退休会提升老年生活幸福感吗？——基于断点回归方法的分析

李 翔，汤 丹

(1.华侨大学 经济与金融学院，福建 泉州 362021；2.华侨大学 统计学院/数量经济研究院，福建 厦门 361021)

一、引言

随着经济社会的发展，人们对生活幸福感的关注日益加深。党的二十大报告强调了“坚持以人民为中心的发展思想，努力让人民幸福生活水平更高、成色更足、内涵更丰富”。当前，我国面临严峻的人口老龄化问题。根据第七次人口普查数据显示，2020年我国60岁及以上老年人口已达2.64亿人，占总人口比重18.7%，而65岁及以上老年人口也已达1.9亿人，占比13.5%。随着我国人口老龄化进一步加剧，如何提高老年群体的生活幸福感和获得感，并进一步促进社会福祉成为一个极其重要的议题。

虽然关于如何提高老年生活幸福感学界从不同视角出发探究了影响幸福感的因素，比如：经济增长、收入水平与公共支出等一些经济性因素[1-3]；城市规模、社会信任、教育水平、健康水平及婚姻状况等一些非物质性因素[4-8]。但退休作为老年生活的一个重要阶段，同样在老年人的生活中具有极其重要的意义。已有研究也表明退休与幸福感之间的关系非常密切，退休会显著提升居民生活幸福感[9]。在退休以前，人们可能需要将更多的时间投入劳动，减少闲暇时间；在退休以后，由于不再需要投入大量的劳动时间，因此能够拥有更多的闲暇时间，生活方式也可能因退休而发生较大变化，从而对老年生活幸福感产生显著影响。因中国国情的特殊性，退休对老年生活幸福感的影响也存在一些特殊性：首先，中国的养老保障体系与西方发达国家相比，仍然存在差距和不完善。尽管，政府已经加大对养老保障事业的投入，并逐步建立了基本养老保险、企业年金等多层次的养老保障体系，但在城乡之间、不同地区之间，养老保障水平仍然存在巨大的差异。这对退休老人的生活幸福感造成了一定的影响。其次，中国传统家庭观念和照顾模式仍然具有一定的影响力。家庭是老年人最主要的精神寄托和生活支撑，尤其是在农村地区和一些较为传统的城市中，子女对父母的照顾和赡养义务依然代代相传。由于退休之后老年人失去了工作的社交圈和日常生活的指导性，家庭的支持和关爱对于老年人的幸福感起着至关重要的作用。最后，中国老年人的文化心理和消费习惯也存在着差异。随着社会的发展和文化的进步，老年人的文化素质和消费观念在不断提高，但是与西方国家相比仍然存在较大差距。退休之后，老年人如何调整心态和消费习惯，对于维护其生活幸福感具有重要意义。

由于我国老龄化问题不断加深，延迟退休政策的施行成为一项必然的政策选择。但延迟退休政策也将不可避免地影响到老年生活幸福感。当然，如何增进社会福祉必然也是延迟退休年龄政策得以实施的前提，退休政策的实施必须不能以损害老年人的生活幸福感为代价。因此，退休政策是否会显著降低老年群体的生活幸福感？以及“延迟退休”与“退而不休”对老年生活幸福感的影响是否存在差异性？值得进一步深入研究。这不仅对实现我国“积极老龄化”具有重要意义，而且也能为如何更好地制定出延迟退休年龄政策及其配套措施提供文献支持。

针对中国国情，文章聚焦受养老保险制度覆盖的群体，利用CGSS微观数据，首先，采用断点回归方法，研究退休前后个体生活幸福感变化，估计退休年龄制度对老年生活幸福感影响的因果效应。其次，从健康、社交及经济三个层面探讨退休对幸福感影响的可能渠道。最后，从性别、职业以及教育层次考察退休对老年生活幸福感影响的异质性。同时，基于“延迟退休”与“退而不休”的本质区别，即前者属于被动接受继续劳动，而后者为主动选择继续劳动。因此，文章对两者进行了详细区分，以进一步观察“延迟退休”与“退而不休”现象对老年人生活幸福感的影响及其差异性？ 通过对这两种情况的分析，不仅能够更加深入地了解到退休年龄制度对不同状态下老年群体生活幸福感的影响，而且也能明晰“延迟退休”与“退而不休”的差异性问题。这为更好地推进以延迟退休政策为核心的一系列相关配套措施，提供了一定的理论支撑与对策建议，对于促进“积极老龄化”目标的实现具有重要意义。

