黃文杰，呂康銀

(1.東北師范大學 經(jīng)濟與管理學院，吉林 長春130117； 2.東北師范大學 人文學院，吉林 長春130117)

一、引 言

隨著我國綜合國力的提升，國民幸福感越來越受到重視。十九大報告中提出 “努力使改革發(fā)展成果更多更公平惠及全體人民，不斷提升人民獲得感、幸福感、安全感”。獲得感、幸福感、安全感是一個密切關聯(lián)的有機整體。獲得感是幸福感的基礎，沒有物質和精神方面的獲得感，就難有幸福的體驗和滿足；安全感是獲得感和幸福感的保障。三者的核心是“幸福感”。

從學術角度，幸福感是一個跨學科的研究領域。Diener(1985)[1]提出主觀幸福感應從認知和情感兩個層面來定義。在認知層面上，幸福感即為生活滿意感，是人們根據(jù)自己特有的準則，對自身生活質量的自我評價(Shin和Johnson，1978)[2]；在情感層面上，幸福感被等同于快樂感，是通過積極情感和消極情感的平衡度來體現(xiàn)，即一個人的積極情感多于消極情感時，便會感到幸福(Watson，1988)。[3]從這兩個層面，可以通過不同的測量方式對幸福感進行度量，這就奠定了幸福感影響因素經(jīng)驗研究的基礎。

在全球積極應對老齡化的今天，關注國民幸福感的一個重要方面就是重視老年人的幸福感。根據(jù)閑暇與消費模型，老年人的幸福感在一定程度上取決于收入、健康和閑暇等因素。其中收入因素最為關鍵，既包括養(yǎng)老金、個人及家庭資產(chǎn)，也包括退休后的工資性收入。退休后繼續(xù)參與勞動的老年人被定義為“退而不休”的勞動者(程杰，2014)。[4]近年來我國“退而不休”的勞動者數(shù)量逐年增加。根據(jù)第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，65歲以上的城鄉(xiāng)老年人就業(yè)率為21%，而且通過對微觀數(shù)據(jù)的處理分析我們發(fā)現(xiàn)，2015年60歲至65歲的老年人有大約40%仍然在繼續(xù)工作，65歲至70歲的老年人仍然有超過20%在繼續(xù)工作(見圖1)。隨著老齡化程度的不斷加深，這些“退而不休”的勞動者未來必將成為我國勞動力市場的重要組成部分，但其群體構成和內部特征卻與發(fā)達國家存在顯著差異。首先，在如此高占比的老年人勞動群體當中，農村地區(qū)的農業(yè)勞動者是這一群體的主體。由于農村養(yǎng)老保障制度不完善，他們大多存在著出于生活需要從事生產(chǎn)性勞動，一直到喪失勞動能力為止，即所謂的“無休止勞動”現(xiàn)象(譚娜、周先波，2013)。[5]其雖然在一定程度上為社會創(chuàng)造了價值，但卻是以損害老年人身體健康，犧牲晚年幸福感為前提的。而我國城鎮(zhèn)地區(qū)多年來實行強制退休政策(通常男性退休年齡為60周歲，女性退休年齡為55周歲)。這些老年人退休后，在領取養(yǎng)老金的同時，仍然有一部分人選擇繼續(xù)勞動。已有研究大多關注老年人退休后勞動參與決策的影響因素，卻少有研究者從主觀幸福感的角度關注選擇繼續(xù)勞動的老年人在工作過程中是否對生活現(xiàn)狀感到滿意，他們是否迫于經(jīng)濟等多方面壓力以犧牲自己晚年的幸福為代價而繼續(xù)從事勞動。

