“生产性老龄化”对老年人医疗费用的影响研究①——基于有偿劳动的视角

陈璐 王璐

（南开大学 金融学院，天津 300071）

1 问题的提出

人口老龄化作为经济社会和人口发展的必然趋势，已经成为人类社会的常态。积极参与社会活动逐渐发展为应对人口老龄化，丰富老年人幸福晚年的重要方式。中国是发展中人口大国，老龄人口具有规模大、低龄老年人占比高、受教育程度逐步提高等特点。国家统计局数据显示，截至2021 年末，我国60 岁及以上人口达2.67 亿人，约占总人口的18.9%，其中60 ～69 岁的低龄老年人在60 岁及以上老年群体中占比达55.82%。近10 年，我国老年人受教育程度明显提高，老年人力资源具有巨大潜力。《中国统计年鉴2021》数据显示，拥有高中及以上学历的老年人占60 岁及以上老年人口的13.89%，比2010 年提高了4.98 个百分点。正是基于老龄人口规模、年龄结构以及受教育水平的特点，老年群体参与了形式多样的社会活动。来自2018 年中国老年社会追踪调查（CLASS2018）的数据显示，60 岁及以上老年人参与有偿劳动、社区劳动和非正式帮助的比例分别为24.68%、29.76%和25.55%。

2002 年，世界卫生组织出版的《积极老龄化：政策框架》（Active Aging：A Policy Framework）中提出了“生产性老龄化（Productive Ageing）”的概念。作为“积极老龄化（Active Aging）”三支柱之一，其以“参与”为核心，将老年群体视为有利于社会的资产而不是负担，提出应该注重并鼓励老年人参与经济、文化、社会公益等方面的社会活动[1-2]。“生产性老龄化”与我国老年社会参与的理念殊途同归。近年来，我国也陆续出台了一系列政策性文件鼓励老年人参与社会活动。2021 年中共中央、国务院发布的《关于加强新时代老龄工作的意见》，提出通过扩大老年教育资源供给、提升老年文化体育服务质量、鼓励老年人继续发挥作用来促进老年人社会参与。2022 年国务院发布的《关于印发“十四五”国家老龄事业发展和养老服务体系规划的通知》，也提出通过创新发展老年教育、鼓励老年人继续发挥作用、丰富老年人文体休闲生活来践行积极老龄观，具体包括加强老年人就业服务、支持老年人参与体育健身等方面。

国际经验表明，“生产性老龄化”对提高老年人的健康水平和自养能力、拓展家庭资本和社会资本等方面具有积极作用。但是从整个生命周期来看，老年期客观存在慢性病患病率高、易多病共患等问题，对医疗服务的需求会随年龄呈指数上升[3]。世界卫生组织2016 年发布的《中国老龄化与国家健康评估报告》显示，慢性非传染性疾病是导致中国老年人存在健康差异的主要原因，随着老年人数量上升和疾病谱的加速转换，预计到2030 年，患有一种以上慢性疾病的老年人与2013 年相比将增加3 倍以上。封进等利用中国健康与营养调查数据（CHNS），基于统计分析发现65 岁及以上老年人的平均医疗费用约为其他年龄段的4 倍[4]。在中国人口老龄化进程持续推进的时代背景下，老年人积极参与“生产性老龄化”活动的同时，是否会加剧健康损耗，从而加重老年人医疗费用负担，还是会改善健康，进而减轻老年时期的医疗费用负担？以上问题的准确回答可以为评估“生产性老龄化”的经济价值，推动中国的“生产性老龄化”政策提供参考。

