一、引　言

截至2020年末，中国的老年人口（60岁及以上）已达到约2.54亿，占总人口的18.1%，其中高龄老年人口（80岁及以上）达到约3000万。 ²²这一老龄化趋势将对社会保障制度、经济增长和家庭结构产生深远的影响，并对老年人口的福利和生活质量提出了更高的要求。因此，探讨如何通过有效的公共政策改善和保障老年人群的身心健康状况已经成为一项具有重大理论意义和现实价值的研究课题。

在经济社会演变和老年人口健康需求动态变化的背景下，我国传统的基本公共服务供给水平在加速的老龄化进程中表现出明显的不足。随着社会主要矛盾转变为人民群众对美好生活的向往和发展的不平衡不充分，公共服务的供给需从完善基本公共服务体系逐渐向促进公共服务的均等化转变，以“公平可及”为当前发展阶段的公共服务政策的主要目标（姜晓萍和吴宝家，2022）。作为政府提供以改善公民生活、推动社会公平和发展的公共产品，公共服务的可及性不仅是公民权利保障的重要体现，也是公共资源分配效率、社会公平和稳定的关键因素（王震，2023）。对于老年人群，公共服务的可及性显得尤其重要。随着身体和精神状况的逐渐衰退，老年人面临多重挑战，包括生理健康问题、心理压力以及经济困境等，这使他们对公共服务的需求远超其他人群。公共服务的可及性不仅可以满足他们的基本需求，还能提升他们的生活质量和健康状况。《“十四五”健康老龄化规划》明确指出，提升健康服务供给水平是建设“健康中国”的关键。因此，提供与老年人特殊需求相匹配的公共服务、优化公共服务供应结构以及强化公共服务的可及性是提升老年人福利水平的有效途径，也是社会文明进步的必然趋势。

老年优待政策作为针对老年人群的特定公共政策，其主要目标是提高公共服务的可及性和承受力。在保证老年人享有基本社会保障和公共服务的前提下，老年优待政策主要在医疗、食品、住宅、公用事业、交通、娱乐等领域，通过经济补贴、价格优惠以及服务便利化等多种形式，提供了针对性的优待政策与支持。例如，提供免费或低价的公共交通服务和定期免费体检。从理论上讲，老年优待政策可能通过多个路径对老年人的身心健康产生积极影响。从经济支持的角度看，这类政策通过提供财政补贴或优惠价格，能够降低老年人的生活成本，缓解他们的经济压力，进而有利于他们的身心健康（Jensen和Richter，2004）；从服务供给的角度看，老年优待政策通过提供便利服务，能够改善老年人的生活环境，提升他们的生活品质，对他们的身心健康产生积极影响（Lynch等，1997）；从社会关怀的角度看，老年优待政策能够增强老年人的社会地位和自尊心，进一步改善他们的心理状态（Kawachi和Kennedy，1997）。

本文旨在从老年健康角度评估我国近年来实施的老年优待政策的效果和影响，为进一步完善老年人优待制度提供参考。在探讨公共服务供给对老年健康的影响方面，现有文献主要关注公共财政支出、社会保障以及社区支持等领域。例如，部分研究揭示，政府在公共卫生领域的财政投入对维护老年人健康起到了重要作用（Bokhari等，2007）；退休保险制度通过改善老年人的生活质量，对其健康产生了积极影响（Schatz等，2012）；社区养老支持能够提升老年人的自理能力和社会交往能力，从而提升他们的整体健康水平（陈飞和陈琳，2023）。然而，较少研究是从公共服务可及性的角度来分析与老年人健康需求相匹配的公共服务供给对老年人身心健康的影响机制和效果评估。

基于中国老年社会追踪调查的三期面板数据，本文实证验证了老年优待政策对于老年人身心健康水平具有显著的促进作用，这一结论在缓解样本选择偏误后依然稳健。机制分析表明，老年优待政策增强了老年人的消费能力，优化了消费结构，提高了公共服务的可及性，明显改善了社会“尊老、敬老”的氛围，提供了更多社会互动机会，从而有效提升老年人身心健康水平。异质性分析发现，低龄、农村地区以及教育程度较低的老年人更可能从政策中获益，在较高公共服务供给水平的城市具有更明显的政策效应。本文还分析了地方性老年优待政策的实施情况，发现部分地区仍存在户籍限制，但即使对外地户籍老人，老年优待政策也呈现出显著的身心健康改善效果。这可能与良好的本地社会氛围和丰富的社会互动机会有关。为更全面地评估老年优待政策，本文进行了成本和收益的对比。结果表明，只要每年用于老年优待政策的专项财政投入不超过人均219元（以2016年为基准），则该政策可被视为具有社会正向效益。

