女性健康风险冲击对配偶劳动供给的影响研究①

廖宇航

（海南医学院 管理学院/海南省人文医学研究基地，海南 海口 571199）

1 引言

对于那些邻近退休年龄的中老年人，不可预测的健康风险冲击是较为常见的。中国健康与养老追踪调查数据显示，45岁以上的劳动者中有超过5%的样本遭受过健康风险冲击，比如中风、心脑血管疾病、癌症等等，有10%以上的样本因工作或生活遭遇意外伤害。个体遭遇健康风险冲击后对配偶的劳动供给影响存在两个方面的效应，一是增加工人效应（Added Worker Effect）。个体遭遇健康风险冲击后，自身劳动供给时间减少，导致家庭收入减少，导致另一方配偶的劳动供给增加，一方面是为了补贴家用，另一方面增加的收入可以通过购买的方式聘请其他人来照料生病的配偶；二是照料效应（Caregiver Effect），当一方配偶遭遇健康风险冲击时，另一方配偶可能会减少劳动供给，转而对配偶进行照料[1]。从理论上分析个体遭遇健康风险冲击时，对配偶的劳动供给的影响既存在正向的增加工人效应，也存在负向的照料效应，总效应取决于这两个效应的相对大小，有必要通过实证研究的方式来揭示个体健康风险冲击对配偶劳动供给的影响作用及机理。当一方配偶遭遇健康风险冲击，对另一方配偶的劳动供给存在影响，但是丈夫患病对妻子劳动供给以及妻子患病对丈夫劳动供给之间的影响可能会存在性别差异；现有经验研究发现男性的劳动生产效率大于女性，男人赚钱能力要比女人强，另外从家庭分工和性别角色的社会认同，女性更适合从事照料活动，因而现有文献大多数侧重于对女性照料活动引起的工作-家务活动冲突，既有对父辈的照料研究、也有对子辈和孙辈的照料的研究，但对于男性的健康照料与劳动供给行为选择的研究较为缺乏，尤其是针对临近退休或已经退休的中老年男性，在面临妻子的健康风险冲击，是利用其劳动生产效率的比较优势增加劳动供给，通过购买健康和照料服务来替代自身的照料活动；还是会减少劳动供给时间，增加对妻子的陪伴和照料呢？目前这个问题还没有得到理论界足够的关注和重视。

现有研究关于健康风险冲击和配偶劳动供给行为主要侧重于横截面数据，例如Parsons, D.O.、Berger, M. C., Fleisher, B. M.和廖宇航的研究发现当一方配偶健康状况下降时，另一方配偶将会增加劳动时间或提高劳动生产效率[2-4]。横截面数据并不能从时间上反映其中一方配偶健康状况恶化的轨迹以及对另一方配偶劳动供给的动态变化过程。从现有经验研究结果来看，大多数研究发现个体的劳动供给行为很少受到配偶的疾病风险的影响[5-7], 但也有少数学者的研究发现，丈夫和妻子对于配偶疾病的劳动供给行为反应存在差异性，当妻子遭遇疾病风险时，丈夫会大幅地减少劳动供给；而当丈夫遭遇疾病风险时，妻子却会为了增加家庭收入而增加劳动供给[8-10]。

本文为个体遭受健康风险冲击后对配偶劳动供给行为选择提供了新的实证依据。与现有研究不同之处在于：（1）采用的大样本的微观追踪调查数据（选取的是中国健康和养老追踪调查数据），而不是横截面数据。（2）本文选取个体的疾病诊断作为个体遭受突发的、外来的健康冲击来度量健康状况，研究对象一般不会在疾病诊断前就调整其劳动供给行为。（3）采用了倾向得分匹配和差中差相结合的方法来控制观测者和非观测者的异质性。本文首先通过匹配让处理组和对照组保持其他特征变量一致，只存在健康风险冲击的差异。本文还采用个体固定效应的差中差估计方法进行稳健性检验，研究数据和估计方法的可靠性，保证了因果推断的稳健性，并保证了政策的可行性。

2 理论分析

本文构建一个动态的家庭劳动供给模型来分析妻子遭遇健康风险冲击后对丈夫劳动供给的影响。本文的理论模型是借鉴于Blundell et al.的思路[11]。与已有模型不同的地方，本文假定每个时期的效用函数在家庭消费和每个家庭成员的闲暇配置中是不可分离的，说明夫妻双方存在闲暇互补效应，如果和配偶共享闲暇，夫妻双方的闲暇效应总和大于独自闲暇时的效用值。

