中國城鎮(zhèn)家庭退休消費困境的統計檢驗

田青，王楠

（東北財經大學管理科學與工程學院，遼寧大連116025）

0 引言

近年來，我國內需不足，尤其是居民消費需求不足，居民消費傾向下降。在消費不足的同時，人口老齡化現象日益嚴重，老齡人口在我國人口結構中的比重逐漸提高。我國已經進入老齡化社會，然而與發(fā)達國家相比，我國對老年群體消費的關注度仍然不夠。

按照生命周期假說，理性消費者在青年時期傾向于將絕大部分收入用于消費，甚至舉債消費；中年以后收入增加，會償付青年時期的負債并為老年階段進行儲蓄；進入老年以后收入下降，將動用儲蓄平滑消費。即消費者會平滑其終生消費，減少消費波動，以實現消費效用的最大化。然而上世紀末英美學者在對生命周期理論的擴展研究中發(fā)現，消費者在經歷退休后，其家庭消費會有非連續(xù)性的顯著下降，這種現象與生命周期理論相悖，被稱為“退休消費困境”。與國外不同，我國采取強制退休制度，那么，在我國是否存在“退休消費困境”現象呢？

發(fā)達國家關于退休消費困境是否存在尚無定論，但家庭財富少、健康狀況差、教育程度低以及無退休預期的家庭更容易遭受退休的沖擊；我國多數學者的研究則表明，我國并不存在“退休消費困境”，退休后家庭消費支出的下降主要源于與工作相關消費支出的減少，醫(yī)療消費支出在退休后有一定程度的提升，而其他消費在退休前后基本平穩(wěn)。

在我國，家庭收入和家庭財富存在明顯的不平等，且差距不斷擴大，不同收入群體的消費觀念、消費行為存在明顯的不同。“退休消費困境”在不同收入群體之間是否會表現出不同的狀況，之前的學者尚沒有給出回答。本文在考察我國城鎮(zhèn)居民是否存在“退休消費困境”的前提下，重點分析不同收入群體對待“退休”這一事件的表現，并進一步回答退休后，城鎮(zhèn)家庭消費結構變化及其原因。

1 城鎮(zhèn)家庭與退休相關的消費分析

1.1 樣本選擇

本文使用的數據來自CHARLS數據的2011年全國基線調查和2013年的追蹤調查，覆蓋了全國150個縣，450個村。對2011年和2013年的數據根據居民個人編碼進行匹配整合，去除整合時損失的樣本及主要信息不完整的樣本后共包含11445個家庭，32656個樣本。再剔除農業(yè)從業(yè)人員和沒有工作經歷的個體，定義只包含正在受雇和已經退休個體的樣本集為工作樣本集，得到6277個家庭，共11774個樣本，其中有62.4%的個體為城鎮(zhèn)居民。按照我國現行退休制度，男性干部、工人年滿60周歲，女干部年滿55周歲，女工人年滿50周歲，連續(xù)工齡或工作年限滿10年可以辦理退休手續(xù)。女性的退休年齡相較男性更為復雜，因此，本文僅針對工作樣本集中的男性城鎮(zhèn)居民展開研究。本文主要關注退休前后家庭消費的變動情況。這也就意味著，主要受訪者的年齡需要處于以退休年齡為中間點的小范圍之內?？紤]到樣本數量有限，故將年齡區(qū)間限定在50到70歲之間，符合條件的樣本數量共計1778個。

1.2 退休前后家庭消費基本信息

退休是人生職業(yè)生涯的一個重要事件，對家庭的消費選擇甚至生活方式選擇都會產生重要影響。我國的退休制度是強制退休制度，除特別情況外，人們對自己的退休時間都有確切判斷，并在退休前就會對退休以后的生活進行計劃和安排。為了便于比較，本文選取退休年齡為中間點的數據進行分析。表1為退休前后兩年樣本數據顯示的家庭狀況。

