赵纯凯 湛 泳 陈华帅

一、引言

长期以来，中国政府高度重视退役军人健康和社会保障问题。十九大报告指出: “要维护军人军属合法权益，让军人成为全社会尊崇的职业。” 2018 年3 月，中华人民共和国退役军人事务部正式成立，并出台了一系列政策文件，要求省市县各级均建立退役军人事务管理与服务机构。2021 年，《中华人民共和国退役军人保障法》 和《中华人民共和国军人地位和权益保障法》 正式实施，进一步完善了中国退役军人管理、抚恤和社会保障制度。根据中国民政部的统计，截至2017 年，中国60 岁以上的老年退役军人达到411.7 万，需要优抚和优待的退役军人、伤残军人以及烈属遗属高达858.5 万。在从中央到地方都热切关注退役军人健康的背景下，本文探究军人职业对老年人健康的影响具有重要的现实意义。

生命历程理论认为生命历程中特定的事件、经历和环境对个体健康具有长期性的影响(Spiro 等，2016)。对老年退役军人而言，军人职业作为生命历程中的一段特殊经历，也可能影响其当前的健康状况(Angrist 和Chen，2011；Sheehan 和Hayward，2019)。一方面，长期的军事训练和部队生活所留下的“军营印记”，能通过改变退役军人的性格特征、生活习惯和价值观念来影响健康状况(Benmelech 和Frydman，2015；Wilmoth 等，2010)。另一方面，军人职业经历还可能影响个体教育和收入，带来更好的就业机会(Zhang，2015；王兵和杨宝，2019)，有助于在老年阶段获得更好的医疗保障和社会福利(Angrist，1998；Waller 和McGuire，2011)，这同样可能改善健康状况。

即使如此，关于军人职业对健康的影响，现有文献并没有得到一致的结论。一些研究发现由于“健康士兵效应”(healthy soldier effect)的存在(McLaughlin 等，2008；Waller和McGuire，2011)，参军能提升健康水平，并降低老年人的死亡率(Sheehan 和Hayward，2019)。然而，一些基于参战退役军人的研究却得出了相反的结论，认为军人职业会降低个体健康状况(Bedard 和Deschênes，2006；Teachman，2011)。一些心理学和精神病学的研究也发现参战退役军人面临更多的心理疾病(Hoge 等，2004)。还有文献特别关注了老年退役军人的身心健康。一方面，参军会带来较大的职业心理压力(Hoge等，2004) 并面临更多的风险暴露(Johnston 等，2016)，所造成的损伤会形成劣势积累效应，导致老年退役军人的患病率更高(Johnston 等，2016；Williamson 等，2019)。另一方面，也有部分研究显示一些社会弱势群体，如少数族裔、女性、贫困家庭和农村个体，能够通过参军获得相对更高的社会经济地位(Hou 等，2020；Padavic 和Prokos，2017；Sheehan 和Hayward，2019)，这能够帮助其在老年阶段获得更大的健康溢出效应(Landes 等，2017；Sheehan 和Hayward，2019)。此外，也有少量文献关注了中国退役军人福利，不过都以农村退役军人为研究对象，研究发现参军对农村青年就业和收入存在积极影响(王兵和杨宝，2019；汪建华，2011；Hou 等，2020；Zhang，2015)。

从现有文献来看，关于军人职业或服役经历对健康影响的研究结论是存在差异的，且大部分研究着眼于欧美发达国家。而基于中国等发展中国家所展开的研究主要关注退役军人的就业和收入状况，较少评估军人职业对老年人健康的影响。显然，无论是在战争历史、兵役制度和文化背景方面，还是在老年退役军人的生活环境、社会保障、经济待遇和生活习性方面，中国等发展中国家与发达国家都存在较大的差异。随着退役军人事务部正式成立和一系列政策和法规的落地，迫切需要对老年退役军人的健康和医疗需求状况进行评估。然而，目前关于中国老年退役军人健康方面的经验研究还很欠缺。本文运用中国老年健康长寿影响因素调查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS) 数据，试图进一步将军人职业对老年人健康的影响这一研究领域拓展到发展中国家，以便为政策制定者提供微观经验支撑。