二、文献综述与研究假设

目前，国内外有关退休与幸福感的研究较为丰富，但不同的学者对这一问题的研究有不同的观点。从影响性质看，一些研究认为，在退休前后个体的健康状况与收入水平均会出现明显变化，因此退休不仅会给个体带来孤独感，并且也会显著降低人们的生活幸福感[10-11]。而另一些研究则认为，退休对于提升居民幸福感具有积极作用[12-14]。当然，也有一些研究认为，退休并不会对人们的生活幸福感产生显著影响[15]。从影响群体看，有研究认为退休对生活幸福感的影响效应存在较强的群体异质性。比如，REITZES等[16]认为相比未婚群体，已婚退休者的生活满意度会相对更高。BENDER[17]则认为相比低收入群体，中高收入群体通常在退休后生活满意度更高。同样地，国内学者鲁元平和张克中[9]在分析了男性与女性、提前退休和正常退休的不同情况后，认为退休有助于提升居民的主观幸福感。从影响途径看，一些研究认为退休对幸福感的影响途径具有多样性[18]，包括退休对个体收入与健康状况的影响。国内学者王琼和曾国安[19]认为收入与闲暇的变化在个体因退休引起的幸福感变化中起到了重要作用。因此，退休对休闲时间的满意度和与朋友见面的频率产生了较大的积极影响[20]。随着个体进入并跨过法定退休年龄后，女性在幸福感方面相对于男性的优势位置发生逆转，即活到老年期的男性会受益于退休后幸福感提升的积极影响，而女性由于平均寿命普遍高于男性，加之退休后依然承担主要家庭劳动，因此会更易陷于守寡与繁杂家务的不利境地，进而不利于幸福感的提升[21]。基于此，本文提出以下研究假设：

假设1：退休能够提升老年生活幸福感。

假设2：健康与闲暇在退休影响老年生活幸福感的过程中起到正向促进作用。

随着预期寿命的延长，越来越多的退休老人选择“退而不休”，因此也有研究专门针对老年人“退而不休”的动因而展开。INCEOGLU等[22]从自我价值延续角度分析，认为老年人自我价值的实现很大程度都来自于自我兴趣的实现，因此部分老年人期望退休后仍可以继续参与劳动，以此能够持续保持与朋友、社会之间的紧密联系，实现自我价值。也有研究发现，晚退休的人普遍可以延长寿命[23]，晚退休还有助于延迟老年痴呆发病时间[24]，因此从这一角度来看，不少老年人选择晚退休也就不难理解。国内研究也显示出“延迟退休”对个体健康的积极影响。比如，童玉芬和廖宇航[25]认为退休后适度的劳动参与能够促进老年健康水平的提升，并且雷晓燕等[26]、王存同和臧鹏运[21]的研究还认为退休会不利于男性健康水平的提升。黄乾和于丹[27]则认为“退而不休”在一定程度上能够提高低龄老年人的健康水平，并不会对高龄老年人的健康水平产生影响，反而会显著影响老年人的日常活动能力进而降低健康水平。因此，“退而不休”可以显著提高低龄老年人的健康水平，但总体上并不会对高龄老年人的健康产生积极影响。而程杰[28]认为，从事农业劳动的劳动者在达到法定退休年龄后选择“退而不休”是因为没有养老金保障，属于非主观的被迫劳动，这与被养老金制度所覆盖的非农劳动者选择“退而不休”的目的迥然不同。封进和韩旭[29]认为对大多数人而言，“延迟退休”不仅可增加养老金收入，并且随着工作年限的增加工资收入也会增加。当然，从“退而不休”对老年生活幸福感的影响层面看，也有学者在研究代际支持和老年人就业问题时讨论了有关“退而不休”对老年人幸福感的影响，认为退休后再就业是以物质占有取代了娱乐休闲，让疲惫和压力无法释放，在一定程度上造成老年福利的损害[30]。基于此，本文提出以下研究假设：

