退休是否会改变城镇老年人的健康行为？——基于烟酒消费的断点回归经验证据

邹 红 栾炳江 彭争呈 喻开志

一、引 言

人口老龄化已经成为我国一个比较突出的经济社会问题。第六次人口普查统计数据显示，中国大陆人口中 60岁及以上人口达到 1.78亿人，占总人口的 13.26%，比第五次人口普查上升了2.93个百分点，而至2017年底，中国60岁及以上人口达到2.41亿，占总人口的比重进一步上升到 17.3%。中国的老年人口数量和比重都高于此前预测结果，这表明中国人口老龄化正在加速发展。根据联合国的预测（UN，2012），到2050年中国老年人口的比重将达到 30%～40%，与世界上发达国家水平相同，中国将成为世界上老年人口最多、人口老龄化速度最快的国家之一。同时根据世界卫生组织预测，到 2050年中国将有 35%的人口超过 60岁，成为世界上老龄化最严重的国家。随着人口老龄化问题日益加剧，越来越多的劳动者将面临退休问题，而退休会对老年人方方面面的生活福利产生怎样影响呢？国内外一些经济学者关注“退休后消费下降”的现象及原因，发现老年人消费不符合传统的生命周期消费理论假说，退休后消费并不平滑，主要是退休降低了与工作相关的消费支出和食物消费支出（Hurd和Rohwedder，2005；Cho，2012；李宏彬等，2015；邹红和喻开志，2015）。与此同时，随着各国越来越重视“健康老龄化”在应对人口老龄化和“延迟退休年龄政策”中发挥的作用，国内外一些学者也关注退休对老年人健康和健康行为的影响。

老年人的健康会随着年龄增长而贬值（Grossman，1972），这不容置疑，但是在短期退休冲击对老年人健康的影响，国内外文献一直存在争议。一部分学者发现退休对健康会有正向作用（Charles，2004；Neuman，2008；Shai，2018）；另一部分学者则指出退休对自身健康或配偶健康会有负向作用（雷晓燕等，2010；Coe和 Zamarro，2011；Sahlgren，2012；Marcus，2013）；也有学者研究发现退休与健康之间没有必然因果关系（Lindeboom 等，2002）。

关于退休对老年人健康行为的研究，目前国内外文献主要从退休对饮食健康、健身活动、烟酒消费行为等角度进行分析。在退休对饮食健康的研究方面，Dong和Yang（2017）利用国家统计局城镇住户调查（UHS）数据采用断点方法研究发现退休降低老年人的饮食消费，退休没有改变老年人的饮食摄入量，只是改变了购买食物的价格。同样，邓婷鹤等（2016）利用中国居民健康与营养调查（CHNS）数据研究发现退休并没有改变老年人的食物摄入量和营养物质。在退休对健身活动的影响研究方面，Slingerland等（2007）研究发现退休减少了与工作相关的健身活动，但并没有增加其它形式的健身运动，进一步研究发现退休减少老年人的运动参与程度。然而，Henkens等（2008）、Cozijnsen 等（2013）、Insler（2014）研究发现老年人退休后会利用更多的闲暇时间进行身体锻炼，认为退休会增加老年人的健身活动频率。Eicibh（2015）利用德国社会经济调查数据并采用断点研究方法也发现，退休显著增加了老年人的睡眠时间，降低了抽烟喝酒的概率。关于退休对健康行为（抽烟行为）的影响研究，Lang等（2007）、Henkens等（2008）研究发现退休会增加老年人放弃抽烟的概率。相比而言，退休对酒类消费行为的影响研究则比较丰富，但结论不尽相同。Bacharach等（2007）、Brennan等（2010）、Zou等（2018）研究发现退休会减弱与工作相关的社会关系网络，降低喝酒的概率。然而，Marie等（2011）、Wang等（2014）发现老年人在退休后可能基于工作不能饮酒的限制、闲暇时间增加、交友更广泛以及生活压力增加等原因而增加喝酒的频率。Kuerbis等（2012）研究认为退休和酒类消费之间没有明显的关系。Zantinge等（2014）发现退休对没有喝酒史的人的酒类消费行为没有影响，但是对喝酒的老年人来说退休会减少他们的酒类消费。从上述文献可以发现，目前研究退休对老年人健康、健康行为影响的文献较多，尤其是研究退休对酒类消费行为的文献较为丰富，但没有一致的研究结论。同时我们也发现研究中国退休制度对老年人健康行为（尤其是中国退休制度对老年人烟酒消费行为）的文献比较匮乏。

