【摘 要】 老年健康不平等是當今社會發(fā)展不平衡的重要表現(xiàn)。在此背景下，探討城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)老年人口健康及其不平等的影響，充分把握城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的社會福利效應，聚焦老年健康相關問題，在我國全面推進共同富裕和健康老齡化的戰(zhàn)略目標下，具有重要的政策價值和現(xiàn)實意義。本文基于2011—2018年CHARLS多期數(shù)據(jù)，采用基于傾向得分匹配的雙重差分法、集中指數(shù)分解法等計量方法，實證檢驗城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于城鄉(xiāng)老年人口健康及其不平等的影響與作用路徑。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過提供給制度內(nèi)老年人一筆相對穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入，提高個體自我感知的經(jīng)濟獲得感，顯著改善老年人口的心理健康狀況。但由于養(yǎng)老金待遇水平較低，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的絕對收入效應并不顯著，無法通過保障老年人健康生活需要改善其生理健康狀況。城鄉(xiāng)老年群體被證明存在“親富”的健康不平等，即家庭可支配收入水平更高的城鄉(xiāng)老年群體往往具有更高的健康資本，但這種健康不平等在樣本調(diào)查期內(nèi)表現(xiàn)出逐年下降的發(fā)展趨勢。其中，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過使制度內(nèi)低收入城鄉(xiāng)老年群體受益，提高其家庭代際經(jīng)濟支持水平，在短期內(nèi)緩和了城鄉(xiāng)老年群體與收入相關的健康不平等。然而，隨著時間的推移，由于低水平養(yǎng)老金待遇導致的制度健康效應減弱，以及繳費補貼機制、低統(tǒng)籌層次等制度設計帶來的福利分布的“親富”效應，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康不平等緩和作用將可能隨時間演變而逐步削弱，甚至在中長期內(nèi)表現(xiàn)出加劇健康不平等的發(fā)展趨勢。因此，有必要進一步優(yōu)化城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的制度設計，通過提高養(yǎng)老金保障水平，逐步擴大其健康改善效應。同時，通過鼓勵低收入群體積極參保、提高城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險統(tǒng)籌層次、將基礎養(yǎng)老金納入基本收入保障框架等方式，逐步擴大城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險收入再分配力度，實現(xiàn)公平收入、維護城鄉(xiāng)老年人口健康公平。此外，仍需關注不同收入老年群體在醫(yī)療服務可及性、衛(wèi)生環(huán)境等結(jié)構(gòu)性因素間存在的較大差異而導致的健康差距，通過公共服務、衛(wèi)生健康等資源的優(yōu)化配置，提高農(nóng)村、低收入老年群體的健康福利。

【關鍵詞】 城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險；可支配收入；健康不平等；集中指數(shù)

【中圖分類號】 C913.7 【文獻標志碼】 A doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2024.06.006

【文章編號】 1004-129X（2024）06-0077-18

一、引言

隨著兒童死亡率的快速下降，疾病譜系向慢病化轉(zhuǎn)變以及人口結(jié)構(gòu)的老齡化趨勢等宏觀健康場域要素的變化，［1］老年人口的健康及其不平等問題日益突顯。一方面，由于身體機能的自然衰退，抗疾病風險能力的減弱以及早期健康狀況的沖擊，老年人口不可避免地成為社會的健康弱勢群體，即使預期壽命不斷延長，“帶殘生存”也幾乎成為多數(shù)老年人生命末期的必然經(jīng)歷。另一方面，與收入相關的健康不平等同樣在老年群體內(nèi)部廣泛存在，不同收入水平的老年個體健康分布差異巨大，并普遍表現(xiàn)為“親富”的健康不平等。［2-4］當生命周期因素與收入差距因素相交疊，原本已經(jīng)處于健康弱勢的老年人將遭遇健康方面的雙重劣勢累積。在這一背景下，如何有效延緩老年健康的惡化，特別是緩解低收入老年群體的健康不平等問題，促進社會正義，已引起廣泛關注。

縱觀國際經(jīng)驗，公共政策正在以推動健康資源再分配的方式作用于社會群體內(nèi)部的健康及其公平，并以提供必要的社會權(quán)利、社會服務、社會保險以及社會援助為框架，［5-6］其中養(yǎng)老保險政策成為發(fā)展中國家應對老年健康的核心手段。有關養(yǎng)老保險政策的國外實證研究也表明普遍性的社會轉(zhuǎn)移收入能夠顯著緩解老年健康貧困，促進健康公平。［7-9］作為一項保障和改善民生的再分配政策，我國城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險1以一般稅收為保障支撐，通過國家政府財政補貼，對制度內(nèi)年滿60周歲老年人無償發(fā)放一筆基礎養(yǎng)老金。在理論層面，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險不僅能夠通過改善個體經(jīng)濟福利狀況提升健康水平，還能在一定程度上平滑群體內(nèi)部的收入分配狀況，縮小收入差距，［10］從而緩和由于收入差距帶來的巨大健康差異，具有維護老年人生存、健康等基本公民權(quán)利和促進社會公平的隱性價值。在現(xiàn)實層面，自城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險實施以來，養(yǎng)老金一直處于底線保障水平，制度的碎片化特征使不同地區(qū)保障待遇差距較大，在很大程度上影響城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的有效性與公平性。［11］因此，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險在改善老年人的健康狀況并在一定程度上縮小老年群體的健康不平等方面尚未發(fā)揮較好的作用。

已有研究針對養(yǎng)老保險的健康改善效應展開了廣泛論述，但多以新農(nóng)保為落腳點。多數(shù)學者認為養(yǎng)老保險為制度內(nèi)老年人提供了一個相對穩(wěn)定的現(xiàn)金流，可支配收入的增加將有助于減輕老年人的消費行為約束，促進老年人擁有更平衡的營養(yǎng)飲食、更充足的休閑娛樂活動、更高的醫(yī)療和護理服務使用預算、更好的生活居住環(huán)境等，從而對老年健康績效產(chǎn)生積極影響。［12-14］也有學者提出我國養(yǎng)老保險起步較晚，發(fā)展尚不完善，保障層次仍然較低，補助水平強度不足，因此其健康改善效應并不明顯。［15-17］部分學者則基于健康指標度量的多維考慮展開分析，發(fā)現(xiàn)盡管養(yǎng)老保險對于農(nóng)村老年人的生理健康影響相對較小，但能夠在一定程度上降低個體沮喪感，提高心理健康和主觀福利水平。［18-21］隨著研究的不斷深入，養(yǎng)老保險的健康公平效應也開始進入學者研究視野。Hui Yuan等使用斷點回歸方法和集中指數(shù)分解方法，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保養(yǎng)老金對于不同收入水平老年人的健康影響具有異質(zhì)性，低收入老年人在制度中受益更多，并從整體層面縮小了農(nóng)村老年人口之間與收入相關的健康不平等。［22］張郁楊等以健康公平缺口作為核心被解釋變量，回歸發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保養(yǎng)老金對于緩解農(nóng)村老年人面臨的城鄉(xiāng)間健康機會不平等發(fā)揮了一定程度的積極作用，但影響程度有限。［23］鄭曉冬等則基于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對老年人健康影響的分位數(shù)回歸，得出養(yǎng)老金能夠降低農(nóng)村老年人精神層面的健康差距的結(jié)論。［19］

