鄒 紅 欒炳江 彭爭呈 喻開志

一、引 言

人口老齡化已經(jīng)成為我國一個比較突出的經(jīng)濟(jì)社會問題。第六次人口普查統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，中國大陸人口中 60歲及以上人口達(dá)到 1.78億人，占總?cè)丝诘?13.26%，比第五次人口普查上升了2.93個百分點(diǎn)，而至2017年底，中國60歲及以上人口達(dá)到2.41億，占總?cè)丝诘谋戎剡M(jìn)一步上升到 17.3%。中國的老年人口數(shù)量和比重都高于此前預(yù)測結(jié)果，這表明中國人口老齡化正在加速發(fā)展。根據(jù)聯(lián)合國的預(yù)測（UN，2012），到2050年中國老年人口的比重將達(dá)到 30%～40%，與世界上發(fā)達(dá)國家水平相同，中國將成為世界上老年人口最多、人口老齡化速度最快的國家之一。同時根據(jù)世界衛(wèi)生組織預(yù)測，到 2050年中國將有 35%的人口超過 60歲，成為世界上老齡化最嚴(yán)重的國家。隨著人口老齡化問題日益加劇，越來越多的勞動者將面臨退休問題，而退休會對老年人方方面面的生活福利產(chǎn)生怎樣影響呢？國內(nèi)外一些經(jīng)濟(jì)學(xué)者關(guān)注“退休后消費(fèi)下降”的現(xiàn)象及原因，發(fā)現(xiàn)老年人消費(fèi)不符合傳統(tǒng)的生命周期消費(fèi)理論假說，退休后消費(fèi)并不平滑，主要是退休降低了與工作相關(guān)的消費(fèi)支出和食物消費(fèi)支出（Hurd和Rohwedder，2005；Cho，2012；李宏彬等，2015；鄒紅和喻開志，2015）。與此同時，隨著各國越來越重視“健康老齡化”在應(yīng)對人口老齡化和“延遲退休年齡政策”中發(fā)揮的作用，國內(nèi)外一些學(xué)者也關(guān)注退休對老年人健康和健康行為的影響。

老年人的健康會隨著年齡增長而貶值（Grossman，1972），這不容置疑，但是在短期退休沖擊對老年人健康的影響，國內(nèi)外文獻(xiàn)一直存在爭議。一部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)退休對健康會有正向作用（Charles，2004；Neuman，2008；Shai，2018）；另一部分學(xué)者則指出退休對自身健康或配偶健康會有負(fù)向作用（雷曉燕等，2010；Coe和 Zamarro，2011；Sahlgren，2012；Marcus，2013）；也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)退休與健康之間沒有必然因果關(guān)系（Lindeboom 等，2002）。

關(guān)于退休對老年人健康行為的研究，目前國內(nèi)外文獻(xiàn)主要從退休對飲食健康、健身活動、煙酒消費(fèi)行為等角度進(jìn)行分析。在退休對飲食健康的研究方面，Dong和Yang（2017）利用國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）數(shù)據(jù)采用斷點(diǎn)方法研究發(fā)現(xiàn)退休降低老年人的飲食消費(fèi)，退休沒有改變老年人的飲食攝入量，只是改變了購買食物的價格。同樣，鄧婷鶴等（2016）利用中國居民健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)退休并沒有改變老年人的食物攝入量和營養(yǎng)物質(zhì)。在退休對健身活動的影響研究方面，Slingerland等（2007）研究發(fā)現(xiàn)退休減少了與工作相關(guān)的健身活動，但并沒有增加其它形式的健身運(yùn)動，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)退休減少老年人的運(yùn)動參與程度。然而，Henkens等（2008）、Cozijnsen 等（2013）、Insler（2014）研究發(fā)現(xiàn)老年人退休后會利用更多的閑暇時間進(jìn)行身體鍛煉，認(rèn)為退休會增加老年人的健身活動頻率。Eicibh（2015）利用德國社會經(jīng)濟(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)并采用斷點(diǎn)研究方法也發(fā)現(xiàn)，退休顯著增加了老年人的睡眠時間，降低了抽煙喝酒的概率。關(guān)于退休對健康行為（抽煙行為）的影響研究，Lang等（2007）、Henkens等（2008）研究發(fā)現(xiàn)退休會增加老年人放棄抽煙的概率。相比而言，退休對酒類消費(fèi)行為的影響研究則比較豐富，但結(jié)論不盡相同。Bacharach等（2007）、Brennan等（2010）、Zou等（2018）研究發(fā)現(xiàn)退休會減弱與工作相關(guān)的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，降低喝酒的概率。然而，Marie等（2011）、Wang等（2014）發(fā)現(xiàn)老年人在退休后可能基于工作不能飲酒的限制、閑暇時間增加、交友更廣泛以及生活壓力增加等原因而增加喝酒的頻率。Kuerbis等（2012）研究認(rèn)為退休和酒類消費(fèi)之間沒有明顯的關(guān)系。Zantinge等（2014）發(fā)現(xiàn)退休對沒有喝酒史的人的酒類消費(fèi)行為沒有影響，但是對喝酒的老年人來說退休會減少他們的酒類消費(fèi)。從上述文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，目前研究退休對老年人健康、健康行為影響的文獻(xiàn)較多，尤其是研究退休對酒類消費(fèi)行為的文獻(xiàn)較為豐富，但沒有一致的研究結(jié)論。同時我們也發(fā)現(xiàn)研究中國退休制度對老年人健康行為（尤其是中國退休制度對老年人煙酒消費(fèi)行為）的文獻(xiàn)比較匱乏。

