熊曉涵，李 銳

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、引言

截至2019 年底，中國(guó)60 周歲及以上人口占總?cè)丝?8.1%，65 周歲及以上人口占總?cè)丝?2.6%，中國(guó)已步入老齡化時(shí)代。在此背景下，老年人健康問(wèn)題不斷增多，因此黨和政府也越來(lái)越重視老年人的健康養(yǎng)老問(wèn)題。目前，中國(guó)老年人的健康養(yǎng)老仍主要依賴配偶提供的日常照料。2018 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，60 歲以上的老年人中主要照料者是家庭成員的比例占到74.85%，配偶照料的比例高達(dá)42.95%，子女照料的比例占30.23%，而70 歲以上的老年人由配偶照料的比例下降到35.14%，子女照料的比例增加到40.67%。由此可以看出，中國(guó)老年人健康養(yǎng)老的首要依靠仍是配偶提供的家庭照料，但當(dāng)年齡增長(zhǎng)帶來(lái)的喪偶率提高時(shí)，高齡老年人的健康養(yǎng)老才會(huì)逐漸轉(zhuǎn)為依賴子女照料。另一方面，為了應(yīng)對(duì)人口老齡化帶來(lái)的人口紅利遞減，中國(guó)正在出臺(tái)延遲退休政策，這意味著個(gè)人進(jìn)行自我健康管理、投入照料配偶的時(shí)間與精力可能減少，那么延遲退休是否會(huì)影響老年人健康養(yǎng)老的實(shí)現(xiàn)？針對(duì)這一現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，由于目前尚未真正實(shí)施延遲退休政策，本文試圖利用配偶退休對(duì)個(gè)人健康影響（即溢出效應(yīng)）的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行回答。①個(gè)人退休對(duì)自身健康的影響往往被認(rèn)為是退休對(duì)健康的個(gè)人效應(yīng)，本文配偶退休的健康溢出效應(yīng)是指?jìng)€(gè)人退休對(duì)自身健康造成影響（個(gè)人效應(yīng)）的同時(shí)，也對(duì)身邊親近的人（配偶）的健康產(chǎn)生了影響。

以往國(guó)內(nèi)外研究為了深入探索退休對(duì)健康的真實(shí)影響，利用了不同的數(shù)據(jù)來(lái)源、計(jì)量方法和健康的度量方法，但僅僅關(guān)注個(gè)人退休對(duì)自身健康的效應(yīng)，且尚未形成一致結(jié)論。一部分學(xué)者研究認(rèn)為個(gè)人退休改善了自身健康水平（Insler，2014；鄧婷鶴和何秀榮，2016）；[1-2]另一部分學(xué)者則指出個(gè)人退休對(duì)自身健康有消極作用（雷曉燕等，2010；Coe 和Zamarro，2011；Behncke，2012）；[3-5]甚至還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)個(gè)人退休與其健康之間沒(méi)有必然關(guān)系（Lindeboom，2002）。[6]然而，退休不僅是個(gè)人的人生轉(zhuǎn)折點(diǎn)，也是一項(xiàng)家庭成員共同面對(duì)的重大事件。當(dāng)家庭成員退休時(shí)，家庭收入會(huì)減少，退休成員用于健康投資管理或照顧其他家庭成員的時(shí)間增多，從而產(chǎn)生健康溢出效應(yīng)。進(jìn)一步分析，夫妻之間共同分享家庭收入、居住空間等家庭內(nèi)部資源，以不同的家庭角色承擔(dān)相應(yīng)的家庭職能，分擔(dān)一定的家庭事務(wù)，相互影響著生活習(xí)慣與健康投資行為，夫妻中一方退休對(duì)另一方的健康溢出效應(yīng)較為強(qiáng)烈。因此，在考慮個(gè)人健康受自身退休影響的同時(shí)，本文將重點(diǎn)考察配偶退休對(duì)個(gè)人健康的溢出效應(yīng)，并實(shí)證分析其影響機(jī)制。

