社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的影響
——來自斷點回歸設計的證據

孔澤宇 嚴新明 陳描描

一、引言

中國的人口老齡化具有基數大、增速快和城鄉倒置等特征。由于殘疾發生率隨著年齡增長而不斷上升，老年殘疾人的數量將隨著人口老齡化程度的加深而持續增加，殘疾人問題也將逐漸演變為老年殘疾人問題（孫計領等，2019），而問題的重點和難點主要集中在農村地區。據民政部統計，2022 年中國60 歲及以上老年人數量約為28004 萬①中華人民共和國民政部：2022 年民政事業發展統計公報[EB/OL], https://www.mca.gov.cn/n156/n2679/c1662004999979995221/attr/306352.pdf.。全國第二次殘疾人抽樣調查顯示，60 歲及以上老年人的殘疾發生率為24%，同時，城鎮和農村老年殘疾人數量分別占老年殘疾人總數的29.58%和70.42%（徐宏等，2015；孫計領等，2019）。據此測算，2022 年中國老年殘疾人數量約為6721 萬，城鎮和農村老年殘疾人數量分別為1988 萬和4733 萬。然而，受城鄉二元結構影響，農村地區的養老保障和醫療康復等公共服務供給相對落后于城鎮地區，使得農村老年殘疾人難以充分獲取制度性的正式保障，同時，城鄉人口流動帶來的家庭小型化和農村空心化削弱了家庭的非正式保障功能（徐宏等，2015），導致農村老年殘疾人面臨經濟來源有限、生計資本匱乏、養老和照護需求未滿足程度增加等諸多困境，嚴重制約了其獲得感、幸福感、安全感的提升。

生活滿意度作為個體對自身生活的總體評價，是生活質量的主觀衡量指標和幸福感的具體體現。社會養老保險作為社會保障制度的重要組成部分，是決定生活滿意度的關鍵因素。從理論層面來看，社會養老保險既能夠通過提供現金給付來保障基本養老需求，又具有促進健康投資、優化時間分配等引致效應，有利于提升生活滿意度。相關政策文件也將完善養老保障制度作為改善農村老年殘疾人生活質量的方案，例如，《關于推進基本養老服務體系建設的意見》提出，重點聚焦老年人面臨家庭和個人難以應對的失能、殘疾、無人照顧等困難時的基本養老服務需求，不斷增強老年人的獲得感、幸福感、安全感；《關于鞏固拓展社會保險扶貧成果助力全面實施鄉村振興戰略的通知》強調，優化城鄉養老保險經辦服務能力，為老年人、殘疾人等群體提供便捷服務，是推動鄉村振興戰略，實現共同富裕的有力保障。因此，探索農村老年殘疾人生活滿意度的形成機制，發揮社會保障制度在增進其民生福祉方面的優勢作用，對于推動老齡事業和殘疾人事業高質量發展具有重要意義。

據此，本文基于2011—2018 年中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，利用斷點回歸設計（RDD）分析社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的影響和作用機制。本文可能的貢獻包括：（1）以農村老年殘疾人作為研究對象，著重探索社會養老保險對其生活滿意度的影響，有利于提高政策干預效率，促進城鄉公平發展；（2）結合政治哲學、政治學和福利社會學領域的理論觀點論證社會養老保險的生活滿意度效應，引入健康效應、絕對收入效應、相對收入效應和社會參與效應進行機制解釋，拓寬了已有文獻的理論視野；（3）使用RDD克服內生性問題，提高了研究結論的可信度；（4）檢驗社會養老保險政策效果的形成機制、邊界條件和邊際閾值處理效應（MTTE），為增強其福利效應提供了政策啟示。

二、文獻回顧

（一）殘疾人生活滿意度的影響因素

生活滿意度是指個體對自身生活的總體評價，是反映生活質量和主觀幸福感的關鍵指標。本文梳理現有文獻，將殘疾人生活滿意度的影響因素歸結為生理因素、經濟因素和社會因素。

生理因素主要包括各類健康指標。健康是機體運行狀況和社會適應能力的綜合反映，良好的健康狀況既有助于個體獲取經濟和社會資源，滿足生理和安全需要，也能夠增強控制感和自我效能，緩沖日常壓力的不利影響，增進生活滿意度（Kulik，2019）。實證研究證實，殘疾人的生活滿意度與自評健康、健康滿意度、日常生活活動能力和認知能力顯著正相關，與抑郁癥狀顯著負相關（Gandy et al.，2021）。

