夫妻延迟退休意愿的社会互动效应研究

熊晓涵,李 林

1.武汉纺织大学 经济学院，湖北 武汉 430200；2.武汉大学 政治与公共管理学院，湖北 武汉 430072

一、研究背景

当前,中国已经成为老年人口数量最多、增速最快的国家,现行法定退休年龄已无法适应中国经济社会发展需要。对此,《“十四五”国家老龄事业发展和养老服务体系规划》明确提出“实施渐进式延迟法定退休年龄”。该政策不仅能够缓解老龄化带来的劳动力短缺、养老金亏空等问题,而且有助于减轻家庭及社会的养老负担。然而,延迟退休属于重大社会政策,关涉亿万劳动者的切身利益,其改革方案屡次被提及但却一直未能正式实施。据此,必须充分了解民众关于延迟退休的意愿和诉求,为政策制定提供参考,为政策实施营造良好氛围。

现有文献大多立足于个体,从不同视角探究了劳动者延迟退休意愿的影响因素。已有研究结论认为影响因素主要包括养老金计发办法、个人特征、工作特征以及家庭因素。养老金计发办法方面,学者们主要运用期权价值[1]和峰值价值[2]两类模型来判断养老金计发办法是否对劳动者延迟退休具有激励作用[3-5]。个人特征方面,以往研究主要关注性别、受教育程度、健康状况、收入等因素的影响。如虞幸然和粟芳研究发现预期寿命是延迟退休意愿的重要影响因素[6]。工作特征方面,有研究认为工作单位性质对延迟退休意愿没有显著影响[7],岗位性质和工作满意度等因素对女性延迟退休意愿也不存在显著影响[8]。但也有研究得到相反结论,如王竹和陈鹏军认为行政机关、政府部门工作人员愿意延迟退休,工作压力越大、对工作环境与福利待遇越不满意的人群越不愿意延迟退休[9]。吴翌琳等还发现薪资发放方式对延迟退休意愿具有重要影响[10]。家庭因素方面,学者们主要关注家庭生育数量、隔代照料情况对延迟退休的影响。如Hank和Korbmacher利用13个欧洲国家相关数据进行研究,发现养育更多子女的男性会推迟退休[11]。何圆和王伊攀采用生存分析方法研究得出隔代照料会使个体提前退休的结论[12]。邹红等利用工具变量法进行研究,也发现隔代照料会增加中老年人提前退休的概率[13]。

劳动者总处于一定的社会关系中,其各项决策和某方面意愿很可能与其他人的决策、意愿相互影响。这种人际间的相互影响被称为社会互动效应[14]。在社会关系中,夫妻关系最亲密。夫妻共同分享家庭收入、居住空间等家庭内部资源,分担不同的家庭事务、承担相应的家庭角色。因此,劳动者是否选择延迟退休需要综合考虑家庭内部的各项因素,包括配偶的延迟退休意愿。

有学者考察了夫妻退休行为的相互影响,并将其称为“联合退休”。如Becker率先展开了理论分析[15],他将家庭作为决策单位,假设家庭拥有一个共有的效用函数及预算约束,夫妻双方在此基础上做出退休决策。Chiappori对效用函数做出改进,认为夫妻双方拥有独立偏好,并赋予双方不同权重,将两者相加得到家庭效用函数,从而构建了集体家庭模型[16-17]。以上两种分析框架均为夫妻联合退休研究奠定了理论基础[18]。实证研究中,夫妻联合退休行为得到证实。如Stancanelli研究发现,无论男女,配偶的退休行为会减少另一方在职的概率和劳动时间[19]。Bloemen等研究发现丈夫退休会使妻子的退休概率增加24.6%[20]。Banks等运用双重差分法,发现妻子退休后英国男性退休概率比对照组美国男性高出14%～20%[21]。目前国内仅有两篇文献探讨了夫妻退休决策的相互影响。张正东等利用模糊断点回归方法研究女性退休行为对配偶劳动供给的影响,认为妻子退休会使丈夫退休的概率提高11.6%,劳动参与率降低15.5%[22]。钱嫣虹和李心愉也发现夫妻退休决策间具有显著的正相关关系[23]。