目前，學(xué)者研究了夫妻之間失業(yè)會(huì)對(duì)時(shí)間使用、家庭生產(chǎn)和離婚發(fā)生率產(chǎn)生影響（如Stancanelli和Van Soest，2012a；Stancanelli 和Van Soest，2012b；Stancanelli，2014；Bonsang 和Van Soest，2020；Ciani，2016）。[7-11]針對(duì)配偶退休的健康溢出效應(yīng)，一部分學(xué)者研究結(jié)論為配偶退休降低了個(gè)人的健康水平，Bertoni 和Brunello（2017）試圖驗(yàn)證“退休老公癥候群” （“Retired Husband Syndrome”）這一說(shuō)法，運(yùn)用日本面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)丈夫的退休顯著增加了妻子心理疾病發(fā)生的概率，并且認(rèn)為這是因?yàn)檎煞蛲诵萁档土思彝サ呢?cái)務(wù)與經(jīng)濟(jì)安全。[12]Müller 和Shaikh（2018）基于Manski提出的同伴間外部效應(yīng)理論，運(yùn)用歐洲19 個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)實(shí)證研究了家庭內(nèi)部配偶退休對(duì)個(gè)人健康行為的外部影響，發(fā)現(xiàn)配偶退休會(huì)使個(gè)人減少體育鍛煉并增加飲酒量，從而對(duì)個(gè)人的自評(píng)健康起負(fù)面影響。[13]而另一部分學(xué)者研究認(rèn)為配偶退休改善了個(gè)人的健康水平。Atalay 和Zhu（2018）基于澳大利亞的數(shù)據(jù)，探討了妻子退休對(duì)丈夫心理健康的影響，發(fā)現(xiàn)妻子退休對(duì)老年男性的心理健康有積極影響，并且這種有益影響隨著妻子退休時(shí)間的增加而增強(qiáng)。[14]Picchio 和Van Ours（2018）運(yùn)用荷蘭面板數(shù)據(jù)，也得到了類(lèi)似結(jié)論，即配偶退休不僅有利于自評(píng)健康的提高，也有利于提高伴侶的幸福感。[15]從影響機(jī)制的角度梳理以上文獻(xiàn)，可知收入與健康行為可能是配偶退休健康溢出效應(yīng)的影響機(jī)制。除此之外，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)退休使社交、睡眠、吸煙和飲酒等生活方式發(fā)生了轉(zhuǎn)變，從而影響了自身的健康水平（鄧婷鶴和何秀榮，2016；Iris 等，2013；Holdsworth 等，2016；董夏燕和臧文斌，2017；劉生龍和郎曉娟，2017）。[2][16-19]但已有研究均忽視了配偶家庭照料的機(jī)制作用，加之不同于很多發(fā)達(dá)國(guó)家，中國(guó)實(shí)施男女法定退休年齡不統(tǒng)一的退休制度，在“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，因而中國(guó)配偶退休的健康溢出效應(yīng)可能會(huì)有不同表現(xiàn)，有必要做進(jìn)一步實(shí)證研究。

與以往研究相比，本文將主要從以下三方面有所突破與創(chuàng)新：第一，在考慮個(gè)人健康受自身退休影響的同時(shí)，重點(diǎn)考察在中國(guó)男女法定退休年齡不一致的情況下，配偶退休帶來(lái)的健康溢出效應(yīng)，探討配偶照料在其中的作用機(jī)制，豐富了國(guó)內(nèi)關(guān)于退休對(duì)健康影響的研究成果。第二，為彌補(bǔ)國(guó)內(nèi)相關(guān)研究運(yùn)用截面數(shù)據(jù)的不足，緩解退休與健康之間存在因反向因果關(guān)系和遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）2010—2016 年非平衡面板數(shù)據(jù)，采用模糊斷點(diǎn)回歸的識(shí)別方法，將法定退休年齡政策作為個(gè)人與配偶退休行為的工具變量，構(gòu)建了雙模糊斷點(diǎn)回歸模型，使得估計(jì)結(jié)果更為可靠。第三，CFPS 數(shù)據(jù)能提供有關(guān)配偶的豐富詳盡的信息，本文所用數(shù)據(jù)的調(diào)查時(shí)間最接近于現(xiàn)在，有助于得到中國(guó)最新的實(shí)證結(jié)論，對(duì)當(dāng)前在人口老齡化階段實(shí)施退休制度改革和“健康中國(guó)”戰(zhàn)略具有啟發(fā)意義。

二、理論分析

由Grossman 模型可知（Grossman，1972），[20]健康是一項(xiàng)重要的人力資本，投資健康能提高個(gè)人勞動(dòng)生產(chǎn)率和增加工作天數(shù)，從而幫助創(chuàng)造更高的個(gè)人貨幣收益，因此處于投資動(dòng)機(jī)，個(gè)人愿意提高健康水平；另外，健康也會(huì)帶來(lái)效用，效用通過(guò)影子價(jià)格轉(zhuǎn)化為貨幣收益，因而個(gè)人對(duì)健康還存在消費(fèi)動(dòng)機(jī)。當(dāng)投資或消費(fèi)健康帶來(lái)的收益大于其產(chǎn)生的成本時(shí)，人們會(huì)積極提高健康水平，從而獲得更多的貨幣收益和效用。據(jù)此，本文將依據(jù)Grossman 模型，對(duì)中國(guó)配偶退休的健康溢出效應(yīng)進(jìn)行理論分析。