2 文献综述

2.1 “生产性老龄化”概念界定

国内外文献对“生产性老龄化”尚未形成统一的概念界定。Kim 认为生产性老龄化活动应当包括市场参与活动、家庭照料活动、帮助他人活动以及自我发展活动[5]。Ko 和Yeung 将经济活动、照料家庭和社会生产活动作为典型的“生产性老龄化”活动[6]。国内研究中，宋璐利用中国2018 年“安徽省老年人生活福利状况”调查数据，将“生产性老龄化”划分为在外工作、居家劳动、低强度照料、高强度照料四种类型[7]。此外，部分国内学者还从老年人社会参与的角度推进“生产性老龄化”的研究，张文娟和赵德宇将老年人社会参与划分为工作型、休闲娱乐型、社会型和家务型[8]。谢立黎和汪斌认为老年人社会参与可以概括为经济参与、政治参与、公益参与和家庭参与[9]。通过以上文献梳理可以看出，虽然既往研究对于纳入“生产性老龄化”的活动并不一致，但是将“有偿劳动”纳入其中是普遍共识。

2.2 从个体层面评估“生产性老龄化”的影响

学者们从身心健康水平、生活满意度和生活态度等方面评估了老年人参与“生产性老龄化”活动的影响。健康方面，大部分研究发现参与“生产性老龄化”活动会改善老年人的身心健康。例如，参与“生产性老龄化”活动能够促进老年人与社会之间的联系，帮助老年人更健康、积极的生活[10]、维持劳动者的生活状态和认知能力[11]、延缓中年期和老年期身份转换带来的身体机能变化[12]，从而提升老年人的身心健康水平。Sirven 和Debrand 采用2004 年欧洲健康、老龄和退休调查数据（The Survey of Health, Ageing, and Retirement in Europe，SHARE），研究发现参加志愿、慈善或宗教活动能够显著提高大多数国家老年人的平均健康水平[13]。Wang 等采用2017 年中国台湾地区数据，研究发现参与照护、社区活动等“生产性老龄化”活动增强了老年人的自我满足感，拓宽了老年人的社交网络，有利于提高自评健康水平[14]。刘凌晨等从老年人社会参与的视角考察其与认知能力的关系，研究发现社会参与能够缓解老年人认知衰退，其中有偿劳动和休闲娱乐活动对老年人认知衰退的缓解效应较高，家庭劳动发挥的作用则较小[15]。但也有研究发现与中青年人相比，老年人的劳动能力明显下降，参与“生产性老龄化”活动可能会加速健康损耗，在一定程度上带来心理负担。陈璐和王璐选取老年人帮子女做家务、照料孙子女、工作等9 项活动构建代表“生产性老龄化”的综合指标，研究发现参与“生产性老龄化”活动能够显著提升老年人身心健康水平，但当帮子女做家务和工作的频率为中等程度时，会对老年人心理健康产生负面影响[16]。

2.3 从家庭层面评估“生产性老龄化”的影响

学者们的研究还发现参与“生产性老龄化”活动能够为家庭带来经济和非经济贡献。杜鹏和王菲从“老有所为”的视角，提出老年人参与家务劳动、日常照料等生产性活动能够减轻其他家庭成员生活负担，有助于建立和谐的代际关系[17]。Bussarawan 等采用2011 年越南老龄调查（Vietnam Aging Survey，VNAS）、2012 年缅甸老龄调查（Myanmar Aging Survey，MAS）以及2012 年泰国老年养老金调查（Survey of Older Persons in Thailand，SOPT）数据，研究发现60 岁及以上老年人从事经济、援助和照料活动能够提高自养能力，降低家庭经济负担，缓解家庭照护者的心理焦虑[18]。

基于以上文献梳理，本文将研究重点聚焦在“有偿劳动”这一典型的“生产性老龄化”经济活动，采用中国健康与养老追踪调查2013、2015 和2018 年三期数据，利用样本选择模型检验参与有偿劳动对老年人医疗费用的影响。在现有文献基础上，本文尝试从三个方面进行推进：第一，选取医疗费用视角，拓宽了对“生产性老龄化”经济价值的评估维度。第二，采用样本选择模型解决医疗费用支出可能存在的样本选择偏误，并采用工具变量方法克服有偿劳动行为自选择导致的内生性问题。第三，从健康的角度进一步检验有偿劳动对老年人医疗费用产生影响的机制，以期为我国今后出台“生产性老龄化”相关政策找准政策着力点。