綜合而言，當前關于養(yǎng)老保險對老年人健康及其不平等影響效應的研究仍存在以下幾點不足：一是有關健康改善效應的研究缺乏對于農(nóng)村和城市老年人群的兼顧，而后者同樣是評估養(yǎng)老保險政策成效的一個重要組成部分；二是健康不平等的概念使用寬泛，有關養(yǎng)老保險緩和與收入相關的健康不平等研究較少，更多是從宏觀的健康差距上探討這一影響效應；三是針對養(yǎng)老保險緩和健康不平等的具體作用機制和作用路徑、時間效應的分析較少。

本文嘗試利用我國城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的準自然實驗條件，通過理論闡釋和實證檢驗系統(tǒng)探討這一養(yǎng)老保險對我國城鄉(xiāng)老年人口健康及健康不平等的影響效應。本文的研究路徑如下：首先，使用相對分布法觀察健康狀況在是否獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金層面的組間差異，初步判斷城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與健康狀況潛在的關系；其次，使用基于傾向得分匹配的雙重差分模型探討城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與個體老年人健康狀況之間的因果關系，并進行一系列穩(wěn)健性檢驗；再次，基于Erreygers集中指數(shù)計算樣本老年人口與收入相關的健康分布偏差，并基于回歸結(jié)果分解城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于城鄉(xiāng)老年人口健康不平等的貢獻水平；最后，進一步分析城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險作用于健康不平等的機制和路徑，并探討其緩和健康不平等的時間效應。

二、理論分析與研究假設

（一）城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康改善效應

絕對收入假說從收入與健康關系的經(jīng)濟學理論框架出發(fā)，認為收入的增加可以改善個體健康狀況。然而，這種健康效應建立在多個限制性條件的假設基礎之上，當進一步觀察收入的健康增長作用機制時，可以發(fā)現(xiàn)不同收入來源、收入水平、收入差距均對健康產(chǎn)生影響且存在較大異質(zhì)性。［24］其中非穩(wěn)定性的、低水平的收入對于個體健康的影響可能是微弱的（尤其表現(xiàn)在生理健康的影響上）。此外，由于生理健康的緩慢發(fā)展特征，收入帶來的沖擊/改善效應往往具有一定遲滯性，并不會即刻顯現(xiàn)。盡管我國城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險為老年人提供了養(yǎng)老金福利，但考慮福利保障水平較低，以及進入老年期的個體在身體機能上呈現(xiàn)的漸進性退化特征，因此城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險無法通過保障老年人基本生活需要、提高健康生產(chǎn)投資水平，從而對老年人的生理健康改善產(chǎn)生顯著效用。而就個體心理健康而言，由于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金的外源性、非勞動性特征，老年人更可能會因這一筆穩(wěn)定的收入而感到被重視，提高自我感知的經(jīng)濟獲得感，［13］這種相對剝奪感的減少將可能調(diào)節(jié)老年人由于收入帶來的健康風險，降低養(yǎng)老不確定性預期，從而帶來心理健康層面的改善。因此，提出研究假設1：

H1：城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險能夠改善個體老年人的心理健康，但對于生理健康沒有顯著影響。

（二）城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康不平等緩和效應

基于健康的有界性和收入的健康邊際效應遞減，健康可以被認為是收入的凹函數(shù)，即個體每增加一單位收入，對健康結(jié)果的改善將逐漸減小。因此，對于具有不同收入水平的老年群體而言，增加相同的收入[?Y]，帶來的健康生產(chǎn)效益不同，其中低收入群體對于收入的增加更為敏感，［22］［25-26］因此其收入帶來的健康生產(chǎn)效益將遠大于高收入群體。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險實施初期，按照規(guī)定基礎養(yǎng)老金福利不得低于55元/月，即660元/年，低水平的養(yǎng)老金對于縮小老年人的收入差距作用有限。［27］但對于低收入老年人而言，這筆較為客觀的福利性轉(zhuǎn)移支付將有利于減少其相對剝奪感以及養(yǎng)老不確定性預期，在一定程度上擴大與健康生產(chǎn)相關的預算約束，從而能夠帶來較大的健康生產(chǎn)效益。相較而言，高收入老年人的健康生產(chǎn)對于收入的增加更具鈍感，當獲得低水平的額外收入時，其對于健康的增益微乎其微。因此，當所有人都獲得這筆養(yǎng)老金收入時，盡管個人收入在相對水平上并沒有增加，但由于其帶來的心理感知和健康投資差異等，將緩和不同收入亞群體之間的健康不平等。因此，提出研究假設2：

H2：城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過使低收入老年群體受益，緩和了與收入相關的健康不平等。

（三）城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險緩和健康不平等的作用路徑

作為滿足老年人基本生活需求和醫(yī)療需求的重要支撐，家庭代際經(jīng)濟支持被證明能夠顯著提升老年人的生理和心理健康水平。［28-30］養(yǎng)老保險同樣被證明能夠顯著影響家庭代際經(jīng)濟支持水平。［31-32］有學者遵循Barro的利他主義理論，認為政府用于改變代際間資源分配的政策可能會擠出、替代私人間的轉(zhuǎn)移支付；［33］有學者則基于Cox的交易主義理論，認為私人轉(zhuǎn)移支付方將因接受方獲得政府公共轉(zhuǎn)移支付而擠入私人轉(zhuǎn)移。［34］事實上，單一的動機無法解釋復雜的家庭代際交往關系，其動機可能因群體、收入水平不同而有所差異。［35］家庭代際交往關系的復雜性和異質(zhì)性可能會導致城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金的擠入/擠出效應在不同收入群體之間存在較大差異，從而影響其健康效應，并最終對健康不平等產(chǎn)生影響。當老年人經(jīng)濟水平處于弱勢地位時，非勞動性收入的增加將可能減少老年人的勞動供給，提高隔代撫育水平，而出于“交換動機”，子女會相應增加對父母的經(jīng)濟支持；［36-37］此外，養(yǎng)老金還可能通過釋放其潛在的養(yǎng)老需求和醫(yī)療服務需求，進一步提高家庭經(jīng)濟支持水平。［38］相反，對于高收入老年人，出于老年人經(jīng)濟能力的考慮，其子女更有可能不改變，甚至減少這部分經(jīng)濟支持，轉(zhuǎn)而擴大投資或其他消費。這就使得經(jīng)濟弱勢老年人在私人再分配網(wǎng)絡中處于相對有利地位，從而緩和了老年人口的健康不平等。因此，提出研究假設3：

H3：城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過改變不同收入亞群體的家庭代際經(jīng)濟支持水平緩和了老年人與收入相關的健康不平等。

三、數(shù)據(jù)處理與實證策略

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本篩選

本研究數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)庫。該調(diào)查采用多階段分層聚類抽樣方法，對中國的28個?。▍^(qū)、市）共450個村（社區(qū)）級單位進行了追蹤調(diào)查，總體應答率達到80.51%，是一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。根據(jù)研究需要，本文使用2011年、2013年兩期調(diào)查所得樣本進行變量處理和樣本篩選，并納入了市級地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展數(shù)據(jù)，市級層面的數(shù)據(jù)全部來源于各市統(tǒng)計年鑒以及市政府網(wǎng)站發(fā)布的統(tǒng)計公報。樣本篩選流程如下：剔除了2011年調(diào)查期間未滿60歲的樣本，樣本年齡通過調(diào)查年月減去報告的出生年月獲得；剔除了2011年及以前就已經(jīng)參加新農(nóng)保/城居保/城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度試點的樣本；剔除了2013年調(diào)查中未成功追蹤或被替換的樣本；剔除了各調(diào)查期領取其他類型養(yǎng)老金的樣本；刪除核心變量為缺失值的樣本，并對關注的協(xié)變量缺漏進行簡單插值處理。最終共得到3 180份樣本組成的兩期平衡面板數(shù)據(jù)。此外，為了探究城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的時間效應，進一步納入2015年和2018年兩期追蹤樣本，同時剔除了2015年和2018年退出調(diào)查的樣本以及核心變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到1 840個樣本組成的四期面板數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1. 健康狀況變量