圖1 不同年齡段老年人的就業(yè)率

于麗(2016)[6]在代際支持和老年人就業(yè)關系的研究當中，作為補充論證探討了再就業(yè)與老年人幸福感的關系，研究結果顯示，再就業(yè)在一定程度上損害了老年人的福利，以物質上的占有取代了休閑娛樂時間，精神上使他們感到疲憊和壓力。程杰(2014)[4]認為，農業(yè)“退而不休”勞動者由于缺乏養(yǎng)老金保障，不得不繼續(xù)勞動。而與此同時，也有研究發(fā)現(xiàn)，退休晚的人普遍更加長壽(Tsai 等,2005)[7]，晚退休有助于推遲老年癡呆癥的發(fā)病(Zhan 等,2009)。[8]國外對于老年人退休后繼續(xù)工作的動因分析也表明，老年人的自我價值很大一方面是來自于興趣的實現(xiàn)，一些老年人期望在退休后仍然通過工作保持與朋友乃至社會的緊密聯(lián)系，繼續(xù)實現(xiàn)自己的人生價值(Inceoglu等，2012)。[9]國內研究也顯示，適度的勞動參與可以促進健康水平的提升(童玉芬，2017)。[10]另一些研究者則發(fā)現(xiàn)，退休行為對于男性健康有著顯著的負面影響(雷曉燕、譚力、趙耀輝，2010[11]；王存同、臧鵬運，2016)。[12]從主觀幸福感的相關研究來看，王瓊、曾國安(2015)[13]發(fā)現(xiàn)，退休對幸福感的影響存在群體異質性，退休過渡中的關鍵因素對不同群體的幸福感影響存在較大差異。

本文聚焦退休后勞動參與對于老年人主觀幸福感的影響，預期通過實證檢驗，觀察“退而不休”現(xiàn)象對老年人主觀幸福感有著怎樣的影響？哪些因素在其中起到關鍵性作用？這種作用及影響在不同的群體之間又有著怎樣不同的表現(xiàn)形式？冀望在深度老齡化社會到來之前，為我國以延遲退休政策為核心的一系列積極老齡化政策提供一定的理論支持。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型設定

(一)數(shù)據(jù)選取

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京大學國家發(fā)展研究院中國經(jīng)濟研究中心的中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Study)CHARLS數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是對我國隨機抽取家庭中45歲及以上的人進行的一項調查，包括從經(jīng)濟狀況到個人健康狀況等方面的信息，滿足老齡化相關研究的需要。全國基線調查自2011年開展，覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人，此后每兩年展開一次追蹤調查。2013年在2011年基礎上增加了家戶訪問的數(shù)量，訪問了10 629戶家庭中的18 264人，其中農村為10 950人，城鎮(zhèn)為7314人，同時在2013年家戶層面的受訪者退出調查的有1235戶，新增家戶數(shù)為1607戶。2015年開展了全國基線樣本常規(guī)調查的第二次追蹤訪問，共計完成11 797戶、20 284人的訪問，追訪成功率達到87%。內容涵蓋了受訪者的人口學背景，工作、退休和養(yǎng)老金情況，健康狀況和醫(yī)療保障情況以及詳細的家庭收入、支出和資產(chǎn)狀況等。

本文研究的是退休老年人勞動參與對幸福感的影響，所以采用了2013年第一次全國追訪問卷的數(shù)據(jù)，從中選取強制退休政策覆蓋下的退休老年人群體，根據(jù)問卷中“是否已經(jīng)辦理了退休手續(xù)(包括內退，不包括農保退休)”的提問對樣本進行了篩選。之所以選擇這樣的篩選條件，是因為如果單純從戶籍角度劃分農村與城鎮(zhèn)人口，會遺漏農業(yè)戶口進入城市打工并最終被城鎮(zhèn)養(yǎng)老系統(tǒng)覆蓋的人群。同時，筆者在問題篩選中也沒有將“是否已經(jīng)辦理了退職”的群體納入進來，因為我國關于退職的規(guī)定是指因疾病或殘疾完全喪失勞動能力但又不具備退休條件的職工，這部分群體由于身體功能所限可能不具備勞動能力，不屬于本文的研究方向，所以未納入總樣本當中。最終篩選出2295個退休老年人樣本。

