退休对认知能力的短期和长期影响
退休对认知能力的短期和长期影响*——兼论延迟退休的“健康红利”
刘亚飞 罗连发
[提 要] 本文使用中国健康与养老追踪调查(CHARLS) 2011—2015年3轮调查数据，通过研究退休与认知衰退的关系，探讨了延迟退休对认知能力的影响。估计结果表明，退休在短期能够抑制认知衰退，但是从长期来看退休对认知有负面的影响。具体来说，在退休后3年内，退休对认知衰退有抑制作用，在退休大约3年～4年后，退休对认知的积极影响逐渐变为负面影响。按性别分组的估计结果表明，退休对认知能力的负面长期影响对男性而言更突出。本文的研究揭示了退休对认知能力的短期和长期影响存在差异。从政策的角度讲，适当提高法定退休年龄能够缩短退休持续时间，对抑制认知衰退有积极作用，即延迟退休能够带来认知方面的“健康红利”。
[关键词] 退休；认知能力；心理健康；健康红利
一、引言
随着生育率的下降和预期寿命的提高，我国老年人口的比例不断攀升，截至2019年，60岁以上老年人占总人口的比例达18.1%。(1) 国家统计局：《2019年国民经济和社会发展统计公报》。 预计到2030年，我国老年人口数量将达到3.58亿人，占人口总数的25%左右。(2) 联合国人口基金会：《老年公平在中国》，2016年。 面对严峻的老龄化形势，如何实现健康老龄化是当前我国面临的突出挑战。
与老龄化相关的一个基本事实是，人在变老的过程中往往伴随着认知能力的退化(Dixon et al．，2004)。(3) 认知能力包括记忆力、信息处理速度、抽象思维能力等(流体智力，fluid abilities)，以及知识、经验等(晶体智力，crystallised abilities)。已有研究表明，流体智力在20岁～30岁左右达到顶峰，之后开始衰退；晶体智力不会因为年龄增长而衰退，甚至可能会提高(Dixon et al．，2004)。因此，本文主要关注流体智力。 图1显示了本文所使用的样本中，年龄与认知能力之间的关系，虽然图1反映的是不同年龄之间的横向比较，但是仍然可以为我们提供参考。由图1可以看出，年龄和认知能力之间存在着非常明显的负向关系：随着年龄的增加，认知能力直线下降。
图1 年龄与认知能力的关系
说明：样本的选取和变量的定义见本文的第三部分。
认知能力是心理健康的重要方面。对老年人来说，认知能力的高低对于慢性病的自我管理、社会关系的维护以及甄别金融骗局等具有重要作用(Cutler & Lleras-Muney，2010；CHARLS Research Team，2013)。已有的研究表明，认知能力高的老年人不仅寿命更长，慢性病症状更少，生活方式也更健康(Goldman & Smith，2002)。反过来讲，认知能力衰退是诱发长期护理需求的主要原因之一，也是老年痴呆症的早期征兆(American Psychiatric Association，2000；Dubois et al．，2007)。据英国《经济学人》报道，随着老龄化程度不断加深，截至2016年，我国老年痴呆症患者已达1 000万人左右，(4) 新闻链接：http://news.sina.com.cn/c/nd/2016-02-21/doc-ifxprucs6294358.shtml,2016-02-21。 而在1990年，这一数字仅为368万人左右(Chan et al．，2013)。因此，在老龄化背景下，理解老年人口认知功能的影响因素对于制定旨在改善老年人的认知能力的公共政策，进而实现健康老龄化具有重要意义。
来自神经心理学等相关领域的研究表明，认知能力的水平和认知的衰退速度存在着个体差异(Silver et al．，2001；Tucker-Drob & Salthouse，2011)。目前有两个假说被用来解释这种差异。一是认知储备假说(cognitive reserve hypothesis)，该假说认为中老年阶段的认知衰退速度会受到童年和青少年时期社会经济状况的影响，生命早期阶段有利的社会经济条件有助于减缓中老年时期认知衰退的速度，其中教育程度是最为关键的影响因素之一(Banks & Mazzonna，2012)。二是认知利用假说(cognitive use hypothesis)，该假说认为认知衰退速度与生活方式有关，生活方式越积极充实，对认知的刺激越大，认知衰退速度越慢。换句话说，日常的认知刺激对于认知能力的衰退具有抑制作用(Stern，2003；Salthouse，2006)，认知能力呈现出“用进废退”的特征(Hultsch et al．，1999；宋璐等，2013)。
近年来，退休对于认知功能的影响引起了学术界的广泛关注。这是因为，一方面，退休往往意味着生活方式和日常行为的重要转变。Rohwedder & Willis(2010)发现，与处于工作状态的人相比，退休的人日常生活中接触的认知挑战和认知刺激更少。另一方面，随着世界范围内预期寿命的提高，老年人处于退休状态的年数也在增加，养老金体系的可持续性受到威胁，很多国家都在探索提高法定退休年龄。为此，学术界开始关注退休对个人福利，尤其是对健康产生的影响，以期全面评估退休政策产生的后果。