當(dāng)夫妻年齡相仿時(shí)，妻子退休往往早于丈夫。又由于妻子通常在家庭分工中承擔(dān)家務(wù)勞動(dòng)，所以當(dāng)妻子退休，且投入家務(wù)勞動(dòng)和照料丈夫的時(shí)間與精力增多時(shí)，丈夫的健康水平會(huì)得到改善，妻子的健康水平可能會(huì)下降。丈夫收入通常為家庭收入的主要來(lái)源，當(dāng)丈夫退休后，其收入來(lái)源為不受勞動(dòng)生產(chǎn)率與健康天數(shù)影響的養(yǎng)老金（Galama 等，2013），[21]家庭收入減少，因而丈夫投資健康的收益減少，同時(shí)妻子投資健康受預(yù)算約束變緊的影響，丈夫與妻子均會(huì)減少對(duì)健康的投資，健康水平可能會(huì)下降。尤其當(dāng)丈夫退休，而妻子繼續(xù)工作時(shí)，妻子成為家庭收入的主要來(lái)源，丈夫在家庭分工中承擔(dān)掙錢(qián)養(yǎng)家的地位受到挑戰(zhàn)，從而導(dǎo)致丈夫心理壓力增大（Mcdonough 等，1999），[22]丈夫消費(fèi)健康帶來(lái)的效用也會(huì)因此減少，丈夫的健康水平也可能會(huì)下降。當(dāng)丈夫與妻子都已退休，一方面家庭收入大幅度減少，丈夫與妻子可能會(huì)減少對(duì)健康的投資，也可能健康水平可能會(huì)下降；另一方面，由于夫妻共處的時(shí)間增多，生活習(xí)慣與對(duì)健康的偏好會(huì)相互影響（Müller 和Shaikh，2018），夫妻間互相扶持與照顧，也可能共同進(jìn)行體育鍛煉等健康行為，來(lái)提高各自的健康水平。[13]

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與識(shí)別策略

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源是由中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010 年、2012 年、2014 年和2016 年數(shù)據(jù)庫(kù)整理而成的非平衡面板數(shù)據(jù)。CFPS 數(shù)據(jù)庫(kù)是重點(diǎn)關(guān)注中國(guó)居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利，并且包括經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、健康等在內(nèi)的諸多研究主題的全國(guó)性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，樣本覆蓋了全國(guó)25 個(gè)省份，樣本規(guī)模為16000 戶，調(diào)查對(duì)象包含樣本家戶中的全部家庭成員。本文使用CFPS 面板數(shù)據(jù)具有四個(gè)明顯優(yōu)勢(shì)：第一，調(diào)查對(duì)象包含配偶等全部家庭成員，能提供有關(guān)配偶的豐富詳盡的信息。第二，該調(diào)查詳細(xì)測(cè)度了個(gè)體自評(píng)健康、身體健康和心理健康三方面內(nèi)容，這為本研究中健康的測(cè)度提供了重要的數(shù)據(jù)保障。第三，CFPS2016 數(shù)據(jù)庫(kù)的調(diào)查時(shí)間最接近于現(xiàn)在，有助于得到最新的實(shí)證結(jié)論。第四，面板數(shù)據(jù)能幫助解決退休與健康之間的遺漏變量問(wèn)題。

根據(jù)本文的研究目的，樣本限制在有配偶的雙城鎮(zhèn)職工①城鎮(zhèn)職工指在城市工作且有勞動(dòng)關(guān)系的職工。依據(jù)《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)合同法》和《中華人民共和國(guó)社會(huì)保險(xiǎn)法》，本文將參與了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的職工納入城鎮(zhèn)職工，僅城鎮(zhèn)職工享有正式的退休制度。家庭。在篩選城鎮(zhèn)職工樣本時(shí)，以往文獻(xiàn)僅以非農(nóng)戶口為依據(jù)，然而這種做法對(duì)大量農(nóng)村戶口的城鎮(zhèn)職工欠缺考慮。為了避免損失該部分樣本，本文依據(jù)戶口和養(yǎng)老保險(xiǎn)項(xiàng)目?jī)蓚€(gè)指標(biāo)進(jìn)行篩選，在保留了非農(nóng)戶口樣本的基礎(chǔ)上，又保留了參與城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村戶口樣本。由于斷點(diǎn)回歸要求控制退休年齡區(qū)間①斷點(diǎn)回歸方法要求控制斷點(diǎn)附近的窗寬（-h,c+17），窗寬越小，估計(jì)結(jié)果越精確。，在政策規(guī)定較小的退休年齡區(qū)間才能夠更好地控制年齡效應(yīng)（Lee 和Lemieux，2010），[23]結(jié)合中國(guó)法定退休年齡的規(guī)定，本文分別以男性60 歲，女性50 歲為斷點(diǎn)②盡管女性干部的退休年齡為55 歲，但是由于這部分人群所占比重較少，女性退休在55 歲附近不存在明顯跳躍，因此本文女性退休斷點(diǎn)年齡定為50 歲。，僅保留50～70 歲有配偶的男性城鎮(zhèn)職工和40～60 歲有配偶的女性城鎮(zhèn)職工。

