計還要求控制變量在斷點附近具有連續(xù)性，表4報告了是否領(lǐng)取“新農(nóng)保”養(yǎng)老金對控制變量的影響?；貧w結(jié)果顯示，性別、受教育程度和婚姻狀況等控制變量均未因領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金而發(fā)生明顯變化，即控制變量在斷點前后連續(xù)。驅(qū)動變量和控制變量均在斷點處連續(xù)，保證了模糊RD估計結(jié)果的有效性。

表4 控制變量在斷點處的連續(xù)性檢驗(H=10)

注：模型估計使用參保組樣本。

2.RD-DID設(shè)計的安慰劑檢驗

RD-DID設(shè)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(nóng)村老年人在實施政策和不實施政策兩種狀態(tài)下的表現(xiàn)，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(diào)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(diào)查樣本都沒有資格領(lǐng)取養(yǎng)老金，意味著估計得到的交互項系數(shù)不顯著。表5中的檢驗結(jié)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(shè)成立。

表5 RD-DID設(shè)計有效性的安慰劑檢驗結(jié)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(nóng)?！别B(yǎng)老金影響農(nóng)村老年人主觀效用的傳導機制，更有利于完善針對我國農(nóng)村弱勢老年群體的社會養(yǎng)老保障制度設(shè)計。本文采用中介效應(yīng)方法實現(xiàn)上述分析，并基于個體效用函數(shù)的理論設(shè)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(yīng)模型由下面三個回歸方程共同構(gòu)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(jié)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(yīng)檢驗步驟和識別條件：第一步是檢驗“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金對生活滿意度的影響系數(shù)φ3的統(tǒng)計顯著性；第二步考察“新農(nóng)保”養(yǎng)老金對中介變量的影響系數(shù)α3的統(tǒng)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(nóng)?！别B(yǎng)老金對生活滿意度的影響效應(yīng)。若參數(shù)φ3和α3均統(tǒng)計顯著，且η4也是統(tǒng)計顯著的，則表明存在中介效應(yīng)。更具體地，若η3統(tǒng)計顯著且有|η3|<|φ3|，則稱存在部分中介效應(yīng)；若η3統(tǒng)計不顯著，則稱存在完全中介效應(yīng)?；谀挲g帶寬H=10的中介效應(yīng)模型估計結(jié)果如表6所示。

表6 “新農(nóng)?！别B(yǎng)老金影響農(nóng)村老年人主觀效用的中介效應(yīng)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(jié)果與表3中年齡帶寬H=10的結(jié)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(xiàn)出顯著的正向影響，而交互項的系數(shù)不再具有統(tǒng)計顯著性，這表明勞動供給強度在傳導機制中發(fā)揮完全中介作用。在日趨緊迫的區(qū)域人口老齡化以及缺乏完善的社會養(yǎng)老保障制度的背景下，農(nóng)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(nóng)保”養(yǎng)老金的定期收入給予老年人切實穩(wěn)定的物質(zhì)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(nóng)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(jié)果在第6列給出，中介變量的回歸系數(shù)不具統(tǒng)計顯著性，這意味著消費沒有在養(yǎng)老金影響老年人主觀效用的渠道中發(fā)揮中介作用。這一現(xiàn)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(nóng)村老年人的消費需求與社會養(yǎng)老的財政供給之間仍存在巨大缺口，每月90元的養(yǎng)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(nóng)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(guān)懷和陪伴，情感的寄托并不能簡單地通過提高物質(zhì)消費水平得以解決。因此，消費增加并不能顯著提高農(nóng)村老年人的主觀福利。

六、結(jié)論與政策含義

本文首先基于個體效用函數(shù)構(gòu)建解釋“新農(nóng)?！闭哂绊戅r(nóng)村老年人主觀效用的理論框架，在此基礎(chǔ)之上，分別用CHARLS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)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(nóng)?！闭吲c農(nóng)村老年人主觀效用之間的因果關(guān)系。結(jié)果表明，領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金能夠顯著提升老年人的生活滿意度，且研究結(jié)論對兩種估計方法保持穩(wěn)健。進一步，基于中介效應(yīng)方法的影響機制分析結(jié)果表明，參加并領(lǐng)取“新農(nóng)?！别B(yǎng)老金能夠有效降低農(nóng)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(guān)。

本文的政策含義在于：首先，目前我國農(nóng)村社會養(yǎng)老體系構(gòu)建還處于起步階段，養(yǎng)老更多仍依賴于子女。因此，需要發(fā)揮家庭養(yǎng)老方式的重要補充作用，吸引中青年勞動力返回農(nóng)村，增加對老年人的贍養(yǎng)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(nóng)?！痹陴B(yǎng)老金細分類型及退休年齡規(guī)定等方面的制度設(shè)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(yīng)按當?shù)貙嶋H情況適時調(diào)整基礎(chǔ)養(yǎng)老金補貼力度，增加農(nóng)民的養(yǎng)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(nóng)村居民提高個人賬戶的繳費檔次，保證“新農(nóng)?！闭叩目沙掷m(xù)性。