“生產性老齡化”對老年人醫療費用的影響研究①
——基于有償勞動的視角

陳璐 王璐

（南開大學 金融學院，天津 300071）

1 問題的提出

人口老齡化作為經濟社會和人口發展的必然趨勢，已經成為人類社會的常態。積極參與社會活動逐漸發展為應對人口老齡化，豐富老年人幸福晚年的重要方式。中國是發展中人口大國，老齡人口具有規模大、低齡老年人占比高、受教育程度逐步提高等特點。國家統計局數據顯示，截至2021 年末，我國60 歲及以上人口達2.67 億人，約占總人口的18.9%，其中60 ～69 歲的低齡老年人在60 歲及以上老年群體中占比達55.82%。近10 年，我國老年人受教育程度明顯提高，老年人力資源具有巨大潛力?！吨袊y計年鑒2021》數據顯示，擁有高中及以上學歷的老年人占60 歲及以上老年人口的13.89%，比2010 年提高了4.98 個百分點。正是基于老齡人口規模、年齡結構以及受教育水平的特點，老年群體參與了形式多樣的社會活動。來自2018 年中國老年社會追蹤調查（CLASS2018）的數據顯示，60 歲及以上老年人參與有償勞動、社區勞動和非正式幫助的比例分別為24.68%、29.76%和25.55%。

2002 年，世界衛生組織出版的《積極老齡化：政策框架》（Active Aging：A Policy Framework）中提出了“生產性老齡化（Productive Ageing）”的概念。作為“積極老齡化（Active Aging）”三支柱之一，其以“參與”為核心，將老年群體視為有利于社會的資產而不是負擔，提出應該注重并鼓勵老年人參與經濟、文化、社會公益等方面的社會活動[1-2]?！吧a性老齡化”與我國老年社會參與的理念殊途同歸。近年來，我國也陸續出臺了一系列政策性文件鼓勵老年人參與社會活動。2021 年中共中央、國務院發布的《關于加強新時代老齡工作的意見》，提出通過擴大老年教育資源供給、提升老年文化體育服務質量、鼓勵老年人繼續發揮作用來促進老年人社會參與。2022 年國務院發布的《關于印發“十四五”國家老齡事業發展和養老服務體系規劃的通知》，也提出通過創新發展老年教育、鼓勵老年人繼續發揮作用、豐富老年人文體休閑生活來踐行積極老齡觀，具體包括加強老年人就業服務、支持老年人參與體育健身等方面。

國際經驗表明，“生產性老齡化”對提高老年人的健康水平和自養能力、拓展家庭資本和社會資本等方面具有積極作用。但是從整個生命周期來看，老年期客觀存在慢性病患病率高、易多病共患等問題，對醫療服務的需求會隨年齡呈指數上升[3]。世界衛生組織2016 年發布的《中國老齡化與國家健康評估報告》顯示，慢性非傳染性疾病是導致中國老年人存在健康差異的主要原因，隨著老年人數量上升和疾病譜的加速轉換，預計到2030 年，患有一種以上慢性疾病的老年人與2013 年相比將增加3 倍以上。封進等利用中國健康與營養調查數據（CHNS），基于統計分析發現65 歲及以上老年人的平均醫療費用約為其他年齡段的4 倍[4]。在中國人口老齡化進程持續推進的時代背景下，老年人積極參與“生產性老齡化”活動的同時，是否會加劇健康損耗，從而加重老年人醫療費用負擔，還是會改善健康，進而減輕老年時期的醫療費用負擔？以上問題的準確回答可以為評估“生產性老齡化”的經濟價值，推動中國的“生產性老齡化”政策提供參考。