（二）變量與描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量：健康。本文以CFPS 數(shù)據(jù)中自評(píng)健康、半年內(nèi)患慢性病情況、心情沮喪來(lái)分別衡量自評(píng)健康、客觀健康評(píng)價(jià)、心理健康。其中，自評(píng)健康反映了對(duì)健康水平的一種綜合評(píng)價(jià)，也是目前國(guó)際上用于評(píng)價(jià)健康水平最常用的指標(biāo)。CFPS 中自評(píng)健康分為5 個(gè)等級(jí)：不健康，一般，比較健康，很健康，非常健康，本文對(duì)其分別賦值1，2，3，4，5，即自評(píng)健康數(shù)值越大意味著健康狀況越好。半年內(nèi)患慢性病的情況以CFPS 問(wèn)卷中“半年內(nèi)是否確診患有慢性疾病？”的回答進(jìn)行取值，是取值為1，否取值為0。CFPS 中心情沮喪以“一周內(nèi)感覺(jué)沮喪的頻率”來(lái)衡量，分為5 個(gè)等級(jí)：幾乎每天，經(jīng)常，一半時(shí)間，有一些時(shí)候，從不。本文對(duì)其分別賦值1，2，3，4，5，即心情沮喪數(shù)值越大意味著心理健康狀況越好。

2.核心解釋變量：配偶退休與個(gè)人退休。本文將退休等同于不工作狀態(tài)，首先通過(guò)問(wèn)卷中“過(guò)去一周您是否至少工作了1 個(gè)小時(shí)”回答為“否”，來(lái)判斷個(gè)體為不工作狀態(tài)；其次，通過(guò)“您目前沒(méi)有工作的最主要原因是什么”回答為“退休/離休”，來(lái)判斷個(gè)體為“退休”群體，由此排除了傷殘、失業(yè)和家庭主婦等其他原因的干擾。在調(diào)查時(shí)如果已經(jīng)退休取值為1，沒(méi)有退休取值為0。

3.機(jī)制變量。根據(jù)前文理論分析，本文選擇是否受配偶照顧、收入的對(duì)數(shù)、健康行為作為機(jī)制變量。由于以往研究發(fā)現(xiàn)體育鍛煉、吸煙、飲酒是導(dǎo)致慢性病的最主要因素。本文選取鍛煉頻率、是否抽煙、是否喝酒三個(gè)變量來(lái)表示健康行為（Roux 等，2007；呂雪松，2010；唐銘堅(jiān)等，2012；卓家同，2010）。[24-27]CFPS 中“是否受配偶照顧”，如果是取值為1，否則取值為0。收入的對(duì)數(shù)采用CFPS 中2010 年的不變價(jià)衡量，對(duì)于那些收入為0 的受訪者本文定義收入為1，這樣取對(duì)數(shù)之后他們的對(duì)數(shù)收入為0。鍛煉頻率為“過(guò)去一周您鍛煉了幾次”，數(shù)值越大說(shuō)明鍛煉頻率越高。CFPS 中個(gè)體的吸煙情況為“最近一個(gè)月是否吸煙”，如果是取值為1，否則取值為0。喝酒情況為“過(guò)去1 個(gè)月，您是否每周喝酒3 次以上”，如果是取值為1，否則取值為0。

4.前定變量。本文依據(jù)研究需要，選取CFPS 問(wèn)卷中受教育水平、是否為城鎮(zhèn)戶口、家庭規(guī)模、是否與配偶同住為前定變量。其中，受教育水平是依據(jù)CFPS 問(wèn)卷中“請(qǐng)問(wèn)到目前為止，您已完成（畢業(yè)）的最高學(xué)歷是”，回答分為8 類(lèi)：其中1=文盲/半文盲，2=小學(xué)，3=初中，4=高中，5=大專(zhuān)，6=大學(xué)本科，7=碩士，8=博士。“是否為城鎮(zhèn)戶口”如果是取值為1，否則取值0。CFPS 中“是否與配偶同住”，如果是取值為1，否則取值為0。

如表1 所示，被解釋變量中，女性的自評(píng)健康與心理健康優(yōu)于男性，男性半年內(nèi)慢性疾病患病情況較女性更嚴(yán)重。解釋變量中，男性樣本配偶退休的人數(shù)占比55.1%，個(gè)人退休的人數(shù)占比為43.5%，女性樣本的配偶退休人數(shù)占比20.5%，個(gè)人退休人數(shù)占比為35%。就機(jī)制變量而言，雖然男性每周鍛煉頻率高于女性，但是男性的生活習(xí)慣明顯不如女性良好，可以看到，樣本中抽煙的男性比重達(dá)到了54.6%，女性僅為2.9%；男性飲酒的比重為32.6%，女性僅為3.1%。

表1 變量及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）識(shí)別策略

識(shí)別中國(guó)雙城鎮(zhèn)職工家庭退休對(duì)健康的配偶溢出效應(yīng)及個(gè)人效應(yīng)，如果直接采用OLS 方法估計(jì)方程（1），則無(wú)法解決退休與健康之間存在的內(nèi)生性問(wèn)題。這種內(nèi)生性問(wèn)題主要有兩種來(lái)源：一是健康對(duì)退休存在反向因果關(guān)系，即健康水平會(huì)影響退休決定，尤其是沒(méi)有預(yù)期的健康沖擊對(duì)退休決定會(huì)產(chǎn)生更大影響；二是無(wú)法觀測(cè)到的遺漏變量，如個(gè)人或配偶對(duì)閑暇的偏好、主觀的預(yù)期壽命等，可能同時(shí)與退休和健康存在相關(guān)性。

