退休对城镇家庭闲暇消费变动的文化水平异质性效应研究

苏斌，程洪飞

（1.新疆财经大学 经济学院，新疆 乌鲁木齐 830012；2.石河子大学 经济管理学院，新疆 石河子 832003）

一、引言

近年来，世界各国都在经历不同程度的人口老龄化，我国作为世界上人口规模最大的发展中国家，与发达国家相比，在人口老龄化过程中呈现出“未富先老”的特征，我国社会也面临着老龄化所带来的一系列挑战。这些挑战的根源在于人口年龄结构与经济社会体制不同步所产生的矛盾，并且，这些挑战将逐渐波及社会生活的各个领域（彭希哲 等，2011）。其中一个重要的方面，是人口老龄化引起的退休冲击对个人和家庭的消费方式、消费习惯和消费内容的影响。相较于年轻人口，老年人口掌握着更多的财富，是相对富裕人口，老年消费的变化势必会影响整个经济社会的消费（乐昕 等，2016）。在现阶段的人口老龄化背景下，若不能有效发掘老年消费潜能，保证老年消费需求，可能会错失“老年消费红利”，阻碍经济和社会发展。

随着我国经济社会的发展和人民生活水平的提高，闲暇消费作为发展性消费和精神性消费，成为人们生活中不可或缺的部分，但我国总体的闲暇消费水平偏低，消费潜力有待发掘（徐和清 等，2014）。提高闲暇消费中的文化含量和质量，能够促进人的全面发展以及社会经济、文化的发展，有利于构建社会主义和谐社会（尹世杰，2007）。党的十九大报告明确指出，要推动文化事业和文化产业发展，完善公共文化服务体系，丰富群众性文化活动。在我国人口老龄化和新时代的双重背景下，面对越来越多的退休人员，研究退休冲击如何影响城镇家庭的闲暇消费，是完善和协调发展文教娱乐等闲暇消费产业的重要方面。

我国的强制退休政策为本研究提供了特殊背景。在我国，男性年满60周岁，女干部年满55周岁，女工人年满50周岁，即满足强制退休条件；同时，有些人可能因为某些特殊原因而提前或者延迟退休。本文基于我国的强制退休政策所形成的退休冲击，利用中国家庭追踪调查（CFPS）2014年、2016年、2018年家庭微观数据，运用模糊断点回归设计来处理实证分析中的内生性，从研究家庭闲暇消费出发，以文教娱乐消费为研究视角，考察退休对家庭闲暇消费的影响。

本文的主要贡献如下：第一，数据具有时效性，采用2014年、2016年、2018年中国家庭追踪调查（CFPS）25个省、自治区、直辖市的家庭微观数据，从文教娱乐消费视角，研究退休对家庭闲暇消费的影响，为我国在新时代研究退休对家庭闲暇消费的影响提供了最新的经验证据；第二，利用模糊断点回归方法，正确识别退休对闲暇消费的影响，避免了因内生性造成的回归偏误问题；第三，从文化水平异质性角度，研究了退休对闲暇消费影响的异质性。

二、文献综述

Modigliani等（1954）的生命周期假说认为，理性的消费者会根据自己的劳动收入和财产收入安排一生的消费，并使得一生中各个时期的消费能够平稳。但Hamermesh（1984）通过研究发现，一些家庭成员在退休前的消费超出了收入的14%，这种超前消费使得他们在退休后不得不降低消费水平。这种与生命周期假说相悖、存在户主退休后家庭消费一次性下降的现象，被称之为“退休-消费之谜”。随后，越来越多的学者发现，在一些发达国家如英国、意大利、澳大利亚等也存在“退休-消费之谜”。学者们对此给出了不同的解释。例如：Banks等（1998）认为，退休后的消费下降是由未预期到的负面冲击所造成的；Hurd等（2003）基于有关退休时的预期消费变化和退休后实际消费变化相关数据的研究发现，退休后的消费下降是完全可以预期的，消费下降的原因是，与工作相关的支出的减少，以及用家庭生产部分替代了市场购买。有些学者重点研究了家庭在消费结构上的变化。Battistin等（2007）基于意大利相关数据的研究发现，家庭非耐用品消费下降时，家庭消费随之下降，之所以如此，其原因可能是家庭同住子女数量的变化。Li等（2015）基于中国城镇调查数据的研究发现，户主退休前后其家庭的消费水平没有实质性的变化，即中国不存在“退休-消费之谜”。