本文的边际贡献主要体现在两个方面：第一，本文从经济学视角对我国的老年优待政策进行了较为全面的经验评估，重点检验了其对老年人生理、心理和社会适应健康的影响，并从健康角度采用成本收益法给出了财政投入的合理区间，为进一步深化完善老年优待政策提供了实证依据；第二，本文注重从经济学与社会学的跨学科视角探讨了老年优待政策改善老年健康的机制路径。文章提出了经济效应、服务效应、认同效应和社会互动效应四种机制渠道，并进行了实证验证，为公共政策评估和老龄化研究提供了补充。

文章余下内容安排为：第二部分是研究背景；第三部分是理论分析和研究假说；第四部分是研究设计；第五部分是经验研究结果，呈现老年优待政策对老年人身心健康的影响；第六部分是机制检验，探讨老年优待政策如何改善老年人身心健康；第七部分是进一步分析；最后是结论与启示。

二、研究背景

（一）政策背景

2005年，全国老龄办发布《关于加强老年人优待工作的意见》，其作为我国老年优待领域的首个全国性专项文件，系统全面地阐述了老年社会优待的实施目标和规划。2013年，《关于进一步加强老年人优待工作的意见》进一步完善了老年优待政策，我国老年人优待工作进入系统化和全国化发展阶段。2021年，《中共中央 国务院关于加强新时代老龄工作的意见》进一步强化了老年优待工作，鼓励有条件的地方拓展优待项目、创新优待方式。

中国的老年优待政策主要针对60岁及以上的人群，从多个方面规定了具体的优待措施。比如，在医疗卫生方面，卫生机构要为65岁及以上的常住老人免费建立健康档案，并且至少每年提供一次免费体检；在交通出行方面，公共交通工具设立的老年人专座至少达到座位数的10%；在文化休闲方面，各类公共文化场馆如博物馆、美术馆、图书馆等要向老年人免费开放。

（二）典型事实 ¹

针对老年人群体的特殊需求给予相应的社会优待，这是老年优待政策的突出表现方式。总体而言，我国的老年社会优待可以分为一般优待、医疗优待以及休闲出行优待三大类。

对于不同类型的优待情况，老年人享有比例都存在较大差距。休闲出行优待的享受比例相对较低，一般优待的享受比例相比前者要更高，而医疗优待的享受比例内部差异较大。在城乡之间的差别也非常明显，除了在免费体检中农村老年人享有的比例略高于城市外，城市的老年优待整体比例远远高于农村地区。

在性别方面，总体上没有明显的社会优待享有比例的男女差异。虽然在休闲出行优待中，男性老年人比例均略高于女性老年人，但是在医疗优待方面，女性老年人并没有处于弱势地位。在年龄方面，老年人享受社会优待的比例随年龄的增加呈现出倒“V”形分布：在85岁以下的老年人中，随着年龄上升，老年优待的比例大体表现为上升趋势，而85岁及以上的老年人享有社会优待的比例明显下滑，70岁至84岁老年人享受社会优待的比例最高且相对稳定。

随着老年人文化程度的提高，老年人享受社会优待的比例也随之增加且增幅扩大。从一般优待来看，未上过学的老年人办理老年优待卡的比例仅为26.0%，而本科及以上的办理比例则达到了前者3倍多；从出行优待来看，未上过学的老年人享受过公共交通票价、公园门票、旅游景点门票和公共文化场所门票减免的比例分别为13.3%、6.8%、4.4%和1.9%；本科及以上的老年人享受这些优待政策的相应比例分别达到了69.1%、56.9%、46.3%和28.9%，相较前者有较大幅度提升。

三、理论分析和研究假说

老年优待政策立足于老年人的实际需求，通过优化生活环境、提升公共服务的可及性以及在医疗、交通、娱乐等方面的经济与情感支持，将对老年人的身心健康产生积极影响。具体而言，老年优待政策提供经济补贴、服务供给、社会关怀等多方面支持，这可能通过提升老年人消费能力并优化消费结构，改善公共服务的可及性，营造社会“尊老、敬老”的氛围以及提供更多社会互动机会来影响老年人健康。因此，本文主要从经济效应、服务效应、认同效应和社会互动效应等角度，探讨老年优待政策的传导路径。

（一）老年优待政策对老年人健康的影响

老年优待政策在医疗卫生方面提供的服务可以使老年人更好地了解自身健康状况并及时治疗，从而直接促进身心健康（Jensen和Richter，2004）。在经济支持方面，补贴和优惠措施能够减轻老年人的生活成本和经济压力，这对改善其身心健康具有积极作用（Lynch等，1997）。更便利的公共服务也能改善老年人生活环境和生活质量，对身心健康产生正向影响（陈飞和陈琳，2023）。此外，老年优待政策所体现出的社会尊重和关怀，能增强老年人的自尊和社会包容感，有助于心理健康的改善（Kawachi和Kennedy，1997）。因此，本文提出研究假说1。