其中，Yi表示個(gè)人健康，Ri和分別表示個(gè)人退休狀態(tài)與配偶退休狀態(tài)，當(dāng)退休狀態(tài)為已退休時(shí)，取值為1，否則為0。Xi為所有同時(shí)影響Yi、Ri和的前定變量，εi為擾動(dòng)項(xiàng)。

為了有效解決退休與健康之間的內(nèi)生性問(wèn)題，本文需要將雙城鎮(zhèn)職工夫妻的退休行為外生化，使得配偶與個(gè)人的退休行為對(duì)個(gè)人健康的影響研究盡可能接近于自然隨機(jī)試驗(yàn)，而在以往研究中，斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)被普遍證實(shí)為最接近自然隨機(jī)試驗(yàn)的研究方法。雖然我國(guó)執(zhí)行強(qiáng)制性退休制度，但也會(huì)出現(xiàn)提前退休、內(nèi)退和退休后返聘等現(xiàn)象，所以在法定退休年齡附近，退休率在（0，1）區(qū)間內(nèi)發(fā)生跳躍。

本文根據(jù)CFPS2010—2016 年數(shù)據(jù)整理得知，男性的退休率在60 歲發(fā)生了明顯的跳躍，當(dāng)男性年齡接近60 歲時(shí)，退休率為35%，而當(dāng)男性年齡超越60 歲時(shí)，退休率明顯跳躍至50%；女性在50歲發(fā)生了明顯的跳躍，當(dāng)女性年齡接近50 歲時(shí)，退休率達(dá)到10%，而當(dāng)女性年齡超越50 歲時(shí)，退休率明顯跳躍至20%。因而，退休率與年齡之間的關(guān)系是隨機(jī)的，本文采用模型斷點(diǎn)回歸（FRD）方法。

參考Lee 和Lemieux（2010）以及Pique（2019）做法，[23][28]研究中國(guó)雙城鎮(zhèn)職工家庭中配偶退休的健康溢出效應(yīng)及個(gè)人退休的健康效應(yīng)，本文以法定退休年齡政策作為個(gè)人及配偶退休行為的工具變量，構(gòu)建雙模糊斷點(diǎn)回歸模型并進(jìn)行估計(jì)。具體做法如下：

構(gòu)建雙模糊斷點(diǎn)回歸模型，并采用參數(shù)估計(jì)法識(shí)別CFPS 非平衡面板數(shù)據(jù)中雙城鎮(zhèn)職工家庭配偶退休及個(gè)人退休對(duì)個(gè)人健康的局部平均處理效應(yīng)（LATE）。

第一階段，構(gòu)造退休與工具變量之間的方程：

注意到本文所用數(shù)據(jù)為2010—2016 年非平衡的短面板數(shù)據(jù)，在定量分析前，需要對(duì)面板數(shù)據(jù)模型的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行選擇。本文首先進(jìn)行了豪斯曼檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果支持固定效應(yīng)模型，但考慮到若運(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，會(huì)損失大量的自由度，加劇回歸方程的多重共線性問(wèn)題；固定效應(yīng)模型要求樣本來(lái)自一個(gè)范圍較小的母體，而本文的樣本來(lái)自全國(guó)性的隨機(jī)抽樣調(diào)查，不同個(gè)體之間觀測(cè)值相互獨(dú)立（Baltagi，2010）；[30]再對(duì)比兩者的擬合優(yōu)度結(jié)果，發(fā)現(xiàn)隨機(jī)模型的擬合優(yōu)度遠(yuǎn)優(yōu)于固定模型，所以本文采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）退休年齡政策對(duì)退休行為的影響

雖然退休率在法定退休年齡存在明顯的斷點(diǎn)，但是尚未確定這些斷點(diǎn)是否由更大的噪聲造成，因此有必要報(bào)告第一階段的非線性參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)第一階段退休年齡政策對(duì)退休行為的影響，其結(jié)果如表2 顯示。無(wú)論男性女性，退休年齡政策對(duì)個(gè)人及配偶退休行為的影響均在1%的水平上顯著，這說(shuō)明退休年齡政策顯著增加了達(dá)到法定退休年齡后人們退休的可能性。同時(shí)Wald 卡方檢驗(yàn)值遠(yuǎn)大于10，驗(yàn)證了退休年齡政策作為工具變量，與內(nèi)生解釋變量顯著相關(guān)，不存在弱工具變量問(wèn)題。

表2 退休年齡政策對(duì)退休行為的影響

（二）配偶退休對(duì)個(gè)人健康的溢出效應(yīng)

本文從自評(píng)健康、患慢性病情況、心理健康三個(gè)方面，分別以男性、女性展開(kāi)實(shí)證估計(jì)，試圖得知配偶退休對(duì)個(gè)人健康溢出效應(yīng)的性別異質(zhì)性結(jié)果。并且為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別在窗寬為6年、8 年和10 年的條件下進(jìn)行估計(jì)并匯報(bào)結(jié)果。

