退休返聘对老年人幸福感影响的机理与路径<sup(7)

[39][41]温忠麟.调节效应和中介效应分析[M].北京：教育科学出版社，2012：70-78.

[40]Diener well-being[J].Psychol Bull，1984(3)：542-575.

[43]胡江陵，王林.如何实现人口老龄化背景下退休人员的再就业[J].天津社会保险，2016(6)：25-26.

一、引言近年来，我国经济正处于由高速增长向高质量发展的转型期，有研究者指出2018年我国GDP增长率约6.6%[1]，经济下行压力日益增大。与此同时，第四次中国城乡老年人生活状况调研数据显示，我国60岁及以上老年人数为2.2亿，占全国总人口16%，已超出国际老龄化标准线。严峻的老龄化形势，宏观上，逐渐削弱了过去由人口年龄结构决定的人口红利[2]，相当大一部分劳动力退出劳动力市场，社会抚养比不断攀升，社会保障系统负担进一步加重[3]；中观上，日益加剧了老年人的照料压力，社会和家庭如何提供照料，以确保老年人过上有保障、有尊严的生活，已成为当前社会的养老难题；微观上，由老年人发展性和价值性需求决定的老年发展问题日趋凸显，如何使老年人有创造、有价值、快乐地生活，已不容忽视[4]。应对与缓解老龄化所带来的经济压力和社会负担，确保老年人有价值、有尊严、有快乐地生活，退休返聘成为重要的选择之一。尤其在老龄化研究从强调年龄有关的功能衰退、缺损到关注老年人身心健康、积极成长等[5]理论转向下，老年人的社会参与机会需求与日俱增，以“老年获得”平衡“老年丧失”，成为成功老龄化的关键[6]。因此，作为老年人参与社会、实现自我价值和发展的途径，退休返聘不仅是缓解老龄化社会劳动力资源短缺、人口抚养比过高、社保负担过重等老龄社会问题的有效措施，而且有助于提高老年人身心健康、经济价值及自我实现，有助于提升老年人的生活质量[7]。退休返聘是指老龄员工从离开长期工作的岗位（10年以上）到完全退出劳动力市场之间的一种劳动力参与模式[8]。国外在退休返聘问题方面，已做出大量的贡献，研究涉及退休返聘的概念内涵、影响因素及影响结果等诸多方面[9]。其中大量研究论证了老龄化背景下退休返聘对于老年人生活满意度、幸福感和身心健康的积极作用。如金（Kim）和费尔德曼（Feldman）研究发现退休返聘与老龄员工的生活满意度和退休满意度显著正相关[10]。王（Wang）等通过纵向调研，发现退休返聘有助于老龄退休人员心理幸福感的增加[11]。与此同时，张（Zhang）等纵向研究发现，退休返聘除了与退休人员心理幸福感积极相关外，还降低了疾病的发生率和身体机能障碍的风险[12]。国内对老年人退休后工作现象及问题也早有关注，通过以“退休返聘”“退休再就业”“老年人再就业”等主题词检索CNKI数据库，共获得1270篇文献。其中大部分研究是从社会保障和劳动法视角来探讨，诸如退休返聘的制度和政策、延迟退休、弹性退休、退休返聘中的劳动关系、工伤保险、劳动争议以及用工风险等偏向宏观层面的问题。从组织行为及人力资源管理等组织科学视角对退休返聘的研究，大多偏向老年人力资源开发的理论与实务层面，实证研究相对较少。为数不多的实证研究主要集中在退休返聘或再就业的影响因素方面[13][14][15][16][17]，影响效果方面的研究很少。并且，其中关于退休返聘或再就业对幸福感的影响，尚未形成一致的观点与结果。如有证据表明退休返聘或再就业对幸福感有积极的促进效果[18][19]，而又有证据显示，退休返聘或再就业与幸福感呈负相关[20][21]。鲁元平和张克中通过CGSS大样本数据分析，发现退休对老年人幸福感有显著促进作用[22]。面对这一矛盾的结果，在国际社会呼吁积极老龄化和成功老龄化、提倡老有所为的时代背景下，退休返聘到底是利是弊、老有所为能否促进老有所乐？亟须进一步论证与思考。