退休年龄制度对家庭劳动供给的影响

张箴薇，宋德玲，2

（1.东北师范大学 经济与管理学院，吉林 长春 130117；2.长春人文学院商学院，吉林 长春 130117）

一、引 言

近年来，在我国社会保障事业不断发展及人口老龄化加剧的背景下，退休年龄政策在不断的完善中受到了学界的广泛关注，人口老龄化带来的一系列问题给我国的经济社会发展带来了严峻挑战，延迟退休年龄成为了避免人力资源浪费、缓解养老金短缺问题的重要举措。2020年中央发布了《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标的建议》，其中明确指出要“实施渐进式延迟法定退休年龄”。由于夫妻之间共同分享经济收入、居住空间等家庭内部资源、承担着相应的家庭分工，因而，在推行延迟退休年龄政策之前，系统地研究退休年龄制度对家庭内部的综合影响具有重要的意义。

目前，学界关于退休年龄制度对家庭内部综合影响的研究主要是从退休与消费的关系和退休对健康的影响两方面展开的。首先，关于退休与消费的研究尚未形成统一的结论，一方面，有学者认为中国强制性的退休年龄制度降低了家庭消费。例如，刘子兰和宋泽利用中国居民收入调查数据发现，退休在一定程度上降低了家庭消费，其影响程度取决于异质的家庭特征。［1］李宏彬等基于城镇住户调查数据，使用断点回归法进行研究，结果显示退休降低了家庭消费。［2］邹红、喻开志基于国家统计局城镇住户调查数据，利用断点回归法研究发现，退休显著降低了家庭消费。［3］另一方面，也有学者认为退休会促进家庭消费，例如，杨赞等基于城镇住户调查微观数据，研究发现中国老年家庭在退休后总消费水平提升。［4］

其次，为了深入探索退休对健康的真实影响，国内外学者利用了不同的数据和计量方法，但却仅仅关注了个人退休对自身健康的效应，且尚未形成一致结论。例如，Insler、邓婷鹤和何秀荣均认为个人退休改善了自身健康水平。［5－6］但雷晓燕等、Behncke则指出退休对个体健康有消极作用；［7－8］Atalay等基于澳大利亚的数据，探讨了女性退休对丈夫心理健康的影响，发现女性退休对老年男性的心理健康有积极影响，并且这种有益影响随着女性退休时间的增加而增强。［9］

综上，现有研究鲜有涉及退休年龄政策对家庭劳动供给的影响，但我国法定退休年龄制度及女性法定退休年龄低于男性的基本事实，对于考察女性退休与其配偶之间的关系提供了可靠的因果识别，因此，本文将利用中国家庭追踪调查（CFPS）数据，采用模糊断点回归方法（Fuzzy Regression Discontinuity Design，FRD）识别女性退休制度对其男性配偶的退休概率、劳动参与及工作时长等劳动供给变量的因果影响及作用机制。探讨延迟退休年龄及其预期将会对配偶劳动供给产生何种影响，理解退休年龄制度的综合影响不仅对现有文献是有益的补充，也具有重要的政策含义，可以优化就业结构，降低退休年龄制度对劳动力市场的冲击，减少各劳动力群体的福利损失。

二、女性退休对配偶劳动供给影响的路径分析

Becker（1974）在研究中将家庭这一决策单位引入微观劳动供给决策的领域，提出了家庭劳动供给联合决策模型用以弥补早期使用独立个体作为研究对象的不足。［10］但其假设家庭具有一个共同的效用函数及预算曲线，家庭成员在此基础上进行劳动供给决策，这使得成员间的资源分配无法得到合理解释。其后Chiappo（1988，1992）放开了共同效用函数这一假定，提出了集体家庭模型（collective house hold model）。［11－12］考虑了每一个成员的独立偏好，最后的资源分配依靠内部谈判最终形成帕累托最优。在此框架下，家庭效用函数的改变使得夫妻间劳动供给相互影响，为家庭劳动供给受到退休年龄制度的影响奠定了理论基础，据此，女性退休对配偶的劳动供给产生影响主要有以下四种路径：