然而,现有文献尚未系统回答以下问题:夫妻延迟退休意愿之间是否存在社会互动效应?这种社会互动效应在不同特征群体之间又是否存在异质性?对此,本文试图基于社会互动理论提出研究假设,构建联立方程组并利用中国健康与养老追踪调查2018年数据展开实证检验。本研究对于分析劳动者延迟退休意愿,以及推动延迟退休方案顺利实施具有一定意义。一方面,夫妻是心理与行为上相互影响的共同体。延迟退休意愿的相关研究应从个体扩展到夫妻双方,并关注夫妻间的相互影响,这有助于深入了解延迟退休政策的民众意愿及其影响因素。另一方面,作为一项重大公共政策,延迟退休年龄暂时难令所有劳动者接受,但如果部分群体可以先接受该政策,然后通过社会互动效应产生的社会乘数效应让更多人接受,那么延迟退休政策颁布实施的阻力将会减小,从而消减集体理性与个体理性的冲突。

二、理论分析框架及研究假说

依据社会互动理论,社会互动效应通过三个渠道实现:偏好互动、期望互动和约束互动[24]。偏好互动是指其他人的选择直接影响个体对选择集合中选项的偏好排序。期望互动是指个体根据其他行为人的选择调整预期,从而影响个体选择。约束互动是指选择集合的相互依赖性导致的互动效应。据此,夫妻之间延迟退休意愿的社会互动效应可能存在两种形成机制:一是个体参考配偶的延迟退休意愿,从而产生自身的延迟退休意愿;二是夫妻双方相互沟通和协商,最终达成一致的延迟退休意愿。

考虑在一个有夫妻二人的家庭中,个体i拥有一组特征(Xi,εi),其中Xi是可观测的个体特征,εi是不可观测的个体特征。同理,配偶j也拥有一组特征(Xj,εj)。在经典的模型中,通常假定个体i效用水平取决于自身的延迟退休意愿yi、个体特征Xi和不可观测的特征εi。但是,考虑到个体延迟退休意愿yi会受配偶延迟退休意愿yj的影响,本文借鉴Blume等[25]构建的社会规范形式的社会互动模型,将个体效用函数Ui拓展为两个主要组成部分:一是由个体特征与配偶特征所决定的私人效用ui;二是与配偶延迟退休意愿直接相关的社会效用si。具体表示如下:

(1)

为了体现个体延迟退休意愿的边际效用与个体特征相关,也与配偶延迟退休意愿相关,且配偶延迟退休意愿对其产生的效用遵循边际效用递减规律,本文将私人效用的具体形式表示为:

(2)

参考以往研究中社会规范模型的设置[25],本文将社会效用的具体形式表示为:

(3)

式(3)等号右边表示个体延迟退休意愿与配偶延迟退休意愿之间的差异。本文假设个体希望与配偶的延迟退休意愿保持一致,因此,假设φ>0。这就意味着个体延迟退休意愿与配偶延迟退休意愿之间的差异会带来个体社会效用的损失。平方项的设置是为了满足边际效用递减规律。

结合式(2)和式(3),个体效用函数可由式(1)改写为式(4):

(4)

对式(4)进行一阶求导,可以得到个体延迟退休意愿的最优解:

令

(5)

则

(6)

式(6)表明个体延迟退休意愿不仅取决于个体特征(Xi,εi),还受配偶延迟退休意愿(yj)和特征(Xj)的影响。根据Manski[26]的定义,(1)Manski严格定义了社会互动效应并将其区分为三类:一是内生互动效应(Endogenous Effect):个体行为与所在群体的行为相互影响,个体行为既受群体行为影响,同时反过来塑造了所在群体的整体行为;二是外生互动效应(Exogenous Effect),即所在群体具备某些外生于每个个体的经济社会特征,这些特征单向影响着个体行为;三是关联互动效应(Correlated Effect),相似的个人特征或共同的环境引起了个体之间行为的一致性。β1反映了内生互动效应,也是本文核心关注的延迟退休意愿的社会互动效应。β2表示个体配偶可观测变量对其延迟退休意愿的影响,即外生互动效应。β3表示个体可观测变量对其延迟退休意愿的影响。

H1:配偶延迟退休意愿和个体延迟退休意愿之间存在正向的社会互动效应,即个人延迟退休意愿会随着配偶延迟退休意愿的提高而变得强烈。

配偶延迟退休意愿的社会互动效应在不同特征的人群中具有差异。从性别方面来看,当前女性的法定退休年龄比男性低5～10岁,较低的退休年龄使得女性工作年限和养老保险缴费年限较短,女性所缴纳的养老保险费普遍少于男性,从而退休后女性每月所得的养老金远低于男性。夫妻中收入更高的一方往往拥有更强的家庭议价能力[27],当妻子养老金少于丈夫时,妻子的家庭议价能力就弱于丈夫。为了提高家庭议价能力,妻子可能会通过提高劳动参与率和延迟退休年龄的方式增加个人收入[28]。尤其当丈夫延迟退休意愿提高时,妻子的延迟退休意愿也会随之增强。由于男性具有较强的家庭议价能力,所以男性延迟退休意愿受妻子延迟退休意愿影响较弱。据此,本文提出第二个研究假说:

