健康对流动老年人口经济参与的影响研究

周平梅 原 新

一、研究背景及意义

人口是经济社会发展的基础性、全局性、长期性和战略性因素。人口老龄化是21世纪的中国不可逆转的人口格局，是中国谋划高质量发展的新人口国情。21世纪以来，人口城镇化快速发展，人口老龄化和流动迁移双重变迁，中国流动人口中的老年人口规模和比重均不断上升，流动人口经济参与的年龄结构正在发生变化。以中国法定退休年龄的上限值男性60岁和女性55岁作为老年人口的界定标准，由第六次普查资料和2015年1%人口抽样调查数据推算，2000—2015年，60岁及以上男性和55岁及以上女性老年人口规模由1.5亿人增至2.6亿人，占总人口比重由12.3%增至18.9%；城镇化水平由36.2%升至56.1%；全国流动人口规模由1.02亿人增至2.47亿人，占总人口比重由7.6%增至18.0%；流动人口中的老年人口规模由503万人增至1304万人，年均增长6.6%，占流动人口的比重由4.9%升至5.3%(1)国家卫生健康委员会:《中国流动人口发展报告2018》，北京:中国人口出版社，2018年。。伴随着总人口和流动人口的双重快速老龄化，以及劳动年龄人口数量进入下降通道，流动老年人口的经济参与已然成为新时代人力资源开发的重要组成部分。健康是促进和保证老年人口空间流动及经济参与活动的基础。探索健康与流动老年人口经济参与之间的关系，对于在健康中国视域下推进健康老龄化，开发流动人口中的老年人力资源，以及积极应对人口老龄化而言具有重要意义。

二、概念廓清与研究综述

(一)概念廓清

一是流动老年人口，“国家法定的企业职工退休年龄是男年满60周岁，女工人年满50周岁，女干部年满55周岁。从事井下、高温、高空、特别繁重体力劳动或其他有害身体健康工作的，退休年龄男年满55周岁，女年满45周岁，因病或非因工致残，由医院证明并经劳动鉴定委员会确认完全丧失劳动能力的，退休年龄为男年满50周岁，女年满45周岁”(2)国家人力资源和社会保障部：《关于制止和纠正违反国家规定办理企业职工提前退休有关问题的通知》[EB/OL].[1999-03-09]. http://www.mohrss.gov.cn/gkml/zcfg/gfxwj/201407/t20140717_136210.html.。据此，文章依据国家法定退休年龄的上限值，把流动老年人口定义为流动人口中男性60岁及以上和女性55岁及以上的人口数量之和。法定退休年龄只是针对城镇就业人口的制度安排，不包括农村从事农业生产的劳动者。

二是流动老年人口的经济参与，是指流动老年人口从事获取工资性收入的劳动参与活动，既包括自雇和他雇，也包括正式就业和非正式就业，但是不包括家务劳动、家庭照料以及无酬的志愿者活动等。

(二)研究综述

衡量健康的指标一般分为主观和客观两类，自评健康是典型的主观衡量指标；常用的客观衡量指标主要包括死亡率、平均预期寿命、身体质量指数(BMI指数)、日常生活活动能力(ADL)、工具性日常生活活动能力(IADL)等。

