“退而不休”对老年人主观幸福感的影响——基于CHARLS数据的实证分析

黄文杰，吕康银

(1.东北师范大学 经济与管理学院，吉林 长春130117； 2.东北师范大学 人文学院，吉林 长春130117)

一、引 言

随着我国综合国力的提升，国民幸福感越来越受到重视。十九大报告中提出 “努力使改革发展成果更多更公平惠及全体人民，不断提升人民获得感、幸福感、安全感”。获得感、幸福感、安全感是一个密切关联的有机整体。获得感是幸福感的基础，没有物质和精神方面的获得感，就难有幸福的体验和满足；安全感是获得感和幸福感的保障。三者的核心是“幸福感”。

从学术角度，幸福感是一个跨学科的研究领域。Diener(1985)[1]提出主观幸福感应从认知和情感两个层面来定义。在认知层面上，幸福感即为生活满意感，是人们根据自己特有的准则，对自身生活质量的自我评价(Shin和Johnson，1978)[2]；在情感层面上，幸福感被等同于快乐感，是通过积极情感和消极情感的平衡度来体现，即一个人的积极情感多于消极情感时，便会感到幸福(Watson，1988)。[3]从这两个层面，可以通过不同的测量方式对幸福感进行度量，这就奠定了幸福感影响因素经验研究的基础。

在全球积极应对老龄化的今天，关注国民幸福感的一个重要方面就是重视老年人的幸福感。根据闲暇与消费模型，老年人的幸福感在一定程度上取决于收入、健康和闲暇等因素。其中收入因素最为关键，既包括养老金、个人及家庭资产，也包括退休后的工资性收入。退休后继续参与劳动的老年人被定义为“退而不休”的劳动者(程杰，2014)。[4]近年来我国“退而不休”的劳动者数量逐年增加。根据第六次人口普查数据显示，65岁以上的城乡老年人就业率为21%，而且通过对微观数据的处理分析我们发现，2015年60岁至65岁的老年人有大约40%仍然在继续工作，65岁至70岁的老年人仍然有超过20%在继续工作(见图1)。随着老龄化程度的不断加深，这些“退而不休”的劳动者未来必将成为我国劳动力市场的重要组成部分，但其群体构成和内部特征却与发达国家存在显著差异。首先，在如此高占比的老年人劳动群体当中，农村地区的农业劳动者是这一群体的主体。由于农村养老保障制度不完善，他们大多存在着出于生活需要从事生产性劳动，一直到丧失劳动能力为止，即所谓的“无休止劳动”现象(谭娜、周先波，2013)。[5]其虽然在一定程度上为社会创造了价值，但却是以损害老年人身体健康，牺牲晚年幸福感为前提的。而我国城镇地区多年来实行强制退休政策(通常男性退休年龄为60周岁，女性退休年龄为55周岁)。这些老年人退休后，在领取养老金的同时，仍然有一部分人选择继续劳动。已有研究大多关注老年人退休后劳动参与决策的影响因素，却少有研究者从主观幸福感的角度关注选择继续劳动的老年人在工作过程中是否对生活现状感到满意，他们是否迫于经济等多方面压力以牺牲自己晚年的幸福为代价而继续从事劳动。

图1 不同年龄段老年人的就业率

于丽(2016)[6]在代际支持和老年人就业关系的研究当中，作为补充论证探讨了再就业与老年人幸福感的关系，研究结果显示，再就业在一定程度上损害了老年人的福利，以物质上的占有取代了休闲娱乐时间，精神上使他们感到疲惫和压力。程杰(2014)[4]认为，农业“退而不休”劳动者由于缺乏养老金保障，不得不继续劳动。而与此同时，也有研究发现，退休晚的人普遍更加长寿(Tsai 等,2005)[7]，晚退休有助于推迟老年痴呆症的发病(Zhan 等,2009)。[8]国外对于老年人退休后继续工作的动因分析也表明，老年人的自我价值很大一方面是来自于兴趣的实现，一些老年人期望在退休后仍然通过工作保持与朋友乃至社会的紧密联系，继续实现自己的人生价值(Inceoglu等，2012)。[9]国内研究也显示，适度的劳动参与可以促进健康水平的提升(童玉芬，2017)。[10]另一些研究者则发现，退休行为对于男性健康有着显著的负面影响(雷晓燕、谭力、赵耀辉，2010[11]；王存同、臧鹏运，2016)。[12]从主观幸福感的相关研究来看，王琼、曾国安(2015)[13]发现，退休对幸福感的影响存在群体异质性，退休过渡中的关键因素对不同群体的幸福感影响存在较大差异。

