Выявление взаимосвязи между здоровьем и занятостью женщин пенсионного возраста

В России происходит постепенное старение населения, по оценке Росстата1, к 2036 г. каждый третий житель будет в возрасте старше тру-доспособного2. В перспективе российская экономика, ее отрасли и регионы страны могут испытывать дефицит одного из основных факторов производства – рабочей силы [1]. Уже в 2018 г. численность занятых в экономике, приходящихся на одного пенсионера, составляла 1,7 человека3, а в перспективе нагрузка на работающее население будет усиливаться. В качестве инструмента смягчения дефицита рабочей силы многие исследователи [2–4] рассматривают трудовую активность пенсионеров. Использование потенциала пожилых людей – это не только дополнительные трудовые ресурсы для экономики, но и в первую очередь возможность для самореализации самих пожилых людей [5]. Продолжение трудовой деятельности позволяет пенсионеру сохранить социальные связи и заботиться о своем здоровье [6]. В то же время необходимо учесть качество человеческого капитала лиц пожилого возраста. Исследование Т.М. Малевой и О.В. Синявской [7] показало, что к моменту, когда человек достигает пенсионного возраста, у него обычно есть ряд хрони- ческих заболеваний, а нередко – инвалидность. Поэтому вовлечение пожилых в трудовую деятельность и наращивание потенциала активного долголетия, как отмечают исследователи ВШЭ [8], могут столкнуться с весомым ограничением. Состояние здоровья пенсионеров может ограничивать их работоспособность. Активно разрабатываемая и реализуемая в последнее время в России государственная политика в области стимулирования занятости лиц старшего поколения («новая пенсионная формула», «Стратегия действий в отношении граждан пожилого возраста до 2025 года», повышение пенсионного возраста) должна не только создать возможности продления периода трудовой деятельности в старости, но и обеспечить при этом сохранение удовлетворительного состояния здоровья. Исследование взаимосвязей между занятостью пенсионеров и их здоровьем позволит обосновать более эффективную политику в этой области. Поэтому в рамках данного исследования была поставлена цель – выявить эти причинно-следственные связи на примере женщин пенсионного возраста в наиболее активной возрастной группе.

Обзор литературы

Возрастная структура населения является важным фактором социально-экономического развития, что отражается в огромном количестве работ, посвященных экономике старения [9–10]. Как справедливо отметил Ф. Ноутстайн [11], проблема демографического старения населения – это вовсе не проблема, а лишь пессимистический взгляд на величайший триумф человечества. Несомненно, рост продолжительности жизни является главным достижением социально-экономического развития, но старение населения несет с собой большие вызовы для социальных институтов, что требует выработки обоснованной политики в этой области.

В последнее время акценты в подходе к повышению качества жизни пожилых людей смещаются от обеспечения различных механизмов социальной защиты к стимулированию развития и использования их потенциала [12]. В рамках этого подхода относительно недавно появились новые термины – люди «третьего возраста» [13] и «четвертого возраста» [14], которые отрицают прошлые представления о старости.

Широкое распространение получила концепция активного долголетия, сформированная в 1990-е гг. и направленная на решение проблемы старения населения [15]. Концепция активного старения смещает фокус обсуждения последствий старения с негативных ожиданий растущего бремени государственных расходов на анализ возможностей использования потенциала пожилых людей [16]. Согласно ВОЗ4, активное долголетие – это процесс оптимизации возможностей в плане здоровья, участия и безопасности в целях повышения качества жизни по мере старения людей. Обеспечение активного старения, т.е. оптимизация возможностей для здоровья, участия и безопасности в целях повышения качества жизни по мере старения населения, является важной стратегией роста. Для проведения успешной политики активного старения требуется кардинальное изменение представлений о том, что означает старение как в экономическом, так и в социальном плане [17]. Активное долголетие позволяет людям реализовать свой потенциал физического, социального и психического благополучия на протяжении всей жизни и участвовать в жизни общества в соответствии со своими потребностями, желаниями и возможностями, обеспечивая им надлежащую защиту, безопасность и уход, когда они нуждаются в помощи. Активное старение направлено на увеличение продолжительности и качества здоровой жизни всех людей по мере их старения, включая тех, кто слаб, немощен и нуждается в уходе. Здесь трудовая и физическая активность пожилых людей рассматривается как основа их здоровья [6].