2 文獻綜述

2.1 “生產性老齡化”概念界定

國內外文獻對“生產性老齡化”尚未形成統一的概念界定。Kim 認為生產性老齡化活動應當包括市場參與活動、家庭照料活動、幫助他人活動以及自我發展活動[5]。Ko 和Yeung 將經濟活動、照料家庭和社會生產活動作為典型的“生產性老齡化”活動[6]。國內研究中，宋璐利用中國2018 年“安徽省老年人生活福利狀況”調查數據，將“生產性老齡化”劃分為在外工作、居家勞動、低強度照料、高強度照料四種類型[7]。此外，部分國內學者還從老年人社會參與的角度推進“生產性老齡化”的研究，張文娟和趙德宇將老年人社會參與劃分為工作型、休閑娛樂型、社會型和家務型[8]。謝立黎和汪斌認為老年人社會參與可以概括為經濟參與、政治參與、公益參與和家庭參與[9]。通過以上文獻梳理可以看出，雖然既往研究對于納入“生產性老齡化”的活動并不一致，但是將“有償勞動”納入其中是普遍共識。

2.2 從個體層面評估“生產性老齡化”的影響

學者們從身心健康水平、生活滿意度和生活態度等方面評估了老年人參與“生產性老齡化”活動的影響。健康方面，大部分研究發現參與“生產性老齡化”活動會改善老年人的身心健康。例如，參與“生產性老齡化”活動能夠促進老年人與社會之間的聯系，幫助老年人更健康、積極的生活[10]、維持勞動者的生活狀態和認知能力[11]、延緩中年期和老年期身份轉換帶來的身體機能變化[12]，從而提升老年人的身心健康水平。Sirven 和Debrand 采用2004 年歐洲健康、老齡和退休調查數據（The Survey of Health, Ageing, and Retirement in Europe，SHARE），研究發現參加志愿、慈善或宗教活動能夠顯著提高大多數國家老年人的平均健康水平[13]。Wang 等采用2017 年中國臺灣地區數據，研究發現參與照護、社區活動等“生產性老齡化”活動增強了老年人的自我滿足感，拓寬了老年人的社交網絡，有利于提高自評健康水平[14]。劉凌晨等從老年人社會參與的視角考察其與認知能力的關系，研究發現社會參與能夠緩解老年人認知衰退，其中有償勞動和休閑娛樂活動對老年人認知衰退的緩解效應較高，家庭勞動發揮的作用則較小[15]。但也有研究發現與中青年人相比，老年人的勞動能力明顯下降，參與“生產性老齡化”活動可能會加速健康損耗，在一定程度上帶來心理負擔。陳璐和王璐選取老年人幫子女做家務、照料孫子女、工作等9 項活動構建代表“生產性老齡化”的綜合指標，研究發現參與“生產性老齡化”活動能夠顯著提升老年人身心健康水平，但當幫子女做家務和工作的頻率為中等程度時，會對老年人心理健康產生負面影響[16]。

2.3 從家庭層面評估“生產性老齡化”的影響

學者們的研究還發現參與“生產性老齡化”活動能夠為家庭帶來經濟和非經濟貢獻。杜鵬和王菲從“老有所為”的視角，提出老年人參與家務勞動、日常照料等生產性活動能夠減輕其他家庭成員生活負擔，有助于建立和諧的代際關系[17]。Bussarawan 等采用2011 年越南老齡調查（Vietnam Aging Survey，VNAS）、2012 年緬甸老齡調查（Myanmar Aging Survey，MAS）以及2012 年泰國老年養老金調查（Survey of Older Persons in Thailand，SOPT）數據，研究發現60 歲及以上老年人從事經濟、援助和照料活動能夠提高自養能力，降低家庭經濟負擔，緩解家庭照護者的心理焦慮[18]。

基于以上文獻梳理，本文將研究重點聚焦在“有償勞動”這一典型的“生產性老齡化”經濟活動，采用中國健康與養老追蹤調查2013、2015 和2018 年三期數據，利用樣本選擇模型檢驗參與有償勞動對老年人醫療費用的影響。在現有文獻基礎上，本文嘗試從三個方面進行推進：第一，選取醫療費用視角，拓寬了對“生產性老齡化”經濟價值的評估維度。第二，采用樣本選擇模型解決醫療費用支出可能存在的樣本選擇偏誤，并采用工具變量方法克服有償勞動行為自選擇導致的內生性問題。第三，從健康的角度進一步檢驗有償勞動對老年人醫療費用產生影響的機制，以期為我國今后出臺“生產性老齡化”相關政策找準政策著力點。