經濟因素主要包括絕對收入和相對收入。絕對收入增長會導致預算約束向外平移，從而增加消費，提高個體效用和生活滿意度。邊際效用遞減規律表明，收入上漲帶來的效用增長會隨著收入水平提高而逐漸降低，對于面臨經濟劣勢的殘疾人而言，提高絕對收入有利于改善其生活滿意度（Cummins，2000）。同時，幸福經濟學研究表明，絕對收入雖然在特定時點上與幸福感顯著正相關，但隨著經濟增長，二者并未呈現出顯著關聯，據此，學者提出了相對收入觀點：收入標準會隨著經濟增長而提高，進而削弱絕對收入的幸福效應。相關研究發現，較高的相對收入（即較低的收入不平等或收入相對剝奪）有助于提升殘疾人的生活滿意度（De Judicibus & McCabe，2005）。

社會因素主要包括社會參與和社會支持。社會參與是指基于社區的社會交往和互動行為，有助于增加殘疾人的社會資本，為其提供幫助他人的機會，提升歸屬感和社會融入，從而提高生活滿意度（Kulik，2019；Itzick et al.，2018）。社會支持是指由其他個人或組織提供的資源，能夠產生補償效應和保護效應提高殘疾人的生活滿意度，前者是指社會支持能夠使接受者體驗到更積極的社會氛圍，改善其自尊并幫助其重塑自我價值感，從而產生與壓力源相反的影響，提高生活滿意度（羅強強、喬玥，2022）；后者是指社會支持能夠緩沖壓力源的負面影響，進而恢復生活滿意度（Itzick et al.，2018）。

（二）社會養老保險與殘疾人生活滿意度

中國的社會養老保險包括新型農村社會養老保險（新農保）、城鎮居民社會養老保險（城居保）和城鄉居民基本養老保險（城鄉居保）。新農保和城居保分別于2009 年和2011 年試點實施，于2014 年合并為城鄉居保。政策文件規定，社會養老保險采取“基礎養老金+個人賬戶”的財務模式，年滿16 歲（不含在校學生）且未參加城鎮養老保險計劃者均有資格參保，其中，年滿60 歲者無須繳費即可領取基礎養老金，不滿60 歲者須繳納個人賬戶保費，并能夠在60 歲后領取基礎養老金和個人賬戶資金。

殘疾人的身心功能損傷既會制約其勞動能力，降低其就業質量和經濟收入，又會提高其康復和照護服務需求，加劇自身及家庭的經濟和照料壓力，進而增加養老需求未滿足的發生率。從福利多元主義的視角來看，政府提供的社會養老保險能夠彌補市場和家庭福利供給功能的不足，從而保障殘疾人晚年的基本生活需要。鑒于此，國家為提高殘疾人參保率出臺了多項補貼政策，2014 年《國務院關于建立統一的城鄉居民基本養老保險制度的意見》提出，地方政府應為重度殘疾人等繳費困難群體代繳部分或全部最低標準保費；2015 年《國務院關于加快推進殘疾人小康進程的意見》提出，落實貧困和重度殘疾人參加城鄉居保的個人繳費資助政策，鼓勵有條件的地方擴大資助范圍、提高資助標準，實現殘疾人普遍按規定參保。2022 年全國參加城鄉居保的殘疾人數量為2761.7萬，參保率超過90%（中國殘疾人聯合會，2023）。如此龐大的受益規模迫切要求對社會養老保險的福利效應展開細致評估。

已有文獻對社會養老保險與殘疾人生活滿意度的關系展開了一定探索，但對其作用方向存在爭議。孫計領等（2019）基于2015 年CHARLS 數據，使用生活滿意度、情感幸福感、消費水平和居住環境衡量中老年殘疾人的生活質量，發現參加養老保險顯著改善了其生活質量。然而，羅強強和喬玥（2022）利用2018 年CHARLS 數據進行的實證分析卻顯示養老保險與中老年殘疾人的生活滿意度不存在顯著關聯。同時，由于殘疾人與失能老人存在較大交集（馮善偉，2022），關于社會養老保險對失能老人生活滿意度的影響的文獻也為本文提供了一定借鑒，但相關研究的結論同樣存在分歧。Fan et al.（2022）采用2011—2018 年CHARLS 數據研究顯示，參加養老保險或醫療保險有助于提高失能老人的生活滿意度。但是，晏月平和李雅琳（2022）使用2018 年CHARLS 數據開展的實證研究卻發現參加社會養老保險對失能老人的生活滿意度不存在顯著影響。

