“生產(chǎn)性老齡化”對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用的影響研究①
——基于有償勞動(dòng)的視角

陳璐 王璐

（南開大學(xué) 金融學(xué)院，天津 300071）

1 問題的提出

人口老齡化作為經(jīng)濟(jì)社會(huì)和人口發(fā)展的必然趨勢，已經(jīng)成為人類社會(huì)的常態(tài)。積極參與社會(huì)活動(dòng)逐漸發(fā)展為應(yīng)對(duì)人口老齡化，豐富老年人幸福晚年的重要方式。中國是發(fā)展中人口大國，老齡人口具有規(guī)模大、低齡老年人占比高、受教育程度逐步提高等特點(diǎn)。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，截至2021 年末，我國60 歲及以上人口達(dá)2.67 億人，約占總?cè)丝诘?8.9%，其中60 ～69 歲的低齡老年人在60 歲及以上老年群體中占比達(dá)55.82%。近10 年，我國老年人受教育程度明顯提高，老年人力資源具有巨大潛力?！吨袊y(tǒng)計(jì)年鑒2021》數(shù)據(jù)顯示，擁有高中及以上學(xué)歷的老年人占60 歲及以上老年人口的13.89%，比2010 年提高了4.98 個(gè)百分點(diǎn)。正是基于老齡人口規(guī)模、年齡結(jié)構(gòu)以及受教育水平的特點(diǎn)，老年群體參與了形式多樣的社會(huì)活動(dòng)。來自2018 年中國老年社會(huì)追蹤調(diào)查（CLASS2018）的數(shù)據(jù)顯示，60 歲及以上老年人參與有償勞動(dòng)、社區(qū)勞動(dòng)和非正式幫助的比例分別為24.68%、29.76%和25.55%。

2002 年，世界衛(wèi)生組織出版的《積極老齡化：政策框架》（Active Aging：A Policy Framework）中提出了“生產(chǎn)性老齡化（Productive Ageing）”的概念。作為“積極老齡化（Active Aging）”三支柱之一，其以“參與”為核心，將老年群體視為有利于社會(huì)的資產(chǎn)而不是負(fù)擔(dān)，提出應(yīng)該注重并鼓勵(lì)老年人參與經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)公益等方面的社會(huì)活動(dòng)[1-2]?！吧a(chǎn)性老齡化”與我國老年社會(huì)參與的理念殊途同歸。近年來，我國也陸續(xù)出臺(tái)了一系列政策性文件鼓勵(lì)老年人參與社會(huì)活動(dòng)。2021 年中共中央、國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于加強(qiáng)新時(shí)代老齡工作的意見》，提出通過擴(kuò)大老年教育資源供給、提升老年文化體育服務(wù)質(zhì)量、鼓勵(lì)老年人繼續(xù)發(fā)揮作用來促進(jìn)老年人社會(huì)參與。2022 年國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于印發(fā)“十四五”國家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老服務(wù)體系規(guī)劃的通知》，也提出通過創(chuàng)新發(fā)展老年教育、鼓勵(lì)老年人繼續(xù)發(fā)揮作用、豐富老年人文體休閑生活來踐行積極老齡觀，具體包括加強(qiáng)老年人就業(yè)服務(wù)、支持老年人參與體育健身等方面。

國際經(jīng)驗(yàn)表明，“生產(chǎn)性老齡化”對(duì)提高老年人的健康水平和自養(yǎng)能力、拓展家庭資本和社會(huì)資本等方面具有積極作用。但是從整個(gè)生命周期來看，老年期客觀存在慢性病患病率高、易多病共患等問題，對(duì)醫(yī)療服務(wù)的需求會(huì)隨年齡呈指數(shù)上升[3]。世界衛(wèi)生組織2016 年發(fā)布的《中國老齡化與國家健康評(píng)估報(bào)告》顯示，慢性非傳染性疾病是導(dǎo)致中國老年人存在健康差異的主要原因，隨著老年人數(shù)量上升和疾病譜的加速轉(zhuǎn)換，預(yù)計(jì)到2030 年，患有一種以上慢性疾病的老年人與2013 年相比將增加3 倍以上。封進(jìn)等利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS），基于統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)65 歲及以上老年人的平均醫(yī)療費(fèi)用約為其他年齡段的4 倍[4]。在中國人口老齡化進(jìn)程持續(xù)推進(jìn)的時(shí)代背景下，老年人積極參與“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)的同時(shí)，是否會(huì)加劇健康損耗，從而加重老年人醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，還是會(huì)改善健康，進(jìn)而減輕老年時(shí)期的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)？以上問題的準(zhǔn)確回答可以為評(píng)估“生產(chǎn)性老齡化”的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，推動(dòng)中國的“生產(chǎn)性老齡化”政策提供參考。

