熊曉涵,李 林

1.武漢紡織大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430200；2.武漢大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430072

一、研究背景

當(dāng)前,中國(guó)已經(jīng)成為老年人口數(shù)量最多、增速最快的國(guó)家,現(xiàn)行法定退休年齡已無(wú)法適應(yīng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展需要。對(duì)此,《“十四五”國(guó)家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老服務(wù)體系規(guī)劃》明確提出“實(shí)施漸進(jìn)式延遲法定退休年齡”。該政策不僅能夠緩解老齡化帶來(lái)的勞動(dòng)力短缺、養(yǎng)老金虧空等問題,而且有助于減輕家庭及社會(huì)的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。然而,延遲退休屬于重大社會(huì)政策,關(guān)涉億萬(wàn)勞動(dòng)者的切身利益,其改革方案屢次被提及但卻一直未能正式實(shí)施。據(jù)此,必須充分了解民眾關(guān)于延遲退休的意愿和訴求,為政策制定提供參考,為政策實(shí)施營(yíng)造良好氛圍。

現(xiàn)有文獻(xiàn)大多立足于個(gè)體,從不同視角探究了勞動(dòng)者延遲退休意愿的影響因素。已有研究結(jié)論認(rèn)為影響因素主要包括養(yǎng)老金計(jì)發(fā)辦法、個(gè)人特征、工作特征以及家庭因素。養(yǎng)老金計(jì)發(fā)辦法方面,學(xué)者們主要運(yùn)用期權(quán)價(jià)值[1]和峰值價(jià)值[2]兩類模型來(lái)判斷養(yǎng)老金計(jì)發(fā)辦法是否對(duì)勞動(dòng)者延遲退休具有激勵(lì)作用[3-5]。個(gè)人特征方面,以往研究主要關(guān)注性別、受教育程度、健康狀況、收入等因素的影響。如虞幸然和粟芳研究發(fā)現(xiàn)預(yù)期壽命是延遲退休意愿的重要影響因素[6]。工作特征方面,有研究認(rèn)為工作單位性質(zhì)對(duì)延遲退休意愿沒有顯著影響[7],崗位性質(zhì)和工作滿意度等因素對(duì)女性延遲退休意愿也不存在顯著影響[8]。但也有研究得到相反結(jié)論,如王竹和陳鵬軍認(rèn)為行政機(jī)關(guān)、政府部門工作人員愿意延遲退休,工作壓力越大、對(duì)工作環(huán)境與福利待遇越不滿意的人群越不愿意延遲退休[9]。吳翌琳等還發(fā)現(xiàn)薪資發(fā)放方式對(duì)延遲退休意愿具有重要影響[10]。家庭因素方面,學(xué)者們主要關(guān)注家庭生育數(shù)量、隔代照料情況對(duì)延遲退休的影響。如Hank和Korbmacher利用13個(gè)歐洲國(guó)家相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)養(yǎng)育更多子女的男性會(huì)推遲退休[11]。何圓和王伊攀采用生存分析方法研究得出隔代照料會(huì)使個(gè)體提前退休的結(jié)論[12]。鄒紅等利用工具變量法進(jìn)行研究,也發(fā)現(xiàn)隔代照料會(huì)增加中老年人提前退休的概率[13]。

勞動(dòng)者總處于一定的社會(huì)關(guān)系中,其各項(xiàng)決策和某方面意愿很可能與其他人的決策、意愿相互影響。這種人際間的相互影響被稱為社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)[14]。在社會(huì)關(guān)系中,夫妻關(guān)系最親密。夫妻共同分享家庭收入、居住空間等家庭內(nèi)部資源,分擔(dān)不同的家庭事務(wù)、承擔(dān)相應(yīng)的家庭角色。因此,勞動(dòng)者是否選擇延遲退休需要綜合考慮家庭內(nèi)部的各項(xiàng)因素,包括配偶的延遲退休意愿。