早期有關健康不平等的研究多使用自評健康狀況（Self-rated Health，SRH）作為刻畫健康狀況的代理變量。［39-40］盡管SRH能夠在一定程度上體現(xiàn)個體生理、心理、認知以及外界環(huán)境等方面的多維信息，但在衡量健康及其不平等方面被證明存在較大測量偏差。［41］一方面，基于SRH的健康不平等集中指數(shù)測量需要通過二分法、對數(shù)正態(tài)變換或區(qū)間回歸預測等方法將其進一步量化為數(shù)值變量，這將嚴重影響結(jié)果的可靠性。［42］另一方面，由于具有不同社會經(jīng)濟地位的個體對于健康認知的主觀差異性，具有相同健康水平的不同老年人可能會給出完全不同的健康測序數(shù)據(jù)，從而夸大/縮小與收入相關的健康不平等。［43］最后，老年健康狀況在生活能力、心理感受、生存壽命等不同維度上具有差異化體現(xiàn)，而非單一維度或籠統(tǒng)指標所能涵蓋。因此，本文分別采用“生理健康”和“心理健康”兩項指標刻畫老年健康狀況。生理健康包括7項肢體活動能力限制指標、5項工具性日常生活活動能力評定指標（IADL）和6項日常生活活動能力評定指標（ADL）。對問題反饋進行了調(diào)整，使錨點為0～3，各題項得分加總后正向標準化得到生理健康得分，得分越高個體生理健康狀況越好；心理健康采用CESD-10量表測量。對10項焦慮量表題項反饋進行調(diào)整，使錨點為0～3，并對消極題項進行了反向編碼，各題項得分加總后進行標準化處理得到心理健康得分，得分越高個體心理健康狀況越好。

2. 核心解釋變量

研究的核心解釋變量為“是否獲得了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險提供的養(yǎng)老金收入”。該變量為啞變量，基于問卷中“您現(xiàn)在領取以下一種或幾種退休金/養(yǎng)老金嗎？”題項構(gòu)造變量，當受訪者表示正在領取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險給付的任何一項養(yǎng)老金時，代表老年人獲得了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金，賦值為1，當受訪者選擇“以上均沒有”時，賦值為0。

3. 個體收入水平變量

在衡量老年人與收入相關的健康不平等時，使用不同的收入指標，收入-健康梯度的陡度將可能發(fā)生顯著變化。［44］已有研究主要使用兩個維度的衡量標準：一是以個體為單位測算個體年收入水平；二是以家戶為單位測算家庭人均收入水平。然而，兩種衡量標準均未關注可支配收入對于家戶資源共享程度的敏感性。個體的福利水平不僅受到其所在家戶總收入水平的影響，同時也在很大程度上受制于家戶規(guī)模、家戶人口結(jié)構(gòu)的共同影響。當考慮家戶作為經(jīng)濟單位所存在的規(guī)模經(jīng)濟效應以及個體消費異質(zhì)性時，傳統(tǒng)的人均可支配收入測度則不具備可比性。［45］因此，借鑒國外經(jīng)驗，采用OECD等值規(guī)模因子（Equivalence Scale）修正老年人的人均可支配收入水平偏差。［46-47］OECD等值規(guī)模因子以共同居住的家戶成員為基礎，對不同成員相對消費水平下的生活成本進行可比標準化折算，從而賦予不同數(shù)量、結(jié)構(gòu)的家戶以等值規(guī)模因子。等值規(guī)模因子值越小，消費規(guī)模經(jīng)濟越高。具體計算公式為：人均可支配收入=家戶總收入水平/［1+0.7（家戶成人數(shù)-1）+0.5×家戶兒童數(shù)］1。

在此基礎上，以2010年居民消費價格指數(shù)（CPI）為基礎，對各期人均可支配收入水平進行平減。考慮經(jīng)濟變量極端值對結(jié)果可能造成的誤差，進一步對變量進行了左右1%的截尾處理，并進行對數(shù)化處理。

4. 中介變量

以非同住子女對老年人的現(xiàn)金或物質(zhì)性經(jīng)濟轉(zhuǎn)移作為衡量老年人獲得家庭代際經(jīng)濟支持的判斷標準，分別生成“是否獲得代際經(jīng)濟支持”和“代際經(jīng)濟支持水平”兩個變量。對于代際經(jīng)濟支持水平變量，當被訪老年人樣本表示在過去一年內(nèi)并未從沒住在一起的子女那里收到任何經(jīng)濟支持時，賦值為空值；否則計算子女過去一年提供的經(jīng)濟支持總額。在左右1%截尾后，對經(jīng)濟支持水平進行對數(shù)化處理。

5. 協(xié)變量

遵循控制變量盡可能外生的原則，分別選取個體因素、家庭因素、地區(qū)因素作為協(xié)變量。

個體因素包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平、人均可支配收入、營養(yǎng)攝取、是否患慢性病、醫(yī)療保險等人口經(jīng)濟學變量。其中營養(yǎng)攝取變量采用家庭人均食品消費作為代理變量，通過上一周家庭食品消費支出和家戶成員數(shù)計算年度家庭人均食品消費，左右1%截尾后對數(shù)化處理得到營養(yǎng)攝取水平。納入“15歲以前的健康狀況”作為健康的初始變量。在家庭因素層面，根據(jù)積累劣勢理論，個體早期經(jīng)歷的家庭壓力性事件可能會導致身心短期內(nèi)不易察覺的損害，并隨著生命歷程的推進不斷累積，最終對其晚年健康產(chǎn)生顯著影響。因此，基于“父親是否是文盲”“兒童時期父母親曾有酒精/毒品問題”“兒童時期家庭經(jīng)濟狀況”構(gòu)造“原生家庭環(huán)境”指標，受訪者沒有其中任何經(jīng)歷，賦值為1，否則賦值為0。相比原生家庭環(huán)境帶來的內(nèi)隱性健康創(chuàng)傷，家庭災難性事件具有明顯外顯性，可能同時在身心層面造成突發(fā)性傷害。因此，以“是否經(jīng)歷過自己孩子的死亡”作為家庭災難性事件的代理變量，若經(jīng)歷過自己孩子死亡，賦值為1，否則賦值為0。此外，良好的家庭衛(wèi)生環(huán)境能夠使個體暴露于健康傷害的可能性降低，因此納入“是否有抽水馬桶”變量。在地區(qū)因素層面，考慮地區(qū)醫(yī)療資源配置與個體健康脆弱性之間的潛在關系，納入地區(qū)醫(yī)療資源水平變量。選取市級層面“醫(yī)療機構(gòu)數(shù)量”“每千人口醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)”“每千人口執(zhí)業(yè)醫(yī)生數(shù)”三個指標，運用熵值法確定變量權(quán)重后計算綜合得分形成“地區(qū)醫(yī)療資源水平”變量，得分越高代表地區(qū)醫(yī)療資源水平越好。