2 文獻(xiàn)綜述

2.1 “生產(chǎn)性老齡化”概念界定

國內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)“生產(chǎn)性老齡化”尚未形成統(tǒng)一的概念界定。Kim 認(rèn)為生產(chǎn)性老齡化活動(dòng)應(yīng)當(dāng)包括市場參與活動(dòng)、家庭照料活動(dòng)、幫助他人活動(dòng)以及自我發(fā)展活動(dòng)[5]。Ko 和Yeung 將經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、照料家庭和社會(huì)生產(chǎn)活動(dòng)作為典型的“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)[6]。國內(nèi)研究中，宋璐利用中國2018 年“安徽省老年人生活福利狀況”調(diào)查數(shù)據(jù)，將“生產(chǎn)性老齡化”劃分為在外工作、居家勞動(dòng)、低強(qiáng)度照料、高強(qiáng)度照料四種類型[7]。此外，部分國內(nèi)學(xué)者還從老年人社會(huì)參與的角度推進(jìn)“生產(chǎn)性老齡化”的研究，張文娟和趙德宇將老年人社會(huì)參與劃分為工作型、休閑娛樂型、社會(huì)型和家務(wù)型[8]。謝立黎和汪斌認(rèn)為老年人社會(huì)參與可以概括為經(jīng)濟(jì)參與、政治參與、公益參與和家庭參與[9]。通過以上文獻(xiàn)梳理可以看出，雖然既往研究對(duì)于納入“生產(chǎn)性老齡化”的活動(dòng)并不一致，但是將“有償勞動(dòng)”納入其中是普遍共識(shí)。

2.2 從個(gè)體層面評(píng)估“生產(chǎn)性老齡化”的影響

學(xué)者們從身心健康水平、生活滿意度和生活態(tài)度等方面評(píng)估了老年人參與“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)的影響。健康方面，大部分研究發(fā)現(xiàn)參與“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)會(huì)改善老年人的身心健康。例如，參與“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)能夠促進(jìn)老年人與社會(huì)之間的聯(lián)系，幫助老年人更健康、積極的生活[10]、維持勞動(dòng)者的生活狀態(tài)和認(rèn)知能力[11]、延緩中年期和老年期身份轉(zhuǎn)換帶來的身體機(jī)能變化[12]，從而提升老年人的身心健康水平。Sirven 和Debrand 采用2004 年歐洲健康、老齡和退休調(diào)查數(shù)據(jù)（The Survey of Health, Ageing, and Retirement in Europe，SHARE），研究發(fā)現(xiàn)參加志愿、慈善或宗教活動(dòng)能夠顯著提高大多數(shù)國家老年人的平均健康水平[13]。Wang 等采用2017 年中國臺(tái)灣地區(qū)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)參與照護(hù)、社區(qū)活動(dòng)等“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)增強(qiáng)了老年人的自我滿足感，拓寬了老年人的社交網(wǎng)絡(luò)，有利于提高自評(píng)健康水平[14]。劉凌晨等從老年人社會(huì)參與的視角考察其與認(rèn)知能力的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)參與能夠緩解老年人認(rèn)知衰退，其中有償勞動(dòng)和休閑娛樂活動(dòng)對(duì)老年人認(rèn)知衰退的緩解效應(yīng)較高，家庭勞動(dòng)發(fā)揮的作用則較小[15]。但也有研究發(fā)現(xiàn)與中青年人相比，老年人的勞動(dòng)能力明顯下降，參與“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)可能會(huì)加速健康損耗，在一定程度上帶來心理負(fù)擔(dān)。陳璐和王璐選取老年人幫子女做家務(wù)、照料孫子女、工作等9 項(xiàng)活動(dòng)構(gòu)建代表“生產(chǎn)性老齡化”的綜合指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)參與“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)能夠顯著提升老年人身心健康水平，但當(dāng)幫子女做家務(wù)和工作的頻率為中等程度時(shí)，會(huì)對(duì)老年人心理健康產(chǎn)生負(fù)面影響[16]。

2.3 從家庭層面評(píng)估“生產(chǎn)性老齡化”的影響

學(xué)者們的研究還發(fā)現(xiàn)參與“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)能夠?yàn)榧彝斫?jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)。杜鵬和王菲從“老有所為”的視角，提出老年人參與家務(wù)勞動(dòng)、日常照料等生產(chǎn)性活動(dòng)能夠減輕其他家庭成員生活負(fù)擔(dān)，有助于建立和諧的代際關(guān)系[17]。Bussarawan 等采用2011 年越南老齡調(diào)查（Vietnam Aging Survey，VNAS）、2012 年緬甸老齡調(diào)查（Myanmar Aging Survey，MAS）以及2012 年泰國老年養(yǎng)老金調(diào)查（Survey of Older Persons in Thailand，SOPT）數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)60 歲及以上老年人從事經(jīng)濟(jì)、援助和照料活動(dòng)能夠提高自養(yǎng)能力，降低家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，緩解家庭照護(hù)者的心理焦慮[18]。