比較下面表3、表4 和表5 中OLS 估計(jì)結(jié)果與FRD 估計(jì)結(jié)果，均可以得知，無(wú)論男性還是女性，由于OLS 估計(jì)不能解決內(nèi)生性問(wèn)題，其估計(jì)結(jié)果與FRD 估計(jì)結(jié)果相差甚遠(yuǎn)，甚至?xí)霈F(xiàn)結(jié)果完全相反的情況，因而OLS 估計(jì)不可取。本文重點(diǎn)分析FRD 估計(jì)結(jié)果。

1.配偶退休對(duì)個(gè)人自評(píng)健康的溢出效應(yīng)分析

表3 報(bào)告了在窗寬分別為6 年、8 年和10 年的情況下，男性和女性樣本中配偶退休對(duì)自評(píng)健康的溢出效應(yīng)?？梢钥闯?，隨著窗寬的變化，男性樣本中，配偶退休對(duì)個(gè)人自評(píng)健康的溢出效應(yīng)均在1%顯著性水平上表現(xiàn)為0.28～0.443，即相比配偶未退休，配偶退休使男性提高個(gè)人自評(píng)健康水平的概率增加了0.28～0.443，影響程度隨窗寬的擴(kuò)大而下降。相反，女性樣本中，配偶退休對(duì)個(gè)人自評(píng)健康的溢出效應(yīng)卻在1%顯著性水平上表現(xiàn)為-0.32 左右，即配偶退休使女性提高個(gè)人自評(píng)健康水平的概率降低了32%左右，影響程度隨窗寬的擴(kuò)大而增加。本文得到的配偶退休對(duì)女性自評(píng)健康的負(fù)向溢出效應(yīng)這一結(jié)論，與Müller 和Shaikn（2018）和Picchio 和Ours（2018）結(jié)論一致。[13][15]

表3 配偶退休對(duì)個(gè)人自評(píng)健康的溢出效應(yīng)

續(xù)表3

表3 中退休對(duì)自評(píng)健康的個(gè)人效應(yīng)，男性、女性表現(xiàn)出了相同的結(jié)果，即個(gè)人退休均在1%顯著性水平上增加了自評(píng)健康水平提高的概率，影響程度較穩(wěn)定。以往研究中，鄧婷鶴和何秀榮（2016）也得出男性個(gè)人退休改善了其自評(píng)健康的結(jié)論。[2]劉生龍和郎曉娟（2017）雖然認(rèn)為男性個(gè)人退休對(duì)其自評(píng)健康的改善無(wú)顯著影響，但認(rèn)為女性個(gè)人退休改善了其自評(píng)健康。[19]

2.配偶退休對(duì)個(gè)人患慢性病情況的溢出效應(yīng)分析

表4 結(jié)果可見(jiàn)，男性、女性樣本中，配偶退休對(duì)個(gè)人患慢性病的溢出效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但從參數(shù)的估計(jì)結(jié)果可知這種溢出效應(yīng)具有明顯的性別異質(zhì)性：配偶退休對(duì)男性患慢性病的溢出效應(yīng)為正效應(yīng)，提高了男性患慢性病的概率，對(duì)女性的溢出效應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，即降低了女性患慢性病的概率。

表4 配偶退休對(duì)個(gè)人患慢性病情況的溢出效應(yīng)

觀察退休對(duì)患慢性病的個(gè)人效應(yīng)可發(fā)現(xiàn)，男性與女性個(gè)人退休對(duì)患慢性病加重的概率的影響也未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這與以往研究結(jié)論均一致。

3.配偶退休對(duì)個(gè)人心理健康的溢出效應(yīng)分析

由表5 可知，配偶退休后，男性心理健康改善的概率在1%顯著性水平上明顯提高，配偶退休對(duì)男性心理健康的溢出效應(yīng)表現(xiàn)為0.726～0.87，且隨著窗寬的改變，影響程度穩(wěn)定在0.8 左右。與此類(lèi)似，配偶退休對(duì)女性心理健康的溢出效應(yīng)也表現(xiàn)為正向影響0.529～0.595，其影響程度不如男性樣本中配偶退休的溢出效應(yīng)。這一結(jié)論與學(xué)者Bertoni 和Brunello（2017）的結(jié)論不同，他們認(rèn)為丈夫的退休顯著增加了妻子心理疾病發(fā)生的概率；[12]但與Atalay 和Zhu（2018）結(jié)論相同，即妻子退休對(duì)老年男性的心理健康有積極影響。[14]

表5 配偶退休對(duì)個(gè)人心理健康的溢出效應(yīng)

關(guān)于個(gè)人退休對(duì)心理健康的影響，男性表現(xiàn)為顯著的正向影響，而女性表現(xiàn)為顯著的負(fù)向影響。這一結(jié)論均與鄧婷鶴和何秀榮（2016）以及董夏燕和臧文斌（2017）一致。[2][18]