變量描述性統(tǒng)計如表1所示，分別報告了變量絕對和相對頻率、集中趨勢和離散程度。

（三）實證策略

1. 凈效應估計

在確定城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與個體健康狀況的因果關系上，主要的挑戰(zhàn)在于老年人是否獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險提供的養(yǎng)老金收入并非隨機，可能在一定程度上受到地區(qū)、家庭資源稟賦的影響，從而進一步影響個體健康，使估計結(jié)果出現(xiàn)偏差?；谄胀ㄗ钚《耍∣LS）的傳統(tǒng)回歸模型無法有效解決這一內(nèi)生性問題，因此，本文采用基于傾向得分匹配的雙重差分法（PSM-DID）評估城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對老年群體健康狀況影響的凈效應。

傾向得分匹配法為獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金的個體老年人匹配與之特征相似但尚未領取養(yǎng)老金的個體，從而構(gòu)造出一個合理的反事實框架，以有效降低選擇性偏誤對參數(shù)估計準確性的影響。估計傾向得分的二元Logit模型如下：

[P（Treat=1）=exp（α+x′iβ）1+exp（α+x′iβ）] （1）

[P（Treat=1）]表示樣本老年人的傾向得分，即獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金的概率，[α]為常數(shù)項，[xi]表示由多元協(xié)變量組成的向量，包括個體因素、家庭因素、地區(qū)因素等一系列特征變量，[β]為協(xié)變量的回歸系數(shù)向量，表示各個協(xié)變量[xi]對[P]的貢獻。

求得傾向得分后，為每個實驗組樣本在對照組中尋找傾向得分相似的可比對象進行匹配分析。在匹配方法上，本文采用卡尺范圍內(nèi)1對2近鄰匹配法進行樣本匹配1。只有相互匹配成功的樣本適合于隨后的因果推斷，未成功匹配的樣本將被剔除。

基于匹配后的樣本，采用雙向固定效應進行DID估計，以進一步控制可能存在的不可觀測變量。其形式為：

[hit=α0+β1Treati×Postt+β2Xit+vt+φp+εit] （2）

[i]、[t]分別代表個體和時期，[hit]是老年人個體健康狀況的衡量指標，包括生理健康和心理健康。[Treati]為分組虛擬變量，若個體獲取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金，則屬于實驗組，[Treati=1]，反之則[Treati=0]。[Postt]為時間虛擬變量，若個體樣本處于2013年調(diào)查期，則[Postt=1]，否則[Postt=0]。本文重點關注系數(shù)[β1]的估計值，用以衡量城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對老年健康狀況影響的凈效應。[Xit]為觀察到的控制變量，[εit]為隨機擾動項，同時控制了時間固定效應[vt]和區(qū)域固定效應[φp]。

2. 集中指數(shù)度量與分解

使用Erreygers集中指數(shù)（Erreygers Index，EI）觀察與收入相關的健康分布偏差。EI指數(shù)類似于健康的基尼指數(shù)，但用衡量整個收入維度的健康變化排序取代了健康的排序。EI指數(shù)范圍在-1和1之間，當EI>0時，表明健康資本更多地集中于高收入群體，即存在偏富人的健康不平等；EI<0則反之。具體計算公式如下：

[EIh|y=8n2hmax?hmini=1nzihi=8n2i=1nzihi] （3）

[n]為觀察樣本的數(shù)量，[hi]是個體[i]的健康水平，[zi]等于個體[i]的收入排序偏離度，即對群體中所有個體的收入按照從降序排序時，個體[i]的收入排序相對于[n+1/2]的偏離程度。[hmax]和[hmin]分別表示健康水平的最大值和最小值。由于本文對所有健康變量進行了標準化處理，因此EI指數(shù)可以轉(zhuǎn)化為式（3）右側(cè)的簡化式。

求得EI指數(shù)后，進一步對EI指數(shù)進行分解，以評估各個因素對健康不平等的貢獻水平。參照Wagstaff和Doorslaer的分解法，健康不平等指數(shù)可以分為每個因素的彈性與其EI的乘積。代入健康決定方程，則可以得到：

[EIh|y=k=1Kβkxk/hEIxk|y+GEIε/h] （4）

[EIxk|y]是根據(jù)收入排序計算的自變量[xk]的集中度指數(shù)，[βk]為回歸模型中自變量[xk]的系數(shù)，[xk]為[xk]的樣本均值，[βkxk/h]則代表健康水平相對于自變量[xk]的彈性，[GEIε]是殘差的廣義EI。每個因素的彈性與其集中指數(shù)的乘積提供了該因素對于健康不平等的實際貢獻水平，當貢獻度為正（負）時，表明給定的變量擴大（縮?。┝瞬煌杖胨街g的健康不平等。

四、實證研究結(jié)果

（一）城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康效應分析

1. 相對分布描述

在基準回歸前，使用相對分布法考察健康狀況在是否獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金層面的組間差異，即實驗組（獲得養(yǎng)老金老年人）健康水平對于基準組（未獲得養(yǎng)老金老年人）的相對累積分布（relative CDF）情況。估計結(jié)果如圖2所示，橫軸為基準組的不同分位點，縱軸為實驗組的累積比例，45度線為分布等價線，在該等價線下方表示實驗組具有更高的健康水平，在該等價線上方則表示基準組具有更高的健康水平。對比不同健康指標的相對累積分布曲線不難發(fā)現(xiàn)，心理健康的相對累積分布曲線始終位于等價線下方，即與基準組相比，實驗組心理健康水平略高，同時，兩組數(shù)據(jù)的最大分布差異出現(xiàn)于基準組健康水平的約0.8分位數(shù)處，該點處的相對CDF值約為0.7，表示實驗組中約70%的老年人健康水平高于基準組健康水平的0.8分位點，個體心理健康存在一定程度的養(yǎng)老金分配差異。相較而言，生理健康的相對累積分布曲線則在等價線上下徘徊，無法準確判斷有無養(yǎng)老金對于老年人生理健康分布是否存在影響。

2. 基準回歸結(jié)果

進一步使用PSM-DID驗證城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對老年群體健康狀況的影響1。如表2所示，未納入控制變量時，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于個體心理健康的估計系數(shù)為0.024 9并在5%統(tǒng)計水平上顯著；納入一系列控制變量后，估計系數(shù)調(diào)整為0.029 9；在模型（2）的基礎上進一步納入時間趨勢與區(qū)域虛擬變量的交互項后，估計系數(shù)略微下調(diào)至0.025 5，但仍然在5%的統(tǒng)計水平上顯著。估計結(jié)果與已有研究結(jié)論一致，即城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過提供給老年人一筆相對穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入，在短期內(nèi)減輕了個體相對剝奪感，提高了社會資本水平，從而表現(xiàn)出顯著的心理健康改善效應。無論是否納入控制變量，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的生理健康改善效應都不顯著。這意味著城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險提供的養(yǎng)老金難以通過擴大老年人的健康投資保障其健康生活需求，從而對個體生理健康有所增益。估計結(jié)果驗證了研究假設1。

3. 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

為提高基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，分別從以下三個方面進行穩(wěn)健性檢驗1：