假设3：无论是“退而不休”还是“延迟退休”均会对老年生活幸福感造成损害。

假设4：相比“退而不休”，“延迟退休”对老年生活幸福感的损害效应更大。

由于社会与文化背景差异较大，国外的研究并不完全适用于中国情境，但通过文献梳理发现，目前国内关于退休与幸福感的研究还较少。比如，鲁元平和张克中[9]在分析了男性与女性、提前退休和正常退休的情况后，认为退休有助于提升居民的主观幸福感。邓小清[31]利用CGSS调查数据，采用断点回归分析了退休对不同群体生活幸福感的影响，认为企业女性的退休能够显著提升其幸福感，而对于男性以及机关事业单位的女性职工来说退休并不会显著影响其生活幸福感，并且通过进一步分析认为健康是影响居民退休后生活幸福感的主因，而收入和社交只对部分群体的幸福感有效。宋宝安和于天琪[32]认为退休老年人的再就业行为与生活幸福感之间存在较为显著的正向关系。王亚迪[33]运用CHALRS数据，借助工具变量法和倾向得分匹配法考察了退休对中老年人幸福感的影响。结果显示，退休对我国中老年人有显著的正向影响，并且通过机制分析，认为退休可以通过提高社交活动频率从而显著增强中老年人群体的幸福感。特别是，在信息技术不断发展的今天，各大语言、视频智能平台的使用也增强了个体间的社会信任感，从而提升了老年人生活幸福感[34]。黄文杰和吕康银[35]从生活满意度和快乐感两个层面考察了“退而不休”对老年人幸福感的影响，认为老年人在退休后继续参与劳动会显著降低生活满意度，尤其对于女性老年人来说，这一负面效应更加明显。张奇林和周艺梦[36]认为我国城镇低龄退休老年人的生活幸福感与工作状态呈现出显著负相关，并且这一关系还会随着老年人社会地位的提高而逐渐弱化。而谢琳等[37]却认为退休作为既有利又有弊的事件，对老年幸福感的影响并不显著。

综上所述，目前有关退休年龄制度对老年生活幸福感影响的研究成果不多，而涉及“延迟退休”与“退而不休”的更是少之又少，且部分学者在进行研究时还存在以下问题：第一，将延迟退休(超过法定退休年龄但未办理退休手续的劳动人口继续就业)和退而不休(退休老人再就业)这两类群体等同或混用，即部分研究考虑到延迟退休政策没有实行，则直接将退休老人再就业对生活幸福感的影响看作是“延迟退休”对生活幸福感的影响。但是“退而不休”是个体主动选择的结果，属于非制度强制，而“延迟退休”是制度强制，这两者之间存在本质区别。因此，在研究退休对老年生活幸福感的影响时，需要将两者区分开来，否则会导致影响机制和研究结论有失偏颇。第二，在研究方法上，本文采用断点回归方法，通过我国强制退休年龄制度这一准自然实验来识别个体的退休决策问题，从而更好地估计出退休年龄制度对老年生活幸福感影响的因果效应。第三，对中介变量的探讨不足，本文尝试从个体健康、社交以及经济条件这三个层面出发，来考察其在退休对老年生活幸福感影响的中介效应。通过本文的研究，不仅能够为如何提升我国老年群体的幸福指数提供实现途径，也为帮助完善退休年龄制度提供文献参考。

三、研究方法、数据来源和变量选取

(一)研究方法

依据我国强制性退休年龄制度，本文可以考虑采用断点回归方法来分析个体退休对其生活幸福感的影响。断点回归估计方法是一种严格的拟随机试验，能够较好地克服在估计过程中的内生性问题，常用于各种政策评估。根据断点回归设计思想，分属于断点两侧的样本应当是很近似的，也即是退休选择分属于断点两侧的概率是随机分布的。在断点回归设计中，假设在断点处其他因素并不会突然发生改变，则如果断点附近结果变量发生了变化，那就主要归因于分配机制或处理变量的影响。

由于我国的退休年龄制度存在户籍、职业及性别差异，这导致我国的退休群体构成相对复杂，即男性劳动者的法定退休年龄为60岁，女干部法定退休年龄为55岁，而其他女性劳动者为50岁，此外还存在一些因特殊工种、因病致疾和政策性的内退行为。因此，个体是否退休会在50岁、55岁以及60岁处出现断点，退休的概率也会突然增加。基于此，在断点回归设计时，可以应用我国法定退休年龄制度中明确的退休年龄断点，设计出一个自然实验，即在这些退休年龄断点附近选择出相应的实验组和参照组，从而能够更加准确地识别出实验组(退休人群)的处理效应。