日益严峻的老龄化形势也给我国的养老金支付带来沉重的负担，为此，近年来延迟退休成为社会各界热议的话题。然而，延迟退休对老年人的健康，尤其是心理健康的影响尚未引起足够的重视。延迟退休对健康的影响不仅关乎老年人的个人福利，也关系到整个社会的利益。如果延长工作年限会对老年人的健康产生负面影响，进而增加整个社会的医疗支出和长期护理支出，那么综合考虑，延迟退休对养老金支付压力的缓解作用就大打折扣。反过来讲，如果延迟退休可以起到减缓认知衰退的作用，那么就能够带来认知方面的“健康红利”。因此，在延迟退休政策正式出台之前，全面评估退休对健康的影响具有重要的现实意义，也是非常紧迫的课题。
在国外，已有很多学者研究了退休对认知能力的影响。Adam et al．(2007)使用来自美国和欧洲的横截面数据发现，退休的人比工作的人认知能力低。此外，使用随机前沿方法，他们发现退休的持续时间越长，认知水平越低。但是，由于没有克服内生性问题，他们的研究结论无法揭示退休和认知能力的因果关系。此后，Coe & Zamarro(2011)，Mazzonna & Peracchi(2012)和Rohwedder & Willis(2010)等使用跨国数据分析退休与认知能力的关系。这些研究一般将不同国家之间法定退休年龄的差异作为退休的工具变量，虽然在一定程度上克服了内生性问题，但是也存在一定的缺陷。一方面，由于使用跨国数据，所以国家之间退休年龄的差异可能与影响认知能力的因素有关，即工具变量的排他性要求可能不成立；另一方面，这些研究也没有得出一致的结论。Rohwedder & Willis(2010)和Mazzonna & Peracchi(2012)发现退休对认知能力有负面的影响，Coe & Zamarro(2011)则认为退休对认知能力没有显著的影响。Bonsang et al．(2012)使用美国的健康与退休调查(HRS)1998—2008年的追踪数据，将获得社会保险的最低年龄作为退休的工具变量，固定效应—工具变量法的估计结果表明，退休对认知能力有不利的影响，但是该影响不是在退休后立即显现，而是存在一定的滞后。他们发现，在控制住年龄的影响之后，退休持续时间越长，认知能力下降的幅度越大。Celidoni et al．(2017)使用欧洲健康、老龄化与退休调查 (SHARE)发现，退休在短期内能够改善认知能力，但是长期来看对认知有负面影响。Mosca & Wright(2018)基于爱尔兰的婚姻制度变革，使用工具变量法估计了退休对女性认知能力的影响，发现退休持续时间有负面影响。Atalay et al．(2019)利用澳大利亚养老金制度改革产生的退休年龄的外生变化，发现退休会导致认知能力下降，并且退休对男性认知能力的影响大于女性。
以上研究主要关注发达国家，我国作为发展中国家，法定退休年龄以及中老年人的认知水平与发达国家相比存在一定的差异，退休对认知能力的影响可能也不尽相同。但是，国内关于退休对认知能力影响的相关研究相对较少。邓婷鹤和何秀荣(2016)利用中国家庭追踪调查(CFPS)的数据，基于断点回归方法估计了退休对男性老年人健康的影响，她们的研究发现，退休对认知能力有积极的影响。董夏燕和臧文斌(2017)使用中国健康与养老追踪调查数据发现，退休对认知有负面影响，且对女性、教育程度较低、45岁～54岁的人群影响更为显著。两项研究之所以得到截然不同的结论，部分原因是他们没有区分退休对认知能力的短期影响和长期影响。如果退休对认知能力的短期和长期影响存在差异，那么仅仅关注“退休状态”，而忽视“退休持续时间”，所得到的结论就取决于长期影响和短期影响的差异，以及不同退休持续年数在样本中的分布情况。Lei & Liu(2018)使用CHARLS分析了退休对认知能力的影响，结果发现，退休会提高男性的认知能力，但是会降低女性的认知能力，然而他们的研究也未考虑退休对认知能力的长期影响。
鉴于国内学者关于退休对我国中老年人认知能力的影响尚未给出满意的答案，有必要重新评估两者的关系。本文的研究思路与以上三项国内研究不同的地方在于，基于以往的相关研究，本文区分了退休对认知能力的短期影响和长期影响，较为全面地刻画了退休影响认知能力的动态轨迹，为相关政策的制定提供了更为科学的指导。区分退休对认知能力的长期影响和短期影响主要基于以下考虑：一个人在退休之后可能会经历一段“蜜月期”(Atchley & Matthews，1977；Celidoni et al．，2017)，在此期间会从事因工作原因而暂时搁置的活动，由此带来的新的认知刺激会遏制因年龄增加而导致的认知衰退。因此，短期来看，退休可能会对认知能力产生积极的影响。随着时间的推移，一旦老年人适应了退休后的生活，面临的认知刺激逐渐减弱，退休可能会对认知能力产生负面影响。因此，退休对认知能力的影响不仅取决于“退休状态”，更取决于“退休持续时间”。