本文聚焦退休后劳动参与对于老年人主观幸福感的影响，预期通过实证检验，观察“退而不休”现象对老年人主观幸福感有着怎样的影响？哪些因素在其中起到关键性作用？这种作用及影响在不同的群体之间又有着怎样不同的表现形式？冀望在深度老龄化社会到来之前，为我国以延迟退休政策为核心的一系列积极老龄化政策提供一定的理论支持。

二、数据、变量与模型设定

(一)数据选取

本文使用的数据来自北京大学国家发展研究院中国经济研究中心的中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study)CHARLS数据，该数据是对我国随机抽取家庭中45岁及以上的人进行的一项调查，包括从经济状况到个人健康状况等方面的信息，满足老龄化相关研究的需要。全国基线调查自2011年开展，覆盖150个县级单位，450个村级单位，约1万户家庭中的1.7万人，此后每两年展开一次追踪调查。2013年在2011年基础上增加了家户访问的数量，访问了10 629户家庭中的18 264人，其中农村为10 950人，城镇为7314人，同时在2013年家户层面的受访者退出调查的有1235户，新增家户数为1607户。2015年开展了全国基线样本常规调查的第二次追踪访问，共计完成11 797户、20 284人的访问，追访成功率达到87%。内容涵盖了受访者的人口学背景，工作、退休和养老金情况，健康状况和医疗保障情况以及详细的家庭收入、支出和资产状况等。

本文研究的是退休老年人劳动参与对幸福感的影响，所以采用了2013年第一次全国追访问卷的数据，从中选取强制退休政策覆盖下的退休老年人群体，根据问卷中“是否已经办理了退休手续(包括内退，不包括农保退休)”的提问对样本进行了筛选。之所以选择这样的筛选条件，是因为如果单纯从户籍角度划分农村与城镇人口，会遗漏农业户口进入城市打工并最终被城镇养老系统覆盖的人群。同时，笔者在问题筛选中也没有将“是否已经办理了退职”的群体纳入进来，因为我国关于退职的规定是指因疾病或残疾完全丧失劳动能力但又不具备退休条件的职工，这部分群体由于身体功能所限可能不具备劳动能力，不属于本文的研究方向，所以未纳入总样本当中。最终筛选出2295个退休老年人样本。

(二)变量赋值

1.被解释变量。本文主要观察老年人的主观幸福感。通过对既有文献的梳理发现，目前主观幸福感的量化方式大多通过满意度和快乐感两个维度来衡量，即从认知和情感两个方面来综合判断。这两个主要被解释变量在CHARLS问卷中都有提及。满意度在CHARLS问卷中共分为“生活满意度”、“健康满意度”、“婚姻满意度”、“子女关系满意度”和“医疗满意度”五个方面。我们认为与劳动供给相关性最强的是“生活满意度”。参考“总体来看，您对自己的生活是否感到满意？”的提问，回答有“极其满意”、“非常满意”、“比较满意”、“不太满意”、“一点也不满意”五项。对于这五项分别进行虚拟变量赋值，将“极其满意”赋值为5，将“一点也不满意”赋值为1，数值越大代表满意度越高。“快乐感”则参考Schimmack和Diener(1997)的判断方式，由愉悦体验的频率来表示，具体通过CHARLS问卷中有十个关于抑郁程度的问题量表得分来反映调查对象的精神状态，每题四个选项。同样对这些选项进行赋值，快乐感频率越高的赋值最高，例如“我很愉快”，选择“很少或者根本没有”赋值为1，选择“大多数时间”赋值为4。因此，十个问题得分综合最高为40分。为便于数据分析再取其平均值，数值越大表示快乐感频率越高。