因此，针对以上研究现状及问题，结合当今积极老龄化理论及实践背景，本研究试图对以下问题进行探究与验证：一是老有所为是否可以促进老有所乐，即退休返聘作为老有所为的一种模式，是否有助于促进老有所乐，提升老年人的幸福感。二是老有所为何以老有所乐，即退休返聘如何提升或者促进老年人的幸福感。三是老有所为多大程度上促进了老有所乐，即退休返聘在多大程度上促进和提升了老年人的幸福感。二、理论与假设（一）退休返聘与老年人幸福感的关系退休会导致老年人原有社会角色的丧失，包括职务地位、社会联系和经济收入三方面的丧失与减少，从而影响老年人的身心健康状况[23]。也就是说，以退休方式失去工作会使个体经受压力和低水平的身心健康状况。相反，老年人社会角色数量的增加，尤其是满意社会角色数有效地预测了个人的幸福感[24]。那么退休返聘作为维持和稳定老年人社会角色的一种方式，是否有助于促进老年人的幸福感呢？摩恩（Moen）从社会融合的视角出发，认为更多角色的扮演会使个体产生使命感、认同感和群体感，从而身心健康处于更好的水平。而就业有助于个体生活世界角色的多元化，因此那些延迟退休和退休后继续从事有偿或志愿工作的老人相比退休后没有补偿角色和关系的老人过得更幸福，具有更多的幸福感[25]。殊途同归的是，金（Kim）和费尔德曼（Feldman）从连续理论的视角出发，认为老年人为了维持生活结构的连续性，规避“无归属感”的压力，会选择以退休返聘的方式继续保持原有的社会角色，并且发现，退休返聘与退休满意和生活满意显著相关[26]。同时国内通过对天津、杭州、无锡等城市老年人生活的调查发现，与非再就业者相比，退休返聘的老年人能够更多地融入周围的世界，更积极地社会交往，避免了“人老无用”和被社会抛弃的感觉，对生活满意度的感知也更高[27]。由此可见，退休返聘对老年人的幸福感具有积极的促进作用。因此本研究提出第一个假设：H1：退休返聘对老年人幸福感有正向影响。（二）经济状况在退休返聘与老年人幸福感之间的中介作用尽管国内有学者指出经济收入对老年人工作与幸福感的中介效应不显著[28]，然而，大量国内外相关研究为这种作用机制存在的可能性提供了坚实的实证依据。首先，退休返聘除了维持老年个体社会角色、保持老年人生活结构的连续性外，还可帮助老年人获得经济收入、提升个人经济状况，是老年人返聘的根本原因所在。国外大量退休返聘研究中，个人财务状况都是关注的焦点。研究表明个人经济状况差的老年人更愿意选择返聘而不是退休[29][30]，退休返聘既可以满足老年人的显性财务目标又可以实现隐性的心理满足[31]。国内亦是，陆林和兰竹虹通过对2010年中国60岁以上城市老年人调查数据进行Logistic回归，发现老年人就业的主要动机是寻求经济保障和满足情感需要[32]。尤其在当下经济快速发展、家庭生活成本急速攀升的情形下，年老的父母为了缓解子女的经济压力，往往“退而不休”，继续赚取收入，以对子女进行转移支付[33]。其次，作为退休返聘的直接结果，老年人经济状况的改善有可能会促进老年人幸福感的提升。维恩哈文（Veenhoven）指出幸福并不像古希腊哲人所说的，也不像现代社会科学很多领域所接受和流行的那样，即幸福是一个相对的概念，来自于主观的比较，而不取决于客观的事物。事实上，幸福取决于需要的满足，并不是相对的概念。每个人都试图改善自己的处境，以期望更幸福，一些条件的促进或恶化会影响幸福感，如贫穷、孤独或战争都会使人们倾向于不幸福。所以诸如伊斯特林（Easterlin）的穷国和富国的人幸福感一样高，布里克曼（Brickman）的瘫痪者的幸福感不比中彩票的人差，英高赫（Inglehart）和拉比尔（Rabier）的幸福感与稳定的生活条件无关等，这些耸人听闻的论证虽被经验证据以支持，但并不是真实的[34]。所以说一定的物质基础和经济条件是获得幸福感的基本保障。正如有研究通过对国内12个省市老年人供养调查数据分析显示，在影响老年人幸福感的因素中，经济收入处于第一位，远高于婚姻、性别等其他因素，经济满足程度越高的老年人越幸福[35]。