基于以上文獻(xiàn)梳理，本文將研究重點(diǎn)聚焦在“有償勞動(dòng)”這一典型的“生產(chǎn)性老齡化”經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2013、2015 和2018 年三期數(shù)據(jù)，利用樣本選擇模型檢驗(yàn)參與有償勞動(dòng)對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用的影響。在現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，本文嘗試從三個(gè)方面進(jìn)行推進(jìn)：第一，選取醫(yī)療費(fèi)用視角，拓寬了對(duì)“生產(chǎn)性老齡化”經(jīng)濟(jì)價(jià)值的評(píng)估維度。第二，采用樣本選擇模型解決醫(yī)療費(fèi)用支出可能存在的樣本選擇偏誤，并采用工具變量方法克服有償勞動(dòng)行為自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。第三，從健康的角度進(jìn)一步檢驗(yàn)有償勞動(dòng)對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用產(chǎn)生影響的機(jī)制，以期為我國今后出臺(tái)“生產(chǎn)性老齡化”相關(guān)政策找準(zhǔn)政策著力點(diǎn)。

3 研究設(shè)計(jì)和實(shí)證策略

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）。該調(diào)查項(xiàng)目由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院組織開展，在2011 年開展全國基線調(diào)查，此后于2013、2015 和2018 年進(jìn)行了追蹤訪問。CHARLS 采取多階段抽樣方法，利用概率比例規(guī)模（Probability Proportional to Size，PPS）聚類抽樣方法在全國抽取150 個(gè)縣、每個(gè)縣隨機(jī)抽取3 個(gè)村，隨后在每個(gè)村按照預(yù)估的適齡率隨機(jī)抽取家戶，對(duì)家戶內(nèi)45 歲及以上的中老年人進(jìn)行調(diào)查，從而確保調(diào)查樣本的無偏性。截至2018 年，CHARLS 調(diào)查已覆蓋全國150 個(gè)縣區(qū)，450 個(gè)村居或社區(qū)，總計(jì)1.24 萬戶家庭中的1.9 萬名受訪者。

由于2011 年數(shù)據(jù)中關(guān)于社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)類型、個(gè)人轉(zhuǎn)移支付收入等變量缺失較多，而且醫(yī)療費(fèi)用變量均值明顯低于其他樣本年度，因此本文最終采用CHARLS2013、2015 和2018 年三個(gè)調(diào)查年份數(shù)據(jù)?？紤]到60 歲為城鎮(zhèn)職工男性的法定退休年齡，為排除當(dāng)年辦理退休手續(xù)對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，我們將樣本年齡下限設(shè)定在61 歲。數(shù)據(jù)庫中61 ～79 歲老年人從事有償勞動(dòng)的比例約為27%，而80 歲及以上的高齡老人有償勞動(dòng)的比例低于17%，呈現(xiàn)出“斷層式”下降，因此本文將研究樣本年齡上限設(shè)定為79 歲。此外，本文對(duì)于“醫(yī)療費(fèi)用”、“個(gè)人轉(zhuǎn)移支付收入”、“家庭資產(chǎn)金額”變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。在剔除關(guān)鍵變量缺失后，本文最終保留樣本14792 個(gè)。

3.2 變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計(jì)

本文被解釋變量為“月均總醫(yī)療費(fèi)用”，包括住院費(fèi)用、門診費(fèi)用和自我診療費(fèi)用。分別根據(jù)問卷中“過去一年住院的總費(fèi)用大概是多少？”“您過去一個(gè)月去門診看病的總費(fèi)用大概是多少？”“過去一個(gè)月，自己買藥的花費(fèi)大概是多少？”的回答計(jì)算得出。上述醫(yī)療費(fèi)用包括自付費(fèi)用和基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷部分。

本文核心解釋變量為“生產(chǎn)性老齡化”經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的“有償勞動(dòng)”，包括農(nóng)業(yè)自雇、他雇和非農(nóng)工作。分別來自問卷中“過去一年，您有沒有為自家干過農(nóng)活、從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)，并且至少10 天以上？”“過去一年，您有沒有為其他農(nóng)戶或雇主干農(nóng)活掙錢，并且至少10 天以上？”“除去與務(wù)農(nóng)有關(guān)的工作，上周您有沒有工作至少一個(gè)小時(shí)？”。若受訪者上述三個(gè)問題中至少一個(gè)問題回答為“是”，則有償勞動(dòng)取值為1，否則為0。