從目前積累的成果來看，既有文獻在以下方面仍有待完善。第一，由于殘疾發生率隨著年齡增長而逐漸提高，而且殘疾人與失能老人存在較大交集（馮善偉，2022），現有研究多以中老年殘疾人或失能老人作為研究對象，但城鄉二元結構和人口流動使得農村老年殘疾人有著更多未滿足的養老需求，因而有必要將研究對象聚焦于農村老年殘疾人，以提高政策干預效率，促進城鄉公平。第二，現有研究未能有效緩解遺漏變量偏誤和雙向因果偏誤等內生性問題，影響了研究發現的可靠性。第三，現有研究主要關注社會養老保險與殘疾人生活滿意度的直接聯系，鮮少探索其作用機制，限制了對二者關系的學理認知，難以為相關政策提供更為具體的優化路徑。

據此，本文以農村老年殘疾人為研究對象，使用RDD 檢驗社會養老保險對其生活滿意度的影響和作用機制，為完善社會養老保障制度，增進農村老年殘疾人生活滿意度提供經驗證據。

三、理論分析與研究假設

（一）社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的影響

社會政策的最終目標是增進人民福祉，學界對于社會政策的主觀福利效應展開了眾多研究。社會養老保險作為覆蓋規模最大、支出水平最高的社會政策之一，在保障個體晚年生活需要方面發揮重要作用。借鑒政治哲學、政治學和福利社會學領域的相關理論，本文認為社會養老保險是促進分配正義、彌補家庭和集體保障缺位、應對市場機制失靈的有效手段，有助于提高農村老年殘疾人的生活滿意度。

首先，在政治哲學領域，羅爾斯的差別原則指出，社會經濟制度應當通過合理的資源分配優先滿足弱勢群體的生活需要，并照顧那些因殘疾、種族和性別等結構性因素而遭受相對剝奪的群體，從而確保機會平等，提升“最不利者”的福利水平（姚大志，2018）。權利和自由、權力和機會、收入和財富等“基本善”的占有情況是識別“最不利者”的標準（姚大志，2018），農村老年殘疾人的身心衰退制約了其自主決定生活目標和行動方向的自由，城鄉二元結構則限制了其在生命歷程早期獲取教育、醫療和康復等公共服務的機會，進而造成劣勢累積，加劇晚年的經濟相對剝奪，使其成為“最不利者”之一。社會養老保險作為實現差別原則、促進分配正義的重要政策工具，能夠調節“收入”這一“基本善”的分配，優化農村老年殘疾人這一“最不利者”的福利水平，促進生活滿意度。

其次，在政治學領域，制度假說認為，社會政策通過滿足特定人群在特定領域的需求，進而提高其生活滿意度。養老保險是當個體因年老而失去勞動能力后向其提供經濟保障的最主要制度，然而，中國的養老保險最初僅覆蓋城鎮地區，農民長期依靠家庭和集體提供養老保障。改革開放以來，人民公社的取消瓦解了集體保障的經濟和組織基礎，城鄉人口流動導致的農村空心化削弱了家庭的保障功能，進而增加了農村老年殘疾人養老需求的未滿足程度。同時，由于農村老年殘疾人對于照護服務有著更高需求，家庭保障的缺位也將進一步加劇其照護需求的未滿足程度。社會養老保險能夠彌補集體和家庭保障的缺位，滿足農村老年殘疾人的基本生活需要，負擔其購買照護服務的成本，從而降低其養老和照護需求的未滿足程度，改善生活滿意度。

最后，在福利社會學領域，艾斯平—安德森的福利體制概念表明，政府和市場是生產和分配福利的兩種主要機制，其中，市場通過“商品化”過程促使個體通過出售勞動力來換取報酬，從而保證生活質量；而政府提供的社會政策具有“去商品化”功能，旨在使個體能夠在獨立于市場的情況下維持社會可接受的生活水平（艾斯平—安德森，2003）。農村老年殘疾人的健康脆弱性降低了其就業能力，農村產業結構單一性限制了其就業機會，使其難以依靠市場機制滿足生活需要。參保補貼政策顯著降低了農村老年殘疾人領取待遇的資格限制，提高了養老金的去商品化潛力，有助于應對市場機制失靈，緩解年老和殘疾等社會風險對其生計的負面影響，增加生活滿意度。

據此，本文提出如下假設：

H1：社會養老保險能夠提高農村老年殘疾人的生活滿意度

（二）社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的作用機制

本文將社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的作用機制歸結為健康效應、絕對收入效應、相對收入效應和社會參與效應。