所以对于老年人来说，个人经济状况的改善有助于其幸福感的提升[36]。尤其是，随着家庭养老功能的减弱，经济状况及医疗条件对于老年人幸福感的影响更是日益显著[37]。基于以上论述，本研究进一步提出以下假设：H2a：退休返聘对老年人的经济状况有正向影响。H2b：经济状况对老年人幸福感有正向影响。H2c：经济状况在退休返聘与老年人幸福感之间起中介作用。综上所述，本研究提出退休返聘对老年人幸福感影响机制模型（见图1）。图1 退休返聘对老年人幸福感影响机制三、研究设计（一）数据收集与样本背景本研究数据来自第四次中国城乡老年人生活状况抽样调查（湖北片区）。该数据由全国老龄办、民政部、财政部联合组织收集，于2015年8月1日至31日，历时一个月收集完成。调查数据采用“分层、多阶段PPS、最后阶段等概率”的近似自加权样本抽样设计，对湖北省11个市州、20个县（市、区）、80个乡镇（街道）、320个村（居）委会进行数据调查，完成问卷9600份，回收率100%，问卷填写质量较高。根据研究需要，本研究选取样本中“您是否已办理退休手续？”回答“是”的样本，把研究对象限定在已退休的老年人群。剔除经济状况、幸福感中存在缺失值的样本，最终获得3665个有效样本容量（相关数据见表1）。表1 有效样本构成情况（N=3665）注：受教育程度项目中，未上过学包括扫盲班，小学包括私塾。样本特征 类别 样本数（人）百分比（%）男性别1916 52.30女1749 47.70年龄（岁）60～64 1015 27.70 65～69 897 24.50 70～74 611 16.70 75～79 499 13.60 80～84 429 11.70 85及以上 214 5.80户籍城市 3291 89.80农村 374 10.20受教育程度未上过学 430 11.70小学 867 23.70初中 1088 29.70高中/中专/职高 817 22.30大学专科 343 9.40本科及以上 120 3.20婚姻状况有配偶 2852 77.80丧偶 728 19.90离婚 52 1.40从未结婚 33 0.90退休前单位性质党政机关 172 4.70事业单位 655 17.90国有企业 2041 55.70集体企业 540 14.70私营企业 43 1.20三资企业 4 0.10部队 19 0.50农村集体 147 4.00其他 44 1.20总计 3665 100由表1可知，在3665个有效样本中，在性别构成方面，男性占52.3%，女性占47.7%；在年龄构成方面，处于60～69岁年龄段的老年人达52.2%，退休返聘人员主要集中在这一群体中；在受教育程度构成方面，小学及以下占35.3%，大多数老年人受教育水平在初中与高中/中专/职高之间，占52%，大专及以上占12.7%；在户籍构成方面，城市老年人占89.8%，成为退休返聘人员的主要组成部分；在婚姻状况构成方面，78.3%的老年人有配偶且配偶健在，丧偶、离异或单身老年人占21.7%；在退休前工作单位性质构成方面，从国企退休的老年人占总样本的55.7%，其次是事业单位退休的老年人占总样本的17.9%。（二）测量工具本研究主要变量有：退休返聘、经济状况、幸福感。退休返聘采用二分法测量，通过问题“您现在还在从事有收入的工作吗（包括务工、做生意等）？”答案分别赋值0代表“否”，1代表“是”。经济状况是老年人对个人经济状况的总体评价，采用李克特5点量表测量。通过问题“总的来说，您觉得您的经济状况如何？”答案为“非常差”“比较差” “一般”“比较好”“非常好”五个等级，分别赋值1～5，分值越高自评经济状况越好。幸福感来自老年人对个人生活状况的总体评价，采用李克特5点量表测量。通过问题“总体来说，您对自己目前的生活感觉怎么样？”