趙昕

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院，武漢430073）

一、引言

我國(guó)正在快速進(jìn)入老齡化社會(huì)。截至2019年末，60歲以上的人口數(shù)量已經(jīng)達(dá)到了2.54億，占整個(gè)人口比例的18.1%。而根據(jù)聯(lián)合國(guó)在2019年發(fā)布的《世界人口展望》預(yù)測(cè)，我國(guó)60歲以上老年人口將在2050年達(dá)到4.85億。關(guān)于老齡化問(wèn)題帶來(lái)的種種挑戰(zhàn)，如養(yǎng)老、醫(yī)療和社會(huì)公共服務(wù)負(fù)擔(dān)加劇等，已然得到學(xué)術(shù)界足夠的重視。于是，發(fā)掘老年人力資源價(jià)值在中青年勞動(dòng)力縮減的背景下便顯得尤為重要。而為了增加老年勞動(dòng)力供給，除了逐步推行延遲退休政策落地以外，另一個(gè)則是促進(jìn)退休老人再就業(yè)，從而獲得老年勞動(dòng)人口的“二次紅利”。隨著我國(guó)人均預(yù)期壽命的不斷提高和老年群體健康狀況的不斷改善，退休賦閑的人群，尤其是低齡老年群體，仍具有較強(qiáng)的就業(yè)意愿。合理滿足這部分人群的就業(yè)訴求，將避免勞動(dòng)力資源處于閑置及浪費(fèi)狀態(tài)，對(duì)于實(shí)現(xiàn)積極老齡化政策和降低老年撫養(yǎng)比均有幫助。

因此，識(shí)別和洞悉影響退休人員再就業(yè)意愿的因素，是理解內(nèi)生延遲退休的有機(jī)組成之一（張熠，2015），也是正確引導(dǎo)該類人群重返勞動(dòng)力市場(chǎng)“發(fā)揮余熱”和實(shí)現(xiàn)“老有所為”的勞動(dòng)價(jià)值的必要前提條件。諸多影響因素中，環(huán)境污染問(wèn)題與居民的身心健康有著密切關(guān)系，并進(jìn)而影響勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給決策及效率。環(huán)境污染按照環(huán)境要素具體又可以分為大氣污染、水體污染和土壤污染等，在這其中，空氣污染因其涉及群體廣泛，且更易感知成為影響居民生活及工作的重要因素。近年來(lái)被廣泛熱議的霧霾1霧霾天氣是大氣污染狀態(tài)之一，表現(xiàn)為對(duì)多種懸浮顆粒物含量超標(biāo)情況的概括。其中PM2.5超標(biāo)是霧霾天氣的主要致因。問(wèn)題便是佐證。

過(guò)往研究中，較多學(xué)者已經(jīng)證實(shí)了空氣污染對(duì)勞動(dòng)力供給行為的影響。首先，從勞動(dòng)力供給數(shù)量角度來(lái)看，以二氧化硫?yàn)榇淼目諝馕廴緺顩r對(duì)勞動(dòng)力供給具有消極影響，并因地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模不同（李佳，2014）、性別差異和身份（勞動(dòng)力流動(dòng)類型）差異（朱志勝，2015）而具有不同影響，同時(shí)可以通過(guò)影響健康水平對(duì)勞動(dòng)力供給產(chǎn)生負(fù)向沖擊，并受到教育和醫(yī)療發(fā)展的緩解作用（蔡蕓等，2018）。以煙（塵）排放量為代表的空氣污染同樣對(duì)勞動(dòng)力供給具有負(fù)向影響，并通過(guò)影響勞動(dòng)收入水平和勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)而對(duì)勞動(dòng)力供給產(chǎn)生間接影響（徐鴻翔、張文彬，2017）；而以PM2.5為標(biāo)準(zhǔn)測(cè)量的環(huán)境污染程度的加深，也同樣會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)供給時(shí)間的減少并引起額外的健康支出，這一點(diǎn)在工業(yè)污染較為嚴(yán)重的京津冀地區(qū)尤為明顯（謝楊等，2016）。

此外，從勞動(dòng)力流動(dòng)行為的角度來(lái)看，多數(shù)學(xué)者均認(rèn)同環(huán)境污染將會(huì)阻礙勞動(dòng)力的流入。以環(huán)境模范城市與否作為環(huán)境質(zhì)量的衡量標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，環(huán)境質(zhì)量的改善能吸引人口的流入，從而實(shí)現(xiàn)環(huán)境移民（席鵬輝、梁若冰，2015）；抑或通過(guò)損害健康阻止勞動(dòng)力流入，從而抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（張義、王愛(ài)君，2020）；以城市生態(tài)健康指數(shù)為環(huán)境污染變量的衡量標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，生態(tài)文明建設(shè)有利于勞動(dòng)力的流入（張海峰等，2019）；而在區(qū)分群體特征后，以PM2.5作為衡量標(biāo)準(zhǔn)的空氣污染對(duì)高知識(shí)分子、男性、已婚或已生育及非農(nóng)業(yè)戶口的流動(dòng)人口在就業(yè)選址上具有排斥作用（孫偉增等，2019），而針對(duì)農(nóng)民工群體，空氣質(zhì)量的改善將增加其對(duì)環(huán)境的支付意愿從而吸引其流入（鄧曲恒、刑春冰，2018）。