第一，健康与劳动年龄人口的经济参与。健康影响劳动年龄人口进入劳动力市场的可能性、工作周期长短和工资性收入的增减(Pelkowski & Berger, 2004；Thomas, 2006)(3)Pelkowski. J. M., Berger. M. C.“ The Impact of Health on Employment, Wages, and Hours Worked over the Life Cycle”，Quarterly Review of Economics and Finance, 2004，pp. 102-121.(4)Thomas, D., et al. “Causal Effect if Health on Labor Market Outcomes: Experimental Evidence”, Working Paper: California Center for Population Research, 2006.。健康与经济参与整体显著正相关，但健康衡量指标的不同会影响显著性程度和相关系数大小(王建国，2011；刘生龙、李军，2012；魏宁、苏群，2013)(5)王建国：《中国居民健康对劳动参与的影响—基于多维健康指标的实证分析》，《北京科技大学学报(社会科学版)》2011年第1期。(6)刘生龙、李军：《健康、劳动参与及中国农村老年贫困》，《中国农村经济》2012年第1期。(7)魏宁、苏群：《健康与农村劳动力非农就业参与——基于联立方程模型的实证研究》，《农村经济》2013年第7期。。健康对不同年龄段人口、不同性别群体和不同城乡群体的经济参与也具有不同影响，尤其对于流动人口而言，遇到健康问题就医不及时会影响其经济参与的健康基础，不利于劳动供给(王金营等，2014)(8)王金营、李竞博、石贝贝、曾序春：《医疗保障和人口健康状况对大城市劳动供给影响研究——以深圳市为例》，《人口与经济》2014年第4期。。

第二，健康与老年人口的经济参与。人口老龄化持续加深的背景下，劳动年龄人口数量和比重下行压力明显，开发老年人力资源，提高老年人口经济参与，成为纾解劳动力资源收紧压力的重要途径。而健康日益成为影响老年人口继续经济参与活动的主要因素(Anderson & Burkhauser, 1984)(9)Anderson K.H., Burkhauser R.V. “The Importance of the Measure of Health in Empirical Estimates of the Labor Supply of Older Men ”,Economics Letters, 1984,pp.375-380.，健康能够显著影响退休时间的选择，不同健康衡量指标的影响存在明显差异(Kerkhofs & Lindeboom，1999)(10)M. Kerkhofs, M. Lindeboom. “Retirement, financial incentives and health ”,Labour Economics,1999, pp.203-227.。健康状况对45岁以上中老年人口的劳动参与有显著的正影响(田艳芳，2010)(11)田艳芳：《中国中老年人的健康状况对劳动参与的影响》，《山西财经大学学报》2010年第3期。；通过研究老年人口退休后5年内进入劳动力市场的情况发现，健康对低龄退休老年人口重新进入劳动力市场影响显著，老年人口健康状况的改善能够促使劳动参与率提升10%(方涛、易润，2015)(12)方涛、易润：《城市退休低龄老年人健康状况对自身劳动参与的影响—基于中国健康与养老追踪调查问卷数据》，《南方人口》2015年第2期。；就业意愿受健康状况影响，身体不健康会削减城市老年人就业的热情(陆林、兰竹虹，2015)(13)陆林、兰竹虹：《我国城市老年人就业意愿的影响因素分析——基于2010年中国城乡老年人口状况追踪调查数据》，《西北人口》2015年第4期。。健康对老年人口劳动参与的影响表现出城乡、性别和年龄的异质性。通过分析2005年全国1%人口抽样调查数据发现，良好的健康状况能够提高老年人口，尤其是农村老年人口参与劳动的可能性(张文娟，2010)(14)张文娟：《中国老年人的劳动参与状况及影响因素研究》，《人口与经济》2010年第1期。；健康状况恶化会降低农村、男性、高龄组的劳动参与，健康状况的改善会增加城镇、女性、低龄退休老年人口劳动供给(童玉芬、廖宇航，2017)(15)童玉芬、廖宇航：《健康状况对中国老年人劳动参与决策的影响》，《中国人口科学》2017年第6期。。除健康因素外，老年人口劳动参与还会受到家庭和社会等因素影响，子女个数的增加会提高老年人口再就业的可能性(于丽等，2016)(16)于丽、马丽媛、尹训东、Belton Fleisher：《养老还是啃老？—基于中国城市老年人的再就业研究》，《劳动经济研究》2016年第5期。，获得子女的经济支持会显著降低老年人口的经济活动参与(吴敏，2016；彭青云、朱晓，2017)(17)吴敏：《农村老年人劳动参与意愿的经济因素分析》，《人口与发展》2016年第2期。(18)彭青云、朱晓：《影响城市老年人经济活动参与的家庭因素分析》，《人口与发展》2017年第3期。；在不完全市场上，社会健康支出和社会保险等社会经济保障因素会影响老年人口的退休决策(Rust & Phelan，1997)(19)John Rust，Christopher Phelan，“How Social Security and Medicare Affect Retirement Behavior in a World of Incomplete Markets”， Econometrica, 1997，pp.781-831.。