（三）配偶退休的健康溢出效應(yīng)影響機(jī)制分析

本文為了探究配偶退休對(duì)個(gè)人健康的影響機(jī)制，首先在窗寬為6 年和10 年的條件下，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型實(shí)證分析了配偶退休對(duì)機(jī)制變量的影響，其結(jié)果如表6 所示。其次，本文運(yùn)用同樣的方法實(shí)證分析了機(jī)制變量對(duì)健康的影響，由于表6 中結(jié)果具有穩(wěn)健性，最佳窗寬為6 年，因而本文僅在窗寬為6 年的情況下實(shí)證研究了機(jī)制變量對(duì)健康的影響，結(jié)果如表6 所示。

表6 配偶退休對(duì)個(gè)人機(jī)制變量的影響

續(xù)表6

由表6 可知，男性樣本中，妻子退休后，丈夫收入在1%顯著性水平上減少了13%～20%，喝酒、抽煙行為未發(fā)生顯著變化，但值得注意的是，在個(gè)人退休和配偶退休后，男性受配偶照顧的概率均顯著增加，鍛煉頻率也顯著增加了。于女性樣本而言，配偶退休也使其收入顯著減少了33%左右，鍛煉頻率增加了11.4%，對(duì)其他機(jī)制變量的影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，尤其是丈夫退休并未使妻子受配偶照顧的概率顯著提高。這說(shuō)明家庭分工在配偶退休的健康溢出效應(yīng)中仍具有不可忽視的作用。

結(jié)合表6 和下列表7 可知，無(wú)論男性還是女性，配偶退休的健康溢出效應(yīng)主要通過(guò)收入和鍛煉頻率兩種機(jī)制發(fā)生。受配偶照顧是妻子退休對(duì)丈夫健康溢出效應(yīng)的影響機(jī)制，但在丈夫退休對(duì)妻子健康的溢出效應(yīng)中未顯著發(fā)揮作用。具體來(lái)說(shuō)，男性樣本中，配偶退休后，雖然收入減少，但鍛煉頻率增加，因而改善了男性的自評(píng)健康與心理健康；在男性退休后，受到配偶照顧的概率增加，從而進(jìn)一步提高了男性自評(píng)健康與心理健康改善的概率。類(lèi)似的，女性樣本中，丈夫退休增加了妻子的鍛煉頻率，提高了心理健康改善的概率，但丈夫退休帶來(lái)收入的大量減少，降低了妻子自評(píng)健康改善的概率。女性自身退休后，并未像男性那樣受配偶照顧的概率增加，反而加大對(duì)配偶照顧的投入力度，因而其自評(píng)健康的概率下降。

表7 機(jī)制變量對(duì)自身健康水平的影響

（四）有效性檢驗(yàn)

由于FRD 估計(jì)結(jié)果的有效性要求以下兩點(diǎn)：第一，個(gè)體不能操縱或者至少不能完全操縱驅(qū)動(dòng)變量（年齡），如果年齡是個(gè)人謊報(bào)的，那么斷點(diǎn)回歸估計(jì)就很可能是有偏差的。第二，除了核心變量（配偶退休、個(gè)人退休）之外，前定變量在斷點(diǎn)附近不能夠發(fā)生顯著的跳躍，否則，將無(wú)法判斷被解釋變量的跳躍是否僅由核心變量在斷點(diǎn)附近跳躍所導(dǎo)致。本文根據(jù)這兩點(diǎn)要求，進(jìn)行有效性檢驗(yàn)。

針對(duì)第一點(diǎn)要求，由于CFPS 數(shù)據(jù)中沒(méi)有關(guān)于年齡的直接問(wèn)題，而是通過(guò)詢問(wèn)受訪者的出生年月，自動(dòng)算出受訪者的年齡，因而不存在個(gè)體操縱驅(qū)動(dòng)變量（年齡）的情況。

本文對(duì)第二點(diǎn)要求進(jìn)行前定變量連續(xù)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表8 所示，所有前定變量均未通過(guò)連續(xù)性檢驗(yàn)，說(shuō)明所有前定變量在斷點(diǎn)處連續(xù)，滿足第二點(diǎn)要求，所以本文使用FRD 估計(jì)得到的結(jié)果具有有效性。

表8 前定變量的連續(xù)性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

本文基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010—2016 年非平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建了雙模糊斷點(diǎn)回歸模型，在考慮個(gè)人健康受自身退休影響的同時(shí)，重點(diǎn)考察在中國(guó)男女法定退休年齡不一致情況下，配偶退休對(duì)個(gè)人健康的溢出效應(yīng)，并實(shí)證研究了其中配偶照料的影響機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明：（1）無(wú)論男性還是女性，配偶退休對(duì)個(gè)人心理健康的溢出效應(yīng)顯著表現(xiàn)為正向影響，對(duì)患慢性病沒(méi)有顯著影響。（2）性別異質(zhì)性體現(xiàn)在，配偶退休對(duì)男性自評(píng)健康的溢出效應(yīng)顯著表現(xiàn)為0.28～0.443，而對(duì)女性顯著表現(xiàn)為大約-0.32。（3）影響機(jī)制結(jié)果顯示，妻子退休后丈夫增加了鍛煉頻率，也受到了更多配偶照料，從而改善了丈夫自評(píng)健康與心理健康；鍛煉頻率增加也是丈夫退休對(duì)妻子心理健康正向溢出效應(yīng)的影響機(jī)制，但家庭收入減少，妻子加大了對(duì)配偶的照料力度，使得妻子自評(píng)健康改善的概率下降。為了更好地滿足老齡化背景下健康養(yǎng)老的迫切需求，本文提出以下政策建議：