本文以个体患胃病或其他消化系统疾病作为外生的健康风险冲击，导致研究对象劳动生产率永久性的降低，赚取劳动收入的能力也是永久性地降低，为了弥补家庭收入的减少，另一方配偶将会增加劳动供给，以维持消费的平滑性，这就是“增加工人效应”。个体遭受健康风险冲击，除了直接影响其经济收入，还存在其他非经济因素的影响：（1）会导致遭受健康风险冲击的研究个体预期寿命减少，家庭成员为了实现家庭效用的最大化，闲暇时间的边际效应上升，会增加闲暇时间的配置，从而导致劳动供给时间减少；（2）假设夫妻之间存在闲暇互补效应，夫妻双方偏好于共享闲暇时间，当个体遭受健康风险冲击时，另一方配偶倾向于减少劳动供给时间，与患病个体共同分享闲暇时间。（3）个体遭受健康风险时，另一方配偶因照料患病个体挤占劳动供给时间。这三个方面的原因都会导致配偶劳动供给减少，本文将其综合为“照料效应”。个体遭受健康风险冲击后，配偶的劳动供给是增加还是减少，取决于这两个效应绝对值大小。

假设个体i患病，以配偶j的劳动力供给模型为目标函数进行分析。假设Wj表示配偶j的市场工资率，它是独立于市场劳动时间的。Wj*表示配偶j的家务劳动时间边际价值，也可以理解为配偶j 的保留工资率。只有Wj＞Wj*配偶j才会选择参与市场劳动，否则会选择照料患病个体i或从事家务劳动。保留工资率Wj*是与配偶j市场劳动时间Tj1、配偶 j对患病者i的照料时间Tj3成正比，并严格外生的。假定家庭收入是关于个体i和配偶j工资率及非劳动收入的函数，如（1）式所示：

（1）式中 Wi表示患病个体i的市场工资率，T是可以利用的总时间，H是因病需休养的时间，Wj是另一方配偶j 的市场工资率， I0为非劳动收入。只有市场工资率高于个体j的保留工资率（当市场劳动时间为零时最高的家庭工资率），个体j才会参与市场劳动。因此，只有当 Wj=Wj*时，个体j的效用达到最大化。为了简化分析，我们假设 Wj*(L,H,F)是关于个体j的市场劳动时间L的线性函数。假设均衡的市场劳动时间为 L0，它与(Wj-Wj*) 成正比，也与 Wj*(L,H,F)曲线斜率的倒数成正比。因此，我们可以从保留工资率Wj*的角度分析家庭环境因素的变化对个体j市场劳动时间的影响。当保留工资率 Wj*增加会导致个体j的市场劳动时间减少，反之，保留工资率Wj*减少，会导致个体j市场劳动时间增加。如果非劳动收入是外生变量，那么个体i患病对个体j的保留工资的影响效应的全微分方程可以写为（2）式：

3 数据说明与描述性统计

本文利用中国健康与养老追踪调查数据（2011-2018）进行实证研究，选择第一次调查期间年龄在45岁及以上的已婚男性个体，筛选出其配偶患胃病或其他消化系统疾病的样本。本文还排除了在2011年以前被诊断出胃病或其他消化系统疾病的女性样本。研究采用的数据包括人口学特征、胃病或其他消化系统疾病诊断和死亡记录，经济特征、社会保障制度特征等等。考虑到第1次调查期间研究对象的婚姻状况可能会在以后的调查期间发生变化，会影响个体遭受健康风险冲击对配偶劳动供给行为的影响。本文首先假设第1次调查期间患胃病或其他消化系统疾病与同一个研究对象结婚，如果后续的追踪调查期间婚姻状况没有发生变化，则假设为和与同一配偶保持一致的婚姻状况。如果其中夫妻离异或其中一方死亡，则婚姻匹配就结束，单身的男性或女性个体会一直留在样本中直到其选择不再婚。