第三，流动老年人口的经济参与。农业户籍流动老年人口的劳动参与率高于非农户籍老年人口，而经济困难是他们选择继续就业的主要因素之一(王世斌等，2015)(20)王世斌、申群喜、王明忠：《比较视角下流动老年人社会参与的实证研究》，《南方人口》2015年第5期。。在流动老年经济参与人口中，低龄老年人口流动的主要原因仍然是务工，高龄流动老年人口自营职业更为突出，政策上对流动老年人口健康状况的关注度不高(杨菊华，2018)(21)杨菊华：《流动时代中的流动世代:老年流动人口的多维特征分析》，《人口学刊》2018年第4期。。

综上，健康对劳动年龄人口和老年人口的经济参与均至关重要，流动人口中的老年经济参与者兼有地理空间的流动性和继续参与经济活动的双重特点，健康不仅影响流动老年人口的流动决策，同时也影响其经济参与决策。文章旨在分析健康与流动老年人口经济参与之间的关系，探索其内在的联系和互动机制，为有效开发老年人力资源，鼓励老年人口延长经济参与时间提供基础依据。

三、数据选择与模型设定

文章使用2017年原国家卫生计生委的流动人口动态监测调查数据。调查对象为在流入地居住一个月以上、非本区(县、市)户口且年龄在15周岁及以上的流动人口；调查采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样，各个省级行政单位的样本量配比分7个等级，调查获得实际有效样本量为169989人。文章在有效样本总量中，剔除缺失值和异常值，最终选取男性60岁及以上、女性55岁及以上有效样本8013个，其中，有经济参与活动的流动老年人口样本2821个，无经济参与活动的流动老年人口样本5192个；样本数据中包含乡城流动和城城流动两种流动类型，其中，乡城流动的农业户籍样本4799个，城城流动的非农业户籍样本3214个。

文章主要关注健康状况如何影响流动老年人口经济参与的概率，因此将健康状况从个体人口学因素中剥离出来，在控制其他个体人口学因素、经济因素、流动因素，以及地区因素的基础上，构建Probit计量模型，探讨个体健康对流动老年人口经济参与的影响：

Pr(Epi=1)=f(α0+βHi+α1Pi+α2Ei+α3Mi+μi)

其中，Epi为流动老年人口i经济参与状态的0—1变量，根据微观数据特点，选择调查问卷中“您今年(调查时点为2017年5月)‘五一’节前一周是否做过一小时以上有收入的工作？(包括家庭或个体经营)”作为衡量流动老年人口继续参与经济活动的标准，“是”为1，“否”为0。

Hi代表健康状况，是主要解释变量。用“自评健康状况”“慢性病状况”以及“一年内生病或者受伤情况”三个指标衡量。其中，“自评健康状况”直接影响劳动力个体的经济参与活动，是衡量健康状况的核心指标；“慢性病状况”和“一年内生病或者受伤情况”暂时或者间歇性影响经济参与活动，是衡量健康状况的辅助指标。

Pi为人口学因素，包括性别、年龄、婚姻状况、户籍性质，工作经验等指标。农村老年人口的劳动参与率高于城镇老年人口，男性老年人口的劳动参与率高于女性老年人口是普遍规律，因此，把流动老年人口经济参与活动中的户籍差异和性别差异作为模型中的主要人口学指标。