国内的一些研究集中于验证我国是否存在“退休-消费之谜”，同时考察户主退休前后其家庭在消费结构上的变化。黄娅娜 等（2016）通过对我国转型时期家庭调查数据的研究发现，我国家庭消费在户主退休前后基本平滑，这一结论与Li等（2015）的研究结论基本一致。邹红 等（2015）基于我国2000—2009年城镇家庭调查数据的研究发现，家庭成员退休显著减少了家庭的非耐用消费支出，并解释了其主要原因。赵昕东 等（2018）、田青 等（2018）、刘利（2017）的研究显示，家庭的消费总量不存在“退休-消费之谜”，但在消费结构上有不同程度的变化。另外，刘利（2017）通过基于动态LA/AIDS模型的实证分析发现，退休对不同收入水平地区消费结构之影响的显著性不同。目前学界针对退休对家庭某一细项消费影响的研究文献较少，任明丽 等（2020）运用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，研究了户主退休对家庭旅游消费的影响。其研究发现，房屋产权对家庭旅游消费具有正向调节作用。贾男（2020）基于家庭金融资产选择角度的研究发现，户主退休对家庭金融资产配置比例的影响甚微，但会引起家庭资产结构的明显变化。研究城镇家庭闲暇消费的相关文献中，早期的研究者Kraaykamp等（1999）发现，受教育水平是影响人们文化消费偏好的重要因素，随着受教育程度的提高，人们的文化消费偏好会随之改变。曹佳斌等（2019）的研究表明，家庭成员的收入水平和教育程度会对老龄化家庭的文娱消费产生正向影响，印证了Kraaykamp等（1999）的研究结论。

现有文献为本文的研究提供了有价值的参考和借鉴。综合现有文献可知，以往研究大都是探讨户主退休对家庭消费总量和消费结构的影响，较少从文化水平异质性角度，有针对性地探讨城镇家庭闲暇消费情况。并且，已有研究用到的数据基本截至2014年，其中多数研究用到的数据年份在2009年以前。本文从研究家庭闲暇消费出发，以家庭文教娱乐消费为研究视角，利用中国家庭追踪调查（CFPS）2014年、2016年和2018年数据，利用模糊断点回归方法解决估计中的内生性问题，正确识别退休对家庭闲暇消费的影响，并区分家庭文化水平差异，研究退休对家庭闲暇消费影响的异质性。

三、数据与变量

（一）数据来源

本文所用的家庭微观数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS），价格指数来源于《中国统计年鉴》。CFPS于2010年正式开展访问，经2010年基线调查界定出来的所有基线家庭成员及其今后的血缘/领养子女将作为CFPS的基线家庭成员，成为永久追踪对象。调查问卷分为社区问卷、家庭问卷，成人问卷、少儿问卷，内容涉及被访者个人的收入、受教育水平、健康状况，以及其家庭的消费、收入水平等。调查样本覆盖我国25个省、自治区、直辖市。本文选取该数据库2014年、2016年和2018年的数据构成重复截面数据，数据样本中只保留城镇家庭样本。考虑到女性退休政策的复杂性以及消费信息属家庭层面，本文只保留了男性户主家庭，以男性户主的退休状态代表家庭的退休状态。断点回归的实质是在断点附近可视为局部随机试验，因此本文只保留户主年龄为60岁左右即50～70岁的家庭样本。另外，Battistin等（2007）认为，户主年龄为60岁的家庭，其消费可能混合了退休前和退休后的信息，可能会干扰实证分析，因此，本文剔除户主年龄为60岁的家庭样本。考虑到残障、疾病等因素导致无工作的非退休因素的干扰，剔除这部分样本。最后纳入讨论的为2 771个家庭样本。