控制變量為一系列影響老年人醫(yī)療費(fèi)用的個(gè)人因素和家庭因素，包括年齡、性別、婚姻狀況、教育水平、戶籍、罹患慢性病數(shù)量（高血壓、血脂異常、糖尿病或血糖升高等14 種慢性病數(shù)量加總）、是否參保醫(yī)療保險(xiǎn)（包括城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)以及新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)）、個(gè)人轉(zhuǎn)移支付收入（養(yǎng)老金、失業(yè)補(bǔ)助等9 項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付收入的加總）、受訪者子女?dāng)?shù)量、孫子女?dāng)?shù)量、是否與子女同住以及子女提供的代際經(jīng)濟(jì)支持。

本文機(jī)制變量為老年人的健康水平，包括身體活動(dòng)能力和心理健康狀態(tài)指標(biāo)。本文采用熵權(quán)法[19]，以運(yùn)動(dòng)型、生活型和工具型日常能力相關(guān)變量構(gòu)建身體活動(dòng)能力指標(biāo)；以抑郁自評(píng)得分、情景記憶能力和認(rèn)知能力相關(guān)變量構(gòu)建心理健康狀態(tài)指標(biāo)。指標(biāo)構(gòu)建具體步驟為：首先，對(duì)所選取的二級(jí)指標(biāo)進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，求得各指標(biāo)比值和信息熵。然后，按照指標(biāo)屬性分別計(jì)算各年度二級(jí)指標(biāo)權(quán)重。最后，根據(jù)二級(jí)指標(biāo)比值和權(quán)重計(jì)算兩個(gè)一級(jí)指標(biāo)綜合得分，從而構(gòu)造出“健康”變量（見表1）。

表2 呈現(xiàn)了變量的設(shè)定和描述性統(tǒng)計(jì)。其中月均總醫(yī)療費(fèi)用為255.39 元。從事有償勞動(dòng)的老年人占比為57%。從t 檢驗(yàn)結(jié)果來看，從事有償勞動(dòng)的個(gè)體平均年齡低、男性居多、目前仍有配偶的比例較高、受教育水平較低、多為農(nóng)業(yè)戶籍、罹患慢性病數(shù)量較少、參?；踞t(yī)療保險(xiǎn)比例較高、子女?dāng)?shù)和孫子女?dāng)?shù)略多、所獲得的轉(zhuǎn)移支付收入較少、與子女同住的比例略低、子女給予的代際經(jīng)濟(jì)支持較多。此外，采用熵權(quán)法計(jì)算的老年人身體活動(dòng)能力均值約為17.69，心理健康狀態(tài)均值為8.72，僅采用單一指標(biāo)比較，從事有償勞動(dòng)的老年人身體活動(dòng)能力更強(qiáng)，但心理健康狀態(tài)略差。

表2 變量設(shè)定和描述性統(tǒng)計(jì)

3.3 實(shí)證策略

3.3.1 基準(zhǔn)模型設(shè)定

本文選取樣本選擇模型作為基準(zhǔn)模型，以識(shí)別老年人從事有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的影響。樣本中“月均總醫(yī)療費(fèi)用”變量存在大量為零的情況，這可能由于雖然生病，但出于對(duì)醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)高或就醫(yī)可及性等因素的考慮,老年人選擇不去就醫(yī)，從而導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用為零。這種就醫(yī)的自選擇行為會(huì)導(dǎo)致真實(shí)的醫(yī)療費(fèi)用無法觀測，產(chǎn)生樣本選擇偏差。該問題若不加以識(shí)別和解決，將導(dǎo)致估計(jì)有偏。Heckman 于1994 年提出的樣本選擇模型，通過選擇方程和支出方程能夠修正樣本選擇偏差[20-21]。該模型假定選擇方程的擾動(dòng)項(xiàng)與支出方程的擾動(dòng)項(xiàng)可能相關(guān)，且均服從正態(tài)分布。根據(jù)就醫(yī)行為的潛在選擇和實(shí)際選擇構(gòu)建選擇方程，計(jì)算出逆米爾斯比率，然后將其作為控制變量納入支出方程，從而克服樣本選擇偏差。本文中，選擇方程為就醫(yī)決策方程，考察老年人是否就醫(yī)。支出方程為醫(yī)療費(fèi)用支出方程，用以估計(jì)老年人就醫(yī)后的醫(yī)療費(fèi)用。模型設(shè)定如下：