3 研究设计和实证策略

3.1 数据来源

本文选取中国健康与养老追踪调查数据（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）。该调查项目由北京大学国家发展研究院组织开展，在2011 年开展全国基线调查，此后于2013、2015 和2018 年进行了追踪访问。CHARLS 采取多阶段抽样方法，利用概率比例规模（Probability Proportional to Size，PPS）聚类抽样方法在全国抽取150 个县、每个县随机抽取3 个村，随后在每个村按照预估的适龄率随机抽取家户，对家户内45 岁及以上的中老年人进行调查，从而确保调查样本的无偏性。截至2018 年，CHARLS 调查已覆盖全国150 个县区，450 个村居或社区，总计1.24 万户家庭中的1.9 万名受访者。

由于2011 年数据中关于社会医疗保险类型、个人转移支付收入等变量缺失较多，而且医疗费用变量均值明显低于其他样本年度，因此本文最终采用CHARLS2013、2015 和2018 年三个调查年份数据。考虑到60 岁为城镇职工男性的法定退休年龄，为排除当年办理退休手续对估计结果的干扰，我们将样本年龄下限设定在61 岁。数据库中61 ～79 岁老年人从事有偿劳动的比例约为27%，而80 岁及以上的高龄老人有偿劳动的比例低于17%，呈现出“断层式”下降，因此本文将研究样本年龄上限设定为79 岁。此外，本文对于“医疗费用”、“个人转移支付收入”、“家庭资产金额”变量进行了1%的缩尾处理。在剔除关键变量缺失后，本文最终保留样本14792 个。

3.2 变量设定及描述性统计

本文被解释变量为“月均总医疗费用”，包括住院费用、门诊费用和自我诊疗费用。分别根据问卷中“过去一年住院的总费用大概是多少？”“您过去一个月去门诊看病的总费用大概是多少？”“过去一个月，自己买药的花费大概是多少？”的回答计算得出。上述医疗费用包括自付费用和基本医疗保险报销部分。

本文核心解释变量为“生产性老龄化”经济活动中的“有偿劳动”，包括农业自雇、他雇和非农工作。分别来自问卷中“过去一年，您有没有为自家干过农活、从事农业活动，并且至少10 天以上？”“过去一年，您有没有为其他农户或雇主干农活挣钱，并且至少10 天以上？”“除去与务农有关的工作，上周您有没有工作至少一个小时？”。若受访者上述三个问题中至少一个问题回答为“是”，则有偿劳动取值为1，否则为0。

控制变量为一系列影响老年人医疗费用的个人因素和家庭因素，包括年龄、性别、婚姻状况、教育水平、户籍、罹患慢性病数量（高血压、血脂异常、糖尿病或血糖升高等14 种慢性病数量加总）、是否参保医疗保险（包括城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险、城乡居民基本医疗保险以及新型农村合作医疗保险）、个人转移支付收入（养老金、失业补助等9 项转移支付收入的加总）、受访者子女数量、孙子女数量、是否与子女同住以及子女提供的代际经济支持。

本文机制变量为老年人的健康水平，包括身体活动能力和心理健康状态指标。本文采用熵权法[19]，以运动型、生活型和工具型日常能力相关变量构建身体活动能力指标；以抑郁自评得分、情景记忆能力和认知能力相关变量构建心理健康状态指标。指标构建具体步骤为：首先，对所选取的二级指标进行数据标准化，求得各指标比值和信息熵。然后，按照指标属性分别计算各年度二级指标权重。最后，根据二级指标比值和权重计算两个一级指标综合得分，从而构造出“健康”变量（见表1）。

