張?bào)疝?，宋德玲?

（1.東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，吉林 長春 130117；2.長春人文學(xué)院商學(xué)院，吉林 長春 130117）

一、引 言

近年來，在我國社會保障事業(yè)不斷發(fā)展及人口老齡化加劇的背景下，退休年齡政策在不斷的完善中受到了學(xué)界的廣泛關(guān)注，人口老齡化帶來的一系列問題給我國的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展帶來了嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，延遲退休年齡成為了避免人力資源浪費(fèi)、緩解養(yǎng)老金短缺問題的重要舉措。2020年中央發(fā)布了《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》，其中明確指出要“實(shí)施漸進(jìn)式延遲法定退休年齡”。由于夫妻之間共同分享經(jīng)濟(jì)收入、居住空間等家庭內(nèi)部資源、承擔(dān)著相應(yīng)的家庭分工，因而，在推行延遲退休年齡政策之前，系統(tǒng)地研究退休年齡制度對家庭內(nèi)部的綜合影響具有重要的意義。

目前，學(xué)界關(guān)于退休年齡制度對家庭內(nèi)部綜合影響的研究主要是從退休與消費(fèi)的關(guān)系和退休對健康的影響兩方面展開的。首先，關(guān)于退休與消費(fèi)的研究尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論，一方面，有學(xué)者認(rèn)為中國強(qiáng)制性的退休年齡制度降低了家庭消費(fèi)。例如，劉子蘭和宋澤利用中國居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，退休在一定程度上降低了家庭消費(fèi)，其影響程度取決于異質(zhì)的家庭特征。［1］李宏彬等基于城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，使用斷點(diǎn)回歸法進(jìn)行研究，結(jié)果顯示退休降低了家庭消費(fèi)。［2］鄒紅、喻開志基于國家統(tǒng)計(jì)局城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)，利用斷點(diǎn)回歸法研究發(fā)現(xiàn)，退休顯著降低了家庭消費(fèi)。［3］另一方面，也有學(xué)者認(rèn)為退休會促進(jìn)家庭消費(fèi)，例如，楊贊等基于城鎮(zhèn)住戶調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國老年家庭在退休后總消費(fèi)水平提升。［4］

其次，為了深入探索退休對健康的真實(shí)影響，國內(nèi)外學(xué)者利用了不同的數(shù)據(jù)和計(jì)量方法，但卻僅僅關(guān)注了個(gè)人退休對自身健康的效應(yīng)，且尚未形成一致結(jié)論。例如，Insler、鄧婷鶴和何秀榮均認(rèn)為個(gè)人退休改善了自身健康水平。［5－6］但雷曉燕等、Behncke則指出退休對個(gè)體健康有消極作用；［7－8］Atalay等基于澳大利亞的數(shù)據(jù)，探討了女性退休對丈夫心理健康的影響，發(fā)現(xiàn)女性退休對老年男性的心理健康有積極影響，并且這種有益影響隨著女性退休時(shí)間的增加而增強(qiáng)。［9］

綜上，現(xiàn)有研究鮮有涉及退休年齡政策對家庭勞動(dòng)供給的影響，但我國法定退休年齡制度及女性法定退休年齡低于男性的基本事實(shí)，對于考察女性退休與其配偶之間的關(guān)系提供了可靠的因果識別，因此，本文將利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，采用模糊斷點(diǎn)回歸方法（Fuzzy Regression Discontinuity Design，F(xiàn)RD）識別女性退休制度對其男性配偶的退休概率、勞動(dòng)參與及工作時(shí)長等勞動(dòng)供給變量的因果影響及作用機(jī)制。探討延遲退休年齡及其預(yù)期將會對配偶勞動(dòng)供給產(chǎn)生何種影響，理解退休年齡制度的綜合影響不僅對現(xiàn)有文獻(xiàn)是有益的補(bǔ)充，也具有重要的政策含義，可以優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)，降低退休年齡制度對勞動(dòng)力市場的沖擊，減少各勞動(dòng)力群體的福利損失。