为了区分退休对认知能力的短期效应和长期效应，本文定义了三个与退休有关的变量：退休状态、工作状态到退休状态的转换、退休持续的年数，三个变量从不同角度反映了退休对认知的影响。在数据方面，本文使用CHARLS 2011—2015年进行的三轮全国调查。在研究方法上，本文基于我国的退休年龄制度，为退休相关的解释变量寻找工具变量。估计结果表明，退休对于认知功能的衰退有短暂的抑制作用，但是随着退休年数的逐渐增加，认知能力衰退的概率也逐渐上升，即长期来看，退休会对认知能力产生负面影响。具体来说，在退休后3年内，退休对认知衰退有抑制作用，在退休大约3年～4年后，退休对认知能力的积极影响逐渐变为负面影响，此后，退休对认知能力的负面影响会一直延续下去。进一步的异质性分析表明，退休对认知能力的长期负面影响对男性而言更突出。为了保证结果的稳健性，本文通过控制年龄的不同函数形式、改变被解释变量的定义、调整关于退休的定义等方式进行稳健性检验，上述结论仍然成立。
本文的研究结论表明，退休在短期内产生的新的认知刺激会对认知能力产生积极影响，但是随着退休持续时间增加，退休年数提高，老年人逐渐适应了退休后的生活，面临的认知刺激减弱，退休将会对认知能力产生负面影响。这意味着在讨论退休对认知能力的影响时，不能仅仅关注个体是否处于“退休状态”，更应该关注个体的“退休持续时间”。本文的政策含义在于，一方面，适当提高法定退休年龄能够缩短处于退休状态的年数，推迟认知衰退出现的时间，对于实现健康老龄化，降低长期护理支出负担具有重要的作用，即延迟退休从认知的角度讲能够产生“健康红利”；另一方面，针对已经退休的老年人，特别是退休持续时间比较长的老年人，政府应该引导和帮助他们接受多样化的认知刺激，确保他们的日常生活具有一定程度的“认知挑战性”，比如鼓励老年人积极参加社会活动，积极发展社区老年教育，引导开展读书、讲座、学习共同体、游学、志愿服务等多种形式的老年教育活动，延缓老年人的认知衰退。
本文的后续安排如下：第二部分介绍本文的实证策略，第三部分介绍本文所使用的数据，第四部分报告基本回归结果，第五部分进行稳健性检验，最后一部分对全文进行总结并提出政策建议。
二、实证策略
(一)模型设定
本文主要研究退休对认知能力的动态影响，明确区分退休对认知能力的短期效应和长期效应，为此将认知能力在某段时间的衰退情况表示为退休持续时间、退休状态、是否经历从工作状态到退休状态的转换、以及其他相关变量的函数：
yi,t=β1retirei,t-1+β2transi,t+β3ln(1
+r_durationi,t-1)+Xi,t-1β+ui
式中，被解释变量表示某个时段认知能力的退化程度，本文将其定义为：
式中，1·[]为示性函数，方括号内的表达式为真时取值为1，否则取值为0；cognitioni,t-1表示期初的认知水平；cognitioni,t表示期末的认知水平。因此上式表示，如果从t-1期到t期认知水平下降至少20%，则被解释变量取1，否则取0。之所以将20%作为认知衰退的临界值，是因为一方面在实际调查中，认知水平的小幅下降可能是度量误差所致，而较大幅度的认知水平下降能够比较准确地反映认知能力的退化；另一方面，Celidoni et al．(2017)发现认知能力20%的下降与老年痴呆的出现高度相关。在稳健性检验部分，笔者通过调整临界值重新定义被解释变量，发现本文的结论仍然成立。
变量r_durationi,t-1是核心解释变量，表示个体i截至t-1期退休的持续时间，用年表示。如果个体i在t-1期尚未退休，则取值为0。解释变量retirei,t-1是虚拟变量，如果个体i在t-1期时处于退休状态则取值为1，否则取值为0。解释变量transi,t也是一个虚拟变量，表示个体i在t-1至t期是否从工作状态转换到退休状态，如果是则取1，否则取值为0。(5)对于变量transi,t而言，其表示在t-1期到t期是否经历了从“工作”到“退休”的状态转换，所以其时间下标的选取用t-1或t可能都有一定的道理。但是，由于本文想强调的是个体i在第t期是否已经完成了从“工作”到“退休”的状态转换，所以这里仍然选择用t作为时间下标。Xi,t-1表示其他控制变量，包括t-1期的认知水平、年龄、受教育程度、婚姻状况、省份固定效应等。