最后，從勞動(dòng)力生產(chǎn)與配置效率的角度來(lái)看，空氣質(zhì)量的改善有利于降低企業(yè)勞動(dòng)用工成本和提升員工勞動(dòng)生產(chǎn)率，而不同收入水平的職工對(duì)于空氣質(zhì)量的要求具有差異性（沈永健等，2019），尤其對(duì)于提高管理、技術(shù)人員和受教育程度較高的員工的生產(chǎn)率更具效果（張繼宏、金荷，2017）。

通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理可以看出，多數(shù)學(xué)者使用宏觀層面數(shù)據(jù)探討了空氣質(zhì)量在影響勞動(dòng)力供給行為過(guò)程中扮演的重要角色，且采用的空氣污染衡量指標(biāo)多為客觀采集。然而，針對(duì)微觀勞動(dòng)供給決策而言，多數(shù)學(xué)者并未區(qū)分主觀及客觀空氣污染。有鑒于個(gè)人對(duì)污染的主客觀評(píng)價(jià)常常因個(gè)體特征而產(chǎn)生偏差，因此主觀污染感知并非嚴(yán)格等用于客觀污染狀況，并且通常前者的影響更為直接，應(yīng)予以單獨(dú)考察。此外，較少有涉及退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的這部分中老年勞動(dòng)力群體，而該群體更易受到健康問(wèn)題困擾，對(duì)于空氣污染更加敏感；同時(shí)，又無(wú)法輕易同勞動(dòng)年齡人口一樣通過(guò)流動(dòng)與遷移來(lái)實(shí)現(xiàn)更高質(zhì)量的就業(yè)匹配以規(guī)避空氣污染問(wèn)題。另外，之所以未考慮達(dá)到退休年齡但未辦理退休手續(xù)的中老年群體，原因在于該群體的再就業(yè)意愿或就業(yè)行為相對(duì)具有被動(dòng)性，即多因缺少養(yǎng)老保障（經(jīng)濟(jì)來(lái)源）或養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)年限不夠而被動(dòng)傾向于或選擇延續(xù)工作。如處于就業(yè)弱勢(shì)狀態(tài)且未繳納社保的農(nóng)民工群體，以及困于農(nóng)村地區(qū)的務(wù)農(nóng)工作者。此時(shí)討論影響他們?cè)倬蜆I(yè)的主動(dòng)影響因素缺乏實(shí)際意義。因此本文的主要著眼點(diǎn)在于明晰主觀空氣污染對(duì)退休人員再就業(yè)意愿的影響。

本文擬從三個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行拓展：（1）考察主觀污染感知對(duì)退休再就業(yè)意愿的直接影響；（2）利用空氣質(zhì)量降級(jí)現(xiàn)象，構(gòu)建精確斷點(diǎn)回歸（SRD）模型，再次探討污染感知對(duì)再就業(yè)意愿的影響；（3）探究主客觀空氣污染偏離的影響因素。

二、相關(guān)理論及假設(shè)提出

退休群體的再就業(yè)意愿與人力資本周期理論密切相關(guān)。較好的人力資本存量將引導(dǎo)該群體在退休后繼續(xù)保留在工作狀態(tài)，用以增加收入和彌補(bǔ)養(yǎng)老保險(xiǎn)金不足的狀況，維持或適當(dāng)提高生活質(zhì)量；抑或是延長(zhǎng)回報(bào)時(shí)間，增加勞動(dòng)供給時(shí)間，以達(dá)到彌補(bǔ)前期人力資本投資成本的目的（在高人力資本存量個(gè)體上尤為明顯）。然而，客觀空氣質(zhì)量的惡化無(wú)疑會(huì)影響個(gè)人身心健康，如臨床癥狀（Yang et al.,2013）、認(rèn)知能力（Zhang et al.,2018）甚至精神狀態(tài)（Lin et al.,2017）等，從而降低健康人力資本，甚至帶來(lái)死亡率提高和平均壽命縮短的惡果（Ebenstein et al.,2015）。理性人在做出勞動(dòng)供給決策前，會(huì)依據(jù)主觀空氣污染感知的加深從而增加個(gè)人對(duì)未來(lái)健康風(fēng)險(xiǎn)增加的預(yù)期，以及由此導(dǎo)致的未來(lái)維持健康水平費(fèi)用的遞增（如醫(yī)療保健產(chǎn)品及服務(wù)）和勞動(dòng)效率的預(yù)期降低。從結(jié)果來(lái)看，將降低當(dāng)前時(shí)點(diǎn)進(jìn)行勞動(dòng)供給決定的凈收益現(xiàn)值。針對(duì)已處于退休狀態(tài)的中老年群體來(lái)說(shuō)，凈收益現(xiàn)值將進(jìn)一步得到降低。其原因在于，對(duì)比年輕或適齡勞動(dòng)力來(lái)說(shuō)，后者更可能采取流動(dòng)和遷移的方式規(guī)避環(huán)境問(wèn)題帶來(lái)的人力資本損失問(wèn)題（但因生計(jì)問(wèn)題，退出勞動(dòng)力市場(chǎng)代價(jià)較大），而前者相對(duì)來(lái)說(shuō)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和責(zé)任完成了代際過(guò)渡，因此更傾向于通過(guò)是否留在勞動(dòng)力市場(chǎng)來(lái)對(duì)環(huán)境所致成本做出回應(yīng)。另外一個(gè)重要原因是，目前國(guó)內(nèi)對(duì)于退休后再就業(yè)群體的勞動(dòng)權(quán)益保障措施和辦法上尚且不明確2達(dá)到退休法定年齡并辦理退休手續(xù)后，不再適用于《勞動(dòng)法》及《勞動(dòng)合同法》等，勞動(dòng)關(guān)系難以確認(rèn)，出現(xiàn)糾紛時(shí)無(wú)法通過(guò)以上法律得到保護(hù)。，勞動(dòng)者身份易被用人單位采取模糊處理，這將帶來(lái)未來(lái)工作風(fēng)險(xiǎn)的不確定性增加及損害賠償追索難度的提升，從而加深該群體的擔(dān)憂程度，并可能因此做出永久退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的決定。