通常，断点回归方法可以分为精确断点(SRD)和模糊断点(FRD)两类。精确断点是指经过驱动变量(Running Variable)的指引则完全可以决定处理与否，即在断点处会出现跳跃，并且概率会直接从0变为1；而模糊断点则不会如此，即在断点处被处理的概率并非由0变为1，而是增加了被处理的可能性，即接受处理的概率会从a跳跃至b(其中，0

为利用年龄断点来检验退休对生活幸福感的影响，首先假定个体退休状态为Ri(即分配变量)，当Ri=1表示已退休，当Ri=0时表示未退休；生活幸福感为Yi(即结果变量)。通过前文介绍可知，模糊断点回归设计可以允许个体被处理的概率在断点处有一个跳跃，但跨度会在(0，1)之间。因此，通常假定：

(1)

根据模糊断点回归设计，局部平均因果效应如式(2)所示：

(2)

可将上式看作是在断点处的沃尔德估计，其中分子为精确断点回归的平均处理效应，分母为个体得到处理时的退休概率在断点处发生的跳跃，若该跳跃为0至1，则上式为精确断点回归。由于模糊断点回归还可以看作工具变量估计，因此在估计过程中可直接使用两阶段最小二乘法。

参照LEMIEUX[38]的断点回归设计方法，本文选择的工具变量为个体是否达到法定退休年龄Di。同时将样本限制在退休年龄制度规定的年龄附近(即样本带宽)，并将年龄还未达到法定退休年龄的个体看作参照组，将年龄超过法定退休年龄的个体看作处理组。另外，agei-c为标准化的分组变量(其中，当个体为男性劳动者时，c取值为60岁；当个体为女干部时c取值为55岁；当个体为其他女性劳动者时c取值为50岁)，若个体年龄超过法定退休年龄c时，则Di=1，若个体年龄小于法定退休年龄c时，则Di=0。两阶段回归方程如下。

Ri=β0+β1Di+β2Di×(agei-c)+β3f(agei-c)+γXi+μi

(3)

Yi=α0+α1Ri+α2Ri×(agei-c)+α3f(agei-c)+φXi+εi

(4)

其中，式(3)为第一阶段回归，式(4)为第二阶段回归，f(agei-c)表示多项式函数，-h

(二)数据来源

根据研究目的，本文采用了由中国人民大学组织开展的《中国综合社会调查项目》(Chinese General Social Survey，CGSS)数据库，该调查始于2003年，截至目前已公开发布了10次，不仅涵盖了个人、家庭、社区及社会的多个层面数据，而且除港澳台等特殊地区或省份外，全面涵盖了我国28个省份的180个县，对于本文的研究具有很好的代表性。考虑到数据的可得性与时效性，本文使用了2010—2017年期间的5次调查，构成有效调查数据总量为64 156个混合截面数据①。

样本选取：①以现行法定退休年龄为界，选取在距离退休年龄不超过10年的样本，即男性在50～70岁之间，女性在40～60岁(女干部在45～65岁)之间；②由于我国退休年龄制度仅对城镇职工有效，因此样本中删除所有农村户籍样本；③删除回答缺失的样本。最终得到有效样本共10 005个。其中，女性5 008个，占比50.5%；男性4 997个，占比49.95%。达到退休年龄的样本有5 158个，占比51.55%；未达到退休年龄的样本有4 847个，占比48.45%(详见表1)。

表1 描述性统计

(三)变量选取

被解释变量。生活幸福感是利用问卷中“总体而言，您对自己所过的生活的感觉是怎么样的呢？”，分别对“非常不幸福、不幸福、一般、幸福、非常幸福”的回答按1～5进行赋值。其中，平均幸福感为3.794分，退休样本的平均幸福感为3.899分，未退休样本的平均幸福感为3.730分，整体来看退休会提升个体的生活幸福感。

核心解释变量。退休情况是利用问卷中对“上周未工作原因”的询问，若选择“离休/退休”则确定个体处于退休状态，并赋值为1；否则个体处于未退休状态，赋值为0。通过样本分析，可以发现有37.7%的样本处于退休状态。

