趙昕

（中南財經(jīng)政法大學 公共管理學院，武漢430073）

一、引言

我國正在快速進入老齡化社會。截至2019年末，60歲以上的人口數(shù)量已經(jīng)達到了2.54億，占整個人口比例的18.1%。而根據(jù)聯(lián)合國在2019年發(fā)布的《世界人口展望》預測，我國60歲以上老年人口將在2050年達到4.85億。關于老齡化問題帶來的種種挑戰(zhàn)，如養(yǎng)老、醫(yī)療和社會公共服務負擔加劇等，已然得到學術界足夠的重視。于是，發(fā)掘老年人力資源價值在中青年勞動力縮減的背景下便顯得尤為重要。而為了增加老年勞動力供給，除了逐步推行延遲退休政策落地以外，另一個則是促進退休老人再就業(yè)，從而獲得老年勞動人口的“二次紅利”。隨著我國人均預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，將避免勞動力資源處于閑置及浪費狀態(tài)，對于實現(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)生延遲退休的有機組成之一（張熠，2015），也是正確引導該類人群重返勞動力市場“發(fā)揮余熱”和實現(xiàn)“老有所為”的勞動價值的必要前提條件。諸多影響因素中，環(huán)境污染問題與居民的身心健康有著密切關系，并進而影響勞動者的勞動供給決策及效率。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)為對多種懸浮顆粒物含量超標情況的概括。其中PM2.5超標是霧霾天氣的主要致因。問題便是佐證。

過往研究中，較多學者已經(jīng)證實了空氣污染對勞動力供給行為的影響。首先，從勞動力供給數(shù)量角度來看，以二氧化硫為代表的空氣污染狀況對勞動力供給具有消極影響，并因地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模不同（李佳，2014）、性別差異和身份（勞動力流動類型）差異（朱志勝，2015）而具有不同影響，同時可以通過影響健康水平對勞動力供給產(chǎn)生負向沖擊，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勞動力供給具有負向影響，并通過影響勞動收入水平和勞動生產(chǎn)率進而對勞動力供給產(chǎn)生間接影響（徐鴻翔、張文彬，2017）；而以PM2.5為標準測量的環(huán)境污染程度的加深，也同樣會導致勞動供給時間的減少并引起額外的健康支出，這一點在工業(yè)污染較為嚴重的京津冀地區(qū)尤為明顯（謝楊等，2016）。

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

最后，從勞動力生產(chǎn)與配置效率的角度來看，空氣質(zhì)量的改善有利于降低企業(yè)勞動用工成本和提升員工勞動生產(chǎn)率，而不同收入水平的職工對于空氣質(zhì)量的要求具有差異性（沈永健等，2019），尤其對于提高管理、技術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）。

通過對相關文獻的梳理可以看出，多數(shù)學者使用宏觀層面數(shù)據(jù)探討了空氣質(zhì)量在影響勞動力供給行為過程中扮演的重要角色，且采用的空氣污染衡量指標多為客觀采集。然而，針對微觀勞動供給決策而言，多數(shù)學者并未區(qū)分主觀及客觀空氣污染。有鑒于個人對污染的主客觀評價常常因個體特征而產(chǎn)生偏差，因此主觀污染感知并非嚴格等用于客觀污染狀況，并且通常前者的影響更為直接，應予以單獨考察。此外，較少有涉及退出勞動力市場的這部分中老年勞動力群體，而該群體更易受到健康問題困擾，對于空氣污染更加敏感；同時，又無法輕易同勞動年齡人口一樣通過流動與遷移來實現(xiàn)更高質(zhì)量的就業(yè)匹配以規(guī)避空氣污染問題。另外，之所以未考慮達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)行為相對具有被動性，即多因缺少養(yǎng)老保障（經(jīng)濟來源）或養(yǎng)老保險繳費年限不夠而被動傾向于或選擇延續(xù)工作。如處于就業(yè)弱勢狀態(tài)且未繳納社保的農(nóng)民工群體，以及困于農(nóng)村地區(qū)的務農(nóng)工作者。此時討論影響他們再就業(yè)的主動影響因素缺乏實際意義。因此本文的主要著眼點在于明晰主觀空氣污染對退休人員再就業(yè)意愿的影響。