除以上生理健康原因外，由于部分老年群體的再就業(yè)行為伴隨其自我價(jià)值實(shí)現(xiàn)動(dòng)機(jī)和社會(huì)參與及融入需求，而勞動(dòng)力市場(chǎng)的再回歸將有效促進(jìn)該群體心理健康狀態(tài)的營(yíng)造，提高該群體的幸福感和獲得感，從而推進(jìn)健康和積極老齡化（張沖、張丹，2016；薛新東、葛凱嘯，2017）。然而，空氣污染本身具有“劣質(zhì)商品”的特征，對(duì)勞動(dòng)者產(chǎn)生較強(qiáng)的心理負(fù)向效用帶來(lái)心理疾病發(fā)病概率的提升（Chen et al.,2018），并降低幸福感（葉林祥、張尉，2020；儲(chǔ)德銀等，2017）。因此可能部分抵消社會(huì)參與等對(duì)退休群體再就業(yè)的拉動(dòng)作用，降低心理增益效用獲得預(yù)期，進(jìn)而降低其再就業(yè)意愿。

基于此，做出本文第一個(gè)基本假說(shuō)：主觀污染感知的增強(qiáng)將導(dǎo)致再就業(yè)意愿的顯著下降。

此外，隨著以互聯(lián)網(wǎng)為代表的信息技術(shù)的快速發(fā)展及普及，多數(shù)居民已經(jīng)享受到身處信息化時(shí)代的諸多便利。其中，各類空氣質(zhì)量實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)結(jié)果（如AQI指數(shù)及空氣質(zhì)量評(píng)級(jí)）已通過(guò)多種載體，如電視直播、手機(jī)及電腦軟件應(yīng)用等接入到居民日常生活之中。民眾主動(dòng)或被動(dòng)接受這類環(huán)境信息，并受其影響改變自身風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知，最終采取相對(duì)應(yīng)的應(yīng)對(duì)策略（徐戈、李宜威，2020；徐戈等，2017）。而對(duì)于退休群體來(lái)說(shuō)，永久退出勞動(dòng)力市場(chǎng)便是策略之一。我國(guó)將空氣質(zhì)量分為了六個(gè)等級(jí)，依次從優(yōu)到嚴(yán)重污染，成為大眾能從各信息來(lái)源獲得的最便捷且直觀的空氣污染評(píng)級(jí)結(jié)果3該指數(shù)為自2012年3月發(fā)布的空氣質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，通過(guò)六個(gè)主要污染物監(jiān)測(cè)而得到，依次是二氧化硫、二氧化氮、PM10、PM2.5、一氧化碳和臭氧，并用統(tǒng)一的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)呈現(xiàn)。按不同指數(shù)又可分為六個(gè)等級(jí)，依次是一級(jí)優(yōu)（0-50）、二級(jí)良（51-100）、三級(jí)輕度污染（101-150）、四級(jí)中度污染（151-200）、五級(jí)中度污染（201-300）以及六級(jí)嚴(yán)重污染（300+）。。顯然，空氣質(zhì)量指數(shù)AQI較難受到人為操縱，在等級(jí)劃分處兩側(cè)對(duì)應(yīng)的實(shí)際污染程度差別不大，但個(gè)體會(huì)因兩側(cè)等級(jí)躍遷而產(chǎn)生較大的主觀感知區(qū)分，是不同于客觀污染狀況而活躍在公眾感知端的重要指標(biāo)，這為進(jìn)一步討論主觀空氣污染感知對(duì)退休群體再就業(yè)意愿這一論題提供了新的角度。

因此，本文提出的第二個(gè)基本假說(shuō)為：空氣質(zhì)量評(píng)級(jí)的降級(jí)現(xiàn)象將導(dǎo)致再就業(yè)意愿的顯著下降。