模型中三个与退休有关的变量从不同角度揭示了退休对认知衰退的影响，如表1所示，个体A在t-1期尚未退休，则三个与退休有关的变量取值都为0，其在t-1至t期的认知衰退不受退休行为的影响，可以被视为基准组中的个体。个体B在t-1至t期之间退休，transi,t取值为1，其他两个变量取值为0，退休对认知衰退的影响为β2，反映了退休对认知衰退的即刻影响。个体C在t-1期刚刚退休，则retirei,t-1取值为1，其他变量取值为0，其系数β1反映了“退休状态”对认知衰退的影响，比如退休之后心理压力得到缓解，并从事一些具有认知刺激功能的活动。个体D在t-1期已经退休N年，则retirei,t-1取值为1，且r_durationi,t-1的取值为N，退休对t-1期至t期认知衰退的影响不仅取决于β1，还取决于β3。因此，表1反映了退休对认知衰退的短期和长期影响的差异，退休年数不同，认知受到的影响也不同。
表1 不同状态对认知能力的影响
(二)我国的退休制度及工具变量的定义
使用普通最小二乘法估计上述模型可能会因为内生性问题导致估计偏误。内生性问题主要来自两个方面：其一，一个人的退休决策可能会受到自身认知能力的影响，导致认知能力衰退和退休之间存在反向因果关系；其二，可能存在一些不可观测的变量(如天生的能力、认知禀赋等)，既影响认知能力也影响退休决策，导致遗漏变量偏误。为了克服内生性问题，本文为与退休有关的解释变量寻找工具变量，并使用两阶段最小二乘法进行估计。合理的工具变量需要满足两个基本要求：第一，工具变量要与内生解释变量相关；第二，工具变量只能通过影响内生解释变量来影响被解释变量，即排他性约束。我国当前的退休制度为我们提供了合适的工具变量。
我国当前的退休制度主要源于1958年出台的《关于工人、职员退休处理的暂行规定(草案)》、1978年出台的《国务院关于安置老弱病残干部的暂行办法》《国务院关于工人退休、退职的暂行办法》和1993年出台的《国家公务员暂行条例》4个文件。根据这4个文件的规定，无论是机关事业单位的工作人员，还是企业员工，男性的正常退休年龄一般为60岁，对于从事特殊工种的企业工作人员，或者因劳致疾丧失劳动能力的公务员或者事业单位工作人员，可以提前到55岁甚至50岁退休。对于女性而言，从事管理和科研的企业女职工、女性公务员、事业单位的女性干部正常退休年龄是55岁，企业一般女职工、事业单位的一般女性工作人员正常退休年龄是50岁，从事特殊工种的女性职工，或者因劳致疾的女性干部或者事业单位女性工作人员，可以提前到45岁退休。
笔者根据CHARLS 2011—2015的调查数据，分析了符合退休条件的劳动力办理退休的比例与年龄之间的关系。如图2所示，对于女性而言，退休比例在50岁有一个明显的跳跃。由于在本文的样本中，女性干部或者符合提前退休比例的人较少，所以退休比例在45岁和55岁没有明显的跳跃。对于男性，退休比例的跳跃则出现在60岁。同样由于在本文的样本中符合提前退休条件的男性劳动力较少，所以退休比例在55岁和50岁没有明显的跳跃。
基于我国当前的退休制度以及数据所展示的退休比例的跳点，本文分别为前面三个与退休有关的解释变量定义如下工具变量。
(1)retirei,t-1的工具变量。将变量retire_agei,t-1定义为，如果个体i在t-1期达到正常退休年龄(男性60岁，女性50岁)，则取值为1，否则取值为零。由图2可知，达到退休年龄后退休的概率明显提高，因此retire_agei,t-1与retirei,t-1正相关。
图2 年龄与退休比例
(2)transi,t的工具变量。将变量trans_agei,t定义为，如果个体i在t-1期至t期达到了正常退休年龄，则取值为1，否则取值为0。很显然，如果个体i在t-1期至t期达到了正常退休年龄，则在此期间进入退休状态的可能性较高。
(3)ln(1+r_durationi,t-1)的工具变量。定义变量yrs_from_ri,t-1为对于在t-1期已经退休的人而言，取值为t-1期的年龄减去正常退休年龄，对于尚未达到退休年龄的人而言，取值为0。该变量衡量了个体i在t-1期超出正常退休年龄的年数，yrs_from_ri,t-1越大，则退休持续时间越长，两者正相关。之后，进一步构造ln(1+yrs_from_ri,t-1)作为ln(1+r_durationi,t-1)的工具变量。
三、数据及统计分析
(一)数据来源
本文所使用的数据为中国健康与养老追踪调查(CHARLS)2011年基线调查数据、2013年和2015年全国追访调查数据。(6) 2011年即为模型中的t-1期，2015年为t期。CHARLS是由北京大学国家发展研究院主持，北京大学中国社会科学调查中心执行的大型长期追踪调查项目。该调查是为我国应对老龄化的挑战而专门设计的，以45岁以上(含45岁)的人群及其配偶为调查对象。全国基线调查始于2011年，2013年和2015年分别在2011年的基础上进行了追踪调查。2015年全国追踪调查覆盖28个省份的150个县(区)，每个县(区)选择3个村庄(社区)，整个调查样本共包含一万多个家户，两万多个个体，具有广泛的地域代表性和大样本性质。CHARLS的家户调查问卷部分有丰富的个人和家户信息，涉及收入、居住安排、健康状况、劳动供给和退休、医疗保障和养老保障等多个方面。在劳动供给和退休部分，CHARLS询问了受访者是否办理退休手续；对于已经办理退休手续的受访者，进一步询问了办理退休手续的时间。根据这些信息可以判断受访者是否退休和退休的持续时间。