本文通过上述婚姻关系匹配后得到10735对夫妻，筛选出第一次调查期间夫妻双方的年龄都在45岁及以上，第1次调查时都没有胃部及其他消化系统疾病史的样本。第1次调查时研究对象的平均年龄为58.46岁，配偶的平均年龄为58.57岁，其中有2162个研究对象的配偶在连续4次调查过程中至少有一次被诊断为患有胃部及其他消化系统疾病，进一步把样本限制为在第1次调查期间开始可以确定其就业状况的个体，假定个体从事的是有报酬的市场劳动，如就业或者不就业， 处理组是指连续四次调查期间配偶第一次被诊断出患有胃部疾病或消化系统疾病的个体，包含2162个研究样本，其中1135个男性，1027个女性。控制组是指连续四次调查期间配偶尚未诊断为患有胃病或其他消化系统疾病的个体，控制组样本数量为7666个，其中3907个男性，3759个女性。综合处理组和控制组总样本数达到9828个，其中5015个男性样本，4813个女性样本（见表 1）。

表1 样本的描述性统计

4 实证方法

4.1 粗化精确匹配

为了平衡处理组和控制组之间的特征变量差异，本文选取粗化精确匹配方法（Coarsened Exact Matching, CEM），它是一种多维度精确匹配的估计方法，采取把连续变量分成不连续的区间或把分类变量合并后分成更少的粗分类后生成新的各个单元[12]。

粗化精确匹配引入了一组具有相同匹配变量粗化值的特征向量，通过修正处理组和控制组的不可匹配的观测值，将匹配数据限制在共同经验支持的区域。对每个特征向量J，粗化精确匹配后得到一个估计权重值用于对匹配后控制组的观测值重新赋值，平衡控制组与处理组之间的经验分布差异②匹配后的控制组的权重等于具备j特征向量的处理组样本njt除以控制组样本量njc的比值乘以匹配后的控制组样本量与处理组样本量的比值，匹配后处理组样本量的权重为1，没有处理的样本量的权重为0.。将匹配权重应用于劳动参与、劳动时间、个人年收入三方面。由于粗化精确匹配要求匹配变量通过粗分类后实现精确匹配，随着匹配变量的增加会带来匹配维度的增加，降低控制组与处理组之间实现匹配的概率。理想目标是找到一组相对较小的匹配变量，这些匹配变量可以控制控制组与处理组之间的可观测差异，同时也可以减少控制组与处理组之间不可匹配个体的数量。

本文选取的匹配变量集包括丈夫的个体和家庭特征变量，但妻子的特征变量不包括在匹配变量集里面。被选为匹配变量的丈夫的个体和家庭特征是在妻子患胃病或其他消化系统疾病前后劳动供给行为，包括劳动参与、劳动时间、个体收入。因此，可以利用这些特征变量进行匹配，从而控制对个体劳动供给行为中可观测因素带来的估计偏误。

本文采用的个体匹配变量包括调查年份（分为第1次-4次调查）、年龄（将原始年龄按照每5岁作为一个年龄区间进行划分）、受教育程度（将接受教育年限合并为未上过学、小学、初中、高中、大学及以上5类）、民族类别（分为汉族、少数民族2类）、城乡（按照户籍来源分为城镇、农村2类）、居住的省份。家庭匹配变量包括家庭拥有的小孩数量（分为没有小孩、1个、2个、3个及以上4类）、是否有孙子女需要照料（分为是、否2类）、家庭上一年的收入（按照5分位数分为前20%、20-40%、40-60%、60-80%、80%以上5类）、个人上一年的收入占家庭收入的百分比（分为低于50%、50%以上2类）。为了控制个体在配偶患胃病前对劳动力市场的依赖性，我们引入了其劳动参与状况（是否就业）的一阶和二阶滞后项。

表1中的第4、5、9、10列报告的是匹配后控制组与处理组的女性和男性子样本，第4、5列表示男性，第9、10列表示女性。匹配后处理组和引入粗化精确匹配权重后的控制组的特征较为相似，当引入匹配权重值后，控制组和处理组之间的特征几乎没有差异。但并不是所有的处理组中的个体都可以找到控制组的个体进行匹配。处理组中有191个女性（占18.6%）、152个男性（占13.4%）不能在控制组中找到与之匹配的个体。