二、女性退休對配偶勞動(dòng)供給影響的路徑分析

Becker（1974）在研究中將家庭這一決策單位引入微觀勞動(dòng)供給決策的領(lǐng)域，提出了家庭勞動(dòng)供給聯(lián)合決策模型用以彌補(bǔ)早期使用獨(dú)立個(gè)體作為研究對象的不足。［10］但其假設(shè)家庭具有一個(gè)共同的效用函數(shù)及預(yù)算曲線，家庭成員在此基礎(chǔ)上進(jìn)行勞動(dòng)供給決策，這使得成員間的資源分配無法得到合理解釋。其后Chiappo（1988，1992）放開了共同效用函數(shù)這一假定，提出了集體家庭模型（collective house hold model）。［11－12］考慮了每一個(gè)成員的獨(dú)立偏好，最后的資源分配依靠內(nèi)部談判最終形成帕累托最優(yōu)。在此框架下，家庭效用函數(shù)的改變使得夫妻間勞動(dòng)供給相互影響，為家庭勞動(dòng)供給受到退休年齡制度的影響奠定了理論基礎(chǔ)，據(jù)此，女性退休對配偶的勞動(dòng)供給產(chǎn)生影響主要有以下四種路徑：

1.共同偏好。共同閑暇的偏好將引致配偶勞動(dòng)供給水平相互影響，由于配偶間共同享受的休閑時(shí)間比雙方獨(dú)自休閑帶來的效用更高，即閑暇具有外部性，配偶一方的退休增加了另一方的勞動(dòng)機(jī)會成本，此時(shí)夫妻雙方的勞動(dòng)供給便可能呈現(xiàn)互補(bǔ)性，即家庭成員的退休行為會減少另一方的勞動(dòng)供給?；诖?，本文提出假設(shè)：

H1：女性退休將會通過共同閑暇的偏好降低配偶的勞動(dòng)供給。

2.女性退休導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)變動(dòng)。由于夫妻共享家庭收入和財(cái)富，當(dāng)夫妻一方由于退休而使收入減少時(shí)，家庭聯(lián)合收入相應(yīng)減少，將促使另一半增加勞動(dòng)供給強(qiáng)度以換取更高的收入或是延長勞動(dòng)供給時(shí)間，即推遲退休時(shí)間來最大化家庭效用和平滑消費(fèi)；反之，可能表現(xiàn)為勞動(dòng)欲望的降低和勞動(dòng)市場的退出行為。因此，個(gè)體的退休決策將會受到配偶工作狀態(tài)及財(cái)富水平變化的影響。在家庭預(yù)算約束框架下，配偶間資源共享將增加共同退休的可能性?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)：

H2：女性退休通過收入變動(dòng)提高配偶的勞動(dòng)供給。

3.女性自身的健康因素。女性退休后的健康狀況也是影響配偶勞動(dòng)供給的主要因素，有些學(xué)者認(rèn)為退休對個(gè)體健康有消極作用，若健康狀況不好會增加個(gè)人的照料責(zé)任，從而增加家庭勞動(dòng)時(shí)間，并可能促使個(gè)人離開勞動(dòng)力市場；另一方面則可能由于伴侶醫(yī)療服務(wù)費(fèi)用的增加，而促使個(gè)人更多的勞動(dòng)力市場投入，用以彌補(bǔ)和覆蓋這一缺口，延長勞動(dòng)供給時(shí)間。該影響受到兩方面相反因素的影響，并可能呈現(xiàn)出性別差異。但已有研究表明，男性配偶的健康狀況和預(yù)期照料任務(wù)的改變更易促使女性退出勞動(dòng)力市場，但男性在勞動(dòng)女性健康狀況不佳時(shí)，更傾向于繼續(xù)工作，以覆蓋為女性購買醫(yī)療服務(wù)的費(fèi)用。［13］基于此，本文提出假設(shè)：

H3：女性自身健康水平的降低會提高配偶的勞動(dòng)供給。

4.家庭照料時(shí)間。Becker認(rèn)為，家庭照料是根據(jù)家庭成員的比較優(yōu)勢和時(shí)間配置的專業(yè)化進(jìn)行分配的，為了達(dá)到時(shí)間資源的最優(yōu)配置，夫妻雙方需要權(quán)衡市場工作時(shí)間和家庭勞動(dòng)時(shí)間的邊際產(chǎn)出。［10］基于該理論，當(dāng)夫妻雙方僅有一方退休時(shí)，退休者失去了市場勞動(dòng)的比較優(yōu)勢，為了實(shí)現(xiàn)家庭效用最大化，將分配更多時(shí)間從事家庭照料，提高家庭勞動(dòng)時(shí)間的邊際產(chǎn)出，工作的一方則因得到更多配偶照料從而增加了勞動(dòng)供給?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)：