煙酒消費(fèi)是人們?nèi)粘ＯM(fèi)的重要支出部分，可以用來緩解孤獨(dú)、壓力，也是社會交往的重要方式之一（尹志超和甘犁，2010），但抽煙喝酒有害身體健康（Contoyannis和Jones，2004；Djoussé和 Gaziano，2008），會對社會造成較大的生產(chǎn)成本和醫(yī)療支出（Husemoen等，2004）。煙酒消費(fèi)與個人健康及社會福利息息相關(guān)，尤其是在中國，煙酒消費(fèi)在社會交往中扮演著重要角色。我國正在實(shí)施“健康老齡化”戰(zhàn)略，因而從抽煙喝酒的角度研究退休對老年人健康行為影響的意義重大。

本文主要基于煙酒消費(fèi)的視角研究退休對老年人健康行為的影響。具體來說，我們利用城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）數(shù)據(jù)，采用斷點(diǎn)回歸（RD）設(shè)計方法探討退休對老年人煙酒消費(fèi)行為的影響及其影響機(jī)制。首先，對于抽煙喝酒的老年人，本文綜合利用工具變量-斷點(diǎn)（IV/RD）參數(shù)估計方法發(fā)現(xiàn)，退休顯著降低了煙草類消費(fèi)支出的32.1%和酒類消費(fèi)支出的19.8%；Probit局部多項(xiàng)式RD回歸（RD-LATE）方法估計發(fā)現(xiàn)退休分別降低了煙草消費(fèi)支出的40.7%和酒類消費(fèi)支出的16.2%；RD非參數(shù)回歸方法估計發(fā)現(xiàn)退休分別降低了煙草消費(fèi)支出的36.3%和酒類消費(fèi)支出的15.1%。然后從收入下降、社會交往、健康意識等視角進(jìn)一步解釋了老年人退休后煙酒消費(fèi)下降的原因。

與以往研究相比，本文主要從以下幾個方面有所突破和創(chuàng)新：首先，本文主要基于老年人煙酒消費(fèi)支出，分析退休對健康行為的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制，解釋了“退休-煙酒消費(fèi)之謎”的原因，從理論上豐富了國內(nèi)外關(guān)于老年人退休與健康、消費(fèi)關(guān)系的研究成果；其次，本文詳細(xì)介紹了斷點(diǎn)回歸設(shè)計，首次結(jié)合 IV/RD、RD-LATE和非參數(shù) RD三種估計方法，并使用國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）2002—2009年的16省數(shù)據(jù)，識別了退休與煙酒消費(fèi)的因果關(guān)系，避免實(shí)證研究中出現(xiàn)的內(nèi)生性和估計偏誤問題；最后，本文提供的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)對我國在人口老齡化階段實(shí)施“漸進(jìn)式延遲退休年齡政策”和“全面健康老齡化戰(zhàn)略”具有啟發(fā)意義。