H2:相较于男性,配偶延迟退休意愿对女性延迟退休意愿产生正向影响的社会互动效应更为强烈。

除性别之外,受教育程度是影响劳动者延迟退休意愿的重要因素。依据受教育程度的不同,配偶延迟退休意愿带来的社会互动效应可能存在差异。受教育程度越高越会促使个体延长人力资本投资的回报周期,即当劳动者受教育程度高时,其会通过延迟退休年龄来获得更多收入[6]。当配偶延迟退休意愿增强时,受教育程度越高者越能意识到延迟退休年龄能提高家庭收入,从而其延迟退休意愿也会更加强烈。本文提出第三个研究假说:

H3:受教育程度高者的延迟退休意愿与其配偶延迟退休意愿之间具有更显著的正向社会互动效应。

工作单位性质、工作环境、工作待遇等也是影响劳动者延迟退休意愿的重要因素。相比企业或劳务派遣单位等,政府机关、事业单位的工作环境、工作稳定性与工作待遇更优越,所以有研究认为政府机关、事业单位工作人员更倾向于延迟退休年龄[29]。考虑上述因素,当配偶延迟退休意愿增强时,相比企业或劳务派遣单位等,政府机关、事业单位工作人员会更易接受延迟退休。本文提出第四个研究假说:

H4:相比企业或劳务派遣单位等,当劳动者为政府机关、事业单位工作人员时,其延迟退休意愿与配偶延迟退休意愿之间具有更显著的正向社会互动效应。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文使用的数据来自中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS)第四期(2018)全国追访数据。该数据于2020年9月23日正式公开发布。CHARLS是由北京大学开展的一项关于我国人口老龄化问题的跨学科研究调查,它采用科学抽样方法收集了中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据。全国基线调查于2011年开展,每两年追访一次,调查对象覆盖150个县级单位、450个村级单位、约1万户家庭中的1.7万人。

本文首先排除了配偶信息缺失以及无配偶的样本,得到16 385个观测值。其次选取了非农受雇人群,排除了农业自雇、非农自雇和为家庭经营活动帮工以及正在寻找工作的群体。在此基础上,依据性别限制样本的年龄范围,得到3 591个45～59岁男性样本和2 685个45～54岁女性样本。最后,排除所有控制变量的缺失值后,共得到2 194个观测样本,其中,男性样本1 183个,女性样本1 011个。(2)本文样本具有一定的代表性,原因有三点。首先,本文的数据来源是CHARLS数据库,其抽样方法是随机抽样,并保证了抽样的无偏性。其次,本文样本筛选过程中进行了严格的限制:有配偶、城镇职工、年龄范围、所有变量均无缺失值或异常值。本文汇报的样本量是所有变量剔除缺失值或异常值后的样本量,是实证研究过程中的实际样本量。最后,本文运用的是2018年的截面数据。对于截面数据而言, 2 194个样本量属于正常范围内的样本量。

(二)变量选择及描述性统计

夫妻双方延迟退休意愿。本文将延迟退休意愿设置为二元离散变量。依据受访者对“您计划在多大年龄时停止工作,即停止从事一切以挣钱为目的的活动,也不再为家庭经营活动帮工,将来也不打算从事比消遣性工作更劳累的工作?”这一问题的回答对个体延迟退休意愿进行取值。借鉴李琴和彭浩然[7]的做法,如果男性预期停止工作的年龄超过60岁,或女性预期停止工作的年龄超过55岁,则延迟退休意愿取值为1;否则取值为0。对于该问题的回答,CHARLS数据库有这样的规定:“如果您计划只要健康允许,就一直工作,请标明0”。由于CHARLS 2018年数据库中没有回答为0的样本,因此本文没有考虑“只要健康允许,就一直工作”的情况。