Ei是经济因素，包括家庭和社会两个维度，用家庭年收入的对数、在老家是否有承包土地、流入地家庭是否存在经济性困难、流入地的自购房情况以及家庭同住子女数情况作为衡量家庭经济状况的指标；选择是否参加医疗保险作为衡量社会经济状况的指标。依据就业理论和消费理论，经济状况是影响人口劳动参与决策的重要因素。一般而言，劳动力进入老年期后其消费型人口特征明显，劳动就业阶段经济积累和社会经济支持的差异也是影响老年人经济参与的重要因素；对流动老年人口而言，流动成本(包括流入地的家庭经济和住房情况等)也会增加其经济压力。

Mi表示流动因素，主要涉及流动时间和居留意愿等。通常而言，人口的流动主要是为了参与就业并获取收益，流动时间越长表明在流入地工作时间越长，在流入地扎根越稳定，对流入地就业市场的依赖性越高，就业粘性增加；居留意愿越强，所需要的经济基础越高，受我国户籍制度和城乡二元结构的影响，有居留意愿的流动人口需要更好的经济条件作为支撑，为实现居留目标，会提高劳动参与率，增加经济参与活动。

各类变量的统计学特征表述如表1所示。

表1 变量的描述性特征

四、实证结果

(一)健康是流动老年人口经济参与的关键性因素

第一步，将三类健康指标与流动老年人口经济参与进行Probit回归(表2)，全样本中自评为健康、无慢性病、未患病或负伤三类健康衡量指标对流动老年人口经济参与的影响均在1%水平上显著，其他控制变量的估计结果均在不同程度上显著。回归结果显示，自评为健康对流动老年人口经济参与的影响最大，模型1中显示，自评为健康的流动老年人口经济参与概率比自评为不健康者高16.1%，无慢性病的流动老年人口经济参与概率比有慢性病者高4.3%，在过去一年内未患病或负伤情况的流动老年人口经济参与概率比有患病或负伤情况者高2.5%。

表2 三类健康指标对经济参与的Probit回归结果

第二步，将三类健康指标分别与被解释变量进行回归，发现健康状况良好与流动老年人口经济参与始终表现为显著正相关，发生概率均出现上升趋势，模型2显示，自评为健康的流动老年人口经济参与概率比自评为不健康者高17.7%；模型3显示，无慢性病的流动老年人口经济参与概率比患慢性病者高6.8%；模型4显示，过去一年内未患病或负伤的流动老年人口经济参与概率比有患病或负伤情况者高4.8%。

不同健康评价指标与经济参与相关程度差异的解释：其一，自评健康是老年人口的主观感受，也是他们决定是否继续参与经济活动的自我评判标准，一旦自我认知身体不健康且判断为不能胜任经济活动，就会自动退出；其二，高血压和糖尿病是典型的慢性病，具有病程周期长、疾病表现缓慢加重、对身体机能损害逐渐加剧的特点，犹如温水煮青蛙，患病早期的身体反应较弱，各类活动受限不明显，再加上流动老年人口的健康体检经历少，对慢性病危害的认知和预防措施较差，患病后的治疗滞后，所以，慢性病对流动老年人口经济参与影响的敏感性显著弱化；其三，受收入条件和医保制度的制约，“大病熬、小病扛”是很多流动老年人口，尤其是农村流动老年人口对待患病的基本态度，普通的伤病或疾患难以成为流动老年人口退出劳动市场的理由，因此其对经济参与的敏感性进一步减弱。总体评价，健康与否是影响流动老年人口是否进行经济参与的关键因素。