烟酒消费是人们日常消费的重要支出部分，可以用来缓解孤独、压力，也是社会交往的重要方式之一（尹志超和甘犁，2010），但抽烟喝酒有害身体健康（Contoyannis和Jones，2004；Djoussé和 Gaziano，2008），会对社会造成较大的生产成本和医疗支出（Husemoen等，2004）。烟酒消费与个人健康及社会福利息息相关，尤其是在中国，烟酒消费在社会交往中扮演着重要角色。我国正在实施“健康老龄化”战略，因而从抽烟喝酒的角度研究退休对老年人健康行为影响的意义重大。

本文主要基于烟酒消费的视角研究退休对老年人健康行为的影响。具体来说，我们利用城镇住户调查（UHS）数据，采用断点回归（RD）设计方法探讨退休对老年人烟酒消费行为的影响及其影响机制。首先，对于抽烟喝酒的老年人，本文综合利用工具变量-断点（IV/RD）参数估计方法发现，退休显著降低了烟草类消费支出的32.1%和酒类消费支出的19.8%；Probit局部多项式RD回归（RD-LATE）方法估计发现退休分别降低了烟草消费支出的40.7%和酒类消费支出的16.2%；RD非参数回归方法估计发现退休分别降低了烟草消费支出的36.3%和酒类消费支出的15.1%。然后从收入下降、社会交往、健康意识等视角进一步解释了老年人退休后烟酒消费下降的原因。

与以往研究相比，本文主要从以下几个方面有所突破和创新：首先，本文主要基于老年人烟酒消费支出，分析退休对健康行为的影响及其传导机制，解释了“退休-烟酒消费之谜”的原因，从理论上丰富了国内外关于老年人退休与健康、消费关系的研究成果；其次，本文详细介绍了断点回归设计，首次结合 IV/RD、RD-LATE和非参数 RD三种估计方法，并使用国家统计局城镇住户调查（UHS）2002—2009年的16省数据，识别了退休与烟酒消费的因果关系，避免实证研究中出现的内生性和估计偏误问题；最后，本文提供的经验证据对我国在人口老龄化阶段实施“渐进式延迟退休年龄政策”和“全面健康老龄化战略”具有启发意义。

二、研究方法与计量模型

断点回归设计主要研究二元干预或者政策评估的因果效应，其目标是解决政策评估中出现的问题——个体是否受政策影响取决于观测的协变量值是否超过间断点（门限点）。假设Yi是我们关心的目标变量，即城镇老年人的烟酒消费，其中Y0i表示居民i在工作时的烟酒消费支出，Y1i为居民 i在退休时的烟酒消费支出。为了研究退休对城镇老年人的烟酒消费Yi的影响，我们引入示性变量R代表居民是否退休，取值为1表明该居民进入实验组，即已经退休；取值为 0表明该居民进入控制组，即未退休。显然年龄变量 S是决定一个人是否退休的重要决定性变量，通常称此类变量为驱动变量（forcing variable），其作用是确定断点值（门限值），相应的间断点记为。断点回归是研究个体受到既定规则影响的程度，直接的做法是通过计算 Y1i和 Y0i的差值得到影响程度，但由于个体要么受到规则的影响，要么不受规则的影响，因此无法同时观测到Y1i和 Y0i的值，更无法计算 Y1i和 Y0i之间的差值。因此因果效应只能通过计算局部平均处理效应 E（Y1i－Y0i）来判断规则对个体的影响程度。断点回归设计可以分为两种类型：一是精确断点回归（sharp regression discontinuity，简记为 SRD），其特征是示性变量R与驱动变量S之间的关系是确定性的，即个体进入实验组的概率在断点处产生一个严格的跳跃，从 0跳跃到1；二是模糊断点回归（fuzzy regression discontinuity，简记为 FRD），其特征是示性变量 R与驱动变量 S之间的关系是随机的，即个体进入实验组的概率在断点处产生一个“温和的跳跃”，从a跳跃到b（0＜a＜b＜1）。