有學(xué)者考察了夫妻退休行為的相互影響,并將其稱為“聯(lián)合退休”。如Becker率先展開了理論分析[15],他將家庭作為決策單位,假設(shè)家庭擁有一個(gè)共有的效用函數(shù)及預(yù)算約束,夫妻雙方在此基礎(chǔ)上做出退休決策。Chiappori對(duì)效用函數(shù)做出改進(jìn),認(rèn)為夫妻雙方擁有獨(dú)立偏好,并賦予雙方不同權(quán)重,將兩者相加得到家庭效用函數(shù),從而構(gòu)建了集體家庭模型[16-17]。以上兩種分析框架均為夫妻聯(lián)合退休研究奠定了理論基礎(chǔ)[18]。實(shí)證研究中,夫妻聯(lián)合退休行為得到證實(shí)。如Stancanelli研究發(fā)現(xiàn),無(wú)論男女,配偶的退休行為會(huì)減少另一方在職的概率和勞動(dòng)時(shí)間[19]。Bloemen等研究發(fā)現(xiàn)丈夫退休會(huì)使妻子的退休概率增加24.6%[20]。Banks等運(yùn)用雙重差分法,發(fā)現(xiàn)妻子退休后英國(guó)男性退休概率比對(duì)照組美國(guó)男性高出14%～20%[21]。目前國(guó)內(nèi)僅有兩篇文獻(xiàn)探討了夫妻退休決策的相互影響。張正東等利用模糊斷點(diǎn)回歸方法研究女性退休行為對(duì)配偶勞動(dòng)供給的影響,認(rèn)為妻子退休會(huì)使丈夫退休的概率提高11.6%,勞動(dòng)參與率降低15.5%[22]。錢嫣虹和李心愉也發(fā)現(xiàn)夫妻退休決策間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系[23]。

然而,現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未系統(tǒng)回答以下問題:夫妻延遲退休意愿之間是否存在社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)?這種社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)在不同特征群體之間又是否存在異質(zhì)性?對(duì)此,本文試圖基于社會(huì)互動(dòng)理論提出研究假設(shè),構(gòu)建聯(lián)立方程組并利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2018年數(shù)據(jù)展開實(shí)證檢驗(yàn)。本研究對(duì)于分析勞動(dòng)者延遲退休意愿,以及推動(dòng)延遲退休方案順利實(shí)施具有一定意義。一方面,夫妻是心理與行為上相互影響的共同體。延遲退休意愿的相關(guān)研究應(yīng)從個(gè)體擴(kuò)展到夫妻雙方,并關(guān)注夫妻間的相互影響,這有助于深入了解延遲退休政策的民眾意愿及其影響因素。另一方面,作為一項(xiàng)重大公共政策,延遲退休年齡暫時(shí)難令所有勞動(dòng)者接受,但如果部分群體可以先接受該政策,然后通過社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)產(chǎn)生的社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)讓更多人接受,那么延遲退休政策頒布實(shí)施的阻力將會(huì)減小,從而消減集體理性與個(gè)體理性的沖突。

二、理論分析框架及研究假說(shuō)

依據(jù)社會(huì)互動(dòng)理論,社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)通過三個(gè)渠道實(shí)現(xiàn):偏好互動(dòng)、期望互動(dòng)和約束互動(dòng)[24]。偏好互動(dòng)是指其他人的選擇直接影響個(gè)體對(duì)選擇集合中選項(xiàng)的偏好排序。期望互動(dòng)是指?jìng)€(gè)體根據(jù)其他行為人的選擇調(diào)整預(yù)期,從而影響個(gè)體選擇。約束互動(dòng)是指選擇集合的相互依賴性導(dǎo)致的互動(dòng)效應(yīng)。據(jù)此,夫妻之間延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)可能存在兩種形成機(jī)制:一是個(gè)體參考配偶的延遲退休意愿,從而產(chǎn)生自身的延遲退休意愿;二是夫妻雙方相互溝通和協(xié)商,最終達(dá)成一致的延遲退休意愿。

考慮在一個(gè)有夫妻二人的家庭中,個(gè)體i擁有一組特征(Xi,εi),其中Xi是可觀測(cè)的個(gè)體特征,εi是不可觀測(cè)的個(gè)體特征。同理,配偶j也擁有一組特征(Xj,εj)。在經(jīng)典的模型中,通常假定個(gè)體i效用水平取決于自身的延遲退休意愿yi、個(gè)體特征Xi和不可觀測(cè)的特征εi。但是,考慮到個(gè)體延遲退休意愿yi會(huì)受配偶延遲退休意愿yj的影響,本文借鑒Blume等[25]構(gòu)建的社會(huì)規(guī)范形式的社會(huì)互動(dòng)模型,將個(gè)體效用函數(shù)Ui拓展為兩個(gè)主要組成部分:一是由個(gè)體特征與配偶特征所決定的私人效用ui;二是與配偶延遲退休意愿直接相關(guān)的社會(huì)效用si。具體表示如下:

