在本文中，我使用与纵向社会保障行政数据(1998年)相匹配的1973年横断面现行人口调查(CPS)来检查退休年龄与1997年至少年满65岁的男性的死亡率之间的关系或早。1 Logistic回归结果表明，控制1973年的当前年龄，

　　出生年份，受教育程度，婚姻状况以及种族，提前退休的男性比65岁或65岁以上退休的男性死亡的时间更早。退休年龄与预期寿命之间的正相关可能表明退休年龄与1973年CPS的健康状况相关; 然而，1973年的CPS数据并没有提供直接测试该假设的能力。

　　回归结果也表明提前退休变量的构成很重要。我代表早期退休人员的四个虚拟变量代表享受社会保障福利的年龄 - 正好年龄62岁至少于62岁和3个月(简称年龄62岁)在本文中，62岁和3个月至62和11个月，63岁，和64岁。

　　参考变量是男性在65岁或以上的时候获益。我发现，在62岁时获益的男性死亡风险高于男性在其他四个年龄组中获益的男性。我还发现，在62岁和3个月至62岁和11个月，63岁和64岁时获益的男性死亡风险高于65岁或以上的男性。

　　当高风险年龄62岁退休人员与63岁退休人员和64岁退休人员相结合以及62岁退休人员与63岁退休人员的参考变量进行比较时，“早期”退休人员的死亡风险估计值会降低。

　　差异死亡率文献清楚地表明，与受过高等教育的男性相比，低学历男性的死亡风险更高。如果受过低等教育的男性往往比受过高等教育的男性提前退休的人数相对较多，那么由于受教育程度低，这些人的死亡风险会增加，因为我发现早期退休人员的死亡风险高于正常退休人员。

　　1973年CPS的描述性统计数据表明65岁以上退休人员接受大学教育的比例高于62岁退休人员。此外，64岁以上退休人员接受大学教育的比例高于62岁退休人员，64岁退休人员接受大学教育的比例低于65岁或以上退休人员。63岁退休人员的受教育程度仅略高于62岁退休人员。

　　尽管1973年CPS中出生队列提前退休的趋势，但我并未发现退休年龄差异随着时间的推移而发生变化。但是，我发现随着时间的推移，教育导致的死亡风险会发生变化。这种变化可能是由于每个教育类别中个人比例随时间的变化，社会经济地位导致死亡率差异增加的趋势，或两者的结合。

　　本文没有直接探讨为什么退休年龄与生存概率之间存在正相关关系。一种可能性是，早退休的男性比退休后退休的男性健康状况相对较差，这些较差的健康特征导致早期死亡。人们可以用“quasidisability”解释和利益优化解释来解释这个假设。这些解释与我对1973年CPS的分析之间的联系是相当推测的，因为我没有测试这些解释所需的适当变量。

　　在Kingson(1982)，Packard(1985)和Leonesio，Vaughan和Wixon(2000)之后的一个准残疾解释可能是那些选择在62岁时接受退休工人福利的工人群体健康状况明显较差比其他工人，但无法获得残疾工人福利。一个计量经济模型混合了这些边缘个体和62岁退休的健康人，几乎没有边缘人在65岁退休，

　　这可能导致退休和死亡率之间的正相关，即使62岁退休的人中有更大比例健康而不健康。这一假设的证据可以从以下结果推断出：在完全年龄62岁时退休，相比于1973年CPS中男性62和3个月退休至62和11个月的男性，单位年龄间隔死亡的几率增加了12%。

　　此外，在62岁退休的确切相对于23%的增加死亡的几率男人在63岁和相对于男性的24%，在退役年龄64相对严重的健康问题的一组退休等待他们的62 次生日取好处可以创造这个结果。

　　基于福利优化的解释遵循赫德和麦加里的研究(1995,1997)，他们发现个体的主观生存概率大致预测实际生存。如果1973年CPS中的男性根据对自己预期寿命的预期选择受益年龄，那么退休年龄与预期寿命之间的正相关可能意味着他们的期望平均正确。

　　如果在正常退休年龄之前退休的精算减少与平均值相关预期寿命和个人的预期寿命低于平均水平，个人在正常退休年龄之前退休可能是合理的。这一假设的证据可以从以下事实推断：62岁和3个月退休至62岁和11个月，63岁和64岁的男性死亡风险均高于65岁或65岁以上退休的男性。

　　如果只有健康问题严重且无法获得残疾福利金的男性正在推动结果，我们可能不会期望看到这一结果。我们可能期望这些人中的大多数人尽早退休(完全是62岁)