(二)样本选取和变量定义
由于本文研究的是退休与认知衰退之间的关系，所以首先需要从CHARLS中提取出受退休年龄制度影响的个体。为此，本文参照封进和韩旭(2017)的界定，一个人受退休年龄制度影响需要满足以下两个条件之一：(1)已经办理退休手续；(2)尚未办理退休手续，但是参加了机关事业单位养老保险或者企业职工养老保险。按照这两个标准，笔者从CHARLS 2011年全国基线调查中提取出3 247个受访者。其中，一部分受访者已经办理退休手续，一部分受访者尚未退休，但是根据我国的退休制度，具备在未来办理退休手续的资格。对于前者retirei,t-1的取值为1，对于后者retirei,t-1的取值为0。如果受访者在2011年已经办理退休手续，CHARLS记录了他们办理退休的时间，据此我们可以进一步计算r_durationi,t-1，即截至2011年退休持续的年数。如果受访者在2011年尚未办理退休手续，笔者根据2013年、2015年的追访数据，追踪他们的退休状况。如果他们在此期间办理退休手续，则transi,t取值为1，否则取值为0。总之，根据本文的变量定义，对于样本中所有的个体，一部分在2011年之前退休，一部分受访者在2011—2015年期间退休，还有一部分受访者截至2015年尚未退休。
本文的被解释变量为是否出现认知能力的衰退。在CHARLS 2011—2015年的3轮调查中，受访者接受了认知能力的测试，本文在其中选取与记忆有关的模块。在这一部分，访员向受访者读出10个词语，要求受访者立即重复刚刚听到的词语，受访者可以按照任意顺序重复，每个正确词语得1分。大约十分钟之后，受访者被要求再次重复之前听到的10个词语，每个正确词语仍然记1分。本文将受访者两次回忆的结果加总，得到认知能力得分，介于0～20之间。在进行认知能力测试时不允许代答，所以本文删除了没有进行测试的个体。根据2011年和2015年的认知能力得分，可以计算这段时间受访者认知衰退的情况。根据前面关于被解释变量的定义，如果受访者认知衰退超过20%，取值为1，否则取值为0。本文没有选择认知得分的变化量(即2015年的认知得分减去2011年的认知得分)作为被解释变量，是因为在追踪调查时，受访者经过多次认知测试，认知得分可能会提高。此外，Bianco et al．(2013)使用欧洲健康、老龄化与退休调查(SHARE)发现，较大幅度的认知下降更能反映认知衰退的真实情况，因此本文选择20%这样一个比较高的临界值。在后面的稳健性检验部分，笔者调整临界值水平，发现本文的结论仍然成立。本文其他解释变量的定义如下：
年龄：根据受访者的出生年月以及2011年的受访时间，计算受访者2011年的年龄，并对年龄取对数。
教育程度：CHARLS没有提供受访者的教育年限，而是询问了受访者的最高学历，笔者根据受访者的最高学历将其教育程度分为小学及小学以下学历、初中学历、高中及高中以上学历三个等级，其中高中及高中以上学历为参照组。
初始认知水平：初始认知水平可能会影响认知退化的程度，笔者分别计算2011年男性和女性认知水平的中位数，如果受访者的认知水平低于对应组别的中位数，则初始认知水平较低，取值为1，否则取值为0。
此外，本文还控制了性别以及省份固定效应。在进行样本选取的过程中，笔者将年龄限制在45岁～75岁，并且删除了变量有缺失的观测值，最后得到的观测值为1 748个。
(三)变量的描述性统计
表2报告了主要变量的基本统计量。样本中的平均年龄接近59岁，其中女性占40%，32%的老年人在2011—2015年期间认知能力的衰退程度超过了20%。在退休方面，64%的人在2011年已经办理退休手续，对于这些人来说，截至2011年平均退休持续时间约为6.30年。此外，5%的人在2011-2015年期间办理了退休手续，经历了工作/退休的状态转换。
表2 变量的基本统计量
四、实证结果
(一)基本回归结果
表3报告了基本回归结果。在模型(1)中，除了跟退休有关的解释变量外，进一步控制了性别和年龄。估计结果表明，工作/退休状态转换的系数是负的，但是在统计上不显著，这说明2011—2015年办理退休不会立即导致认知能力的退化；退休状态的系数是负的，且在5%的水平上显著；退休持续时间的系数是正的，也在5%的水平上显著。综合来看，退休在短期内能够抑制认知功能的下降，但是长期来看，退休对认知能力有负面的影响，随着退休持续时间越来越长，认知衰退的概率逐渐增加。模型(2)在模型(1)的基础上进一步加入了期初的认知水平、受教育程度、婚姻状况，估计结果表明，工作/退休状态转换的系数仍然不显著，退休状态以及退休持续时间的系数估计值仅有微小的变化。模型(3)在模型(2)的基础上进一步加入了省份固定效应，三个与退休有关的变量的系数估计值也仅有微小的变化。根据模型(3)的估计结果，退休持续年数r_durationi,t-1提高1%，认知衰退的概率提高0.206个百分点：样本中已退休的个体的平均退休年数为6.3年，退休年数再增加1年对应大约16%的提高，这意味着认知衰退的概率会提高3.3个百分点。