2.解释变量。本文观察退休后劳动参与行为对其主观幸福感的影响，所以解释变量为老年人退休后是否参与劳动。CHARLS问卷中对于是否劳动参与的问题设定有三个：一是“过去一年是否从事农业生产经营活动10天以上”；二是“过去一周至少从事了一小时获取报酬的工作”；三是“是否有工作但目前处于暂时休假状态”；此外，我们还加入了第四项，即“在您办理了退休后是否有过获取劳动报酬的经历”。这四个关于劳动参与的问题，只要有一项回答“是”，即识别为存在劳动参与行为，赋值为1，反之则为0。

3.控制变量。根据国内外已有研究成果，我们发现退休行为对幸福感的影响主要受到个人特征、财产收入和社会关系三个方面因素的影响。所以除了关注主要解释变量之外，我们控制了人口学要素，包括性别、年龄、受教育程度、身体健康程度、婚姻情况等；其中由于样本包含了农村户籍却覆盖在城市退休保障制度下的部分人群，所以将户籍一项列入控制变量。我们还统计了收入情况，主要观察的是个人收入，包括个人工资收入和个人转移支付收入两个部分。此外，我们还考察了老年人的社会交往活动，以10项社交活动的频度对每一项分别赋分，值域在1～3分之间，3分为最高，十项得分总和的平均分即代表了闲暇活动情况。通过控制以上三个方面的变量以期在主回归方程分析的同时，发现不同群体间异质性的作用和影响发生的具体路径。表1是各变量名称及赋值情况。

表1 变量设定与赋值情况

(三)模型设定

由于被解释变量是代表主观幸福感的认知和情感两个方面，且这两个方面的变量具有有序多分类变量的特征，因此，需要结合已有研究方式权衡分析，来决定采用何种计量模型进行估计。首先生活满意度自我评价的结果是从1到5的有序变量，已有文献的研究方法中有的学者采取有序概率模型(Ordered Probit Model)进行估计，但考虑到如果使用有序概率模型，其估计系数没有明确含义，且不具有边际效应的含义，因此本文对于生活满意度的回归采取OLS线性模型为基本形式。这样不仅可以令模型中的估计系数具有边际效应这一良好性质，而且在不同人群的异质性分析上也具备很大优势。

对于快乐感的变量设定，由于采用的是抑郁量表中对于快乐感或抑郁感的频率反向加总得分，不同数值代表的是快乐的频率大小，因此可以看成是一组连续变量，也可以采用OLS模型进行估计，所以两个维度可以综合同一模型进行验证，其总体模型设定：

Hi=βRi+γZi+εi

其中Hi代表个体i的主观幸福感，分别通过生活满意度和快乐感两个维度的指标进行验证。Ri代表退休后是否继续劳动参与的关键解释变量，Zi则代表所有其他控制变量，εi为随机误差项。

三、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

表2 主要变量描述性统计

数据来源：根据2013年CHARLS数据计算得到。

根据表1的变量赋值，表2给出了所选样本中各变量的描述性统计结果。

其中代表主观幸福感的两部分指标生活满意度的平均值均为3.202，整体水平中等偏上。快乐感平均值为3.370，最大值为4，可见选取样本的整体抑郁水平较低，心理健康状态较好。是否继续劳动的平均值为0.335，说明总样本中存在劳动参与行为的老年人比重约为33.5%，与全国平均水平相比，处于较高水平。