表1 退休前后基本信息統計

表1顯示，中國城鎮(zhèn)家庭總體來看婚姻穩(wěn)定，家庭人口3～4人，退休后家庭成員數目稍有減少；年齡較大者受教育程度偏低，多數受訪者擁有小學以上學歷。

在其他變量保持相對穩(wěn)定的同時，退休率卻隨年齡的增加有著明顯的變化。法定退休年齡60歲左右出現明顯的斷點，由59歲的32%躍升至61歲的73%，而60歲的退休率為62%。也即大部分家庭的男性戶主在60歲退休，但也有提前退休和延遲退休的家庭。為了避免退休前后生活交叉重疊的考慮，本文研究剔除了年齡恰好等于60歲的樣本。

本文主要研究不同收入群體退休前后的消費狀態(tài)，因此把剩余的1685個樣本按照家庭收入排序，分為低收入和高收入兩組。其中，低收入組包含843個樣本，高收入組包含842個樣本，分組后家庭信息統計如表2所示。

表2 不同收入組基本信息統計

將表1和表2進行對比可知，家庭基本信息的年齡分布、婚姻狀況變化不大，但是在劃分收入組后，退休率、教育程度、家庭收入都有著明顯不同。其中，高收入組平均退休率比低收入組高出約7個百分點，平均年收入是低收入組的4.2倍。導致收入不平等的部分原因在于教育水平的差異，根據表2，高收入群體的教育水平明顯高于樣本均值，更高于低收入群體。由于受教育程度高的群體通常會有更穩(wěn)定的職業(yè)和更高的收入，而穩(wěn)定的職業(yè)通常都會較為嚴格地執(zhí)行60歲退休制度的安排，因而高收入組的退休率高于低收入組。

1.3 退休前后不同收入組家庭消費情況

通常來說，退休前后個人和家庭消費最大的差別可能是在外就餐、服裝、交通等消費。此外，教育培訓、旅游、文化娛樂消費也可能會有相應的變化。參照李宏彬等（2014）的分類，本文將家庭消費分為家庭日常消費、工作相關消費、健康相關消費和教育休閑消費四類，各消費項目下的細分子項目如圖1所示。

圖1 家庭消費分類

其中，在家食物消費包括購買食物和香煙酒水消費；其他日常消費包括房屋租金、水費電費、燃料費、雇傭費、日用品、取暖費、稅費雜費、物業(yè)費及社會捐助費用；交通通訊消費包括郵電通訊和當地交通費。需要強調的是，由于“退休消費困境”是針對家庭非耐用品消費的研究，故家庭總消費中并不包含耐用品相關消費，因此本文直接將家庭總消費命名為“家庭非耐用品消費”。

表3分別統計了全部樣本、低收入組和高收入組的各項消費支出及其占家庭非耐用品消費的比重，即消費結構。

由表3可以看出，高收入組各項消費支出的絕對量都明顯高于低收入組，但消費結構表現有所不同。其中，高收入組日常消費比重遠遠低于低收入組（退休前低10%，退休后低8%）；高收入組健康相關消費的比重與低收入組差距不大（退休前持平，退休后高2%）；高收入組的工作相關消費和教育休閑消費明顯高于低收入組。

表3 不同收入組家庭退休前后消費統計(單位：元/年)

2 退休對城鎮(zhèn)家庭消費的影響分析

2.1 模型設定

從理論上來講，因果關系需要隨機實驗進行檢驗，通過隨機分組，比較實驗組與控制組的平均處理效應。斷點回歸方法旨在考察當處理變量d完全由連續(xù)變量x是否超過某斷點c所決定時，該處理變量d對結果變量y的影響。假定個體其他前定變量在統計上無差異，則可以將斷點回歸視為“局部隨機實驗”，故可以一致地估計斷點周圍的局部平均處理效應。如果造成局部平均處理效應變動，則其原因只可能是d在斷點處對y的因果效應。