(1)

為了體現(xiàn)個(gè)體延遲退休意愿的邊際效用與個(gè)體特征相關(guān),也與配偶延遲退休意愿相關(guān),且配偶延遲退休意愿對(duì)其產(chǎn)生的效用遵循邊際效用遞減規(guī)律,本文將私人效用的具體形式表示為:

(2)

參考以往研究中社會(huì)規(guī)范模型的設(shè)置[25],本文將社會(huì)效用的具體形式表示為:

(3)

式(3)等號(hào)右邊表示個(gè)體延遲退休意愿與配偶延遲退休意愿之間的差異。本文假設(shè)個(gè)體希望與配偶的延遲退休意愿保持一致,因此,假設(shè)φ>0。這就意味著個(gè)體延遲退休意愿與配偶延遲退休意愿之間的差異會(huì)帶來(lái)個(gè)體社會(huì)效用的損失。平方項(xiàng)的設(shè)置是為了滿足邊際效用遞減規(guī)律。

結(jié)合式(2)和式(3),個(gè)體效用函數(shù)可由式(1)改寫為式(4):

(4)

對(duì)式(4)進(jìn)行一階求導(dǎo),可以得到個(gè)體延遲退休意愿的最優(yōu)解:

令

(5)

則

(6)

式(6)表明個(gè)體延遲退休意愿不僅取決于個(gè)體特征(Xi,εi),還受配偶延遲退休意愿(yj)和特征(Xj)的影響。根據(jù)Manski[26]的定義,(1)Manski嚴(yán)格定義了社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)并將其區(qū)分為三類:一是內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)(Endogenous Effect):個(gè)體行為與所在群體的行為相互影響,個(gè)體行為既受群體行為影響,同時(shí)反過來(lái)塑造了所在群體的整體行為;二是外生互動(dòng)效應(yīng)(Exogenous Effect),即所在群體具備某些外生于每個(gè)個(gè)體的經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征,這些特征單向影響著個(gè)體行為;三是關(guān)聯(lián)互動(dòng)效應(yīng)(Correlated Effect),相似的個(gè)人特征或共同的環(huán)境引起了個(gè)體之間行為的一致性。β1反映了內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng),也是本文核心關(guān)注的延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。β2表示個(gè)體配偶可觀測(cè)變量對(duì)其延遲退休意愿的影響,即外生互動(dòng)效應(yīng)。β3表示個(gè)體可觀測(cè)變量對(duì)其延遲退休意愿的影響。

H1:配偶延遲退休意愿和個(gè)體延遲退休意愿之間存在正向的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng),即個(gè)人延遲退休意愿會(huì)隨著配偶延遲退休意愿的提高而變得強(qiáng)烈。

配偶延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)在不同特征的人群中具有差異。從性別方面來(lái)看,當(dāng)前女性的法定退休年齡比男性低5～10歲,較低的退休年齡使得女性工作年限和養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)年限較短,女性所繳納的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)普遍少于男性,從而退休后女性每月所得的養(yǎng)老金遠(yuǎn)低于男性。夫妻中收入更高的一方往往擁有更強(qiáng)的家庭議價(jià)能力[27],當(dāng)妻子養(yǎng)老金少于丈夫時(shí),妻子的家庭議價(jià)能力就弱于丈夫。為了提高家庭議價(jià)能力,妻子可能會(huì)通過提高勞動(dòng)參與率和延遲退休年齡的方式增加個(gè)人收入[28]。尤其當(dāng)丈夫延遲退休意愿提高時(shí),妻子的延遲退休意愿也會(huì)隨之增強(qiáng)。由于男性具有較強(qiáng)的家庭議價(jià)能力,所以男性延遲退休意愿受妻子延遲退休意愿影響較弱。據(jù)此,本文提出第二個(gè)研究假說(shuō):

H2:相較于男性,配偶延遲退休意愿對(duì)女性延遲退休意愿產(chǎn)生正向影響的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)更為強(qiáng)烈。