答案为“非常不幸福” “不太幸福” “一般”“比较幸福”“非常幸福”五个等级；分别赋值1～5，分值越高个人感觉越幸福。控制变量包括：①性别，赋值0为“女性”，1为“男性”；②年龄，分为6个等级，分别赋值1为“60～64岁”，2为“65～69岁”，3为“70～74岁”，4为“75～79岁”，5为“80～84岁”，6为“85岁以上”；③婚姻4种状况，分别赋值1为“有配偶”，2为“丧偶”，3为“离婚”，4为“从未结婚”；④户籍，分别赋值0为“农村”，1为“城市”；⑤受教育程度，分为6个等级，1为“未上过学（包括扫盲班）”，2为“小学（包括私塾）”，3为“初中”，4为“高中/中专/职高”，5为“大学专科”，，6为“大学本科”；⑥退休前单位性质，分别赋值1为“党政机关”，2为“事业单位”，3为“国有企业”，4为“集体企业”，5为“私营企业”，6为“三资企业”，7为“部队”，8为“农村集体”，9为“其他”。四、数据分析与结果（一）描述性统计与相关分析1.退休返聘构成的人口统计特征通过老年人退休返聘与其人口统计特征的排列联表分析（见表2），我们可以看到，退休返聘构成呈现以下人口统计特征：在性别方面，男性退休返聘人数占返聘总数的75.6%，显著高于女性群体；在年龄方面，60～64岁群体老年人占退休返聘总人数的58.1%，显著高于其他年龄段；在户籍方面，城市老年群体退休返聘人数占总返聘的76.8%，显著高于农村；在学历方面，初中及以下低学历群体占总返聘的62.2%，与高中及以上高学历群体不存在显著差异；在婚姻方面，已婚老年人退休返聘人数占返聘总数的92.7%，远高于其他婚姻状况群体；在退休前单位性质方面，国有企业退休的老年人占返聘总人数的46.7%，显著高于从其他企事业单位退休的群体。表2 老年人退休返聘的人口统计特征是否退休返聘构成（%）卡方检定返聘 未返聘 X2 df P男75.60 50.60性别57.54 1 0.00女24.40 49.40 60～64 58.10 25.50 65～69 30.10 24.10年龄（岁）70～74 9.30 17.20 170.04 5 0.00 75～79 1.60 14.50 80～84 0.80 12.50 85及以上 6.30户籍学历城市 76.80 90.70 48.39 1 0.00农村 23.20 9.30低学历 62.20 65.20 0.93 1 0.34高学历 37.80 34.80已婚 92.70 77.30婚姻丧偶 5.70 21.00离婚 1.60 1.40未婚 0.30国有企业 46.70 57.20集体企业 17.90 14.70 34.48 3 0.00事业单位 17.10 18.20农村集体 7.10 3.30退休前单位性质党政机关 4.20 8 0.00私营企业 4.20 1.00其他 2.50 0.20部队 0.40 0.50三资企业 0.102.退休返聘与老年人幸福感的相关分析对研究假设和模型验证之前，首先对各变量进行相关分析，表3呈现了各变量的描述性统计结果与变量间的相关分析结果。可见退休返聘与经济状况（r=0.06，p<0.01）显著相关；经济状况与幸福感（r=0.35，p<0.01）显著相关；然而退休返聘与幸福感关系不显著。由此，H2a、H2b得到了部分支持。此外户籍、文化程度与幸福感存在显著相关关系。考虑到控制变量和其他变量的影响，下面将通过回归分析控制各种影响因素，以更准确地检验本研究的假设。表3 变量间的相关分析注：n=3665;*表示p<0.05，**表示p<0.01。变量 均值 标准差 1 2 3 4 5 6 7 1.退休返聘 0.07 0.25 2.经济状况 3.15 0.65 0.06＊＊3.幸福感 3.97 0.76 0.00 0.35＊＊4.性别 0.52 0.50 0.13＊＊ 0.09＊＊ 0.01 5.年龄 70.78 8.00 -0.21＊＊ 0.04＊ -0.01 -0.00 6.