假設d造成的兩種潛在結果分別為，則有：

故：

其中，條件期望函數E(y1-y0|x)是要估計的局部平均處理效應。對上式分別從c的左右兩邊取極限可得：

假設函數E(y0|x)與E(y1|x)在x=c處連續(xù)，則左極限等于右極限，也等于其函數值。因此，將兩式相減可得：

斷點回歸分為精確斷點回歸和模糊斷點回歸兩種。式（6）中，分母是個體在斷點處得到處理的概率。在精確斷點回歸中，個體得到處理的概率從0跳躍到1；而在模糊斷點回歸中，個體得到處理的概率從a跳躍到b(0＜a＜b＜1)。

與國外鼓勵和引導退休后繼續(xù)工作的政策不同，我國沿用法定年齡強制退休制度，有更為清晰的斷點，因此，“退休消費困境”問題適合使用斷點回歸模型。但強制退休并不是一刀切，從事某些特定工種或健康狀況受限的成員可能提前退休，同時返聘也使得另一些成員繼續(xù)留在其工作崗位。通過統計可以發(fā)現，獲取的樣本中，未達到60歲就退休的居民有19.61%，超過60歲仍未退休的有18.03%。也就是說，退休制度使得工作狀態(tài)在法定年齡處發(fā)生變動，但不一定是由0直接到1的跳躍。因此，研究我國“退休消費困境”問題更適合采用模糊斷點回歸方法。

假定退休狀態(tài)R對家庭消費Y產生影響。定義D為判斷個體實際年齡是否達到法定退休年齡的適齡條件，當個體實際年齡大于退休年齡時，取值為1；否則，取值為0。

在模糊斷點的情況下，存在影響處理變量的其他因素，導致處理變量與擾動項相關，無論樣本容量多大，普通最小二乘法估計量將不會收斂到真實的總體參數，而工具變量恰好是解決內生性的主要方法。適齡條件D與退休狀態(tài)R滿足相關性條件；由于斷點回歸在法定退休年齡附近相當于局部隨機實驗，所以適齡條件D只通過退休狀態(tài)R影響家庭消費Y，與擾動項不相關，滿足外生性條件。因此，適齡條件D可以是退休狀態(tài)R的有效工具變量。

工具變量法一般借由兩階段最小二乘方法實現，即需要通過兩個階段的回歸來完成：第一階段，用內生解釋變量對工具變量回歸，得到擬合值；第二階段，用被解釋變量對第一階段回歸的擬合值進行回歸。

在此基礎上，本文將模型設定為：

其中，i代表不同的樣本個體，α和β為模型中變量的系數，ε和u為模型的擾動項，lnyi是家庭各項消費的對數，Ri是退休狀態(tài)，Di是適齡條件，Si是個體實際年齡與法定退休年齡的年齡差f(si)與g(Si)為Si的高階多項式（在模型中加入高階多項式，是為防止造成遺漏變量偏差）。

2.2 模型估計

為了檢驗模型中工具變量對退休狀態(tài)的解釋程度，并通過控制模型中年齡差多項式來判斷年齡差高階多項式的階次，首先需要進行第一階段的回歸。估計結果如表4所示。

表4 適齡條件對退休狀態(tài)的影響

由表4可以看出，盡管列（1）至列（4）中模型對年齡差多項式的階次進行了取舍，但是適齡條件對退休狀態(tài)的估計系數相差無幾，且都高度顯著，證明適齡條件確實能夠作為退休狀態(tài)的工具變量。

參照赤池信息量準則（AIC），權衡模型的復雜度和擬合數據的優(yōu)良性后，選擇可以更好的解釋數據且包含最少參數的模型，因此將年齡差高階多項式的階次確定為二階。模型可以具體化為：本文重點關注退休狀態(tài)對家庭消費的影響，根據具體化后的模型，現對第二階段的主回歸方程進行回歸，回歸結果見表5。