第一，支持并鼓勵(lì)男性低齡退休人員重返勞動(dòng)力市場(chǎng)，提高退休后的家庭收入。丈夫退休后家庭收入減少是約束夫妻進(jìn)行健康投資管理的主要原因，并且在當(dāng)前退休年齡政策下中國(guó)存在大量男性低齡退休人員，因此，開(kāi)發(fā)男性低齡退休人員的就業(yè)潛力既是積極應(yīng)對(duì)人口老齡化的主要方向，也是減緩?fù)诵萑藛T健康水平下降的有效途徑。政府應(yīng)從政策層面鼓勵(lì)并支持男性低齡退休人員重返勞動(dòng)力市場(chǎng)，例如，政府可以通過(guò)促進(jìn)一部分男性低齡退休的技術(shù)人員重返勞動(dòng)力市場(chǎng)，支持他們從事專(zhuān)業(yè)技術(shù)的指導(dǎo)性工作，并且對(duì)聘用或雇傭該群體的企業(yè)實(shí)施稅收優(yōu)惠政策，來(lái)營(yíng)造鼓勵(lì)男性低齡退休人員再就業(yè)的社會(huì)氛圍；逐步完善該群體再就業(yè)的勞動(dòng)報(bào)酬規(guī)范性文件，以此保障男性低齡退休人員再就業(yè)的勞動(dòng)權(quán)益，調(diào)動(dòng)其再就業(yè)積極性與自信心。當(dāng)男性低齡退休人員重新獲得進(jìn)行健康投資的市場(chǎng)激勵(lì)時(shí)，夫妻雙方將積極進(jìn)行體育鍛煉等健康投資活動(dòng)，從而提高退休夫妻整體的健康水平。

第二，適當(dāng)推出家庭體育鍛煉計(jì)劃，給予女性更多健康管理服務(wù)與健康教育。當(dāng)前，配偶之間的互相照料仍是退休人員健康養(yǎng)老的首要依靠，要想進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)健康養(yǎng)老的迫切需求，就必須首先著眼于家庭，以夫妻為單位推出家庭體育鍛煉計(jì)劃，促進(jìn)配偶之間互相督促，共同提高健康水平。例如，可以定期組織社區(qū)內(nèi)的退休夫妻進(jìn)行體檢，參與老年健身、老年保健、老年疾病防治與康復(fù)等宣傳教育活動(dòng)，學(xué)習(xí)慢性病管理等健康知識(shí)，引導(dǎo)他們樹(shù)立健康責(zé)任理念，掌握日常生活中自我保健和健康照料的基本技能。尤其在“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)思想下，目前不少女性是家庭照料的主要提供者，家庭體育鍛煉計(jì)劃應(yīng)給予女性更多健康管理服務(wù)與健康教育，指導(dǎo)女性在為配偶提供健康照料的同時(shí)，也注重對(duì)自身的健康管理，同時(shí)也要倡導(dǎo)夫妻之間增加對(duì)彼此心理、身體和行為變化的關(guān)心與關(guān)愛(ài)。

第三，漸進(jìn)實(shí)施延遲退休政策，逐步普及智慧養(yǎng)老。當(dāng)前的退休年齡政策已無(wú)法應(yīng)對(duì)人口老齡化帶來(lái)的各項(xiàng)社會(huì)挑戰(zhàn)，在出臺(tái)延遲退休政策時(shí)，政府可采取漸進(jìn)實(shí)施的方式，一方面可以減少延遲退休政策遇到的社會(huì)阻力，另一方面可以充分考慮退休對(duì)健康的社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)。同時(shí)，還應(yīng)普及智慧養(yǎng)老，實(shí)現(xiàn)以社區(qū)為依托，以退休夫妻為服務(wù)對(duì)象，以物聯(lián)網(wǎng)、機(jī)器人技術(shù)、人工智能、區(qū)塊鏈等新技術(shù)為支撐，提供退休人員日常生活用品代買(mǎi)等便民服務(wù)，對(duì)退休夫妻進(jìn)行病情監(jiān)測(cè)、趨勢(shì)分析、異常預(yù)警、緊急救助和康復(fù)服務(wù)等健康管理。政府在推出家庭體育鍛煉計(jì)劃時(shí)，可以適當(dāng)宣傳智慧養(yǎng)老的優(yōu)點(diǎn)及操作流程。智慧養(yǎng)老的普及是緩解女性家庭照料壓力，提高夫妻雙方健康水平，逐步推動(dòng)健康養(yǎng)老實(shí)現(xiàn)的長(zhǎng)期趨勢(shì)和必然選擇。