表2 呈现了变量的设定和描述性统计。其中月均总医疗费用为255.39 元。从事有偿劳动的老年人占比为57%。从t 检验结果来看，从事有偿劳动的个体平均年龄低、男性居多、目前仍有配偶的比例较高、受教育水平较低、多为农业户籍、罹患慢性病数量较少、参保基本医疗保险比例较高、子女数和孙子女数略多、所获得的转移支付收入较少、与子女同住的比例略低、子女给予的代际经济支持较多。此外，采用熵权法计算的老年人身体活动能力均值约为17.69，心理健康状态均值为8.72，仅采用单一指标比较，从事有偿劳动的老年人身体活动能力更强，但心理健康状态略差。

表2 变量设定和描述性统计

3.3 实证策略

3.3.1 基准模型设定

本文选取样本选择模型作为基准模型，以识别老年人从事有偿劳动对医疗费用的影响。样本中“月均总医疗费用”变量存在大量为零的情况，这可能由于虽然生病，但出于对医疗费用负担高或就医可及性等因素的考虑,老年人选择不去就医，从而导致医疗费用为零。这种就医的自选择行为会导致真实的医疗费用无法观测，产生样本选择偏差。该问题若不加以识别和解决，将导致估计有偏。Heckman 于1994 年提出的样本选择模型，通过选择方程和支出方程能够修正样本选择偏差[20-21]。该模型假定选择方程的扰动项与支出方程的扰动项可能相关，且均服从正态分布。根据就医行为的潜在选择和实际选择构建选择方程，计算出逆米尔斯比率，然后将其作为控制变量纳入支出方程，从而克服样本选择偏差。本文中，选择方程为就医决策方程，考察老年人是否就医。支出方程为医疗费用支出方程，用以估计老年人就医后的医疗费用。模型设定如下：

其中，下角标i、t 和p 分别代表受访者个体、被访年份和所在城市。（1）式、（2）式为样本选择模型中就医决策方程，D*itp表示潜在就医决策；Ditp表示实际就医决策；PAitp为有偿劳动，作为“生产性老龄化”活动的代表性指标。（3）式为医疗费用支出方程。Eitp为月均总医疗费用，包括月均住院费用、月均门诊费用和月均自我治疗费用。Xmitp、Zmitp为一系列控制变量组。λ 表示逆米尔斯比率，若其回归系数显著则证明该模型存在一定程度上的样本选择偏误。ψ 为时间固定效应，μ 为城市层面地区固定效应，ψt×μp表示时间- 地区交互固定效应，ξ 为随机扰动项。β1为使用样本选择模型估计老年人从事有偿劳动对其医疗费用影响的估计结果。

3.3.2 克服内生性的模型设定

由于老年人从事有偿劳动还可能受收入、自身健康、自我价值实现、对劳动的偏好等诸多因素影响，是综合考量下的自选择行为。作为特殊的遗漏变量偏误，自选择是指由于自变量或因变量某种程度上由个人选择行为所决定，具有较强内生性，可采同随机分配、匹配、工具变量等方法加以克服[22]。参照尹志超和张诚的研究[23]，我们选取当年本市同居住地（城镇或农村）除本人外其他老年人是否参与有偿劳动作为工具变量，该工具变量的合理性主要体现在两个方面：第一，工具变量为外生变量，当年本市同居住地（城镇或农村）其他老年人工作决策并不会直接对本人的医疗费用支出产生影响；第二，工具变量和老年人从事有偿劳动具有一定的相关性，根据“同侪效应”理论，当年本市同居住地（城镇或农村）其他老年人有偿劳动参与决策可能直接影响本人有偿劳动参与行为。模型设定如下：

在“工具变量+ 样本选择模型”（IV-Heckman）模型中，本文首先进行内生变量有偿劳动和工具变量的回归估计，如（4）式所示。其中，IVPAitp为工具变量，Cmitp为影响老年人有偿劳动决策的控制变量组。然后分别对样本选择模型中的就医决策方程和医疗费用支出方程进行估计，其中核心解释变量由有偿劳动PAitp替换为其拟合值其余变量设定均如公式（1）、（2）、（3）所示。