本文首次利用微观数据探究军人职业对中国男性老年人健康的影响，并可能在以下三个方面有所创新。首先，从躯体健康、认知能力和自评健康等多个角度，本文全面检验了军人职业经历所留下的“军营印记” 对中国男性老年人健康的影响，进一步拓宽现有研究的范围和填补该领域在发展中国家的研究空白。其次，考虑到参军决策的自选择性和部队招募士兵的筛选行为，从军和老年人健康之间可能存在内生性问题。本文通过采取带有工具变量的条件混合过程(CMP) 估计法进行处理，这为识别军人职业等特殊职业经历的内生性问题提供了参考。最后，本文从健康行为、教育和收入溢价以及社会保障等多个层面检验了军人职业影响老年人健康的机制，这有助于理解“军营印记” 对老年人生命质量和社会福祉的具体影响。

二、文献综述和理论机制

参军的人力资本效应是学者们重点关注的一个领域。有证据表明，得益于对退役军人实施的一系列教育培训政策，在越南战争时期的美国退役军人能够获得更多接受高等教育的机会(Angrist 和Chen，2011；Bound 和Turner，2002)。同时，军队本身能提供一些低成本的军事教育并创造有利于学习的环境，这能够提高退役军人的认知能力(Lindqvist 和Vestman，2011)。同时，军队强调权威、职责、团队合作、不畏风险和自律自强，这也可能会提升退役军人的非认知技能(Benmelech 和Frydman，2015)。鉴于参军对人力资本积累的正面影响，学者们进一步评估了参军所带来的收入溢价。尽管关于第二次世界大战和越南战争期间美国退役军人是否存在收入溢价的研究结论有分歧(Angrist 和Krueger，1994；Card 和Cardoso，2012)，但是在参军帮助社会弱势群体获得更多收入的观点上达成一致(Hirsch 和Mehay，2003；Padavic 和Prokos，2017)。一些基于中国农村样本的研究也同样发现参军能够带来较高收入溢价(Hou 等，2020；Zhang，2015；王兵和杨宝，2019)。显然，人力资本积累和收入溢价优势对提升退役军人的健康状况至关重要(Sheehan 和Hayward，2019)。

还有一些文献关注退役军人的健康行为。一方面，为对抗军事职业的高风险，军人可能通过吸烟和喝酒等不健康行为来舒缓压力。尤其是面临战争威胁时，军人更容易形成对香烟、酒精和药物的依赖(Bedard 和Deschênes，2006)。同时，军旅集体生活有很强的外部性，很难让军人保持独立的生活习惯而远离这些不健康行为 (Landes 等，2017)。另一方面，军人职业经历可能形成更好的锻炼习惯来提高身体素质(McLaughlin等，2008)，也更加注重营养搭配和传授营养知识。更重要的是，军队中的身体训练更加科学和有效，更能够锻炼个人的意志品质。

此外，退役军人的政治资本和社会网络也得到了一些学者的重视。已有文献强调了对军人进行政治培训和促使军人形成政治意识的重要性。通过政治军事学习，军人能够更清晰了解所承担的政治责任，增强爱国主义精神(Leal 和Teigen，2018)。因此，参军有助于提升个体政治积极性，促进政治资本的积累(Leal 和Teigen，2018)。而在社会网络方面，退役军人可能与本地战友、军官和其他退伍军人建立联系并形成社会网络(Hou 等，2020；王兵和杨宝，2019)。部队长期的集体生活以及共同训练和工作的经历，使得战友的情感联结更加紧密。即使非战友，基于退役军人的“身份认同效应”，军人社会网络也可能更加牢固(Spiro 等，2016)。政治资本和社会网络在退役军人就业和社会互动等方面的优势可能在改善老年退役军人的健康中发挥作用(McLaughlin 等，2008；Wilmoth 等，2010)。

最后，由于军人社会保障涉及国家军事人力资本的稳定、军队战斗力甚至是国家安全，所以世界各国都非常重视退役军人的社会保障。一般而言，除常规的社会保障方式外，政府还会提供一些特殊的社会保障方式来对退役军人进行补偿，如就业安置、社会抚恤、军属优待和特殊津贴等(Angrist，1998；Landes 等，2017)。在中国，义务兵退役后可以享受退役金和地方政府经济补助，还可以参与职业教育和技能培训课程；军官退役后可以享受安置、住房、医疗、荣誉和社会保险等各个方面的保障。①参见退役军人事务部、中央宣传部、国家发展改革委等20 部门联合印发的《关于加强军人军属、退役军人和其他优抚对象优待工作的意见》。农村老兵还额外享有生活补助、养老补贴和养老保险军龄优待。这些特殊保障和优待在提升退役军人健康状况上起到了重要的作用。