假说1：老年优待政策能显著提高老年人的身心健康。

（二）老年优待政策影响老年人身心健康的作用机制

首先，老年优待政策为老人提供了更多经济支持，这可能通过增加老年人的可支配收入和消费能力、降低预算约束以及优化消费结构来影响其健康。在生理层面，预算约束的放宽可以增加老年人在健康投资和相关商品服务上的支出，改善身体健康状况（张郁杨和袁微，2022）。消费结构的升级可以获得更好的营养，利于家庭成员健康（陈屹立和聂璇，2023）。在心理层面，经济支持可以提升老年人的经济安全感和自尊心，减轻压力和焦虑（Lin等，2019），合理的健康消费决策也能降低老年人面临的身心健康风险（Woo等，2006）。

其次，老年优待政策提高了公共服务的可及性，帮助老年人更便捷高效地获得公共服务，并通过改善生活环境和生活质量影响健康。在生理上，公共设施的改善可以提升老年人生活的便利性和质量，产生积极健康效应（Lei和Feng，2021）。在心理上，公共环境的改善可以通过增强社会包容和参与感，减轻老年人的孤独感并提升其健康水平（Zeitler等，2012）。

再次，老年优待政策通过营造良好的环境，增强社会对老年人的关怀，从而提高老年人的健康水平，这些影响更多体现在心理层面：一方面，社会对老年群体的尊重与关心有利于构建广泛的社会信任，对老年人的幸福感产生正向影响（Zhou等，2021）；另一方面，舒适安全的社会环境可以增强老年人的社区依赖感，帮助其形成健康的生活方式（Awick等，2015）。社会认同还可以激发老年人的自我实现意识，提高其生活独立性，增强社会层面的活力（Knapp，1977）。

最后，老年优待政策为老年人提供更多社会互动机会，通过拓展社交网络和社会关系，影响其身心健康：一方面，便捷的公共交通可以鼓励老年人参与社区生活（Coronini-Cronberg等，2012），增强与家人朋友的社交往来，保护老年人的身心健康（Tang等，2020）；另一方面，参与志愿服务等社会活动可以缓解老年人的孤独感和抑郁情绪，从而保持其良好的心理健康（倪晨旭等，2023）。

基于以上分析，本文归纳提出假说2，并在图1中展示老年优待政策影响老年人健康的机制。

假说2：老年优待政策通过经济效应、服务效应、认同效应和社会互动效应提升老年人身心健康水平。

四、研究设计

（一）样本数据

本文使用的数据主要来自2014年、2016年与2018年中国老年社会追踪调查（China Longitudinal Aging Social Survey，下文简称CLASS）。CLASS覆盖了30个省份、400多个村级单位的1.1万余名60岁以上的老年人。城市数据来自对应年份的《中国城市统计年鉴》。

（二）模型与变量

本文主要考察老年优待政策对老年人身心健康水平的影响。由于老年优待政策是分地区、逐年实行的，具有准实验的良好特点，本文采用交叠双重差分模型（Staggered DID）来识别老年优待政策前后老年人身心健康水平发生的变化，基准模型构建如下：

其中，被解释变量$ Healt{h}_{ict} $表示地级市$ c $的老年个体$ i $在$ t $年的身心健康水平，主要包含了自评健康、抑郁风险、社会适应和幸福感等信息，并用认知得分、是否住院等客观健康指标作为稳健性检验；核心解释变量$ Polic{y}_{ct} $为地级市$ c $在$ t $年是否实施了老年优待政策，其系数$ {\beta }_{1} $即为本文重点关注的估计系数，衡量老年优待政策对老年人身心健康水平的影响效用；$ {Z}_{it} $为个体层面相关控制变量，$ {Z}_{ct-1} $为城市层面取滞后一期的控制变量；$ {\mu }_{c} $与$ {\nu }_{t} $分别表示城市固定效应和年份固定效应，在稳健性检验中本文还进一步控制了个体固定效应，在控制双向固定效应的回归中，控制了不随时间变化的变量；$ \varepsilon_{ict} $为随机误差项，本文主要回归将标准误聚类在个体层面，并将聚类在城市层面的结果报告为稳健性检验。

（三）变量选取

被解释变量为老年人身心健康指数$ Healt{h}_{ict} $。根据CLASS问卷，本文选取自评健康、抑郁风险、社会适应与幸福感四个层面的指标，采用主成分分析法构建老年人身心健康指数，并进行了标准化处理，指数越大，代表老年人身心健康水平越高。主成分分析法能对重叠信息有效降维并避免对单一变量赋过高权重，从而使得到的老年人身心健康水平更具代表性。其中，自评健康为老年人对目前自己的身体健康状况打分， ¹⁵抑郁风险为抑郁自评量表（CES-D）的9道题目得分， ¹⁶社会适应为8项老年人主观社会适应问题得分， ¹⁷幸福感为老年人对当前生活满意度评分。 ²