其中，下角標(biāo)i、t 和p 分別代表受訪者個(gè)體、被訪年份和所在城市。（1）式、（2）式為樣本選擇模型中就醫(yī)決策方程，D*itp表示潛在就醫(yī)決策；Ditp表示實(shí)際就醫(yī)決策；PAitp為有償勞動(dòng)，作為“生產(chǎn)性老齡化”活動(dòng)的代表性指標(biāo)。（3）式為醫(yī)療費(fèi)用支出方程。Eitp為月均總醫(yī)療費(fèi)用，包括月均住院費(fèi)用、月均門診費(fèi)用和月均自我治療費(fèi)用。Xmitp、Zmitp為一系列控制變量組。λ 表示逆米爾斯比率，若其回歸系數(shù)顯著則證明該模型存在一定程度上的樣本選擇偏誤。ψ 為時(shí)間固定效應(yīng)，μ 為城市層面地區(qū)固定效應(yīng)，ψt×μp表示時(shí)間- 地區(qū)交互固定效應(yīng)，ξ 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。β1為使用樣本選擇模型估計(jì)老年人從事有償勞動(dòng)對(duì)其醫(yī)療費(fèi)用影響的估計(jì)結(jié)果。

3.3.2 克服內(nèi)生性的模型設(shè)定

由于老年人從事有償勞動(dòng)還可能受收入、自身健康、自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)、對(duì)勞動(dòng)的偏好等諸多因素影響，是綜合考量下的自選擇行為。作為特殊的遺漏變量偏誤，自選擇是指由于自變量或因變量某種程度上由個(gè)人選擇行為所決定，具有較強(qiáng)內(nèi)生性，可采同隨機(jī)分配、匹配、工具變量等方法加以克服[22]。參照尹志超和張誠的研究[23]，我們選取當(dāng)年本市同居住地（城鎮(zhèn)或農(nóng)村）除本人外其他老年人是否參與有償勞動(dòng)作為工具變量，該工具變量的合理性主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，工具變量為外生變量，當(dāng)年本市同居住地（城鎮(zhèn)或農(nóng)村）其他老年人工作決策并不會(huì)直接對(duì)本人的醫(yī)療費(fèi)用支出產(chǎn)生影響；第二，工具變量和老年人從事有償勞動(dòng)具有一定的相關(guān)性，根據(jù)“同儕效應(yīng)”理論，當(dāng)年本市同居住地（城鎮(zhèn)或農(nóng)村）其他老年人有償勞動(dòng)參與決策可能直接影響本人有償勞動(dòng)參與行為。模型設(shè)定如下：

在“工具變量+ 樣本選擇模型”（IV-Heckman）模型中，本文首先進(jìn)行內(nèi)生變量有償勞動(dòng)和工具變量的回歸估計(jì)，如（4）式所示。其中，IVPAitp為工具變量，Cmitp為影響老年人有償勞動(dòng)決策的控制變量組。然后分別對(duì)樣本選擇模型中的就醫(yī)決策方程和醫(yī)療費(fèi)用支出方程進(jìn)行估計(jì)，其中核心解釋變量由有償勞動(dòng)PAitp替換為其擬合值其余變量設(shè)定均如公式（1）、（2）、（3）所示。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3 分別匯報(bào)了樣本選擇模型的就醫(yī)決策方程和醫(yī)療費(fèi)用支出方程的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，兩個(gè)方程有償勞動(dòng)變量系數(shù)均在1% 檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，從系數(shù)大小來看，相較于未從事有償勞動(dòng)的老年人，從事有償勞動(dòng)使老年人就醫(yī)概率降低了6.44%，醫(yī)療費(fèi)用支出減少了36.01%，表明從事有償勞動(dòng)降低了老年人的就醫(yī)概率和醫(yī)療費(fèi)用支出。根據(jù)前文分析，出現(xiàn)這一結(jié)果很可能是由于有償勞動(dòng)更多地改善了老年人的健康水平，從而導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用有所下降，對(duì)此我們將在機(jī)制分析中進(jìn)行驗(yàn)證。在醫(yī)療費(fèi)用支出方程中，逆米爾斯比率系數(shù)在1%檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，說明老年人醫(yī)療費(fèi)用支出確實(shí)存在樣本選擇問題，驗(yàn)證了本文模型設(shè)定的合理性。

表3 基本檢驗(yàn)