最后，已有研究證明，面對(duì)相同的外部風(fēng)險(xiǎn)狀況，不同個(gè)體特征的人的主觀評(píng)價(jià)和感知是具有偏差的（葉林祥、張尉，2020；王玉君、韓冬臨，2019）。客觀現(xiàn)實(shí)需要以主觀感知作為載體，才能真正影響到微觀個(gè)體行為。其中，部分特征，如感知能力、性別、受教育程度、年齡和社會(huì)及國(guó)家認(rèn)同等在兩者間的偏離程度中扮演了重要角色（Katherine E.K,2015;Dylan S et al.,2012）。因此，可以預(yù)見(jiàn)，處于相同污染程度背景的不同個(gè)體會(huì)呈現(xiàn)出相異的污染感知狀況，并進(jìn)而影響其再就業(yè)意愿。

由此，本文提出的第三個(gè)基本假說(shuō)為：空氣污染程度的主觀偏離度將受到個(gè)體特征等因素的影響。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明及研究方法

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

所用數(shù)據(jù)來(lái)自中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開展的“2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”（CLDS2016），是繼2012年的基線調(diào)查和2014年的第一次跟蹤調(diào)查后的第二次跟蹤調(diào)查，樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)省市及自治區(qū)。本文根據(jù)研究需要以目前處于無(wú)業(yè)狀態(tài)，且領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金作為識(shí)別變量篩選出已退休人群。在剔除核心變量缺失和無(wú)效樣本后，共保留1173個(gè)有效樣本。

（二）變量選擇及描述統(tǒng)計(jì)

本文的核心被解釋變量為再就業(yè)意愿和主觀偏離度（D）。前者以調(diào)查時(shí)點(diǎn)的待業(yè)的退休人員當(dāng)前工作意愿為依據(jù)，將回答現(xiàn)在希望得到一份新工作（全職或兼職）的樣本視為具有再就業(yè)意愿，反之則沒(méi)有。后者主觀偏差度用以反映個(gè)體主客觀空氣污染偏差程度的大小，其值等于主觀空氣污染（標(biāo)準(zhǔn)化后）與客觀污染指數(shù)（標(biāo)準(zhǔn)化后）之差4標(biāo)準(zhǔn)化方法為（觀測(cè)值-均值）/標(biāo)準(zhǔn)差。。

核心解釋變量為主觀污染感知，并輔之以客觀空氣質(zhì)量。前者來(lái)自家庭問(wèn)卷中對(duì)問(wèn)題“您家居住的地方，空氣污染的嚴(yán)重程度如何”的自評(píng)得分，其值越高，表明污染問(wèn)題愈發(fā)嚴(yán)重。后者則借鑒已有研究（葉林祥、張尉，2020）采用空氣質(zhì)量指數(shù)（AQI）作為衡量空氣質(zhì)量的標(biāo)準(zhǔn)，該指標(biāo)由官方統(tǒng)計(jì)且具有全面性，同時(shí)是空氣質(zhì)量分級(jí)的依據(jù)。由于樣本中的調(diào)查時(shí)點(diǎn)集中在2016年夏季，同時(shí)也為避免因季節(jié)原因?qū)е碌目諝赓|(zhì)量結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，因此選取2016年6至8月共三個(gè)月的城市層面的平均AQI作為本文空氣質(zhì)量的代表5具體數(shù)據(jù)來(lái)自于空氣質(zhì)量在線檢測(cè)分析平臺(tái)中的歷史數(shù)據(jù)，網(wǎng)站地址為https://www.aqistudy.cn/。，并與個(gè)體進(jìn)行匹配6所在城市來(lái)自CLDS2016市區(qū)編碼CITY。，最終實(shí)現(xiàn)較為精準(zhǔn)的覆蓋7共匹配97個(gè)地級(jí)市（直轄市或自治州等），除伊犁哈塞克自治州外，均得到匹配。。

控制變量方面，本文將常規(guī)個(gè)人及家庭特征變量納入模型，如受教育程度和年齡（田立法等，2014）、收入及個(gè)人健康狀況（冉東凡、呂學(xué)靜，2020）、社會(huì)保障（主要為養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)）力度（王兆萍、王典，2017）、性別、戶籍和配偶陪伴等。同時(shí)對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用狀況8來(lái)自家庭層面，并與個(gè)人進(jìn)行匹配。加以考慮，已有研究證實(shí)了互聯(lián)網(wǎng)的介入對(duì)于積極老齡化和老年人社會(huì)參與的正向引導(dǎo)作用（靳永愛(ài)、趙夢(mèng)晗，2019）。此外，代際支持也是近年來(lái)的熱點(diǎn)問(wèn)題（彭爭(zhēng)呈、鄒紅，2019），本文通過(guò)是否為兒女買房或買車來(lái)體現(xiàn)父代對(duì)子代的代際支持狀況9實(shí)際情況還包括子代對(duì)父代的代際支持，然而CLDS2016中并沒(méi)有相關(guān)問(wèn)題。。