Как показали данные мониторинга общественного здоровья населения Вологодской области, проводимого ВолНЦ РАН [18], работающие пенсионеры позитивнее характеризуют собственное здоровье. Результаты количественного исследования, проведенного в 2012 г. в Ивановской области [19], выявили, что большее влияние на субъективную оценку здоровья оказывает не возраст, а наличие высшего образования, текущей занятости, разнообразия в трудовых практиках. Д.М. Рогозин объясняет это тем, что работающие пенсионеры самостоятельно распоряжаются своим временем, включены в различные социальные сети и не зависят от заботы со стороны государства. Аналогичные результаты получены Ю.П. Лежниной по данным исследования ИС РАН «Социальная политика и социальные реформы глазами россиян»5. Вовлеченность пенсионеров в трудовой процесс дает им не только дополнительные доходы, но и повышает у них самооценку и улучшает самочувствие.

В то же время исследование О.В. Егоровой6, базой которого были данные поликлиник, выявило, что работающие женщины пенсионного возраста имеют более высокий уровень общей и хронической заболеваемости. Комплексное медико-социальное исследование по изучению образа жизни и состояния здоровья работающих женщин пенсионного возраста (на примере Пензенской области) [20] продемонстрировало, что среди работающих женщин старше 60 лет никто не отметил положительного влияния работы на здоровье. Опрос населения7, прове- денный в 2013 г. Институтом социального анализа и прогнозирования РАНХиГС [21], показал, что причинами прекращения работы по достижении пенсионного возраста являются нездоровье и усталость, поскольку именно они предопределяют возможности пожилого человека трудиться.

Таким образом, в научной литературе сложились две точки зрения относительно здоровья работающих пенсионеров. Первая точка зрения основывается на концепции активного долголетия и предполагает вовлечение пожилых людей в трудовую деятельность, что не только позволит решить проблемы старения населения (дефицит рабочей силы, нагрузка на занятое население и пр.), но и будет способствовать сохранению их здоровья. Вторая же точка зрения учитывает то, что российские пожилые к пенсии подходят с подорванным здоровьем, а продолжение трудовой активности может усугубить их состояние. Чтобы подтвердить или опровергнуть эти противоположные точки зрения, в рамках данного исследования были выявлены причинно-следственные связи между занятостью пенсионеров и их здоровьем.

Подход к исследованию

На основании рассмотренных теоретических моделей и социологических обследований населения были выдвинуты следующие гипотезы исследования:

H ₁: пенсионеры продолжают работать, что сохраняет им хорошее состояние здоровье;

H ₂: продолжают работать те пенсионеры, кому позволяет их здоровье.

Если в гипотезе H1 удовлетворительное состояние здоровья пенсионеров выступает как следствие их трудовой активности, то в гипотезе H2 – противоположная ситуация, здесь состояние здоровья является причиной наличия занятости. Как правило, исследования здоровья и трудовой активности пенсионеров проводятся в разрезе стимулов и ограничений8. В рамках данной работы для проверки поставленных гипотез были построены регрессионные модели, выявляющие взаимосвязи между переменны- ми. Для этого была сформирована схема причинно-следственных связей между занятостью пенсионеров и их здоровьем, в которой также отображены и другие потенциальные факторы влияния (рисунок).

Первая регрессионная модель построена для проверки гипотезы H ₁ и включает зависимую переменную – здоровье пенсионеров, на которое, помимо их занятости, влияют такие факторы (входные переменные), как доступность медицины, экологическая ситуация, доходы населения и государственные расходы на здравоохранение. Данный набор переменных основан на предложенных ВОЗ [22] факторах, влияющих на здоровье: образ жизни, генетика, состояние здравоохранения и окружающей среды. Первый из этих факторов в нашей модели описывается показателями занятости пенсионеров и доходов населения, третий – показателями обеспеченности населения врачами и расходов на здравоохранение, четвертый – показателем экологической ситуации. Второй фактор не включен в модель, поскольку, как отмечает В.А. Черешнев [22], он актуален для детей до 3–6 лет.