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

二、相關理論及假設提出

退休群體的再就業(yè)意愿與人力資本周期理論密切相關。較好的人力資本存量將引導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養(yǎng)老保險金不足的狀況，維持或適當提高生活質(zhì)量；抑或是延長回報時間，增加勞動供給時間，以達到彌補前期人力資本投資成本的目的（在高人力資本存量個體上尤為明顯）。然而，客觀空氣質(zhì)量的惡化無疑會影響個人身心健康，如臨床癥狀（Yang et al.,2013）、認知能力（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）。理性人在做出勞動供給決策前，會依據(jù)主觀空氣污染感知的加深從而增加個人對未來健康風險增加的預期，以及由此導致的未來維持健康水平費用的遞增（如醫(yī)療保健產(chǎn)品及服務）和勞動效率的預期降低。從結果來看，將降低當前時點進行勞動供給決定的凈收益現(xiàn)值。針對已處于退休狀態(tài)的中老年群體來說，凈收益現(xiàn)值將進一步得到降低。其原因在于，對比年輕或適齡勞動力來說，后者更可能采取流動和遷移的方式規(guī)避環(huán)境問題帶來的人力資本損失問題（但因生計問題，退出勞動力市場代價較大），而前者相對來說經(jīng)濟負擔和責任完成了代際過渡，因此更傾向于通過是否留在勞動力市場來對環(huán)境所致成本做出回應。另外一個重要原因是，目前國內(nèi)對于退休后再就業(yè)群體的勞動權益保障措施和辦法上尚且不明確2達到退休法定年齡并辦理退休手續(xù)后，不再適用于《勞動法》及《勞動合同法》等，勞動關系難以確認，出現(xiàn)糾紛時無法通過以上法律得到保護。，勞動者身份易被用人單位采取模糊處理，這將帶來未來工作風險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憂程度，并可能因此做出永久退出勞動力市場的決定。

除以上生理健康原因外，由于部分老年群體的再就業(yè)行為伴隨其自我價值實現(xiàn)動機和社會參與及融入需求，而勞動力市場的再回歸將有效促進該群體心理健康狀態(tài)的營造，提高該群體的幸福感和獲得感，從而推進健康和積極老齡化（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，對勞動者產(chǎn)生較強的心理負向效用帶來心理疾病發(fā)病概率的提升（Chen et al.,2018），并降低幸福感（葉林祥、張尉，2020；儲德銀等，2017）。因此可能部分抵消社會參與等對退休群體再就業(yè)的拉動作用，降低心理增益效用獲得預期，進而降低其再就業(yè)意愿。

基于此，做出本文第一個基本假說：主觀污染感知的增強將導致再就業(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代的諸多便利。其中，各類空氣質(zhì)量實時監(jiān)測結果（如AQI指數(shù)及空氣質(zhì)量評級）已通過多種載體，如電視直播、手機及電腦軟件應用等接入到居民日常生活之中。民眾主動或被動接受這類環(huán)境信息，并受其影響改變自身風險認知，最終采取相對應的應對策略（徐戈、李宜威，2020；徐戈等，2017）。而對于退休群體來說，永久退出勞動力市場便是策略之一。我國將空氣質(zhì)量分為了六個等級，依次從優(yōu)到嚴重污染，成為大眾能從各信息來源獲得的最便捷且直觀的空氣污染評級結果3該指數(shù)為自2012年3月發(fā)布的空氣質(zhì)量評價標準，通過六個主要污染物監(jiān)測而得到，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)一的評價標準呈現(xiàn)。按不同指數(shù)又可分為六個等級，依次是一級優(yōu)（0-50）、二級良（51-100）、三級輕度污染（101-150）、四級中度污染（151-200）、五級中度污染（201-300）以及六級嚴重污染（300+）。。顯然，空氣質(zhì)量指數(shù)AQI較難受到人為操縱，在等級劃分處兩側(cè)對應的實際污染程度差別不大，但個體會因兩側(cè)等級躍遷而產(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，這為進一步討論主觀空氣污染感知對退休群體再就業(yè)意愿這一論題提供了新的角度。

