延遲退休會(huì)損害健康嗎？
——基于對(duì)退而不休的研究

黃乾，于丹

(南開(kāi)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院/中國(guó)特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300071)

1 引言

根據(jù)第六次人口普查數(shù)據(jù)，我國(guó)城鎮(zhèn)60～64歲和65～69歲老年人口的勞動(dòng)參與率分別為24.30% 和15.49%，而發(fā)達(dá)國(guó)家同年齡段人口的勞動(dòng)參與率為：美國(guó)(55.80% 和31.56%)、德國(guó)(55.83%和14.00%)、法國(guó)(26.80%和.90%)、意大利(32.57% 和8.43%)、瑞典(70.31%和21.84%)、日本(62.90% 和41.44%)、韓國(guó)(59.83%和45.50%)、OECD 國(guó)家(49.12%和25.03%)?？梢?jiàn)，我國(guó)老年人口勞動(dòng)參與率明顯低于絕大部分發(fā)達(dá)國(guó)家，特別是60～64歲低齡老年人口的勞動(dòng)參與率不到大部分發(fā)達(dá)國(guó)家勞動(dòng)參與率的一半。通過(guò)積極的勞動(dòng)力市場(chǎng)政策和延遲退休年齡政策，提高老年人的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)參與程度，特別是勞動(dòng)力市場(chǎng)的參與程度，積極開(kāi)發(fā)老年人力資源，是我國(guó)應(yīng)對(duì)人口老齡化嚴(yán)峻挑戰(zhàn)的必然選擇。但是，老年人健康狀況是延遲退休年齡政策實(shí)施的前提，延遲退休不能以損害老年人健康為代價(jià)。

目前關(guān)于延遲退休政策的研究已經(jīng)很多，但主要從就業(yè)與勞動(dòng)力資源開(kāi)發(fā)、養(yǎng)老金等角度展開(kāi)，較少涉及健康問(wèn)題，相關(guān)的退休與老年人健康研究主要有三種觀(guān)點(diǎn)：

第一，退休對(duì)老年人健康產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。如Sahlgren(2012)使用歐洲11個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，分別利用配偶的特征以及法定退休年齡作為工具變量，并采取一系列方法克服內(nèi)生性，發(fā)現(xiàn)退休對(duì)自評(píng)健康、心理與身體健康都有顯著的負(fù)向影響，且短期影響不明顯，長(zhǎng)期影響越來(lái)越顯著[1]。Barnay(2015)也認(rèn)為相比就業(yè)而言，退休對(duì)健康的負(fù)向作用更加明顯[2]。

第二，退休對(duì)老年人健康產(chǎn)生顯著的正向影響。Bénédicte H.Apouey,Cahit Guven,Claudia Senik(2018)利用澳大利亞家庭微觀(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證研究了退休對(duì)健康的沖擊，發(fā)現(xiàn)退休能顯著提高健康水平[3]。一些研究發(fā)現(xiàn)，退休的積極健康效應(yīng)主要來(lái)自退休后老年人的社會(huì)參與作用。Sirven and Debrand(2008)利用反事實(shí)分析法分析了社會(huì)參與對(duì)歐洲50歲以上老年人健康的影響，他提出兩個(gè)觀(guān)點(diǎn)：一是，當(dāng)個(gè)體到達(dá)一定年齡后，其所相識(shí)的人群數(shù)量開(kāi)始減少，參加其它的社會(huì)團(tuán)體能夠幫助其維持社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模；二是，退休會(huì)導(dǎo)致認(rèn)知能力的下降，而退休后的社會(huì)參與能夠促進(jìn)大腦活動(dòng)，從而阻止該進(jìn)程，保護(hù)精神健康。通過(guò)實(shí)證研究，他證實(shí)了自己的觀(guān)點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)提高老年人社會(huì)參與有利于提高其健康水平，且能夠減輕總體之間的健康不平等[4]。之后，兩位學(xué)者又通過(guò)構(gòu)建聯(lián)合遞歸模型發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本與健康之間存在互利的關(guān)系，健康水平較高的人有更高的傾向參與社會(huì)活動(dòng)且更能從中受益(Sirven and Debrand，2011)[5]。國(guó)內(nèi)學(xué)者近年來(lái)也對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)老年人社會(huì)參與與健康之間存在互相影響的循環(huán)機(jī)制，一方面，健康狀況較好的老年人更傾向于參加社會(huì)活動(dòng)；另一方面，進(jìn)行社會(huì)參與能夠顯著的提高老年人的健康水平[6-8]。