3 研究設計和實證策略

3.1 數據來源

本文選取中國健康與養老追蹤調查數據（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）。該調查項目由北京大學國家發展研究院組織開展，在2011 年開展全國基線調查，此后于2013、2015 和2018 年進行了追蹤訪問。CHARLS 采取多階段抽樣方法，利用概率比例規模（Probability Proportional to Size，PPS）聚類抽樣方法在全國抽取150 個縣、每個縣隨機抽取3 個村，隨后在每個村按照預估的適齡率隨機抽取家戶，對家戶內45 歲及以上的中老年人進行調查，從而確保調查樣本的無偏性。截至2018 年，CHARLS 調查已覆蓋全國150 個縣區，450 個村居或社區，總計1.24 萬戶家庭中的1.9 萬名受訪者。

由于2011 年數據中關于社會醫療保險類型、個人轉移支付收入等變量缺失較多，而且醫療費用變量均值明顯低于其他樣本年度，因此本文最終采用CHARLS2013、2015 和2018 年三個調查年份數據?？紤]到60 歲為城鎮職工男性的法定退休年齡，為排除當年辦理退休手續對估計結果的干擾，我們將樣本年齡下限設定在61 歲。數據庫中61 ～79 歲老年人從事有償勞動的比例約為27%，而80 歲及以上的高齡老人有償勞動的比例低于17%，呈現出“斷層式”下降，因此本文將研究樣本年齡上限設定為79 歲。此外，本文對于“醫療費用”、“個人轉移支付收入”、“家庭資產金額”變量進行了1%的縮尾處理。在剔除關鍵變量缺失后，本文最終保留樣本14792 個。

3.2 變量設定及描述性統計

本文被解釋變量為“月均總醫療費用”，包括住院費用、門診費用和自我診療費用。分別根據問卷中“過去一年住院的總費用大概是多少？”“您過去一個月去門診看病的總費用大概是多少？”“過去一個月，自己買藥的花費大概是多少？”的回答計算得出。上述醫療費用包括自付費用和基本醫療保險報銷部分。

本文核心解釋變量為“生產性老齡化”經濟活動中的“有償勞動”，包括農業自雇、他雇和非農工作。分別來自問卷中“過去一年，您有沒有為自家干過農活、從事農業活動，并且至少10 天以上？”“過去一年，您有沒有為其他農戶或雇主干農活掙錢，并且至少10 天以上？”“除去與務農有關的工作，上周您有沒有工作至少一個小時？”。若受訪者上述三個問題中至少一個問題回答為“是”，則有償勞動取值為1，否則為0。

控制變量為一系列影響老年人醫療費用的個人因素和家庭因素，包括年齡、性別、婚姻狀況、教育水平、戶籍、罹患慢性病數量（高血壓、血脂異常、糖尿病或血糖升高等14 種慢性病數量加總）、是否參保醫療保險（包括城鎮職工基本醫療保險、城鎮居民基本醫療保險、城鄉居民基本醫療保險以及新型農村合作醫療保險）、個人轉移支付收入（養老金、失業補助等9 項轉移支付收入的加總）、受訪者子女數量、孫子女數量、是否與子女同住以及子女提供的代際經濟支持。

本文機制變量為老年人的健康水平，包括身體活動能力和心理健康狀態指標。本文采用熵權法[19]，以運動型、生活型和工具型日常能力相關變量構建身體活動能力指標；以抑郁自評得分、情景記憶能力和認知能力相關變量構建心理健康狀態指標。指標構建具體步驟為：首先，對所選取的二級指標進行數據標準化，求得各指標比值和信息熵。然后，按照指標屬性分別計算各年度二級指標權重。最后，根據二級指標比值和權重計算兩個一級指標綜合得分，從而構造出“健康”變量（見表1）。