除性別之外,受教育程度是影響勞動(dòng)者延遲退休意愿的重要因素。依據(jù)受教育程度的不同,配偶延遲退休意愿帶來(lái)的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)可能存在差異。受教育程度越高越會(huì)促使個(gè)體延長(zhǎng)人力資本投資的回報(bào)周期,即當(dāng)勞動(dòng)者受教育程度高時(shí),其會(huì)通過延遲退休年齡來(lái)獲得更多收入[6]。當(dāng)配偶延遲退休意愿增強(qiáng)時(shí),受教育程度越高者越能意識(shí)到延遲退休年齡能提高家庭收入,從而其延遲退休意愿也會(huì)更加強(qiáng)烈。本文提出第三個(gè)研究假說(shuō):

H3:受教育程度高者的延遲退休意愿與其配偶延遲退休意愿之間具有更顯著的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。

工作單位性質(zhì)、工作環(huán)境、工作待遇等也是影響勞動(dòng)者延遲退休意愿的重要因素。相比企業(yè)或勞務(wù)派遣單位等,政府機(jī)關(guān)、事業(yè)單位的工作環(huán)境、工作穩(wěn)定性與工作待遇更優(yōu)越,所以有研究認(rèn)為政府機(jī)關(guān)、事業(yè)單位工作人員更傾向于延遲退休年齡[29]。考慮上述因素,當(dāng)配偶延遲退休意愿增強(qiáng)時(shí),相比企業(yè)或勞務(wù)派遣單位等,政府機(jī)關(guān)、事業(yè)單位工作人員會(huì)更易接受延遲退休。本文提出第四個(gè)研究假說(shuō):

H4:相比企業(yè)或勞務(wù)派遣單位等,當(dāng)勞動(dòng)者為政府機(jī)關(guān)、事業(yè)單位工作人員時(shí),其延遲退休意愿與配偶延遲退休意愿之間具有更顯著的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS)第四期(2018)全國(guó)追訪數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)于2020年9月23日正式公開發(fā)布。CHARLS是由北京大學(xué)開展的一項(xiàng)關(guān)于我國(guó)人口老齡化問題的跨學(xué)科研究調(diào)查,它采用科學(xué)抽樣方法收集了中國(guó)45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。全國(guó)基線調(diào)查于2011年開展,每?jī)赡曜吩L一次,調(diào)查對(duì)象覆蓋150個(gè)縣級(jí)單位、450個(gè)村級(jí)單位、約1萬(wàn)戶家庭中的1.7萬(wàn)人。

本文首先排除了配偶信息缺失以及無(wú)配偶的樣本,得到16 385個(gè)觀測(cè)值。其次選取了非農(nóng)受雇人群,排除了農(nóng)業(yè)自雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營(yíng)活動(dòng)幫工以及正在尋找工作的群體。在此基礎(chǔ)上,依據(jù)性別限制樣本的年齡范圍,得到3 591個(gè)45～59歲男性樣本和2 685個(gè)45～54歲女性樣本。最后,排除所有控制變量的缺失值后,共得到2 194個(gè)觀測(cè)樣本,其中,男性樣本1 183個(gè),女性樣本1 011個(gè)。(2)本文樣本具有一定的代表性,原因有三點(diǎn)。首先,本文的數(shù)據(jù)來(lái)源是CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù),其抽樣方法是隨機(jī)抽樣,并保證了抽樣的無(wú)偏性。其次,本文樣本篩選過程中進(jìn)行了嚴(yán)格的限制:有配偶、城鎮(zhèn)職工、年齡范圍、所有變量均無(wú)缺失值或異常值。本文匯報(bào)的樣本量是所有變量剔除缺失值或異常值后的樣本量,是實(shí)證研究過程中的實(shí)際樣本量。最后,本文運(yùn)用的是2018年的截面數(shù)據(jù)。對(duì)于截面數(shù)據(jù)而言, 2 194個(gè)樣本量屬于正常范圍內(nèi)的樣本量。

(二)變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

夫妻雙方延遲退休意愿。本文將延遲退休意愿設(shè)置為二元離散變量。依據(jù)受訪者對(duì)“您計(jì)劃在多大年齡時(shí)停止工作,即停止從事一切以掙錢為目的的活動(dòng),也不再為家庭經(jīng)營(yíng)活動(dòng)幫工,將來(lái)也不打算從事比消遣性工作更勞累的工作?”這一問題的回答對(duì)個(gè)體延遲退休意愿進(jìn)行取值。借鑒李琴和彭浩然[7]的做法,如果男性預(yù)期停止工作的年齡超過60歲,或女性預(yù)期停止工作的年齡超過55歲,則延遲退休意愿取值為1;否則取值為0。對(duì)于該問題的回答,CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)有這樣的規(guī)定:“如果您計(jì)劃只要健康允許,就一直工作,請(qǐng)標(biāo)明0”。由于CHARLS 2018年數(shù)據(jù)庫(kù)中沒有回答為0的樣本,因此本文沒有考慮“只要健康允許,就一直工作”的情況。