表1 主要變量統(tǒng)計(jì)描述（N=1173）

通過(guò)對(duì)主要變量的描述統(tǒng)計(jì)可知，僅有約13.5%退休人群具有再就業(yè)意愿。由于本文的群體篩選特征為已辦理退休手續(xù)且處于無(wú)業(yè)狀態(tài)的勞動(dòng)者，因此群體較為集中在城鎮(zhèn)戶口（90.8%）和女性（66.5%）上，且醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)一定程度上具有捆綁性，因此參與醫(yī)療保險(xiǎn)的比例很高（91.9%）。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用比例也同樣較高（75.5%）。空氣污染方面，客觀平均空氣質(zhì)量指數(shù)約為74.48，處于良級(jí)評(píng)定。其具體評(píng)級(jí)分布和與主觀污染感知的擬合曲線如圖1所示，可知樣本所在城市空氣質(zhì)量評(píng)級(jí)覆蓋從優(yōu)至輕度污染，多數(shù)處于良級(jí)評(píng)定（76%）；客觀空氣質(zhì)量的惡化與主觀污染感知的加深具有正向相關(guān)關(guān)系，符合經(jīng)驗(yàn)預(yù)期。

圖1 空氣質(zhì)量評(píng)分分布（左）及主客觀空氣污染一、二次擬合曲線（右）

（三）估計(jì)策略

本文的基準(zhǔn)回歸為探討主觀污染感知對(duì)退休群體再就業(yè)意愿的直接影響。由于被解釋變量為二分類變量，因此采用二值logit模型進(jìn)行分析已驗(yàn)證假說(shuō)1。基本形式如下：

式（1）中，i表示第i個(gè)退休者，Y=1表示退休者具有再就業(yè)意愿，p表示出現(xiàn)再就業(yè)意愿的概率，Xi表示對(duì)被解釋變量可能產(chǎn)生影響的第i個(gè)退休者的變量組（包括核心變量如空氣污染感知），α和βi為待估參數(shù)。對(duì)式（1）進(jìn)行變換，并對(duì)就業(yè)意愿出現(xiàn)與否的概率之比取對(duì)數(shù)，可以得到如下函數(shù)形式：

更進(jìn)一步的，為佐證空氣污染感知對(duì)再就業(yè)意愿的影響關(guān)系，參考儲(chǔ)德銀等（2017）年的做法，利用空氣質(zhì)量評(píng)級(jí)在AQI等于51處出現(xiàn)躍遷的現(xiàn)象10樣本中，城市層面的空氣質(zhì)量指數(shù)AQI在51兩側(cè)分布較為均勻，因此本文只考察從優(yōu)到良這一種情況下的斷點(diǎn)。，即評(píng)級(jí)從優(yōu)轉(zhuǎn)變?yōu)榱歼@一事實(shí)，采用精確斷點(diǎn)回歸方法，以驗(yàn)證本文假說(shuō)2。具體為將取值劃分為兩段，以中間點(diǎn)為臨界點(diǎn)，左（右）側(cè)為對(duì)照組（處理組）。形式如式（3）：

其中，di為處理變量，AQI為驅(qū)動(dòng)變量。為識(shí)別和估計(jì)在截?cái)帱c(diǎn)被解釋變量的跳躍程度，構(gòu)建以下方程：

最后，本文將發(fā)掘造成個(gè)體主觀污染感知相對(duì)客觀事實(shí)的偏離現(xiàn)象的致因。主觀偏離度D的絕對(duì)值越大，代表個(gè)體主觀污染感知相對(duì)所在城市層面客觀空氣污染（月均AQI指數(shù)）的偏離程度越大。當(dāng)D大于零時(shí)，表明高估了污染現(xiàn)狀，反之則為低估。此時(shí)將D是否大于0賦值虛擬變量Overestimate，并作為被解釋變量，可采用二值Logit模型分析導(dǎo)致退休者高估空氣污染的因素。如式（5）所示：

為了進(jìn)一步分析各因素對(duì)于偏離程度的影響，可采用如式（6）設(shè)定，并進(jìn)行OLS模型分析：

其中，Di和Xi表示第i個(gè)退休者的主觀偏差度和解釋變量組（不包含主客觀空氣污染變量）。εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）主觀污染感知對(duì)退休再就業(yè)意愿的影響

根據(jù)上文對(duì)式（1）的設(shè)定，表（2）對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行了匯報(bào)?？梢钥闯?，核心變量方面，在模型（1）中，主觀污染感知的提高將會(huì)帶來(lái)就業(yè)意愿的顯著下降，模型（2）加入其他變量后，結(jié)論不變。當(dāng)以模型（2）結(jié)果作為本文基準(zhǔn)回歸時(shí)，在保持其他變量不變的前提下，主觀污染感知平均每提高一個(gè)單位，就業(yè)意愿相對(duì)降低約17.3%。隨后使用客觀空氣質(zhì)量替代主觀感知進(jìn)行回歸后，模型（3）及（4）證明該結(jié)論保持不變，即空氣質(zhì)量的惡化（AQI指數(shù)的提高）將顯著降低退休者的就業(yè)意愿。此外，由于被解釋變量較多集中在取值0上，因此模型（5）進(jìn)一步使用左歸并回歸進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)論保持與之前一致。以上結(jié)果證實(shí)了本文的假說(shuō)1。