第一，工具變量法。采用IV策略作為核心解釋變量內(nèi)生性問題的解決方法。在工具變量的選擇上，參照已有研究經(jīng)驗，選取“同村/社區(qū)老年人城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金領取率”作為工具變量。［19］在同儕效應下，同村/社區(qū)居民養(yǎng)老金領取率會影響本人養(yǎng)老金的領取情況，但領取率與個體老年人的健康狀況并不直接相關，滿足工具變量外生性的要求。基于工具變量的2SLS估計結(jié)果如表3模型（1）和模型（2）所示，養(yǎng)老金能夠顯著提高老年人的心理健康狀況，估計系數(shù)為0.056，并在10%的統(tǒng)計水平上顯著。工具變量通過了弱工具變量檢驗2。同時，Hausman檢驗認為基準DID估計和2SLS估計結(jié)果沒有顯著差異3，說明基準DID的內(nèi)生問題并不十分嚴重，從而印證了基準模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

第二，更換被解釋變量。為避免被解釋變量指標定義和指標選取差異帶來研究結(jié)果的估計偏誤，將生理健康、心理健康變換為二元指標變量后進行Probit回歸，以檢驗結(jié)果穩(wěn)健性。對于生理健康，只要老年人有任何一項活動功能限制，則認為存在生理健康損傷，賦值為0，否則賦值為1。對于心理健康，根據(jù)CESD抑郁量表臨界值界定，當抑郁得分≥8分，即識別為抑郁狀態(tài)，賦值為0，抑郁得分<8分，識別為非抑郁狀態(tài)，賦值為1。Probit模型的估計結(jié)果如表3模型（3）所示，老年人獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金，其心理健康狀況改善的概率將顯著提升，估計結(jié)果在5%的統(tǒng)計水平上顯著。

第三，殘差回歸?？紤]老年人健康狀況影響因素的復雜性，通過老年人健康影響因素模型估計了傳統(tǒng)宏微觀因素無法解釋的老年人健康變化，即殘差，然后以此為因變量，考察城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與健康狀況殘差之間的關系?；貧w結(jié)果如表3模型（4）和模型（5）所示，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與老年人心理健康狀況的殘差顯著正相關，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險提供的養(yǎng)老金收入能夠解釋傳統(tǒng)宏微觀因素無法解釋的老年人心理健康狀況的變化，即城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于老年人心理健康具有顯著正向影響?；鶞驶貧w結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

（二）健康不平等集中指數(shù)及其分解

盡管城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險能夠改善老年群體的心理健康狀況，然而，不同收入群體的受益程度不同將可能產(chǎn)生巨大的政策結(jié)果差異。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險帶來的健康不平等效應猶未可知。

計算樣本老年群體的心理健康不平等集中指數(shù)，發(fā)現(xiàn)樣本總體EI指數(shù)為0.039 9，分年份EI指數(shù)分別為0.048 1（2011年）和0.030 3（2013年）。這意味著我國老年群體始終存在“親富”的健康不平等，即老年人的家庭人均可支配收入水平越高，其健康資本積累也越顯著，但不平等在2011—2013年間呈現(xiàn)出一定水平的下降趨勢。

進一步分解導致制度內(nèi)老年群體心理健康水平差距縮小的因素。表4分別顯示了特征變量的回歸系數(shù)、彈性系數(shù)、集中指數(shù)、健康不平等貢獻水平以及貢獻百分比。結(jié)果顯示城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的彈性系數(shù)（0.016 9）為正，說明老年群體的心理健康狀況對于是否獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險提供的養(yǎng)老金收入是正向敏感的。而城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的集中指數(shù)（-0.034 4）為負，就樣本老年群體而言，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險相對覆蓋了更多的低收入老年群體。基于彈性系數(shù)對集中指數(shù)加權(quán)后求得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于健康不平等的貢獻度水平為-0.000 6，相對貢獻率則為 -1.457%。因此可以認為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險在一定程度上縮小了城鄉(xiāng)居民老年群體的健康不平等，盡管這一政策的緩和作用較為有限。此外，在納入回歸的老年人心理健康影響因素中，除家庭人均可支配收入外，家庭衛(wèi)生環(huán)境、患慢性病情況等因素都是造成健康不平等的重要變量，即低收入老年群體更可能由于惡劣的家庭衛(wèi)生環(huán)境以及高慢性病患病率導致心理健康惡化，從而加劇老年人與收入相關的健康不平等。

進一步分城市區(qū)域和農(nóng)村區(qū)域?qū)】挡黄降冗M行分解。結(jié)果如表5所示，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于城市和農(nóng)村老年人的健康集中指數(shù)貢獻率分別為-0.518%和-1.036%，說明無論在城市內(nèi)部還是在農(nóng)村內(nèi)部，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險均在一定水平上緩和了老年群體與收入相關的心理健康不平等，且相較于城市，其健康不平等緩和效應在農(nóng)村老年群體內(nèi)部表現(xiàn)更為突出。對這一結(jié)果可能的解釋是城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險提供的養(yǎng)老金收入對于農(nóng)村老年群體具有更強的制度吸引力，同時，農(nóng)村老年群體相對城市老年群體而言，其家庭人均可支配收入通常更低，按照收入的健康效益遞減規(guī)律，前者更可能因為獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金而帶來心理健康的改善。此外，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于城鄉(xiāng)老年人口的組間健康不平等貢獻率為 -0.835%，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險同樣具有縮小城鄉(xiāng)老年人口之間健康差距的顯著作用。

（三）機制路徑分析

1. 機制分析

為了驗證城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險緩和老年群體健康不平等的作用機制，本文在回歸中納入收入分組與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的交互項。其中收入分組變量根據(jù)樣本老年人家庭人均可支配收入水平的中位數(shù)進行分組，個體收入高于樣本中位數(shù)定義為“高收入群體”，賦值為1，反之定義為“低收入群體”，賦值為0。估計結(jié)果如表6模型（1）所示，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與收入分組變量交互項的估計系數(shù)為-0.023 7并在10%的統(tǒng)計水平上顯著，即相較于高收入群體而言，獲得養(yǎng)老金使低收入群體心理健康水平改善的邊際效益提高2.37%，因此，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險在促進個體心理健康方面的效應偏向低收入群體，從而緩和了不同收入老年群體之間的健康不平等。為驗證結(jié)果穩(wěn)健性，進一步分樣本回歸，結(jié)果如模型（2）和模型（3）顯示，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險在低收入群體中呈現(xiàn)的健康改善效果為0.037 6且在5%的統(tǒng)計水平上顯著；相較而言，對高收入老年群體，有限的養(yǎng)老金收入并未起到擴大健康資本投資的作用，因此城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康改善效應并不顯著。

如前所述，作為捕捉個體所處客觀社會階層位置的重要因素，收入水平的差異同時折射出了其掌握的社會資本和稟賦差異。當個體相對于其他老年人而言處于更好的經(jīng)濟處境時，他們往往擁有更高的與收入相關的社會資本，也更不容易由于收入消費不均衡而產(chǎn)生心理壓力，此時收入的波動對其健康效益作用不大。相較而言，低收入老年人的社會階層屬性決定了其較強的脆弱性特征，容易面臨更強的社會剝奪感以及更低的抗風險能力。低收入老年人獲得養(yǎng)老金收入更可能產(chǎn)生心理健康層面的變化。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過使低收入群體受益緩和了與收入相關的健康不平等。估計結(jié)果驗證了研究假設2。