H4：女性退休通過增加家庭照料提高配偶的勞動(dòng)供給。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）斷點(diǎn)實(shí)證設(shè)計(jì)

斷點(diǎn)回歸法（Regression Discontinue）目前被認(rèn)為是一種最接近隨機(jī)試驗(yàn)的“準(zhǔn)隨機(jī)”模式，評估性能良好，模型一般分為精確斷點(diǎn)（Sharp）和模糊斷點(diǎn)（Fuzzy）兩類，本研究的基本邏輯是，若不存在強(qiáng)制退休年齡制度，退休率應(yīng)隨年齡自然增長連續(xù)變化，但當(dāng)退休率不是連續(xù)變化的，而是在某個(gè)年齡的臨界值兩側(cè)發(fā)生跳躍時(shí)，即呈現(xiàn)出斷點(diǎn)，那么在這個(gè)臨界值附近沒有其他變量發(fā)生跳躍的前提下，就可以認(rèn)為退休率在臨界值兩側(cè)的差異僅僅是由于退休年齡制度所導(dǎo)致的，可以通過年齡與臨界值的數(shù)量關(guān)系標(biāo)識制度的狀態(tài)分為處理組與控制組，并以此識別退休年齡制度的影響。

圖1反映了樣本數(shù)據(jù)中城鎮(zhèn)家庭女性在不同年齡段的退休率，橫坐標(biāo)為年齡差值，縱坐標(biāo)為退休率。分別考察女性年齡與45、50、55歲差值的擬合曲線，在50歲處發(fā)現(xiàn)女性退休率明顯跳躍，雖然在50歲兩側(cè)退休率的擬合曲線并不重合，但是置信區(qū)間具有較寬的交集部分，故仍認(rèn)為是連續(xù)的。因此，在本部分樣本中，以年齡為驅(qū)動(dòng)變量的間斷點(diǎn)確定為50歲。

政策的平均處理效應(yīng)（Local Average Treatment Effect，LATE）由斷點(diǎn)前后無限接近斷點(diǎn)的樣本因變量與期望值之間的差來推斷。如方程（1）所示，Y1i是斷點(diǎn)后接受政策處理的個(gè)體；Y0i是斷點(diǎn)前的對照組個(gè)體；LATEatc是利用斷點(diǎn)周圍的觀測結(jié)果來識別閾值處的平均處理效應(yīng)（LATE）：

模糊斷點(diǎn)回歸可以使用參數(shù)或者非參數(shù)方法實(shí)現(xiàn)，參考Lee和Lemieux［14］、雷曉燕等［7］關(guān)于模糊斷點(diǎn)的分析思路，回歸方程（2）提供了普通最小二乘的估計(jì)方法，本文采用此方程做基準(zhǔn)回歸，Yi表示女性配偶是否退休、勞動(dòng)參與及工作時(shí)間的相關(guān)變量，Ri表示女性是否超過法定退休年齡（超過取1，否則取0），ri表示女性實(shí)際年齡與斷點(diǎn)年齡的差距，以控制女性勞動(dòng)者年齡的影響，同時(shí)還控制了配偶的受教育程度等個(gè)人特征值Xi，εi為標(biāo)準(zhǔn)誤。