表2 主觀污染感知、客觀空氣質(zhì)量對(duì)退休再就業(yè)意愿的影響

注：*、**和***分別表示估計(jì)結(jié)果在10%、5%和1%的水平下顯著。（）內(nèi)為概率比。下同。

究其原因，污染感知的增強(qiáng)將提高老年群體對(duì)未來(lái)處于高風(fēng)險(xiǎn)工作環(huán)境可能的預(yù)期，并帶來(lái)更加高昂的身體和心理健康成本。再考慮到退休后再就業(yè)過(guò)程中尚不健全的勞動(dòng)權(quán)益保障和較大的維權(quán)成本，以及通常難以覆蓋退休前的薪酬待遇，最終將促使該群體做出永久退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的應(yīng)對(duì)決策。不同于處于勞動(dòng)年齡的群體，領(lǐng)取著退休金的老年群體，從原先收入導(dǎo)向的工作方式轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)更高生活質(zhì)量和更健康生活方式的追求，可能呈現(xiàn)出對(duì)外部空氣污染更高的敏感度?？梢?jiàn)，空氣污染狀況的惡化將不利于引導(dǎo)退休群體重返勞動(dòng)力市場(chǎng)以實(shí)現(xiàn)“老有所為”，這種排斥現(xiàn)象也不利于老年人力資本的再產(chǎn)出，從而可能造成人力資源的流失。

控制變量方面，給定其他條件時(shí)，年齡的增長(zhǎng)及家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善將降低再就業(yè)意愿。這與現(xiàn)實(shí)狀況較為一致。隨年齡增長(zhǎng)，健康人力資本顯著下降，就業(yè)難度和健康成本陡然上升，而生產(chǎn)效率和收益卻在下降，理性人將會(huì)打消再就業(yè)的念頭。而良好的家庭經(jīng)濟(jì)支持將避免老年群體因收入不足而產(chǎn)生被動(dòng)再就業(yè)的意愿。

需要注意的是，已處于工作狀態(tài)的退休人員往往具有更強(qiáng)的就業(yè)意愿，但因缺失對(duì)該群體就業(yè)意愿的觀測(cè)值（因?yàn)榫蜆I(yè)意愿只針對(duì)未就業(yè)者進(jìn)行了調(diào)查，就業(yè)者無(wú)意愿一說(shuō)），從而武斷地篩除這部分群體將可能導(dǎo)致空氣污染感知對(duì)就業(yè)意愿的參數(shù)估計(jì)結(jié)果有偏。因此，本文采用Heckprobit兩階段法處理這種自選擇偏誤帶來(lái)的影響11由于第二階段模型的被解釋變量就業(yè)意愿為0-1兩分類變量，因此采用Heckprob模型，并采用極大似然法進(jìn)行估計(jì)。此外，為滿足排他性約束，結(jié)果方程的自變量集合應(yīng)為一階段選擇方程自變量集合的子集，因此在后者方程回歸中多加入0-1自變量——BMI（身體質(zhì)量指數(shù)）正常，其中1為正常，0為非正常。BMI計(jì)算公式為體重（千克）除以身高（米）的平方，正常范圍根據(jù)BMI中國(guó)成人標(biāo)準(zhǔn)為（18.5，23.9），該變量是常被用于間接測(cè)量健康水平的客觀指標(biāo)，且與老年人退而不休有著直接關(guān)系。，通過(guò)在主回歸方程中加入一階段選擇方程（是否再就業(yè)）的方法來(lái)更為準(zhǔn)確地估計(jì)影響系數(shù)，或考察這種自偏誤是否嚴(yán)重。利用與前文相同的變量定義進(jìn)行篩選后共保留退休人員樣本1735個(gè)，其中仍處于工作狀態(tài)的有575個(gè)，約占總體的33.1%。具體回歸結(jié)果如表（3）所示：

表3 主觀污染感知對(duì)退休再就業(yè)意愿的影響：Heckprob兩階段模型估計(jì)結(jié)果

估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)兩階段模型殘差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)的似然比檢驗(yàn)在5%的水平下顯著，證明樣本存在選擇性偏誤問(wèn)題。在糾正自選擇偏誤并控制其他變量后，核心變量主觀污染感知對(duì)再就業(yè)意愿的負(fù)向作用效果顯著下降，但仍在10%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)?？梢?jiàn)本文的基本結(jié)論較為穩(wěn)健。