1.共同偏好。共同闲暇的偏好将引致配偶劳动供给水平相互影响，由于配偶间共同享受的休闲时间比双方独自休闲带来的效用更高，即闲暇具有外部性，配偶一方的退休增加了另一方的劳动机会成本，此时夫妻双方的劳动供给便可能呈现互补性，即家庭成员的退休行为会减少另一方的劳动供给。基于此，本文提出假设：

H1：女性退休将会通过共同闲暇的偏好降低配偶的劳动供给。

2.女性退休导致的经济变动。由于夫妻共享家庭收入和财富，当夫妻一方由于退休而使收入减少时，家庭联合收入相应减少，将促使另一半增加劳动供给强度以换取更高的收入或是延长劳动供给时间，即推迟退休时间来最大化家庭效用和平滑消费；反之，可能表现为劳动欲望的降低和劳动市场的退出行为。因此，个体的退休决策将会受到配偶工作状态及财富水平变化的影响。在家庭预算约束框架下，配偶间资源共享将增加共同退休的可能性。基于此，本文提出假设：

H2：女性退休通过收入变动提高配偶的劳动供给。

3.女性自身的健康因素。女性退休后的健康状况也是影响配偶劳动供给的主要因素，有些学者认为退休对个体健康有消极作用，若健康状况不好会增加个人的照料责任，从而增加家庭劳动时间，并可能促使个人离开劳动力市场；另一方面则可能由于伴侣医疗服务费用的增加，而促使个人更多的劳动力市场投入，用以弥补和覆盖这一缺口，延长劳动供给时间。该影响受到两方面相反因素的影响，并可能呈现出性别差异。但已有研究表明，男性配偶的健康状况和预期照料任务的改变更易促使女性退出劳动力市场，但男性在劳动女性健康状况不佳时，更倾向于继续工作，以覆盖为女性购买医疗服务的费用。［13］基于此，本文提出假设：

H3：女性自身健康水平的降低会提高配偶的劳动供给。

4.家庭照料时间。Becker认为，家庭照料是根据家庭成员的比较优势和时间配置的专业化进行分配的，为了达到时间资源的最优配置，夫妻双方需要权衡市场工作时间和家庭劳动时间的边际产出。［10］基于该理论，当夫妻双方仅有一方退休时，退休者失去了市场劳动的比较优势，为了实现家庭效用最大化，将分配更多时间从事家庭照料，提高家庭劳动时间的边际产出，工作的一方则因得到更多配偶照料从而增加了劳动供给。基于此，本文提出假设：

H4：女性退休通过增加家庭照料提高配偶的劳动供给。

三、实证结果与分析

（一）断点实证设计

断点回归法（Regression Discontinue）目前被认为是一种最接近随机试验的“准随机”模式，评估性能良好，模型一般分为精确断点（Sharp）和模糊断点（Fuzzy）两类，本研究的基本逻辑是，若不存在强制退休年龄制度，退休率应随年龄自然增长连续变化，但当退休率不是连续变化的，而是在某个年龄的临界值两侧发生跳跃时，即呈现出断点，那么在这个临界值附近没有其他变量发生跳跃的前提下，就可以认为退休率在临界值两侧的差异仅仅是由于退休年龄制度所导致的，可以通过年龄与临界值的数量关系标识制度的状态分为处理组与控制组，并以此识别退休年龄制度的影响。

图1反映了样本数据中城镇家庭女性在不同年龄段的退休率，横坐标为年龄差值，纵坐标为退休率。分别考察女性年龄与45、50、55岁差值的拟合曲线，在50岁处发现女性退休率明显跳跃，虽然在50岁两侧退休率的拟合曲线并不重合，但是置信区间具有较宽的交集部分，故仍认为是连续的。因此，在本部分样本中，以年龄为驱动变量的间断点确定为50岁。

政策的平均处理效应（Local Average Treatment Effect，LATE）由断点前后无限接近断点的样本因变量与期望值之间的差来推断。如方程（1）所示，Y1i是断点后接受政策处理的个体；Y0i是断点前的对照组个体；LATEatc是利用断点周围的观测结果来识别阈值处的平均处理效应（LATE）：

模糊断点回归可以使用参数或者非参数方法实现，参考Lee和Lemieux［14］、雷晓燕等［7］关于模糊断点的分析思路，回归方程（2）提供了普通最小二乘的估计方法，本文采用此方程做基准回归，Yi表示女性配偶是否退休、劳动参与及工作时间的相关变量，Ri表示女性是否超过法定退休年龄（超过取1，否则取0），ri表示女性实际年龄与断点年龄的差距，以控制女性劳动者年龄的影响，同时还控制了配偶的受教育程度等个人特征值Xi，εi为标准误。