核心解释变量为老年优待政策$ Polic{y}_{ct} $。本文以浏览地方政府门户网站和检索相关新闻报道的方式手动整理所涉及地级市出台老年人优待相关政策的具体时间数据，在调查$ t $年之前老年优待政策已经出台并实施记为1，否则为0。此外，CLASS问卷特别调查了老年人在本地是否享受过老年人优待（例如免费乘坐公交车、游览公园等），回答“是”为1，“否”则为0。这为本文政策指示变量构建的可靠性提供了一个检验。根据相关性检验，本文所构建的政策指示变量与该调查变量相关系数为0.659，在1%显著性水平上显著，表明政策指示变量是可信且有效的。

控制变量参照倪晨旭等（2023）的研究，本文控制了在个体和城市两个层面可能会影响老年人身心健康的相关因素：（1）个体层面包括老年人性别（男性=1，女性=0）、年龄、婚姻状况、 ³受教育程度、 ⁴城乡属性（居住在城市=1，农村=0）、是否为本地户口（是=1，否=0）、是否有养老金、 ⁵家庭成员数、是否与子女同住（是=1，否=0）；（2）城市层面包括城市经济发展水平 ⁶和城市公共服务供给水平， ⁷城市层面相关变量均取滞后一年。表1报告了主要变量的描述性统计。

五、实证检验：老年优待政策对老年人身心健康的影响

（一）基准回归结果

表2展示了式（1）的基准回归结果，列（2）—列（5）的因变量分别为老年人自评健康、抑郁风险、社会适应和幸福感，列（1）的因变量是这四项指标通过主成分分析法构建并标准化处理后得到的老年人总的身心健康指数。从表中可以看出，无论是总的身心健康指数还是各细分项指标，核心解释变量老年优待的系数均在5%以上的显著性水平下显著。以列（1）为例，实行老年优待政策使老年人身心健康指数提高了0.06个标准差。列（2）至列（5）结果显示老年优待政策改善了老年人健康状况，降低了其抑郁风险，提高了老年人的社会适应能力和生活幸福感。从总体上讲，基准回归结果初步证实老年优待政策对提升老年人身心健康水平有明显作用。

（二）稳健性检验

基准回归可能存在内生性问题。老年优待政策属于国家层面的战略安排，在省级指导下，地级市或区县层面制定具体的政策细则。地方政策实践的时间差异主要受宏观层面因素影响，而不会受老年人某个微观个体的身心健康水平影响。地区层面的文化、经济基础等社会特征既会影响地方政策出台时间，又会在地区所有老年人身心健康总量水平上存在差异，但在本文双向固定效应和控制城市特征情况下，不随时间变化的遗漏因素会被控制，并不会对估计造成干扰。因此，本文的反向因果问题并不严重，内生性主要表现在遗漏变量、自选择和测量误差问题：一方面，身心健康水平更高的老年人往往有更多社会互动，对相关政策了解程度更多，在生活中受到更多老年优待政策的影响；另一方面，在基准回归中使用了老年人主观感知结果作为健康指标，这可能存在一定偏差。基于此，本文从以下四个方面展开稳健性检验：更换客观健康指标、倾向得分匹配和固定效应相结合、更换聚类和固定效应层级、交叠DID的培根检验。

1. 更换客观健康指标

基于数据，本文选取老年人认知得分、 ⁸过去两年内是否住院（是=1，否=0）、日常生活自理能力ADLs得分 ⁹和工具性日常生活能力IADLs得分 ¹⁰这些客观健康指标来对式（1）进行重新估计，回归结果报告在表3。

列（1）、列（2）结果表明，老年优待政策使得老年人认知能力明显改善，住院概率显著降低。从列（3）、列（4）失能指标来看，尽管老年优待政策对老年人基本日常生活自理能力没有显著影响，但显著降低了工具性日常生活能力的失能风险。老年优待政策短期内就会使老年人有更多的社会互动，提高其外出频率，从而有效改善了老年人获得社会支持的能力，并且有效避免了社会隔离等问题带来的工具性失能，但因为身体自然老化带来的躯体性失能则可能需要长期政策实践才能起到明显效果。

2. 倾向得分匹配和固定效应相结合

为降低可观测变量选择偏误的影响，本文采用倾向值匹配法（PSM）结合固定效应模型（FE）的经典方法。以地区是否实施老年优待政策作为二值处理变量，以协变量为自变量进行Logit回归，在共同支持区间内逐年匹配个体，剔除无法成功匹配的样本后，应用固定效应模型进行估计。表4列（1）展示了在采用近邻1:1匹配后进行固定效应估计的回归结果，其他不同匹配方式结果也表现一致，说明在减轻了样本选择偏误后，本文的结论依然稳健。