从其他各变量看，本次选取的样本由于考察的是退休后群体，且包含提前退休情况，所以最小年龄为51岁，平均年龄约71.396岁，标准差为8.661岁。自评健康状况的平均值约为2.676，说明本次样本健康状况位于中等偏上水平，但标准差为1.011，说明个体差异性较大，这一情况在慢性病患病情况中得到验证，慢性病最大值为8，平均每个人患有0.277项慢性病，健康状况整体较好。教育年限平均为8年，基本与初中学历水平持平，符合我国老年人普遍受教育水平偏低的社会事实。个人收入方面，有工资性收入的样本为357人，存在转移支付收入的样本为2037人，体现了老年人群主要以养老金等转移支付收入为主的社会普遍形式。休闲活动方面，平均值约为2.2，说明本次选取样本的闲暇活动频度较高。

表3 全样本回归结果

注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号里的数值为标准差。

(二)退休后劳动参与对幸福感的影响分析

1.总体回归结果。本部分在描述性统计结果的基础上，将生活满意度和快乐感分别进行OLS回归并进行分析，从两个不同维度来观察“退而不休”对于生活满意度和快乐感分别产生了怎样不同的影响。从总体回归结果可以看出，基础回归方程下，“退而不休”的劳动参与对生活满意度有着显著的负向影响，但对快乐感影响并不显著。加入了人口学控制变量后，对生活满意度的负向影响方向虽然不变但是显著性消失，进一步加入健康、收入、闲暇的控制变量进行模型总体回归后发现，劳动参与的系数变成正向且仍不显著。这一结果提示我们，在各个控制变量当中，可能存在自变量影响因变量的中介效应变量，正是由于控制了中介变量才导致自变量的系数发生了较大的变化。所以对于生活满意度的分析，还要通过调节效用和中介效用检验来具体观察有哪些路径可能成为对于主要变量因果关系考察产生重要影响的因素。

在对快乐感这一维度的回归中，不论是主回归方程还是加入控制变量后，自变量的系数均未见显著性。但从其他控制变量的表现来看，婚姻状况呈现出非常显著的正向影响。同时，自评健康和收入水平在加入模型之后的表现也呈现了显著的正向影响。以上结果提示我们，需要在总体回归的基础上，观察异质性对于主体回归的影响，并通过与生活满意度的对比来得出两个不同维度在对于主观幸福感影响中各自产生了怎样的贡献。

2.调节效应检验。我们通过加入交互项的方法分别观察各控制变量对于生活满意度和快乐感主回归方程基础上的调节作用情况。表4显示了生活满意度方程中分别加入劳动参与与性别、年龄、婚姻、户籍、教育水平交互项乘积之后的回归结果。在加入的五个交互项中，性别和婚姻状况的交互项对结果影响显著。从具体系数来看，性别交互项的系数为0.120，这意味着男性劳动参与样本每增加一个人，生活满意度提升0.12，说明在退休后劳动参与的过程中，相对于女性，男性的劳动参与更容易给他们带来对生活的满足感。这与我们传统认知中男性更倾向于社会生产型劳动的普遍观念相吻合。此外，婚姻状况的交互项系数为0.195，这说明已婚群体更倾向于退休后劳动参与，这可能与家本位文化影响下在晚年仍然希望为家庭做出贡献的传统思想有关。

表4 生活满意度调节效应回归结果

注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号里的数值为标准差。

表5 快乐感调节效应回归结果

注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号里的数值为标准差。

进一步观察劳动参与对于快乐感的调节作用分析结果。从表5中可以看出，同样考察五项交互项的影响结果，其中年龄和教育年限的交互项系数显著。年龄的交互项系数为-0.006，意味着存在劳动参与行为的样本年龄每提高一岁，快乐感平均指数下降0.006，即参与劳动的人年龄越大越容易由于劳动参与行为产生负面的情绪。而教育年限交互项的系数为0.018，意味着劳动参与者教育年限每提高一个单位，快乐感指数则上升0.018，即高学历的退休劳动者参与劳动更容易带来愉悦感，这与发达国家高技术人才为了兴趣和自我价值实现而继续劳动的动机相吻合。这两点都说明，年龄和教育对于原本并不显著的劳动与快乐感的因果关系起到了调节作用，虽然调节方向不同，但对结果的影响显著。另外我们又分年龄段观察了51～60岁的较为年轻群体的劳动参与与快乐感的关系，发现在这一年龄群体中，劳动参与对于快乐感仍然有着显著的负向影响。