二、研究方法與計量模型

斷點(diǎn)回歸設(shè)計主要研究二元干預(yù)或者政策評估的因果效應(yīng)，其目標(biāo)是解決政策評估中出現(xiàn)的問題——個體是否受政策影響取決于觀測的協(xié)變量值是否超過間斷點(diǎn)（門限點(diǎn)）。假設(shè)Yi是我們關(guān)心的目標(biāo)變量，即城鎮(zhèn)老年人的煙酒消費(fèi)，其中Y0i表示居民i在工作時的煙酒消費(fèi)支出，Y1i為居民 i在退休時的煙酒消費(fèi)支出。為了研究退休對城鎮(zhèn)老年人的煙酒消費(fèi)Yi的影響，我們引入示性變量R代表居民是否退休，取值為1表明該居民進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組，即已經(jīng)退休；取值為 0表明該居民進(jìn)入控制組，即未退休。顯然年齡變量 S是決定一個人是否退休的重要決定性變量，通常稱此類變量為驅(qū)動變量（forcing variable），其作用是確定斷點(diǎn)值（門限值），相應(yīng)的間斷點(diǎn)記為。斷點(diǎn)回歸是研究個體受到既定規(guī)則影響的程度，直接的做法是通過計算 Y1i和 Y0i的差值得到影響程度，但由于個體要么受到規(guī)則的影響，要么不受規(guī)則的影響，因此無法同時觀測到Y(jié)1i和 Y0i的值，更無法計算 Y1i和 Y0i之間的差值。因此因果效應(yīng)只能通過計算局部平均處理效應(yīng) E（Y1i－Y0i）來判斷規(guī)則對個體的影響程度。斷點(diǎn)回歸設(shè)計可以分為兩種類型：一是精確斷點(diǎn)回歸（sharp regression discontinuity，簡記為 SRD），其特征是示性變量R與驅(qū)動變量S之間的關(guān)系是確定性的，即個體進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的概率在斷點(diǎn)處產(chǎn)生一個嚴(yán)格的跳躍，從 0跳躍到1；二是模糊斷點(diǎn)回歸（fuzzy regression discontinuity，簡記為 FRD），其特征是示性變量 R與驅(qū)動變量 S之間的關(guān)系是隨機(jī)的，即個體進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的概率在斷點(diǎn)處產(chǎn)生一個“溫和的跳躍”，從a跳躍到b（0＜a＜b＜1）。

圖 1①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）數(shù)據(jù)。反映了我國城鎮(zhèn)男性戶主在不同年齡段退休的概率，其中橫坐標(biāo)表示年齡，縱坐標(biāo)表示退休率。從圖1可以清晰看到，男性戶主在50歲時退休率低于10%，在60歲前退休率接近50%，而在60歲后退休率超過 80%，在60歲時發(fā)生了明顯跳躍。男性戶主在 60歲退休時具有清晰的斷點(diǎn)為研究退休對煙酒消費(fèi)行為的影響提供了基礎(chǔ)?；谝陨戏治?，本文主要采用FRD模型進(jìn)行研究。

圖1 男性退休率與年齡

在模糊斷點(diǎn)回歸模型中，可以證明退休對城鎮(zhèn)老年人的煙酒消費(fèi)影響等價于以下局部平均處理效應(yīng)（local average treatment effect，LATE）：

其中順從者的意思包含兩個方面，一是年齡大于等于法定退休年齡的個體，自愿退休而不延聘；二是年齡小于法定退休年齡的個體，不會因其它原因而提前退休。為了識別 FRD模型中的平均處理效應(yīng)，我們需要假定給定驅(qū)動變量s值時，個體進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的決定獨(dú)立于參與所得到的收益（Cerulli，2015）。事實(shí)上，因?yàn)?Y＝Y(jié)0＋R（Y1-Y0），可得：

類似于SRD的估計步驟，先在間斷點(diǎn)的左右兩邊取左、右極限值：

然后用式（4）減去式（3）可得FRD模型的平均處理效應(yīng)：

為很好識別退休對煙酒消費(fèi)的平均處理效應(yīng)，本文沿用Hahn等（2001）的想法，采用參數(shù)估計法，利用工具變量的思想來估計退休對煙酒消費(fèi)的影響。首先建立退休對煙酒消費(fèi)影響的方程：

模型（6）中，Y代表戶主家庭人均煙酒消費(fèi)支出；Ri表示戶主是否退休，取值為 1表示退休，0表示未退休；Ui為控制變量，包括民族、婚姻狀況、教育年限、家庭規(guī)模、住房面積、家庭可支配收入。其中，表示退休與煙酒消費(fèi)之間的因果關(guān)系，就是我們要估計 FRD模型的平均處理效應(yīng)；S表示年齡減去法定退休年齡的差值；表示包含S的高階多項(xiàng)式，本文加入高階多項(xiàng)式構(gòu)造非線性關(guān)系進(jìn)行斷點(diǎn)回歸是為了防止變量S與誤差項(xiàng)相關(guān)而導(dǎo)致估計偏誤，其中多項(xiàng)式的階數(shù)采用赤池信息準(zhǔn)則AIC 判斷（Lee和 Lemieux，2010）。

由于退休Ri受到健康、家庭人口結(jié)構(gòu)、財務(wù)狀況等多種因素影響（Hank和Korbmacher，2013；Lahti等，2013），明顯和模型（6）省略的變量相關(guān)，且它們都包含在擾動項(xiàng)當(dāng)中，會引起內(nèi)生性問題，因此直接采用原始變量Ri進(jìn)行 OLS估計，很可能會導(dǎo)致估計偏誤，而采用一個外生的變量則可以避免該情況發(fā)生。個人退休與年齡高度相關(guān)，且年齡不存在模糊性，具有較強(qiáng)外生性，采用與年齡相關(guān)的工具變量可以干凈地估計出退休效應(yīng)。因此我們采用二階段最小二乘法，即第一階段尋找退休的工具變量，第二階段把工具變量代入模型（6）回歸，以避免內(nèi)生性問題。具體做法是用可能的外生變量對Ri進(jìn)行回歸得到Ri的估計量，將其作為工具變量，為此建立如下模型：