由于同一年龄的个体在一定范围内有能力决定自己处在何种状态，若按照上述方程假设所有被制度覆盖的人都遵守法定退休年龄规定，得到的结果实际上会低估退休年龄的影响，造成源于选择性偏误的内生性问题。相关研究通常使用是否满足我国的强制退休年龄条件来作为“是否办理退休手续”的工具变量，①在现有文献中，是否超过法定退休年龄常用于作为退休的工具变量，如邹红和喻开志（2015）、李宏彬等（2015）。这样做的原因是：第一，由于我国退休年龄制度的强制性，劳动者是否到达法定退休年龄与其是否退休有着较强的相关性；第二，个体无法决定自己的年龄，而年龄与其他可能影响到退休决策的后天因素不相关，即满足外生性；第三，使用工具变量可以排除夫妻之间的劳动供给相互影响这种双向因果效应。考察实际办理退休手续（以下简称“退休”）②一般对退休有不同的定义，办理退休手续是其中一种（Feng et al.，2019），本文考察女性到达法定退休年龄的影响，通常到退休年龄就需要办理退休手续，可支配时间增加，下文用数据中的“是否办理退休手续”做进一步检验，得到的是退休年龄政策对家庭劳动供给的影响。是否影响女性配偶的劳动供给。两阶段最小二乘法估计方程如下：

其中，Rei表示是否办理退休手续（是取1，否则取0），ei表示预测值，其他变量的含义与模型设定与上述方程相同。根据大多数文献的一般操作，本文选择一至四阶多项式，以赤池信息准则（Akaike Information Criterion，AIC）选择多项式阶数。

（二）数据来源及变量选取

本文数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS）数据，采用2016年和2018年的数据。由于我国退休年龄制度具有特殊性，即男性的法定退休年龄要晚于女性，男性在退休时其配偶基本已经退休。因此，以女性为切入点，检验女性退休对其配偶的劳动供给产生何种影响来间接估计劳动者退休对其配偶劳动供给的影响。由于研究对象是与法定退休年龄相关的问题，故筛选其中的城镇样本。①由于存在农村户口居民因工作等原因缴纳城镇职工养老保险的现象，本文按调查时的城乡编号确定城镇样本，而不是基于户口性质进行划分。以财务或经济负责人来确定户主，再使用家庭关系库匹配其配偶信息。根据出生年月以及调查月份计算个人年龄，②为保证驱动变量的连续性，年龄保留小数点后两位。参考Battistin等、李宏彬、邹红等学者的做法［2－3，15］，保留女性劳动力40～60岁之间的样本，为区分强制退休的政策效果，剔除了女性年龄为50周岁及男性年龄为60周岁以上（含60岁）的样本，描述性统计见表1。

表1 变量描述性统计

（三）实证结果

根据方程（2）进行2SLS第一阶段回归，回归结果见表2。其中1～3列在回归中分别控制了年龄的一至三阶多项式，系数显著为正。第一阶段回归的F统计量均大于10，支持了满50周岁作退休工具变量的有效性和适用性，回归结果与图1的分析结果相符，因此，在完整的两阶段回归中，进行第二步检验。

表2 第一阶段回归结果

对式（3）实施2SLS（使用是否大于50岁作为工具变量）的估计结果如表3所示，结果表明，女性是否退休对其配偶是否退休有正向影响，对配偶的劳动参与率有较为显著的负向影响，即女性退休会使配偶退休概率提高约12.8个百分点，配偶劳动参与率降低17.5个百分点，但对工作时长没有显著影响。这说明，尽管不同性别的退休年龄有所差别，女性退休时其配偶还未达到退休年龄，但提前退休的动机可能以新的形式出现。女性首先达到退休年龄，男性配偶虽无法实现同步退休，但可能因配偶退休的影响而减少自身劳动供给，形成“隐性退休”，但该现象的存在是对老年人力资源的一种浪费，而男女退休年龄差距逐步缩小会缓解这一现象。