夫妻雙方的個(gè)人特征。具體包括年齡、性別、戶籍、受教育程度、健康狀況與養(yǎng)老保險(xiǎn)參與情況。年齡依據(jù)受訪者出生年份推算所得。性別方面,男性=1,女性=0。戶籍方面,城鎮(zhèn)戶口=1,非城鎮(zhèn)戶口=0。受教育程度方面,本文將受教育程度細(xì)分為五個(gè)二元變量,分別是“文盲”、小學(xué)、初中、高中、大專及以上。依據(jù)受訪者對(duì)于“您獲得的最高學(xué)歷是?”的回答進(jìn)行取值。當(dāng)受訪者回答“未受過教育(‘文盲’)”時(shí),“文盲”=1,否則=0;當(dāng)受訪者回答“未讀完小學(xué),但能夠讀、寫”或回答接受過私塾教育或“小學(xué)畢業(yè)”時(shí),小學(xué)=1,否則=0;當(dāng)受訪者回答“初中畢業(yè)”時(shí),初中=1,否則=0;當(dāng)受訪者回答“高中畢業(yè)”或“中專畢業(yè)”時(shí),高中=1,否則=0;當(dāng)受訪者回答“大專畢業(yè)”或“本科畢業(yè)”“碩士畢業(yè)”“博士畢業(yè)”時(shí),大專及以上=1,否則=0。健康狀況方面,無(wú)論是個(gè)人還是配偶,對(duì)自身健康狀況的客觀評(píng)價(jià)是影響其延遲退休意愿的重要因素。本文選取個(gè)人近年來(lái)罹患慢性病數(shù)量作為個(gè)體健康狀況的代理變量。養(yǎng)老保險(xiǎn)參與情況方面,當(dāng)受訪者參與了任何一種養(yǎng)老保險(xiǎn)項(xiàng)目時(shí),參與養(yǎng)老保險(xiǎn)=1,否則=0。個(gè)人在進(jìn)行延遲退休決策時(shí),往往會(huì)考慮退休后的收入來(lái)源[30]。參與養(yǎng)老保險(xiǎn)能保障個(gè)人退休后獲得穩(wěn)定的養(yǎng)老金,因此,可能會(huì)導(dǎo)致個(gè)人選擇提前退休。

夫妻雙方的工作特征。具體包括工作單位性質(zhì)和個(gè)體技術(shù)職稱。工作單位性質(zhì)方面,本文細(xì)分為三個(gè)二元變量,分別是政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位、企業(yè)、其他組織。依據(jù)受訪者對(duì)于“您的工作單位/雇主屬于哪種類型?”這一問題的回答進(jìn)行取值。當(dāng)受訪者回答“政府部門”或“事業(yè)單位”時(shí),政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位=1,否則=0;當(dāng)受訪者回答“企業(yè)”時(shí),企業(yè)=1,否則=0;當(dāng)受訪者回答“非營(yíng)利組織”或“勞務(wù)派遣單位”時(shí),其他=1,否則=0。工作單位性質(zhì)與工作環(huán)境、工作待遇密不可分,影響著個(gè)體的延遲退休意愿。技術(shù)職稱方面,依據(jù)受訪者對(duì)“您有專業(yè)技術(shù)職稱嗎?如果有,您目前的專業(yè)技術(shù)職稱是什么?”這些問題的回答,將技術(shù)職稱分為五類:無(wú)職稱=1,技術(shù)員=2,初級(jí)職稱=3,中級(jí)職稱=4,高級(jí)職稱=5。技術(shù)職稱的差異體現(xiàn)著人力資本的差異,個(gè)體的技術(shù)職稱越高,往往具有越強(qiáng)的專用性人力資本,延遲退休會(huì)帶來(lái)更高的邊際收益,因此,技術(shù)職稱越高的群體越傾向于延遲退休[7]。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2描述的是隨年齡變化,男性與女性預(yù)期退休年齡的分布狀況。無(wú)論男女,其預(yù)期退休年齡集中為“5的倍數(shù)”,這一結(jié)果與Cobb和Stillman[31]、李琴和彭浩然[7]的研究結(jié)果一致。具體來(lái)看,雙職工夫妻中丈夫預(yù)期退休年齡主要集中在60歲(占比為59.31%),其次是65歲(占比為13.69%);妻子預(yù)期退休年齡主要集中在60歲(占比為36.73%),其次是55歲(占比為22.83%)?？梢?大多數(shù)男性更傾向于遵從現(xiàn)行的法定退休年齡制度,少部分具有延遲退休意愿。而較多女性表現(xiàn)出了明顯的延遲退休意愿,且意愿延遲至男性現(xiàn)行的法定退休年齡。