3. 更换聚类和固定效应层级

本文报告了更换聚类和固定效应层级对回归结果的敏感性。表4列（2）将回归结果聚类在城市层面，列（3）固定效应层级由城市细化到个体上。可以看到，老年优待系数仍旧在5%以上的显著性水平下显著为正，换用子指标作为被解释变量的回归结果也始终与基准回归方向和显著性保持一致。

4. 交叠DID的培根检验

根据Goodman-Bacon（2021）的研究，处理效应存在异质性时，交叠DID可能存在“坏的对照组”问题。 ¹⁸为诊断这一潜在偏差，Goodman-Bacon（2021）提出了交叠DID的培根检验方法。通过分解不同样本类别系数的大小及权重，可以评估“坏的对照组”对总体DID估计值的影响程度。

表5报告了本文DID估计的培根检验分解结果。按照Margaryan（2021）通行方法，仅控制了双向固定效应，以避免控制变量影响。结果显示，DID估计值的96.9%来自良好的处理组与对照组比较，只有3.1%来自可能存在偏差的“坏的对照组”。后者与“好的对照组”结果也较为一致。这说明“坏的对照组”问题对本文DID总体估计值的影响很小。

六、机制检验：老年优待政策如何改善老年人身心健康？

（一）经济效应

老年优待政策通过提供经济补贴或优惠价格，降低老年人的生活成本，增加他们的可支配收入，使他们能够更多地消费医疗保健、食品、住房等与健康相关的商品和服务，从而改善他们的生理健康。同时，经济支持也可以缓解老年人的经济压力和焦虑情绪，增强他们的幸福感和满意度，从而改善他们的心理健康。本文以老年家庭的消费水平来衡量老年优待政策带来的经济效应，主要考察以下两个方面：一是消费规模是否扩大，即老年家庭消费支出量是否提高，具体为老年家庭过去一年总消费支出除以家庭成员数后取对数，其中包括食品、医疗、交通通讯、康复护理、文化娱乐等细分消费内容。考虑到不同省份通胀情况有所差异，为避免高估消费刺激效果，本文以2013年为基期，通过相应省份的CPI指数对老年家庭的消费进行了平减。二是消费结构是否优化，即各类消费支出在消费总支出中的比重是否发生变化，反映了居民消费品质的提升。常用的划分方法是根据马斯洛需求层次理论，将居民消费内容分为生存型消费、发展型消费和享受型消费，以发展型消费和享受型消费占总消费的比重来衡量消费升级。本文将食品消费归为生存型消费，将交通、医疗、护理消费归为发展型消费，将文化娱乐消费归为享受型消费，用发展和享受型消费与家庭总消费的比值来测度老年家庭消费结构的变化。

表6报告了老年消费水平的相关回归结果。首先，列（1）结果表明，平均而言，老年优待政策使得老年家庭人均总消费提升约4.5%。这一结果初步验证了老年优待政策给老年家庭带来的经济效应。从列（2）—列（6）细分消费内容的结果来看，老年优待政策显著增加了老年人在食品、护理、文娱方面的支出，对交通和医疗方面支出的影响则不明显。列（7）消费结构的结果则表明发展和享受型消费占比显著提高了12.1%，这有效验证了老年优待政策对我国老年人消费升级的促进作用。这些结果说明老年优待政策不仅增加了老年人的消费能力，也改善了他们的消费结构，这有利于提高他们的生活质量和健康水平。

（二）服务效应

老年优待政策可以通过提供便利服务或优先权利，从而减少老年人在获取医疗、交通、娱乐等公共服务时所面临的时间成本、信息成本和交易成本，使他们能够更方便地享受高质量和高效率的服务，从而改善他们的生理健康和心理健康。同时，服务便利性也可以增加老年人社会活动和社会联系的机会，促进他们的社会支持和社会网络的建立，从而改善他们的社会健康。在公共服务可及性方面，本文首先选取了老年人是否享受过免费公交或免费游览公园（是=1，否=0）作为老年优待政策是否使得更多公共服务惠及老年人的直接衡量指标；其次，用老年人是否使用过免费体检（是=1，否=0）、是否使用过建立健康档案服务（是=1，否=0）、社区居家养老服务使用情况（包括上门探访、服务热线、陪同看病、协助购物、法律援助、上门家务、老年饭桌、托老所和心理咨询服务，每项服务使用过则赋值为1，总分从0到9，分值越高表示老年人使用了更多的社区居家养老服务）、社区医疗服务使用情况（包括上门护理、上门看病和康复训练3项服务，每项服务使用过赋值为1，总分从0到3，分值越高表示老年人使用了更多的社区医疗服务）来衡量老年人的医疗、养老等社会保障类公共服务的可及性；最后，用老年家庭人均文化、娱乐和旅游消费支出来衡量老年人文化娱乐类公共服务可及性。