第一，健康效應是指社會養老保險能夠改善農村老年殘疾人的健康狀況，進而提高生活滿意度。Grossman 健康需求模型指出，健康既是一種消費品，能夠增加消費者的效用，也是一種資本品，與個體的健康投資有關。個體對健康的投資會受到預算約束和時間約束，當初始健康資本存量已知且折舊率外生時，健康水平主要由投入的商品和時間決定（張郁楊、陳東，2023）。養老金收入既能放松預算約束，增加健康商品投資，也將促使受益者減少勞動供給，放松時間約束，從事更多健康行為，進而改善健康狀況，提高個體效用。農村老年殘疾人的身心功能損傷會提高健康資本的折舊率，增加醫療服務需求，而農村地區醫療資源的相對短缺將提高醫療服務的價格，加劇財務負擔。社會養老保險能夠負擔其醫療服務費用，提升健康水平和生活滿意度。

第二，絕對收入效應是指社會養老保險能夠提升農村老年殘疾人的收入水平，進而提高生活滿意度。社會養老保險的給付待遇包括基礎養老金和個人賬戶。目前，基礎養老金的全國最低標準為88 元/月，各省會根據當地經濟發展狀況出臺省定標準，多數省份超過120 元/月，部分發達省份超過800 元/月。同時，政府負責個人賬戶基金的投資運營并保證回報率，約為一年期定期存款利率。2022 年社會養老保險的平均待遇約為204.69 元/月，對農村老年殘疾人而言是一筆較為可觀的收入。由于絕對收入帶來的效用會隨著收入水平的提高而逐漸減少（Cummins，2000），農村老年殘疾人的經濟劣勢將使其從養老金收入中獲得更多效用，進而提高生活滿意度。

第三，相對收入效應是指社會養老保險能夠緩解農村老年殘疾人的收入相對剝奪，進而提高生活滿意度。從政策設計來看，社會養老保險會從兩個方向影響收入相對剝奪：源于公共財政的基礎養老金能夠實現不同階層和代際之間的再分配，從而減少收入不平等，緩解受益者面臨的收入相對剝奪；源于個人繳費的個人賬戶遵循“多繳、多補、多得”原則，能夠負擔更高繳費檔次者將獲得更多養老金給付，進而擴大收入不平等，加劇繳費困難群體面臨的收入相對剝奪（歐陽鑫、張應良，2023）。從政策實踐來看，地方政府會為貧困和重度殘疾人代繳最低檔次保費，提升了政策的再分配功能；同時，多數非殘疾參保人會選擇最低檔次繳費（歐陽鑫、張應良，2023），使得社會養老保險呈現“高福利性”的特征，不會導致明顯的福利分層。因此，社會養老保險有助于緩解農村老年殘疾人的收入相對剝奪，從而減少其與參照群體之間的“收入標準”差距，提高生活滿意度。

第四，社會參與效應是指社會養老保險能夠促進農村老年殘疾人的社會參與，進而提高生活滿意度。根據政策反饋理論，社會養老保險會產生資源效應和解釋效應提高殘疾人的社會參與。前者是指社會養老保險能夠提供金錢、時間和健康等形式的資源，從而為社會參與創造條件。后者是指社會養老保險作為一項普惠性福利，不刻意強調殘疾人與非殘疾人的身份差別，避免了對殘疾人的污名化，加強了殘疾人與非殘疾人的社會連帶，從而提高其社會參與動機。農村老年殘疾人的健康和經濟劣勢加重了其社會參與的資源約束，也使其更容易遭受殘疾歧視和年齡刻板印象，加劇社會排斥風險。社會養老保險的資源效應和解釋效應能夠緩解上述限制，促進農村老年殘疾人的社會參與，增強生活滿意度。

據此，本文提出如下假設：

H2：社會養老保險通過健康效應、絕對收入效應、相對收入效應和社會參與效應提高農村老年殘疾人的生活滿意度

四、研究設計

（一）數據來源

本文使用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）2011—2018 年數據進行實證分析。根據研究需要，本文對數據進行如下清理：（1）保留農村戶口樣本；（2）保留有“軀體殘疾”“大腦受損/智力缺陷”“失明或半失明”“聾或半聾”“啞或嚴重口吃”之一的殘疾問題的樣本；（3）剔除參與城鎮養老保險、企業補充養老保險或商業養老保險的樣本；（4）剔除2011 年未居住在新農保試點地區的樣本；（5）為緩解參保的自選擇問題，本文并未簡單將沒有參加社會養老保險的樣本剔除，而是通過上述做法將樣本限定為擁有參保資格的對象；（6）僅剔除結果變量、處理變量、驅動變量和前定變量存在缺失值的樣本，保留機制變量存在缺失值的樣本，因而基準回歸分析和機制檢驗的樣本量不一致。