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文從四個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，增強(qiáng)回歸結(jié)果的可信度。檢驗(yàn)結(jié)果見表4。第一，縮尾檢驗(yàn)。為避免部分極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們進(jìn)一步將醫(yī)療費(fèi)用和個(gè)人轉(zhuǎn)移支付收入金額由1%的縮尾擴(kuò)至2%、3%，并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4 第（1）列。第二，替換核心解釋變量。本文嘗試使用“勞動(dòng)時(shí)間”變量替換有償勞動(dòng)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，為更加精準(zhǔn)的衡量勞動(dòng)時(shí)間，本文剔除了實(shí)際勞動(dòng)時(shí)間低于10% 分位數(shù)（每周工作小時(shí)數(shù)為2 小時(shí)）的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4 第（2）列。第三，加入“醫(yī)療服務(wù)滿意度”變量。受訪者對(duì)醫(yī)療服務(wù)的滿意度會(huì)對(duì)老年人的就醫(yī)決策和醫(yī)療費(fèi)用支出產(chǎn)生影響。但由于問卷僅在2015 和2018 年詢問了“您對(duì)本地醫(yī)療服務(wù)的質(zhì)量、成本和方便程度滿意嗎？”，因此本文僅使用2015 和2018 年數(shù)據(jù)，加入“醫(yī)療服務(wù)滿意度”控制變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4 第（3）列。該變量的設(shè)定方式為若受訪者對(duì)本地醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量、成本和方便程度“非常滿意”、“比較滿意”或“一般”則設(shè)定為1，“比較不滿意”或“一點(diǎn)也不滿意”設(shè)定為0。第四，更換模型為兩部模型。兩部模型同樣能夠解決醫(yī)療支出大量為零所造成的估計(jì)偏誤[24-25]，和樣本選擇模型不同的是，兩部模型假定就醫(yī)行為決策和醫(yī)療費(fèi)用支出不相關(guān)，該模型旨在修正由于醫(yī)療費(fèi)用變量大量為零，導(dǎo)致隨機(jī)誤差項(xiàng)不服從同方差和正態(tài)性假設(shè)的問題。故本文嘗試使用兩部模型重新進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4 第（4）列。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從表4 檢驗(yàn)結(jié)果來看，有償勞動(dòng)變量和勞動(dòng)時(shí)間變量均至少在5% 檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，能夠證明基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性。

4.3 克服老年人參與有償勞動(dòng)的自選擇問題

表5 呈現(xiàn)了“工具變量+ 樣本選擇模型”（IVHeckman）模型的回歸結(jié)果，工具變量在1% 水平上顯著為正，說明當(dāng)年本市同居住地（城鎮(zhèn)或農(nóng)村）其他老年人從事有償勞動(dòng)的決策與受訪者勞動(dòng)決策正相關(guān)。不可識(shí)別檢驗(yàn)的Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量為61.639，強(qiáng)烈拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)。Hansen J 統(tǒng)計(jì)量數(shù)值為0，證實(shí)模型為恰好識(shí) 別。Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)量數(shù)值為59.507，對(duì)應(yīng)15% 水平下Stock-Yogo弱工具變量檢驗(yàn)臨界值為8.96，拒絕了弱工具變量的原假設(shè)。IV-Heckman 模型結(jié)果顯示，選擇方程和支出方程中的有償勞動(dòng)變量回歸系數(shù)均在1% 檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，與前文結(jié)論一致，但系數(shù)大小高于基準(zhǔn)回歸結(jié)果。由此說明如果不考慮老年人有償勞動(dòng)行為自我選擇的影響，可能會(huì)低估有償勞動(dòng)對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用支出的影響。

表5 克服老年人有償勞動(dòng)自選擇的回歸結(jié)果

5 機(jī)制檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析

5.1 機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文文獻(xiàn)梳理，本文嘗試從健康的角度檢驗(yàn)參與有償勞動(dòng)對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用產(chǎn)生影響的作用機(jī)制。參考江艇的研究[26]，本文采用逐步法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，具體步驟為：第一步，檢驗(yàn)有償勞動(dòng)是否對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用產(chǎn)生影響；第二步，檢驗(yàn)有償勞動(dòng)是否對(duì)老年人健康產(chǎn)生影響；第三步，將有償勞動(dòng)和老年人的健康水平同時(shí)納入方程中，檢驗(yàn)“有償勞動(dòng)—健康—醫(yī)療費(fèi)用”的因果鏈條。最后，綜合以上步驟的回歸中各系數(shù)的顯著性，判斷是否存在中介效應(yīng)。第一步已在基準(zhǔn)回歸中進(jìn)行驗(yàn)證，有償勞動(dòng)顯著降低老年人的醫(yī)療費(fèi)用。第二步的回歸結(jié)果見表6 第（1）、（2）列。結(jié)果顯示，有償勞動(dòng)變量均在1% 檢驗(yàn)水平上顯著為正，說明從事有償勞動(dòng)提高了老年人身體活動(dòng)能力和改善了心理健康狀態(tài)。第三步的回歸結(jié)果見表6 第（3）列，結(jié)果顯示，有償勞動(dòng)變量和身體活動(dòng)能力變量均在1%檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，而心理健康狀態(tài)變量不顯著。由此可以得出身體活動(dòng)能力在機(jī)制中發(fā)揮中介作用，即老年人通過參與有償勞動(dòng)增強(qiáng)了身體活動(dòng)能力，從而降低了醫(yī)療費(fèi)用，而心理健康不存在中介效應(yīng)?？紤]到心理健康狀態(tài)雖然未對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用產(chǎn)生直接影響，但可能通過其他方式在參與有償勞動(dòng)影響老年人醫(yī)療費(fèi)用中發(fā)揮作用。據(jù)此，本文嘗試加入有償勞動(dòng)和心理健康狀態(tài)的交互項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表6 第（4）列。結(jié)果顯示，有償勞動(dòng)變量、有償勞動(dòng)與心理健康狀態(tài)的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均在1%檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，說明心理健康狀態(tài)在參與有償勞動(dòng)對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，即心理健康狀態(tài)的提升增強(qiáng)了有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用降低的效果。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)