（二）变量的定义与选取

1．被解释变量

本文的被解释变量为城镇家庭年文教娱乐消费。由于没有闲暇消费的统计数据和相关指标，本文以家庭文教娱乐消费为研究视角，考察户主退休对城镇家庭闲暇消费的影响。

2．退休

根据CFPS调查问卷的特点，本文根据调查问卷的内容来区分户主是否退休。如调查问卷中对“是否有工作”的回答为“否”，进一步对无工作的原因进行提问，若不工作的原因回答为“退休”，则定义该户主为退休状态。

3．工具变量

工具变量是一个虚拟变量，若户主年龄大于等于60岁则为1，否则为0。

4．户主

CFPS调查数据中没有明确的家庭户主。本文根据调查问卷中“最熟悉财务的人”“财务回答人”等信息确定家庭中的户主。

5．控制变量

本文的研究中，退休状态属个人层面，消费属家庭层面，参考已有研究，将控制变量分为家庭层面和个人层面。家庭层面的控制变量包括家庭纯收入、家庭工资性收入、家庭规模、家庭藏书量。个人层面的控制变量为年龄距的高阶多项式，包括个人的受教育水平、婚姻状况、健康状况。家庭规模以调查问卷中“在家同灶吃饭人数”为准。对家庭藏书量的赋值如下：0本=0，1～10本=1，11～20本=2，21～50本=3，51～100本=4，101～500本=5，501～1 000本=6，1 001本及以上=7。对个人受教育水平的赋值如下：文盲/半文盲=1，小学=2，初中=3，高中/中专/技校/职高=4，大专=5，大学本科=6，硕士=7，博士=8。个人婚姻状态的赋值为0和1，已婚（有配偶）及同居为1，其他为0。个人健康状况赋值如下：非常健康=1，很健康=2，比较健康=3，一般=4，不健康=5。

（三）数据的描述性统计

表1给出了样本总体及分年份样本的描述性统计信息。A、B部分分别给出了个体特征和家庭特征。从总体样本数据可知：户主的平均年龄接近59岁，21.3%的户主处于退休状态，平均受教育水平为初中；平均家庭工资性年收入为43 869.46元，平均家庭年纯收入为94 922.93元，平均家庭规模为3.580人，平均家庭藏书量在10～20本，平均家庭文教娱乐消费为5 205.761元。

表1 数据的描述性统计

四、识别策略与断点回归设计

家庭的文教娱乐消费在退休前可能发生变化，但是这种变化的产生是由于家庭成员的退休还是其他因素？为了识别退休对家庭文教娱乐消费的影响，就需要解决其内生性问题。断点回归设计方法最早由Thistlethwaite和Campbell于1960年提出，近年来在实证分析中被广泛使用。断点回归的识别机制为：在一个高度依赖规则的世界里，有些规则的出现十分随意，这种随意性为我们提供了性质良好的实验，即在断点附近形成局部随机试验，由此可以避免参数估计的内生性问题，真实反映出变量之间的因果关系（Lee，2008）。

断点回归分为精确断点回归和模糊断点回归。在断点附近，观测样本被分为观察组和处理组，当驱动变量达到某一阈值时，样本进入处理组的概率从0变为1，则被称为精确断点回归（见公式1）；当驱动变量达到阈值时，观测样本进入处理组的概率增加（介于0和1之间），则被称为模糊断点回归（见公式2）。在本文的研究中，由于存在提前退休和延迟退休，一些户主可能在60岁之前就办理了退休，也有一些户主可能超过了60岁还未退休；因此将户主年龄作为驱动变量，年龄大于60岁只是增加了退休的概率。因此，本文采用模糊断点回归设计。