图 1①数据来源于国家统计局城镇住户调查（UHS）数据。反映了我国城镇男性户主在不同年龄段退休的概率，其中横坐标表示年龄，纵坐标表示退休率。从图1可以清晰看到，男性户主在50岁时退休率低于10%，在60岁前退休率接近50%，而在60岁后退休率超过 80%，在60岁时发生了明显跳跃。男性户主在 60岁退休时具有清晰的断点为研究退休对烟酒消费行为的影响提供了基础。基于以上分析，本文主要采用FRD模型进行研究。

图1 男性退休率与年龄

在模糊断点回归模型中，可以证明退休对城镇老年人的烟酒消费影响等价于以下局部平均处理效应（local average treatment effect，LATE）：

其中顺从者的意思包含两个方面，一是年龄大于等于法定退休年龄的个体，自愿退休而不延聘；二是年龄小于法定退休年龄的个体，不会因其它原因而提前退休。为了识别 FRD模型中的平均处理效应，我们需要假定给定驱动变量s值时，个体进入实验组的决定独立于参与所得到的收益（Cerulli，2015）。事实上，因为 Y＝Y0＋R（Y1-Y0），可得：

类似于SRD的估计步骤，先在间断点的左右两边取左、右极限值：

然后用式（4）减去式（3）可得FRD模型的平均处理效应：

为很好识别退休对烟酒消费的平均处理效应，本文沿用Hahn等（2001）的想法，采用参数估计法，利用工具变量的思想来估计退休对烟酒消费的影响。首先建立退休对烟酒消费影响的方程：

模型（6）中，Y代表户主家庭人均烟酒消费支出；Ri表示户主是否退休，取值为 1表示退休，0表示未退休；Ui为控制变量，包括民族、婚姻状况、教育年限、家庭规模、住房面积、家庭可支配收入。其中，表示退休与烟酒消费之间的因果关系，就是我们要估计 FRD模型的平均处理效应；S表示年龄减去法定退休年龄的差值；表示包含S的高阶多项式，本文加入高阶多项式构造非线性关系进行断点回归是为了防止变量S与误差项相关而导致估计偏误，其中多项式的阶数采用赤池信息准则AIC 判断（Lee和 Lemieux，2010）。

由于退休Ri受到健康、家庭人口结构、财务状况等多种因素影响（Hank和Korbmacher，2013；Lahti等，2013），明显和模型（6）省略的变量相关，且它们都包含在扰动项当中，会引起内生性问题，因此直接采用原始变量Ri进行 OLS估计，很可能会导致估计偏误，而采用一个外生的变量则可以避免该情况发生。个人退休与年龄高度相关，且年龄不存在模糊性，具有较强外生性，采用与年龄相关的工具变量可以干净地估计出退休效应。因此我们采用二阶段最小二乘法，即第一阶段寻找退休的工具变量，第二阶段把工具变量代入模型（6）回归，以避免内生性问题。具体做法是用可能的外生变量对Ri进行回归得到Ri的估计量，将其作为工具变量，为此建立如下模型：

其中，g（ S）为包含S的高阶多项式。在这里，我们运用样本个体年龄与法定退休年龄之差作为工具变量，即 Di，当年龄差大于 0时，Di取值为 1，这些样本的家庭为实验组；当年龄差小于 0时，Di取值为 0，这些样本的家庭为控制组。因此，我们可运用工具变量的思想结合断点参数估计方法（以下均简称为 IV/RD）进行分析，本文后续实证部分的 IV/RD 参数回归结果均是使用公式（6）和式（7）估计而得。其实，我们也可以按照公式（5）来进行估计（Cerulli，2015）。为了说明方便，我们假定 f（ S）、g（ S）均为线性函数，具体实施步骤如下。

第一步，估计目标变量在断点处（门限处）的跳跃大小。

第二步，估计进入实验组的概率跳跃大小，可以采用线性概率模型，这里我们采用Probit模型。

当然，我们也可以假定f（S）、g（S）均为非线性函数，比如局部多项式，将非线性函数进行泰勒展开，则式（8）和式（9）变为：

因此，除IV/RD估计方法外，我们还可采用Probit局部多项式RD分步回归并计算平均处理效应（简称为 RD-LATE）或者非参数 RD 估计法进行分析。本文后续实证部分的 RD-LATE回归结果均是根据公式（10）和式（11）估计并计算平均处理效应而得，同时在表3中我们也报告了非参数RD估计的结果。