夫妻双方的个人特征。具体包括年龄、性别、户籍、受教育程度、健康状况与养老保险参与情况。年龄依据受访者出生年份推算所得。性别方面,男性=1,女性=0。户籍方面,城镇户口=1,非城镇户口=0。受教育程度方面,本文将受教育程度细分为五个二元变量,分别是“文盲”、小学、初中、高中、大专及以上。依据受访者对于“您获得的最高学历是?”的回答进行取值。当受访者回答“未受过教育(‘文盲’)”时,“文盲”=1,否则=0;当受访者回答“未读完小学,但能够读、写”或回答接受过私塾教育或“小学毕业”时,小学=1,否则=0;当受访者回答“初中毕业”时,初中=1,否则=0;当受访者回答“高中毕业”或“中专毕业”时,高中=1,否则=0;当受访者回答“大专毕业”或“本科毕业”“硕士毕业”“博士毕业”时,大专及以上=1,否则=0。健康状况方面,无论是个人还是配偶,对自身健康状况的客观评价是影响其延迟退休意愿的重要因素。本文选取个人近年来罹患慢性病数量作为个体健康状况的代理变量。养老保险参与情况方面,当受访者参与了任何一种养老保险项目时,参与养老保险=1,否则=0。个人在进行延迟退休决策时,往往会考虑退休后的收入来源[30]。参与养老保险能保障个人退休后获得稳定的养老金,因此,可能会导致个人选择提前退休。

夫妻双方的工作特征。具体包括工作单位性质和个体技术职称。工作单位性质方面,本文细分为三个二元变量,分别是政府机关或事业单位、企业、其他组织。依据受访者对于“您的工作单位/雇主属于哪种类型?”这一问题的回答进行取值。当受访者回答“政府部门”或“事业单位”时,政府机关或事业单位=1,否则=0;当受访者回答“企业”时,企业=1,否则=0;当受访者回答“非营利组织”或“劳务派遣单位”时,其他=1,否则=0。工作单位性质与工作环境、工作待遇密不可分,影响着个体的延迟退休意愿。技术职称方面,依据受访者对“您有专业技术职称吗?如果有,您目前的专业技术职称是什么?”这些问题的回答,将技术职称分为五类:无职称=1,技术员=2,初级职称=3,中级职称=4,高级职称=5。技术职称的差异体现着人力资本的差异,个体的技术职称越高,往往具有越强的专用性人力资本,延迟退休会带来更高的边际收益,因此,技术职称越高的群体越倾向于延迟退休[7]。各变量的描述性统计分析结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计

表2描述的是随年龄变化,男性与女性预期退休年龄的分布状况。无论男女,其预期退休年龄集中为“5的倍数”,这一结果与Cobb和Stillman[31]、李琴和彭浩然[7]的研究结果一致。具体来看,双职工夫妻中丈夫预期退休年龄主要集中在60岁(占比为59.31%),其次是65岁(占比为13.69%);妻子预期退休年龄主要集中在60岁(占比为36.73%),其次是55岁(占比为22.83%)。可见,大多数男性更倾向于遵从现行的法定退休年龄制度,少部分具有延迟退休意愿。而较多女性表现出了明显的延迟退休意愿,且意愿延迟至男性现行的法定退休年龄。

表2 各年龄段夫妻双方预期退休年龄占比情况 %

(三)模型设定

本文实证研究的核心任务是考察夫妻延迟退休意愿是否存在社会互动效应。依据式(6),个体i延迟退休意愿的最优解和配偶j延迟退休意愿的最优解可表达如下:

(7)

(8)

式(7)中,Xi和Xj为外生变量,分别包括个人与配偶的年龄、性别、户籍、受教育程度、工作单位性质、技术职称、患慢性病数量和养老保险参与情况。β1是本文最重要的待估参数,它代表配偶延迟退休意愿与个人延迟退休意愿之间的社会互动效应。

(9)

(10)

以往相关研究将配偶延迟退休意愿yj视为外生变量,估计式(9)中的参数β1。本文认为,夫妻延迟退休意愿的社会互动效应表示夫妻的延迟退休意愿相互影响,配偶延迟退休意愿yj也受个体延迟退休意愿yi的影响。直接使用Probit模型可能导致内生性偏差,估计结果存在偏误。因此,本文构建识别夫妻延迟退休意愿社会互动效应的联立方程组:

(11)

其中,ρ1和λ1均表示夫妻延迟退休意愿的社会互动效应。ρ1是本文关注的配偶延迟退休意愿与个体延迟退休意愿之间的社会互动效应。配偶特征变量Xj对个体延迟退休意愿yi的影响通过配偶延迟退休意愿yj发挥作用。