式1中，Ri为处理变量，agei为驱动变量。在本研究中，agei表示年龄。式（1）表示：当年龄大于等于60岁时，Ri赋值为1，即户主退休；否则Ri赋值为0，即户主尚未退休。

式2中，h1＞h0，即年龄大于等于60岁的户主的退休概率要大于年龄小于60岁的户主的退休概率。根据我国现行强制退休政策，男性退休的人数在60周岁后会增多，退休的概率会增大。模糊断点回归的平均处理效应为结果变量（文教娱乐消费eeci)与处理变量（退休Ri）在退休年龄两侧的变化之比：

式3中，↑与↓分别表示从60岁的右侧和左侧取极限。

在进行模糊断点回归时，可采用两阶段工具变量法，通过定义一个外生变量Ei来避免OLS回归中的偏误。具体设定如下：若户主年龄大于等于60岁，则Ei取值为1，否则取值为0。虽然年龄与退休之间存在模糊性，但是工具变量Ei不存在模糊性，因此可以保证估计结果。具体的回归模型设定为：

第一阶段：

第二阶段：

其中，Zi为一组控制变量，包括个体的其他特征和家庭特征，两阶段的方程均对年龄距的多项式进行了控制。

五、实证结果

（一）第一阶段结果：年龄大于等于60岁对退休比例的影响

在本文的研究中已将年龄进行标准化处理，即年龄与60岁之间的差距（以下称“年龄距”）。图1给出了退休与年龄之间的关系，横轴表示年龄距。由图1可知，在60岁前后的退休人数比例有非常明显的跳跃，退休比例从59岁时的16%，跳跃到61岁时的38%，增加了22个百分点。在58岁之前的退休比例非常低，在61岁之后，退休比例逐年增加。图2给出了各个年份的退休比例与年龄之间的关系。从图2可以直观地看出，在2014年、2016年、2018年的样本数据中，60岁前后的退休比例均有明显的向上跳跃。

图1 年龄与退休比例的关系

图2 年龄与退休比例的关系（区分年份）

表2给出了第一阶段的回归结果。表2分为三个模型，模型（1）控制了年龄多项式，模型（2）和模型（3）控制了二阶年龄多项式，且模型（3）对年龄距多项式进行了处理。三个模型均对家庭特征和个人特质以及省份、年份进行了控制。表2中年龄虚拟变量对退休的回归系数分别为0.166，0.152，0.152，均在1%的水平上显著。模型（2）和模型（3）的回归结果几乎无差别。三个模型回归中的F值分别为21.32，14.86，14.86，均大于10，说明用年龄虚拟变量作为工具变量可以很好地估计退休。

表2 年龄大于等于60岁对退休比例的影响

（二）第二阶段结果：退休对家庭文教娱乐消费的影响

图3直观地给出了户主60岁前后其家庭文教娱乐消费的变化。图中X轴表示年龄距，Y轴表示家庭文教娱乐消费（Log）。由图3可知，在户主退休前后，其家庭文教娱乐消费发生向上跳跃，图3直观地说明了户主退休使得其家庭增加了对文教娱乐消费的支出。