三、研究设计

(一) 数据来源

本文所使用的数据来自中国老年健康长寿影响因素调查。该调查是由北京大学健康老龄与发展研究中心、美国杜克大学老龄发展研究中心以及国家疾控中心共同主持实施，从1998 年开始进行8 次跟踪调查。项目调查范围包括全国23 个省区市，调查内容涵盖中国老年人的健康状况、健康行为、职业背景以及经济条件等方面，是目前研究中国老龄化和老年人健康问题的重要大型微观数据库。

本文选取2002—2014 年5 期的混合数据①由于1998 年和2000 年周期的数据主要调查80 岁以上的高龄老年人，所以本文选取2002 年以后调查的数据。，同时对数据进行了如下筛选: 第一，按照现有文献的做法，考虑到军人主要以男性为主，剔除了女性样本(Hou 等，2020；Johnston 等，2016)；第二，剔除了在调查时尚未年满60 岁的样本；第三，剔除核心变量有缺漏的样本。通过对数据的清理和筛选，最终保留了22 027 个观测值。

(二) 变量说明

本文的被解释变量为老年人健康状况，包括躯体健康、认知能力和自评健康三个核心变量。其中，躯体健康采用老年人工具性日常活动能力(IADL) 来衡量(程令国等，2015；Wilmoth 等，2010)，其依据是观测老年人能否完成做饭、洗衣、外出串门、购物、走远路、提重物、下蹲、乘公交车等基本活动。如果上述活动均能自理，则说明躯体健康未受损，赋值为1；至少有一项需借助他人帮助才能完成则表示躯体健康受损，赋值为0。认知功能是根据国际通行的认知功能简易量表(MMSE) 的测量结果，测量内容包括方向定位能力、反应能力、注意力、计算能力以及语言和自我协调能力等，总分值为30 分。根据Shen 和Zeng (2014) 的做法，本文将24 分及以上定义为认知能力完好，赋值为1；低于24 分则赋值为0。此外，本文还选取了自评健康这一主观指标来综合反映老年人的健康状况，其根据问卷中“您觉得现在您自己的健康状况怎么样” 的回答进行赋值。本文将回答为“好” 和“很好” 的赋值为1，将回答为“一般”、“不好” 和“很不好” 的赋值为0。

本文核心解释变量为老年人是否有军人职业经历，根据调查问卷中的“您60 岁以前主要从事什么工作(职业) ” 的回答来进行赋值。将回答为“军人” 的赋值为1，其他赋值为0。需要说明的是，CLHLS 中的职业调查是指早年从事的工作超过20 年，所以问卷中所指的是一种将军人作为主要职业的长期服役经历。②根据CLHLS 问卷，本文所识别的是以军人职业为主的长期从军经历对老年人健康的影响，并不包括一些短期参军服役的退役军人。不过，在后面的分析中，本文将根据中国家庭追踪调查(CFPS)来分析短期参军对老年人健康的影响。

室性心律失常属于冠心病常见的临床表现，冠心病发病率高，且于患者体内的脂质代谢异常相关，脂质一旦沉积在血管就会引发动脉血管粥样硬化，患者因此出现心肌缺血、坏死[1] 。由于室性心律失常会提升心源性猝死的危险性，所以对冠心病室性心律失常欢患者采取积极的治疗对疾病的预后和防止心脏性猝死具有重要意义。碘胺酮是治疗心律失常常见的一种药物，虽然能有效改善患者的症状，但长期使用患者的耐受性较差，对疾病的预后不利[2] 。临床为提高冠心病室性心律失常的有效性、安全性及经济性，本文对既往收治的96例室性心律失常患者在胺碘酮治疗的基础上联合参松养心胶囊治疗，获得了良好的效果，现将其报道如下。