此外，本文還采用Bootstrap 抽樣檢驗(yàn)法計(jì)算身體活動(dòng)能力的中介效應(yīng)占比，抽樣次數(shù)為1000 次。表7 結(jié)果顯示，身體活動(dòng)能力的間接效應(yīng)和直接效應(yīng)回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，中介效應(yīng)占比約為16.2%，心理健康狀態(tài)僅直接效應(yīng)顯著為負(fù)，不存在中介效應(yīng)，與前述回歸結(jié)果一致，驗(yàn)證了機(jī)制檢驗(yàn)的有效性。

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

5.2 異質(zhì)性分析

5.2.1 不同類型醫(yī)療費(fèi)用項(xiàng)目

表8 第（1）、（2）、（3）列分別呈現(xiàn)了老年人參與有償勞動(dòng)對(duì)住院費(fèi)用、門診費(fèi)用和自我診療費(fèi)用的影響效果。第（1）列結(jié)果顯示，有償勞動(dòng)對(duì)老年人住院費(fèi)用無顯著影響，并且逆米爾斯比率回歸系數(shù)不顯著，表明老年人住院費(fèi)用不存在樣本選擇問題。這可能是由于需要住院接受治療的老年人身體狀況更差，難以從事有償勞動(dòng)，其醫(yī)療費(fèi)用支出主要受到病情的影響。第（2）和（3）列的結(jié)果顯示，從事有償勞動(dòng)顯著降低了老年人門診費(fèi)用支出和自我診療費(fèi)用支出，且對(duì)自我診療費(fèi)用的降低幅度更大，通過費(fèi)舍爾檢驗(yàn)也驗(yàn)證出兩個(gè)系數(shù)存在顯著性差異。老年人門診費(fèi)用和自我診療費(fèi)用的回歸中逆米爾斯比率回歸系數(shù)均在1%檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，說明老年人門診費(fèi)用和自我診療費(fèi)用存在樣本選擇問題。

表8 不同類型醫(yī)療費(fèi)用項(xiàng)目的異質(zhì)性分析

5.2.2 不同年齡段

表9 第（1）、（2）列分別呈現(xiàn)了61 ～69 歲、70 ～79 歲兩個(gè)年齡組老年人參與有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的影響效果及差異。結(jié)果表明，參與有償勞動(dòng)對(duì)不同年齡段老年人的醫(yī)療費(fèi)用均存在顯著的降低作用。費(fèi)舍爾檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩組回歸系數(shù)存在顯著性差異，參與有償勞動(dòng)對(duì)61 ～69 歲年齡組老年人醫(yī)療費(fèi)用降低作用更大。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是61 ～69 歲年齡組老年人既是有償勞動(dòng)參與率較高的群體，同時(shí)也是健康狀況相對(duì)較好、醫(yī)療費(fèi)用支出相對(duì)較少的群體，因此該年齡段老年人參與有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的降低效果更高。

表9 不同年齡段、轉(zhuǎn)移支付收入水平和勞動(dòng)類型的異質(zhì)性分析

5.2.3 不同轉(zhuǎn)移支付收入水平

表9 第（3）、（4）列分別呈現(xiàn)了低轉(zhuǎn)移支付水平（中等及以下）、高轉(zhuǎn)移支付水平（中等以上）的老年人參與有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的影響效果及差異。結(jié)果表明，參與有償勞動(dòng)對(duì)不同轉(zhuǎn)移支付收入等級(jí)老年人的醫(yī)療費(fèi)用均有降低作用。費(fèi)舍爾檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩組回歸系數(shù)存在顯著性差異，參與有償勞動(dòng)對(duì)低轉(zhuǎn)移支付水平老年人的醫(yī)療費(fèi)用降低作用更大。我們分析原因可能是老年人的轉(zhuǎn)移支付水平低代表著老年人所獲得的養(yǎng)老金、養(yǎng)老補(bǔ)貼等收入較少，經(jīng)濟(jì)生活保障不夠充足，這部分老年人從事有償勞動(dòng)所獲得勞動(dòng)收入，更多的用來滿足生活需要和家庭必需開支，提升健康水平，因此對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的降低效果更大。