控制变量。本文选取的控制变量包括个体性别、受教育水平、是否有社会保障(医疗和养老)、社会信任(比较不信任=1，不好说 =2，比较信任=3)、社会公平(比较不公平=1，不好说=2，比较公平=3)、居住面积、是否有房产以及家庭规模。其中，社会信任是根据问卷中问题“您是否同意社会上绝大多数人是可信的？”得到，根据回答“完全不同意、比较不同意、不好说、比较同意、完全同意”，将完全不同意和比较不同意合并，代表比较不信任；比较同意和完全同意合并，代表比较信任。同时，对比较不信任赋值为1，不好说赋值为2，比较信任赋值为3。社会公平是根据问卷中问题“您认为当今社会是否公平？”得到，根据回答“完全不公平、比较不公平、不好说、比较公平、完全公平”，将完全不公平和比较不公平合并为比较不公平，比较公平和完全公平合并为比较公平，同时对比较不公平赋值为1，不好说赋值为2，比较公平赋值为3。

根据我国法定退休年龄制度，在断点处平均退休率应该存在明显的跳跃，而图1的结果则清晰地反映了这一跳跃现象。图1中横坐标为距离法定退休年限agei-c，纵坐标为平均退休率。在0点处即为个体年龄等于法定退休年龄，由图1可以看出平均退休率在0处发生了明显跳跃，产生了年龄断点。因此，本文利用退休率在法定退休年龄处的跳跃来检验退休对老年生活幸福感的影响。各变量的描述性统计具体情况如表1所示。

图1 距离退休年龄时间与平均退休率

四、实证分析

(一)基准回归

本文首先直接利用普通最小二乘估计方法估计方程(4)，相关的回归结果列于表2。模型(1)为未加入控制变量；模型(2)则加入控制变量；模型(3)则加入了“是否退休×距离法定退休年龄的年份数”，即交互项，以控制年龄对幸福感的影响；模型(4)则加入了“距离法定退休年龄的年份数平方”，即二次项，以控制年龄对幸福感的影响。

表2 退休对幸福感的影响

根据表2的回归结果显示，在模型中是否退休的回归系数均显著为正，说明退休能够显著促进我国老年生活幸福感的提升，假设1得到验证。同时，各模型的结果基本一致，也即是说，当加入更多控制变量时，退休对老年生活幸福感的这一正向影响结果也仍具有较好的稳健性。这一结果与已有相关研究基本保持一致。根据JOKELA等提出的角色压力论，认为当个体通过退休从过去超负荷和激烈岗位竞争的工作中剥离出来后，可以增加闲暇时间、减轻角色压力，从而有助于提升个体的生活幸福感。另外，根据模型(3)的结果，可以发现“是否退休×距离法定退休年龄的年份数”这一交叉项的系数显著为正(0.007)，而模型(4)中的二次项系数虽然不显著，但仍为正。说明退休不仅可以提升老年生活幸福感，并且随着退休期的增长，老年生活幸福感还会进一步提升。

(二)稳健性检验

为保证基准回归结果的稳健性，本文从以下几个方面做了稳健性检验：①为了避免模型估计过程中可能存在的内生性问题，本文借助两阶段最小二乘法(2SLS)以进一步探讨退休选择对生活幸福感的影响。考虑到部分群体存在“超过退休年龄但并不办理退休手续”以及“选择提前退休或延后退休”的不同情况，本文选取个体“是否达到法定退休年龄”②作为个体“是否退休”的工具变量，从而利用2SLS做模糊断点回归。选取“是否达到法定退休年龄”这一工具变量的原因是因为个体是否达到法定退休年龄与是否办理退休手续的关系密切。通常而言，达到法定退休年龄的个体更有可能办理退休手续，并且是否达到法定退休年龄也与生活幸福感的关系不大[19，39]。②采用同年龄段且未被我国养老保险制度覆盖的样本做证伪检验。若为这部分不被养老保险制度覆盖的个体赋予法定退休年龄界限，则由于这部分群体本身并不受退休年龄制度的约束，故从理论上来说当退休对受退休制度影响群体的生活幸福感有显著影响时，那么在证伪检验中，不被养老保险制度覆盖的群体在法定退休年龄前后，其生活幸福感就不应该出现显著差异。③选择其他年龄作为退休年龄断点，设置不同虚拟退休年龄断点以此做安慰剂检验。④改变退休年龄两边的带宽以检验估计结果的稳健性。

1.2SLS工具变量估计

采用模糊断点回归方法，将“是否超过法定退休年龄”作为“是否办理退休手续”的工具变量，用方程(3)和方程(4)做2SLS估计，以进一步验证是否办理退休手续对老年生活幸福感的影响。结果列于表3。