因此，本文提出的第二個基本假說為：空氣質(zhì)量評級的降級現(xiàn)象將導致再就業(yè)意愿的顯著下降。

最后，已有研究證明，面對相同的外部風險狀況，不同個體特征的人的主觀評價和感知是具有偏差的（葉林祥、張尉，2020；王玉君、韓冬臨，2019）?？陀^現(xiàn)實需要以主觀感知作為載體，才能真正影響到微觀個體行為。其中，部分特征，如感知能力、性別、受教育程度、年齡和社會及國家認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，可以預見，處于相同污染程度背景的不同個體會呈現(xiàn)出相異的污染感知狀況，并進而影響其再就業(yè)意愿。

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

三、數(shù)據(jù)說明及研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

所用數(shù)據(jù)來自中山大學社會科學調(diào)查中心開展的“2016年中國勞動力動態(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29個省市及自治區(qū)。本文根據(jù)研究需要以目前處于無業(yè)狀態(tài)，且領取養(yǎng)老保險金作為識別變量篩選出已退休人群。在剔除核心變量缺失和無效樣本后，共保留1173個有效樣本。

（二）變量選擇及描述統(tǒng)計

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)查時點的待業(yè)的退休人員當前工作意愿為依據(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，反之則沒有。后者主觀偏差度用以反映個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（標準化后）與客觀污染指數(shù)（標準化后）之差4標準化方法為（觀測值-均值）/標準差。。

核心解釋變量為主觀污染感知，并輔之以客觀空氣質(zhì)量。前者來自家庭問卷中對問題“您家居住的地方，空氣污染的嚴重程度如何”的自評得分，其值越高，表明污染問題愈發(fā)嚴重。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)量的標準，該指標由官方統(tǒng)計且具有全面性，同時是空氣質(zhì)量分級的依據(jù)。由于樣本中的調(diào)查時點集中在2016年夏季，同時也為避免因季節(jié)原因?qū)е碌目諝赓|(zhì)量結構性變動，因此選取2016年6至8月共三個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)來自于空氣質(zhì)量在線檢測分析平臺中的歷史數(shù)據(jù)，網(wǎng)站地址為https://www.aqistudy.cn/。，并與個體進行匹配6所在城市來自CLDS2016市區(qū)編碼CITY。，最終實現(xiàn)較為精準的覆蓋7共匹配97個地級市（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）、收入及個人健康狀況（冉東凡、呂學靜，2020）、社會保障（主要為養(yǎng)老和醫(yī)療保險）力度（王兆萍、王典，2017）、性別、戶籍和配偶陪伴等。同時對互聯(lián)網(wǎng)使用狀況8來自家庭層面，并與個人進行匹配。加以考慮，已有研究證實了互聯(lián)網(wǎng)的介入對于積極老齡化和老年人社會參與的正向引導作用（靳永愛、趙夢晗，2019）。此外，代際支持也是近年來的熱點問題（彭爭呈、鄒紅，2019），本文通過是否為兒女買房或買車來體現(xiàn)父代對子代的代際支持狀況9實際情況還包括子代對父代的代際支持，然而CLDS2016中并沒有相關問題。。