表7报告了公共服务可及性的相关回归结果。首先，列（1）结果表明，实施老年优待政策效果显著。现阶段以免费乘公交车、免费游公园为代表的基础型公共服务优待内容也必然会提高老年人对其他公共服务的可及性。其次，列（2）至列（5）结果显示，老年优待政策对老年人使用免费体检、建立健康档案、使用社区居家养老及医疗服务有促进作用，表明在“病有所医、老有所养”这两类与老年人最密切相关的基本公共服务方面，老年优待政策通过改善供给端为老年人提供了更多健康支持，有效提高了公共服务的可及性。此外，列（6）结果表明老年优待政策刺激了老年人更多的文化娱乐类消费，从侧面验证了老年人公共文化类服务的可及性也得到提高，“老有所乐”的基本公共服务需求得到满足。

（三）认同效应

社会认同效应是指个体或群体根据自身或他人的所属群体，对自身或他人进行评价和归类的过程，社会认同效应可以影响个体或群体的态度、情感和行为。老年优待政策不仅要惠及老年个体，给老年群体更多关怀，还要在社会营造“尊老、敬老”的良好风尚，推动家庭、社区共同构建老年友好型社会，发挥社会认同的积极效应，为老年人的获得感、幸福感、安全感提供有力支撑。老年优待政策通过提供优先权利，体现对老年人的尊重和关怀，增强他们的社会地位和社会价值感，使他们感受到社会的认同和尊重，从而改善他们的心理健康。同时，认同效应也可以激发老年人的积极情感和行为，促进他们的自我实现和自我发展，从而改善他们的生理健康。本文选取社区中老年人感受到的“尊老、敬老”氛围 ¹²来直接衡量“尊老、敬老”的社会风气，并参考了以下两个方面：一是对社区工作人员服务满意度， ¹³二是社区是否有老年活动室（有=1，否=0）。同时，本文还检验了老年人的主观社会感受态度。 ¹⁴

表8报告了检验社会氛围的回归结果。首先，从列（1）可以看到，实施了老年优待政策后，老年人所感受到的“尊老、敬老”的社会氛围显著改善，这表明老年优待政策不仅直接惠及老年人自身，而且也强化了整个社会对他们的敬重。其次，从列（2）中可以看到，老年优待政策与“尊老、敬老”氛围的交互项是显著为正，说明老年优待政策除了通过直接惠及老年人起到改善身心健康的作用外，还能通过倡导社会“尊老、敬老”风尚而起到间接性的正面调节效果，即当老年人在所处环境中更加受到尊重时，他们的身心健康水平会进一步提升。列（3）、列（4）的结果也显示，在老年优待政策推行后，老年人对社区工作人员服务的质量和态度更加满意，并且能够享受更多专门为他们设置的基础设施如活动室等。最后，从列（5）可以看到，在良好的“尊老、敬老”氛围下，老年人对于当前和未来社会变化更加适应和乐观，这有助于全社会共同深化“积极老龄观”和“健康老龄化”观念。

（四）社会互动效应

“积极老龄化”强调促进老年人和社会之间的互动：一方面，社会互动有助于老年人得到更多社会支持；另一方面，多样化的社会网络还有着促进健康行为和生活方式的社会规范效应（Zhang和Centola，2019）。老年优待政策可以通过提供社会认同或尊重来增加老年人的社会参与度，使他们能够更多地与家庭、社会等互动，从而改善他们的社会健康。同时，社会参与也可以增加老年人的社会支持和社会资本，提升他们的自信心和自尊心，从而改善他们的心理健康。本文从活动参与、社会奉献和社交情况三个视角来衡量老年人在过去一年中的社会互动。活动参与的指标包括老年人过去一年中参加老年大学或接受培训、观看电视或阅读、唱歌或演奏乐器、下棋打牌或打麻将、广场舞这五类活动的参与频率情况； ¹⁹社会奉献为老年人过去一年是否参与过志愿服务（是=1，否=0）；社交则选取老年人一个月至少与多少朋友见面或联系来表示。 ²⁰

表9报告了老年优待政策对老年人社会互动影响的回归结果。可以看到，老年优待政策显著增加了老年人各类社会活动的参与频率，让老年人更乐于参与志愿服务来回报社会，同时以好友网络为代表的社会联结也更加紧密。正是由于更多的社会互动增强了老年人对自身价值感和归属感的认知，并且为其提供情感支撑，使得他们的身心健康水平进一步改善。