表3 退休对幸福感影响的模糊断点回归

根据表3的估计结果可以发现：在第一阶段回归中，是否达到退休年龄对个体是否办理退休手续存在显著的正向影响，即对于受到养老保险制度覆盖的群体而言，个体超过法定退休年龄时会使其办理退休手续的概率增加约30%。在第二阶段回归中，是否办理退休手续会使得老年生活幸福感提升约20%，且在5%水平上显著。与此同时，是否办理退休手续对生活幸福感的影响系数(0.209和0.212)远大于基准回归中的结果(0.153和0.169)。

2.安慰剂检验

改变退休年龄，设置不同虚拟退休断点年龄，仍采用模糊断点估计是否退休对生活幸福感的影响。表4列示了个体生活幸福感受不同退休年龄断点的影响，其中，模型(1)～(5)分别列示了延迟退休年龄1～5岁的估计结果，模型(6)～(10)分别列示了提前退休年龄1～5岁的估计结果。

表4 退休对幸福感影响的安慰剂检验

可以看到，不管是提前还是延迟退休年龄，退休对生活幸福感的影响均不显著。也就是说，除了在法定退休年龄前后生活幸福感有明显提升外，其他以虚拟退休年龄为断点的回归中，是否退休的系数都不显著。这一结果说明退休年龄对生活幸福感的正向影响并非是由未能观测到的其他因素所带来的巧合。

3.改变断点两端带宽

通常断点两边带宽较小时，模型估计准确性会提升，但较小的带宽又会导致较多样本量的损失，致使估计效率下降。由于表2中选取的是以法定退休年龄为界限前后10年的样本，因此，为检验断点两边带宽是否会影响估计结果，本文进一步通过改变断点两端带宽来检验模型的稳健性。相关结果列于表5、表6，将断点两端带宽调整至断点前后9年、8年、7年、6年和5年。结果发现，无论是加入交叉项还是加入二次项后，是否退休对老年生活幸福感的影响系数符号均与表2相同，且系数值也较为稳定。

表5 退休对幸福感影响的不同带宽检验1

表6 退休对幸福感影响的不同带宽检验2

4.证伪检验

接着，利用没有被任何养老保险制度覆盖且与基准回归样本处于相同年龄段的人群作为证伪样本进行回归，结果列于表7。结果发现，当给予未受退休制度制约群体以法定退休年龄时，超过法定退休年龄变量的系数在模型(1)～(3)中均不显著。也就是说，当模型设定与表2完全一致时，结果却与表2完全不同，由此通过证伪检验，说明退休对老年生活幸福感的正向影响是可证伪的。

表7 退休对幸福感影响的证伪检验

五、进一步分析

(一)影响机制分析

通过前文对已有相关文献的梳理发现，通常能够提升个体老年生活幸福感的途径，主要包括以下三个方面，即拥有健康的身体、持续的经济来源以及丰富的社交活动。因此，文章主要从个体健康、社交活动与经济条件这三个层面出发，来分析退休对老年生活幸福感的影响机制。

1.机制一：个体健康

在变量选取与数据处理方面，我们充分考虑了健康状况的多个层面，包括自评健康、躯体健康和心理健康③。根据表8的回归结果，除躯体健康不显著外，当个体办理了退休手续后会对其自评健康和心理健康产生显著的正向影响。

表8 退休对个体健康的影响

2.机制二：社交活动

根据表9，可以看到个体在办理退休手续后，同邻居和朋友社交的频率均会显著提升。由此能够进一步增强老年生活幸福感。这在很大程度上反映出，随着劳动者年龄增加，退休不仅增加了个体与邻居、朋友间的社交频率，而且也因闲暇的增加提高了对自身健康的重视程度，尤其是在心理健康方面。由此，说明愉悦的心情和健康的生活态度是提升退休个体生活幸福感的关键要素，这一结论，在赵磊[40]的研究中也得到验证。由此，假设2得以验证。

表9 退休对社交活动的影响

3.机制三：经济条件

根据表10，可以看到个体退休后对其职业收入存在显著的负向影响，但对其个体总收入有显著正向影响，而对社会经济地位影响虽为正但并不显著。这一结果说明，个体退休后虽然会因职业收入的降低而对生活幸福感产生负面影响，但同时也因为退休后的养老金补偿效应以及可以更加便利地从事职业之外的劳动来获取一定的报酬，从而对其生活幸福感产生正向影响。