表2 各年齡段夫妻雙方預(yù)期退休年齡占比情況 %

(三)模型設(shè)定

本文實(shí)證研究的核心任務(wù)是考察夫妻延遲退休意愿是否存在社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。依據(jù)式(6),個(gè)體i延遲退休意愿的最優(yōu)解和配偶j延遲退休意愿的最優(yōu)解可表達(dá)如下:

(7)

(8)

式(7)中,Xi和Xj為外生變量,分別包括個(gè)人與配偶的年齡、性別、戶籍、受教育程度、工作單位性質(zhì)、技術(shù)職稱、患慢性病數(shù)量和養(yǎng)老保險(xiǎn)參與情況。β1是本文最重要的待估參數(shù),它代表配偶延遲退休意愿與個(gè)人延遲退休意愿之間的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。

(9)

(10)

以往相關(guān)研究將配偶延遲退休意愿yj視為外生變量,估計(jì)式(9)中的參數(shù)β1。本文認(rèn)為,夫妻延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)表示夫妻的延遲退休意愿相互影響,配偶延遲退休意愿yj也受個(gè)體延遲退休意愿yi的影響。直接使用Probit模型可能導(dǎo)致內(nèi)生性偏差,估計(jì)結(jié)果存在偏誤。因此,本文構(gòu)建識(shí)別夫妻延遲退休意愿社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的聯(lián)立方程組:

(11)

其中,ρ1和λ1均表示夫妻延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。ρ1是本文關(guān)注的配偶延遲退休意愿與個(gè)體延遲退休意愿之間的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。配偶特征變量Xj對(duì)個(gè)體延遲退休意愿yi的影響通過配偶延遲退休意愿yj發(fā)揮作用。

對(duì)于式(11),本文為了避免聯(lián)立方程組的過度識(shí)別問題,將利用系統(tǒng)估計(jì)法,即三階段最小二乘法(3SLS)進(jìn)行估計(jì)。由于夫妻延遲退休意愿均為二元離散變量,本文在利用3SLS時(shí)將結(jié)合Probit模型進(jìn)行識(shí)別。

另外,為了避免聯(lián)立方程組中各解釋變量因多重共線性問題而導(dǎo)致模型估計(jì)偏誤,本文在實(shí)證研究之前對(duì)所有解釋變量進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn),得到了所有解釋變量的方差膨脹因子(VIF),本文檢驗(yàn)結(jié)果顯示VIF均值為3.77,且各解釋變量的VIF均小于5。VIF越大表明解釋變量之間的多重共線性問題越嚴(yán)重,以目前學(xué)術(shù)界認(rèn)為的VIF大于10則表明存在多重共線性問題的判斷標(biāo)準(zhǔn),模型中不存在多重共線性問題。

四、研究結(jié)果

(一)聯(lián)立方程組的識(shí)別結(jié)果

表3第(1)列結(jié)果表明,配偶延遲退休意愿與個(gè)人延遲退休意愿在1%水平上存在顯著的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。配偶愿意延遲退休的群體的延遲退休意愿是配偶不愿意延遲退休群體的2.079倍。該結(jié)果與表3結(jié)果在方向上一致,但影響系數(shù)更大。除此之外,表3第(1)列結(jié)果還顯示,性別、戶籍、受教育程度、單位性質(zhì)和參與養(yǎng)老保險(xiǎn)情況對(duì)個(gè)體延遲退休意愿具有顯著影響。具體而言,女性更傾向于延遲退休;非城鎮(zhèn)戶口的群體比城鎮(zhèn)戶口的群體更愿意延遲退休;與高中及以上學(xué)歷的群體相比,初中及以下學(xué)歷的群體更愿意延遲退休;相較于其他組織的職工,政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位工作人員的延遲退休意愿更低(與部分現(xiàn)有相關(guān)研究結(jié)論相悖);沒有參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的群體比已參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的群體更希望延遲退休。