(二)變量賦值

1.被解釋變量。本文主要觀察老年人的主觀幸福感。通過對既有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，目前主觀幸福感的量化方式大多通過滿意度和快樂感兩個維度來衡量，即從認知和情感兩個方面來綜合判斷。這兩個主要被解釋變量在CHARLS問卷中都有提及。滿意度在CHARLS問卷中共分為“生活滿意度”、“健康滿意度”、“婚姻滿意度”、“子女關系滿意度”和“醫(yī)療滿意度”五個方面。我們認為與勞動供給相關性最強的是“生活滿意度”。參考“總體來看，您對自己的生活是否感到滿意？”的提問，回答有“極其滿意”、“非常滿意”、“比較滿意”、“不太滿意”、“一點也不滿意”五項。對于這五項分別進行虛擬變量賦值，將“極其滿意”賦值為5，將“一點也不滿意”賦值為1，數(shù)值越大代表滿意度越高。“快樂感”則參考Schimmack和Diener(1997)的判斷方式，由愉悅體驗的頻率來表示，具體通過CHARLS問卷中有十個關于抑郁程度的問題量表得分來反映調查對象的精神狀態(tài)，每題四個選項。同樣對這些選項進行賦值，快樂感頻率越高的賦值最高，例如“我很愉快”，選擇“很少或者根本沒有”賦值為1，選擇“大多數(shù)時間”賦值為4。因此，十個問題得分綜合最高為40分。為便于數(shù)據(jù)分析再取其平均值，數(shù)值越大表示快樂感頻率越高。

2.解釋變量。本文觀察退休后勞動參與行為對其主觀幸福感的影響，所以解釋變量為老年人退休后是否參與勞動。CHARLS問卷中對于是否勞動參與的問題設定有三個：一是“過去一年是否從事農業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動10天以上”；二是“過去一周至少從事了一小時獲取報酬的工作”；三是“是否有工作但目前處于暫時休假狀態(tài)”；此外，我們還加入了第四項，即“在您辦理了退休后是否有過獲取勞動報酬的經(jīng)歷”。這四個關于勞動參與的問題，只要有一項回答“是”，即識別為存在勞動參與行為，賦值為1，反之則為0。

3.控制變量。根據(jù)國內外已有研究成果，我們發(fā)現(xiàn)退休行為對幸福感的影響主要受到個人特征、財產(chǎn)收入和社會關系三個方面因素的影響。所以除了關注主要解釋變量之外，我們控制了人口學要素，包括性別、年齡、受教育程度、身體健康程度、婚姻情況等；其中由于樣本包含了農村戶籍卻覆蓋在城市退休保障制度下的部分人群，所以將戶籍一項列入控制變量。我們還統(tǒng)計了收入情況，主要觀察的是個人收入，包括個人工資收入和個人轉移支付收入兩個部分。此外，我們還考察了老年人的社會交往活動，以10項社交活動的頻度對每一項分別賦分，值域在1～3分之間，3分為最高，十項得分總和的平均分即代表了閑暇活動情況。通過控制以上三個方面的變量以期在主回歸方程分析的同時，發(fā)現(xiàn)不同群體間異質性的作用和影響發(fā)生的具體路徑。表1是各變量名稱及賦值情況。

表1 變量設定與賦值情況

(三)模型設定

由于被解釋變量是代表主觀幸福感的認知和情感兩個方面，且這兩個方面的變量具有有序多分類變量的特征，因此，需要結合已有研究方式權衡分析，來決定采用何種計量模型進行估計。首先生活滿意度自我評價的結果是從1到5的有序變量，已有文獻的研究方法中有的學者采取有序概率模型(Ordered Probit Model)進行估計，但考慮到如果使用有序概率模型，其估計系數(shù)沒有明確含義，且不具有邊際效應的含義，因此本文對于生活滿意度的回歸采取OLS線性模型為基本形式。這樣不僅可以令模型中的估計系數(shù)具有邊際效應這一良好性質，而且在不同人群的異質性分析上也具備很大優(yōu)勢。