表1 主要變量統(tǒng)計描述（N=1173）

通過對主要變量的描述統(tǒng)計可知，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)且處于無業(yè)狀態(tài)的勞動者，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)療保險和養(yǎng)老保險一定程度上具有捆綁性，因此參與醫(yī)療保險的比例很高（91.9%）。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用比例也同樣較高（75.5%）?？諝馕廴痉矫妫陀^平均空氣質(zhì)量指數(shù)約為74.48，處于良級評定。其具體評級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)量評級覆蓋從優(yōu)至輕度污染，多數(shù)處于良級評定（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關系，符合經(jīng)驗預期。

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

（三）估計策略

本文的基準回歸為探討主觀污染感知對退休群體再就業(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模型進行分析已驗證假說1?；拘问饺缦拢?/p>

式（1）中，i表示第i個退休者，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表示對被解釋變量可能產(chǎn)生影響的第i個退休者的變量組（包括核心變量如空氣污染感知），α和βi為待估參數(shù)。對式（1）進行變換，并對就業(yè)意愿出現(xiàn)與否的概率之比取對數(shù)，可以得到如下函數(shù)形式：

更進一步的，為佐證空氣污染感知對再就業(yè)意愿的影響關系，參考儲德銀等（2017）年的做法，利用空氣質(zhì)量評級在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。，即評級從優(yōu)轉(zhuǎn)變?yōu)榱歼@一事實，采用精確斷點回歸方法，以驗證本文假說2。具體為將取值劃分為兩段，以中間點為臨界點，左（右）側(cè)為對照組（處理組）。形式如式（3）：

其中，di為處理變量，AQI為驅(qū)動變量。為識別和估計在截斷點被解釋變量的跳躍程度，構建以下方程：

最后，本文將發(fā)掘造成個體主觀污染感知相對客觀事實的偏離現(xiàn)象的致因。主觀偏離度D的絕對值越大，代表個體主觀污染感知相對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D大于零時，表明高估了污染現(xiàn)狀，反之則為低估。此時將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模型分析導致退休者高估空氣污染的因素。如式（5）所示：

為了進一步分析各因素對于偏離程度的影響，可采用如式（6）設定，并進行OLS模型分析：

其中，Di和Xi表示第i個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為隨機誤差項。

四、實證分析

（一）主觀污染感知對退休再就業(yè)意愿的影響

根據(jù)上文對式（1）的設定，表（2）對回歸結果進行了匯報?？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帶來就業(yè)意愿的顯著下降，模型（2）加入其他變量后，結論不變。當以模型（2）結果作為本文基準回歸時，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單位，就業(yè)意愿相對降低約17.3%。隨后使用客觀空氣質(zhì)量替代主觀感知進行回歸后，模型（3）及（4）證明該結論保持不變，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）進一步使用左歸并回歸進行檢驗，結論保持與之前一致。以上結果證實了本文的假說1。

表2 主觀污染感知、客觀空氣質(zhì)量對退休再就業(yè)意愿的影響

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

究其原因，污染感知的增強將提高老年群體對未來處于高風險工作環(huán)境可能的預期，并帶來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)過程中尚不健全的勞動權益保障和較大的維權成本，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力市場的應對決策。不同于處于勞動年齡的群體，領取著退休金的老年群體，從原先收入導向的工作方式轉(zhuǎn)變?yōu)閷Ω呱钯|(zhì)量和更健康生活方式的追求，可能呈現(xiàn)出對外部空氣污染更高的敏感度。可見，空氣污染狀況的惡化將不利于引導退休群體重返勞動力市場以實現(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，年齡的增長及家庭經(jīng)濟狀況的改善將降低再就業(yè)意愿。這與現(xiàn)實狀況較為一致。隨年齡增長，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，理性人將會打消再就業(yè)的念頭。而良好的家庭經(jīng)濟支持將避免老年群體因收入不足而產(chǎn)生被動再就業(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的就業(yè)意愿，但因缺失對該群體就業(yè)意愿的觀測值（因為就業(yè)意愿只針對未就業(yè)者進行了調(diào)查，就業(yè)者無意愿一說），從而武斷地篩除這部分群體將可能導致空氣污染感知對就業(yè)意愿的參數(shù)估計結果有偏。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行估計。此外，為滿足排他性約束，結果方程的自變量集合應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中國成人標準為（18.5，23.9），該變量是常被用于間接測量健康水平的客觀指標，且與老年人退而不休有著直接關系。，通過在主回歸方程中加入一階段選擇方程（是否再就業(yè)）的方法來更為準確地估計影響系數(shù)，或考察這種自偏誤是否嚴重。利用與前文相同的變量定義進行篩選后共保留退休人員樣本1735個，其中仍處于工作狀態(tài)的有575個，約占總體的33.1%。具體回歸結果如表（3）所示：