三、数据与变量说明

本文使用的数据来源于国家统计局城镇住户调查数据，该数据调查时采用住宅框选取调查住户样本，调查对象涵盖居住在城镇区域内的所有住户。我们获得2002年到2009年 16个省份（市）的数据。这 16个省份（市）是：北京市、山西省、辽宁省、黑龙江省、上海市、江苏省、安徽省、江西省、山东省、河南省、湖北省、广东省、重庆市、四川省、云南省、甘肃省，代表全国经济发展水平不同的区域。城镇住户调查数据每年更换三分之一的样本量，每三年更换一次全部样本。因此，我们使用的数据原则上是重复截面数据。

我国退休政策规定男性职工年满 60周岁退休，女干部年满 55周岁退休，女职工年满 50周岁退休。与一般企业相比，国家机关事业单位、国有企业、集体企业对我国的退休政策执行得更为规范严格，因此在数据处理过程中我们只保留了在这几个部门工作的个人。此外，女性退休受到丈夫退休状况、家庭特征等因素影响，退休原因比较复杂（Hurd和Rohwedder，2005；Li等，2016），况且在我国男性吸烟和饮酒的比例明显高于女性（尹志超和甘犁，2010），因此本文在数据筛选过程中只保留了户主为男性的家庭样本。

在本文中退休变量是哑变量，家庭的退休状态由男性户主退休状态决定，若男性户主已退休，则取值为 1，否则取值为 0。断点回归的一个重要步骤就是确定规则周围的范围，在本文即要控制退休年龄区间。在政策规定较小的退休年龄区间才能够更好地控制年龄效应（Lee和Lemieux，2010），因此本文只保留了户主年龄为50岁～70岁的样本。同时我们删除了家中有 18岁～49岁男性的家庭样本，尽可能确保样本中的烟酒消费支出是由于男性户主消费引起的。另外，我们主要研究过去抽烟喝酒的人在退休后他们的烟酒消费行为是否发生变化，因此只保留了烟酒消费大于 0的样本。Zantinge等（2014）研究发现退休对没有喝酒史的人的酒类消费行为没有影响，只对过去喝酒的人有影响，我们也将考察在中国是否存在这样的情形。在稳健性部分我们加入了烟酒消费为 0的样本，研究退休对老年人抽烟喝酒概率的影响。为进一步探讨退休对老年人烟酒消费行为的影响机制，本文还引入了医疗费用、滋补保健品以及在外饮食等家庭支出，用医疗费用的高低反映老年人健康状况，用滋补保健品支出高低反映老年人健康意识。

经过筛选，本文的总样本有 57142个，在剔除了烟草和酒类消费支出为 0的样本后共有37685个。表1报告了本文所用变量的描述性统计。

从表1第2列男性户主年龄在50岁～70岁（不包含60岁）的样本可以看出，户主的平均年龄在58岁，平均受教育年限为11年，48.8%的样本在访问时已经退休。家庭烟草平均消费支出为704元，酒类平均消费支出为320元。第3列可以看出年龄在50岁～59岁间的户主平均退休率只有22.7%，而第4列年龄在61岁～70岁间的户主平均退休率达到 92.7%，说明在正规部门工作的男性较为严格地遵守我国的退休制度。同时，从最后一列对前两列进行 t检验也可发现，与 50岁～59岁男性户主相比，61岁～70岁男性户主退休的概率显著提升，在60岁时退休率应该出现一个明显的断点，与图1显示的结果一致。从最后一列也可以发现，在60岁之后烟草、酒类、在外饮食消费支出均显著降低，而医疗费用支出和保健品支出有显著增加的趋势。

表1 主要变量描述统计

续表1

四、模型估计

（一）退休对烟酒消费支出的影响（IV/RD法和RD-LATE法）

虽然我国退休制度规定男性在60岁退休，但男性户主在60岁时可能处于工作状态，也可能处于退休状态，为避免信息混合，本文在回归中删除了年龄为60岁的样本。

表 2报告了退休制度对退休影响的局部估计结果，即运用工具变量的思想采用参数估计方法估计的第一阶段回归结果，其中被解释变量为实际退休状态，退休取值为1，没有退休取值为 0。表 2模型（1）至模型（3）分别为一阶、二阶、三阶多项式，其中年龄差的虚拟变量（Di）对退休的影响均在 1%的水平上显著，说明超过退休政策规定年龄的男性户主退休的概率会增加，与表 1第 5列所显示的结果大致相同。同时我们对工具变量的有效性进行检验，发现 F检验值均大于临界值 10，说明选择男性户主年龄与法定退休年龄差做工具变量确实可行。从不同局部多项式回归结果的 AIC值看，三阶多项式的AIC值最小。