4 实证结果分析

4.1 基准回归结果

表3 分别汇报了样本选择模型的就医决策方程和医疗费用支出方程的回归结果。结果显示，两个方程有偿劳动变量系数均在1% 检验水平上显著为负，从系数大小来看，相较于未从事有偿劳动的老年人，从事有偿劳动使老年人就医概率降低了6.44%，医疗费用支出减少了36.01%，表明从事有偿劳动降低了老年人的就医概率和医疗费用支出。根据前文分析，出现这一结果很可能是由于有偿劳动更多地改善了老年人的健康水平，从而导致医疗费用有所下降，对此我们将在机制分析中进行验证。在医疗费用支出方程中，逆米尔斯比率系数在1%检验水平上显著为负，说明老年人医疗费用支出确实存在样本选择问题，验证了本文模型设定的合理性。

表3 基本检验

4.2 稳健性检验

在上述基准回归结果的基础上，本文从四个方面进行稳健性检验，增强回归结果的可信度。检验结果见表4。第一，缩尾检验。为避免部分极端值对回归结果的影响，我们进一步将医疗费用和个人转移支付收入金额由1%的缩尾扩至2%、3%，并重新进行回归，结果见表4 第（1）列。第二，替换核心解释变量。本文尝试使用“劳动时间”变量替换有偿劳动变量进行检验，为更加精准的衡量劳动时间，本文剔除了实际劳动时间低于10% 分位数（每周工作小时数为2 小时）的样本进行回归，结果见表4 第（2）列。第三，加入“医疗服务满意度”变量。受访者对医疗服务的满意度会对老年人的就医决策和医疗费用支出产生影响。但由于问卷仅在2015 和2018 年询问了“您对本地医疗服务的质量、成本和方便程度满意吗？”，因此本文仅使用2015 和2018 年数据，加入“医疗服务满意度”控制变量重新进行回归，结果见表4 第（3）列。该变量的设定方式为若受访者对本地医疗服务质量、成本和方便程度“非常满意”、“比较满意”或“一般”则设定为1，“比较不满意”或“一点也不满意”设定为0。第四，更换模型为两部模型。两部模型同样能够解决医疗支出大量为零所造成的估计偏误[24-25]，和样本选择模型不同的是，两部模型假定就医行为决策和医疗费用支出不相关，该模型旨在修正由于医疗费用变量大量为零，导致随机误差项不服从同方差和正态性假设的问题。故本文尝试使用两部模型重新进行检验，结果见表4 第（4）列。

表4 稳健性检验

从表4 检验结果来看，有偿劳动变量和劳动时间变量均至少在5% 检验水平上显著为负，能够证明基准回归的稳健性。

4.3 克服老年人参与有偿劳动的自选择问题

表5 呈现了“工具变量+ 样本选择模型”（IVHeckman）模型的回归结果，工具变量在1% 水平上显著为正，说明当年本市同居住地（城镇或农村）其他老年人从事有偿劳动的决策与受访者劳动决策正相关。不可识别检验的Kleibergen-Paap rk LM 统计量为61.639，强烈拒绝不可识别的原假设。Hansen J 统计量数值为0，证实模型为恰好识 别。Cragg-Donald Wald F 统计量数值为59.507，对应15% 水平下Stock-Yogo弱工具变量检验临界值为8.96，拒绝了弱工具变量的原假设。IV-Heckman 模型结果显示，选择方程和支出方程中的有偿劳动变量回归系数均在1% 检验水平上显著为负，与前文结论一致，但系数大小高于基准回归结果。由此说明如果不考虑老年人有偿劳动行为自我选择的影响，可能会低估有偿劳动对老年人医疗费用支出的影响。