七、进一步分析

（一）老年个体异质性分析

本文利用重要的个体特征，检验了老年优待政策对老年健康的个体异质性影响。这些特征包括性别、年龄、婚姻状态等。本文采用交互项回归模型进行分析，结果见表10。

本文分析发现，性别对老年优待政策的健康效应无显著影响，即男性和女性老年人获得的健康收益相近。在年龄层面，低龄老人更可能从政策中获益，原因可能在于他们更高的政策适应能力和接受度。老年人的婚姻状态对政策健康效果也无明显影响。农村老年居民和教育程度相对较低的老年人从政策中获得的健康效益更为显著，可能因为这些群体普遍面临健康管理资源短缺和信息不对称问题。因此，老年优待政策对这些群体有更大的健康促进潜力，有助于缩小老年健康不平等现象。

（二）公共服务供给水平的异质性影响 ²¹

机制检验部分已经证实，老年优待政策会通过提高公共服务可及性来改善老年人的身心健康。那么，在公共服务供给水平较好、老年人公共服务可及性本就更高的城市，老年优待政策起到了什么效果？在公共服务供给水平较低，并且老年人的公共服务可获得性相对较差的城市，老年优待政策是否对于提高老年人公共服务的可得性起到了更大的作用？为了对此进行验证，本文引入了老年优待政策与城市公共服务供给水平的交互项。根据回归结果，在公共服务供给水平更优的城市，老年优待政策对老年人群身心健康的综合改善效果更为显著。尽管在自我健康评估方面未见显著差异，但在降低抑郁风险、增强社会适应力和提升幸福感的各项指标上，公共服务供给水平的提高均呈现出更加积极的政策影响。

（三）老年优待政策与户籍限制

由于现行户籍制度的限制，老年优待政策在实施过程中可能存在一些问题。例如，部分地区的非本地户籍老年人群可能无法享用当地的优待政策。为了详细研究此问题，本文引入了老年优待政策与老年人户籍情况（本地户口=1，非本地户口=0）的交互项，以此检验各地老年优待政策是否普遍受到户籍制度的影响，同时评估这种影响的程度。根据回归结果，老年优待政策与本地户籍的交互项系数显著为正。在医疗服务类项目中，并未出现差异待遇。即使在有户籍限制的地区，老年优待政策对非本地户籍的老年人仍表现出相近的政策效果，交互项系数并不显著，表明老年优待政策对于改善外地户籍老年人的身心健康状况起到了积极效果。这一现象可能与当地良好的社会氛围和社会互动机制有密切关联。

（四）老年优待政策的成本和收益分析

经过本文较深入的研究，可以得出结论：老年优待政策显著提升了老年人的身心健康水平。然而，为了全面评估老年优待政策的价值，还需要从成本效益的角度进行考量。从收益的角度来看，老年优待政策不仅直接提升了老年人的身心健康水平，刺激了老年家庭的消费，也营造了良好的社会氛围。鉴于数据的限制，本研究并不能详尽地分析每一个方面的福利提升。因此，本文将只从医疗健康的角度来考察这个政策的收益。参考倪晨旭等人（2022）的研究，本文选择使用住院率作为衡量指标。根据表3列（2）的结果，老年优待政策使得老年人在当期（两年）的住院概率显著下降了5.1%。根据《2016年我国卫生和计划生育事业发展统计公报》，2016年我国人均住院费用为8604.7元，并以此作为60岁及以上老年人的平均住院费用，而2016年底我国60岁及以上老年人口约23086万人，本文得出老年优待政策每年至少使全国老年人的总住院支出减少约506.6亿元，人均减少约219元。这里的收益只包括了医疗中的住院费用，不包括门诊支出等其他可能的收益，因此这个估算结果应被看作是收益的下限，实际的收益可能会更高。从成本的角度来看，只要每年用于老年优待政策的专项财政投入不高于人均219元（以2016年为基准），那么就可以认为这个政策是具有明显正收益的。

八、结论与启示

本文利用中国老年社会追踪调查的全国代表性数据，采用交叠双重差分模型，实证检验了老年优待政策对老年人身心健康的影响。研究结果显示，老年优待政策不仅能显著提高老年人的身体健康水平，还能促进他们的心理健康和社会适应能力，这对实现健康老龄化目标和提升老年生活质量具有重要意义。

本文发现，老年优待政策主要通过增强老年人的消费能力，优化消费结构，提高公共服务的可及性，营造社会“尊老、敬老”氛围并提供更多社会互动机会来提升老年人的身心健康水平。这一发现为设计和评估老年优待政策提供了有益的参考依据。首先，需要建立稳定的经费保障和资金补助机制，减轻老年人的经济负担，满足他们多样化的消费需求。其次，通过设立专门的服务窗口或通道，为老年人享受优待服务提供更大便利。最后，社会氛围及社会互动机制提示应特别关注老年人的社会参与感和幸福感，所以优化社区资源配置，丰富老年人的社交网络和在整个社会营造“尊老、敬老”的氛围，也是提升老年人身心健康的重要途径。