表1中的第1、6列说明处理组中完成匹配的样本比没有完成匹配的样本的个体平均年收入和家庭平均年收入要更高。个体在确诊胃病或其他消化系统疾病上一个调查期间个体的就业状态对控制组和处理组的匹配结果有明显影响，处于在业状态的样本匹配后的特征向量的改变程度要比处于不在业状态的样本改变程度要小。其他的特征向量，如平均年龄、受教育程度、城乡特征等，匹配前后的处理组结果基本是相似的。

本文还设置了控制组与处理组匹配个体的回归样本，定义个体第一次患胃病或其他消化系统疾病的年份为τ={2011,2013,2015,2018} ，用实际调查年份减去第一次患病的年份得到患病的时间t，例如个体在2011年第一调查期间患病，其患病历程为t=0.经过匹配之后的控制组里面，t在任何一次调查过程是否为0依赖于经过通过匹配后的处理组中的 τ值，如果t=0就说明控制组与处理组出现的年份是相同的。由于调查样本的纵向数据的特征差异，只要个体在调查期间的婚姻情况是持续稳定的，t的取值可以为（0,1,2,3）。

4.2 个体固定效应的广义差中差回归

为了控制随时间变化等不可观测的特征变量对个体的劳动供给行为（如劳动参与、劳动时间、个体收入等）和配偶的健康状况之间的潜在相关影响，本文构建了个体固定效应的广义差中差模型。配偶的胃病或其他消化系统疾病的诊断对个体的劳动供给行为的影响是随时间而动态变化的。如果胃病或其他消化系统疾病的诊断是严格外生的健康风险冲击，则个体固定效应广义差中差模型的回归结果可以解释为真实的因果效应。

本文利用粗化精确匹配和广义差中差估计相互结合的方法来估计混合效应模型，并引入处理组（Ci）和时间哑变量（Tit）的交互项，同时引入粗化精确匹配的权重值进入估计模型，如（3）式所示：

Yi1是个体i在t时期的劳动供给行为，代表劳动参与、劳动时间、个体收入；αi是不随时间变化的固定效应。向量Xi1是指随时间变化的个体特征向量。每个 Tki1都是虚拟变量，当t=k时取值为1，否则为0；Ci是一个虚拟变量，当配偶诊断为胃病或其他消化系统疾病时为1，否则为0，也是本文的处理变量指标；参考时期t=0，是指配偶诊断出胃病或其他消化系统疾病的调查年份。因此，δk是衡量处理组和控制组在不同的t时期估计出的结果变量 Yi1的差异性。δk是指配偶诊断出胃病或其他消化系统疾病k年后的采用广义差中差方法估计出来的个体平均劳动供给效应。如果在回归方程（1）中引入CEM权重指数， δk的估计结果就是处理组的平均处理效应。

除了对模型（3）进行广义差中差回归估计，为了限制不随时间变化因素对配偶患胃病或其他消化系统疾病，本文还设计了如下差中差估计模型：

（4）式中 Pi1是处理后的虚拟变量，当t≥0是取值为1，否则为0，δ表示利率常数；本文使用方程（4）来估计配偶患胃病或其他消化系统疾病的健康风险冲击后劳动力供给行为异质性影响。由于样本量不大，没有足够的统计显著性来估计时间特定效应δk与方程（3）一样，本文将粗化精确匹配权重值引入方程（4）。结合个体固定效应，δ系数可以很好地解释为因果估计的系数，也是配偶患胃病或其他消化系统疾病后个体劳动供给行为的处理组平均处理效应。

5 基准回归结果

5.1 纵向比较分析

在讨论估计结果之前，本文对处理组和对照组的个体劳动参与、劳动时间、个人收入进行了纵向比较分析（见表2）。纵向比较分析是按照男女分组随时间变化以及胃部疾病或其他消化系统疾病患病前后进行比较分析的。本文假定了4个结果变量：是否参与劳动、上一年的工作小时数（以参与劳动为条件）；上一年的个体年收入，所有的结果变量都经过了粗化精确匹配的加权处理。

表2说明当妻子患胃病或其他消化系统疾病后，丈夫的劳动参与率是上升的，但劳动供给时间是减少的。妻子不患胃病或其他消化系统疾病时丈夫个体年平均劳动供给时间会比患病组低3-5个百分点。这一差异在接下来的随访期间基本保持稳定。妻子患胃病或其他消化系统疾病前的丈夫的年收入要高于妻子患病之后的年收入，随着调查时间的推进不同组别之间的个体收入差距呈现轻微的增长。