表2 呈現了變量的設定和描述性統計。其中月均總醫療費用為255.39 元。從事有償勞動的老年人占比為57%。從t 檢驗結果來看，從事有償勞動的個體平均年齡低、男性居多、目前仍有配偶的比例較高、受教育水平較低、多為農業戶籍、罹患慢性病數量較少、參?；踞t療保險比例較高、子女數和孫子女數略多、所獲得的轉移支付收入較少、與子女同住的比例略低、子女給予的代際經濟支持較多。此外，采用熵權法計算的老年人身體活動能力均值約為17.69，心理健康狀態均值為8.72，僅采用單一指標比較，從事有償勞動的老年人身體活動能力更強，但心理健康狀態略差。

表2 變量設定和描述性統計

3.3 實證策略

3.3.1 基準模型設定

本文選取樣本選擇模型作為基準模型，以識別老年人從事有償勞動對醫療費用的影響。樣本中“月均總醫療費用”變量存在大量為零的情況，這可能由于雖然生病，但出于對醫療費用負擔高或就醫可及性等因素的考慮,老年人選擇不去就醫，從而導致醫療費用為零。這種就醫的自選擇行為會導致真實的醫療費用無法觀測，產生樣本選擇偏差。該問題若不加以識別和解決，將導致估計有偏。Heckman 于1994 年提出的樣本選擇模型，通過選擇方程和支出方程能夠修正樣本選擇偏差[20-21]。該模型假定選擇方程的擾動項與支出方程的擾動項可能相關，且均服從正態分布。根據就醫行為的潛在選擇和實際選擇構建選擇方程，計算出逆米爾斯比率，然后將其作為控制變量納入支出方程，從而克服樣本選擇偏差。本文中，選擇方程為就醫決策方程，考察老年人是否就醫。支出方程為醫療費用支出方程，用以估計老年人就醫后的醫療費用。模型設定如下：

其中，下角標i、t 和p 分別代表受訪者個體、被訪年份和所在城市。（1）式、（2）式為樣本選擇模型中就醫決策方程，D*itp表示潛在就醫決策；Ditp表示實際就醫決策；PAitp為有償勞動，作為“生產性老齡化”活動的代表性指標。（3）式為醫療費用支出方程。Eitp為月均總醫療費用，包括月均住院費用、月均門診費用和月均自我治療費用。Xmitp、Zmitp為一系列控制變量組。λ 表示逆米爾斯比率，若其回歸系數顯著則證明該模型存在一定程度上的樣本選擇偏誤。ψ 為時間固定效應，μ 為城市層面地區固定效應，ψt×μp表示時間- 地區交互固定效應，ξ 為隨機擾動項。β1為使用樣本選擇模型估計老年人從事有償勞動對其醫療費用影響的估計結果。

3.3.2 克服內生性的模型設定

由于老年人從事有償勞動還可能受收入、自身健康、自我價值實現、對勞動的偏好等諸多因素影響，是綜合考量下的自選擇行為。作為特殊的遺漏變量偏誤，自選擇是指由于自變量或因變量某種程度上由個人選擇行為所決定，具有較強內生性，可采同隨機分配、匹配、工具變量等方法加以克服[22]。參照尹志超和張誠的研究[23]，我們選取當年本市同居住地（城鎮或農村）除本人外其他老年人是否參與有償勞動作為工具變量，該工具變量的合理性主要體現在兩個方面：第一，工具變量為外生變量，當年本市同居住地（城鎮或農村）其他老年人工作決策并不會直接對本人的醫療費用支出產生影響；第二，工具變量和老年人從事有償勞動具有一定的相關性，根據“同儕效應”理論，當年本市同居住地（城鎮或農村）其他老年人有償勞動參與決策可能直接影響本人有償勞動參與行為。模型設定如下：

在“工具變量+ 樣本選擇模型”（IV-Heckman）模型中，本文首先進行內生變量有償勞動和工具變量的回歸估計，如（4）式所示。其中，IVPAitp為工具變量，Cmitp為影響老年人有償勞動決策的控制變量組。然后分別對樣本選擇模型中的就醫決策方程和醫療費用支出方程進行估計，其中核心解釋變量由有償勞動PAitp替換為其擬合值其余變量設定均如公式（1）、（2）、（3）所示。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸結果