基于三类健康因素与流动老年人口经济参与的敏感性，继续选取流动老年人口自评健康作为进一步细化分析的指标，从分城乡和分性别的维度探析内在差异。

(二)自评健康是流动老年人口经济参与的决定性因素

分城乡户籍、分性别考察自评健康与流动老年人口经济参与的关系发现，自评为健康与流动老年人口经济参与均表现为显著正相关(表3)。

表3 自评健康对流动老年人口经济参与的Probit回归结果

第一，分户籍考察，农业户籍流动老年人口自评为健康者的经济参与概率比自评为不健康者高21.6%，非农业户籍流动老年人口自评为健康者的经济参与概率比自评为不健康者高8.9%。历次人口普查数据显示，城镇老年人口的劳动参与率始终显著低于农村老年人口。其一，受城乡二元结构的影响，城镇老年人口的收入水平更高，社会保障水平更完善，自我健康和保健意识更强，医疗健康服务的可及性和质量更好，健康状况优于农村老年人口，当健康状况开始变差时城镇老年人口会先选择退出劳动力市场；其二，城镇人口正式就业比例更高，受法定退休年龄的影响较大，而农村老年人口通常以身体健康状况作为退出劳动力市场的决策要素，农村老年人口退出劳动参与的实际年龄一般高于城镇老年人口。在流动老年人口中，乡城流动人口仍旧具备农村老年人口的特质，如收入较低、吃苦耐劳、节俭消费、家庭至上、健康意识淡薄等；城城流动老年人口具备城镇老年人口的基本特征，所以，健康对流动老年人口的经济参与存在户籍差异。

第二，分性别考察，自评为健康的男性和女性流动老年人口的经济参与概率显著高于自评为不健康者，且男性的显著程度高于女性。这种性别差异主要受到男女社会分工的影响，“男主外、女主内”“男性是家庭顶梁柱”的传统思想根深蒂固，虽然当今社会女性社会化程度不断提高，但相较男性社会角色的单一性而言，女性社会角色多元化的特点更加显著，一旦家庭角色与社会角色产生冲突，社会舆论及女性自身皆会倾向于回归家庭(尤其是农村女性)，女性参与经济活动的健康依赖度会下降。因此，在同等健康水平下男性流动老年人口的经济参与概率会显著高于女性。

第三，加入其他控制变量考察，随着年龄的增加，流动老年人口选择经济参与的意愿和概率显著下降，年龄与经济参与呈负相关关系；流动老年人口的家庭同住人口数对经济参与的影响为负，家庭成员每增加1名，流动老年人口的经济参与概率降低4%左右；在流入地家庭存在经济性困难和无自购房会显著增加流动老年人口的经济参与概率，其中无自购房者的经济参与概率更高，受“家”观念的影响，住房在中国人生活中的意义重大，大多数人一生都在为拥有“自有住宅”而奋斗，尤其对流动老年人口而言，拥有住房就意味着在流入地有了归属感，人生奋斗目标基本达到一定高度，在经济条件基本满足的情况下，更加倾向于进入老年安养期，继续工作的动机会显著下降。流动时间越长的老年人口的经济参与概率越高，但是影响程度较低。

二值选择模型时常会遇到内生性问题，健康状况与经济参与在一定程度上存在互为因果的关系，适度的经济参与活动能够促进老年人口健康状况改善，但高强度的经济参与活动会损害老年人口经济参与的持续性和质量，尤其是人力资本存量较低的农业户籍流动老年人口，多从事脏、累、险、重的工作，健康受损明显。这种内在因果关系会导致模型计算结果出现偏差，同时，遗漏变量也会影响计算结果准确性。因此，需要进一步采用工具变量削弱模型回归中的内生性问题。

(三)自评健康与经济参与的内生性检验及IV-Probit回归结果

1.工具变量的选择及检验

根据工具变量的假设条件并结合微观数据特点，选取“居住地到最近医疗机构的距离”作为工具变量。医疗机构选址是市场和政府行为，个体对其影响度较低，医疗机构与住所之间的距离与流动老年人口是否参与经济活动基本不相关，仅能通过影响健康状况间接影响经济参与活动，在此选用两步法(2SLS)进行内生性检验。

全样本、城镇样本、男性样本和女性样本的结果显示“居住地到医疗机构距离”的P值分别在1%、10%、1%和10%的显著性水平上拒绝“所有解释变量均为外生性”的原假设，说明上述四个模型中存在内生性问题(表4)；但农村样本的Wald检验P值为0.1941，不认为存在内生解释变量。可能的原因在于，一方面，能够流动的老年人口健康状况一般较好；另一方面，受公共医疗服务的户籍制度限制，流动老年人口对城市医疗资源的获得性和依赖性较低。除去农村样本，IV-Probit第一步回归结果显示：从居住地到医疗机构的距离与自评健康的估计系数均显著，工具变量与被解释变量存在相关性。