表3 基本回归结果
注： ***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。括号中为性别—年龄层面的聚类标准误。
总之，三个与退休有关的变量的系数意味着，退休在短期内能够遏制认知衰退，这印证了“蜜月期”理论：退休的个体会选择从事因为工作原因而搁置的活动(如兴趣爱好)，与之前的工作相比，这些活动提供了新的认知刺激，有助于抑制认知功能的衰退。但是随着退休持续时间增加，认知衰退的概率越来越高。这可能是因为随着退休持续时间增加，原来的生活方式不再具有“认知挑战性”，此时为了遏制认知衰退，政府应该引导和帮助老年人接受新的认知刺激。
此外，表3还报告了Sanderson & Windmeijer (2016)推荐的多个内生变量情形时弱工具变量检验对应的一阶段F统计量，由于所有F统计量都远大于10，所以可以认为不存在弱工具变量问题。表3的最后一行报告了解释变量内生性的检验，p值的大小说明，可以在5%的显著性水平上拒绝3个与退休有关的变量是外生的假设。
为了进一步检验本文的工具变量是否与内生变量相关，表4报告了表3中模型(3)的第一阶段回归的结果。表4的第(1)列将工作/退休状态转换作为被解释变量，对所有外生变量做回归，估计结果表明，作为工作/退休状态转换的工具变量，trans_agei,t的系数是正的，且在1%的水平上显著。第(2)列将退休持续时间作为被解释变量，对所有外生变量做回归，估计结果表明，作为退休持续时间的工具变量，ln(1+yrs_from_ri,t-1)的系数是正的，且在1%的水平上显著。第(3)列将退休状态作为被解释变量，估计结果表明，retire_agei,t-1的系数是正的，并且也在1%的水平上显著。总之，第一阶段回归结果表明，本文的工具变量与内生解释变量存在统计显著的相关性。
表4 第一阶段回归
说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。括号中为性别—年龄层面的聚类标准误。其他控制变量包括：年龄的对数、性别、初始认知水平是否偏低、教育程度、婚姻状况、省份固定效应。
为了更直观地呈现退休对认知退化的影响，笔者根据表3模型(3)的估计结果，进一步画出了退休年数与认知能力下降之间的关系。如图3所示，退休一开始对认知衰退具有抑制作用，但是随着退休年数的逐渐增加，认知衰退的概率也不断增加。进一步的计算表明，在退休后3年内，退休对认知衰退有抑制作用，在退休大约3年～4年后，退休对认知的积极影响逐渐变为负面影响，此后，退休对认知的负面影响会一直延续下去。(7)具体计算过程为：根据表3第(3)列的基本估计结果，代入一个处于退休状态的个体(retirei,t-1=1且transi,t=0)，并将年龄等控制变量设为样本均值，然后根据系数估计值计算，当r_durationi,t-1取值为多少时，被解释变量的取值为0。最终的计算结果为r_durationi,t-1≈3.34。
图3 退休年数与认知能力下降的概率
(二)异质性分析
在全样本分析的基础上，笔者进一步按性别分组，分别估计退休对男性和女性认知能力的影响，为节约篇幅，本文没有报告其他控制变量的系数估计值。表5的分样本回归结果表明，整体而言退休对女性的负面影响小于男性。首先，工作/退休转换对女性的认知能力有积极影响，对男性的影响不显著。这可能是因为，一方面女性的法定退休年龄相对较低，在退休后仍有较大的精力从事退休前被工作挤占的活动，如跳广场舞等，即退休的“蜜月效应”在女性身上有更突出的体现；另一方面，由于传统角色定位，女性在退休后可能会立即投入到家务劳动或代际照料活动之中，在一定程度上抑制了认知能力的衰退。其次，退休持续时间对于男性和女性认知能力的影响都是负的，但是对于女性的负面影响低于男性，这可能也与前面提到的两个因素有关。本文的研究结论与雷晓燕等(2010)的结论比较一致，他们发现正常退休年龄退休对男性健康有负面的影响，但是对于女性没有影响，他们认为，健康对男性和女性的影响的异质性与中国传统的“男主外女主内”的家庭分工有关，女性在退休后会承担更多的家庭事务。封进和韩旭(2017)也为本文的结论提供了支撑，他们使用CHARLS数据发现，男性在退休后既不参加家庭照料，也不参与劳动的概率要明显高于女性。因此，与男性相比，女性在退休后仍然从事更多家庭照料、家务劳动等具有认知刺激功能的活动，导致对男性和女性的认知能力产生不同的影响。
表5 按性别分组的估计结果