（二）變量設置

1.結果變量

本文的結果變量為生活滿意度。對應題項為“總體來看，您對自己的生活是否感到滿意”，一點也不滿意=1，不太滿意=2，比較滿意=3，非常滿意=4，極其滿意=5。

2.驅動變量

本文的驅動變量為年齡。根據樣本的出生年月和受訪年月進行設置，精確到季度水平。

3.處理變量

本文的處理變量為社會養老保險。由于新農保在2014 年與城居保合并為城鄉居保，本文將在2011—2013 年領取新農保和在2015—2018 年領取新農?；虺青l居保的樣本視為領取社會養老保險，賦值為1，反之賦值為0。

4.前定變量

是否加入控制變量不會明顯改變RDD 估計結果，但若控制內生變量則會引起估計偏差。因此，本文控制了性別、婚姻狀況、學歷、醫療保險、家庭規模、子女數量和居住安排等前定變量。

5.機制變量

本文的機制變量包括健康狀況、收入水平、收入相對剝奪和社會參與。健康狀況包括自評健康、日常生活活動能力、慢性病數量和抑郁情緒；收入水平以樣本的個人年收入進行衡量，為緩解異方差問題和通貨膨脹影響，本文對其進行對數變換并使用以2010 年為基期的居民消費價格指數進行平減；由于本文對收入進行對數處理，故使用個人年收入的Podder 指數衡量收入相對剝奪；社會參與以樣本參與“串門、跟朋友交往”“打麻將、下棋、打牌、去社區活動室”等活動的平均頻率進行衡量①受篇幅限制，描述性統計結果未列出，讀者如有興趣可聯系編輯部索取。。

（三）識別策略

在估計社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的影響時會受到遺漏變量偏誤和雙向因果偏誤的影響。為緩解上述內生性問題，本文使用RDD 進行實證分析。

RDD 的原理是利用外生規則，使得存在一個驅動變量，當該變量大于某一閾值（即斷點）時，個體接受處理的概率會出現非連續變化。若個體無法完全操縱驅動變量，則可利用上述規則在一個小范圍（即帶寬）內構造“局部隨機實驗”，識別處理變量對結果變量的因果效應。政策文件規定，參保者可在年滿60 歲后領取養老金，從而提供了一個年齡斷點，使得個體領取養老金的概率會在60 歲時產生非連續變化。然而，受到地方政府政策執行的差異，年滿60歲的參保者不一定會領取養老金，而不滿60 歲的參保者也有可能領取到養老金，符合模糊斷點回歸設計（FRD）的特點。據此，本文構建如下FRD 模型估計社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的影響：

其中，式（1）為簡約式模型，式（2）和式（3）為兩階段回歸模型。為生活滿意度，為分組變量，即是否年滿60 歲，為社會養老保險，為第一階段回歸的擬合值，是關于年齡和分組變量的多項式函數，為前定變量，、和為隨機擾動項。

FRD 模型可以使用兩階段最小二乘法的參數方法和局部線性回歸的非參數方法進行擬合。參數方法的帶寬選取帶有主觀性，估計的有效性對多項式函數形式較為敏感。非參數方法使用數據驅動的方式計算最優帶寬，利用核函數對最優帶寬內的樣本進行加權，使用驅動變量的1 次項及其與分組變量的交互項進行線性擬合，具有較好的簡潔性、準確性和穩定性。據此，本文在基準回歸中使用最小化覆蓋誤差率（CER）最優帶寬和三角核函數進行非參數估計，在穩健性檢驗中展示參數估計結果以及更換帶寬和核函數的非參數估計結果。

五、實證結果與分析

（一）有效性檢驗

RDD 識別有效性的前提是樣本不能完全操縱驅動變量。若樣本知道處理狀態的分配規則并對驅動變量進行操縱，則會導致RDD 識別無效。據此，本文使用以下兩種方法進行有效性檢驗。

其一是檢驗驅動變量在斷點前后的連續性。該方法的原理是：若樣本無法完全操縱驅動變量，則斷點前后的樣本數量應當大致相等。本文通過檢驗斷點兩側驅動變量密度函數的連續性進行操縱性檢驗。結果顯示，T 值為0.642，p 值為0.521，無法拒絕年齡密度函數在斷點兩側連續的原假設，說明驅動變量在斷點前后具有連續性。

其二是檢驗前定變量在斷點前后的連續性。該方法的原理是：若樣本不能精確操縱驅動變量，則驅動變量取值相近的樣本在可觀測特征上不應存在顯著差異。本文以前定變量作為被解釋變量，在各自的最優帶寬下建立簡約式模型進行回歸分析，檢驗前定變量在斷點處的連續性。結果顯示，年滿60 歲對所有前定變量均不存在顯著影響①受篇幅限制，有效性檢驗結果未列出，讀者如有興趣可聯系編輯部索取。，說明前定變量在斷點前后均不存在系統性差異，為后文RDD 估計結果的有效性提供了證據。