本文还选取了一系列外生控制变量。在老年人的个人特征上，所选取的变量包括年龄、是否有配偶、民族、童年是否常挨饿、童年生病是否能及时治疗和出生次序。家庭特征变量包括父亲是否务农、父亲是否受过教育、母亲是否受过教育、兄弟姐妹数、在世儿子数以及在世女儿数。本文控制的一系列童年特征变量和家庭特征变量很可能与个体的参军决策以及老年后的身体状况相关(Shen 和Zeng，2014)。因此，加入这些变量有助于降低内生性。

(三) 实证策略

为了准确识别军人职业影响老年人健康的因果效应，需要对模型中可能存在的内生性问题加以考虑。一是反向因果问题。本文使用的是老年人样本，而参军行为和职业经历发生在过去，显然老人当期的健康状况无法影响几十年前的从军行为。因此，反向因果问题不需要特别关注。二是自选择问题。考虑到个体从军决策与身体素质、家庭经济状况和性格特征相关，参军有可能是一种自选择行为。例如，早年家庭经济状况较差或偏好风险的个体，从军的意愿可能更高，更倾向于通过从军来获得向上跃迁的机会(Wu和Treiman，2004；Hou 等，2020)。而早年生活条件以及性格特征都与个体健康状况息息相关。三是部队选择行为。由于军人存在严格的筛选机制，身体素质越好的个体越容易通过征兵体检，这可能导致老年退役军人的健康状况不能被真实反映。

针对可能存在的内生性问题，本文主要采取工具变量法来进行处理。参照Bedard 和Deschênes (2006)、Hou 等(2020) 以及Zhao 和Guo (2022) 的做法，本文所选取的工具变量为基于出生队列的参军比例，从出生年份层面上捕捉军队规模的外生变化。参军比例的上升可能意味着国家对士兵需求量的增加和征兵强度的提升，个体进入部队的可能性会相应提高。相反，参军比例下降可能意味着处于裁减军事武装人员时期，国家对士兵的需求量下降，个体参军的成功率也随之降低。所以，参军比例的变动在一定程度上能够影响个体的参军行为，满足工具变量相关性条件。此外，参军比例的变动取决于兵力需求和国家国防战略，不受个人行为和意志的干扰，且基于出生队列的参军比例是一个历史变量，难以对老人当前的健康水平产生直接影响，所以该工具变量具备理论上的可行性。为了保障工具变量来源的外生性，本文还从另一个老年人微观数据库，中国健康与养老追踪调查(CHARLS) 来获取工具变量。CHARLS 在2014 年所展开的生命历程调查中记录了受访者的参军信息。

同时，由于所选取的工具变量是出生队列层面的，为了缓解未观测到的队列异质性对实证结果的干扰，本文控制了五年期的出生队列固定效应，并采取出生队列层面的聚类标准误进行矫正(Hou 等，2020)。此外，考虑到本文的解释变量和被解释变量均为二元变量，因此采用带有工具变量的条件混合过程(CMP) 估计方法。模型设定如下:

其中，下标i、c、t、p分别表示个体、出生队列、调查年份和省份。是老年人的健康状况的潜变量，包括前文提到的躯体健康、认知能力和自评健康。Militaryic指代个体是否有长期的军人职业经历，是个体军人职业倾向的潜变量。Xitc是一系列外生控制变量。φ(c)、λp和θt分别表示五年期出生队列固定效应、省份固定效应和年份固定效应。Zc是工具变量。α和β为两组待估参数。μitc和εitc是随机误差项。

(四) 描述性统计①因篇幅所限，本文省略了描述性统计，感兴趣的读者可在《经济科学》 官网论文页面“附录与扩展” 栏目下载。

从描述性统计可以看出，样本中存在军人职业的老年人占比为1.39%，略低于之前基于青年样本的文献(Hou 等，2020；王兵和杨宝，2019)。平均而言，44.37%的老年人躯体健康未受损，70.96%的认知能力完好，46.85%的认为自己的健康状况较好。另外，从均值差异检验结果可以看到，无论是健康躯体、认知能力还是自评健康，老年退役军人的健康状况都相对更好。平均而言，老年退役军人躯体健康未受损的概率比非退役军人要高7.04%，认知能力完好的占比要多5.92%，自评健康的比例要高5.51%。描述性分析表明，军人职业很可能有利于老年人健康。此外，工具变量的描述性统计结果显示，平均而言，退役军人所在出生队列的平均参军比例比非退役军人高1.80%，初步说明工具变量是满足相关性假设的。