對于快樂感的變量設定，由于采用的是抑郁量表中對于快樂感或抑郁感的頻率反向加總得分，不同數(shù)值代表的是快樂的頻率大小，因此可以看成是一組連續(xù)變量，也可以采用OLS模型進行估計，所以兩個維度可以綜合同一模型進行驗證，其總體模型設定：

Hi=βRi+γZi+εi

其中Hi代表個體i的主觀幸福感，分別通過生活滿意度和快樂感兩個維度的指標進行驗證。Ri代表退休后是否繼續(xù)勞動參與的關鍵解釋變量，Zi則代表所有其他控制變量，εi為隨機誤差項。

三、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2013年CHARLS數(shù)據(jù)計算得到。

根據(jù)表1的變量賦值，表2給出了所選樣本中各變量的描述性統(tǒng)計結果。

其中代表主觀幸福感的兩部分指標生活滿意度的平均值均為3.202，整體水平中等偏上?？鞓犯衅骄禐?.370，最大值為4，可見選取樣本的整體抑郁水平較低，心理健康狀態(tài)較好。是否繼續(xù)勞動的平均值為0.335，說明總樣本中存在勞動參與行為的老年人比重約為33.5%，與全國平均水平相比，處于較高水平。

從其他各變量看，本次選取的樣本由于考察的是退休后群體，且包含提前退休情況，所以最小年齡為51歲，平均年齡約71.396歲，標準差為8.661歲。自評健康狀況的平均值約為2.676，說明本次樣本健康狀況位于中等偏上水平，但標準差為1.011，說明個體差異性較大，這一情況在慢性病患病情況中得到驗證，慢性病最大值為8，平均每個人患有0.277項慢性病，健康狀況整體較好。教育年限平均為8年，基本與初中學歷水平持平，符合我國老年人普遍受教育水平偏低的社會事實。個人收入方面，有工資性收入的樣本為357人，存在轉移支付收入的樣本為2037人，體現(xiàn)了老年人群主要以養(yǎng)老金等轉移支付收入為主的社會普遍形式。休閑活動方面，平均值約為2.2，說明本次選取樣本的閑暇活動頻度較高。

表3 全樣本回歸結果

注:“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，括號里的數(shù)值為標準差。

(二)退休后勞動參與對幸福感的影響分析

1.總體回歸結果。本部分在描述性統(tǒng)計結果的基礎上，將生活滿意度和快樂感分別進行OLS回歸并進行分析，從兩個不同維度來觀察“退而不休”對于生活滿意度和快樂感分別產(chǎn)生了怎樣不同的影響。從總體回歸結果可以看出，基礎回歸方程下，“退而不休”的勞動參與對生活滿意度有著顯著的負向影響，但對快樂感影響并不顯著。加入了人口學控制變量后，對生活滿意度的負向影響方向雖然不變但是顯著性消失，進一步加入健康、收入、閑暇的控制變量進行模型總體回歸后發(fā)現(xiàn)，勞動參與的系數(shù)變成正向且仍不顯著。這一結果提示我們，在各個控制變量當中，可能存在自變量影響因變量的中介效應變量，正是由于控制了中介變量才導致自變量的系數(shù)發(fā)生了較大的變化。所以對于生活滿意度的分析，還要通過調節(jié)效用和中介效用檢驗來具體觀察有哪些路徑可能成為對于主要變量因果關系考察產(chǎn)生重要影響的因素。

在對快樂感這一維度的回歸中，不論是主回歸方程還是加入控制變量后，自變量的系數(shù)均未見顯著性。但從其他控制變量的表現(xiàn)來看，婚姻狀況呈現(xiàn)出非常顯著的正向影響。同時，自評健康和收入水平在加入模型之后的表現(xiàn)也呈現(xiàn)了顯著的正向影響。以上結果提示我們，需要在總體回歸的基礎上，觀察異質性對于主體回歸的影響，并通過與生活滿意度的對比來得出兩個不同維度在對于主觀幸福感影響中各自產(chǎn)生了怎樣的貢獻。