（二）圖形分析

圖1 顯示，樣本領取社會養老保險的概率在60 歲處存在明顯的向上躍遷，大約提高了30%；同時，未滿60 歲者領取養老金的概率并不完全等于0，年滿60 歲者領取養老金的概率也并不完全等于1，說明并非全部樣本均是政策規定的依從者，建立FRD 模型進行回歸分析是合理的。

圖1 處理變量的圖形分析

圖2 顯示，樣本的生活滿意度在60 歲處同樣存在明顯的向上躍遷，大約提高了0.2個單位。因此，處理變量和結果變量在斷點處均存在非連續變化，即領取養老金可能影響生活滿意度。

圖2 結果變量的圖形分析

（三）基準回歸分析

表1 為基準回歸分析結果。由于是否加入前定變量對核心解釋變量的回歸系數大小和顯著性影響較小，本文基于全模型結果進行解釋。第（2）列顯示，年滿60 歲顯著正向影響生活滿意度，符合領取資質使生活滿意度提高了0.191 個單位。第（4）列顯示，年滿60 歲顯著正向影響領取社會養老保險的概率，符合領取資質使領取養老金的概率提高了26.3%。第（6）列顯示，社會養老保險顯著正向影響生活滿意度，領取養老金使生活滿意度提高了0.737 個單位，假設H1 成立。

表1 基準回歸分析

（四）穩健性檢驗

為驗證結果的穩健性，本文進行以下穩健性檢驗。（1）更換帶寬：使用最小化均方誤差（MSE）、斷點兩側不相等的CER（CERTWO）和MSE（MSETWO）最優帶寬進行回歸；（2）改變核函數：使用均勻核函數和伊潘涅切科夫核函數進行回歸；（3）參數方法：由于CER、MSE、CERTWO 和MSETWO 最優帶寬介于2—6 歲，使用2—6 歲的整數帶寬進行參數估計；（4）使用連續處理變量：將養老金數額作為處理變量，根據結果變量和處理變量在斷點處的平均變化，使用局部沃爾德比率估計處理效應；（5）安慰劑檢驗：將斷點設定為55—65 歲的整數年齡（不含60 歲），若處理效應在偽斷點處仍然顯著，則說明RDD 無效，反之說明基準回歸結果具有穩健性。穩健性檢驗（1）—（4）的處理效應均顯著為正，穩健性檢驗（5）的處理效應在偽斷點處均不顯著①受篇幅限制，穩健性檢驗結果未列出，讀者如有興趣可聯系編輯部索取。，說明基準回歸結果具有較高的穩健性。

六、進一步分析

（一）機制檢驗

本文在各自的最優帶寬下估計社會養老保險對機制變量的影響，檢驗健康效應、絕對收入效應、相對收入效應和社會參與效應是否成立，結果見表2。

表2 機制檢驗

Panel A 顯示，社會養老保險不會顯著影響自評健康、日常生活活動能力、慢性病數量和抑郁情緒?？赡艿慕忉屖?，社會養老保險的保障水平相對較低，領取養老金僅能夠滿足個體的基本健康需求（張郁楊、袁微，2022）。由于農村老年殘疾人通常需要更加專業化的醫療康復服務，僅靠社會養老保險不能充分滿足其健康需求，難以有效改善其健康狀況。

Panel B 顯示，社會養老保險顯著正向影響個人年收入，領取養老金使個人年收入提高了397.7%。需要說明的是，由于農村老年殘疾人的就業質量較低，大量樣本的個人年收入接近于0，而且本文對收入進行了對數變換，使得領取養老金帶來的收入增長將體現為比例的極大增加（張川川等，2015）。因此，社會養老保險能夠產生顯著的絕對收入效應，從而提高生活滿意度。

Panel C 顯示，社會養老保險顯著負向影響收入相對剝奪，領取養老金使收入相對剝奪降低了2.000 個單位。由此可見，雖然農村老年殘疾人面臨的多重劣勢會使其落入初次分配的不利一端，但公共財政對社會養老保險基礎養老金的“出口補貼”和對個人賬戶繳費的“入口補貼”將產生顯著的再分配效應，優化收入分配格局，減少收入相對剝奪，從而轉化為顯著的相對收入效應，提高生活滿意度。