2. 路徑分析

進一步探討子女經(jīng)濟支持水平在城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險緩和健康不平等中的作用路徑。樣本中存在大量未獲得子女經(jīng)濟支持的老年人可能產(chǎn)生選擇偏誤，因此在路徑分析中采用Heckman兩階段法進行回歸。即通過子女提供經(jīng)濟支持的概率模型構(gòu)造逆米爾斯比率（IMR）以控制這種偏差。表7模型（2）呈現(xiàn)了以心理健康為因變量，納入IMR以及子女經(jīng)濟支持水平變量后的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)子女經(jīng)濟支持水平的估計系數(shù)為0.012 2且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明老年人的心理健康狀況對于子女提供的經(jīng)濟支持水平是正向敏感的。模型（3）和模型（4）顯示了以子女經(jīng)濟支持水平為因變量，以城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險為核心自變量，分低收入樣本和高收入樣本的估計結(jié)果。結(jié)果顯示低收入老年群體的制度系數(shù)為0.192 4且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，而高收入群體為0.118 4，但并未通過顯著性檢驗。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于子女提供經(jīng)濟支持的促進效應在低收入老年群體中表現(xiàn)更強，顯著高于高收入老年群體。結(jié)合模型（2）估計結(jié)果，研究假設3得到了驗證，即城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過提高低收入老年群體的代際經(jīng)濟支持水平緩和了城鄉(xiāng)老年群體與收入相關的心理健康不平等。

如前文所述，隱藏在家庭代際經(jīng)濟支持背后的動機差異可能對不同家庭收入水平代際經(jīng)濟支持產(chǎn)生不同影響，從而影響老年人的健康生產(chǎn)效益。［48］對于人均可支配收入水平較高的家庭，在稟賦收入效應的加持下，老年人領取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金對于其子女的代際經(jīng)濟支持決策并不會產(chǎn)生重大影響。［38］相較而言，對于人均可支配收入較低的老年人家庭，在獲得城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金后，老年人可能會出現(xiàn)減少勞動供給，增加孫輩照料時長，擴大消費預算等行為，而這又將帶來子女經(jīng)濟支持行為決策的轉(zhuǎn)變。在互惠關系下，子代通常會適當提高其經(jīng)濟支持水平以平衡老年人的收益和消費。兩代人決策行為的相互作用，最終引致城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對老年人健康狀況的差異化影響。

（四）時間效應分析

城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險緩和老年群體與收入相關的健康不平等的效用還表現(xiàn)出一定的時間變化趨勢。通過構(gòu)建2011—2018年面板數(shù)據(jù)，比較不同時期城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康及其不平等效用變化，結(jié)構(gòu)如表8所示。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的心理健康彈性系數(shù)明顯下降，其對于老年人心理健康狀況的影響在制度實施時間上表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。而城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的集中指數(shù)則從2013年的-0.098 8增長到2018年的0.055 8，隨著時間的推移，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險在覆蓋面上的群體差異將逐漸彌合，并表現(xiàn)出傾向高收入群體的發(fā)展趨勢。彈性系數(shù)與集中指數(shù)的交互作用構(gòu)成了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于城鄉(xiāng)老年群體健康不平等的貢獻度水平，不難發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康不平等效應正呈現(xiàn)出隨時間發(fā)展逐步正向化的趨勢，其緩和健康不平等的作用正在逐步弱化，甚至可能產(chǎn)生一定程度的不平等擴大效應。

分析其中原因，一方面，隨著時間的推移，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的待遇水平調(diào)整比例并未與參保老年人養(yǎng)老金預期水平的變化相適應，老年人將可能逐步降低對于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的收入預期和信任水平，進而削弱城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的心理健康改善效應，限制其緩和健康不平等的作用。另一方面，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的制度設計引致的福利分布差異變化將可能帶來其加劇健康不平等的結(jié)果。具體而言，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險多梯度繳費檔次與“多繳多得”的累進補貼機制相結(jié)合，并未實現(xiàn)提高低收入群體參保繳費層次的激勵作用，相反，由于個體的短視思維，低收入群體更可能因預算不足和心理偏誤采取最低繳費檔次乃至退保的策略選擇，因此，隨著時間的推移，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險很可能出現(xiàn)“保富不保貧”的親富效應。另外，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的低統(tǒng)籌層次使養(yǎng)老金補貼政策呈現(xiàn)出巨大的地方差異，而具有較高經(jīng)濟發(fā)展水平的區(qū)縣的居民收入水平也往往更高。由于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險收入再分配效應的削弱，養(yǎng)老金紅利不斷傾向于制度內(nèi)高收入人群，最終擴大了城鄉(xiāng)老年群體內(nèi)部的健康不平等。

五、研究結(jié)論

文章利用城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的準自然實驗條件，采用基于傾向得分匹配的雙重差分法、集中指數(shù)分解法等計量方法，實證檢驗了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)老年人口健康及其不平等的影響。研究發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過提供給老年人一筆相對穩(wěn)定的外源性收入，顯著改善了老年人的心理健康狀況，但對其生理健康的影響并不顯著；城鄉(xiāng)老年群體被證明存在“親富”的健康不平等，但這種不平等表現(xiàn)出逐年下降的發(fā)展趨勢；城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險通過使制度內(nèi)低收入老年群體受益更多，在一定程度上緩和了城鄉(xiāng)老年群體與收入相關的健康不平等；城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對于不同收入群體老年人的代際經(jīng)濟支持水平有一定影響。制度引起的代際經(jīng)濟支持水平的變化間接促進了低收入老年群體的健康受益，進而緩和了城鄉(xiāng)老年群體與收入相關的健康不平等；隨著時間的推移，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險覆蓋面逐步擴大，但由于低水平養(yǎng)老金待遇導致的健康效應減弱，以及繳費補貼機制、低統(tǒng)籌層次等制度設計產(chǎn)生的“親富”效應，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的健康不平等緩和效應將可能逐步削弱，并表現(xiàn)出擴大健康不平等的發(fā)展趨勢。

基于上述研究結(jié)論，有必要進一步優(yōu)化城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的制度設計，以實現(xiàn)其保障居民基本生活、促進健康及其公平的作用，并與共同富裕和健康老齡化的中國式現(xiàn)代化時代要求相適配。第一，考慮城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險待遇水平長期低位運行導致的健康改善效應僅局限于老年群體心理健康層面，并且隨著時間的推移正在逐步減弱，因此，應當逐步提高城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的保障水平，特別是擴大基礎養(yǎng)老金部分的保障力度，從而穩(wěn)定乃至逐步擴大城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的收入和健康福利效應。具體而言，可根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平、居民消費指數(shù)、人均可支配收入等因素綜合確定恰當?shù)幕A養(yǎng)老金替代率，并確保養(yǎng)老金待遇水平與經(jīng)濟發(fā)展同步增長。第二，鑒于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險福利分布差異導致其在緩和城鄉(xiāng)老年人口健康不平等方面的效應逐步削弱，因此，應當逐步縮小城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的待遇差距，尤其是擴大基礎養(yǎng)老金待遇的收入再分配力度，從而實現(xiàn)收入公平，維護城鄉(xiāng)老年人口健康公平。應通過多種方式鼓勵低收入群體提高城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的繳費參保積極性和參保層次，逐步提高最低繳費檔次標準，并對家庭人均可支配收入偏低的城鄉(xiāng)居民，在不改變繳費補貼的情況下，通過財政補繳等方式提高繳費層次；逐步提高城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險統(tǒng)籌層次，從源頭上避免制度碎片化等結(jié)構(gòu)性因素導致的公平性問題，短期內(nèi)可探索建立城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度省級調(diào)劑金，以平滑同省份內(nèi)不同地區(qū)、不同收入水平間老年人的養(yǎng)老金待遇差距；可借鑒西方國家實踐經(jīng)驗，將城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的基礎養(yǎng)老金賬戶納入“基本收入保障”的框架，［49］探索通過無條件現(xiàn)金轉(zhuǎn)移方式給予城鄉(xiāng)老年人口一筆基礎養(yǎng)老金收入，以降低低收入、健康脆弱老年人的收入不確定性、增加健康投資機會。