（二）空氣質(zhì)量降級(jí)與退休再就業(yè)意愿

根據(jù)前文設(shè)定，本文根據(jù)空氣質(zhì)量指數(shù)AQI在斷點(diǎn)51左右兩側(cè)的分級(jí)不同現(xiàn)象，來(lái)進(jìn)一步探究由于空氣質(zhì)量降級(jí)可能帶來(lái)的主觀污染感知變動(dòng)與退休群體再就業(yè)意愿之間的關(guān)系。如表（4）中列（1）所示，使用最優(yōu)帶寬（±2.84）及默認(rèn)的三角核進(jìn)行精確斷點(diǎn)回歸，可知局部Wald估計(jì)值為負(fù)，并在1%水平下顯著。加入?yún)f(xié)變量后，估計(jì)量仍在5%的水平下呈現(xiàn)顯著負(fù)向影響。該結(jié)果在2倍最優(yōu)帶寬條件下（±5.68）依舊顯著。然而在0.5倍最優(yōu)帶寬下（±1.42）未表現(xiàn)出相同結(jié)果，猜測(cè)原因是本文采取的客觀空氣質(zhì)量指數(shù)為月均數(shù)值，而落入0.5倍最優(yōu)帶寬（49.58,52.42）的樣本過(guò)少，從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不顯著。

表4 空氣質(zhì)量降級(jí)對(duì)退休再就業(yè)意愿的影響

為對(duì)斷點(diǎn)回歸的設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn)，需判斷協(xié)變量在斷點(diǎn)處的條件密度是否存在跳躍。結(jié)果證實(shí)除年齡外，所有協(xié)變量的條件密度函數(shù)在斷點(diǎn)處都為連續(xù)的12限于篇幅問(wèn)題，此處回歸結(jié)果不再展示，但備索。。進(jìn)一步的使用McCrary（2008）的方法檢測(cè)驅(qū)動(dòng)變量（AQI）在斷點(diǎn)處的連續(xù)性，以識(shí)別是否存在因地方環(huán)保部門或政府為政治和城市環(huán)境友好形象需要等原因人為操控的可能，經(jīng)計(jì)算=0.5724，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.2845，因此可以接受該變量的密度函數(shù)在斷點(diǎn)51處連續(xù)的假設(shè)，即不存在人為干預(yù)。如圖（2）所示也可看出，斷點(diǎn)兩側(cè)密度函數(shù)估計(jì)值的置信區(qū)間具有重疊，因此密度函數(shù)在斷點(diǎn)兩側(cè)不具有顯著差異。

圖2 月均AQI密度函數(shù)分布圖（斷點(diǎn)處）

綜上討論可知，城市層面空氣質(zhì)量評(píng)級(jí)的降級(jí)現(xiàn)象將抑制退休群體的就業(yè)意愿。假說(shuō)2基本得以證實(shí)。盡管客觀空氣污染程度的難以量化，但是空氣質(zhì)量評(píng)級(jí)以其通俗易懂和直白的表現(xiàn)形式，在日常收看電視、瀏覽互聯(lián)網(wǎng)和接受短信推送等獲取信息行為時(shí)，極易為退休群體所吸納，并將潛移默化的影響該群體對(duì)空氣污染的主觀感知?？諝赓|(zhì)量的改善，將調(diào)整退休者對(duì)未來(lái)再就業(yè)收益及成本的評(píng)估，并最終增加其就業(yè)意愿，使這部分人力資源得到合理利用，也為退休后生活提供了更多選擇。以上結(jié)論的發(fā)現(xiàn)為城市管理者重視空氣污染分級(jí)在影響勞動(dòng)者感知端方面發(fā)揮的作用提供了實(shí)證經(jīng)驗(yàn)，同時(shí)也為城市著力創(chuàng)建國(guó)家環(huán)境保護(hù)模范城市等提供了價(jià)值依據(jù)。

（三）空氣污染主觀偏離的影響因素探究

根據(jù)前文設(shè)定，表（5）匯報(bào)了分別以退休者是否高估空氣污染以及主觀偏離度作為被解釋變量時(shí)，各解釋變量的回歸系數(shù)。

表5 環(huán)境污染高估與否與主觀偏離度的影響因素回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果可知，涉及物質(zhì)資本的相關(guān)變量，如經(jīng)濟(jì)狀況的改善（退休金的增加、家庭經(jīng)濟(jì)狀況的提升和代際支持的產(chǎn)生等）將顯著降低退休群體高估空氣污染狀況的可能（如列1所示），其中代際支持可以看作是前期對(duì)子女的投資在當(dāng)前或未來(lái)產(chǎn)生的現(xiàn)期或預(yù)期收益，是對(duì)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的補(bǔ)充。除此之外，從個(gè)體特征及人力資本的相關(guān)變量來(lái)看，男性、學(xué)歷較高者、農(nóng)村戶口持有者以及健康狀況較好的群體對(duì)于客觀污染狀況更加樂(lè)觀（如列2所示）。由此可見(jiàn)，相對(duì)處于弱勢(shì)地位且資本存量不足的個(gè)體更易主觀夸大污染程度，表現(xiàn)出對(duì)空氣污染更高的敏感度。直接造成的結(jié)果是，這部分已退休者在相同客觀空氣質(zhì)量前提下，再就業(yè)意愿更易消退。與之對(duì)立的群體則更可能重返勞動(dòng)力市場(chǎng)以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)價(jià)值。除此之外，需要注意的是，互聯(lián)網(wǎng)的使用將增加高估污染狀況的出現(xiàn)，并使退休者對(duì)污染現(xiàn)狀保持更加悲觀的態(tài)度?？梢?jiàn)信息渠道的擴(kuò)展對(duì)于公眾的感知端影響較大，相比不接觸網(wǎng)絡(luò)的群體，互聯(lián)網(wǎng)使用者對(duì)環(huán)境問(wèn)題更加關(guān)注。而模糊甚至錯(cuò)誤的網(wǎng)絡(luò)信息可能引導(dǎo)這部分群體過(guò)分夸大污染現(xiàn)狀，對(duì)于營(yíng)造老年群體合理再就業(yè)氛圍并不利。因此努力改善環(huán)境質(zhì)量，并在信息平臺(tái)維護(hù)城市綠色環(huán)保形象尤為重要，這也回應(yīng)了上一節(jié)對(duì)于空氣質(zhì)量分級(jí)的討論。