Во вторую модель (гипотеза H ₂) вошли зависимая переменная – занятость пенсионеров и объясняющие переменные – внутренние факторы (здоровье пенсионеров и уровень пенсионного обеспечения) и факторы внешней среды (развитость инфраструктуры, экономический рост, напряженность на рынке труда и демографическая ситуация). Согласно многочисленным опросам, именно внутренние факторы оказывают большее влияние на трудовую активность пожилых людей. Выбор внутренних факторов обоснован результатами многочисленных социологических исследований. Как они выявили, вовлечение пенсионеров в трудовую деятельность носит вынужденный характер⁹ [23–24]. Причиной же прекращения работы по достижении пенсионного возраста, как уже отмечалось, является неудовлетвори-

Схема зависимости между занятостью пенсионеров, их здоровьем и другими факторами

тельное состояние здоровья10 [21]. Помимо отмеченных факторов, на решение пенсионеров о возможности продолжения трудовой деятельности влияет внешняя среда. Трудовая активность пенсионеров рассматривается как инструмент смягчения дефицита рабочей силы [2–3], поэтому в модель включены такие факторы, как напряженность на рынке труда, экономический рост, демографическая ситуация и развитость инфраструктуры. Первый из этих факторов описывается уровнем безработицы. Как подчеркивается в ряде исследований [25], на рынке труда конкурентоспособность лиц, достигших пенсионного возраста, крайне низка и их шансы на трудоустройство ниже, чем у молодых кандидатов [26], поэтому наличие вакантных рабочих мест формирует потребность в дополнительной рабочей силе. Второй фактор также отражает формирование заин- тересованности в трудовом участии пенсионеров – экономический рост, который, как правило, сопровождается ростом антропогенной нагрузки на окружающую среду11 [27]. Третий фактор характеризует уровень демографического старения населения, который естественным образом увеличивает средний возраст занятого в экономике населения. Как отмечают демографы [28], демографическая пирамида экономически активного населения России в целом повторяет демографическую пирамиду страны в возрастном интервале от 15 до 72 лет. В качестве четвертого фактора рассмотрен показатель развитости инфраструктуры (а именно здравоохранения, что особенно важно в пожилом возрасте), поскольку она формирует условия для жизнедеятельности, в т.ч. воспроизводства трудовых ресурсов [29–30].

Логика исследования заключается в следующем. Если объясняющая переменная статистически значимо связана с зависимой переменной, то гипотеза не отклоняется (принимается). В качестве критерия использовалась статистическая значимость коэффициента перед объясняющей переменной в многомерной линейной регрессионной зависимости. При этом регрессионная модель должна удовлетворять показателям качества.

Данные исследования

Обычно в исследованиях состояния здоровья пожилого населения используют данные социологических обследований, что для построения регрессионных моделей имеет свои ограничения. Во-первых, обследования должны быть регулярными, чтобы обеспечить достаточный массив данных для построения результативной модели. А во-вторых, что более важно, эти данные о состоянии здоровья являются самооценкой индивида, как справедливо отмечают В.Ю. Ляшок и С.Ю. Рощин [31], не имеющей четких критериев выбора ответа. Поэтому базой исследования в этой работе стали статистические данные Федеральной службы государственной статистики, Федеральной службы по надзору в сфере природопользования и Федерального казначейства.

Для оценки состояния здоровья используются показатели смертности. Такой выбор оправдан, во-первых, наличием очевидной тесной корреляционной связи между здоровьем людей в пожилом возрасте и их смертностью. По данным ЦНИИОИЗ Минздрава России12 за 2017 г., 88,9% случаев смертности в пожилом возрасте происходит по эндогенным причинам, т.е. от болезней, а не от внешних причин. Во-вторых, использование показателей смертности в оценке состояния здоровья населения позволяет нивелировать влияние проблем недоучета и выявляемости латентной заболеваемости. Существующие в медицинской статистике проблемы [32] (от проблем с выяв-ляемостью скрытой латентной заболеваемости населения [33–34] до умышленного искажения информации13 [35]) приводят зачастую к тому, что статистические данные противоречивы или закрыты [36]. Поэтому использование показателей смертности широко применяется для оценки состояния здоровья во многих исследованиях, в т.ч. медицинских. К примеру, индекс достоверности учета (отношение числа умерших к числу первично учтенных случаев злокачественных новообразований) считается одним из наиболее объективных показателей оценки состояния онкологической помощи населению, отражающих уровень недоучета первичных случаев [37]. Тем более что статистическая информация о заболеваемости населения старше трудоспособного возраста разрабатывается Минздравом России лишь с 2010 г. В-третьих, использование различных субъективных мер оценки здоровья имеет свои методологические ограничения [38–42].