表5 克服老年人有偿劳动自选择的回归结果

5 机制检验和异质性分析

5.1 机制检验

根据前文文献梳理，本文尝试从健康的角度检验参与有偿劳动对老年人医疗费用产生影响的作用机制。参考江艇的研究[26]，本文采用逐步法进行中介效应检验，具体步骤为：第一步，检验有偿劳动是否对老年人医疗费用产生影响；第二步，检验有偿劳动是否对老年人健康产生影响；第三步，将有偿劳动和老年人的健康水平同时纳入方程中，检验“有偿劳动—健康—医疗费用”的因果链条。最后，综合以上步骤的回归中各系数的显著性，判断是否存在中介效应。第一步已在基准回归中进行验证，有偿劳动显著降低老年人的医疗费用。第二步的回归结果见表6 第（1）、（2）列。结果显示，有偿劳动变量均在1% 检验水平上显著为正，说明从事有偿劳动提高了老年人身体活动能力和改善了心理健康状态。第三步的回归结果见表6 第（3）列，结果显示，有偿劳动变量和身体活动能力变量均在1%检验水平上显著为负，而心理健康状态变量不显著。由此可以得出身体活动能力在机制中发挥中介作用，即老年人通过参与有偿劳动增强了身体活动能力，从而降低了医疗费用，而心理健康不存在中介效应。考虑到心理健康状态虽然未对老年人医疗费用产生直接影响，但可能通过其他方式在参与有偿劳动影响老年人医疗费用中发挥作用。据此，本文尝试加入有偿劳动和心理健康状态的交互项进行检验，回归结果见表6 第（4）列。结果显示，有偿劳动变量、有偿劳动与心理健康状态的交互项的回归系数均在1%检验水平上显著为负，说明心理健康状态在参与有偿劳动对老年人医疗费用的影响中发挥调节作用，即心理健康状态的提升增强了有偿劳动对医疗费用降低的效果。

表6 机制检验

此外，本文还采用Bootstrap 抽样检验法计算身体活动能力的中介效应占比，抽样次数为1000 次。表7 结果显示，身体活动能力的间接效应和直接效应回归系数均显著为负，中介效应占比约为16.2%，心理健康状态仅直接效应显著为负，不存在中介效应，与前述回归结果一致，验证了机制检验的有效性。

表7 中介效应检验

5.2 异质性分析

5.2.1 不同类型医疗费用项目

表8 第（1）、（2）、（3）列分别呈现了老年人参与有偿劳动对住院费用、门诊费用和自我诊疗费用的影响效果。第（1）列结果显示，有偿劳动对老年人住院费用无显著影响，并且逆米尔斯比率回归系数不显著，表明老年人住院费用不存在样本选择问题。这可能是由于需要住院接受治疗的老年人身体状况更差，难以从事有偿劳动，其医疗费用支出主要受到病情的影响。第（2）和（3）列的结果显示，从事有偿劳动显著降低了老年人门诊费用支出和自我诊疗费用支出，且对自我诊疗费用的降低幅度更大，通过费舍尔检验也验证出两个系数存在显著性差异。老年人门诊费用和自我诊疗费用的回归中逆米尔斯比率回归系数均在1%检验水平上显著为负，说明老年人门诊费用和自我诊疗费用存在样本选择问题。

表8 不同类型医疗费用项目的异质性分析

5.2.2 不同年龄段

表9 第（1）、（2）列分别呈现了61 ～69 岁、70 ～79 岁两个年龄组老年人参与有偿劳动对医疗费用的影响效果及差异。结果表明，参与有偿劳动对不同年龄段老年人的医疗费用均存在显著的降低作用。费舍尔检验结果表明，两组回归系数存在显著性差异，参与有偿劳动对61 ～69 岁年龄组老年人医疗费用降低作用更大。出现这一结果的原因可能是61 ～69 岁年龄组老年人既是有偿劳动参与率较高的群体，同时也是健康状况相对较好、医疗费用支出相对较少的群体，因此该年龄段老年人参与有偿劳动对医疗费用的降低效果更高。