五、結(jié)論及建議

本文利用2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查考察了空氣污染感知與退休群體再就業(yè)意愿之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，主觀空氣污染感知的加重將會(huì)降低退休再就業(yè)意愿，核心變量替換為客觀空氣質(zhì)量指數(shù)后，該結(jié)論不變。第二，設(shè)計(jì)斷點(diǎn)回歸模型，檢驗(yàn)了空氣質(zhì)量評(píng)級(jí)的降級(jí)現(xiàn)象（城市層面從優(yōu)至良）將顯著降低退休再就業(yè)意愿，進(jìn)一步佐證了本文基本觀點(diǎn)。第三，基于群體異質(zhì)性考慮，具有較高物質(zhì)資本（如家庭經(jīng)濟(jì)狀況和退休金數(shù)額等）更易低估空氣污染現(xiàn)狀。同時(shí)，較高物質(zhì)資本（家庭經(jīng)濟(jì)狀況）、人力資本（如學(xué)歷和健康狀況等）存量和就業(yè)議價(jià)相對(duì)強(qiáng)勢(shì)（男性）的退休群體的主客觀空氣污染偏離度較低，即更易對(duì)污染現(xiàn)狀保持樂(lè)觀。然而，互聯(lián)網(wǎng)的使用將導(dǎo)致對(duì)空氣污染現(xiàn)狀的普遍高估，并使偏離程度加重（更加悲觀）。

本文的研究結(jié)論具有較強(qiáng)指向性，尤其明確了主觀空氣污染感知獨(dú)立于客觀污染現(xiàn)狀而對(duì)退休群體的就業(yè)意愿產(chǎn)生顯著影響作用，對(duì)于諸多可能阻滯退休老年人重返勞動(dòng)力市場(chǎng)的因素，提供了來(lái)自空氣污染感知方面的新證據(jù)。

有關(guān)針對(duì)本文結(jié)論的建議和啟示也較為明確，一是相關(guān)部門應(yīng)在著力改善當(dāng)?shù)乜諝赓|(zhì)量的同時(shí)，重視勞動(dòng)者在感知端的建設(shè)工作，尤其是對(duì)于污染及健康問(wèn)題較為敏感的老年退休群體，以減少空氣污染對(duì)退休者再就業(yè)的擠出效應(yīng)。這既有利于引導(dǎo)人力資源的充分利用，緩解社會(huì)養(yǎng)老壓力，同時(shí)也為漸進(jìn)式延遲退休政策的實(shí)施，及其帶來(lái)的老年勞動(dòng)供給潛力的有效釋放提供間接幫助。二是注意空氣質(zhì)量分級(jí)現(xiàn)象在污染感知端的重要引導(dǎo)作用，作為日常生活中較易接觸到的環(huán)境評(píng)價(jià)指標(biāo)，在影響勞動(dòng)者認(rèn)知進(jìn)而左右其勞動(dòng)供給行為中有著積極意義。同樣，隨著老年群體信息渠道拓展趨向現(xiàn)代化和多樣化，互聯(lián)網(wǎng)等作為現(xiàn)代新型信息平臺(tái)，對(duì)于傳播正面城市形象，影響民眾污染感知和避免感知偏差具有重要意義。以上結(jié)論也側(cè)面證實(shí)了努力打造城市環(huán)境友好形象對(duì)于老年勞動(dòng)力供給的有力支持作用和意義。三是認(rèn)識(shí)到不同群體在基于相同外部空氣污染狀況而產(chǎn)生的不同主觀感知偏差這一事實(shí)。如處于再就業(yè)支持更強(qiáng)的群體（包括物質(zhì)財(cái)富及個(gè)體素質(zhì)等方面支持）所表現(xiàn)出的對(duì)于空氣污染的樂(lè)觀傾向，并可能表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的再就業(yè)意愿。這也從側(cè)面說(shuō)明了，這一部分群體更易感知到客觀環(huán)境改善對(duì)自己帶來(lái)的好處，弱化空氣污染帶來(lái)的就業(yè)排斥作用，而這一部分人又恰是二次人口紅利的重要組成部分和來(lái)源。因此，社會(huì)及政府應(yīng)對(duì)這部分退休群體予以額外重視，完善相關(guān)配套政策，推動(dòng)其實(shí)現(xiàn)“老有所為”，最終達(dá)到滿足老年群體價(jià)值訴求的目的，并同時(shí)直接或間接地為社會(huì)和經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造效益。