表4 自评健康状况的IV-Probit第一步估计及检验

2.IV-Probit回归结果

各模型加入工具变量弱化内生性影响后发现，第一，健康状况对流动老年人口经济参与的显著性程度和符号均未发生改变(表5)，表明良好的健康状况显著促进了流动老年人口的经济参与活动。与加入工具变量前(表3)比较发现，全样本模型中自评为健康对流动老年人口参与经济活动的边际效应从0.177上升至0.650；非农业户籍样本中的边际效用由0.089上升至0.942；男性样本的边际效应由0.203上升至0.533，女性样本中的边际效应由0.159上升至0.785，表明不考虑工具变量会低估健康状况对流动老年人口经济参与的影响。

表5 自评健康与经济参与的IV-Probit估计结果

第二，全样本模型中自评为健康的流动老年人口经济参与概率比自评为不健康的高65.0%，男性比女性高9.7%，农业户籍比非农业户籍高10.8%，在流入地家庭有经济性困难者比没有困难者高12.5%；流动老年人口家庭同住人口数每增加1名，选择参与经济活动的概率下降2.7%，在流入地有自购房的流动老年人口经济参与概率比没有者低13.5%，模型回归结果均在1%水平上显著。

第三，分户籍子样本中，自评为健康的非农业户籍流动老年人口经济参与的概率在1%显著性水平上高于自评为不健康者，可以认为健康状况是影响非农业户籍流动老年人口经济参与活动的关键性因素。非农业户籍流动老年人口的性别和家庭同住人口数对其经济参与的影响不再显著，原因在于其是否参与经济活动主要受退休政策影响，他们的老年期收入、住房、养老和医疗等均有较好保障，老年期继续参与经济活动的迫切性、积极性、需求性较弱，身体健康者的经济参与主要是继续发挥余热。农业户籍样本中，自评为健康的流动老年人口经济参与概率也高于自评为不健康者，男性高于女性，但农业户籍样本中除健康因素之外，经济因素的影响也比较显著，如在流入地家庭有经济困难者和在流入地无自购房者的经济参与概率更高。

第四，分性别子样本中，自评健康显著影响男性和女性流动老年人口的经济参与决策，但是自评健康对女性的影响程度要显著高于男性。在除女性样本之外的其他样本中，年龄与经济参与呈现显著负相关，即年龄每增加1单位，参与经济活动的概率会下降2%左右。综上讨论，加入工具变量的深入分析，进一步证实流动老年人口的自评健康状况是影响其做出参与经济活动决策的主要因素。

健康是老年人口参与经济活动的基础。加入控制变量考察，在全样本分析中，男性、在婚、农村户籍、流动时间、流入地家庭存在经济性困难以及流出地有承包土地等因素对流动老年人口的经济参与均呈现显著正相关，而年龄、家庭人口数、居留意愿和拥有自购房的情况与流动老年人口经济参与活动为显著负相关。由此判断，男性和农业户籍流动老年人口依然是经济参与活动的主力，经济因素也是影响流动老年人口经济参与的重要方面。

五、结论与建议

(一)主要结论

第一，健康是影响流动老年人口经济参与的关键性因素。健康对流动老年人口继续参与经济活动具有显著的正向影响，健康状况良好的流动老年人口经济参与概率要显著高于不健康者。健康不仅是老年人口选择继续留在劳动力市场的决策要素，也是劳动力市场选择老年人继续就业的决定性因素。

第二，自评健康是流动老年人口经济参与的决定性因素。自评健康是老年人口对健康状况的自我认知，一旦认知不佳，就会倾向于做出终止经济活动的决策。自评健康状况尤其影响农业户籍流动老年人口，其经济参与不受法定退休年龄限制，健康几乎是衡量是否退出劳动力市场的唯一标准。