对于式(11),本文为了避免联立方程组的过度识别问题,将利用系统估计法,即三阶段最小二乘法(3SLS)进行估计。由于夫妻延迟退休意愿均为二元离散变量,本文在利用3SLS时将结合Probit模型进行识别。

另外,为了避免联立方程组中各解释变量因多重共线性问题而导致模型估计偏误,本文在实证研究之前对所有解释变量进行了多重共线性检验,得到了所有解释变量的方差膨胀因子(VIF),本文检验结果显示VIF均值为3.77,且各解释变量的VIF均小于5。VIF越大表明解释变量之间的多重共线性问题越严重,以目前学术界认为的VIF大于10则表明存在多重共线性问题的判断标准,模型中不存在多重共线性问题。

四、研究结果

(一)联立方程组的识别结果

表3第(1)列结果表明,配偶延迟退休意愿与个人延迟退休意愿在1%水平上存在显著的正向社会互动效应。配偶愿意延迟退休的群体的延迟退休意愿是配偶不愿意延迟退休群体的2.079倍。该结果与表3结果在方向上一致,但影响系数更大。除此之外,表3第(1)列结果还显示,性别、户籍、受教育程度、单位性质和参与养老保险情况对个体延迟退休意愿具有显著影响。具体而言,女性更倾向于延迟退休;非城镇户口的群体比城镇户口的群体更愿意延迟退休;与高中及以上学历的群体相比,初中及以下学历的群体更愿意延迟退休;相较于其他组织的职工,政府机关或事业单位工作人员的延迟退休意愿更低(与部分现有相关研究结论相悖);没有参与养老保险的群体比已参与养老保险的群体更希望延迟退休。

表3 夫妻延迟退休意愿的社会互动效应:联立方程组的识别

本文还进一步针对不同性别以及不同预期退休年龄人群展开了更深入的实证研究。研究结果如表3第(2)～(5)列所示,可知妻子延迟退休意愿与丈夫延迟退休意愿之间具有显著的正向社会互动效应,但这种社会互动效应会在丈夫预期退休年龄较大时变得微弱。具体表现为在妻子愿意延迟退休的情况下,丈夫超过60岁但不超过65岁退休的意愿是妻子不愿意延迟退休情况下的1.730倍,而丈夫愿意超过65岁退休的概率是妻子不愿意延迟退休情况下的1.046倍。这意味着,妻子愿意延迟退休会带动丈夫也愿意延迟退休,但丈夫预期退休年龄不会因此无限度地增长。而是在控制其他变量不变的情况下,相比超过65岁退休,妻子延迟退休意愿会使得丈夫更愿意在61～65岁退休。

丈夫延迟退休意愿的社会互动效应略有不同。表3第(4)～(5)列结果显示,丈夫延迟退休意愿仅对妻子在56～60岁退休的意愿具有显著影响,而对妻子超过60岁退休的意愿不具有显著影响。这一结果同样也说明了妻子不会因为丈夫延迟退休而愿意无限度地延迟其退休年龄。具体来说,在控制其他变量不变的情况下,相比丈夫不愿意延迟退休,丈夫愿意延迟退休使得妻子愿意延迟至56～60岁退休的概率增加1.904倍,但对妻子超过60岁退休的意愿没有产生显著的影响。

综上可知,夫妻中一方愿意延迟退休会带动另一方延迟退休意愿的提高,即延迟退休意愿在夫妻之间存在显著的正向社会互动效应(H1得到证实)。妻子延迟退休意愿受配偶正向影响更为强烈(H2得到证实)。在配偶社会互动效应下,丈夫意愿延迟退休的年龄上限为65岁,妻子意愿延迟退休的年龄上限为60岁。

(二)稳健性检验

前文仅使用了有配偶的样本,可能会存在未考虑没有配偶的样本导致的样本选择偏误问题。为了避免这样的问题,本文运用Heckman两步模型来检验潜在的样本选择偏误。表4第(1)列显示了Heckman模型的估计结果。可以明显看出,逆米尔斯比没有通过显著性检验,这说明模型不存在样本选择偏误。另外,Heckman估计结果和表3第(1)列结果相近,同样说明了夫妻双方的延迟退休意愿存在社会互动效应。本文结论具有稳健性。