表3 第二阶段回归结果

本文使用非参数估计方法，运用非线性拟合的方法判断断点左侧和右侧的回归系数，采用三角核（triangle kernel）、矩形核（rectangular kernel）或均匀核（uniform kernel）方法选择核密度函数并确定最优带宽，运用局部多项式方法确定一次型是最优拟合。考虑到不同核估计的结果不同，表4显示了使用三角核和矩形核的估计结果，以及是否包含协变量的结果，两类结果的最优带宽非常接近，含有协变量的三角核模型是大多数研究的选择。回归结果与2SLS的回归结果较为一致，对配偶的劳动参与、退休会产生影响，但工作时间并不会由于女性退休而有变化。

表4 女性退休与配偶的劳动供给（非参数估计）

（四）稳健性检验

1.模糊断点回归方法的适用性检验。首先，检验驱动变量是否被操纵的一种方法是检验其密度函数的连续性。本文根据McCrary［28］的检验方法，检验结果＝－0.51，标准误为0.49，可接受密度函数在断点处连续的假设，图2的核密度分布图显示，变量在断点附近是平滑的，密度不存在显著性差异，通过检验。

2.控制变量的连续性检验。采用局部线性回归估计平均处理效应，一般需要针对各变量进行检验，以进一步保证结果的稳健性。本文在模型中使用了三个控制变量，需检查其在断点处的连续性。结果均不显著，通过该检验说明控制变量符合连续性假设，不会影响断点回归的有效性。

表5 控制变量的连续性检验

3.安慰剂检验。本文从断点时期前后的一段时间内选择不同时点做局部线性回归，以检验是否存在安慰剂效应。安慰剂分析（placebo analysis）是将结果变量替换为已知不会被处理所影响的“伪结果（pseudo-outcome）”后，按照之前的分析过程，检验结果如图3所示。可以看出，不论是哪个时期的数据，在不同的年龄断点处都没有显著不为0的情况出现，这说明不存在安慰剂效应。

4.异质性检验。将配偶收入分成较高收入组和较低收入组，研究女性退休对不同收入水平配偶影响的异质性，如表6所示。

根据表6所示，女性退休对配偶劳动参与的影响都显著且高收入组要超过低收入组，另外，女性退休对于低收入组的配偶退休影响比较显著，对工作时间没有显著影响。闲暇具有外部性，这说明对于高收入组的劳动力来说，配偶间共同享受的闲暇比双方独自闲暇带来的效用更高，因此，女性的退休并不会促进配偶的劳动参与。同时，由于高收入劳动者的家庭经济基础较好，受到偏好一致性的影响比较大，相反受到经济因素、健康因素、家庭照料时间的影响比较小。另外，检验女性退休行为是否对不同教育程度的配偶会产生不同的影响可以发现，受教育程度越高，受到其配偶退休的影响越强，这也是由受教育程度较高的劳动者的偏好及工作收入决定的，回归结果基本与预期一致。

表6 女性退休对不同收入水平配偶影响的异质性

（五）女性退休对配偶劳动参与的影响机制探讨

根据机制分析，本文选取夫妻平均收入对数、健康水平及家务时间三个中介变量，来探究退休如何对配偶的劳动供给产生影响。通过偏差校正的Bootstrap置信区间估计法进行中介效应分析，结果见表7。根据95%置信区间内是否包含0可以看出，女性退休对配偶退休、劳动参与的影响通过女性健康的机制产生，女性退休对配偶工作时间的影响机制无间接效应。这说明，在我国“男主外、女主内”的传统思想下，女性通常为家庭照料的主要提供者而不是家庭经济来源的主要提供者；但当女性健康状况不佳时，由于相关医疗服务的费用增加，会促使丈夫继续工作。

表7 女性退休对配偶劳动供给的中介效应分析

联合退休理论中闲暇的共同偏好也是促成夫妻共同退休的主要因素之一。但在我国，家庭具有普遍的隔代抚养文化，即家庭内部、甚至宗族家庭之间互助的传统，尤其是家庭父辈对子女在时间和经济上的代际支持更是极为普遍。比如当女性早于男性退休时，由于隔代照料的需求而减少或无法（如与子女同住）与丈夫共享闲暇时间；反之，当与子代同住时，与子代的交流及互动会带来精神层面的获益。［16］