其中，g（ S）為包含S的高階多項(xiàng)式。在這里，我們運(yùn)用樣本個體年齡與法定退休年齡之差作為工具變量，即 Di，當(dāng)年齡差大于 0時，Di取值為 1，這些樣本的家庭為實(shí)驗(yàn)組；當(dāng)年齡差小于 0時，Di取值為 0，這些樣本的家庭為控制組。因此，我們可運(yùn)用工具變量的思想結(jié)合斷點(diǎn)參數(shù)估計方法（以下均簡稱為 IV/RD）進(jìn)行分析，本文后續(xù)實(shí)證部分的 IV/RD 參數(shù)回歸結(jié)果均是使用公式（6）和式（7）估計而得。其實(shí)，我們也可以按照公式（5）來進(jìn)行估計（Cerulli，2015）。為了說明方便，我們假定 f（ S）、g（ S）均為線性函數(shù)，具體實(shí)施步驟如下。

第一步，估計目標(biāo)變量在斷點(diǎn)處（門限處）的跳躍大小。

第二步，估計進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的概率跳躍大小，可以采用線性概率模型，這里我們采用Probit模型。

當(dāng)然，我們也可以假定f（S）、g（S）均為非線性函數(shù)，比如局部多項(xiàng)式，將非線性函數(shù)進(jìn)行泰勒展開，則式（8）和式（9）變?yōu)椋?/p>

因此，除IV/RD估計方法外，我們還可采用Probit局部多項(xiàng)式RD分步回歸并計算平均處理效應(yīng)（簡稱為 RD-LATE）或者非參數(shù) RD 估計法進(jìn)行分析。本文后續(xù)實(shí)證部分的 RD-LATE回歸結(jié)果均是根據(jù)公式（10）和式（11）估計并計算平均處理效應(yīng)而得，同時在表3中我們也報告了非參數(shù)RD估計的結(jié)果。

三、數(shù)據(jù)與變量說明

本文使用的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)調(diào)查時采用住宅框選取調(diào)查住戶樣本，調(diào)查對象涵蓋居住在城鎮(zhèn)區(qū)域內(nèi)的所有住戶。我們獲得2002年到2009年 16個省份（市）的數(shù)據(jù)。這 16個省份（市）是：北京市、山西省、遼寧省、黑龍江省、上海市、江蘇省、安徽省、江西省、山東省、河南省、湖北省、廣東省、重慶市、四川省、云南省、甘肅省，代表全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的區(qū)域。城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)每年更換三分之一的樣本量，每三年更換一次全部樣本。因此，我們使用的數(shù)據(jù)原則上是重復(fù)截面數(shù)據(jù)。

我國退休政策規(guī)定男性職工年滿 60周歲退休，女干部年滿 55周歲退休，女職工年滿 50周歲退休。與一般企業(yè)相比，國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位、國有企業(yè)、集體企業(yè)對我國的退休政策執(zhí)行得更為規(guī)范嚴(yán)格，因此在數(shù)據(jù)處理過程中我們只保留了在這幾個部門工作的個人。此外，女性退休受到丈夫退休狀況、家庭特征等因素影響，退休原因比較復(fù)雜（Hurd和Rohwedder，2005；Li等，2016），況且在我國男性吸煙和飲酒的比例明顯高于女性（尹志超和甘犁，2010），因此本文在數(shù)據(jù)篩選過程中只保留了戶主為男性的家庭樣本。

在本文中退休變量是啞變量，家庭的退休狀態(tài)由男性戶主退休狀態(tài)決定，若男性戶主已退休，則取值為 1，否則取值為 0。斷點(diǎn)回歸的一個重要步驟就是確定規(guī)則周圍的范圍，在本文即要控制退休年齡區(qū)間。在政策規(guī)定較小的退休年齡區(qū)間才能夠更好地控制年齡效應(yīng)（Lee和Lemieux，2010），因此本文只保留了戶主年齡為50歲～70歲的樣本。同時我們刪除了家中有 18歲～49歲男性的家庭樣本，盡可能確保樣本中的煙酒消費(fèi)支出是由于男性戶主消費(fèi)引起的。另外，我們主要研究過去抽煙喝酒的人在退休后他們的煙酒消費(fèi)行為是否發(fā)生變化，因此只保留了煙酒消費(fèi)大于 0的樣本。Zantinge等（2014）研究發(fā)現(xiàn)退休對沒有喝酒史的人的酒類消費(fèi)行為沒有影響，只對過去喝酒的人有影響，我們也將考察在中國是否存在這樣的情形。在穩(wěn)健性部分我們加入了煙酒消費(fèi)為 0的樣本，研究退休對老年人抽煙喝酒概率的影響。為進(jìn)一步探討退休對老年人煙酒消費(fèi)行為的影響機(jī)制，本文還引入了醫(yī)療費(fèi)用、滋補(bǔ)保健品以及在外飲食等家庭支出，用醫(yī)療費(fèi)用的高低反映老年人健康狀況，用滋補(bǔ)保健品支出高低反映老年人健康意識。