由于同一年齡的個(gè)體在一定范圍內(nèi)有能力決定自己處在何種狀態(tài)，若按照上述方程假設(shè)所有被制度覆蓋的人都遵守法定退休年齡規(guī)定，得到的結(jié)果實(shí)際上會低估退休年齡的影響，造成源于選擇性偏誤的內(nèi)生性問題。相關(guān)研究通常使用是否滿足我國的強(qiáng)制退休年齡條件來作為“是否辦理退休手續(xù)”的工具變量，①在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，是否超過法定退休年齡常用于作為退休的工具變量，如鄒紅和喻開志（2015）、李宏彬等（2015）。這樣做的原因是：第一，由于我國退休年齡制度的強(qiáng)制性，勞動(dòng)者是否到達(dá)法定退休年齡與其是否退休有著較強(qiáng)的相關(guān)性；第二，個(gè)體無法決定自己的年齡，而年齡與其他可能影響到退休決策的后天因素不相關(guān)，即滿足外生性；第三，使用工具變量可以排除夫妻之間的勞動(dòng)供給相互影響這種雙向因果效應(yīng)?？疾鞂?shí)際辦理退休手續(xù)（以下簡稱“退休”）②一般對退休有不同的定義，辦理退休手續(xù)是其中一種（Feng et al.，2019），本文考察女性到達(dá)法定退休年齡的影響，通常到退休年齡就需要辦理退休手續(xù)，可支配時(shí)間增加，下文用數(shù)據(jù)中的“是否辦理退休手續(xù)”做進(jìn)一步檢驗(yàn)，得到的是退休年齡政策對家庭勞動(dòng)供給的影響。是否影響女性配偶的勞動(dòng)供給。兩階段最小二乘法估計(jì)方程如下：

其中，Rei表示是否辦理退休手續(xù)（是取1，否則取0），ei表示預(yù)測值，其他變量的含義與模型設(shè)定與上述方程相同。根據(jù)大多數(shù)文獻(xiàn)的一般操作，本文選擇一至四階多項(xiàng)式，以赤池信息準(zhǔn)則（Akaike Information Criterion，AIC）選擇多項(xiàng)式階數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源及變量選取

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，采用2016年和2018年的數(shù)據(jù)。由于我國退休年齡制度具有特殊性，即男性的法定退休年齡要晚于女性，男性在退休時(shí)其配偶基本已經(jīng)退休。因此，以女性為切入點(diǎn)，檢驗(yàn)女性退休對其配偶的勞動(dòng)供給產(chǎn)生何種影響來間接估計(jì)勞動(dòng)者退休對其配偶勞動(dòng)供給的影響。由于研究對象是與法定退休年齡相關(guān)的問題，故篩選其中的城鎮(zhèn)樣本。①由于存在農(nóng)村戶口居民因工作等原因繳納城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)的現(xiàn)象，本文按調(diào)查時(shí)的城鄉(xiāng)編號確定城鎮(zhèn)樣本，而不是基于戶口性質(zhì)進(jìn)行劃分。以財(cái)務(wù)或經(jīng)濟(jì)負(fù)責(zé)人來確定戶主，再使用家庭關(guān)系庫匹配其配偶信息。根據(jù)出生年月以及調(diào)查月份計(jì)算個(gè)人年齡，②為保證驅(qū)動(dòng)變量的連續(xù)性，年齡保留小數(shù)點(diǎn)后兩位。參考Battistin等、李宏彬、鄒紅等學(xué)者的做法［2－3，15］，保留女性勞動(dòng)力40～60歲之間的樣本，為區(qū)分強(qiáng)制退休的政策效果，剔除了女性年齡為50周歲及男性年齡為60周歲以上（含60歲）的樣本，描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（三）實(shí)證結(jié)果

根據(jù)方程（2）進(jìn)行2SLS第一階段回歸，回歸結(jié)果見表2。其中1～3列在回歸中分別控制了年齡的一至三階多項(xiàng)式，系數(shù)顯著為正。第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量均大于10，支持了滿50周歲作退休工具變量的有效性和適用性，回歸結(jié)果與圖1的分析結(jié)果相符，因此，在完整的兩階段回歸中，進(jìn)行第二步檢驗(yàn)。

表2 第一階段回歸結(jié)果

對式（3）實(shí)施2SLS（使用是否大于50歲作為工具變量）的估計(jì)結(jié)果如表3所示，結(jié)果表明，女性是否退休對其配偶是否退休有正向影響，對配偶的勞動(dòng)參與率有較為顯著的負(fù)向影響，即女性退休會使配偶退休概率提高約12.8個(gè)百分點(diǎn)，配偶勞動(dòng)參與率降低17.5個(gè)百分點(diǎn)，但對工作時(shí)長沒有顯著影響。這說明，盡管不同性別的退休年齡有所差別，女性退休時(shí)其配偶還未達(dá)到退休年齡，但提前退休的動(dòng)機(jī)可能以新的形式出現(xiàn)。女性首先達(dá)到退休年齡，男性配偶雖無法實(shí)現(xiàn)同步退休，但可能因配偶退休的影響而減少自身勞動(dòng)供給，形成“隱性退休”，但該現(xiàn)象的存在是對老年人力資源的一種浪費(fèi)，而男女退休年齡差距逐步縮小會緩解這一現(xiàn)象。