四、实证结果及分析

(一) 基准结果

在基准结果中，本文检验了军人职业对老年人健康的影响。因为老年人健康均为二元变量，所以本文首先采用了普通的Probit 模型来进行估计，结果如表1 的前三列所示。在控制一系列个体和家庭特征变量以及固定效应之后，边际效应结果显示无论是客观的躯体健康和认知能力还是主观的自评健康，核心解释变量的系数都显著为正。不过，尽管Probit 估计结果显示军人职业可能促进老年人健康，但是依旧可能受到潜在内生性问题的干扰。

表1 的后四列报告了运用带有工具变量的CMP 方法的估计结果。第(4) 列的第一阶段结果显示工具变量与老年人的军人职业经历显著正相关。从最后三列的结果来看，军人职业经历所留下的“军营印记” 确实显著促进了老年人健康。平均而言，军人职业使老年人躯体健康、认知能力完好以及自评健康的概率分别增加了33.09、31.40 和42.15 个百分点。这些结果相较于Probit 估计在数值上更大，可能是受到工具变量法的局部平均处理效应的影响(Angrist 和Imbens，1995；程令国等，2015)，但并不影响因果效应的识别。

表1 军人职业对老年人健康的影响

(二) 稳健性检验①稳健性检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展”。

(1) 两阶段最小二乘估计。在基准回归结果中，本文使用CMP 估计方法得到了军人职业与中国老年人健康之间的因果关系，但是CMP 方法无法得到弱工具变量判断的常用统计量，因此本文进一步使用两阶段最小二乘法(2SLS) 来进行估计。从结果中不难看到，第一阶段F值为15.2982，大于通常认为的弱工具变量的门槛值10，同时Anderson-Rubin 检验也都在5%的水平上显著，故可以认为并不存在弱工具变量的情形。从估计结果来看，核心解释变量的系数在各列中均显著为正，说明替换估计方法后基准回归的结果保持稳健。

(2) 考虑战争因素。由于样本中可能存在一些经历过战争的老年人，而早年的战争或参战经历很可能直接影响老年人的健康状况(Bedard 和Deschênes，2006)，因此本文需要剔除战争因素对基准实证结果的影响。本文首先考虑中华人民共和国成立后的两次重要战役，抗美援朝和中印(边境) 自卫反击战。本文将18—25 岁视为可能适合参战的年龄，并基于老年人的出生队列剔除对应的样本(Zhao 和Guo，2022)。②抗美援朝战争发生在1950—1953 年，相应地本文剔除了出生于1925—1935 年的样本。而中印边境自卫反击战发生在1962 年，本文对应剔除了出生于1937—1944 年的老年人。相应的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A3。可以看出，军人职业的系数在各列中都显著为正，说明剔除这些潜在的参战样本对本文结果的影响较小。其次，考虑到中华人民共和国成立前的两次全面战争，抗日战争和解放战争，持续时间较长，且这两场大规模的全面战争波及全国一半以上的疆域，不仅会影响参战士兵，而且会对普通民众产生负面冲击。因此，本文根据出生队列分别计算样本中的老年人经历这两次战争的年数③抗日战争的时间为1931—1945 年，解放战争的时间为1946—1950 年。，并分别控制经历战争年数的固定效应来尽可能降低全面战争对实证结果的影响。可以看出，估计结果没有发生太大的变化。

(3) 剔除极端观测值。在前文的分析中，为避免样本中只存在调查期仍健在的老年人而引起的样本选择偏误问题，基准回归中同时包括在世和已经去世的老年人样本。但考虑到死亡这一极端健康表现，本文进一步剔除了在调查期(2014 年以前) 已逝世的样本。从前三列的实证结果可以看出，各列的核心解释变量依旧为正，说明本文在剔除健康状况极差(最终死亡) 的老年人样本后，实证结果依旧保持稳健。此外，考虑到离休是针对中华人民共和国成立以前参加革命工作干部的一项特殊保障制度，这些老年人在离休后可能享受到更多社会福利和社会保障，因此本文进一步剔除这些特殊样本。本文根据问卷中老年人是否享受离休待遇来进行识别，发现共有525 个老年人享受离休待遇。在后三列的回归结果中，CMP 方法所报告的边际效应结果显示军人职业依旧能够显著促进老年人健康。