户籍 1.10 0.30 0.12＊＊ -0.04＊ 0.04＊＊ 0.02 -0.08＊＊7.文化程度 3.04 1.26 0.03 0.22＊＊ 0.08＊＊ 0.24＊＊ -0.13＊＊ -0.27＊＊（二）回归结果分析为了进一步说明变量间的影响方向和大小，本研究采用层级回归，并利用海耶斯（Hayes）的 PROCESS程序[38]，对研究假设和理论模型进行验证，以下依次为主效应检验和中介效应检验。1.主效应检验本研究在假设H1中提出退休返聘对老年人幸福感有正向影响。检验结果见表4，在模型3的基础上，引入自变量退休返聘后，发现ΔR2基本没有发生改变，退休返聘对老年人幸福感（β=-0.01，p>0.05）的影响不显著，表明退休返聘并不能直接影响返聘者的幸福感，因此，假设H1未得到证实。2.中介效应检验由传统中介效应分析的前提条件，当C=0，即自变量与因变量关系不显著，应该停止中介效应分析。然而温忠麟指出当中介变量对自变量产生效应遮掩问题或者自变量与因变量存在远端关系的时候，可以做广义中介分析，以进一步对后面的效应进行检验[39]。在本研究中，退休返聘与老年人幸福感之间存在远端关系，并且这种关系具有高度的敏感性。首先，退休返聘（自变量X）作为一个二分变量，指涉老年人是否返聘的行为决策，是个体退休后再就业经验的起点，不涉及返聘后的具体行为过程和经历；经济状况（中介变量M）假定是退休返聘后因获得工作报酬，而日益累积形成的一种对个人经济状况的总体评价，并不是退休返聘后立刻发生的结果，与返聘存在时间距离，其关系为X→M；老年人幸福感（因变量Y）是个体在生活经验过程中及事后对于事件、经验及结果的认知判断和情绪反馈[40]，本研究中假定老年人幸福感很大程度上是由其经济状况改善后，生活满足感及生活质量不断提高的总体感知与评价，而不是经济状况改善后立竿见影的效果，更不是退休返聘决策后接踵而至的结果，其关系为M→Y。由此可见，退休返聘（X）、经济状况（M）与幸福感（Y）三个变量是位于不同时空距离下的先后行为与认知。是否参与返聘的行为决策（X）与老年人幸福感（Y）之间，相隔一段生命体验的空隙和距离。正因为这种远端关系的存在，使得退休返聘对老年人幸福感的影响不显著。其次，正如温忠麟在广义中介效应中指出的，即便自变量和因变量关系不显著，但只要自变量与因变量的关系敏感且重要，也值得进一步探究其中介效应[41]。在积极老龄化背景下，退休返聘不仅是应对与缓解老龄社会劳动力短缺和养老压力的一种理想的途径，更是老有所为的重要体现。通过积极开发与利用老年人力资源价值以实现老有所养、达成老有所乐的终极目标，极富社会价值和现实意义。因此对退休返聘与老年人幸福感的中介效应模型检验就显得至关重要、势在必行。基于以上缘由，本研究在C=0的情况下，根据广义中介效应的原则，继续验证退休返聘与老年人幸福感的中介效应模型。由表4层级回归结果所示，模型2中在加入退休返聘变量后，发现退休返聘对经济状况的解释力ΔR2增加了1%，退休返聘对老年人经济状况（β=0.17，p<0.01）有显著作用，故假设H2a得到验证。同理，根据模型5的回归结果，在引入经济状况变量后，经济状况对幸福感的解释力ΔR2增加了11%，因此经济状况对老年人幸福感（β=0.40，P<0.01）有显著正向影响，故假设H2b得到验证。表4 退休返聘、经济状况与幸福感的路径系数及检定注：n=3665;*表示p<0.05，**表示p<0.01。经济状况 幸福感 假设模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 1.控制变量性别年龄户籍文化程度婚姻状况0.02 0.01 -0.07＊ -0.07＊ -0.07＊＊0.04＊＊ 0.05＊＊ 0.03＊＊ 0.03＊＊ 0.01 0.07 0.06 0.18＊＊ 0.19＊＊ 0.16＊＊0.11＊＊ 0.11＊＊ 0.05＊＊ 0.05＊＊ ＊＊ -0.16＊＊ -0.27＊＊ -.27＊＊ -0.21＊＊2.