表3 主觀污染感知對退休再就業(yè)意愿的影響：Heckprob兩階段模型估計結果

估計結果顯示，對兩階段模型殘差項的相關系數(shù)的似然比檢驗在5%的水平下顯著，證明樣本存在選擇性偏誤問題。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再就業(yè)意愿的負向作用效果顯著下降，但仍在10%的水平下通過了顯著性檢驗?？梢姳疚牡幕窘Y論較為穩(wěn)健。

（二）空氣質(zhì)量降級與退休再就業(yè)意愿

根據(jù)前文設定，本文根據(jù)空氣質(zhì)量指數(shù)AQI在斷點51左右兩側(cè)的分級不同現(xiàn)象，來進一步探究由于空氣質(zhì)量降級可能帶來的主觀污染感知變動與退休群體再就業(yè)意愿之間的關系。如表（4）中列（1）所示，使用最優(yōu)帶寬（±2.84）及默認的三角核進行精確斷點回歸，可知局部Wald估計值為負，并在1%水平下顯著。加入?yún)f(xié)變量后，估計量仍在5%的水平下呈現(xiàn)顯著負向影響。該結果在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)出相同結果，猜測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）的樣本過少，從而導致估計結果不顯著。

表4 空氣質(zhì)量降級對退休再就業(yè)意愿的影響

為對斷點回歸的設定進行檢驗，需判斷協(xié)變量在斷點處的條件密度是否存在跳躍。結果證實除年齡外，所有協(xié)變量的條件密度函數(shù)在斷點處都為連續(xù)的12限于篇幅問題，此處回歸結果不再展示，但備索。。進一步的使用McCrary（2008）的方法檢測驅(qū)動變量（AQI）在斷點處的連續(xù)性，以識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)計算=0.5724，標準誤為0.2845，因此可以接受該變量的密度函數(shù)在斷點51處連續(xù)的假設，即不存在人為干預。如圖（2）所示也可看出，斷點兩側(cè)密度函數(shù)估計值的置信區(qū)間具有重疊，因此密度函數(shù)在斷點兩側(cè)不具有顯著差異。

圖2 月均AQI密度函數(shù)分布圖（斷點處）

綜上討論可知，城市層面空氣質(zhì)量評級的降級現(xiàn)象將抑制退休群體的就業(yè)意愿。假說2基本得以證實。盡管客觀空氣污染程度的難以量化，但是空氣質(zhì)量評級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，極易為退休群體所吸納，并將潛移默化的影響該群體對空氣污染的主觀感知?？諝赓|(zhì)量的改善，將調(diào)整退休者對未來再就業(yè)收益及成本的評估，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。以上結論的發(fā)現(xiàn)為城市管理者重視空氣污染分級在影響勞動者感知端方面發(fā)揮的作用提供了實證經(jīng)驗，同時也為城市著力創(chuàng)建國家環(huán)境保護模范城市等提供了價值依據(jù)。

（三）空氣污染主觀偏離的影響因素探究

根據(jù)前文設定，表（5）匯報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，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果