(4) 加入其他控制变量。虽然本文控制了省级固定效应，但是一些宏观变量也可能会影响老年人的健康状况。这些宏观变量包括人均GDP、公共服务①公共服务用财政支出(万亿元) 来表示。、每万人医疗机构数、每百人病床数和每百人医疗人员数，数据均来自《中国统计年鉴》。在检验结果前三列中，核心解释变量的系数保持显著为正，说明加入这些宏观控制变量后本文的实证结果依旧稳健。此外，考虑到中国幅员辽阔，不同地区的队列异质性可能较大，因此本文进一步控制了五年期出生队列与省份的固定效应，结果如检验结果后三列所示。显然，控制高维度固定效应后的估计结果与表1 中的基准结果相似。

(三) 拓展分析②拓展分析的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展”。

(1) 军人职业对老年人慢性疾病的影响。一些文献发现参军可能增加老年人患心脏病、肺结核和高血压等慢性疾病的概率 (Bedard 和Deschênes，2006；Johnston 等，2016)，但并未具体分析老年退役军人的疾病状况。根据CLHLS 数据库，本文选取了几种常见慢性病，包括心脏病、高血压、糖尿病、肺结核和癌症。可以看出，平均而言，老年退役军人患癌症的概率要低7.69 个百分点，但是军人职业经历对其他慢性病的影响并不显著。

(2) 军人职业对老年人心理健康的影响。诸多研究显示，参军不仅会影响身体健康，而且会对心理健康造成冲击(Hoge 等，2004；Williamson 等，2019)。CLHLS 问卷中针对老年人心理健康的问题包括: “是否常感到紧张和害怕”、“是否常感到孤独”、“是否觉得越老越没用”。本文将至少有一个问题回答为“是” 的定义为有负面情绪。同时，本文还分析了军人职业对老年人精神疾病的影响。③严格来说，心理疾病和精神疾病并不完全一致。心理疾病是由致病因素导致的脑功能障碍，而精神疾病是精神活动紊乱，导致正常的心理和精神生活难以维持。日常生活中所能观察到的精神病往往表现为严重的“障碍症”，心理咨询师一般将心理问题分为一般心理问题、心理障碍症和精神疾病三类，所以精神疾病也可以视为一种较为严重的心理疾病。可以看出，军人职业对中国老年人的心理健康并未造成负面影响。之所以与国外的部分研究存在较大差异，可能是因为国外文献大多以参战士兵作为研究对象，直接参与战争可能会导致军人容易出现创伤后应激障碍症和心理疾病。相较而言，本文样本中直接参战的可能并不多。即使早年有参与抗日战争、解放战争和抗美援朝等全面战争的可能，也都是怀有强烈的反侵略和反压迫的爱国主义情怀，甚至会因为参与战争而获得国家荣誉和长期保障，这可能会弱化参战对心理创伤的影响。

(3) 城乡异质性。在前面的分析中，本文发现军人职业对老年人带来了健康溢价，但是并未区分城乡异质性效应，接下来进一步分析军人职业能否影响城镇老年人健康。④之前的文献表明，参军是一些农村青年获得城镇户籍和就业机会的重要途径(Hou 等，2020；Zhang，2015)，户籍和居住地转换经历可能发生在参军以后，故本文不能根据老年人当前的户籍状况或居住地来进行城乡异质性分析。同时，CLHLS 中仅提供了老年人出生地类型(城镇或农村)，本文据此来分析城乡异质性。结果显示，军人职业无法改善出生于城镇的老年人的健康状况，但能促进农村老年人健康。如前文所提到的，现有文献关于服役或者军人职业评估的结论并未统一，但是在关于帮助弱势群体获得更好就业机会和更高收入方面较为一致(Card 和Cardoso，2012；Hirsch 和Mehay，2003；Padavic 和Prokos，2017)。而之前基于中国背景展开的研究显示农村青年能够通过参军获得较高的回报(Hou 等，2020；Zhang，2015；王兵和杨宝，2019)。本文的发现与这些研究类似，说明军人职业仅能显著改善初始资源禀赋较差的中国农村老年人的健康状况，而对出生于城镇的老年人健康影响不显著。