第三，退休對(duì)老年人健康的影響是不確定的。Bassanini and Caroli(2014)通過(guò)文獻(xiàn)整理與分析，認(rèn)為退休對(duì)健康的影響取決于退休決策是自身選擇還是外在約束，如果某人退休后被迫繼續(xù)工作以及由于失業(yè)造成的被迫停止工作對(duì)健康有不利的影響，而自愿退休則對(duì)健康有正向作用[9]。Andreas Kuhn(2018)利用德國(guó)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，退休行為既可能通過(guò)減少不健康、風(fēng)險(xiǎn)高、損害大的工作而提高老年人的健康水平，也可能由于退休改變了日程生活規(guī)律、身體和精神活動(dòng)而降低老年人的健康水平[10]。由于退休影響健康存在滯后效應(yīng)，有些學(xué)者研究了退休對(duì)健康的短期和長(zhǎng)期影響(Heller-Sahlgren,2017)[11]。Dusanee Kesavayuth(2018)利用10個(gè)歐洲國(guó)家的數(shù)據(jù)采用工具變量法實(shí)證研究了退休對(duì)健康行為的影響，發(fā)現(xiàn)退休增加了一些健康行為，同時(shí)也減少健康行為，而且性別、地區(qū)、工作類(lèi)型之間存在較大差異[12]。雷曉燕等(2010)使用我國(guó)2005年1%全國(guó)人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，利用斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)(RD)發(fā)現(xiàn)在正常退休年齡(強(qiáng)制退休)，退休對(duì)男性健康有顯著的負(fù)面影響，對(duì)女性則沒(méi)有影響，而提前退休(自愿發(fā)生)對(duì)男性和女性的健康都沒(méi)有影響[13]。利用同樣的方法，王存同、臧鵬運(yùn)(2016)使用2010年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，得出了相似的結(jié)論[14]，而鄧婷鶴、何秀榮(2016)則利用2012中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)退休對(duì)個(gè)體身體健康沒(méi)有影響，對(duì)心理健康有顯著的正向影響，退休后壓力減小、認(rèn)知能力以及生活滿(mǎn)意度的提升是心理健康改善的主要原因[15]。另一方面是，老年人退休后時(shí)間安排對(duì)健康的影響。

那么，通過(guò)延遲退休政策延長(zhǎng)老年人在勞動(dòng)力市場(chǎng)的工作時(shí)間對(duì)健康會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？回答這個(gè)問(wèn)題，既可以提高勞動(dòng)者對(duì)延遲退休政策的理解和接受程度，也能促進(jìn)延遲退休政策的完善，提高老年人健康水平，實(shí)現(xiàn)健康老齡化的目標(biāo)。由于我國(guó)還沒(méi)有正式實(shí)施延遲退休政策，不能直接評(píng)估其對(duì)健康的影響，但是考慮到我國(guó)目前有大批60歲以上退休老年人仍繼續(xù)在勞動(dòng)力市場(chǎng)就業(yè)(即退而不休)，通過(guò)他們的就業(yè)行為與健康之間的因果關(guān)系可以間接反映未來(lái)延遲退休政策實(shí)施的可能健康效應(yīng)，所以本文利用2011年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用反事實(shí)分析方法實(shí)證研究老年人“退而不休”行為對(duì)健康的影響，在一定程度上模擬和評(píng)估我國(guó)延遲退休政策可能產(chǎn)生的健康后果。與已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)在于以下三個(gè)方面：一是通過(guò)退而不休對(duì)健康的影響考察了延遲退休政策對(duì)老年人健康的可能影響；二是以往文獻(xiàn)較少考慮退而不休與健康之間的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用傾向得分匹配方法在一定程度上解決了該問(wèn)題。三是以往文獻(xiàn)對(duì)老年人的健康度量比較單一，本文從自評(píng)健康、日?；顒?dòng)能力、抑郁情緒和認(rèn)知功能四個(gè)方面度量健康水平，從而比較全面地考察了延遲退休政策的老年人健康的綜合影響。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、研究方法和變量