2.調節(jié)效應檢驗。我們通過加入交互項的方法分別觀察各控制變量對于生活滿意度和快樂感主回歸方程基礎上的調節(jié)作用情況。表4顯示了生活滿意度方程中分別加入勞動參與與性別、年齡、婚姻、戶籍、教育水平交互項乘積之后的回歸結果。在加入的五個交互項中，性別和婚姻狀況的交互項對結果影響顯著。從具體系數(shù)來看，性別交互項的系數(shù)為0.120，這意味著男性勞動參與樣本每增加一個人，生活滿意度提升0.12，說明在退休后勞動參與的過程中，相對于女性，男性的勞動參與更容易給他們帶來對生活的滿足感。這與我們傳統(tǒng)認知中男性更傾向于社會生產(chǎn)型勞動的普遍觀念相吻合。此外，婚姻狀況的交互項系數(shù)為0.195，這說明已婚群體更傾向于退休后勞動參與，這可能與家本位文化影響下在晚年仍然希望為家庭做出貢獻的傳統(tǒng)思想有關。

表4 生活滿意度調節(jié)效應回歸結果

注:“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，括號里的數(shù)值為標準差。

表5 快樂感調節(jié)效應回歸結果

注:“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，括號里的數(shù)值為標準差。

進一步觀察勞動參與對于快樂感的調節(jié)作用分析結果。從表5中可以看出，同樣考察五項交互項的影響結果，其中年齡和教育年限的交互項系數(shù)顯著。年齡的交互項系數(shù)為-0.006，意味著存在勞動參與行為的樣本年齡每提高一歲，快樂感平均指數(shù)下降0.006，即參與勞動的人年齡越大越容易由于勞動參與行為產(chǎn)生負面的情緒。而教育年限交互項的系數(shù)為0.018，意味著勞動參與者教育年限每提高一個單位，快樂感指數(shù)則上升0.018，即高學歷的退休勞動者參與勞動更容易帶來愉悅感，這與發(fā)達國家高技術人才為了興趣和自我價值實現(xiàn)而繼續(xù)勞動的動機相吻合。這兩點都說明，年齡和教育對于原本并不顯著的勞動與快樂感的因果關系起到了調節(jié)作用，雖然調節(jié)方向不同，但對結果的影響顯著。另外我們又分年齡段觀察了51～60歲的較為年輕群體的勞動參與與快樂感的關系，發(fā)現(xiàn)在這一年齡群體中，勞動參與對于快樂感仍然有著顯著的負向影響。

3.中介效應檢驗。在分別對生活滿意度和快樂感兩個維度進行了調解效應分析后，我們基于生活滿意度的基礎方程回歸結果的負向顯著性，考察分別代表個人特征、財產(chǎn)收入和社會關系的三個變量：健康水平、個人收入和閑暇活動對于生活滿意度的中介效應。按照中介效用的分析方式，將健康、收入、閑暇作為三種中介途徑分別對自變量和因變量進行路徑回歸檢驗，結果見表6。

表6 生活滿意度的中介效應檢驗

注:“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，括號里的數(shù)值為標準差。

通過表6的中介檢驗可以看出，健康水平和閑暇的各階段系數(shù)均顯著，為不完全中介效應。即勞動行為會通過對健康水平的影響和對休閑行為頻率的影響對人們的生活滿意度發(fā)生作用。從系數(shù)情況來看，勞動行為對健康呈現(xiàn)出正向影響，但從綜合效應的負向影響可以看出，除健康外的其他影響路徑和因素導致了最終勞動對生活滿意度產(chǎn)生的負向結果。休閑行為方面，勞動對休閑行為的頻度有顯著的負向影響，但休閑行為對生活滿意度卻有正向影響，這說明最終勞動對于生活滿意度的負向影響是由于勞動占用了休閑行為時間而產(chǎn)生的。