自变量退休返聘 0.17＊＊ H2a支持-0.01 -0.08 H1未支持3.中介变量经济状况H2b 支持0.40＊＊R2 0.06＊＊ 0.07＊＊ 0.03＊＊ 0.03 0.14＊＊F 51.66＊＊ 45.95＊＊ 22.14＊＊ 18.45＊＊ 81.88＊＊本研究进一步利用PROCESS程序，采用Bootstrap方法（5000次重复抽样），以避免样本不服从正态分布的假设，以检验经济状况在退休返聘与幸福感之间的中介效应。通过Sobel test检验发现，经济状况对退休返聘与老年人幸福感关系的间接效应，在95%的置信水平下，置信区间为（0.03，0.10）。因为置信区间不包含0，所以存在间接效应。同时发现，直接效应的置信区间位于（-0.15，0.04）之间，包含0。所以经济状况对退休返聘与老年人幸福感之间存在完全中介效应（图2）。由此假设H2c得到验证。图2 经济状况完全中介路径模型五、研究结论与建议（一）研究结论与贡献本研究旨在探究退休返聘对老年人幸福感影响的机理与路径。通过理论论证与实证检验确立了退休返聘与老年人幸福感之间可能存在的作用机制：退休返聘通过促进老年人经济状况的改善来影响和提升老年人的幸福感。采用第四次中国城乡老年人生活状况调研数据（湖北片区），运用层级回归分析发现：首先，退休返聘对老年人幸福感的影响不显著，假设H1未得到验证。这一结果与以往退休返聘与老年人幸福感的研究结果不一致。如王（Wang）研究发现退休返聘对老年人幸福感存在正向作用[42]。可能的原因是退休返聘与老年人幸福感之间很可能存在一种远端关系，王（Wang）恰好在其研究中采用的是时间序列数据，从而验证了这一关系的存在。而本研究囿于横截面数据的时间限制，所以退休返聘与老年人幸福感之间的关系未能得到数据上的验证。其次，经济状况在退休返聘与老年人幸福感之间起着完全中介作用。本研究发现一个非常有趣的结论，即相较于退休未返聘群体，退休返聘的老年人报告了相对更好的经济状况，通过进一步回归发现，退休返聘显著改善了老年人的经济状况，因此假设H2a得到验证；紧接着，经济状况在提升老年人幸福感方面也具有统计显著性，假设H2b得到验证，这一结论与已有研究基本一致。同时，本研究进一步通过PROCESS分析结果发现，经济状况在老年人退休返聘与幸福感之间起着完全中介作用，假设H2c得到验证。本研究可能的理论贡献在于，在已有大量关于“老有所为”“老有所养”“老有所乐”等研究的基础上，跳出偏于一隅的研究思考模式，建构了退休返聘对老年人幸福感影响的机理与路径，以对“老有所为”“老有所养”“老有所乐”进行关系整合。并且通过实证研究也证实了这一机理与路径的存在，为后续研究提供了一定的参考和借鉴。（二）政策建议老龄化背景下，退休返聘是促进老年人“老有所养”的一种重要途径，进而有助于老年人晚年生活质量和幸福感的提升。然而，我们发现当前退休返聘依然存在一些问题。现结合本研究中的数据结论，尝试给出以下建议。在退休返聘人员中，男性占返聘者的75.6%，显著高于女性；已婚群体远远高于离异、丧偶群体，占总返聘人数的92.7%。以上现象很有可能折射出社会在老年人退休返聘中存在性别歧视，以及社会和家庭对老年人退休返聘所给予的社会和心理支持的缺失问题。为此，呼吁社会从思想上改变传统认为老年人都是生理机能衰弱、知识陈旧、缺乏创新、不能应激等社会“刻板印象”，减少社会对老年人的年龄、能力[43]，尤其对性别方面的歧视。肯定老年人的社会价值，为退休返聘提供良好的社会文化氛围。同时，社会和家庭应该从精神和生活上关爱老年人，尤其对丧偶或离异的老年人应给予更多的支持和关爱，鼓励他们发挥“余热”，实现自我价值，积极参与退休返聘，以“老有所为”促进“老有所养”，从而保障老年人有尊严、有质量的晚年生活。