(4) 短期从军经历与老年人健康。在前文的实证分析中，本文着眼于以军人职业为主的长期从军经历对老年人健康的影响。那么，短期从军经历能否促进男性老年人的健康? 由于CLHLS 中并未披露老年人参军的具体时间，因此本文借助中国家庭追踪调查(CFPS) 2018 年的数据来进行进一步分析。CFPS 数据库中详细记录了退役军人的入伍时间和退役时间，并发现老年退役军人的平均参军年限仅为4.34 年。①这里删除了有20 年以上从军经历的个体。因此，相对于CLHLS 中以军人职业为主的长期从军经历，CFPS 中记录的大部分退役军人可视为拥有短期从军经历。此外，根据问卷，本文所选取的衡量老年人健康的被解释变量包括自评健康、慢性病和记忆力。②在自评健康上，将“非常健康”、“很健康” 和“比较健康” 设置为1，将“一般” 和“不健康” 设置为0。在慢性病变量上，将半年内有慢性疾病的设置为1，其他设置为0。记忆力变量根据“老年人能记住主要事情吗” 这一问题的回答来进行赋值，将“只能记住一点点”、“只能记住少数” 和“只能记住一半” 设置为0，将“能记住多数” 和“完全能记住” 设置为1。估计结果显示，短期从军经历依旧能够显著促进老年人的自评健康，但是对慢性病和记忆力的影响并不显著。

五、机制检验

基于前文对理论机制的阐述，结合CLHLS 数据库，本部分从健康行为、教育和收入状况以及社会保障三个方面来进行机制检验。

(一) 健康行为

本文从以下五个方面选取健康行为变量，包括过去常吸烟、过去常喝酒、过去常锻炼身体、饮食均衡③若老年人常吃蔬菜(水果) 和肉类(猪肉和鱼肉)，饮食均衡变量赋值为1，其他赋值为0。和休闲活动④休闲活动包括个人户外活动、种花养宠物、阅读书报、打牌(麻将)、看电视、旅游以及参与有组织的社会活动7 项。，实证结果如表2 所示。可以看出，军人职业的系数在前两列中均不显著，这说明相对于非退役军人，老年退役军人在抽烟和喝酒两项不利于健康的习惯上并没有统计上的差异，这与Teachman (2011) 的研究结果类似。此外，在第(3) 列中，核心解释变量的系数显著为正，意味着老年退役军人确实有锻炼身体的好习惯。而在第(5) 列中，同样可以发现军人职业使得老年人所参与的休闲活动数量显著增加。表2 的估计结果在总体上说明，老年退役军人有锻炼身体和积极参与休闲活动等利于健康的习惯，而在抽烟和喝酒等不利于健康的行为习惯上与其他老年人并没有显著差异。显然，常锻炼身体和积极参与休闲活动有助于改善老年人的健康。⑤本文发现常锻炼身体和休闲活动与衡量老年人健康的三个变量正相关。相应的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A12。因此，军人职业能通过改善老年人的健康行为来提升健康状况。

表2 军人职业与老年人健康行为(CMP 方法)

(二) 教育和收入状况

本文选取了两个衡量老年人受教育状况的变量，分别为受过教育和受教育年限。衡量老年人收入状况的变量包括老年人生活来源是否充足、家庭绝对收入和家庭相对收入。其中，家庭绝对收入用前一年家庭人均收入的对数值表示，相对收入是老年人与当地其他住户相比的主观贫富程度。①相对富裕＝3，一般＝2，相对贫困＝1。之所以选取多个变量，主要是考虑到老年人可能存在记忆偏差，导致自报的受教育年限和家庭收入失真，通过多个变量对比能够有效降低度量误差(程令国等，2015)。

在表3 的第(1) 列和第(2) 列中，核心解释变量的系数都显著为正，说明中国老年退役军人的受教育程度更高。这与一些文献所得到的结论相似(Angrist 和Chen，2011；Bound 和Turner，2002)，说明军人职业能通过提升受教育程度而改善老年人健康。②受过教育和受教育年限与衡量老年人健康的三个变量之间也都是正相关的。相应的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A13。表3 的后三列考察的是军人职业对收入状况的影响，估计结果显示军人职业不仅增加了家庭绝对收入，而且促进了相对收入的增长。实证结果同样支持个体能够通过参军获得收入溢价的结论(Hou 等，2020；Zhang，2015；王兵和杨宝，2019)，且发现这种收入溢价能够延续到老年阶段。因此，估计结果说明军人能够通过改善家庭绝对收入和相对收入来进一步提升老年人健康。③家庭绝对收入和家庭相对收入与衡量老年人健康的三个变量之间均是正相关关系。相应的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A14。