表10 退休对经济条件的影响

(二)异质性分析

在不同群体间，由于人们对退休的看法不一，因此退休对老年生活幸福感的影响也可能存在一定的差异。为进一步了解性别、职业和教育这三个因素对老年生活幸福感的影响，以及“延迟退休”与“退而不休”作为两种不同的模式，其对老年幸福感影响的差异性究竟有多大？接下来将分别进行异质性分析。

1.性别异质性

根据表11的结果显示，退休对老年生活幸福感仍有提升效应，且有显著的性别差异。是否退休对女性老年生活幸福感的影响系数值，在加入交叉项的模型和加入二次项的模型中，均高于男性；距离法定退休年份数对女性老年生活幸福感的影响系数显著为负，但对男性的影响却为正。这一结果表明，退休对女性老年生活幸福感的促进效应高于男性，且距离法定退休年龄越近，女性老年生活幸福感越高，而男性老年人则相反。退休无疑表示个体能够从过去繁重的工作与职业竞争压力中解放出来，老年人能够拥有更多的闲暇时间，也可以从事更多自己喜欢的娱乐休闲活动。一方面，相比男性而言，女性通常会更加长寿，因此女性能够享受退休生活的时间也比男性更长，因而女性幸福感会更高。另一方面，随着个体进入并跨过法定退休年龄，女性在幸福感方面相对于男性的优势地位发生逆转。也即是，活到老年期的男性会受益于退休后幸福感提升的积极影响，而女性退休后依然需要承担主要的家庭劳动，加之预期寿命也更长，因此会更易陷于守寡与繁杂家务的不利境地，从而不利于幸福感的提升。这一点也在已有研究中也得到证实[21]。

表11 退休对老年生活幸福感影响的性别差异

2.职业异质性

根据表12的结果显示，退休对老年生活幸福感仍有提升效应，且有显著的职业差异。是否退休对党政机构或事业单位工作的老年生活幸福感影响系数，在加入交叉项的模型和加入二次项的模型中均显著为正，而对其他(包括企业或自由职业者)的影响系数虽为正但不显著。说明在党政机构或事业单位工作的人，退休对老年生活幸福感的正向效应更突出。这一结果的可能原因与我国退休双轨制有关，即在党政机构或事业单位工作的人退休后均按国家公务员标准发放养老金，故退休后领取的退休金可以占到原工资的90%左右，而其他职业退休后能够领到的养老金则只能保证占到原工资的30%左右。因此，退休后不同职业性质劳动者的收入水平差异较大，从而使得老年生活幸福感差异明显。

表12 退休对老年生活幸福感影响的职业差异

3. 教育异质性

表13的结果显示，在受教育水平方面，初中及以下学历的老年人退休后的生活幸福感会显著提高，而更高学历的老年人虽然在退休后其生活幸福感也会显著提升，但其提升幅度要低于初中及以下学历的老年人。产生这一结果的可能解释在于，学历的不同会给不同老年群体带来不同的心理期许，较高学历的老年人通常在工作岗位中从事较为重要的岗位，能够享受的福利与职业荣誉也更多，而退休后由工作所带来的大部分满足感与荣誉感消失，需要更长的时间去接受和适应，由此其生活幸福感自然不如较低教育水平的老年人。

表13 退休对老年生活幸福感影响的教育差异

4.“延迟退休”与“退而不休”的异质性

由于老年人“退而不休”并不是一个随机行为，而是老年人根据自身条件在退休后做出继续参与劳动的主动选择结果，但“延迟退休”是制度强制。“延迟退休”与“退而不休”存在本质区别，因此，在研究退休对老年生活幸福感的影响时不可避免地需要将两者区分开来，深入剖析在这两种情况下对老年生活幸福感的影响及其差异性。

为区分“延迟退休”与“退而不休”，本文首先基于研究样本，筛选出达到法定退休年龄的样本，再通过“上周是否为取得收入而从事1小时以上工作(包括参军)”和“是否办理退休手续”这两个层面的问题，确定个体是否选择“退而不休”和被迫“延迟退休”。也即是，在达到法定退休年龄的样本中，若上周有参与劳动则确定个体存在“退而不休”行为，若未办理退休手续，则为“延迟退休”。参照式(4)，将其中的变量“是否退休”分别替换为“是否延迟退休”和“是否退而不休”。同时，为了保持估计结果的稳健性，选取与CGSS数据很相近的CFPS2018(中国家庭追踪调查数据)数据作稳健分析，通过对CFPS做同样的数据处理得到一个替换样本，经估计得到的实证结果如表14所示。