退休返聘者中，来自城市的老年人显著高于来自农村的老年人，占退休返聘人数的76.8%；返聘者中从国企退休的老年人远远高于其他企事业单位，占总返聘人数的46.7%，从私营企业退休的老年人仅占4.2%。以上现象很可能折射出政府政策中的公平与效率博弈问题。“老有所乐”，老年人的幸福牵系着整个社会的福利水平。政府应该从政策上平衡农村与城市的差距。对于人数众多、缺少各种医保及养老保障的农村老年人，政府应给予更多的社会参与机会，为其“老有所养”提供更多的资源获取机会。此外，政府应该从效率出发，克服体制和权力的影响，以市场决定劳动力的配置。充分利用和发挥从不同企事业单位退休的老年人力资源的价值。只有效率和公平兼顾的“老有所为”政策的制定，才能实现“老有所乐”的目标。在退休返聘者中，具有初中及以下文化程度的老年群体高于高中及以上文化程度的群体，占总返聘者的62.2%；同时发现在返聘者中60～64岁群体显著高于其他年龄段，占总返聘者的58.1%，其次是65～69岁群体占30.1%；以上现象为企业对退休返聘老年人力资源开发与利用提供了明确的方向。一方面企业要把老年人力资源开发与利用的目标群体限定于60～69岁这个阶段。这部分群体一般身体健康状况较好，并且具备丰富的工作经验。合理的利用必然能够实现企业与个人的双赢。另一方面，企业应该针对返聘者中文化程度普遍偏低的情况，进行有针对性的培训和上岗再教育，从而让那些学历偏低的退休返聘者实现从干中学、在学中不断成长与发展的目标。[参考文献][1]牛犁，闫敏.2018年中国经济形势展望[J].中国投资，2018(1)：34-35.[2]蔡昉.人口转变、人口红利与刘易斯转折点[J].经济研究，2010(4)：4-13.[3]徐辉，韦吉飞.人口红利、人口年龄结构与中国人口老龄化[J].生态经济，2014(3)：16-20.[4]穆光宗.老年发展论：21世纪成功老龄化战略的基本框架[J].人口研究，2002(6)：29-37.[5]Rowe J.W， aging：usual and successful[J].1987(4811)：143-149.[6]穆光宗.成功老龄化之关键：以“老年获得”平衡“老年丧失”[J].西南民族大学学报：人文社科版，2016(11)：9-15.[7][13]姚翔，雷蕾，童春林等.老年雇员退休返聘行为内在机制的研究：员工情感承诺的影响[J].人口与发展，2011(6)：48-53.[8][10][26][29]Kim S.，Feldman in retirement：The antecedents of bridge employment and its consequences for quality of life in retirement[J].2000(6)：1195-1210.[9]赵琛徽，程志辉.退休返聘的研究述评与展望[J].中国人力资源开发，2016(8)：18-24.[11][42]Wang retirees in the retirement transition and adjustment process：Examining the longitudinal change patterns of retirees’ psychological well-being.[J].Journal of Applied Psychology，2007，(2)：455.[12]Zhan Y.J.，Wang M.，Liu S.Q.，et Employment and Retirees' Health：A Longitudinal Investigation[J].2009(4)：374-389.[14]张川川.城镇职工退休后就业行为：基本事实和影响因素[J].劳动经济研究，2015(3)：106-127.[15]张翼，李江英.