表2 丈夫的劳动参与、劳动时间、个体收入的纵向比较

5.2 妻子患病对丈夫劳动参与的影响

本文对女性患胃病或其他消化系统疾病后对丈夫劳动供给行为的广义差中差回归模型（3）进行了估计，初始回归估计都是先不加入控制变量，然后再加入控制变量进行估计。表3报告的是当妻子患胃病或其他消化系统疾病时丈夫的劳动参与估计结果，第1列结果说明当妻子诊断为胃病或其他消化系统疾病2年内男性的劳动参与率比其妻子不患病的男性的劳动参与率要低2.4个百分点，第4年两者间的差距达到3.2个百分点。综合来说，研究结果表明老年男性在其妻子患病后的4年内会显著调整其劳动供给行为。第2-6列是增加控制变量后的男性劳动参与变化情况，整体来说，估计结果是较为稳健的。第（2）列增加了随访期间额外的其他疾病诊断指标，虽然随访期间妻子患有额外的其他疾病会对丈夫的劳动参与行为有很大的负面影响，但这种影响在统计学上并不显著（会使丈夫的劳动参与率下降3.8%，但没有通过显著性检验）。第3列继续加入寡居状况的滞后项（其指标是指假定研究对象的配偶2年前或更早去世，则令其等于1，否则为0），变成寡居者会使男性的劳动参与率下降4.2%，但并没有通过显著性检验。第（4）和（5）列的结果是指对非劳动收入、子女人数和照料孙子女等个体特征变量进行了控制，非劳动收入每增加1个百分点会使得老年男性的劳动参与率下降4.3%-4.9%，且在1%的水平上通过显著性检验。每增加1个子女会使得老年男性的劳动参与率上升1.4%，且在5%的水平上通过显著性检验。男性会因照料孙子女导致劳动参与率下降1.5%，且在5%的水平上显著。妻子患胃病或其他消化系统疾病后如果能享受到医疗保障福利会导致其丈夫的劳动参与率下降9.2%，且在1%的水平上显著。第（6）列是指在控制住其他额外的患病情况、妻子可能在患病期间死亡、非劳动收入、子女数量、孙子女照料、医疗保障福利等特征变量后，妻子患胃病或其他消化系统疾病2年后会导致丈夫的劳动参与率下降2%，4年后下降2.2%。而不控制这些特征变量之前，妻子患病对丈夫劳动参与率2年后下降为2.4%，4年后下降为3.2%（见第1列），说明控制住所有的特征变量后，妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫劳动参与的负面影响变小了，但是其估计效果也较为显著，总体来说，在加入控制变量后第一列的估计结果仍是较为稳健的。

表3 妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫劳动参与的广义差中差估计

5.3 妻子患病对丈夫劳动时间的影响

前面的分析发现，当妻子患胃病或其他消化系统疾病时，丈夫的平均劳动参与率会明显下降2-3个百分点，这些男性选择退出劳动力市场来照顾患病的妻子，还有一部分男性会选择继续工作来赚取收入来弥补妻子患病带来的收入损失，本文继续对留在劳动力市场中的男性劳动供给时间影响进行研究。表4报告的妻子患胃病或其他消化消化系统疾病后对丈夫劳动时间的广义差中差估计。第1列的估计结果说明当妻子患胃病或其他消化系统疾病会使丈夫的年平均劳动供给时间增加，具体来说患病2年后会使得丈夫年平均劳动供给时间增加141.039小时，患病4年后会使得丈夫年平均劳动供给时间增加157.154小时。第（2）-（6）列是逐步增加是否有额外的疾病诊断、滞后一期的寡居状况、非劳动收入、子女数量、是否需要照料孙子女、是否享受医疗保障福利等特征变量后的估计结果。逐步回归结果表明，在控制住其他相关因素后，妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫劳动时间的影响作用会有轻微的减少，患病2年后导致丈夫的年平均劳动时间增加137.628小时，患病4年后会导致丈夫的年平均劳动供给时间增加151.269小时。