四、进一步分析

由于我国尚未全面实施延迟退休政策，延迟退休所带来的最直接也最明显的效应在于超过法定退休年龄的劳动力继续工作。因此，分析和考察超过退休年龄的劳动力就业对其配偶的影响可以在一定程度上间接考察延迟退休年龄对家庭劳动供给可能造成的影响。我国男性的法定退休年龄晚于女性，男性在退休时其配偶基本已经退休，由于这种非对称性的存在，从超过法定退休年龄的男性切入更具代表性，因此，本文只保留男性劳动力超过60岁的家庭，回归结果见表8。对劳动者个体而言，延迟退休年龄可以增加其个人劳动供给，是非常符合直觉和经验的，但是，使用独立的劳动者个人代替家庭进行分析，会忽略家庭成员间的行为互动所产生的一系列影响。通过表8的回归结果可以看出，男性延迟退休年龄会对女性的退休产生显著的负向影响，对女性就业产生显著的促进作用，对其工作时间没有显著影响。这说明，在我国劳动力市场中存在与“隐形退休”的另一种对立情形，即“退而不休”，当妻子早于丈夫退休后，可能会促使达到退休年龄的女性配偶被动化地选择重返劳动力市场。

表8 男性延迟退休年龄对配偶劳动供给的影响

由于不同的样本对于基准回归的结果具有不同的敏感性，为了考察其稳健性，本文进行分样本回归，结果见表9。分别将配偶样本按照收入水平及家庭规模进行分组，具体来说，无论收入水平如何，男性延迟退休对女性的退休决策与工作时间无显著影响，但对女性劳动参与有显著的促进作用，其中对低收入劳动者的家庭更为显著；在不同家庭规模的样本中，对核心家庭的影响比较显著，这与核心家庭的经济压力、孩子的教育投资压力密切相关。总的来说，分样本回归检验的结果与基准回归的结果基本一致，证明基准回归的研究结论总体上是稳健的。

表9 稳健性检验

五、研究结论

本文运用模糊断点法考察了女性退休对其配偶劳动供给的影响，并实证探究了其影响机制，研究发现，女性退休会导致其配偶退休概率提高，劳动参与率降低，对工作时间无显著影响，且这种影响在高收入、教育水平比较高的男性劳动力上更为显著；机制研究表明，女性退休对配偶退休、劳动参与的影响通过女性健康的机制产生，女性健康状况不佳时，相关医疗服务的费用增加会促使丈夫继续工作，验证了假设3；考察延迟退休年龄对家庭劳动供给可能造成的影响，男性延迟退休年龄会提高女性的劳动参与率，但对女性的退休及工作时间无显著影响，这种影响在低收入、家庭规模较小的样本中更为显著。因此，研究退休年龄制度对家庭劳动供给影响的意义并不仅局限于学术价值，更有极大的政策意义。

第一，由于女性的退休年龄偏低，尚处于生命周期中工作回报较高的阶段，但受制于退休年龄制度，办理退休手续后退出劳动力市场的概率大为增加，这对于女性的职业发展具有较为不利的影响，并且女性的过早退休不仅是自身劳动力的浪费，也会影响到其配偶的劳动供给水平。因此，应在考虑女性更多地权衡工作和家庭照料需求的基础上，适度增加居民尤其是不同女性劳动力对退休年龄选择的灵活性。

第二，退休年龄制度的完善和改革应以家庭为政策设计的基本单位和落脚点，充分考虑家庭内部的溢出效应，改革实施内容以促进家庭整体劳动供给向好发展为主要目标。与已实施延迟退休政策的发达国家不同，在中国特色社会文化背景下，退休年龄制度的影响及改革会出现新的情况和问题，因此，对于中国传统文化下的家庭内部特殊制度安排一定要进行更加深入的研究和评估，基于现实情况建立更具中国特色的延迟退休年龄政策。

第三，建立更加完善的社会化养老服务、托幼服务体系。由于当前隔代抚养文化的存在，隔代照料现象在我国十分普遍，如果有劳动能力的老年劳动力延迟退休年龄，不再是家庭婴幼儿照料的重要承担者，其劳动参与水平很可能会有较为明显的上升。因此，需要出台相关政策促进托幼服务的市场供给，制定和完善严格优质的服务标准，使其逐渐成为我国年轻群体在自雇型家庭照料模式之外的可靠选择。