表3 第二階段回歸結(jié)果

本文使用非參數(shù)估計(jì)方法，運(yùn)用非線性擬合的方法判斷斷點(diǎn)左側(cè)和右側(cè)的回歸系數(shù)，采用三角核（triangle kernel）、矩形核（rectangular kernel）或均勻核（uniform kernel）方法選擇核密度函數(shù)并確定最優(yōu)帶寬，運(yùn)用局部多項(xiàng)式方法確定一次型是最優(yōu)擬合?？紤]到不同核估計(jì)的結(jié)果不同，表4顯示了使用三角核和矩形核的估計(jì)結(jié)果，以及是否包含協(xié)變量的結(jié)果，兩類結(jié)果的最優(yōu)帶寬非常接近，含有協(xié)變量的三角核模型是大多數(shù)研究的選擇?；貧w結(jié)果與2SLS的回歸結(jié)果較為一致，對配偶的勞動(dòng)參與、退休會產(chǎn)生影響，但工作時(shí)間并不會由于女性退休而有變化。

表4 女性退休與配偶的勞動(dòng)供給（非參數(shù)估計(jì)）

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.模糊斷點(diǎn)回歸方法的適用性檢驗(yàn)。首先，檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量是否被操縱的一種方法是檢驗(yàn)其密度函數(shù)的連續(xù)性。本文根據(jù)McCrary［28］的檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果＝－0.51，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.49，可接受密度函數(shù)在斷點(diǎn)處連續(xù)的假設(shè)，圖2的核密度分布圖顯示，變量在斷點(diǎn)附近是平滑的，密度不存在顯著性差異，通過檢驗(yàn)。

2.控制變量的連續(xù)性檢驗(yàn)。采用局部線性回歸估計(jì)平均處理效應(yīng)，一般需要針對各變量進(jìn)行檢驗(yàn)，以進(jìn)一步保證結(jié)果的穩(wěn)健性。本文在模型中使用了三個(gè)控制變量，需檢查其在斷點(diǎn)處的連續(xù)性。結(jié)果均不顯著，通過該檢驗(yàn)說明控制變量符合連續(xù)性假設(shè)，不會影響斷點(diǎn)回歸的有效性。

表5 控制變量的連續(xù)性檢驗(yàn)

3.安慰劑檢驗(yàn)。本文從斷點(diǎn)時(shí)期前后的一段時(shí)間內(nèi)選擇不同時(shí)點(diǎn)做局部線性回歸，以檢驗(yàn)是否存在安慰劑效應(yīng)。安慰劑分析（placebo analysis）是將結(jié)果變量替換為已知不會被處理所影響的“偽結(jié)果（pseudo-outcome）”后，按照之前的分析過程，檢驗(yàn)結(jié)果如圖3所示?？梢钥闯?，不論是哪個(gè)時(shí)期的數(shù)據(jù)，在不同的年齡斷點(diǎn)處都沒有顯著不為0的情況出現(xiàn)，這說明不存在安慰劑效應(yīng)。

4.異質(zhì)性檢驗(yàn)。將配偶收入分成較高收入組和較低收入組，研究女性退休對不同收入水平配偶影響的異質(zhì)性，如表6所示。

根據(jù)表6所示，女性退休對配偶勞動(dòng)參與的影響都顯著且高收入組要超過低收入組，另外，女性退休對于低收入組的配偶退休影響比較顯著，對工作時(shí)間沒有顯著影響。閑暇具有外部性，這說明對于高收入組的勞動(dòng)力來說，配偶間共同享受的閑暇比雙方獨(dú)自閑暇帶來的效用更高，因此，女性的退休并不會促進(jìn)配偶的勞動(dòng)參與。同時(shí)，由于高收入勞動(dòng)者的家庭經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好，受到偏好一致性的影響比較大，相反受到經(jīng)濟(jì)因素、健康因素、家庭照料時(shí)間的影響比較小。另外，檢驗(yàn)女性退休行為是否對不同教育程度的配偶會產(chǎn)生不同的影響可以發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高，受到其配偶退休的影響越強(qiáng)，這也是由受教育程度較高的勞動(dòng)者的偏好及工作收入決定的，回歸結(jié)果基本與預(yù)期一致。