表4 稳健性检验与异质性分析

(三)异质性分析

本文研究结果表明,除了配偶延迟退休意愿的正向社会互动效应,受教育程度与工作单位性质也是影响个人延迟退休意愿的重要因素。本文为进一步探讨夫妻延迟退休意愿社会互动效应的异质性,在式(11)联立方程组中分别加入配偶延迟退休意愿与受教育程度的交互项、配偶延迟退休意愿与工作单位性质的交互项。结果如表4第(2)～(3)列所示。表4第(2)列可见,加入配偶延迟退休意愿与受教育程度的交互项后,配偶延迟退休意愿对个体仍具有显著的正向影响,受教育程度具有显著的负向影响,但两者的交互项仍表现出显著的正向影响。这说明,配偶延迟退休意愿与个体延迟退休意愿的社会互动效应会随着个体受教育程度的提高而增强,且替代了受教育程度提高对延迟退休意愿的削弱作用。换言之,受教育程度越高者,其延迟退休意愿越易受到配偶延迟退休意愿的影响,社会互动效应更明显(H3得到证实)。其中,高中学历者的延迟退休意愿受配偶延迟退休意愿影响的社会互动效应最明显。

如表4第(3)列所示,加入配偶延迟退休意愿与工作单位性质的交互项后,配偶延迟退休意愿仍对个体具有显著的正向影响,工作单位性质具有显著的负向影响,但两者的交互项仍表现出显著的正向影响。这说明,政府机关或事业单位工作人员与企业工作人员的延迟退休意愿受到其配偶延迟退休意愿正向影响的社会互动效应更为明显。尤其是政府机关或事业单位工作人员的延迟退休意愿受配偶影响最大(H4得到证实)。

由以上结果可知,夫妻延迟退休意愿的正向社会互动效应在受教育程度与工作单位性质方面具有异质性。受教育程度越高者和政府或事业单位工作人员的延迟退休意愿本身较低,而当受到配偶延迟退休意愿的影响后,上述人员的延迟退休意愿明显提高。这说明政府部门可以利用夫妻间的社会互动效应提高更多劳动者的延迟退休意愿,进而减少延迟退休改革的阻力。

五、结论与讨论

与以往基于个体视角或将配偶延迟退休意愿视为外生变量的研究不同,本文基于社会互动理论,构建了夫妻延迟退休意愿社会互动效应的联立方程组,并借助中国健康与养老追踪调查2018年数据进行了实证检验。研究结果表明:(1)夫妻延迟退休意愿存在显著的正向社会互动效应。配偶愿意延迟退休的群体的延迟退休意愿是配偶不愿意延迟退休群体的2.079倍。(2)进一步研究还发现,在配偶延迟退休意愿的社会互动效应下,65岁是丈夫意愿延迟退休的年龄上限,60岁是妻子意愿延迟退休的年龄上限。(3)异质性分析结果显示,女性、受教育程度越高者(尤其是高中学历者)和政府机关或事业单位工作人员的延迟退休意愿受配偶延迟退休意愿影响的社会互动效应更明显。本文丰富了相关研究成果,并具有一定的政策意义。

首先,中国当前的退休年龄相对较低,部分群体具有延迟退休意愿且夫妻延迟退休意愿存在正向社会互动效应。这意味着顺利推动延迟退休年龄的改革需要考虑家庭因素,从家庭中的夫妻关系出发,借助配偶社会互动效应获得更多民意支持,还可以利用社会互动效应带来的社会乘数效应扩大改革的影响力度。

其次,政府制定延迟退休政策需要考虑不同群体的诉求,尽可能减少延迟退休政策推行过程中的阻力。第一,对于延迟退休意愿较强的群体,政府可以通过税收优惠、额外的社会福利待遇等措施鼓励其延迟退休,并利用社会互动效应来加强政策引导、扩大政策的响应范围。第二,考虑到不同职业和行业的工作性质、工作环境不同,对劳动者身体健康和心理健康的要求也不同,延迟退休年龄并非适用于所有群体。因此,在推行延迟退休政策时应避免“一刀切”,注重政策的灵活性与包容性,考虑个体的自身身体状况和家庭需求,保障其在某个范围内自主选择退休年龄的权利。

最后,依据本文所得知的丈夫与妻子意愿延迟退休的年龄上限,政府可以以此作为参考,合理规划渐进式延迟退休政策的实施幅度与节奏。政府可以考虑设立缓冲期和作出过渡安排,逐步提高退休年龄,给予劳动者更多时间充分适应和做好准备。