表4 妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫劳动时间的广义差中差估计

妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫劳动供给的影响主要体现在广义边际效应（劳动参与）和集约边际效应（劳动时间），妻子患病后会使得丈夫的劳动参与率降低，且随着时间的推移，劳动参与率降低的程度越来越大；选择留在劳动力市场继续劳动的老年男性的劳动供给时间反而会出现增加，随着时间的推移，劳动供给时间的增加量越来越大。以上估计结果说明，妻子患病后，一部分男性会选择放弃市场劳动，转为照顾患病的妻子，表现的为照料效应；另一部分老年男性反而会增加对市场劳动的供应时间，选择赚取更多的收入来弥补因妻子患病带来的收入减少，表现的为增加工人效应。

5.4 妻子患病对丈夫收入的影响

前面的分析发现妻子患病后会导致丈夫的劳动参与率下降，但劳动供给时间增加，也就是说既存在因照料患病妻子导致的参与率降低（照料效应），也存在为弥补收入减少而增加劳动时间（增加工人效应）；那么这两种作用哪个起主要作用呢？本文试图通过对男性年平均收入的影响来评估这两个作用的大小，如果年平均收入增加，说明增加工人效应大于照料效应，妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫劳动供给的影响主要在广义边际效应方面（劳动时间），增加工人效应占主导；若年平均收入减少，说明照料效应大于增加工人效应，劳动供给的影响主要体现在集约边际效应方面（劳动参与），照料效应占主导，下面关于男性个体年平均收入的研究就对该假设进行实证检验。

表5报告了妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫年平均收入影响的估计结果，和前面劳动参与和劳动时间的估计模型和控制变量一致，6列回归估计结果分别是指包含了不同的控制变量的估计情况。自从妻子患胃病或其他消化系统疾病，丈夫每年赚取的收入要少约2000元，减少的额度约占年平均收入总额的10%。这个负向的影响在妻子胃病或其他消化系统疾病确诊后的2年内是稳健的，但在第4年消失了。所以，这个收入的影响模式和前面分析的劳动参与率的影响方向是一致的。

表5的估计结果说明当老年妻子患病后对丈夫的劳动供给的减少作用主要发生在广义边际效应（劳动参与），年平均收入的影响机制和劳动参与变化有相似之处。研究结果表明妻子患胃病或其他消化系统疾病时，丈夫因照料患病中妻子带来的劳动参与率的下降起主要作用，照料效应主导劳动供给的影响机制。

表5 妻子患胃病或其他消化系统疾病对丈夫收入的广义差中差估计

6 稳健性检验和异质性分析

6.1 稳健性检验

前面的基准回归估计过程选取的样本是指在追踪调查期间个体的婚配对象是保持不变的，但考虑到追踪调查期间可能会出现离异、分居、配偶去世等多种情况，导致婚姻关系并不是固定的，从而影响基准回归结果的稳健性。本文的稳健性检验研究采用的是剔除寡居样本后的剩余个体的广义差中差估计。表6也是采用广义差中差估计模型（4）进行估计，和前面的主体回归估计表3、表4和表5中第（1）列的估计模型一致，仅对处理组和控制组中的所有样本剔除寡居样本后的剩余个体进行估计。剔除寡居样本后，本文可以更精确地估计妻子患胃病或其他消化系统疾病后对丈夫劳动供给行为影响的净因果效应，不会因为夫妻之间的离异、分居、配偶去世导致的寡居等情况带来的估计偏差。与全样本估计结果相比，剔除寡居样本后可能会导致妻子患病对丈夫的劳动供给行为的影响效应减小（因为妻子患病后出现死亡或离异的风险可能更大）。

表6 妻子患胃病对丈夫劳动参与、劳动时间及个体收入的估计结果（非寡居样本）

剔除寡居样本后估计结果说明，女性患胃病或其他消化系统疾病对丈夫的劳动参与、劳动时间、个体收入的影响，与前面全样本男性的估计结果区别不大（表3、表4和表5中的第（1）列），稳健性检验估计结果说明，少数个体因婚姻匹配关系不稳定带来的估计偏差并没有在本质上影响估计结果，妻子患胃病或其他消化系统疾病后，会导致丈夫的劳动供给减少，体现出明显的照料效应。