表6 女性退休對不同收入水平配偶影響的異質(zhì)性

（五）女性退休對配偶勞動(dòng)參與的影響機(jī)制探討

根據(jù)機(jī)制分析，本文選取夫妻平均收入對數(shù)、健康水平及家務(wù)時(shí)間三個(gè)中介變量，來探究退休如何對配偶的勞動(dòng)供給產(chǎn)生影響。通過偏差校正的Bootstrap置信區(qū)間估計(jì)法進(jìn)行中介效應(yīng)分析，結(jié)果見表7。根據(jù)95%置信區(qū)間內(nèi)是否包含0可以看出，女性退休對配偶退休、勞動(dòng)參與的影響通過女性健康的機(jī)制產(chǎn)生，女性退休對配偶工作時(shí)間的影響機(jī)制無間接效應(yīng)。這說明，在我國“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)思想下，女性通常為家庭照料的主要提供者而不是家庭經(jīng)濟(jì)來源的主要提供者；但當(dāng)女性健康狀況不佳時(shí)，由于相關(guān)醫(yī)療服務(wù)的費(fèi)用增加，會促使丈夫繼續(xù)工作。

表7 女性退休對配偶勞動(dòng)供給的中介效應(yīng)分析

聯(lián)合退休理論中閑暇的共同偏好也是促成夫妻共同退休的主要因素之一。但在我國，家庭具有普遍的隔代撫養(yǎng)文化，即家庭內(nèi)部、甚至宗族家庭之間互助的傳統(tǒng)，尤其是家庭父輩對子女在時(shí)間和經(jīng)濟(jì)上的代際支持更是極為普遍。比如當(dāng)女性早于男性退休時(shí)，由于隔代照料的需求而減少或無法（如與子女同?。┡c丈夫共享閑暇時(shí)間；反之，當(dāng)與子代同住時(shí)，與子代的交流及互動(dòng)會帶來精神層面的獲益。［16］

四、進(jìn)一步分析

由于我國尚未全面實(shí)施延遲退休政策，延遲退休所帶來的最直接也最明顯的效應(yīng)在于超過法定退休年齡的勞動(dòng)力繼續(xù)工作。因此，分析和考察超過退休年齡的勞動(dòng)力就業(yè)對其配偶的影響可以在一定程度上間接考察延遲退休年齡對家庭勞動(dòng)供給可能造成的影響。我國男性的法定退休年齡晚于女性，男性在退休時(shí)其配偶基本已經(jīng)退休，由于這種非對稱性的存在，從超過法定退休年齡的男性切入更具代表性，因此，本文只保留男性勞動(dòng)力超過60歲的家庭，回歸結(jié)果見表8。對勞動(dòng)者個(gè)體而言，延遲退休年齡可以增加其個(gè)人勞動(dòng)供給，是非常符合直覺和經(jīng)驗(yàn)的，但是，使用獨(dú)立的勞動(dòng)者個(gè)人代替家庭進(jìn)行分析，會忽略家庭成員間的行為互動(dòng)所產(chǎn)生的一系列影響。通過表8的回歸結(jié)果可以看出，男性延遲退休年齡會對女性的退休產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，對女性就業(yè)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，對其工作時(shí)間沒有顯著影響。這說明，在我國勞動(dòng)力市場中存在與“隱形退休”的另一種對立情形，即“退而不休”，當(dāng)妻子早于丈夫退休后，可能會促使達(dá)到退休年齡的女性配偶被動(dòng)化地選擇重返勞動(dòng)力市場。