此外，還應重點關注不同收入老年群體在醫(yī)療服務可及性、家庭衛(wèi)生環(huán)境等社會結(jié)構(gòu)因素之間存在的較大差異而帶來的健康差距。推動城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度與其他低收入群體、農(nóng)村幫扶政策協(xié)同聯(lián)動，以提高低收入老年群體，特別是農(nóng)村老年群體的健康社會資本。其中包括但不限于持續(xù)推進農(nóng)村廁所革命，改善低收入農(nóng)村家庭居家衛(wèi)生環(huán)境；加快公共醫(yī)療資源的優(yōu)化配置，通過“醫(yī)共體”建設引導優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源下沉鄉(xiāng)村，普及農(nóng)村老年人疾病預防、診療服務。

【參考文獻】

［1］ 艾斌. 老年人健康不平等的發(fā)展趨勢研究［J］. 人口與經(jīng)濟，2022（4）：42-60.

［2］ 陳東，張郁楊. 與收入相關的健康不平等的動態(tài)變化與分解：以我國中老年群體為例［J］. 金融研究，2015（12）：1-16.

［3］ 楊晶，李連友，潘昌健. 基于RIF-I-OLS分解法中國城鎮(zhèn)老年人健康不平等影響因素分析［J］. 中國公共衛(wèi)生，2022（4）：404-409.

［4］ 杜本峰，王旋. 老年人健康不平等的演化、區(qū)域差異與影響因素分析［J］. 人口研究，2013（5）：81-90.

［5］ H?gberg B，Strandh M，Baranowska-Rataj A，et al. Ageing，Health Inequalities and the Welfare State：A Multilevel Analysis［J］. Journal of European Social Policy，2018，28（4）：311-325.

［6］ Berkowitz S A. The Logic of Policies to Address Income-Related Health Inequity：A Problem-Oriented Approach［J］. The Milbank Quarterly，2022，100（2）：370-392.

［7］ Case A C. Does Money Protect Health Status？Evidence from South African Pensions［R］. NBER Working Paper No. 8495，Cambridge，MA：National BuLH+LROvbgaUzspt1U+MNNg==reau of Economic Research，2001.

［8］ Duflo E. Grandmothers and Granddaughters：Old-Age Pensions and Intrahousehold Allocation in South Africa［J］. World Bank Economic Review，2003，17（1）：1-25.

［9］ Lloyd-Sherlock P，Barrientos A，Moller V，et al. Pensions，Poverty and Wellbeing in Later Life：Comparative Research from South Africa and Brazil［J］. Journal of Aging Studies，2012，26（3）：243-252.

［10］ 李時宇，馮俊新. 城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險制度的經(jīng)濟效應：基于多階段世代交疊模型的模擬分析［J］. 經(jīng)濟評論，2014（3）：3-15.

［11］ 薛惠元. 新農(nóng)保能否滿足農(nóng)民的基本生活需要［J］. 中國人口·資源與環(huán)境，2012（10）：170-176.

［12］ 張曄，程令國，劉志彪. “新農(nóng)?！睂r(nóng)村居民養(yǎng)老質(zhì)量的影響研究［J］. 經(jīng)濟學（季刊），2016（2）：817-844.

［13］ Cheng L，Liu H，Zhang Y，et al. The Health Implications of Social Pensions：Evidence from China's New Rural Pension Scheme［J］. Journal of Comparative Economics，2018，46（1）：53-77.

［14］ 吳玉鋒，虎經(jīng)博，聶建亮. 城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對農(nóng)村老年人健康績效的影響機制研究［J］. 社會保障研究，2021（6）：10-22.

［15］ 解堊. “新農(nóng)?！睂r(nóng)村老年人勞動供給及福利的影響［J］. 財經(jīng)研究，2015（8）：39-49.

［16］ 解堊. 養(yǎng)老金與老年人口多維貧困和不平等研究：基于非強制養(yǎng)老保險城鄉(xiāng)比較的視角［J］. 中國人口科學，2017（5）：62-73，127.

［17］ 朱火云. 城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險減貧效應評估：基于多維貧困的視角［J］. 北京社會科學，2017（9）：112-119.

［18］ 柳清瑞，劉淑娜. 農(nóng)村基本養(yǎng)老保險的減貧效應：基于PSM-DID的實證分析［J］. 人口與發(fā)展，2019（3）：38-46.

［19］ 鄭曉冬，楊園爭，馮子蔚，等. 社會養(yǎng)老保險、老年人健康及其不平等的關系研究［J］. 制度經(jīng)濟學研究，2019（3）：88-116.

［20］ 謝貞發(fā)，楊思雨. 城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險一體化改革對居民主觀福利的影響：基于CHARLS數(shù)據(jù)的實證分析［J］. 中國人口科學，2022（6）：85-96，127-128.

［21］ 白金，李華. “老有所養(yǎng)”能促進農(nóng)村中老年人的身心健康嗎：基于社會養(yǎng)老保險的視角［J］. 社會保障研究，2023（4）：19-32.

［22］ Yuan H，Chen S，Pan G，et al. Social Pension Scheme and Health Inequality：Evidence from China's New Rural Social Pension Scheme［J］. Frontiers in Public Health，2022，9：837431.

［23］ 張郁楊，陳東. 新農(nóng)保政策會緩解城鄉(xiāng)老年健康機會不平等嗎：來自CHARLS數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］. 農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2023（8）：82-99.

［24］ 李實，楊穗. 養(yǎng)老金收入與收入不平等對老年人健康的影響［J］. 中國人口科學，2011（3）：26-33，111.

［25］ Kawachi I. Social Capital and Community Effects on Population and Individual Health［J］. Annals of the New York Academy of Sciences，1999，896（1）：120-130.

［26］ Bu T，Tang D，Tang C，et al. Does High-Speed Rail Relieve Income-Related Health Inequalities？ A Quasi-Natural Experiment from China［J］. Journal of Transport & Health，2022，26：101409.

［27］ 王延中，龍玉其，江翠萍，等. 中國社會保障收入再分配效應研究：以社會保險為例［J］. 經(jīng)濟研究，2016（2）：4-15，41.

［28］ 樂章，劉二鵬. 家庭稟賦、社會福利與農(nóng)村老年貧困研究［J］. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2016（8）：63-73，111.

［29］ 鄭志丹，鄭研輝. 社會支持對老年人身體健康和生活滿意度的影響：基于代際經(jīng)濟支持內(nèi)生性視角的再檢驗［J］. 人口與經(jīng)濟，2017（4）：63-76.