表3 军人职业与老年人教育和收入(CMP 方法)

(三) 社会保障

本文选取了四个社会保障变量，分别为社会医疗保险、社会养老保险、政府医疗保障和政府生活保障。①CLHLS 中社会医疗保险和社会养老保险的统计始于2005 年。其中，政府医疗保障用医疗费用是否主要由公共支付来表示，政府生活保障用主要生活来源是否依靠政府来衡量。实证结果如表4 所示。可以看出，核心解释变量在第(1) 列和第(3) 列中显著，说明老年退役军人在社会医疗保险和政府医疗保障两个方面拥有显著优势。不过，在社会养老保险和政府生活保障上，老年退役军人并没有显著的优势，背后潜在的原因可能是近些年新农保等社会养老保险的快速推行和低保制度的逐渐完善，老年退役军人和非退役军人之间的差距逐渐缩小。毋庸置疑，社会保障与老年人健康水平提升息息相关。②社会医疗保险和政府医疗保障与衡量老年人健康的三个变量之间也都保持正相关关系。相应的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A15。因此，本文的实证结果显示社会保障优势是解释中国老年退役军人健康溢出效应的重要机制。

表4 军人职业与社会保障(CMP 方法)

六、结论与政策启示

老年退役军人的健康状况受到社会各界的普遍关注。本文运用2002—2014 年中国老年健康长寿影响因素调查中的男性样本，全面探讨了军人职业经历对老年人健康的影响及其内在机制。实证结果表明，军人职业显著提升了老年人的躯体健康、认知能力和自评健康，这一结论在通过克服内生性和一系列稳健性检验之后依旧可靠。进一步地，本文发现军人职业使得老年人患癌症的风险下降，但是对心理健康的影响不大。同时，实证结果显示军人职业并不能改善城镇老年人健康，而短期从军经历同样有助于提升老年人健康水平。

军人职业影响老年人健康的机制分析主要围绕健康行为、受教育程度、收入状况以及社会保障等方面展开。在健康行为上，本文发现老年退役军人常锻炼身体和积极参与休闲活动的健康行为习惯有助于提高其健康水平。同时，在教育和收入状况上，军人职业提升了老年人的受教育程度，并促使绝对收入和相对收入的增加。此外，在社会养老保险和政府医疗保障上，老年退役军人存在明显优势。因此，通过改善健康行为、提升受教育程度和收入溢价以及获得社会保障优势等作用机制，军人职业显著改善了老年人的健康状况。

当前，鲜有文献涉及中国等发展中国家老年退役军人健康问题，本文首次运用中国老年人的微观数据，探究军人职业对男性老年人健康的影响，从新的视角解释了中国男性从参军中所获得的健康溢出效应，是对现有文献的补充和拓展。本文的研究有重要的政策启示。一方面，可以构建针对职业军人的特殊保障体系，进一步发挥政府特殊保障措施在提升老年退役军人健康和生命质量中的作用。根据不同兵种、训练经历、战斗经历和从军年限制定多样化的保障方式，全方位满足老年退役军人的医疗需求。另一方面，应加快退役军人健康保障相关政策措施的落地，进一步强化和细化退役军人社会保障相关政策和法规体系的建设，实现老有所养、病有所医。

当然，本文还存在一些局限性。首先，鉴于军事职业本身的高危险性，本文只能获得调查期存活的老年人样本，潜在的幸存者偏差可能导致实证结果低估。其次，受制于调查问卷，无法准确捕捉一些特殊的社会保障方式，如退役军人的安置、优待和补贴等，这些保障可能对改善老年退役军人的健康有积极作用。最后，由于数据库中关于军人职业的调查信息较少，如军兵种、职务和退出现役的方式等，本文无法进行针对性的异质性探讨。不过，随着退役军人事务管理与服务机构在全国各地铺开，相信会有越来越多针对中国退役军人的专项调查，预期将有更多评估老年退役军人的健康和医疗需求的高质量实证研究，以进一步夯实国家退役军人健康保障的理论和现实基础。