表3 分別匯報了樣本選擇模型的就醫決策方程和醫療費用支出方程的回歸結果。結果顯示，兩個方程有償勞動變量系數均在1% 檢驗水平上顯著為負，從系數大小來看，相較于未從事有償勞動的老年人，從事有償勞動使老年人就醫概率降低了6.44%，醫療費用支出減少了36.01%，表明從事有償勞動降低了老年人的就醫概率和醫療費用支出。根據前文分析，出現這一結果很可能是由于有償勞動更多地改善了老年人的健康水平，從而導致醫療費用有所下降，對此我們將在機制分析中進行驗證。在醫療費用支出方程中，逆米爾斯比率系數在1%檢驗水平上顯著為負，說明老年人醫療費用支出確實存在樣本選擇問題，驗證了本文模型設定的合理性。

表3 基本檢驗

4.2 穩健性檢驗

在上述基準回歸結果的基礎上，本文從四個方面進行穩健性檢驗，增強回歸結果的可信度。檢驗結果見表4。第一，縮尾檢驗。為避免部分極端值對回歸結果的影響，我們進一步將醫療費用和個人轉移支付收入金額由1%的縮尾擴至2%、3%，并重新進行回歸，結果見表4 第（1）列。第二，替換核心解釋變量。本文嘗試使用“勞動時間”變量替換有償勞動變量進行檢驗，為更加精準的衡量勞動時間，本文剔除了實際勞動時間低于10% 分位數（每周工作小時數為2 小時）的樣本進行回歸，結果見表4 第（2）列。第三，加入“醫療服務滿意度”變量。受訪者對醫療服務的滿意度會對老年人的就醫決策和醫療費用支出產生影響。但由于問卷僅在2015 和2018 年詢問了“您對本地醫療服務的質量、成本和方便程度滿意嗎？”，因此本文僅使用2015 和2018 年數據，加入“醫療服務滿意度”控制變量重新進行回歸，結果見表4 第（3）列。該變量的設定方式為若受訪者對本地醫療服務質量、成本和方便程度“非常滿意”、“比較滿意”或“一般”則設定為1，“比較不滿意”或“一點也不滿意”設定為0。第四，更換模型為兩部模型。兩部模型同樣能夠解決醫療支出大量為零所造成的估計偏誤[24-25]，和樣本選擇模型不同的是，兩部模型假定就醫行為決策和醫療費用支出不相關，該模型旨在修正由于醫療費用變量大量為零，導致隨機誤差項不服從同方差和正態性假設的問題。故本文嘗試使用兩部模型重新進行檢驗，結果見表4 第（4）列。

表4 穩健性檢驗

從表4 檢驗結果來看，有償勞動變量和勞動時間變量均至少在5% 檢驗水平上顯著為負，能夠證明基準回歸的穩健性。

4.3 克服老年人參與有償勞動的自選擇問題

表5 呈現了“工具變量+ 樣本選擇模型”（IVHeckman）模型的回歸結果，工具變量在1% 水平上顯著為正，說明當年本市同居住地（城鎮或農村）其他老年人從事有償勞動的決策與受訪者勞動決策正相關。不可識別檢驗的Kleibergen-Paap rk LM 統計量為61.639，強烈拒絕不可識別的原假設。Hansen J 統計量數值為0，證實模型為恰好識 別。Cragg-Donald Wald F 統計量數值為59.507，對應15% 水平下Stock-Yogo弱工具變量檢驗臨界值為8.96，拒絕了弱工具變量的原假設。IV-Heckman 模型結果顯示，選擇方程和支出方程中的有償勞動變量回歸系數均在1% 檢驗水平上顯著為負，與前文結論一致，但系數大小高于基準回歸結果。由此說明如果不考慮老年人有償勞動行為自我選擇的影響，可能會低估有償勞動對老年人醫療費用支出的影響。