表3 夫妻延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng):聯(lián)立方程組的識(shí)別

本文還進(jìn)一步針對(duì)不同性別以及不同預(yù)期退休年齡人群展開了更深入的實(shí)證研究。研究結(jié)果如表3第(2)～(5)列所示,可知妻子延遲退休意愿與丈夫延遲退休意愿之間具有顯著的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng),但這種社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)會(huì)在丈夫預(yù)期退休年齡較大時(shí)變得微弱。具體表現(xiàn)為在妻子愿意延遲退休的情況下,丈夫超過60歲但不超過65歲退休的意愿是妻子不愿意延遲退休情況下的1.730倍,而丈夫愿意超過65歲退休的概率是妻子不愿意延遲退休情況下的1.046倍。這意味著,妻子愿意延遲退休會(huì)帶動(dòng)丈夫也愿意延遲退休,但丈夫預(yù)期退休年齡不會(huì)因此無(wú)限度地增長(zhǎng)。而是在控制其他變量不變的情況下,相比超過65歲退休,妻子延遲退休意愿會(huì)使得丈夫更愿意在61～65歲退休。

丈夫延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)略有不同。表3第(4)～(5)列結(jié)果顯示,丈夫延遲退休意愿僅對(duì)妻子在56～60歲退休的意愿具有顯著影響,而對(duì)妻子超過60歲退休的意愿不具有顯著影響。這一結(jié)果同樣也說(shuō)明了妻子不會(huì)因?yàn)檎煞蜓舆t退休而愿意無(wú)限度地延遲其退休年齡。具體來(lái)說(shuō),在控制其他變量不變的情況下,相比丈夫不愿意延遲退休,丈夫愿意延遲退休使得妻子愿意延遲至56～60歲退休的概率增加1.904倍,但對(duì)妻子超過60歲退休的意愿沒有產(chǎn)生顯著的影響。

綜上可知,夫妻中一方愿意延遲退休會(huì)帶動(dòng)另一方延遲退休意愿的提高,即延遲退休意愿在夫妻之間存在顯著的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)(H1得到證實(shí))。妻子延遲退休意愿受配偶正向影響更為強(qiáng)烈(H2得到證實(shí))。在配偶社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)下,丈夫意愿延遲退休的年齡上限為65歲,妻子意愿延遲退休的年齡上限為60歲。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文僅使用了有配偶的樣本,可能會(huì)存在未考慮沒有配偶的樣本導(dǎo)致的樣本選擇偏誤問題。為了避免這樣的問題,本文運(yùn)用Heckman兩步模型來(lái)檢驗(yàn)潛在的樣本選擇偏誤。表4第(1)列顯示了Heckman模型的估計(jì)結(jié)果。可以明顯看出,逆米爾斯比沒有通過顯著性檢驗(yàn),這說(shuō)明模型不存在樣本選擇偏誤。另外,Heckman估計(jì)結(jié)果和表3第(1)列結(jié)果相近,同樣說(shuō)明了夫妻雙方的延遲退休意愿存在社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析

(三)異質(zhì)性分析

本文研究結(jié)果表明,除了配偶延遲退休意愿的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng),受教育程度與工作單位性質(zhì)也是影響個(gè)人延遲退休意愿的重要因素。本文為進(jìn)一步探討夫妻延遲退休意愿社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的異質(zhì)性,在式(11)聯(lián)立方程組中分別加入配偶延遲退休意愿與受教育程度的交互項(xiàng)、配偶延遲退休意愿與工作單位性質(zhì)的交互項(xiàng)。結(jié)果如表4第(2)～(3)列所示。表4第(2)列可見,加入配偶延遲退休意愿與受教育程度的交互項(xiàng)后,配偶延遲退休意愿對(duì)個(gè)體仍具有顯著的正向影響,受教育程度具有顯著的負(fù)向影響,但兩者的交互項(xiàng)仍表現(xiàn)出顯著的正向影響。這說(shuō)明,配偶延遲退休意愿與個(gè)體延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)會(huì)隨著個(gè)體受教育程度的提高而增強(qiáng),且替代了受教育程度提高對(duì)延遲退休意愿的削弱作用。換言之,受教育程度越高者,其延遲退休意愿越易受到配偶延遲退休意愿的影響,社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)更明顯(H3得到證實(shí))。其中,高中學(xué)歷者的延遲退休意愿受配偶延遲退休意愿影響的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)最明顯。