Panel D 顯示，社會養老保險不會顯著影響社會參與。原因可能在于，農村老年殘疾人參與社會活動所需的資源不僅包括經濟收入，也涵蓋健康狀況和家庭支持，根據權變資源基礎應對理論，只有特定類型的資源才能夠促進社會適應（Kulik，2019）。對于嚴重失能失智的農村老年殘疾人而言，其自身的健康劣勢及其家庭成員的照料負擔會限制其社會參與，僅依靠養老金收入無法緩解上述不利因素，難以促進社會參與；而失能失智程度較輕者通常會從事有酬勞動，較低數額的養老金不足以擠出其勞動供給，難以提升社會參與動機。因此，社會養老保險無法產生社會參與效應來提高生活滿意度。

因此，社會養老保險主要通過絕對收入效應和相對收入效應提高農村老年殘疾人的生活滿意度，假設H2 部分成立。

（二）異質性分析

農村老年殘疾人作為一個非均質的群體，社會養老保險對于不同群體的生活滿意度可能產生處理效應異質性。據此，本文基于性別、學歷和居住安排劃分出不同的子樣本，使用分樣本回歸方法進行異質性分析，結果見表3。Panel A 顯示，社會養老保險顯著正向影響男性的生活滿意度，但不會顯著影響女性的生活滿意度?？赡艿脑蚴?，農村老年殘疾女性的受教育程度較低，更有可能受到傳統性別角色規范的約束，進而降低其家庭決策力，獲得養老金無法有效提升其家庭地位和議價能力，難以利用這筆收入滿足自身消費需求。因此，社會養老保險更有利于提升農村老年殘疾男性的生活滿意度。

表3 異質性分析

Panel B 顯示，社會養老保險顯著正向影響初中及以上學歷者的生活滿意度，但不會顯著影響小學及以下學歷者的生活滿意度。原因可能在于：第一，教育是社會經濟地位的重要指標，學歷較高者的收入水平相對較高，更有可能選擇較高的繳費檔次，從而獲得更多的養老金給付和更高水平的主觀福利；第二，教育與政治練達程度有關，學歷較高者能夠理解社會養老保險的政策設計及其運行方式，進而形成積極選擇，提高個體效用水平；第三，教育能夠提高認知能力，學歷較高者能夠有效利用養老金收入（張郁楊、袁微，2022），從而產生更高的生活滿意度。因此，社會養老保險更有利于提升初中及以上學歷的農村老年殘疾人的生活滿意度。

Panel C 顯示，社會養老保險顯著正向影響不與子女同住者的生活滿意度，但不會顯著影響與子女同住者的生活滿意度。原因可能在于，日益頻繁的城鄉人口流動對農村地區傳統的家庭養老模式構成了嚴重沖擊，社會養老保險提供的正式社會支持能夠在一定程度上替代原本由子女提供的非正式社會支持，從而彌補家庭養老功能缺失，提高生活滿意度。因此，社會養老保險更有利于提升不與子女同住的農村老年殘疾人的生活滿意度。

（三）邊際閾值處理效應

受健康狀況和勞動能力限制，殘疾人退出勞動力市場的時間通常早于社會養老保險的領取年齡，使得殘疾人的收入水平會在中老年階段出現明顯下滑，進而影響其生活質量（李懂文等，2021）。那么，若規定的養老金領取年齡適當提前，其政策效果能否進一步提升？本文通過估計社會養老保險的邊際閾值處理效應（MTTE）探索這一問題，結果見表4。MTTE是指斷點閾值的變化所引起的處理效應邊際變化。本文的MTTE 反映了當規定的養老金領取年齡改變時，社會養老保險政策效果的變化情況。Panel A 顯示，社會養老保險對生活滿意度的MTTE 顯著為負，說明提高領取年齡會削弱養老金對生活滿意度的正向影響，反之亦然。因此，若農村老年殘疾人能夠提前領取養老金，社會養老保險對其生活滿意度的促進作用將進一步提升。

表4 邊際閾值處理效應

為明確上述結果的生成機制，本文進一步估計了社會養老保險對機制變量的MTTE。Panel B 顯示，社會養老保險對抑郁情緒的MTTE 顯著為正，對其他健康指標的MTTE 不顯著，說明提高領取年齡會使養老金對抑郁情緒產生正向影響，但對其他健康指標的影響不變，反之亦然。因此，若農村老年殘疾人能夠提前領取養老金，社會養老保險將顯著減少其抑郁情緒。根據Grossman 健康需求模型，一方面，健康的折舊率和影子價格會隨著年齡的降低而逐漸減少，進而減輕健康投資的成本，增加健康需求；另一方面，在年齡較低時進行健康投資將增加投資回報期，進而提高健康收益，擴大健康需求（張郁楊、袁微，2022）。同時，考慮到年齡的略微變化不會顯著改變農村老年殘疾人進行身體健康投資的成本和收益，因此，提前領取養老金更有助于改善其心理健康。