“强关系网”与退休老年人口的再就业[J].中国人口科学，2000(2)：34-40.[16]杨筠，张苏，宁向东.受教育水平与退休后再就业：基于CHARLS数据的实证研究[J].经济学报，2018(3)：169-196.[17]朱浩，易龙飞.社会保险对城乡低龄老年人再就业的影响：基于CHARLS数据的实证分析[J].西北人口，2015(3)：53-58.[18][27]贾国平.老年人的再就业与晚年生活[J].人口研究，1993(5)：57-62.[19]宋宝安，于天琪.城镇老年人再就业对幸福感的影响：基于吉林省老年人口的调查研究[J].人口学刊，2011(1)：42-46.[20][33]于丽，马丽媛，尹训东等.养老还是“啃老”?：基于中国城市老年人的再就业研究[J].劳动经济研究，2016(5)：24-54.[21][28]张奇林，周艺梦.中国城镇低龄退休老年人工作与幸福感的关系[J].心理学报，2017(4)：472-481.[22]鲁元平，张克中.老有所乐吗：基于退休与幸福感的实证分析[J].经济管理，2014(8)：168-178.[23]张向葵，李建伟，郭娟.退休人员的应付方式对其心理健康的调节作用研究[J].心理科学，2002(04)：414-417.[24]蒋重清，姚潇囡，刘亚轩等.三维透视城市老年人社会角色对其主观幸福感的影响[J].中国健康心理学，2009(12)：1512-1514.[25]Moen P.A life course perspective on retirement，gender，and well-being[J].Occup Health ，1(2)：131-144.[30][31]Beehr T.A.，Bennett After Retirement：Features of Bridge Employment and Research Directions[J].Work Aging and Retirement，2015(1)：112-128.[32]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[J].西北人口，2015(4)：90-95.[34]Veenhoven R.Is Happiness Relative[J].Social Indicators Research，1991(1)：1-34.[35]姜晶梅，林玲，孙国强等.我国城市老年人幸福感的主要影响因素探讨[J].中国老年学杂志，1998(3)：7-9.[36]雷宏振，章俊.社会经济地位对老年人主观幸福感的影响：基于社会支持的调节效应[J].兰州商学院学报，2015(6)：83-88.[37]吴克昌，谭影波.不同时期关怀照顾、经济来源以及医疗服务与老年人主观幸福感：基于CHLHS 2002及CHLHS 2014的实证研究[J].华南理工大学学报(社会科学版)，2018(3)：87-97.[38]Bolin ，Andrew to Mediation，Moderation，and Conditional Process Analysis：A Regression-Based York，NY：The Guilford Press[J].Journal of Educational Measurement，2014(3)：335-337.[39][41]温忠麟.调节效应和中介效应分析[M].北京：教育科学出版社，2012：70-78.[40]Diener well-being[J].Psychol Bull，1984(3)：542-575.[43]胡江陵，王林.如何实现人口老龄化背景下退休人员的再就业[J].天津社会保险，2016(6)：25-26.

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