6.2 异质性分析

本文前面的主体估计结果并没有区分胃病或其他消化系统疾病的患病严重程度。胃病或其他消化系统疾病包括急性和慢性的胃炎和肠炎、胃溃疡和十二指肠溃疡、胃肠癌等疾病。胃病或其他消化系统疾病是中老年人的高发病种，年龄越大发病率越高，一旦得病，反复发作，需要长期治疗，极易癌变为恶性肿瘤。本文针对妻子患胃病或其他消化系统疾病的严重程度差异将其分为不严重、一般、严重三个等级。如果妻子胃病或其其他消化系统疾病患病越严重，将会导致丈夫的减少劳动供给的程度越大，因为患病越严重，越需要配偶给予更多的照料；妻子患病越严重，预期剩余寿命越短，闲暇时间的边际效应上升，需要丈夫花更多的时间来陪伴和照料。为了检验该假设，本文基于广义差中差估计模型（4）针对妻子患病的不同严重程度设计了广义的差中差估计，并重新计算了粗化精确匹配的权重系数，相关实证估计结果见表7。妻子患病的不同严重程度对丈夫劳动供给行为的影响作用存在明显的差异性，（A）部分的估计结果说明妻子患胃病或其他消化系统疾病不太严重时，第二次调查期间的劳动参与率降低1.3%，第三次调查期间的劳动参与率降低1.6%，第四次调查期间的劳动参与率降低了1.8%；妻子患病为不严重时对丈夫劳动时间的影响并不显著。（B）部分的估计结果说明老年配偶患病程度为一般时，会导致第2次调查期间的劳动参与率降低2.7%，第3次调查期间的劳动参与率降低2.4%，第四次调查期间的劳动参与率降低3.2%；对个体劳动时间的影响方面，第二次调查期间的年平均工作时间减少93.275小时，第三次调查期间的年平均工作时间减少104.638小时，第四次调查期间的年平均工作时间减少了131.582小时。（C）部分的估计结果说明当患病程度为严重时，第二次调查期间的劳动参与率降低4.8%，第三次调查期间的劳动参与率降低3.7%，第四次调查期间的劳动参与率降低2.8%。患病持续时间越长劳动参与率降低程度反而变小了，可能是因配偶患病较严重时出现了死亡的现象，导致有一部分个体又重返劳动力市场。

表7 妻子患胃病对丈夫劳动参与、劳动时间及个体收入的估计结果（按疾病严重程度分组）

当妻子患胃病或其他消化系统疾病的严重程度存在差异时，对丈夫的劳动参与、劳动时间和个体收入的影响存在一致的单调性，即劳动参与率、工作时间、个体年收入都是会随着患病的严重程度加深，导致各个估计系数减少的绝对值出现递增，从而验证了前面关于患病严重程度导致的照料效应、闲暇互补效应的异质性假设。

7 结论与建议

本文采用中国健康与养老追踪调查2011-2018年纵向数据来评估妻子患胃病或其他消化系统疾病后对丈夫的劳动供给行为的影响。研究结果表明，妻子遭受健康风险冲击后导致丈夫会减少劳动供给和收入，妻子的健康风险冲击和个体劳动供给之间的负向关系在统计和经济上都是显著的。因此，本文实证研究结果清晰地拒绝了增加工人效应假设，支持了照料效应和闲暇互补效应假设。此外，本文研究发现妻子患病会导致个体年平均收入减少5100元，这一费用水平与胃病或其他消化系统疾病的治疗费用相比是相当大的一笔费用，如闫晓芳利用中国健康与养老追踪调查数据测算2013年60岁以上老年人的年平均自付医疗费用(Out-Of-Pocket, OOP)约为2163元[13]。朱雪雪等对大连市2012年-2017年胃癌患者的病历资料分析发现其人均住院费用为37896元[14]。

从家庭分工和性别角色的社会认同理论来看，女性更适合从事照料活动，因而现有文献大多数侧重于对女性照料活动引起的工作-家务活动冲突，而对男性的照料活动缺少关注，本文选取临近退休或已经退休的中老年男性为研究对象，在面临妻子的健康风险冲击，中老年男性会减少劳动供给，增加对妻子的陪伴和照料，照料效应主导劳动供给的影响机制。由于数据和研究方法的局限性，倾向得分匹配方法和差中差估计方法可以减去、控制夫妻双方各自的起始状态，但可能还存在一些夫妻双方共同存在的且不可观测到的类似属性，比如同样面临健康风险，夫妻双方的利他性程度可能存在差异性，以及个体的健康风险倾向存在差异性，这些不可观测变量带来的内生性影响可能会造成因果估计的偏差。本文采用是匹配和差中差的估计方法，可以减去、控制各自的起始状态，解决样本的基准性偏差，但对于夫妻双方的健康风险偏好、利他程度差异性等不可观测变量的处理仍显得不足，这也是本文的实证研究局限性所在，有待后期继续完善。