表8 男性延遲退休年齡對配偶勞動(dòng)供給的影響

由于不同的樣本對于基準(zhǔn)回歸的結(jié)果具有不同的敏感性，為了考察其穩(wěn)健性，本文進(jìn)行分樣本回歸，結(jié)果見表9。分別將配偶樣本按照收入水平及家庭規(guī)模進(jìn)行分組，具體來說，無論收入水平如何，男性延遲退休對女性的退休決策與工作時(shí)間無顯著影響，但對女性勞動(dòng)參與有顯著的促進(jìn)作用，其中對低收入勞動(dòng)者的家庭更為顯著；在不同家庭規(guī)模的樣本中，對核心家庭的影響比較顯著，這與核心家庭的經(jīng)濟(jì)壓力、孩子的教育投資壓力密切相關(guān)?？偟膩碚f，分樣本回歸檢驗(yàn)的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果基本一致，證明基準(zhǔn)回歸的研究結(jié)論總體上是穩(wěn)健的。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、研究結(jié)論

本文運(yùn)用模糊斷點(diǎn)法考察了女性退休對其配偶勞動(dòng)供給的影響，并實(shí)證探究了其影響機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)，女性退休會導(dǎo)致其配偶退休概率提高，勞動(dòng)參與率降低，對工作時(shí)間無顯著影響，且這種影響在高收入、教育水平比較高的男性勞動(dòng)力上更為顯著；機(jī)制研究表明，女性退休對配偶退休、勞動(dòng)參與的影響通過女性健康的機(jī)制產(chǎn)生，女性健康狀況不佳時(shí)，相關(guān)醫(yī)療服務(wù)的費(fèi)用增加會促使丈夫繼續(xù)工作，驗(yàn)證了假設(shè)3；考察延遲退休年齡對家庭勞動(dòng)供給可能造成的影響，男性延遲退休年齡會提高女性的勞動(dòng)參與率，但對女性的退休及工作時(shí)間無顯著影響，這種影響在低收入、家庭規(guī)模較小的樣本中更為顯著。因此，研究退休年齡制度對家庭勞動(dòng)供給影響的意義并不僅局限于學(xué)術(shù)價(jià)值，更有極大的政策意義。

第一，由于女性的退休年齡偏低，尚處于生命周期中工作回報(bào)較高的階段，但受制于退休年齡制度，辦理退休手續(xù)后退出勞動(dòng)力市場的概率大為增加，這對于女性的職業(yè)發(fā)展具有較為不利的影響，并且女性的過早退休不僅是自身勞動(dòng)力的浪費(fèi)，也會影響到其配偶的勞動(dòng)供給水平。因此，應(yīng)在考慮女性更多地權(quán)衡工作和家庭照料需求的基礎(chǔ)上，適度增加居民尤其是不同女性勞動(dòng)力對退休年齡選擇的靈活性。

第二，退休年齡制度的完善和改革應(yīng)以家庭為政策設(shè)計(jì)的基本單位和落腳點(diǎn)，充分考慮家庭內(nèi)部的溢出效應(yīng)，改革實(shí)施內(nèi)容以促進(jìn)家庭整體勞動(dòng)供給向好發(fā)展為主要目標(biāo)。與已實(shí)施延遲退休政策的發(fā)達(dá)國家不同，在中國特色社會文化背景下，退休年齡制度的影響及改革會出現(xiàn)新的情況和問題，因此，對于中國傳統(tǒng)文化下的家庭內(nèi)部特殊制度安排一定要進(jìn)行更加深入的研究和評估，基于現(xiàn)實(shí)情況建立更具中國特色的延遲退休年齡政策。

第三，建立更加完善的社會化養(yǎng)老服務(wù)、托幼服務(wù)體系。由于當(dāng)前隔代撫養(yǎng)文化的存在，隔代照料現(xiàn)象在我國十分普遍，如果有勞動(dòng)能力的老年勞動(dòng)力延遲退休年齡，不再是家庭嬰幼兒照料的重要承擔(dān)者，其勞動(dòng)參與水平很可能會有較為明顯的上升。因此，需要出臺相關(guān)政策促進(jìn)托幼服務(wù)的市場供給，制定和完善嚴(yán)格優(yōu)質(zhì)的服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)，使其逐漸成為我國年輕群體在自雇型家庭照料模式之外的可靠選擇。