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以北京大學(xué)“中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)項(xiàng)目調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，該數(shù)據(jù)調(diào)查對(duì)象是隨機(jī)抽取的45歲以上的人，旨在收集一套代表中國(guó)45歲及以上中老年人家庭及個(gè)人的高質(zhì)量微觀(guān)數(shù)據(jù)，用其來(lái)分析人口老齡化問(wèn)題。2011年，該項(xiàng)目進(jìn)行了全國(guó)基線(xiàn)調(diào)查，該調(diào)查包括全國(guó)150個(gè)縣、區(qū)的450個(gè)村、居，并且成功訪(fǎng)問(wèn)了10257戶(hù)家庭的17708個(gè)老年人，充分代表了中國(guó)的老年群體。由于農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)者從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)以自雇形式較多，同時(shí)受雇者大部分也沒(méi)有簽訂正式的勞動(dòng)合同，退出勞動(dòng)力市場(chǎng)不是出于制度的約束，“退而不休”行為難以界定，因此本文選取城鎮(zhèn)地區(qū)戶(hù)口類(lèi)型為非農(nóng)的60歲及以上老年人作為研究對(duì)象，經(jīng)過(guò)整理和篩選，共得到1761個(gè)有效樣本。

2.2 研究方法

老年人“退而不休”不是一個(gè)隨機(jī)行為，而是其根據(jù)自身?xiàng)l件做出的選擇，是自選擇的結(jié)果，而且這些個(gè)體特征會(huì)同時(shí)影響勞動(dòng)力供給和健康狀況，所以很難區(qū)分究竟是退而不休影響了健康還是健康狀況影響了退而不休行為的選擇。在這種情況下，采用最小二乘法來(lái)估計(jì)會(huì)產(chǎn)生自選擇導(dǎo)致的偏差問(wèn)題。想要估計(jì)“退而不休”行為對(duì)健康的影響，最理想的辦法是比較老年人退休后繼續(xù)工作與不繼續(xù)工作狀態(tài)下的健康狀況，這兩種狀態(tài)下健康狀況的差別則是“退而不休”的健康效應(yīng)。然而，現(xiàn)實(shí)中只能觀(guān)測(cè)到每個(gè)老年人在一種狀態(tài)下的情況。如果簡(jiǎn)單的用一位“退而不休”者和另一位“退而休”者之間的健康狀況差異來(lái)估計(jì)，則會(huì)帶來(lái)較大的偏差，因?yàn)閮烧咴谀挲g、生活習(xí)慣等方面都可能存在區(qū)別，而這些區(qū)別會(huì)同時(shí)影響工作行為選擇與健康。

為了解決該問(wèn)題，本文利用傾向得分匹配(PSM)方法進(jìn)行估計(jì)，該方法由Rosenbaum & Rubin(1983)最早提出[16]，目前已成為處理非隨機(jī)數(shù)據(jù)的重要實(shí)證方法之一。其核心思想是借助傾向得分構(gòu)造反事實(shí)框架，將一個(gè)退而不休老年人和與其自身特征相似的一位退而休老年人進(jìn)行匹配，由于兩者在其他方面的各項(xiàng)特征相似，可以將匹配的“退而休”老年人的健康狀況視為“退而不休”老年人退出勞動(dòng)力市場(chǎng)狀態(tài)下的情況，因此兩組樣本的健康差異可以歸因于退而不休行為。

具體而言，我們?cè)O(shè)置虛擬變量Ti={0，1}表示退休老年人i是否還在工作，其中Ti=1表示“退而不休”老年人，為處理組；Ti=0表示“退而休”老年人，為對(duì)照組。本文將選取充足有效的匹配變量，并利用Logit模型對(duì)傾向得分進(jìn)行估計(jì)，由該模型獲得的樣本接受處理的概率為傾向得分值，即p值，P=P(Ti=1)=μ(Xi)為退休者繼續(xù)工作的概率，其中Xi為匹配變量。然后，我們采用傾向評(píng)分匹配法進(jìn)行配對(duì)，PSM法將會(huì)根據(jù)處理組與對(duì)照組之間P值的相似度對(duì)二者進(jìn)行匹配。這種配對(duì)方法的有效性取決于以下兩個(gè)條件：條件獨(dú)立性條件，即控制了共同影響因素后退休者健康水平的變化與其是否工作的決定是相互獨(dú)立的，該假設(shè)要求盡可能多地觀(guān)測(cè)到影響健康與工作的變量，由于本文的數(shù)據(jù)比較豐富，能夠?qū)⑼瑫r(shí)影響兩者的變量包含進(jìn)來(lái)，未觀(guān)測(cè)到的變量不足以產(chǎn)生系統(tǒng)性影響，因此該條件得到滿(mǎn)足；共同支撐條件，即0