Регрессионные модели были построены на примере женщин 55–59 лет, что обусловлено, с одной стороны, методологией исследования. По итогам комплексного наблюдения условий жизни населения14, средний трудовой стаж после назначения пенсии составляет 6,4 года. С другой стороны, в публикуемой Росстатом статистической информации занятость мужчин в пенсионном возрасте представлена только одной возрастной группой – 60–72 лет, что для целей исследования является достаточно большим временным отрезком.

Для каждой гипотезы была построена своя регрессионная модель и подобран свой набор информативных показателей. Для проверки гипотезы H ₁ в качестве зависимой переменной Y взят возрастной коэффициент смертности женщин 55–59 лет, промилле. В качестве входных (объясняющих) переменных использован ряд показателей:

• X ₁ – доля женщин в возрасте 55–59 лет в общей численности занятых¹⁵, %;

X ₂ – численность врачей на 10 000 человек населения;

• X ₃ – выбросы загрязняющих атмосферу веществ на человека, кг;

• X ₄ – среднедушевые денежные доходы населения (в ценах 2018 г.), тыс. руб.;

X ₅ – расходы консолидированного бюджета субъекта Российской Федерации и территориального государственного внебюджетного фонда на здравоохранение (в ценах 2018 г.) на человека, тыс. руб.

Для проверки гипотезы H ₂ в качестве зависимой переменной Y рассмотрена доля женщин в возрасте 55–59 лет в общей численности занятых, %. В качестве входных (объясняющих) переменных используются такие показатели, как:

• X ₁ – ожидаемая продолжительность предстоящей жизни при достижении женщинами 55 лет, лет;

X ₂ – численность врачей на 10 000 человек населения;

X ₃ – выбросы загрязняющих атмосферу веществ за год на человека, кг.;

X ₄ – уровень безработицы (по методологии МОТ), %;

X ₅ – доля населения в возрасте старше трудоспособного в общей численности населения, %;

X ₆ – коэффициент замещения (уровень замещения пенсией утраченного заработка), %.

Расчеты исследования проводились в пакете Statistica.

Результаты исследования

Проверка гипотезы H1

Для выявления причинно-следственной связи между занятостью женщин 55–59 лет и их здоровьем был проведен корреляционнорегрессионный анализ. Данные были взяты из справочников Росстата за 2002–2018 гг. В табл. 1 приведена корреляционная матрица по входным и зависимой переменным для проверки гипотезы H1.

Входные переменные оказались мульти-коллинеарными¹⁶ – определитель корреляционной матрицы равен 0,0058. После удаления из модели статистически незначимых факторов ( X ₂ и X ₄) была получена регрессионная модель ( табл. 2 и 3 ). Мультиколлинеарность по трем оставшимся значимым факторам отсутствует – определитель корреляционной матрицы по входным переменным ( X ₁, X ₃ и X ₅) равен 0,2902.

Дополнительно была рассчитана парная и частная корреляция между входными переменными и зависимой переменной (табл. 4) .

Результаты, представленные в табл. 4, согласуются с результатами регрессионного анализа. Переменные X ₂ и X ₄ также оказались при фиксации остальных факторов не коррелированными с зависимой переменной Y . Высокая парная корреляция между X ₄ и Y была вызвана влиянием других факторов (эффект мультиколлинеарности входных переменных).

Таким образом, получена регрессионная модель для зависимости возрастного коэффициента смертности женщин 55–59 лет от доли женщин в возрасте 55–59 лет в общей числен-

Таблица 1. Корреляционная матрица по входным и зависимой переменным

	X 1	X 2	X 3	X 4	X 5	Y
X 1	1,000	-0,136	-0,430	0,797	0,786	-0,848
X 2	-0,136	1,000	0,362	0,155	0,213	0,143
X 3	-0,430	0,362	1,000	-0,637	-0,483	0,787
X 4	0,797	0,155	-0,637	1,000	0,944	-0,912
X 5	0,786	0,213	-0,483	0,944	1,000	-0,846
Y	-0,848	0,143	0,787	-0,912	-0,846	1,000

Таблица 2. Результаты регрессионного анализа

	Beta	Std.Err. of Beta	B	Std.Err. of B	t (13)	p -level
Intercept			13,5647	3,64125	3,72528	0,002544
X 1	-0,41793	0,078887	-0,34714	0,065524	-5,29787	0,000144
X 3	0,466521	0,055641	0,0633	0,007551	8,38455	0,000001
X 5	-0,2925	0,081338	-0,0902	0,025092	-3,59609	0,003256

16 Магнус Я.Р., Катышев П.К., Пересецкий А.А. Эконометрика. Начальный курс. 6-е изд., перераб. и доп. М.: Дело, 2004. 576 с.