表 3报告了退休对烟酒消费支出产生的影响。其中模型（1）和模型（4）采用2SLS（简称为 IV-RD）进行估计，模型（2）和模型（5）直接运用公式（5）采用 Probit局部多项式 RD回归法（简称为 RD-LATE）估计退休对烟酒消费的局部平均效应，模型（3）、模型（6）运用非参数（核估计）RD 估计方法进行估计。被解释变量为烟酒消费支出，多项式的阶数采用 AIC准则进行判断，同时在模型中我们加入了民族、户主婚姻状况、受教育年限、家庭规模等控制变量①断点回归理论认为达到一致的估计不需要控制其他变量（Lee和Lemieux，2010），而Calonico等（2016）认为加入控制变量会使结果更稳健，于是我们在本文中加入了控制变量，同时也分析没有加控制变量的结果，与加入控制变量的估计结果几乎一致。。模型（1）、模型（3）采用 2SLS回归估计发现退休显著降低了烟草类消费支出的 32.1%，显著降低了酒类消费支出的19.8%；模型（2）、模型（5）采用RD-LATE回归估计发现退休分别降低了烟草消费的40.7%和酒类消费的 16.2%；模型（3）、模型（6）采用 RD 非参数回归方法发现退休分别降低了烟草消费的36.3%和酒类消费的15.1%，三种方法得到的估计结果较为一致，退休显著降低了老年人的烟酒消费支出。

表2 退休制度对退休的影响（IV/RD第一阶段回归）

表3 退休对烟酒消费的影响（IV-RD & RD-LATE & 非参数RD）

IV-RD估计、RD-LATE以及非参数RD等方法估计得到的政策效应是一致的（Hahn等，1991；Hahn等，2001；Lee和 Lemieux，2010），但在断点回归设计中国内外大多数文献都采用IV-RD估计方法，后文实证结果我们均是采用IV-RD估计方法进行回归。

图 2和图 3显示了退休对烟酒消费的影响，图中横坐标表示男性户主的年龄，纵坐标表示消费支出，60岁两侧的曲线由局部线性拟合得到。从图中可以直观看出年龄由59岁变到61岁时烟草类和酒类消费支出均有下降趋势，酒类消费支出下降最为明显，与表3中的估计结果基本一致。

图2 退休对烟草消费的影响

图3 退休对酒类消费的影响

（二）退休烟酒消费之谜的解释：收入水平下降、社会交往需求下降还是健康状况下降、健康意识提高？

表3、图2和图3表明，对于抽烟喝酒的城镇老年人，退休显著降低了烟酒消费支出，退休后老年人消费行为发生改变，其原因是什么呢？我们认为可能的原因有以下几个方面：一是退休使老年人劳动收入减少，收入减少必然会影响烟酒消费需求。二是烟酒消费作为社会交往的重要方式，老年人在退休后体力减弱，活动范围缩小，社会交往需求淡化，社会交际功能减弱，从而导致退休后烟酒消费支出下降。三是健康会随着年龄的增长而贬值（Grossman，1972），老年人意识到身体状况下降或想提高健康状况，在退休后更加注重保健养生，从而可能增加保健品支出，改变抽烟喝酒等有害健康的消费习惯（Gilpin和 Pierce，2002）。在表 4中，我们对可能存在的收入原因进行验证，其中退休对家庭总收入和烟酒消费的影响通过IV-RD估计得到，而烟酒消费的收入弹性（收入对烟酒消费的影响）通过OLS估计得到。