我們關(guān)心的是平均處理效應(yīng)ATT，退而不休行為對(duì)老年人健康的平均處理效應(yīng)可以由下式得到：

ATT=E(Yi(1)-Yi(0)|Ti=1)=E{E[Yi(1)-Yi(0)|Ti=1，p(Xi)]}

=Ep(Xi)|Ti=1{E[Yi(1)|Ti=1，p(Xi)]-E[Yi(0)|Ti=0，p(Xi)]}

其中，Yi(1)和Yi(0)分別為處理組和對(duì)照組退休者i的健康狀況。

2.3 變量選取與描述

2.3.1 自變量：退而不休

即辦理了退休和退職的老年人是否在勞動(dòng)力市場(chǎng)中工作。具體而言，即詢(xún)問(wèn)退休人員在過(guò)去一年以及過(guò)去一周是否從事過(guò)報(bào)酬性工作，或者有工作但正在休假，如果回答為是，則說(shuō)明其仍在提供勞動(dòng)力供給，屬于退而不休，賦值為1；如果為否，則賦值為0。

2.3.2 因變量：健康狀況

健康包括多種維度，如身體、心理和社會(huì)適應(yīng)性等。為了能夠全面研究延遲退休政策對(duì)老年人健康的影響，我們選取了四個(gè)相關(guān)變量進(jìn)行分析，包括自評(píng)健康、日?；顒?dòng)能力、認(rèn)知功能和抑郁情緒。

(1)自評(píng)健康(SRH)。該指標(biāo)基于問(wèn)卷調(diào)查中的問(wèn)題“您覺(jué)得自己的健康狀況怎樣”，答案分為六個(gè)選項(xiàng)，本文采用兩分法對(duì)其進(jìn)行分類(lèi)：如果受訪(fǎng)者回答“極好”、“很好”或“好”，則視為自評(píng)健康好，賦值為1；相反，如果受訪(fǎng)者回答“一般”、“不好”或“很不好”，則視為自評(píng)健康較差，賦值為0。自評(píng)健康存在許多優(yōu)良的特性，它不僅能夠反映個(gè)人對(duì)自身身體與心理健康的主觀(guān)評(píng)價(jià)與判斷，同時(shí)也是預(yù)測(cè)死亡及嚴(yán)重或慢性疾病的重要變量[17]，但該變量主觀(guān)性較強(qiáng)，存在一定缺陷，如個(gè)體為了匹配其勞動(dòng)狀況謊報(bào)健康，造成識(shí)別性偏差等，因此，本文還將采取其他健康指標(biāo)進(jìn)行分析。

(2)日常活動(dòng)能力(ADL)。包括穿衣、洗澡、進(jìn)食、起床下床、上廁所、控制大小便六項(xiàng)基本活動(dòng)能力，選項(xiàng)均為“沒(méi)有困難、有困難但仍可以完成、有困難需要幫助、無(wú)法完成”，各個(gè)選項(xiàng)分別賦值為3、2、1、0分。六個(gè)問(wèn)題所得分值相加為ADL分值，其中0分代表老年人生活完全不能自理，分值越高代表日?；顒?dòng)能力越強(qiáng)，身體越健康。

(3)認(rèn)知功能(MMSE)。包括定向力、計(jì)算力、記憶力以及結(jié)構(gòu)能力四個(gè)方面。定向力為詢(xún)問(wèn)老年人受訪(fǎng)時(shí)的日期，包括年份、月、日以及星期、季節(jié)五個(gè)問(wèn)題，每答對(duì)一題得1分，定向力為0～5分；計(jì)算力為采用問(wèn)卷中的計(jì)算力度量，即100減去7等于多少？依次減去7，詢(xún)問(wèn)5次，每答對(duì)一題得1分，計(jì)算力取值為0～5分；記憶力為調(diào)查員讀取10個(gè)詞語(yǔ)后，受訪(fǎng)者回憶并馬上復(fù)述詞語(yǔ)，幾分鐘后受訪(fǎng)者再次復(fù)述詞語(yǔ)，每答對(duì)一個(gè)得1分，取兩次得分的均值，記憶力部分取值為0～10分；結(jié)構(gòu)能力即在一張白紙上畫(huà)有交叉的兩個(gè)五邊形，要求被測(cè)試者照樣準(zhǔn)確地畫(huà)出來(lái)，正確則得1分。因此，認(rèn)知功能指標(biāo)賦值為0～21分，得分越高表示認(rèn)知能力越強(qiáng)。