图3 退休对文教娱乐消费的影响

为考察退休对家庭文教娱乐消费的具体影响和显著性，进行第二阶段回归，回归结果如表3所示。表3中，模型（1）未控制年龄多项式，模型（2）和模型（3）控制了二阶多项式，且模型（3）对年龄距多项式进行了处理。由表3的回归结果可知，三个模型的回归系数分别为1.817，1.633，1.633，且在5%和10%的水平上显著，模型（2）和模型（3）的回归结果几乎无差异，说明家庭的男性户主退休后，家庭的文教娱乐消费支出有较大幅度的提升。与已有研究提出的“退休-消费之谜”不同，户主退休后其家庭在文教娱乐上的消费支出并没有下降，反而有较为明显的提升。邹红 等（2015）、刘利（2018）的研究表明，户主退休后其家庭用在文教娱乐方面的消费支出会有一定幅度的下降。笔者认为，其原因有两点。第一，数据的时效性。邹红 等（2015）用的是2009年之前的数据，刘利（2018）所用数据也只截止到2014年。进入新时代，随着人们收入水平和生活水平的提高，人们退休后可能更倾向于服务性和精神性的消费，退休使得个人拥有一生中最长的假期，他们有时间也有能力进行这类消费。第二，国家政策引导。曾燕萍 等（2020）的研究表明，政府公共文化支出有助于提高家庭文化消费支出占比。随着我国经济社会发展，国家也越来越注重改善人民群众的文化娱乐生活。党的十九大报告明确提出，要推动文化事业和文化产业发展，完善公共文化服务体系，丰富群众性文化活动。在个人层面和国家层面的双重因素影响下，户主退休后其家庭的文化娱乐消费支出将会增加。

表3 退休对家庭文教娱乐消费的影响

（三）稳健性检验

1．使用包含户主年龄为60岁的家庭样本

本文为了避免户主年龄为60岁的家庭可能混合退休前与退休后的消费，删除了户主年龄为60岁的家庭样本。为了检验回归结果的稳健性，以下回归结果将户主年龄为60岁的家庭样本包含进来，并控制户主的个人特征与家庭特征、年份、省份和年龄的二阶多项式。回归结果如表4所示。

表4 退休对家庭文教娱乐消费的影响（包含户主年龄为60岁的家庭样本）

表4中的回归结果与表3类似，退休对家庭文教娱乐消费之影响的回归系数为1.767，且在5%的水平上显著。总的来看，本文的回归结果是稳健的，都表明户主退休使得其家庭在文教娱乐方面的支出有明显提升。

2．使用不同带宽

本文使用退休年龄附近的不同带宽样本进行回归，进一步检验回归结果的稳健性。与以上回归相同，控制户主的个人特征与家庭特征、年份、省份和年龄的二阶多项式。表5的（1）列使用全样本回归，与表3中模型（2）相同，（2）列使用了51岁到69岁的样本带宽，退休对家庭文教娱乐消费的回归系数与使用全样本回归的系数相近，（3）（4）列的回归系数逐渐降低，回归结果均在10%的水平上显著。总体来看，随着样本带宽的逐渐收窄，样本数量逐渐减少，样本的显著性有降低的趋势。

表5 退休对家庭文教娱乐消费的影响（使用不同带宽）

综合以上两种稳健性检验结果可知，本文之前的回归结果较为稳健。

3．前定变量（控制变量）的平滑性检验

前定变量的平滑性检验的要求为：除了退休比例之外，其他影响家庭文教娱乐消费的控制变量在年龄断点两侧不会发生明显的跳跃。本文对户主的受教育水平、婚姻状况、健康状况，其家庭的纯收入、工资性收入、规模、藏书量进行平滑性检验。由图4~10直观可见，除户主的婚姻状况平滑性较弱外，本文所选的其他控制变量在年龄断点两侧均没有发生明显的跳跃。而如前文所述，退休比例在年龄断点两侧发生了非常明显的向上跳跃（见图1）。

图4 户主受教育水平与年龄关系

图5 户主婚姻状况与年龄关系

图6 户主健康状况与年龄关系

图7 家庭纯收入与年龄关系

图8 家庭工资性收入与年龄关系

图9 家庭规模与年龄关系

图10 家庭藏书量与年龄关系

（四）退休与家庭文教娱乐消费在文化水平上的异质性

曹佳斌 等（2019）的研究结果表明，家庭中个人的受教育水平会对家庭的文教娱乐消费产生一定影响。本文借鉴曹佳斌 等（2019）的研究成果，以户主的受教育水平代替其家庭的文化水平，区分家庭中户主是否受过高等教育，以此来考察不同文化水平的户主退休后其家庭在文教娱乐消费上的异质性。本文根据CFPS调查问卷中的信息，将大专及以上学历归为受过高等教育，大专以下学历（不包括大专）归为未受过高等教育。