經(jīng)過篩選，本文的總樣本有 57142個，在剔除了煙草和酒類消費(fèi)支出為 0的樣本后共有37685個。表1報告了本文所用變量的描述性統(tǒng)計。

從表1第2列男性戶主年齡在50歲～70歲（不包含60歲）的樣本可以看出，戶主的平均年齡在58歲，平均受教育年限為11年，48.8%的樣本在訪問時已經(jīng)退休。家庭煙草平均消費(fèi)支出為704元，酒類平均消費(fèi)支出為320元。第3列可以看出年齡在50歲～59歲間的戶主平均退休率只有22.7%，而第4列年齡在61歲～70歲間的戶主平均退休率達(dá)到 92.7%，說明在正規(guī)部門工作的男性較為嚴(yán)格地遵守我國的退休制度。同時，從最后一列對前兩列進(jìn)行 t檢驗(yàn)也可發(fā)現(xiàn)，與 50歲～59歲男性戶主相比，61歲～70歲男性戶主退休的概率顯著提升，在60歲時退休率應(yīng)該出現(xiàn)一個明顯的斷點(diǎn)，與圖1顯示的結(jié)果一致。從最后一列也可以發(fā)現(xiàn)，在60歲之后煙草、酒類、在外飲食消費(fèi)支出均顯著降低，而醫(yī)療費(fèi)用支出和保健品支出有顯著增加的趨勢。

表1 主要變量描述統(tǒng)計

續(xù)表1

四、模型估計

（一）退休對煙酒消費(fèi)支出的影響（IV/RD法和RD-LATE法）

雖然我國退休制度規(guī)定男性在60歲退休，但男性戶主在60歲時可能處于工作狀態(tài)，也可能處于退休狀態(tài)，為避免信息混合，本文在回歸中刪除了年齡為60歲的樣本。

表 2報告了退休制度對退休影響的局部估計結(jié)果，即運(yùn)用工具變量的思想采用參數(shù)估計方法估計的第一階段回歸結(jié)果，其中被解釋變量為實(shí)際退休狀態(tài)，退休取值為1，沒有退休取值為 0。表 2模型（1）至模型（3）分別為一階、二階、三階多項(xiàng)式，其中年齡差的虛擬變量（Di）對退休的影響均在 1%的水平上顯著，說明超過退休政策規(guī)定年齡的男性戶主退休的概率會增加，與表 1第 5列所顯示的結(jié)果大致相同。同時我們對工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn) F檢驗(yàn)值均大于臨界值 10，說明選擇男性戶主年齡與法定退休年齡差做工具變量確實(shí)可行。從不同局部多項(xiàng)式回歸結(jié)果的 AIC值看，三階多項(xiàng)式的AIC值最小。

表 3報告了退休對煙酒消費(fèi)支出產(chǎn)生的影響。其中模型（1）和模型（4）采用2SLS（簡稱為 IV-RD）進(jìn)行估計，模型（2）和模型（5）直接運(yùn)用公式（5）采用 Probit局部多項(xiàng)式 RD回歸法（簡稱為 RD-LATE）估計退休對煙酒消費(fèi)的局部平均效應(yīng)，模型（3）、模型（6）運(yùn)用非參數(shù)（核估計）RD 估計方法進(jìn)行估計。被解釋變量為煙酒消費(fèi)支出，多項(xiàng)式的階數(shù)采用 AIC準(zhǔn)則進(jìn)行判斷，同時在模型中我們加入了民族、戶主婚姻狀況、受教育年限、家庭規(guī)模等控制變量①斷點(diǎn)回歸理論認(rèn)為達(dá)到一致的估計不需要控制其他變量（Lee和Lemieux，2010），而Calonico等（2016）認(rèn)為加入控制變量會使結(jié)果更穩(wěn)健，于是我們在本文中加入了控制變量，同時也分析沒有加控制變量的結(jié)果，與加入控制變量的估計結(jié)果幾乎一致。。模型（1）、模型（3）采用 2SLS回歸估計發(fā)現(xiàn)退休顯著降低了煙草類消費(fèi)支出的 32.1%，顯著降低了酒類消費(fèi)支出的19.8%；模型（2）、模型（5）采用RD-LATE回歸估計發(fā)現(xiàn)退休分別降低了煙草消費(fèi)的40.7%和酒類消費(fèi)的 16.2%；模型（3）、模型（6）采用 RD 非參數(shù)回歸方法發(fā)現(xiàn)退休分別降低了煙草消費(fèi)的36.3%和酒類消費(fèi)的15.1%，三種方法得到的估計結(jié)果較為一致，退休顯著降低了老年人的煙酒消費(fèi)支出。