從回歸結果可知，涉及物質(zhì)資本的相關變量，如經(jīng)濟狀況的改善（退休金的增加、家庭經(jīng)濟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子女的投資在當前或未來產(chǎn)生的現(xiàn)期或預期收益，是對經(jīng)濟基礎的補充。除此之外，從個體特征及人力資本的相關變量來看，男性、學歷較高者、農(nóng)村戶口持有者以及健康狀況較好的群體對于客觀污染狀況更加樂觀（如列2所示）。由此可見，相對處于弱勢地位且資本存量不足的個體更易主觀夸大污染程度，表現(xiàn)出對空氣污染更高的敏感度。直接造成的結果是，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。與之對立的群體則更可能重返勞動力市場以實現(xiàn)勞動價值。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)，并使退休者對污染現(xiàn)狀保持更加悲觀的態(tài)度?？梢娦畔⑶赖臄U展對于公眾的感知端影響較大，相比不接觸網(wǎng)絡的群體，互聯(lián)網(wǎng)使用者對環(huán)境問題更加關注。而模糊甚至錯誤的網(wǎng)絡信息可能引導這部分群體過分夸大污染現(xiàn)狀，對于營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，并在信息平臺維護城市綠色環(huán)保形象尤為重要，這也回應了上一節(jié)對于空氣質(zhì)量分級的討論。

五、結論及建議

本文利用2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查考察了空氣污染感知與退休群體再就業(yè)意愿之間的關系。研究發(fā)現(xiàn)：第一，主觀空氣污染感知的加重將會降低退休再就業(yè)意愿，核心變量替換為客觀空氣質(zhì)量指數(shù)后，該結論不變。第二，設計斷點回歸模型，檢驗了空氣質(zhì)量評級的降級現(xiàn)象（城市層面從優(yōu)至良）將顯著降低退休再就業(yè)意愿，進一步佐證了本文基本觀點。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)濟狀況和退休金數(shù)額等）更易低估空氣污染現(xiàn)狀。同時，較高物質(zhì)資本（家庭經(jīng)濟狀況）、人力資本（如學歷和健康狀況等）存量和就業(yè)議價相對強勢（男性）的退休群體的主客觀空氣污染偏離度較低，即更易對污染現(xiàn)狀保持樂觀。然而，互聯(lián)網(wǎng)的使用將導致對空氣污染現(xiàn)狀的普遍高估，并使偏離程度加重（更加悲觀）。

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

有關針對本文結論的建議和啟示也較為明確，一是相關部門應在著力改善當?shù)乜諝赓|(zhì)量的同時，重視勞動者在感知端的建設工作，尤其是對于污染及健康問題較為敏感的老年退休群體，以減少空氣污染對退休者再就業(yè)的擠出效應。這既有利于引導人力資源的充分利用，緩解社會養(yǎng)老壓力，同時也為漸進式延遲退休政策的實施，及其帶來的老年勞動供給潛力的有效釋放提供間接幫助。二是注意空氣質(zhì)量分級現(xiàn)象在污染感知端的重要引導作用，作為日常生活中較易接觸到的環(huán)境評價指標，在影響勞動者認知進而左右其勞動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，對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。以上結論也側(cè)面證實了努力打造城市環(huán)境友好形象對于老年勞動力供給的有力支持作用和意義。三是認識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。如處于再就業(yè)支持更強的群體（包括物質(zhì)財富及個體素質(zhì)等方面支持）所表現(xiàn)出的對于空氣污染的樂觀傾向，并可能表現(xiàn)出更強烈的再就業(yè)意愿。這也從側(cè)面說明了，這一部分群體更易感知到客觀環(huán)境改善對自己帶來的好處，弱化空氣污染帶來的就業(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源。因此，社會及政府應對這部分退休群體予以額外重視，完善相關配套政策，推動其實現(xiàn)“老有所為”，最終達到滿足老年群體價值訴求的目的，并同時直接或間接地為社會和經(jīng)濟創(chuàng)造效益。