表5 克服老年人有償勞動自選擇的回歸結果

5 機制檢驗和異質性分析

5.1 機制檢驗

根據前文文獻梳理，本文嘗試從健康的角度檢驗參與有償勞動對老年人醫療費用產生影響的作用機制。參考江艇的研究[26]，本文采用逐步法進行中介效應檢驗，具體步驟為：第一步，檢驗有償勞動是否對老年人醫療費用產生影響；第二步，檢驗有償勞動是否對老年人健康產生影響；第三步，將有償勞動和老年人的健康水平同時納入方程中，檢驗“有償勞動—健康—醫療費用”的因果鏈條。最后，綜合以上步驟的回歸中各系數的顯著性，判斷是否存在中介效應。第一步已在基準回歸中進行驗證，有償勞動顯著降低老年人的醫療費用。第二步的回歸結果見表6 第（1）、（2）列。結果顯示，有償勞動變量均在1% 檢驗水平上顯著為正，說明從事有償勞動提高了老年人身體活動能力和改善了心理健康狀態。第三步的回歸結果見表6 第（3）列，結果顯示，有償勞動變量和身體活動能力變量均在1%檢驗水平上顯著為負，而心理健康狀態變量不顯著。由此可以得出身體活動能力在機制中發揮中介作用，即老年人通過參與有償勞動增強了身體活動能力，從而降低了醫療費用，而心理健康不存在中介效應?？紤]到心理健康狀態雖然未對老年人醫療費用產生直接影響，但可能通過其他方式在參與有償勞動影響老年人醫療費用中發揮作用。據此，本文嘗試加入有償勞動和心理健康狀態的交互項進行檢驗，回歸結果見表6 第（4）列。結果顯示，有償勞動變量、有償勞動與心理健康狀態的交互項的回歸系數均在1%檢驗水平上顯著為負，說明心理健康狀態在參與有償勞動對老年人醫療費用的影響中發揮調節作用，即心理健康狀態的提升增強了有償勞動對醫療費用降低的效果。

表6 機制檢驗

此外，本文還采用Bootstrap 抽樣檢驗法計算身體活動能力的中介效應占比，抽樣次數為1000 次。表7 結果顯示，身體活動能力的間接效應和直接效應回歸系數均顯著為負，中介效應占比約為16.2%，心理健康狀態僅直接效應顯著為負，不存在中介效應，與前述回歸結果一致，驗證了機制檢驗的有效性。

表7 中介效應檢驗

5.2 異質性分析

5.2.1 不同類型醫療費用項目

表8 第（1）、（2）、（3）列分別呈現了老年人參與有償勞動對住院費用、門診費用和自我診療費用的影響效果。第（1）列結果顯示，有償勞動對老年人住院費用無顯著影響，并且逆米爾斯比率回歸系數不顯著，表明老年人住院費用不存在樣本選擇問題。這可能是由于需要住院接受治療的老年人身體狀況更差，難以從事有償勞動，其醫療費用支出主要受到病情的影響。第（2）和（3）列的結果顯示，從事有償勞動顯著降低了老年人門診費用支出和自我診療費用支出，且對自我診療費用的降低幅度更大，通過費舍爾檢驗也驗證出兩個系數存在顯著性差異。老年人門診費用和自我診療費用的回歸中逆米爾斯比率回歸系數均在1%檢驗水平上顯著為負，說明老年人門診費用和自我診療費用存在樣本選擇問題。

表8 不同類型醫療費用項目的異質性分析

5.2.2 不同年齡段

表9 第（1）、（2）列分別呈現了61 ～69 歲、70 ～79 歲兩個年齡組老年人參與有償勞動對醫療費用的影響效果及差異。結果表明，參與有償勞動對不同年齡段老年人的醫療費用均存在顯著的降低作用。費舍爾檢驗結果表明，兩組回歸系數存在顯著性差異，參與有償勞動對61 ～69 歲年齡組老年人醫療費用降低作用更大。出現這一結果的原因可能是61 ～69 歲年齡組老年人既是有償勞動參與率較高的群體，同時也是健康狀況相對較好、醫療費用支出相對較少的群體，因此該年齡段老年人參與有償勞動對醫療費用的降低效果更高。