表14 “延迟退休”与“退而不休”情况对幸福感的影响异质性

根据表14的回归结果，可以发现虽然利用CGSS数据得到的“延迟退休”对于老年生活幸福感的影响系数分别为-0.135和-0.457，具有显著的降低效应，而“退而不休”也同样对老年生活幸福感有显著的负向影响，假设3得以验证。与此同时，相比于“退而不休”对老年生活幸福感的影响，“延迟退休”对老年生活幸福感的负向影响效应会更大，假设4得以验证。这一结果不难理解，基于“延迟退休”与“退而不休”的选择性质，主动选择继续劳动从心理上是容易接受的，但强制性的制度规定往往会引起人们的抵触情绪，生活幸福感自然无从谈起。因此，虽然延迟退休政策已经势在必行，但在具体实施政策过程中，不得不重视延迟退休对个体福祉的影响。

六、结论与建议

本文利用2010—2017年的CGSS混合截面数据考虑退休对老年生活幸福感的影响，并进一步分析“延迟退休”与“退而不休”的影响，考察延迟退休年龄制度与老年生活幸福感之间是否存在冲突。得到以下结论：第一，退休能够显著促进我国老年生活幸福感的提升，当个体通过退休从过去超负荷和激烈岗位竞争的工作中剥离出来后，可以增加闲暇时间、减轻角色压力，从而有助于提升个体生活幸福感。第二，退休后个体健康水平和社交频率会对老年生活幸福感产生更加积极的影响。这在很大程度上反映出，随着劳动者年龄增加，退休不仅增加了与邻居、朋友间的社交频率，而且也因闲暇的增加而提高对健康的重视程度，尤其是在心理健康方面，愉悦的心情和健康的生活态度是提升退休个体生活幸福感的关键要素。此外，虽然退休后因个体职业收入的降低而对生活幸福感产生负面影响，但也能因退休后的养老金补偿效应以及可以更加便利地从事职业之外的劳动来获取报酬，从而对其生活幸福感产生积极影响。第三，在异质性分析中发现，退休对老年生活幸福感有显著的性别差异、职业差异以及教育差异，即退休对女性、在党政机构或事业单位工作的以及相对较低学历的老年人生活幸福感的促进效应更高。第四，不管是“延迟退休”还是“退而不休”均会降低老年生活幸福感。但相比于“退而不休”对老年人生活幸福感的影响，“延迟退休”对生活幸福感的负向影响效应会更大。

为进一步提高老年生活幸福感，从而促进延迟退休政策的有效施行，本文提出以下建议：第一，在制定延迟退休年龄政策的具体实施方案及其配套措施时，应充分考虑延迟退休对老年人生活幸福感的负面效应，避免引起不必要的社会矛盾。比如，考虑到个体行业、职业及劳动方式等的不同，可以给予不同群体在充分考虑自身行业特点后，根据不同劳动特征设置更为弹性、更具个性化的劳动时间和劳动强度。第二，注重健康因素在退休年龄制度中的重要影响，加强对医疗预防保健项目的建设和投入。可以通过设置退休前的专项健康项目，以准确评估拟延迟退休人群的健康状况。利用健康的差异性制定延迟退休计划，让部分身体健康状况较差的群体退出劳动力市场。第三，注重社交活动在退休年龄制度中的重要影响，加强基础设施建设，以提供更为便利的社交场所，创造更多的社交机会。比如，充分发挥社区的组织联系作用，鼓励社区定期组织开展一些社会服务性质的活动，开发各式各样的社团活动，以更好地满足老年群体的社交需求，全力提升老年群体的幸福感和归属感。

［注 释］

① 本文使用的混合截面数据具体包括：2010年11 783个，2011年5 620个，2012年11 765个，2013年11 438个，2015年10 968个，2017年12 582个，共64 156个调查数据。

② 是否达到法定退休年龄变量的计算方式：男性以60岁为界，若年满60岁则取1；女干部以55岁为界，若年满55岁则取1；普通女职工以50岁为界，若年满50岁则取1。

③ 自评健康是通过问卷中“您觉得您目前的健康状况”的调查得到；躯体健康是通过问卷中“过去四周由于健康问题影响到日常生活/工作的频率”得到；心理健康是通过问卷中“过去四周感到心情抑郁的频繁程度”得到。