第三，健康与流动老年人口经济参与之间存在明显的户籍异质性。健康对非农业户籍流动老年人口参与经济活动的弹性影响更大，非农业户籍流动老年人口的经济参与活动，更多表现为健康良好情况下的余热发挥和价值实现，受养老保障制度保护，经济收入不是其继续就业的主动力。而农业户籍流动老年人口参与经济活动的主要目的是赚取经济收入，坚守在劳动力市场的健康标准相对较低。

第四，健康与流动老年人口经济参与之间存在显著的性别差异。健康对女性流动老年人口参与经济活动的弹性影响更显著，当前流动老年人口以农村户籍、低人力资本为主要特征，女性的流动行为更多受到男性和子女影响，以家庭照料为主，相较健康对男性经济参与的影响，以及其他因素对女性经济参与的影响而言，健康对女性的弹性影响更加突出。

(二)政策建议

其一，实现健康资源自由流动，提升流动人口的健康保障水平。健康对流动老年人口的经济参与决策具有显著影响，因此应鼓励老年人口继续参与经济活动或者延迟其退休年龄，重要前提在于提升和保证老年人口的健康状况。在城乡二元结构的背景下，流入地的健康资源和相关公共服务体系主要面向本地户籍人口，户籍壁垒高，且基本医疗保险的自由流动和异地结算仍然受限，这不利于人力资本积累和经济条件相对较差的流动老年人口群体，亦不利于其健康状况的监测和维护。因此建议加强各城市公共健康服务对流动人口的关注，将流动人口纳入与户籍人口共享的健康服务体系中，普及并实施均等化的健康教育和健康检查；同时促成各省市医疗保险的网络化管理，尽快实现不同医疗保险在全国范围内的无障碍使用；降低城乡医疗保险的异质性特征，全面提高各类医疗保险的保障范围，促进居民健康档案跨地域、跨城乡无障碍调取和使用。

其二，改善流动老年人口经济参与的工作场域条件，营造健康经济参与环境。健康是影响流动老年人口经济参与的主要因素，但是目前流动老年人口，尤其是农业户籍的流动老年人口经济参与的工作场域条件较差，多从事较重的体力活动以及处于恶劣的工作环境之下，多数在劳动保护之外，极其不利于其健康状况的维持。因此，建议以国家为主导，企业为依托，全面改善流动老年人口经济参与的工作场域条件，尝试建立小时制工作制度或者“上下午轮班”制，减少外在因素对流动老年人口健康的损害，多角度施策维持和改善流动老年人口的健康状况，延长流动老年人口经济参与的时效。

其三，形成灵活的退休制度，鼓励自雇形式的经济参与模式。流动老年人口受退休制度的影响较小，可以自由地根据健康状况选择何时停止经济参与活动；同时在其经济参与形式中自营或者个体等自雇比例较高，这种经济参与模式使流动老年人口在经济参与活动中更具有主动性和灵活性。因此，在老龄化程度逐渐加深，老年人口数量和比重均增加的背景下，尝试建立灵活退休制度，鼓励自雇型经济参与模式，是促进老年人口主动延迟退休或者退休后再就业的有效方式。此外，随着女性社会职业化特征增强，性别的传统分工重塑，探索男女同龄退休对构建新时代性别平等，以及实现积极老龄化目标具有重要意义，亦有利于缓解深度老龄化对我国经济社会发展带来的压力。

当然，文章还有不足之处，一是工具变量的选择受限，由于流动人口的特殊性以及抽样调查问卷设计的局限性，当前的工具变量与农村子样本的相关性较低，难以在问卷中找到更加合适的工具变量进行替代或补充；二是主要健康衡量指标仅考虑了自评健康状况，未考虑ADL或IADL等客观健康测评指标的影响，待后续研究进一步补充和完善。