Panel C 顯示，社會養老保險對個人年收入的MTTE 顯著為負，說明提高領取年齡會削弱養老金對個人年收入的正向影響，反之亦然。因此，若農村老年殘疾人能夠提前領取養老金，社會養老保險將進一步提高其個人年收入。由于殘疾人在55—60 歲面臨收入缺口（李懂文等，2021），提前領取養老金能夠及早發揮其經濟保障功能，進而擴大絕對收入效應。

Panel D 顯示，社會養老保險對收入相對剝奪的MTTE 顯著為正，說明提高領取年齡會削弱養老金對收入相對剝奪的緩解作用，反之亦然。因此，若農村老年殘疾人能夠提前領取養老金，社會養老保險將進一步緩解其面臨的收入相對剝奪。由于農村殘疾人的收入會在中老年期間開始下滑，這會擴大其與參照群體的收入差距（李懂文等，2021），提前領取養老金將盡早發揮其再分配功能，進而增強相對收入效應。

Panel E 顯示，社會養老保險對社會參與的MTTE 不顯著，說明提高領取年齡不會改變養老金對社會參與的影響。原因可能在于，養老金收入這一資源既不足以緩解重度殘疾人的健康劣勢及其家庭成員的照料負擔，也難以有效提升中度和輕度殘疾人的社會參與意愿，因此，提前領取養老金亦無法促進農村老年殘疾人的社會參與。

七、結論與政策建議

本文基于2011—2018 年中國健康與養老追蹤調查數據，使用斷點回歸設計實證分析社會養老保險對農村老年殘疾人生活滿意度的影響和作用機制。研究發現：（1）領取社會養老保險能夠提高農村老年殘疾人的生活滿意度；（2）社會養老保險能夠產生絕對收入效應和相對收入效應，提高農村老年殘疾人的收入水平，緩解收入相對剝奪，進而提高生活滿意度；（3）社會養老保險更有利于提升男性、初中及以上學歷和不與子女同住者的生活滿意度；（4）提前領取社會養老保險能夠進一步提高農村老年殘疾人的收入水平，緩解收入相對剝奪，減少抑郁情緒，進而促進生活滿意度。

基于上述發現，為提升農村老年殘疾人的生活滿意度，應當從擴面、提標和增效三個角度完善現有的社會養老保險制度。

第一，擴面是指有序擴大社會養老保險的覆蓋率。實現農村老年殘疾人普遍參保，及時發放養老金待遇，有助于提高其生活滿意度。因此，國家應貫徹社會養老保險的自愿參保原則，利用流程簡化、信息披露和社會規范等非強制性的“助推”機制影響農村老年殘疾人及其家庭成員的決策過程，提高參保意愿。同時，國家應適當降低農村老年殘疾人領取養老金的規定年齡，提前發揮其政策效果。另外，基層政府應規范政策執行標準，按時足量發放養老金待遇，減少錯領和漏領現象，充分發揮其主觀福利效應。

第二，提標是指適度提升社會養老保險的待遇水平。絕對收入效應和相對收入效應是社會養老保險促進農村老年殘疾人生活滿意度的關鍵機制，上述機制與其待遇水平密切相關。因此，國家應完善社會養老保險的待遇調整機制，根據經濟增長和居民消費水平相應提高基礎養老金標準，保障晚年經濟安全。地方政府應提高殘疾人參保補貼標準，增加“入口補貼”額度，強化政策的再分配功能。社會保險機構應拓寬基金運營渠道，提高個人賬戶收益，增強社會養老保險的經濟效應，提升農村老年殘疾人的生活滿意度。

第三，增效是指全面增強社會養老保險對于不同群體的政策效能。社會養老保險的主觀福利效應主要惠及男性、初中及以上學歷和不與子女同住者，說明該政策雖然有助于彌補家庭養老功能的不足，但對于女性和受教育水平較低者等弱勢群體的保障功能仍然有限。因此，政府既應加強宣傳教育，推動農村地區的傳統性別角色觀念轉型，提升女性的財務自主權，鼓勵其利用養老金優先滿足自身消費需求；又應實現政策推廣工作的精細化，使用易于理解的方式講解參保條件、繳費檔次和待遇標準等民眾最為關心的內容，改善文化程度較低者的政策意識，優化其參保決策，增強社會養老保險的政策效能。