收入方面，由于在總效應檢驗中的中介變量未見顯著性，所以我們進一步進行sobel檢驗，檢驗的P值在5%的水平下顯著，表示綜合效應顯著，證明收入因素對于勞動與生活滿意度的關系存在不完全的中介效應。具體地，從系數(shù)上看，勞動對收入的系數(shù)為顯著的負向影響，這與我國“退而不休”勞動者多基于經(jīng)濟需求在晚年仍然被動從事勞動的現(xiàn)狀有關。而收入對于生活滿意度有著正向影響，這提示我們目前退休后繼續(xù)勞動的群體收入普遍偏低，無法通過收入水平的提升帶動生活滿意度的提高。

4.穩(wěn)健性檢驗。由于本文對于主觀幸福感的度量設定了生活滿意度和快樂感兩個維度的指標，一個是從認知層面衡量幸福感，一個是從情感層面衡量幸福感。以上論證也是分別從這兩個不同側面進行影響機制分析。在穩(wěn)健性檢驗部分，我們利用主成分分析的方法，將生活滿意度和快樂感兩個變量進行因子提取形成新的代表主觀幸福感的變量，再次進行回歸驗證，結果見表7。

表7 主成分變量的調節(jié)作用回歸

注:“*”、“**”、“***”分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，括號里的數(shù)值為標準差。

本次主成分分析法通過了巴特利球度檢驗，KMO值為0.8。利用新生成的主成分變量再次進行調節(jié)作用分析，發(fā)現(xiàn)年齡、教育、婚姻交互項的顯著性仍然存在，且方向一致。說明在分維度討論時得到的結論，在通過主成分提取后的綜合變量回歸中仍然穩(wěn)定。

此外，在健康狀況的影響作用分析中，我們使用慢性病患病指數(shù)替代了自評健康指標，在替換成客觀慢性病患病情況之后，結果仍然穩(wěn)健。同時，我們還將個人總收入分為個人工資性收入和轉移支付收入兩部分進行個人收入的中介效應驗證，得出結果仍然顯著。

四、結論與對策建議

(一)結論

本文使用CHARLS 2013年數(shù)據(jù)，運用OLS回歸，控制了各人口學因素，以及個人健康、財產(chǎn)收入、社會關系三個影響幸福感的主要因素，對退休后繼續(xù)勞動參與即“退而不休”對老年人生活滿意度和快樂感的影響進行了考察，并著重分析了群體異質性帶來的調節(jié)效應和三種作用機制產(chǎn)生的中介效應；同時運用主成分分析法，將生活滿意度和快樂感進行因子分析，提取出綜合幸福感變量，進行穩(wěn)健性回歸的檢驗分析。得出如下結論：

第一，退休老年人繼續(xù)勞動參與對生活滿意度呈現(xiàn)顯著的負向影響。這說明中國仍然是以傳統(tǒng)的“家文化”為核心，老年人依舊受到退休后回到家中安享晚年的傳統(tǒng)思想影響。與歐美國家老年人為實現(xiàn)個人價值和興趣的普遍就業(yè)趨勢不同，我國“退而不休”老年人的勞動動因仍然以經(jīng)濟需求為主，勞動者的晚年幸福感較低，且經(jīng)濟收入水平并未因為參與勞動而得到顯著提升。

第二，通過加入交互項進行回歸時發(fā)現(xiàn)，男性老年人相比女性老年人勞動參與得到的幸福感更強，說明退休后繼續(xù)勞動參與對于幸福感的負面影響在女性老年人群體當中表現(xiàn)得更加明顯。這可能是由于女性老年人受家庭牽扯較多，且繼續(xù)工作的社會認同和成就感不如男性。另外，隨著年齡的增長，老年人“退而不休”對于幸福感的影響同樣為顯著負向，且在低齡群體中影響仍然顯著。這與我們傳統(tǒng)認知的由于高齡仍然繼續(xù)勞動造成的工作倦怠觀念相悖，未來我國實施延遲退休政策可能會引發(fā)接近退休年齡層人群的消極情感。