如表4第(3)列所示,加入配偶延遲退休意愿與工作單位性質(zhì)的交互項(xiàng)后,配偶延遲退休意愿仍對(duì)個(gè)體具有顯著的正向影響,工作單位性質(zhì)具有顯著的負(fù)向影響,但兩者的交互項(xiàng)仍表現(xiàn)出顯著的正向影響。這說(shuō)明,政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位工作人員與企業(yè)工作人員的延遲退休意愿受到其配偶延遲退休意愿正向影響的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)更為明顯。尤其是政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位工作人員的延遲退休意愿受配偶影響最大(H4得到證實(shí))。

由以上結(jié)果可知,夫妻延遲退休意愿的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)在受教育程度與工作單位性質(zhì)方面具有異質(zhì)性。受教育程度越高者和政府或事業(yè)單位工作人員的延遲退休意愿本身較低,而當(dāng)受到配偶延遲退休意愿的影響后,上述人員的延遲退休意愿明顯提高。這說(shuō)明政府部門可以利用夫妻間的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)提高更多勞動(dòng)者的延遲退休意愿,進(jìn)而減少延遲退休改革的阻力。

五、結(jié)論與討論

與以往基于個(gè)體視角或?qū)⑴渑佳舆t退休意愿視為外生變量的研究不同,本文基于社會(huì)互動(dòng)理論,構(gòu)建了夫妻延遲退休意愿社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的聯(lián)立方程組,并借助中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2018年數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明:(1)夫妻延遲退休意愿存在顯著的正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。配偶愿意延遲退休的群體的延遲退休意愿是配偶不愿意延遲退休群體的2.079倍。(2)進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn),在配偶延遲退休意愿的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)下,65歲是丈夫意愿延遲退休的年齡上限,60歲是妻子意愿延遲退休的年齡上限。(3)異質(zhì)性分析結(jié)果顯示,女性、受教育程度越高者(尤其是高中學(xué)歷者)和政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位工作人員的延遲退休意愿受配偶延遲退休意愿影響的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)更明顯。本文豐富了相關(guān)研究成果,并具有一定的政策意義。

首先,中國(guó)當(dāng)前的退休年齡相對(duì)較低,部分群體具有延遲退休意愿且夫妻延遲退休意愿存在正向社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。這意味著順利推動(dòng)延遲退休年齡的改革需要考慮家庭因素,從家庭中的夫妻關(guān)系出發(fā),借助配偶社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)獲得更多民意支持,還可以利用社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)帶來(lái)的社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)擴(kuò)大改革的影響力度。

其次,政府制定延遲退休政策需要考慮不同群體的訴求,盡可能減少延遲退休政策推行過程中的阻力。第一,對(duì)于延遲退休意愿較強(qiáng)的群體,政府可以通過稅收優(yōu)惠、額外的社會(huì)福利待遇等措施鼓勵(lì)其延遲退休,并利用社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)來(lái)加強(qiáng)政策引導(dǎo)、擴(kuò)大政策的響應(yīng)范圍。第二,考慮到不同職業(yè)和行業(yè)的工作性質(zhì)、工作環(huán)境不同,對(duì)勞動(dòng)者身體健康和心理健康的要求也不同,延遲退休年齡并非適用于所有群體。因此,在推行延遲退休政策時(shí)應(yīng)避免“一刀切”,注重政策的靈活性與包容性,考慮個(gè)體的自身身體狀況和家庭需求,保障其在某個(gè)范圍內(nèi)自主選擇退休年齡的權(quán)利。

最后,依據(jù)本文所得知的丈夫與妻子意愿延遲退休的年齡上限,政府可以以此作為參考,合理規(guī)劃漸進(jìn)式延遲退休政策的實(shí)施幅度與節(jié)奏。政府可以考慮設(shè)立緩沖期和作出過渡安排,逐步提高退休年齡,給予勞動(dòng)者更多時(shí)間充分適應(yīng)和做好準(zhǔn)備。