3.中介效应检验。在分别对生活满意度和快乐感两个维度进行了调解效应分析后，我们基于生活满意度的基础方程回归结果的负向显著性，考察分别代表个人特征、财产收入和社会关系的三个变量：健康水平、个人收入和闲暇活动对于生活满意度的中介效应。按照中介效用的分析方式，将健康、收入、闲暇作为三种中介途径分别对自变量和因变量进行路径回归检验，结果见表6。

表6 生活满意度的中介效应检验

注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号里的数值为标准差。

通过表6的中介检验可以看出，健康水平和闲暇的各阶段系数均显著，为不完全中介效应。即劳动行为会通过对健康水平的影响和对休闲行为频率的影响对人们的生活满意度发生作用。从系数情况来看，劳动行为对健康呈现出正向影响，但从综合效应的负向影响可以看出，除健康外的其他影响路径和因素导致了最终劳动对生活满意度产生的负向结果。休闲行为方面，劳动对休闲行为的频度有显著的负向影响，但休闲行为对生活满意度却有正向影响，这说明最终劳动对于生活满意度的负向影响是由于劳动占用了休闲行为时间而产生的。

收入方面，由于在总效应检验中的中介变量未见显著性，所以我们进一步进行sobel检验，检验的P值在5%的水平下显著，表示综合效应显著，证明收入因素对于劳动与生活满意度的关系存在不完全的中介效应。具体地，从系数上看，劳动对收入的系数为显著的负向影响，这与我国“退而不休”劳动者多基于经济需求在晚年仍然被动从事劳动的现状有关。而收入对于生活满意度有着正向影响，这提示我们目前退休后继续劳动的群体收入普遍偏低，无法通过收入水平的提升带动生活满意度的提高。

4.稳健性检验。由于本文对于主观幸福感的度量设定了生活满意度和快乐感两个维度的指标，一个是从认知层面衡量幸福感，一个是从情感层面衡量幸福感。以上论证也是分别从这两个不同侧面进行影响机制分析。在稳健性检验部分，我们利用主成分分析的方法，将生活满意度和快乐感两个变量进行因子提取形成新的代表主观幸福感的变量，再次进行回归验证，结果见表7。

表7 主成分变量的调节作用回归

注:“*”、“**”、“***”分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号里的数值为标准差。

本次主成分分析法通过了巴特利球度检验，KMO值为0.8。利用新生成的主成分变量再次进行调节作用分析，发现年龄、教育、婚姻交互项的显著性仍然存在，且方向一致。说明在分维度讨论时得到的结论，在通过主成分提取后的综合变量回归中仍然稳定。

此外，在健康状况的影响作用分析中，我们使用慢性病患病指数替代了自评健康指标，在替换成客观慢性病患病情况之后，结果仍然稳健。同时，我们还将个人总收入分为个人工资性收入和转移支付收入两部分进行个人收入的中介效应验证，得出结果仍然显著。

四、结论与对策建议

(一)结论

本文使用CHARLS 2013年数据，运用OLS回归，控制了各人口学因素，以及个人健康、财产收入、社会关系三个影响幸福感的主要因素，对退休后继续劳动参与即“退而不休”对老年人生活满意度和快乐感的影响进行了考察，并着重分析了群体异质性带来的调节效应和三种作用机制产生的中介效应；同时运用主成分分析法，将生活满意度和快乐感进行因子分析，提取出综合幸福感变量，进行稳健性回归的检验分析。得出如下结论：

第一，退休老年人继续劳动参与对生活满意度呈现显著的负向影响。这说明中国仍然是以传统的“家文化”为核心，老年人依旧受到退休后回到家中安享晚年的传统思想影响。与欧美国家老年人为实现个人价值和兴趣的普遍就业趋势不同，我国“退而不休”老年人的劳动动因仍然以经济需求为主，劳动者的晚年幸福感较低，且经济收入水平并未因为参与劳动而得到显著提升。