表2 退休制度對退休的影響（IV/RD第一階段回歸）

表3 退休對煙酒消費(fèi)的影響（IV-RD & RD-LATE & 非參數(shù)RD）

IV-RD估計、RD-LATE以及非參數(shù)RD等方法估計得到的政策效應(yīng)是一致的（Hahn等，1991；Hahn等，2001；Lee和 Lemieux，2010），但在斷點(diǎn)回歸設(shè)計中國內(nèi)外大多數(shù)文獻(xiàn)都采用IV-RD估計方法，后文實(shí)證結(jié)果我們均是采用IV-RD估計方法進(jìn)行回歸。

圖 2和圖 3顯示了退休對煙酒消費(fèi)的影響，圖中橫坐標(biāo)表示男性戶主的年齡，縱坐標(biāo)表示消費(fèi)支出，60歲兩側(cè)的曲線由局部線性擬合得到。從圖中可以直觀看出年齡由59歲變到61歲時煙草類和酒類消費(fèi)支出均有下降趨勢，酒類消費(fèi)支出下降最為明顯，與表3中的估計結(jié)果基本一致。

圖2 退休對煙草消費(fèi)的影響

圖3 退休對酒類消費(fèi)的影響

（二）退休煙酒消費(fèi)之謎的解釋：收入水平下降、社會交往需求下降還是健康狀況下降、健康意識提高？

表3、圖2和圖3表明，對于抽煙喝酒的城鎮(zhèn)老年人，退休顯著降低了煙酒消費(fèi)支出，退休后老年人消費(fèi)行為發(fā)生改變，其原因是什么呢？我們認(rèn)為可能的原因有以下幾個方面：一是退休使老年人勞動收入減少，收入減少必然會影響煙酒消費(fèi)需求。二是煙酒消費(fèi)作為社會交往的重要方式，老年人在退休后體力減弱，活動范圍縮小，社會交往需求淡化，社會交際功能減弱，從而導(dǎo)致退休后煙酒消費(fèi)支出下降。三是健康會隨著年齡的增長而貶值（Grossman，1972），老年人意識到身體狀況下降或想提高健康狀況，在退休后更加注重保健養(yǎng)生，從而可能增加保健品支出，改變抽煙喝酒等有害健康的消費(fèi)習(xí)慣（Gilpin和 Pierce，2002）。在表 4中，我們對可能存在的收入原因進(jìn)行驗(yàn)證，其中退休對家庭總收入和煙酒消費(fèi)的影響通過IV-RD估計得到，而煙酒消費(fèi)的收入彈性（收入對煙酒消費(fèi)的影響）通過OLS估計得到。

表4模型（1）表明，退休顯著降低了城鎮(zhèn)老年人家庭總收入的19.7%。收入減少對煙酒消費(fèi)影響有多大，本文利用煙酒收入彈性來進(jìn)行度量，其中收入通過預(yù)測35歲～55歲未退休個體的永久性收入①永久性收入通過以家庭總收入為因變量，年齡、性別、民族、受教育年限、工作類型等為自變量，并控制了年份、省份進(jìn)行回歸預(yù)測得到。得到。表 4中模型（3）和模型（5）報告了煙酒收入彈性的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，煙草類收入彈性為 0.043，酒類收入彈性為 0.092，收入彈性較小，且收入的變化對煙酒消費(fèi)支出影響不顯著。實(shí)證分析表明退休后煙酒消費(fèi)下降與收入下降關(guān)聯(lián)性很小，畢竟煙草和酒類商品都是成癮品，退休導(dǎo)致收入下降這種外生沖擊對其影響很小。

老年人退休后煙酒消費(fèi)下降可能的原因二是退休后社會交往活動減少，我們用在外飲食支出反映老年人的社會交往活動。表 5中模型（1）在外飲食支出的系數(shù)顯著為－0.37，表明老年人退休后社會交往活動減少。在中國，煙酒作為社會交往活動的重要消費(fèi)品之一，老年人在退休后社交活動減少，從而可能導(dǎo)致煙酒消費(fèi)支出下降。