(4)抑郁情緒(D)。根據(jù)問(wèn)卷中被訪(fǎng)者對(duì)抑郁量表簡(jiǎn)表的回答得到。抑郁量表包含10個(gè)問(wèn)題，其中8個(gè)為消極陳述，2個(gè)為積極陳述，選項(xiàng)均為“很少或根本沒(méi)有、不太多、有時(shí)或者說(shuō)有一半的時(shí)間、大多數(shù)的時(shí)間”，消極陳述各個(gè)選項(xiàng)分別賦值3、2、1、0分，積極陳述相反。從而抑郁情緒的得分為0～30分，得分越高表示抑郁程度越低，精神越健康。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

2.3.3 匹配變量

本文將匹配變量分為三類(lèi)：第一類(lèi)為受訪(fǎng)者個(gè)人特征變量，包括性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況；第二類(lèi)為健康行為特征變量，包括患慢性病種類(lèi)、是否殘疾、是否吸煙、是否喝酒；第三類(lèi)為社會(huì)特征變量，包括退休前身份、退休金金額、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、債務(wù)水平以及是否照看孫子女。

表1描述了匹配前樣本的基本情況。在1761個(gè)有效樣本中，退而不休者302個(gè)，退而休者1459個(gè)，處理組所占比例為17.1%。根據(jù)對(duì)因變量的分析可知，處理組在自評(píng)健康、ADL、認(rèn)知功能、抑郁情緒四個(gè)健康指標(biāo)上的均值都高于對(duì)照組，這在一定程度上說(shuō)明退而不休者的健康水平優(yōu)于退而休老年人，但不能說(shuō)明兩者之間存在因果關(guān)系，因?yàn)閮?nèi)生性存在，可能健康狀況較好的老年人退休后更愿意繼續(xù)工作。另外，處理組與對(duì)照組在各個(gè)特征變量上也存在明顯的差異。具體而言，男性退休后工作的比例更高，處理組中男性所占比例為65.2%，而對(duì)照組這一比例僅為50%；退而不休老年人的年齡較低，均值為60.7歲，婚姻狀況為在婚的比例較高；在健康特征與行為方面，處理組中患慢性病種類(lèi)以及殘疾比例均低于對(duì)照組，但是其吸煙、喝酒的比例較高；在社會(huì)特征方面，處理組退休前身份為工人的比例為79.1%，顯著高于對(duì)照組的68.6%，另外，退而不休者的退休金金額低于對(duì)照組，而債務(wù)水平明顯高于對(duì)照組。

表2 老年人退而不休的Logit模型估計(jì)結(jié)果

3 模型估計(jì)與分析

3.1 傾向得分估計(jì)

老年人退休后的工作決定取決于多種因素，傾向得分是給定這些條件的情況下接受干預(yù)的概率。本文將構(gòu)造一個(gè)老年人退而不休參與概率的Logit模型，估計(jì)傾向得分，以完成處理組和對(duì)照組的匹配，該模型為：

Logit(Ti=1)=β0+β1Xi+εi

其中，Xi為可能影響老年人退而不休概率的匹配變量。

表3 特征變量匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

表2給出了老年人退而不休的估計(jì)結(jié)果。模型的Pseu-doR2值為0.129，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度較好。性別、年齡、患慢性病種類(lèi)、退休金金額以及是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)變量對(duì)退而不休都有顯著的影響，男性、年齡小、患慢性病種類(lèi)較少、沒(méi)有參加醫(yī)療保險(xiǎn)、退休金水平較低以及債務(wù)水平較高的退休老年人更傾向于繼續(xù)工作，而其他因素的影響則不顯著。

3.2 樣本匹配平衡性檢驗(yàn)

傾向得分匹配估計(jì)的可靠性取決于“條件獨(dú)立性條件”是否被滿(mǎn)足，在獲得老年人退而不休的預(yù)測(cè)概率后，接下來(lái)需要檢驗(yàn)匹配變量和傾向得分在處理組和對(duì)照組之間是否存在顯著差異，即平衡性檢驗(yàn)。匹配后各個(gè)特征變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差越小，說(shuō)明匹配的效果越好，如果標(biāo)準(zhǔn)偏差較大，則說(shuō)明匹配變量或匹配方法選取不當(dāng)，傾向評(píng)分匹配估計(jì)無(wú)效。但對(duì)于標(biāo)準(zhǔn)偏差值的界定，目前沒(méi)有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，因此，我們依據(jù)Rosenbaum & Rubin(1985)的標(biāo)準(zhǔn)，如果匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差值絕對(duì)值大于20時(shí)可認(rèn)為匹配效果不好[18]。此處以Kernel匹配法為例說(shuō)明樣本的匹配效果，如表3所示。