说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。括号中为性别—年龄层面的聚类标准误。其他控制变量包括：年龄的对数、性别、初始认知水平是否偏低、教育程度、婚姻状况、省份固定效应。
五、稳健性检验
(一)调整年龄的函数形式
本文分析了退休年数与认知衰退的关系，为了将退休持续年数的效应识别出来，如何控制年龄的增加对认知衰退的影响至关重要。为此，前面的分析参考Bonsang et al．(2012)和Celidoni et al．(2017)做法，在模型中控制了年龄的对数。为了证实本文的结论对于其他年龄函数形式的设定仍然稳健，笔者逐步控制年龄的1次项至4次项。
如表6所示，随着笔者逐步在模型中控制年龄的1次项至4次项，估计结果与前面的分析基本一致，这说明本文的结论不依赖年龄的函数形式的设定。
(二)改变被解释变量的定义
在前面的分析中，笔者将被解释变量定义为认知能力下降20%，为了证实结论的稳健性，笔者依次将临界点调整至15%和25%，在本文的样本中，认知衰退超过15%和25%的比例分别为35.0%和29.5%。为方便比较，表7第(1)列对应临界值为20%的估计结果，第(2)列将临界值设定为15%，即如果认知能力下降至少15%，被解释变量取值为1，否则取值为0。估计结果表明，退休年数的系数仍然是正的，且在5%的水平上显著，退休状态的系数是负的，也在5%的水平上显著，说明分析结果与前面基本一致。第(3)列将临界值调整为25%，系数估计值仅有微小的变化，但是结论与前面的分析基本一致。这说明本文的分析结果对于被解释变量的不同定义是稳健的。
表6 调整年龄的函数形式
说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。括号中为性别—年龄层面的聚类标准误。其他控制变量包括：性别、初始认知水平是否偏低、教育程度、婚姻状况、省份固定效应。
表7 改变被解释变量的定义
说明：***，**，*分别表示在1%，5%和10%的水平上显著。括号中为性别—年龄层面的聚类标准误。其他控制变量包括：年龄的对数、性别、初始认知水平是否偏低、教育程度、婚姻状况、省份固定效应。
(三)删除非正常退休
在本文的样本中，有一部分受访者因为健康、工作性质等原因选择内退或者提前退休，由于他们的退休行为与正常退休年龄没有直接关系，所以本文的工具变量不能解释他们的退休行为。为此，笔者将内退、提前退休的受访者从样本中删除，表8报告了删除非正常退休后的估计结果，前面的结论仍然成立，即退休持续时间越长，认知衰退的概率越高。
(四)删除“退而不休”
我国的劳动力市场存在着“退而不休”的现象，一部分人办理退休手续之后，仍然回到劳动力市场就业(程杰，2014；张川川，2015)。根据本文的定义，这些人虽然处于退休状态，但是仍然从事具有认知刺激作用的劳动，将这部分人包含在样本中可能会影响本文的分析结论。为此，笔者将“退而不休”的观测值从样本中删除，表9报告了删除后的估计结果。估计结果表明，当笔者将临界值定义为25%，20%和15%时，退休年数的系数仍然显著，说明删除“退而不休”的观测值，本文的结论也基本成立。
表8 删除非正常退休
说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。括号中为性别—年龄层面的聚类标准误。其他控制变量包括：年龄的对数、性别、初始认知水平是否偏低、教育程度、婚姻状况、省份固定效应。
表9 删除“退而不休”
说明：***，**，*分别表示在1%，5%，10%的水平上显著。括号中为性别—年龄层面的聚类标准误。其他控制变量包括：年龄的对数、性别、初始认知水平是否偏低、教育程度、婚姻状况、省份固定效应。
六、结论及政策建议
近年来，随着我国老龄化的形势日益严峻，养老金支付面临着巨大的压力，为此，延迟退休作为一种应对策略，成为社会各界热议的话题。然而，延迟退休会对老年人的健康，特别会对心理健康产生什么样的影响，尚未引起国内学者足够的重视。
认知能力是心理健康的重要方面。认知能力的衰退会提高老年人对于长期照料的需求，加重社会的照料负担。本文基于以往的研究，探讨了退休对认知衰退的影响。与国内以往仅关注“退休状态”的研究相比，本文则不仅关注“退休状态”对认知能力的影响，更强调“退休持续时间”对认知能力的影响，明确区分了退休对认知能力的短期效应和长期效应，较为完整地刻画了退休影响认知能力的动态轨迹。这种研究设计的依据在于，个体在退休后会经历一段时间的“蜜月期”，从事一些因工作原因暂时搁置的活动，与之前的工作相比，这些活动提供了新的认知刺激，有助于抑制认知功能的衰退。但是随着退休持续时间的增加，退休生活方式不再具有“认知挑战性”，退休对认知能力的负面影响可能会逐步显现。