由表6可知：受过高等教育的户主退休后，其家庭在文教娱乐方面的支出有非常明显的增加，回归系数为2.489，回归结果在1%的水平上显著；未受过高等教育的户主退休后，其家庭在文教娱乐方面的支出有一定程度的增加，回归系数为0.665，但是回归结果并不显著。仅从回归结果的系数看，受过高等教育的户主退休后，其家庭增加的文教娱乐支出是未受过高等教育户主退休后其家庭增加的文教娱乐支出的3倍多。这两类家庭在户主退休后在文教娱乐方面的支出存在很大差异。本文对家庭文教娱乐消费在文化水平上的异质性分析符合曹佳斌 等（2019）相关研究的结论。

表6 家庭文化水平的异质性

六、结论及启示

本文利用中国家庭追踪调查（CFPS）2014年、2016年、2018年家庭微观数据，基于我国的强制退休政策所形成的退休冲击，从闲暇消费出发，以城镇家庭文教娱乐消费为研究视角，设计模糊断点回归模型，识别了户主退休与家庭文教娱乐消费之间的因果关系，采用工具变量回归方法，研究了退休对城镇家庭文教娱乐消费的影响。与以往研究不同的是，本文并没有专注于考察我国是否真正存在“退休-消费之谜”，而是专注于研究家庭的闲暇消费在户主退休前后的变化，给出了新时代的最新证据，同时考察了户主退休对家庭文教娱乐消费影响的异质性。本文主要结论如下：

第一，城镇家庭男性户主退休对其家庭的文教娱乐消费支出有显著影响。断点回归的估计系数为1.633，该结果在10%的水平上显著，说明户主退休后，其家庭在文教娱乐方面的支出明显增加。

第二，以家庭文化水平的异质性为前提，考察户主退休对家庭文教娱乐消费的异质性影响。受过高等教育的户主退休后，其家庭在文教娱乐方面的支出显著异于未受过高等教育户主的家庭。受过高等教育户主家庭的估计系数为2.489，在1%的水平上显著，说明该类户主退休后，其家庭对文教娱乐消费的支出有非常明显的提升。未受过高等教育户主家庭的估计系数为0.665，结果不显著。由异质性分析可知，户主的文化水平在一定程度上影响着户主退休后其家庭对文教娱乐消费的支出。

户主退休后其家庭增加对文教娱乐消费支出的原因可能有以下两个方面。一是个人层面的因素。退休是个人一生中可自由支配时间的黄金时期，随着生活水平的提高，人们更加注重生活的质量，更倾向于服务性和精神性的消费，退休后的个人既有时间也有能力进行这种消费。二是国家层面的因素，国家对于发展闲暇消费产业的日益重视，尤其是国家对于老年人文化娱乐生活和福利的保障，对于该行业的发展起到了很好的政策引导作用。老龄化是社会发展到一定程度的必然阶段，本身并没有好与坏之分，在无法避免的情况下，我国可以适应并合理规避其可能带来的一些冲击。结合本文的研究结论及分析，在个人层面和国家层面因素的共同影响下，老年人退休后对文教娱乐的消费表现出增加的趋势以及消费需求的异质性。因此，我国可以进一步有针对性地制定引导性政策，以促进闲暇消费产业的更好发展，尤其注重发展教育、文化、娱乐休闲等方面的老年人闲暇消费产业，注重发展多层次化和多元化的老年人闲暇消费产业、产品，以满足不同文化水平的退休人群对闲暇产品的需求，更好地发掘老年人的闲暇消费潜能。

由于数据的可得性问题，本文并未包括城镇家庭户主的主观数据指标，如户主的理性消费预期、消费偏好和消费意愿等。未来的研究可进一步增加主观数据指标，例如，可探讨在理性消费预期下户主退休对城镇家庭闲暇消费的影响。