根據(jù)表3最后一列t檢驗(yàn)的相伴概率值可知，配對(duì)后處理組與對(duì)照組在性別、年齡、婚姻狀況、受教育年限、患慢性病種類(lèi)、是否殘疾、是否吸煙、是否喝酒、退休前身份、退休金金額、是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、債務(wù)水平以及是否照看孫子女方面均不存在明顯的差異，且誤差偏誤的絕對(duì)值全部控制在20%以?xún)?nèi)，說(shuō)明匹配效果較好，可以認(rèn)為本文匹配變量選取恰當(dāng)。另外，K近鄰匹配法與半徑匹配法的檢驗(yàn)結(jié)果也與Kernel匹配法類(lèi)似，不再贅述。

圖1 各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖示

圖2 傾向得分的共同取值范圍

3.3 共同支撐檢驗(yàn)

共同支撐假定是進(jìn)行匹配的前提，該假定要求處理組與對(duì)照組的傾向得分取值范圍有相同的部分。如果處理組都獲得較高的傾向得分，而對(duì)照組都獲得較低的傾向得分，則共同取值范圍較小，匹配質(zhì)量較差，因此需要進(jìn)行共同支撐檢驗(yàn)，以確保兩組的傾向得分有足夠多的共同區(qū)域[19]。圖1與圖2分別表示在Kernel匹配方法下協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差變化和傾向得分的共同取值范圍。由圖1可知，匹配后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差縮小，由圖2可以直觀(guān)的看出，大多數(shù)觀(guān)測(cè)值都在共同取值范圍內(nèi)，因此在進(jìn)行傾向得分匹配時(shí)僅僅會(huì)損失少量樣本。

為了提高匹配質(zhì)量，通常僅保留傾向評(píng)分重疊部分的個(gè)體，具體來(lái)說(shuō)，如果處理組某個(gè)體的傾向得分高于對(duì)照組傾向得分的最大值或低于控制組傾向得分的最小值，則去掉該處理組個(gè)體，這樣做盡管會(huì)損失一定的樣本，但會(huì)提高匹配的準(zhǔn)確性，減少偏差。因此，我們?cè)谔幚斫M中剔除了4個(gè)觀(guān)測(cè)值，而在對(duì)照組中剔除了14個(gè)觀(guān)測(cè)值，最終處理組與對(duì)照組的樣本量分別為298與1445個(gè)。

3.4 估計(jì)平均處理效應(yīng)

本文將分別使用K近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配方法對(duì)退而不休的健康平均處理效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)。經(jīng)驗(yàn)表明，不論采用哪種方法，結(jié)果都不應(yīng)該相差太大。表4報(bào)告了平均處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

表4顯示，與個(gè)體特征相似的退而休的老年人相比，退而不休行為對(duì)退而不休老年人的日?；顒?dòng)能力具有顯著的正向促進(jìn)作用，而對(duì)自評(píng)健康、抑郁情緒和認(rèn)知能力沒(méi)有統(tǒng)計(jì)顯著的影響。以半徑匹配結(jié)果為例，在控制了選擇偏差后，退而不休本身能夠使老年人的日?；顒?dòng)能力得分提高0.263，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明退而不休行為能夠使老年人的生活處在較高的活動(dòng)頻率當(dāng)中，而退而休的老年人由于活動(dòng)較少，身體機(jī)能下降，從而其日?；顒?dòng)能力和身體健康水平明顯低于退而不休者。

另外，退休會(huì)使老年人的生活狀態(tài)、人際交往、社會(huì)地位等方面發(fā)生變化，一些老年人無(wú)法適應(yīng)這些變化，心理健康水平會(huì)下降，而退而不休行為會(huì)阻止該進(jìn)程，但根據(jù)本文的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)退而不休老年人的心理健康水平與認(rèn)知功能并沒(méi)有因?yàn)槔^續(xù)工作發(fā)生明顯變化，我們認(rèn)為，在目前階段，我國(guó)退休老年人中由于興趣以及對(duì)工作的熱愛(ài)等因素而退而不休的所占比例較少，更多的退而不休老年人是出于經(jīng)濟(jì)原因繼續(xù)留在勞動(dòng)力市場(chǎng)，即城鎮(zhèn)地區(qū)老年人退休后雖然有退休金，但部分老年人退休金水平較低，甚至債務(wù)水平較高，退而不休行為是外在因素所致，在這樣的動(dòng)機(jī)下，退而不休行為對(duì)其心理健康的影響較小。