表9 不同年齡段、轉移支付收入水平和勞動類型的異質性分析

5.2.3 不同轉移支付收入水平

表9 第（3）、（4）列分別呈現了低轉移支付水平（中等及以下）、高轉移支付水平（中等以上）的老年人參與有償勞動對醫療費用的影響效果及差異。結果表明，參與有償勞動對不同轉移支付收入等級老年人的醫療費用均有降低作用。費舍爾檢驗結果表明，兩組回歸系數存在顯著性差異，參與有償勞動對低轉移支付水平老年人的醫療費用降低作用更大。我們分析原因可能是老年人的轉移支付水平低代表著老年人所獲得的養老金、養老補貼等收入較少，經濟生活保障不夠充足，這部分老年人從事有償勞動所獲得勞動收入，更多的用來滿足生活需要和家庭必需開支，提升健康水平，因此對醫療費用的降低效果更大。

5.2.4 不同勞動類型

表9 第（5）、（6）列分別呈現了參與農業勞動和非農勞動的老年人對醫療費用的影響效果及差異。結果表明，從事農業勞動和非農勞動均能降低老年人醫療費用。費舍爾檢驗結果表明，兩組回歸系數存在顯著性差異，從事非農勞動的老年人醫療費用的降低效果更大。出現這一結果的原因可能是相較于從事農業勞動，從事非農勞動的工作時間更規律，更能促進老年人與社會的聯系和互動，更能夠維持勞動者的身體機能和認知能力，因此對健康的提升作用更大，從而對醫療費用的降低效果更好。

6 結論與建議

作為積極應對人口老齡化三支柱之一，“生產性老齡化”以“參與”為核心理念，將老年群體視為有利于社會的資產而不是負擔，提出應該注重并鼓勵老年人參與社會活動?；谥袊丝诶淆g化的現實背景，在制定和實施積極應對人口老齡化政策的過程中，應全面評估“生產性老齡化”的經濟價值。據此，本文聚焦“生產性老齡化”經濟活動中的有償勞動，采用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）2013、2015 和2018 年數據，利用樣本選擇模型檢驗參與有償勞動對老年人醫療費用的影響，并進一步運用工具變量方法克服老年人有償勞動行為自選擇導致的內生性問題。研究發現：第一，有償勞動顯著降低了老年人的就醫概率并減少了醫療費用支出，在對醫療費用和收入變量縮尾、更換核心解釋變量為勞動時間、加入“醫療服務滿意度”控制變量、更換為兩部模型后結果依然保持穩??；第二，老年人身體活動能力在有償勞動對醫療費用產生影響的過程中發揮中介作用，存在“參與有償勞動—提升身體活動能力—降低醫療費用”的作用路徑；心理健康狀態發揮調節作用，其增強了有償勞動對醫療費用的降低效果。第三，老年人從事有償勞動對醫療費用的降低效果在門診和自我診療費用支出，以及61 ～69 歲年齡群體、轉移支付收入水平較低、從事非農勞動的老年人醫療費用中更大。

本文結論具有以下三點政策啟示：一是建議完善老年勞動參與的支持政策，為有勞動參與意愿的老年人提供就業幫助，特別是再就業意愿強烈、身心健康狀況良好的低齡老人。例如，進一步加快實施彈性退休年齡政策、完善退休返聘機制等；對老年人實施就業保護，保障老年人的勞動安全和勞動報酬，實現老年人與年輕人享有同等的勞動保障；完善老年勞動指導和服務，為老年人提供勞動咨詢，幫助其獲得符合勞動能力和身體狀況的勞動崗位。二是建議把老年人的健康管理和指導納入到老年勞動參與政策支持體系，充分考慮老年人健康損耗和健康需求，使老年人在從事勞動的同時保持身心健康。例如，限制老年勞動者的工作時長和工作時間安排；建立老年勞動者的健康檢查制度，為其提供定期體檢等。三是建議重點關注轉移支付收入較少的老年群體的醫療服務需求和醫療保障問題，提升其社會福利。該類群體可能是出于經濟因素不得不參與有償勞動負擔生活支出，同時也由于經濟原因自主減少就醫概率和就醫費用。因此，建議通過擴大醫療保障和醫療救助覆蓋面、提高家庭醫生簽約率、提升基層醫療機構水平和運行效率等方式擴大醫療保障水平和提升醫療服務能力，同時適當增加經濟困難老年人的養老金水平和專項政府補貼，緩解其經濟困境。