［30］ Scodellaro C，Khlat M，Jusot F. Intergenerational Financial Transfers and Health in a National Sample from France［J］. Social Science & Medicine，2012，75（7）：1296-1302.

［31］ 張川川，陳斌開. “社會養(yǎng)老”能否替代“家庭養(yǎng)老”？——來自中國新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的證據(jù)［J］.經(jīng)濟研究，2014，49（11）：102-115.

［32］ 張?zhí)K，王婕. 養(yǎng)老保險、孝養(yǎng)倫理與家庭福利代際帕累托改進［J］. 經(jīng)濟研究，2015（10）：147-162.

［33］ Barro R. Are Government Bonds Net Wealth［J］. Journal of Political Economy，1974，82（6）：1095-1117.

［34］ Cox D. Motives for Private Income Transfers［J］. Journal of Political Economy，1987，95（3）：508-546.

［35］ Park C. Interhousehold Transfers between Relatives in Indonesia：Determinants and Motives［J］. Economic Development and Cultural Change，2003，51（4）：929-944.

［36］ 靳衛(wèi)東，王鵬帆，何麗. “新農(nóng)保”的養(yǎng)老保障作用：理論機制與經(jīng)驗證據(jù)［J］. 財經(jīng)研究，2018（11）：125-138.

［37］ 楊瑞龍，任羽卓，王治喃. 農(nóng)村養(yǎng)老保險、代際支持與隔代撫育：基于斷點回歸設計的經(jīng)驗證據(jù)［J］. 人口研究，2022（3）：44-59.

［38］ 郝春虹，趙旭東，張慧敏. “社會統(tǒng)籌養(yǎng)老”是否真的擠出“家庭代際養(yǎng)老”和“個人自我養(yǎng)老”：對新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度效果的再驗證［J］. 南開經(jīng)濟研究，2021（6）：144-161.

［39］ Deaton A S，Paxson C H. Aging and Inequality in Income and Health［J］. American Economic Review，1998，88（2）：248-253.

［40］ Trannoy A，Tubeuf S，Jusot F，et al. Inequality of Opportunities in Health in France：A First Pass［J］. Health Economics，2010，19（8）：921-938.

［41］ Fernandez-Val I，Savchenko Y，Vella F. Evaluating the Role of Income，State Dependence and Individual Specific Heterogeneity in the Determination of Subjective Health Assessments［J］. Economics & Human Biology，2017，25：85-98.

［42］ Wagstaff A，Van Doorslaer E，Watanabe N. On Decomposing the Causes of Health Sector Inequalities with an Application to Malnutrition Inequalities in Vietnam［J］. Journal of Econometrics，2003，112（1）：207-223.

［43］ Nesson E T，Robinson J J. On the Measurement of Health and Its Effect on the Measurement of Health Inequality［J］. Economics & Human Biology，2019，35：207-221.

［44］ Karvonen S，Moisio P，Vepsalainen K，et al. Assessing Health Gradient with Different Equivalence Scales for Household Income—A Sensitivity Analysis［J］. Ssm-Population Health，2021，15：100892.

［45］ Bargain O，Donni O，Kwenda P. Intrahousehold Distribution and Poverty：Evidence from Cote d’Ivoire［J］. Journal of Development Economics，2014，107：262-276.

［46］ Buhmann B，Rainwater L，Schmaus G，et al. Equivalence Scales，Well-Being，Inequality，and Poverty：Sensitivity Estimates across the Countries Using the Luxembourg Income Study（LIS） Database［J］. Review of Income and Wealth，1988，34（2）：115-142.

［47］ Vos K，Zaidi M A. Equivalence Scale Sensitivity of Poverty Statistics for the Member Sates of the European Community［J］. Review of Income and Wealth，1997，43（3）：319-333.

［48］ 寧滿秀，王小蓮. 中國農(nóng)村家庭代際經(jīng)濟支持行為動機分析［J］. 農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2015（5）：21-33.

［49］ Sircar N R，F(xiàn)riedman E A. Financial Security and Public Health：How Basic Income & Cash Transfers Can Promote Health［J］. Global Public Health，2018，13（12）：1878-1888.

［責任編輯 李新偉］

The Effect of the Basic Pension Scheme on the Health and

Income-related Health Inequality of the Elderly

CHEN Qianqian1，ZHANG Xiaoyi1，HAO Yong2

（1. School of International and Public Affairs，Shanghai Jiao Tong University，Shanghai，200030，China；

2. Tianhua College，Shanghai Normal University，Shanghai，201815，China）

Abstract：Health inequalities of the elderly are an important manifestation of the current imbalance in social development. In this context，exploring the health and health inequality impacts of the basic pension scheme for rural and urban residents is not only of great significance in comprehensively grasping the social effects of the scheme，but also in promoting health equity among the elderly. In other words，this research has an important policy value and practical significance under the strategic goals of common prosperity and healthy aging in China. Based on the data of CHARLS from 2011 to 2018，our study examines the effects of the basic pension scheme for rural and urban residents on the health and income-related health inequality of the elderly，by using propensity score-matched difference-in-difference model and concentration index decomposition. It is found that the pension scheme can significantly improve the mental health of the elderly，by providing them with a relatively stable income. However，due to the low level of the pension benefit，the absolute income effect is not significant，which means that the pension scheme failed to improve the physical health of the elderly by guaranteeing their healthy living needs. "Pro-rich" health inequality is proven to exist in the urban and rural older population groups. Still，this inequality shows a downward trend over the sample period. The pension scheme goes some way to alleviating income-related health inequalities among the elderly in the short term by benefiting low-income groups within the scheme and increasing the level of intergenerational financial support for their families. However，the mitigating effect of the pension scheme on health inequalities is likely to diminish over time，or even exacerbate health inequalities in the medium to long term. This is mainly due to the weakening of the scheme's health effects resulting from the low level of pension benefits，as well as the "pro-rich" distribution of benefits brought about by the scheme's design of subsidized mechanisms，low level of integration，and so on. Therefore，it is recommended that the design of the pension scheme be further optimized. First，expand the scheme's health-improving effect for the elderly by gradually raising the level of pension benefits. Second，expand the scheme's income redistribution efforts to realize it's role in fair income and maintaining health equity for the elderly，by encouraging low-income groups to increase their motivation to participate in the pension scheme，raising the scheme's level of coordination，and incorporating the basic pension account into the basic income guarantee framework. Finally，it is still necessary to pay attention to the health disparities caused by the large differences that exist between different income groups of the elderly，in terms of accessibility to healthcare services，health environment，and other social structural factors. Improve the health welfare of rural low-income elderly through the optimal allocation of public services and healthcare resources.

Key Words：Basic Pension Scheme for Rural and Urban Residents，Disposable Income，Health Inequality，Concentration Index

【收稿日期】 2024-03-27

【基金項目】 國家社會科學基金重大項目：我國醫(yī)養(yǎng)結(jié)合優(yōu)化模式篩選及推進醫(yī)養(yǎng)結(jié)合全覆蓋對策研究（20&ZD114）

【作者簡介】 陳謙謙（1996-），女，浙江溫州人，上海交通大學國際與公共事務學院博士研究生；章曉懿（1963-），女，上海人，上海交通大學國際與公共事務學院教授；郝 勇（1960-），男，河北邯鄲人，上海師范大學天華學院教授（通信作者）。