第二，通过加入交互项进行回归时发现，男性老年人相比女性老年人劳动参与得到的幸福感更强，说明退休后继续劳动参与对于幸福感的负面影响在女性老年人群体当中表现得更加明显。这可能是由于女性老年人受家庭牵扯较多，且继续工作的社会认同和成就感不如男性。另外，随着年龄的增长，老年人“退而不休”对于幸福感的影响同样为显著负向，且在低龄群体中影响仍然显著。这与我们传统认知的由于高龄仍然继续劳动造成的工作倦怠观念相悖，未来我国实施延迟退休政策可能会引发接近退休年龄层人群的消极情感。

第三，健康因素在中介效应检验中呈现显著的中介作用。且从各系数情况来看，劳动行为对健康呈现出正向影响，但从综合效应的负向影响可以看出，除健康外的其他影响路径和因素导致最终劳动对生活满意度产生了负向结果。所以未来实施积极老龄化措施，引导银发人力资源合理开发的关键还在于注意劳动保护和疾病预防，形成通过一定强度范围内劳动行为而保持老年人持续良好的健康状态的新劳动模式。

第四，收入和闲暇因素在劳动参与对退休老年人幸福感的中介作用分析中均显示出了不完全中介作用。这说明“退而不休”对于老年人生活满意度的负面影响并不是通过占用了闲暇时间而产生，同样，获得额外工资性收入也并未直接促使“退而不休”的老年人生活满意度提升。但增加闲暇和收入却能够显著提升老年人的幸福感。这是未来我国制定相关政策时需要特别关注的一点。另外，通过交互项验证可以看出，有配偶的老年人在劳动参与的同时幸福感更高，所以未来的研究中，应聚焦“退而不休”老年人的家庭因素对其幸福感的影响，比如配偶劳动状况、子女代际支持、隔代抚养等因素对于老年人退休后再就业以及主观幸福感将会产生怎样的影响。

(二)对策建议

面向未来深度老龄化社会的相关制度调整中，老年人群体的幸福感变化不容忽视。本文对“退而不休”老年人幸福感的实证分析结果表明，老年人退休后继续劳动整体上对于晚年主观幸福感有着负向影响。因此，我国下一步相关政策制定及制度设计应注重以下问题。

第一，延迟退休制度应体现差异性。目前退休后继续劳动对于不同群体主观感受影响不同，尤其是男女差异显著，这与我国社会男女性别角色分工不同密切相关，可以考虑设置弹性退休年龄区间，并对一些特殊行业和女性劳动力设立过渡期，给予其一定的心理适应过程并辅以适当的经济激励，以提高老年人晚年就业的快乐感，帮助他们较快地接受和适应新的制度安排。

第二，注重健康因素对于退休制度的影响，加强医疗预防及保健项目的投入。可以设置退休前专项体检项目，通过健康测评准确评估、理性认知拟延迟退休人群的健康状况，让健康状况较差的老年人合理退出劳动力市场，鼓励健康状况较好的老年人继续活跃在劳动力市场上。并考虑根据劳动方式的不同，规划不同的延迟退休人员的劳动时间，在劳动时间和强度上有弹性空间和自由选择权，根据不同群体特征制定个性化休闲制度和时间安排，给予不同群体充分利用自身行业特点、灵活安排工作的空间。

第三，转变老年人普遍抱持的退休后回家安享晚年的传统思想影响，通过调整薪酬待遇和职级保留等方式引导更多的老年人及其家人认识到退休后继续合理参与劳动，不但可以获得一定的经济补偿，还能发挥自身经验优势，实现个人价值，赢得社会的充分认可；同时也有助于保持健康的身体和良好的精神状态。逐步从思想观念方面提升整个社会对于老年人劳动参与的认同感，激发老年人劳动参与的积极性。