表4 退休煙酒消費(fèi)之謎的解釋之一：收入下降？

退休減少收入的同時也減少了與工作相關(guān)的消費(fèi)支出（李宏彬等，2014；鄒紅等，2015），而煙酒消費(fèi)在社會交往中發(fā)揮著重要作用，很大程度就是因?yàn)槿粘９ぷ鞯男枰?。退休以后，老年人的社會交往需求減弱，尤其是與工作相關(guān)的社會交往需求顯著遞減，導(dǎo)致煙酒消費(fèi)需求遞減。因此，與其他消費(fèi)品一樣，退休減少老年人收入或者減少與工作相關(guān)的消費(fèi)支出的同時，可能會減少煙酒消費(fèi)。然而，煙酒作為成癮品，和個人的健康狀況緊密相關(guān)（Pedone和Incalzi，2015），具有其特殊性。退休后社會交往需求減少只是煙酒消費(fèi)行為發(fā)生改變的原因之一，另一個可能的原因是基于健康需求，老年人在退休后健康狀況下降或者健康意識提高，從而可能改變煙酒等有害身體健康的物質(zhì)消費(fèi)（Eibich，2015）。

表5 退休煙酒消費(fèi)之謎的解釋之二：健康水平下降、健康意識提升與社會交往減少?

接下來我們驗(yàn)證老年人退休后是不是基于健康意識的提高而減少煙酒消費(fèi)。由于UHS數(shù)據(jù)庫中缺少與健康直接相聯(lián)系的變量，我們選取醫(yī)療支出反映健康程度，若身體健康則醫(yī)療支出較少，身體不健康則醫(yī)療支出增加。同時我們選取滋補(bǔ)保健品支出反映健康意識和健康行為，若購買滋補(bǔ)保健品的支出增加，則表明老年人的健康意識提高，更加關(guān)注身體健康和保健。表5中模型（2）醫(yī)療支出的系數(shù)為0.168，老年人退休后醫(yī)療支出增加，但是不顯著，說明煙酒消費(fèi)下降的原因不是由健康狀況變差帶來的。模型（3）滋補(bǔ)保健品支出系數(shù)顯著為 0.227，退休增加老年人的滋補(bǔ)保健支出，說明退休后老年人的健康意識提高，更注重養(yǎng)生保健。另外 Zou等（2018）研究發(fā)現(xiàn)退休后老年人對烈性酒白酒的消費(fèi)數(shù)量顯著減少，而烈性酒對身體的影響較大，進(jìn)一步驗(yàn)證了煙酒消費(fèi)下降可能的原因來自于健康意識提高。

基于實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，對于抽煙喝酒的老年人，退休顯著降低了他們的煙酒消費(fèi)支出，改變了煙酒消費(fèi)行為。表4和表5分析認(rèn)為，退休降低煙酒消費(fèi)可能的機(jī)制有：一是煙酒作為社會交往的重要消費(fèi)品之一，退休減弱了老年人的社會交往需求，從而減少煙酒消費(fèi)支出，改變煙酒消費(fèi)行為。二是老年人在退休后更關(guān)注健康問題，健康意識提高，增加養(yǎng)生保健的消費(fèi)支出，減少煙酒等有害健康的物質(zhì)消費(fèi)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）退休對其他控制變量的影響

斷點(diǎn)回歸的一個重要假設(shè)是其他不該受到退休政策影響的變量在斷點(diǎn)處是連續(xù)平滑的，我們對民族、教育年限、個人婚姻狀況、家庭規(guī)模等前定變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文通過作圖、實(shí)證分析均發(fā)現(xiàn)在退休前后民族、教育年限、個人婚姻狀況、家庭規(guī)模等前定變量均沒有發(fā)生明顯跳躍，證明我們運(yùn)用斷點(diǎn)估計方法是合適的①為節(jié)約文章篇幅，本文省略報告退休對民族、教育年限、婚姻狀況、家庭規(guī)模等前定變量的檢驗(yàn)結(jié)果。。

（二）使用退休年齡附近的不同樣本

我們使用不同年齡區(qū)間的樣本研究退休對抽煙喝酒的老年人煙酒消費(fèi)的影響，對前面的估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我們之前估計的結(jié)果都比較穩(wěn)健，雖然隨著年齡區(qū)間的縮小，估計結(jié)果的顯著性下降，但就退休對煙酒消費(fèi)而言，估計系數(shù)都是負(fù)值，表明對抽煙喝酒的人而言，退休確實(shí)降低了他們的煙酒消費(fèi)②為了節(jié)約文章篇幅，本文省略了報告不同年齡區(qū)間退休對老年人煙酒消費(fèi)的影響。。

（三）退休對煙酒消費(fèi)概率的影響

實(shí)證研究表明對抽煙喝酒的老年人，退休顯著減少抽煙喝酒的消費(fèi)支出，那么退休會不會使他們放棄抽煙喝酒呢？國外有文獻(xiàn)研究認(rèn)為退休并不會導(dǎo)致老年人放棄煙酒消費(fèi)（Kuerbis等，2012；Zantinge等，2014）。在中國，在法定退休年齡的影響下又是怎樣的情形？我們運(yùn)用全樣本生成抽煙喝酒的虛擬變量，若煙草消費(fèi)大于0，則認(rèn)為該家庭男性戶主抽煙，否則不抽煙；若酒類消費(fèi)大于 0，則認(rèn)為該男性戶主喝酒，否則不喝酒。我們對全樣本采用IV-RD進(jìn)行估計，回歸結(jié)果如表6所示。