表4模型（1）表明，退休显著降低了城镇老年人家庭总收入的19.7%。收入减少对烟酒消费影响有多大，本文利用烟酒收入弹性来进行度量，其中收入通过预测35岁～55岁未退休个体的永久性收入①永久性收入通过以家庭总收入为因变量，年龄、性别、民族、受教育年限、工作类型等为自变量，并控制了年份、省份进行回归预测得到。得到。表 4中模型（3）和模型（5）报告了烟酒收入弹性的估计结果。结果显示，烟草类收入弹性为 0.043，酒类收入弹性为 0.092，收入弹性较小，且收入的变化对烟酒消费支出影响不显著。实证分析表明退休后烟酒消费下降与收入下降关联性很小，毕竟烟草和酒类商品都是成瘾品，退休导致收入下降这种外生冲击对其影响很小。

老年人退休后烟酒消费下降可能的原因二是退休后社会交往活动减少，我们用在外饮食支出反映老年人的社会交往活动。表 5中模型（1）在外饮食支出的系数显著为－0.37，表明老年人退休后社会交往活动减少。在中国，烟酒作为社会交往活动的重要消费品之一，老年人在退休后社交活动减少，从而可能导致烟酒消费支出下降。

表4 退休烟酒消费之谜的解释之一：收入下降？

退休减少收入的同时也减少了与工作相关的消费支出（李宏彬等，2014；邹红等，2015），而烟酒消费在社会交往中发挥着重要作用，很大程度就是因为日常工作的需要。退休以后，老年人的社会交往需求减弱，尤其是与工作相关的社会交往需求显著递减，导致烟酒消费需求递减。因此，与其他消费品一样，退休减少老年人收入或者减少与工作相关的消费支出的同时，可能会减少烟酒消费。然而，烟酒作为成瘾品，和个人的健康状况紧密相关（Pedone和Incalzi，2015），具有其特殊性。退休后社会交往需求减少只是烟酒消费行为发生改变的原因之一，另一个可能的原因是基于健康需求，老年人在退休后健康状况下降或者健康意识提高，从而可能改变烟酒等有害身体健康的物质消费（Eibich，2015）。

表5 退休烟酒消费之谜的解释之二：健康水平下降、健康意识提升与社会交往减少?

接下来我们验证老年人退休后是不是基于健康意识的提高而减少烟酒消费。由于UHS数据库中缺少与健康直接相联系的变量，我们选取医疗支出反映健康程度，若身体健康则医疗支出较少，身体不健康则医疗支出增加。同时我们选取滋补保健品支出反映健康意识和健康行为，若购买滋补保健品的支出增加，则表明老年人的健康意识提高，更加关注身体健康和保健。表5中模型（2）医疗支出的系数为0.168，老年人退休后医疗支出增加，但是不显著，说明烟酒消费下降的原因不是由健康状况变差带来的。模型（3）滋补保健品支出系数显著为 0.227，退休增加老年人的滋补保健支出，说明退休后老年人的健康意识提高，更注重养生保健。另外 Zou等（2018）研究发现退休后老年人对烈性酒白酒的消费数量显著减少，而烈性酒对身体的影响较大，进一步验证了烟酒消费下降可能的原因来自于健康意识提高。

基于实证研究发现，对于抽烟喝酒的老年人，退休显著降低了他们的烟酒消费支出，改变了烟酒消费行为。表4和表5分析认为，退休降低烟酒消费可能的机制有：一是烟酒作为社会交往的重要消费品之一，退休减弱了老年人的社会交往需求，从而减少烟酒消费支出，改变烟酒消费行为。二是老年人在退休后更关注健康问题，健康意识提高，增加养生保健的消费支出，减少烟酒等有害健康的物质消费。

五、稳健性检验

（一）退休对其他控制变量的影响

断点回归的一个重要假设是其他不该受到退休政策影响的变量在断点处是连续平滑的，我们对民族、教育年限、个人婚姻状况、家庭规模等前定变量进行稳健性检验。本文通过作图、实证分析均发现在退休前后民族、教育年限、个人婚姻状况、家庭规模等前定变量均没有发生明显跳跃，证明我们运用断点估计方法是合适的①为节约文章篇幅，本文省略报告退休对民族、教育年限、婚姻状况、家庭规模等前定变量的检验结果。。

（二）使用退休年龄附近的不同样本

我们使用不同年龄区间的样本研究退休对抽烟喝酒的老年人烟酒消费的影响，对前面的估计结果进行稳健性检验。检验发现，我们之前估计的结果都比较稳健，虽然随着年龄区间的缩小，估计结果的显著性下降，但就退休对烟酒消费而言，估计系数都是负值，表明对抽烟喝酒的人而言，退休确实降低了他们的烟酒消费②为了节约文章篇幅，本文省略了报告不同年龄区间退休对老年人烟酒消费的影响。。