表4 退而不休對(duì)老年人健康影響的平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

健康指標(biāo)匹配方法ATT標(biāo)準(zhǔn)差t值自評(píng)健康K近鄰匹配半徑匹配核匹配0.0430.0250.0270.0350.0320.0321.230.780.86ADLK近鄰匹配半徑匹配核匹配0.264???0.263???0.248???0.1000.0840.0822.643.103.00抑郁情緒K近鄰匹配半徑匹配核匹配-0.224-0.226-0.1780.4130.3930.384-0.54-0.58-0.46認(rèn)知功能K近鄰匹配半徑匹配核匹配-0.0270.003-0.0190.2990.2300.227-0.090.01-0.08

3.5 敏感性分析

本文通過(guò)傾向得分匹配方法控制選擇性偏差，Rosenbaum將選擇性偏差分為顯在偏差和隱藏偏差，傾向評(píng)分匹配方法(PSM)只能根據(jù)可觀(guān)測(cè)到的協(xié)變量進(jìn)行調(diào)整，而未觀(guān)測(cè)到的變量所導(dǎo)致的隱藏偏差仍然是個(gè)問(wèn)題[20]。因此，為了考察所估計(jì)的平均處理效應(yīng)的可信度，還需要進(jìn)行敏感性檢驗(yàn)，本文利用Rosenbaum邊界方法進(jìn)行檢驗(yàn)。Gamma值為1表示老年人退休后是否工作的概率是一樣的，通過(guò)賦予Gamma不同的值，Rosenbaum邊界估計(jì)給出了老年人退而不休的顯著性水平的上限和下限、Hodges-Lehmann點(diǎn)估計(jì)的最大值和最小值以及Hodges-Lehmann區(qū)間估計(jì)的上限和下限(95%置信區(qū)間)。如果Gamma的微小變動(dòng)能夠?qū)е陆y(tǒng)計(jì)推論與假定研究不會(huì)有隱藏偏差情況下的統(tǒng)計(jì)推論極為不同，那么該研究就是敏感的；如果需要很大的Gamma值(通常接近2)才改變統(tǒng)計(jì)推論，那么該研究就是不敏感的。

表5 PSM估計(jì)的敏感性分析

表5給出了退而不休對(duì)日常活動(dòng)能力的Rosenbaum邊界估計(jì)。可以看出，在1～4的區(qū)間內(nèi)，Gamma系數(shù)均沒(méi)有體現(xiàn)出其敏感性，說(shuō)明PSM估計(jì)的隱藏偏差可以忽略。此外，基于三種匹配方法的估計(jì)值差異不大，自評(píng)健康、抑郁情緒和認(rèn)知能力的檢驗(yàn)結(jié)果與日?；顒?dòng)能力結(jié)果類(lèi)似，這說(shuō)明上述使用傾向得分匹配方法估計(jì)退而不休行為對(duì)健康影響的平均處理效應(yīng)結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.6 進(jìn)一步的討論

前文研究結(jié)論基于全體老年人的基礎(chǔ)上，本部分則從性別和年齡兩個(gè)方面進(jìn)行進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)分析。

3.6.1 性別差異

由于退休年齡、家庭角色等不同，男性與女性老年人的退而不休的選擇行為及其對(duì)各自健康的影響也可能存在差別，因此本文分別對(duì)男女老年人退而不休的健康效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì)。樣本中男性為918人，處理組為193人，占21%；女性為825人，處理組為105人，占12.7%。估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6 分性別估計(jì)的平均處理效應(yīng)

表6顯示，男性和女性老年人退而不休行為對(duì)自評(píng)健康、抑郁情緒和認(rèn)知功能均沒(méi)有顯著的影響，這與總體分析的結(jié)果相同。在日?；顒?dòng)能力方面，男性和女性老年人有不同的效應(yīng)，即退而不休僅僅對(duì)男性老年人的日常活動(dòng)能力產(chǎn)生了顯著的正向促進(jìn)作用，女性則并不顯著。我們認(rèn)為該現(xiàn)象的形成可能有兩方面的原因：第一，退休前，女性的工作強(qiáng)度等方面一般都低于男性，退休后生活習(xí)慣、日常活動(dòng)量等變化較小，工作與否對(duì)其日?；顒?dòng)能力的影響也小于男性；第二，我國(guó)女性在退休后，往往比男性承擔(dān)著更多的家庭責(zé)任，包括日常做飯、家務(wù)、甚至照看孫子女等，這些活動(dòng)在一定程度上與退而不休起到了相同的作用，能夠使女性保持充足的活動(dòng)量。