5.2.4 不同勞動(dòng)類型

表9 第（5）、（6）列分別呈現(xiàn)了參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)勞動(dòng)的老年人對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的影響效果及差異。結(jié)果表明，從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)勞動(dòng)均能降低老年人醫(yī)療費(fèi)用。費(fèi)舍爾檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩組回歸系數(shù)存在顯著性差異，從事非農(nóng)勞動(dòng)的老年人醫(yī)療費(fèi)用的降低效果更大。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因可能是相較于從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，從事非農(nóng)勞動(dòng)的工作時(shí)間更規(guī)律，更能促進(jìn)老年人與社會(huì)的聯(lián)系和互動(dòng)，更能夠維持勞動(dòng)者的身體機(jī)能和認(rèn)知能力，因此對(duì)健康的提升作用更大，從而對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的降低效果更好。

6 結(jié)論與建議

作為積極應(yīng)對(duì)人口老齡化三支柱之一，“生產(chǎn)性老齡化”以“參與”為核心理念，將老年群體視為有利于社會(huì)的資產(chǎn)而不是負(fù)擔(dān)，提出應(yīng)該注重并鼓勵(lì)老年人參與社會(huì)活動(dòng)?；谥袊丝诶淆g化的現(xiàn)實(shí)背景，在制定和實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化政策的過程中，應(yīng)全面評(píng)估“生產(chǎn)性老齡化”的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。據(jù)此，本文聚焦“生產(chǎn)性老齡化”經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的有償勞動(dòng)，采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2013、2015 和2018 年數(shù)據(jù)，利用樣本選擇模型檢驗(yàn)參與有償勞動(dòng)對(duì)老年人醫(yī)療費(fèi)用的影響，并進(jìn)一步運(yùn)用工具變量方法克服老年人有償勞動(dòng)行為自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。研究發(fā)現(xiàn)：第一，有償勞動(dòng)顯著降低了老年人的就醫(yī)概率并減少了醫(yī)療費(fèi)用支出，在對(duì)醫(yī)療費(fèi)用和收入變量縮尾、更換核心解釋變量為勞動(dòng)時(shí)間、加入“醫(yī)療服務(wù)滿意度”控制變量、更換為兩部模型后結(jié)果依然保持穩(wěn)??；第二，老年人身體活動(dòng)能力在有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用產(chǎn)生影響的過程中發(fā)揮中介作用，存在“參與有償勞動(dòng)—提升身體活動(dòng)能力—降低醫(yī)療費(fèi)用”的作用路徑；心理健康狀態(tài)發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，其增強(qiáng)了有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的降低效果。第三，老年人從事有償勞動(dòng)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的降低效果在門診和自我診療費(fèi)用支出，以及61 ～69 歲年齡群體、轉(zhuǎn)移支付收入水平較低、從事非農(nóng)勞動(dòng)的老年人醫(yī)療費(fèi)用中更大。

本文結(jié)論具有以下三點(diǎn)政策啟示：一是建議完善老年勞動(dòng)參與的支持政策，為有勞動(dòng)參與意愿的老年人提供就業(yè)幫助，特別是再就業(yè)意愿強(qiáng)烈、身心健康狀況良好的低齡老人。例如，進(jìn)一步加快實(shí)施彈性退休年齡政策、完善退休返聘機(jī)制等；對(duì)老年人實(shí)施就業(yè)保護(hù)，保障老年人的勞動(dòng)安全和勞動(dòng)報(bào)酬，實(shí)現(xiàn)老年人與年輕人享有同等的勞動(dòng)保障；完善老年勞動(dòng)指導(dǎo)和服務(wù)，為老年人提供勞動(dòng)咨詢，幫助其獲得符合勞動(dòng)能力和身體狀況的勞動(dòng)崗位。二是建議把老年人的健康管理和指導(dǎo)納入到老年勞動(dòng)參與政策支持體系，充分考慮老年人健康損耗和健康需求，使老年人在從事勞動(dòng)的同時(shí)保持身心健康。例如，限制老年勞動(dòng)者的工作時(shí)長和工作時(shí)間安排；建立老年勞動(dòng)者的健康檢查制度，為其提供定期體檢等。三是建議重點(diǎn)關(guān)注轉(zhuǎn)移支付收入較少的老年群體的醫(yī)療服務(wù)需求和醫(yī)療保障問題，提升其社會(huì)福利。該類群體可能是出于經(jīng)濟(jì)因素不得不參與有償勞動(dòng)負(fù)擔(dān)生活支出，同時(shí)也由于經(jīng)濟(jì)原因自主減少就醫(yī)概率和就醫(yī)費(fèi)用。因此，建議通過擴(kuò)大醫(yī)療保障和醫(yī)療救助覆蓋面、提高家庭醫(yī)生簽約率、提升基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)水平和運(yùn)行效率等方式擴(kuò)大醫(yī)療保障水平和提升醫(yī)療服務(wù)能力，同時(shí)適當(dāng)增加經(jīng)濟(jì)困難老年人的養(yǎng)老金水平和專項(xiàng)政府補(bǔ)貼，緩解其經(jīng)濟(jì)困境。