（三）退休对烟酒消费概率的影响

实证研究表明对抽烟喝酒的老年人，退休显著减少抽烟喝酒的消费支出，那么退休会不会使他们放弃抽烟喝酒呢？国外有文献研究认为退休并不会导致老年人放弃烟酒消费（Kuerbis等，2012；Zantinge等，2014）。在中国，在法定退休年龄的影响下又是怎样的情形？我们运用全样本生成抽烟喝酒的虚拟变量，若烟草消费大于0，则认为该家庭男性户主抽烟，否则不抽烟；若酒类消费大于 0，则认为该男性户主喝酒，否则不喝酒。我们对全样本采用IV-RD进行估计，回归结果如表6所示。

表6 退休对抽烟、喝酒概率的影响

从表 6中可以看出，尽管退休对老年人是否抽烟概率的估计系数为负，但在 10%的水平下不显著。模型（3）中的估计系数显著为负，但是根据 AIC最小法则判断多项式的阶数，发现退休并没有显著降低喝酒的概率。结合前面的研究发现，对于过去抽烟喝酒的老年人，退休显著改变了他们的烟酒消费行为；对全样本的老年人，退休降低了他们是否抽烟喝酒的概率，但系数不显著。

六、结论与建议

近年来，许多学者采用不同的研究方法论证退休对消费、健康以及健康行为的影响。本文使用国家统计局城镇住户调查（UHS）2002—2009年的16省（市）数据，利用我国强制性退休政策对人们退休决策的外生冲击，采用模糊断点参数（IV-RD）、Probit局部多项式RD回归和RD非参数等估计方法，首次研究退休对城镇男性老年人烟酒消费的影响及其影响机制。研究发现：（1）对于抽烟喝酒的老年人，IV/RD 参数估计发现退休显著降低城镇家庭烟草类消费支出的32.1%和酒类消费支出的19.8%，Probit局部多项式RD回归估计发现退休显著降低城镇家庭烟草类消费支出的40.7%和酒类消费支出的16.2%，RD非参数回归方法分别降低烟草消费支出的36.3%和酒类消费支出的15.1%。同时我们利用全样本研究发现退休降低了男性老年人抽烟喝酒的概率，发现退休明显改变有抽烟喝酒史的老年人的烟酒消费行为，提高了他们的健康意识。（2）退休后烟酒消费支出下降与收入降低无关，可能的原因有：一是烟酒消费作为社会交往的重要方式之一，老年人退休后社交需求减弱。二是老年人退休后更加关注养生保健，健康意识进一步提高。（3）稳健性检验发现不该受到退休制度影响的变量在断点附近是连续平滑的，采用断点方法估计是合适的；改变 RD估计带宽和样本规模也没有影响我们的估计结果。稳健性检验说明退休确实改变了老年人的烟酒消费行为，使他们拥有更健康的生活方式。

为应对人口老龄化问题，我国将实施“渐进式延迟退休年龄政策”。退休政策的调整关系到老年人的社会经济福利和国家民生发展，如何实施渐进式延迟退休年龄政策也成为一个备受关注的焦点。本文研究结果表明，老年人退休后减少烟酒消费也很可能是因为社会交往活动减少。社会交际需求较弱，活动范围缩小，容易产生心理上的失落感和孤独感，精神上感到苦恼、郁闷。因此，社会应该关注老年人心理健康，子女常回家看看，为老年人避免和排遣心理、精神疾病，不断满足老年人日益增长的精神文化需要。同时，本研究发现老年人退休后减少烟酒消费很可能是因为健康意识提高，因此相关部门在调整退休政策时应该充分考虑延迟退休对老年人健康的影响。一方面，在人口老龄化快速发展的背景下，应把健康老龄化作为重中之重，通过整合医疗资源、完善医疗保险制度和加大公共卫生基础设施投入等途径增加人均预期寿命，改善居民健康水平，发挥其对退休政策调整的积极作用。另一方面，应加强宣传健康科普知识和老年人健康管理服务，提高老年人健康意识，积极防治老年常见疾病，改善老年人退休后的健康状况和生活质量。