3.6.2 年齡差異

目前，世界上大多數(shù)發(fā)達(dá)國(guó)家退休年齡都已提高到65歲，在老齡化日益嚴(yán)重的背景下，許多學(xué)者建議我國(guó)的退休年齡也推遲到65歲，該政策是大勢(shì)所趨[21]。因此，我們以65歲為界，將樣本分為兩組，以分析退而不休行為對(duì)不同年齡組老年人健康的影響。其中，65歲以上老年人的樣本量為761，處理組為75人；65歲及以下老年人的樣本量為982，處理組為223人。

表7的估計(jì)結(jié)果顯示，退而不休行為對(duì)兩組老年人的健康影響有較大差異。退而不休對(duì)65歲及以下老年人的自評(píng)健康和日?；顒?dòng)能力有顯著的正向促進(jìn)作用，而對(duì)抑郁情緒和認(rèn)知功能沒(méi)有統(tǒng)計(jì)顯著的影響，這說(shuō)明退休不休不僅不會(huì)對(duì)低齡老年人的健康產(chǎn)生負(fù)面影響，反而在一定程度上提高了低齡老年人的健康水平。退而不休對(duì)65歲以上老年人的日?；顒?dòng)能力有顯著的正影響，對(duì)自評(píng)健康和抑郁情緒沒(méi)有顯著的影響，這說(shuō)明退而不休總體上不會(huì)對(duì)高齡老年人健康產(chǎn)生不利影響，但是，值得注意的是，退而不休對(duì)高齡老年人的認(rèn)知功能產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，政府在制定退休政策和勞動(dòng)政策時(shí)，應(yīng)高度重視高齡老年人的認(rèn)知功能問(wèn)題。

4 結(jié)論

基于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，本文利用傾向得分匹配方法估計(jì)了老年人退而不休對(duì)健康的影響，以此評(píng)估我國(guó)延遲退休政策可能產(chǎn)生的健康后果。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，退而不休總體上并不會(huì)影響老年人健康水平，反而對(duì)老年人的日常生活能力有顯著的正向促進(jìn)作用，但這種正向作用只體現(xiàn)在男性老年人。同時(shí)，退而不休在一定程度上顯著提高了低齡老年人(65歲及以下)的健康水平；退而不休總體上對(duì)高齡老年人(65歲以上)的健康沒(méi)有影響，對(duì)日?；顒?dòng)能力有顯著正向促進(jìn)作用，但對(duì)認(rèn)知能力有顯著負(fù)向影響。

健康水平是延遲退休政策制定和實(shí)施的重要基礎(chǔ)，勞動(dòng)者擔(dān)心延遲退休會(huì)損害自己的健康，我們研究結(jié)論在一定程度上為延遲退休政策的健康后果提供了證據(jù)。延遲退休政策不僅能在我國(guó)老齡化日益嚴(yán)重、新增勞動(dòng)力供給逐漸減少和養(yǎng)老金壓力增大背景下提高勞動(dòng)力資源利用程度，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也能促進(jìn)老年人健康水平，促進(jìn)健康老齡化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。本文研究結(jié)論有以下四點(diǎn)政策含義：第一，基于目前老年人的健康水平，逐步把我國(guó)退休年齡提高到65歲的延遲退休政策，從健康角度看是可行的。第二，退而不休對(duì)低齡、男性老年人健康有正向影響，而對(duì)女性老年人影響不顯著，考慮到我國(guó)女性老年人退休普遍較早，政府和企業(yè)要進(jìn)一步改善女性老年人的就業(yè)和工作環(huán)境，這既有利于未來(lái)適當(dāng)延長(zhǎng)女性老年人的退休年齡，也可以保持和提高女性老年人繼續(xù)工作時(shí)的健康水平。第三，維護(hù)老年人工作權(quán)益，提高老年人就業(yè)質(zhì)量，減少因侵害老年人工作權(quán)益、就業(yè)質(zhì)量低下給在職老年人帶來(lái)的健康損害。第四，在實(shí)施延遲退休政策中可以采取靈活的退休年齡政策，對(duì)于健康水平低的勞動(dòng)者可以選擇較早退休，同時(shí)，政府和企業(yè)對(duì)繼續(xù)就業(yè)的高齡老年人給予高度關(guān)注更有必要。