研究还发现，老年优待政策存在明显的个体异质性效应。不同社会经济地位和教育程度的老年人在政策受益程度上存在差异。这表明在制定老年优待政策时，需要考虑老年人的多样化需求，实施差异化和个性化的服务，以避免供需失衡和服务质量不均的问题。特别需要关注农村及教育程度较低老年群体，本文发现他们从政策中获得的健康效益更为显著。因此，在老年优待项目集中场所开展针对性宣传，利用多种媒体渠道加大对这些群体的政策宣讲力度，能够发挥政策更大的健康促进作用，这有助于缩小老年人健康不平等。

另外，也需要特别关注老年优待政策在不同区域和人群中的公平性问题。本文发现，在公共服务供给水平较高的城市，政策效果更加显著，这突出了从供给侧进行有效改善的重要性。在具备较优质基础设施和资源条件的地区，社会保障政策能够发挥更大的效用。然而，这也意味着当前可及性不平衡可能会导致老年人口在政策受益中出现差距。因此，有必要关注老年优待政策对老年人健康差距的影响，并采取补偿措施以实现政策的普惠性。政府可以加大对发展相对落后地区设施的投入力度，提升不同地区老年服务供给体系的公平性。同时，也应关注老年优待政策中的户籍限制问题。本文发现外地户籍老年人在享受部分优待项目时仍存在一定障碍。为消除户籍制度对老年人平等享受服务的障碍，应建立统一的基本老年优待制度，建议通过立法确定全国范围内的优待项目类型、方式和标准，逐步减少地域和户籍限制。

1典型事实部分数据来源于《健康老龄化蓝皮书：中国大中城市健康老龄化指数报告（2021～2022）》，限于篇幅，部分图表分析省略，读者若是感兴趣可向作者索取。

2从1到5，分值越高越幸福。另外，主成分分析法的具体处理过程需要将抑郁风险这一负向指标转化成与其他变量方向相同的正向指标，即进行了反向赋值处理。下文被解释变量为抑郁风险的相关回归结果采用原始水平值是为了方便描述。限于篇幅，图表分析省略，读者若是感兴趣可向作者索取。

3已婚有配偶=1，未婚、分居、离异、丧偶等无配偶=0。

4最高学历是否分别为小学、初中、高中及以上的虚拟变量。

5享受城镇职工或城乡居民基本养老金=1，其他=0。

6城市经济发展水平为地区人均生产总值的对数值，考虑到不同省份通胀情况有所差异，本文以2013年为基期，通过相应省份的GDP平减指数对人均GDP进行了平减。

7基于城市公共服务供给相关统计数据，包括医院卫生院数、医院卫生院床位数、医生数、公园绿地面积、公共汽电车营运车辆数，使用主成分分析法逐年计算后进行标准化处理。

8包括考察常识性问题、简单逻辑计算和记忆能力，总分从0到16，分值越高表示老年人认知能力越好。

9综合反映了老年人完成基本生活活动是否需要他人帮助，包括饮食、穿衣、起居、如厕、室内活动、洗浴6项。需要人协助赋值1分，自理赋值0分。ADLs总分为0至6分，分数越高表示老年人失能越严重。

10综合反映了老年人能维持自理、健康并获得社会支持以及实现社会属性的活动能力，包括使用电话、穿衣打扮、爬楼梯、外出活动、乘车出行、购物、理财、提重物、烹饪、做家务10项。赋分标准与ADLs相同，IADLs总分为0至10分，分数越高表示老年人失能越严重。

11包括上门护理、上门看病和康复训练3项服务，每项服务使用过赋值为1，总分从0到3，分值越高表示老年人使用了更多的社区医疗服务。

12满意度打分，从1到5，分值越高表示老年人越满意。

13从1到5，分值越高表示老年人越满意。

14是否认为现在的社会变化越来越不利于老年人，从1到5，分值越高表示老年人对此越认同。

15从1到5，分值越高表示老年人越健康。

16问题包括积极和消极两类，积极问题采用3—1分表示“没有”到“经常”，消极问题则采用1—3分表示“没有”到“经常”，满分27分，得分越高表示老年人的抑郁风险越大。

17问题同样包括积极和消极两类，积极问题采用1—5分表示“完全不符合”到“完全符合”，消极问题则采用5—1分表示“完全不符合”到“完全符合”，满分40分，得分越高表示老年人社会适应能力越强。

18在加权平均的2×2DID中，一部分提前接受处理的样本被用作较晚处理样本的对照组。

19每项从0到4，分值越高表示老年人参与越频繁。

20从0到5，分值越大表示老年人的朋友数量越多。

21限于篇幅，下文的表格分析省略，读者若是感兴趣可向作者索取。

22数据来自于《第七次全国人口普查公报》。