为了克服内生性问题，本文基于我国的退休年龄制度，使用工具变量法估计退休对认知的短期影响和长期影响。分析结果表明，退休在短期内对认知衰退有抑制作用，但是从长期看，退休对认知能力有负面的影响：在控制年龄的影响后，随着退休年数的增加，认知衰退的概率也逐渐提高。进一步的分样本分析表明，退休对男性的负面影响大于女性。这可能是因为，与男性相比，女性在退休后仍然从事更多家庭照料、家务劳动等活动，因此女性退休前后所接触的认知刺激的差别不大。此后，笔者通过调整模型的形式、改变被解释变量的定义、删减样本的方式进行稳健性检验，得到的结论基本一致。
本文通过区分退休对认知能力的短期影响和长期影响，更为全面地揭示了退休与认知功能的关系，既丰富了退休的健康效应等领域的研究成果，也为以往国内相关研究结论的不一致性提供了一种解释。
从政策的角度讲，本文的研究结论意味着，提高法定退休年龄能够缩短处于退休状态的年数，推迟认知衰退出现的时间，带来认知方面的“健康红利”，对于实现健康老龄化，降低长期护理支出负担具有重要的作用。针对已经退休的老年人，特别是退休年数比较长的老年人，政府应该引导和帮助他们接受多元化的认知刺激，如鼓励老年人积极参加社会活动，积极发展社区老年教育，引导开展读书、讲座、学习共同体、游学、志愿服务等多种形式的老年教育活动，引导他们选择积极充实的生活方式，延缓老年人的认知衰退。最后，在康养产业中，除了提供精神慰藉和生活照料，注重身体健康的康复和维护，还应该关注老年人的认知能力，通过为老年人提供多样化的认知刺激，减缓年龄老化对认知能力的负面影响。
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SHORT-TERM AND LONG-TERM EFFECTS OF RETIREMENT ON COGNITIVE ABILITY——The Health Dividend of Delayed Retirement
LIU Ya-fei1 LUO Lian-fa2
(1. Hubei University of Economics; 2. Wuhan University)
Abstract: In this paper, three waves of Chinese Health and Retirement Longitudinal Study (CHARLS) were used to investigate the relationship between retirement and cognitive decline and to explore the impact of delayed retirement on cognitive ability. The results suggest that retirement can inhibit cognitive decline in the short term, but has a negative effect on cognition in the long term. Specifically, retirement inhibit cognitive decline within 3 years after retirement, and the positive effects of retirement on cognition gradually turn negative about 3 to 4 years after retirement. The heterogeneity analysis by gender shows that the negative long-term effects of retirement on cognitive ability are more pronounced for men. The study reveals differences in the short-term and long-term effects of retirement on cognitive ability. From the perspective of policy, appropriate postponement of the statutory retirement age can shorten the duration of retirement and have a positive effect on the inhibition of cognitive decline, that is, delaying retirement can bring cognitive “health dividend”.
Key words: retirement; cognitive ability; mental health; health dividend
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