第三，健康因素在中介效應檢驗中呈現(xiàn)顯著的中介作用。且從各系數(shù)情況來看，勞動行為對健康呈現(xiàn)出正向影響，但從綜合效應的負向影響可以看出，除健康外的其他影響路徑和因素導致最終勞動對生活滿意度產(chǎn)生了負向結果。所以未來實施積極老齡化措施，引導銀發(fā)人力資源合理開發(fā)的關鍵還在于注意勞動保護和疾病預防，形成通過一定強度范圍內勞動行為而保持老年人持續(xù)良好的健康狀態(tài)的新勞動模式。

第四，收入和閑暇因素在勞動參與對退休老年人幸福感的中介作用分析中均顯示出了不完全中介作用。這說明“退而不休”對于老年人生活滿意度的負面影響并不是通過占用了閑暇時間而產(chǎn)生，同樣，獲得額外工資性收入也并未直接促使“退而不休”的老年人生活滿意度提升。但增加閑暇和收入?yún)s能夠顯著提升老年人的幸福感。這是未來我國制定相關政策時需要特別關注的一點。另外，通過交互項驗證可以看出，有配偶的老年人在勞動參與的同時幸福感更高，所以未來的研究中，應聚焦“退而不休”老年人的家庭因素對其幸福感的影響，比如配偶勞動狀況、子女代際支持、隔代撫養(yǎng)等因素對于老年人退休后再就業(yè)以及主觀幸福感將會產(chǎn)生怎樣的影響。

(二)對策建議

面向未來深度老齡化社會的相關制度調整中，老年人群體的幸福感變化不容忽視。本文對“退而不休”老年人幸福感的實證分析結果表明，老年人退休后繼續(xù)勞動整體上對于晚年主觀幸福感有著負向影響。因此，我國下一步相關政策制定及制度設計應注重以下問題。

第一，延遲退休制度應體現(xiàn)差異性。目前退休后繼續(xù)勞動對于不同群體主觀感受影響不同，尤其是男女差異顯著，這與我國社會男女性別角色分工不同密切相關，可以考慮設置彈性退休年齡區(qū)間，并對一些特殊行業(yè)和女性勞動力設立過渡期，給予其一定的心理適應過程并輔以適當?shù)慕?jīng)濟激勵，以提高老年人晚年就業(yè)的快樂感，幫助他們較快地接受和適應新的制度安排。

第二，注重健康因素對于退休制度的影響，加強醫(yī)療預防及保健項目的投入?？梢栽O置退休前專項體檢項目，通過健康測評準確評估、理性認知擬延遲退休人群的健康狀況，讓健康狀況較差的老年人合理退出勞動力市場，鼓勵健康狀況較好的老年人繼續(xù)活躍在勞動力市場上。并考慮根據(jù)勞動方式的不同，規(guī)劃不同的延遲退休人員的勞動時間，在勞動時間和強度上有彈性空間和自由選擇權，根據(jù)不同群體特征制定個性化休閑制度和時間安排，給予不同群體充分利用自身行業(yè)特點、靈活安排工作的空間。

第三，轉變老年人普遍抱持的退休后回家安享晚年的傳統(tǒng)思想影響，通過調整薪酬待遇和職級保留等方式引導更多的老年人及其家人認識到退休后繼續(xù)合理參與勞動，不但可以獲得一定的經(jīng)濟補償，還能發(fā)揮自身經(jīng)驗優(yōu)勢，實現(xiàn)個人價值，贏得社會的充分認可；同時也有助于保持健康的身體和良好的精神狀態(tài)。逐步從思想觀念方面提升整個社會對于老年人勞動參與的認同感，激發(fā)老年人勞動參與的積極性。