表9 不同年龄段、转移支付收入水平和劳动类型的异质性分析

5.2.3 不同转移支付收入水平

表9 第（3）、（4）列分别呈现了低转移支付水平（中等及以下）、高转移支付水平（中等以上）的老年人参与有偿劳动对医疗费用的影响效果及差异。结果表明，参与有偿劳动对不同转移支付收入等级老年人的医疗费用均有降低作用。费舍尔检验结果表明，两组回归系数存在显著性差异，参与有偿劳动对低转移支付水平老年人的医疗费用降低作用更大。我们分析原因可能是老年人的转移支付水平低代表着老年人所获得的养老金、养老补贴等收入较少，经济生活保障不够充足，这部分老年人从事有偿劳动所获得劳动收入，更多的用来满足生活需要和家庭必需开支，提升健康水平，因此对医疗费用的降低效果更大。

5.2.4 不同劳动类型

表9 第（5）、（6）列分别呈现了参与农业劳动和非农劳动的老年人对医疗费用的影响效果及差异。结果表明，从事农业劳动和非农劳动均能降低老年人医疗费用。费舍尔检验结果表明，两组回归系数存在显著性差异，从事非农劳动的老年人医疗费用的降低效果更大。出现这一结果的原因可能是相较于从事农业劳动，从事非农劳动的工作时间更规律，更能促进老年人与社会的联系和互动，更能够维持劳动者的身体机能和认知能力，因此对健康的提升作用更大，从而对医疗费用的降低效果更好。

6 结论与建议

作为积极应对人口老龄化三支柱之一，“生产性老龄化”以“参与”为核心理念，将老年群体视为有利于社会的资产而不是负担，提出应该注重并鼓励老年人参与社会活动。基于中国人口老龄化的现实背景，在制定和实施积极应对人口老龄化政策的过程中，应全面评估“生产性老龄化”的经济价值。据此，本文聚焦“生产性老龄化”经济活动中的有偿劳动，采用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）2013、2015 和2018 年数据，利用样本选择模型检验参与有偿劳动对老年人医疗费用的影响，并进一步运用工具变量方法克服老年人有偿劳动行为自选择导致的内生性问题。研究发现：第一，有偿劳动显著降低了老年人的就医概率并减少了医疗费用支出，在对医疗费用和收入变量缩尾、更换核心解释变量为劳动时间、加入“医疗服务满意度”控制变量、更换为两部模型后结果依然保持稳健；第二，老年人身体活动能力在有偿劳动对医疗费用产生影响的过程中发挥中介作用，存在“参与有偿劳动—提升身体活动能力—降低医疗费用”的作用路径；心理健康状态发挥调节作用，其增强了有偿劳动对医疗费用的降低效果。第三，老年人从事有偿劳动对医疗费用的降低效果在门诊和自我诊疗费用支出，以及61 ～69 岁年龄群体、转移支付收入水平较低、从事非农劳动的老年人医疗费用中更大。

本文结论具有以下三点政策启示：一是建议完善老年劳动参与的支持政策，为有劳动参与意愿的老年人提供就业帮助，特别是再就业意愿强烈、身心健康状况良好的低龄老人。例如，进一步加快实施弹性退休年龄政策、完善退休返聘机制等；对老年人实施就业保护，保障老年人的劳动安全和劳动报酬，实现老年人与年轻人享有同等的劳动保障；完善老年劳动指导和服务，为老年人提供劳动咨询，帮助其获得符合劳动能力和身体状况的劳动岗位。二是建议把老年人的健康管理和指导纳入到老年劳动参与政策支持体系，充分考虑老年人健康损耗和健康需求，使老年人在从事劳动的同时保持身心健康。例如，限制老年劳动者的工作时长和工作时间安排；建立老年劳动者的健康检查制度，为其提供定期体检等。三是建议重点关注转移支付收入较少的老年群体的医疗服务需求和医疗保障问题，提升其社会福利。该类群体可能是出于经济因素不得不参与有偿劳动负担生活支出，同时也由于经济原因自主减少就医概率和就医费用。因此，建议通过扩大医疗保障和医疗救助覆盖面、提高家庭医生签约率、提升基层医疗机构水平和运行效率等方式扩大医疗保障水平和提升医疗服务能力，同时适当增加经济困难老年人的养老金水平和专项政府补贴，缓解其经济困境。