表6 退休對抽煙、喝酒概率的影響

從表 6中可以看出，盡管退休對老年人是否抽煙概率的估計系數(shù)為負(fù)，但在 10%的水平下不顯著。模型（3）中的估計系數(shù)顯著為負(fù)，但是根據(jù) AIC最小法則判斷多項(xiàng)式的階數(shù)，發(fā)現(xiàn)退休并沒有顯著降低喝酒的概率。結(jié)合前面的研究發(fā)現(xiàn)，對于過去抽煙喝酒的老年人，退休顯著改變了他們的煙酒消費(fèi)行為；對全樣本的老年人，退休降低了他們是否抽煙喝酒的概率，但系數(shù)不顯著。

六、結(jié)論與建議

近年來，許多學(xué)者采用不同的研究方法論證退休對消費(fèi)、健康以及健康行為的影響。本文使用國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查（UHS）2002—2009年的16省（市）數(shù)據(jù)，利用我國強(qiáng)制性退休政策對人們退休決策的外生沖擊，采用模糊斷點(diǎn)參數(shù)（IV-RD）、Probit局部多項(xiàng)式RD回歸和RD非參數(shù)等估計方法，首次研究退休對城鎮(zhèn)男性老年人煙酒消費(fèi)的影響及其影響機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）對于抽煙喝酒的老年人，IV/RD 參數(shù)估計發(fā)現(xiàn)退休顯著降低城鎮(zhèn)家庭煙草類消費(fèi)支出的32.1%和酒類消費(fèi)支出的19.8%，Probit局部多項(xiàng)式RD回歸估計發(fā)現(xiàn)退休顯著降低城鎮(zhèn)家庭煙草類消費(fèi)支出的40.7%和酒類消費(fèi)支出的16.2%，RD非參數(shù)回歸方法分別降低煙草消費(fèi)支出的36.3%和酒類消費(fèi)支出的15.1%。同時我們利用全樣本研究發(fā)現(xiàn)退休降低了男性老年人抽煙喝酒的概率，發(fā)現(xiàn)退休明顯改變有抽煙喝酒史的老年人的煙酒消費(fèi)行為，提高了他們的健康意識。（2）退休后煙酒消費(fèi)支出下降與收入降低無關(guān)，可能的原因有：一是煙酒消費(fèi)作為社會交往的重要方式之一，老年人退休后社交需求減弱。二是老年人退休后更加關(guān)注養(yǎng)生保健，健康意識進(jìn)一步提高。（3）穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)不該受到退休制度影響的變量在斷點(diǎn)附近是連續(xù)平滑的，采用斷點(diǎn)方法估計是合適的；改變 RD估計帶寬和樣本規(guī)模也沒有影響我們的估計結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗(yàn)說明退休確實(shí)改變了老年人的煙酒消費(fèi)行為，使他們擁有更健康的生活方式。

為應(yīng)對人口老齡化問題，我國將實(shí)施“漸進(jìn)式延遲退休年齡政策”。退休政策的調(diào)整關(guān)系到老年人的社會經(jīng)濟(jì)福利和國家民生發(fā)展，如何實(shí)施漸進(jìn)式延遲退休年齡政策也成為一個備受關(guān)注的焦點(diǎn)。本文研究結(jié)果表明，老年人退休后減少煙酒消費(fèi)也很可能是因?yàn)樯鐣煌顒訙p少。社會交際需求較弱，活動范圍縮小，容易產(chǎn)生心理上的失落感和孤獨(dú)感，精神上感到苦惱、郁悶。因此，社會應(yīng)該關(guān)注老年人心理健康，子女?；丶铱纯?，為老年人避免和排遣心理、精神疾病，不斷滿足老年人日益增長的精神文化需要。同時，本研究發(fā)現(xiàn)老年人退休后減少煙酒消費(fèi)很可能是因?yàn)榻】狄庾R提高，因此相關(guān)部門在調(diào)整退休政策時應(yīng)該充分考慮延遲退休對老年人健康的影響。一方面，在人口老齡化快速發(fā)展的背景下，應(yīng)把健康老齡化作為重中之重，通過整合醫(yī)療資源、完善醫(yī)療保險制度和加大公共衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施投入等途徑增加人均預(yù)期壽命，改善居民健康水平，發(fā)揮其對退休政策調(diào)整的積極作用。另一方面，應(yīng)加強(qiáng)宣傳健康科普知識和老年人健康管理服務(wù)，提高老年人健康意識，積極防治老年常見疾病，改善老年人退休后的健康狀況和生活質(zhì)量。