本文的研究结果量化了当妻子患病后，丈夫因为照料效应导致劳动供给减少，从而造成收入减少。这一现象对于传统家庭性别分工提供了新的证据，传统家庭分工理念认为丈夫赚钱比妻子多，更适合从事市场劳动，而照料患病者更适合妻子的角色。即将退休和已经退休的中老年丈夫，面临着和他相处大半生的妻子遭遇健康风险冲击后，尽管丈夫的劳动生产率较高，还肩负着赡养老人和抚养子代、孙代等双重经济压力，劳动供给的机会成本较高，但实证研究证实丈夫对妻子的共同闲暇效应和照料效应仍是一个主要的影响机制，丈夫放弃了市场劳动，转而照料患病的妻子。在面临妻子的健康风险冲击下，中老年丈夫的劳动供给决策动机与中国转型期间的公共养老金制度和社会化养老服务尚在完善中有密切的关联。中老年妻子遭遇健康风险冲击后，主要还是依赖家庭成员进行照料，尤其是依靠丈夫进行照料的比例甚至还超过子代和孙代承担的照料责任。而企业和政府并没有给予那些负有照料患病者的劳动者给予特别的津贴，同时社会化的照料服务供给不足和质量低下，导致中老年劳动者面临着为患病者提供照料服务和为家庭创造收入的权衡。因此，本文的研究具有非常鲜明的政策含义：提高老年照料服务的社会化水平，提高家庭照料服务承担者的补贴力度，减少临近退休的中年劳动者的家庭照料负担，增加已经退休者的医疗保障待遇，长期护理保险政策的落地要考虑到对家庭照料者的补偿政策设计。

其次，本文的实证结果发现妻子健康风险冲击会减少丈夫的劳动供给，对目前正准备实施的延迟退休政策有重要启示。如果政府决定延迟退休年龄，劳动供给和健康照料之间的矛盾冲突将会更为激烈，因为年龄越大的劳动者面临的健康风险更大，还不能及时得到养老金的补贴来缓冲健康风险冲击。因此，延迟退休政策的成功落地一定要考虑到中老年人的健康风险冲击，考虑增加一些必需的社会化照料服务，鼓励中老年照料服务商品化，帮助延迟退休者减轻健康照料负担，缓解健康照料和劳动供给之间的矛盾冲突。同时考虑到中国传统文化和家庭观念的现实情况，大力发展家庭健康照料服务的多样化形式，提倡社会化养老服务进社区、进家庭，推进养老服务业的微观化经营。

再次，本文的实证结果发现的妻子健康风险冲击对丈夫劳动供给的负向影响，与现有研究中关于女性对父辈、子辈、孙辈的大量文献形成对照，可以从性别差异的视角来审视照料问题。大量的经验研究形成刻板印象，仿佛女性是家庭照料活动的天然角色，然而本文的实证研究结果说明中老年男性面临妻子的健康风险冲击，同样也面临着市场劳动和健康照料的双重压力，中老年男性劳动者的劳动供给行为也会受到照料活动的负面影响。本文的实证研究结果与西方发达国家的实证研究相比具有中国特色。西方发达国家的老年社会照料服务非常发达，机构的照料服务对家庭照料活动替代性较高，而具有劳动生产效率比较优势的男性会增加劳动供给，通过购买社会照料服务来替代家庭照料服务。中国的传统文化规范以及家庭照料文化理念决定了家庭照料是健康风险应对的主要方式，同时中国的机构照料服务发展缓慢，照料质量不高，因此男性在面对妻子健康风险时不得以放弃机会成本较高的市场劳动，照料患病的妻子。但男性的健康照料行为对劳动供给的影响机制和方式是否与女性存在差异性以及影响程度的大小，有待进一步的深入研究，这也是本文继续深化和下一步努力的方向。