Таблица 3. Основные статистики регрессионного анализа

Показатель	Значение
Multiple R	0,9846
Multiple R 2	0,9694
Adjusted R 2	0,9623
F (3,13)	137,2551
p	0,0000
Std.Err. of Estimate	0,3658

Таблица 4. Парные и частные коэффициенты корреляции между входными переменными и зависимой переменной

i 1 2 3 4 5 r xiy -0,848 0,143 0,787 -0,912 -0,846 r , xi y\x1..x5 -0,744 -0,122 0,789 -0,028 -0,366 ности занятых, удельных выбросов загрязняющих атмосферу веществ и удельных расходов консолидированного бюджета субъекта Российской Федерации и территориального государственного внебюджетного фонда на здравоохранение:

Y ( X ) = 13,565 - 0,347 X 1 + 0,0633 X 3 - 0,0902 X ₅. (1)

Как показывает уравнение (1), с ростом занятости женщин в возрасте 55–59 лет на 1% коэффициент смертности женщин этого же возраста снизится на 0,347 промилле при сохранении на том же уровне выбросов загрязняющих атмосферу веществ и государственных расходов на здравоохранение.

Формально для оценки параметров модели (1) достаточно выполнения условия

Rg X = m + 1 = 4 <  n , т.е. число линейно независимых наблюдений должно быть более 4 (число параметров модели)¹⁷. Однако для обеспечения статистической надежности оценивания модели обычно требуют, чтобы число наблюдений (в данном случае n = 17) по крайней мере в 3 раза превосходило число оцениваемых параметров (для модели (1) оно равно 4)¹⁸. Очевидно, что это условие выполняется и выборку можно считать репрезентативной.

Проверка гипотезы H2

Статистические данные были взяты из справочников Росстата за 2000–2018 гг. Для проверки гипотезы H ₂ была построена также корреляционная матрица по входным и зависимой переменным, ее результаты представлены в таблице 5 .

Таблица 5. Корреляционная матрица по входным и зависимой переменным

	X 1	X 2	X 3	X 4	X 5	X 6	Y 1
X 1	1,000	0,024	-0,632	-0,835	0,957	0,531	0,704
X 2	0,024	1,000	0,391	-0,111	-0,206	-0,048	0,304
X 3	-0,632	0,391	1,000	0,249	-0,724	-0,861	-0,023
X 4	-0,835	-0,111	0,249	1,000	-0,780	-0,144	-0,902
X 5	0,957	-0,206	-0,724	-0,780	1,000	0,548	0,613
X 6	0,531	-0,048	-0,861	-0,144	0,548	1,000	0,049
Y 1	0,704	0,304	-0,023	-0,902	0,613	0,049	1,000

17 Айвазян С.А., Мхитарян В.С. Прикладная статистика и основы эконометрики. М.: ЮНИТИ, 1998. 1005 с.

18 Бородич С.А. Эконометрика. Мн.: Новое знание, 2001. 408 с.

Как показал расчет определителя корреляционной матрицы (он равен 0,00027), входные переменные являются мультиколлинеарными; чтобы это исключить, из модели были удалены статистически незначимые факторы ( X ₁, X ₂ и X ₅). Полученная регрессионная модель представлена в табл. 6 и 7 . Мультиколлинеарность по трем оставшимся значимым факторам отсутствует – определитель корреляционной матрицы по входным переменным ( X ₃, X ₄ и X ₆) равен 0,2378.

Результаты расчетов парной и частной корреляции между входными переменными и зависимой переменной представлены в табл. 8 .

Результаты, представленные в табл. 8, тоже согласуются с полученными результатами регрессионного анализа. Переменные X ₁, X ₂ и X ₅ также оказались при фиксации остальных факторов не коррелированными ( X ₁, X ₂) или слабо коррелированными ( X ₅) с зависимой переменной Y . Отличия частных коэффициентов корреляции r _{x 3 y \ x 1 ... x 6} и r _{x 6 y \ x 1 ... x 5} от парных коэффициентов r _{x y} и r _{x y} , соответственно, были вызваны влиянием других факторов за счет эффекта мультиколлинеарности.

В результате получили регрессионную модель для зависимости доли женщин в возрасте 55–59 лет в общей численности занятых от удельных выбросов загрязняющих атмосферу веществ, уровня безработицы и коэффициента замещения пенсией утраченного заработка:

Y ( X ) = 6,061 + 0,212 X 3 - 3,279 X 4 + 0,511 X ₆. (2)

Анализ уравнения (2) позволяет сделать вывод: с ростом выбросов загрязняющих атмосферу веществ в расчете на 1 человека на 1 кг доля занятых в экономике женщин в возрасте 55– 59 лет возрастает на 0,212% при неизменности других факторов. Такая зависимость соответствует экологической кривой Кузнеца, которая представляет собой перевернутую U-образную кривую и описывает воздействие экономики на окружающую среду. Предполагается, что с ростом благосостояния населения до определенного уровня объем загрязнений растет [43]. Рост уровня безработицы на 1% приведет к снижению занятости среди женщин 55–59 лет на 3,279% при фиксации значений других факторов. Увеличение коэффициента замещения на 1% при неизменных значениях остальных фак-

Таблица 6. Результаты регрессионного анализа

	Beta	Std.Err. of Beta	B	Std.Err. of B	t (15)	p -level
Intercept			6,0613	21,2036	0,2859	0,7789
X 3	0,5491	0,1713	0,2121	0,0662	3,2050	0,0059
X 4	-0,9837	0,0881	-3,2787	0,2935	-11,1709	0,0000
X 6	0,3803	0,1677	0,5114	0,2255	2,2681	0,0385

Таблица 7. Основные статистики регрессионного анализа

Показатель	Значение
Multiple R	0,9450
Multiple R 2	0,8931
Adjusted R 2	0,8717
F (3,15)	41,7754
p	0,0000
Std.Err. of Estimate	1,8418

Таблица 8. Парные и частные коэффициенты корреляции между входными переменными и зависимой переменной

i 1 2 3 4 5 6 r xi y 0,704 0,304 -0,023 -0,902 0,613 0,049 rxiy\x1..x5 -0,040 0,051 0,575 -0,682 0,247 0,446 торов предполагает дополнительный рост занятости на 0,511%. Иными словами, чем выше уровень замещения утраченного дохода, тем больше работающих пенсионеров, стремящихся сохранить свой прежний уровень материального обеспечения.

Оценивание параметров модели (2) проводилось по 19 наблюдениям, поэтому выборка данных является репрезентативной, а оценки параметров обладают достаточной статистической надежностью.

Заключение

Результаты проведенного исследования подтвердили гипотезу H ₁ о том, что трудовая активность пенсионеров сохраняет им здоровье. Доля работающих женщин в возрасте 55–59 лет статистически значимо связана с коэффициентом смертности женщин соответствующего возраста. При фиксации остальных факторов увеличение доли работающих женщин на 1% в среднем снижает их смертность на 0,347 промилле, или на 3,79% смертность в среднем за 2002–2018 гг.

В ходе исследования была отклонена H2 гипотеза о влиянии состояния здоровья на решение женщин 55–59 лет о продолжении трудовой деятельности. Статистически значимыми факторами, влияющими на занятость женщин 55– 59 лет, оказались экономический рост (сопро- вождающийся ростом антропогенной нагрузки на окружающую среду в виде выбросов в атмосферу), напряженность на рынке труда (вызывающая безработицу) и уровень пенсионного обеспечения (уровень замещения пенсией утраченного заработка). Первые два фактора описывают спрос на рабочую силу со стороны рынка труда, третий фактор – финансовую заинтересованность со стороны самих пенсионеров.

Таким образом, полученные результаты исследования свидетельствуют, что возраст активного долголетия длится дольше, чем трудоспособный возраст, поэтому в условиях старения населения (нарастания дефицита рабочей силы и экономической нагрузки на работающее население) пенсионеры являются существенным трудовым резервом, обладающим необходимым опытом и навыками. В то же время вовлечение в экономическую деятельность пенсионеров не должно носить чрезмерный и всеобщий характер, в трудоустройстве пожилых следует учесть их возможности и запросы. Очевидно, что необходима дальнейшая работа по разработке государственных мер в направлении создания условий для активного участия населения старшего поколения в общественных отношениях, что может положительно повлиять на их состояние здоровья.