表5 退休對家庭各項消費的影響

表5的估計結果顯示：

（1）退休在總體上未對我國城鎮(zhèn)居民家庭非耐用品消費有影響。

（2）退休對城鎮(zhèn)家庭日常消費支出（在家食物消費、家庭日常消費）影響不顯著。

（3）退休對工作相關消費有顯著影響，影響程度達48.7%（自然對數-66.8%）。工作相關消費主要有外出就餐消費、衣著消費和交通通訊消費三項，這幾項消費在退休后分別下降-13.7%、-39.8%、-48.1%（自然對數分別為-14.7%、-50.8%、-65.5%），其中，交通通訊類消費下降幅度最大，衣著消費次之，外出就餐消費下降不顯著。在中國，工作相關的外出就餐消費通常是公款，個人就餐支出的對象往往是聯系相對緊密的朋友或同事，這種關系通常在退休后的一段時間內也會保持；而交通通信支出尤其是交通支出大幅降低是退休后必然減少的，衣著支出尤其是高檔服裝的需求減少是衣著消費減少的主要原因。

（4）退休之后，家庭健康相關消費顯著增加，增加幅度達79.5%（自然對數58.5%），這一結論與雷曉燕、譚力、趙耀輝（2010）的研究結論一致。家庭健康主要包括醫(yī)療消費、保健消費和美容消費，這三項消費中，醫(yī)療消費、保健消費在退休后分別增加了106.7%、63.1%（自然對數分別為72.6%、48.9%），美容消費則減少了39.4%（自然對數-50.1%）。由于本文樣本涵蓋了退休前10年和退休后10年的城鎮(zhèn)家庭，退休前和退休后年齡差較大，因此，可以認為退休后的家庭醫(yī)療消費和保健消費是由年齡原因造成的。家庭美容消費包括化妝品、美容護理及按摩的消費支出，退休后，家庭的化妝品、美容護理等項目不再成為必須，使得總體上家庭美容支出減少。

（5）退休之后，家庭教育休閑消費顯著減少了約38.43%（自然對數為-48.5%）。其中，教育培訓消費降低了40%（自然對數-51%），而家庭旅游消費傾向于增加、文化娛樂消費傾向于減少。通常來說，職場上更多的年輕人會花費閑暇時間和金錢去接受培訓，提高競爭力，本文的估計結果顯示，只要是在職職工（即使臨近退休年齡）也會花費較多的資金接受教育培訓，而退休后這部分支出會明顯減少。

綜上分析，本文認為我國城鎮(zhèn)家庭總體上不存在“退休消費困境”，家庭成員退休后，家庭消費中與工作相關的消費支出減少，教育培訓支出減少、健康消費增加，其他日常支出沒有顯著變化，即城鎮(zhèn)家庭的消費結構總體有所調整，但并沒有降低生活水平的跡象。

2.3 穩(wěn)健性檢驗

斷點回歸方法的穩(wěn)健性可以通過納入其他解釋變量得到檢驗。除退休狀態(tài)、年齡差多項式和年份虛擬變量外，在模型中加入家庭收入、家庭資產、家庭規(guī)模、婚姻狀況、教育程度后進行回歸，得到結果如表6所示。

表6 模糊斷點回歸模型的穩(wěn)定性檢驗

加入其他解釋變量后，退休對于家庭各項消費支出的影響沒有顯著變化，可以證實斷點回歸方法的有效性。除此之外，表6還可以看出，家庭收入高、家庭資產多的家庭，其各類消費均明顯提高，其中，家庭健康相關消費受影響程度相對較低。另外，家庭規(guī)模越大，家庭消費支出越高；有配偶的家庭會顯著增加其日常生活開支和教育休閑消費；教育水平高的家庭消費，其工作相關消費和教育休閑消費更多。

3 退休對不同收入家庭消費變動情況的比較分析

不同收入家庭具有不同的消費傾向和消費結構，其消費觀念和消費行為也會不同，本文利用模糊斷點回歸模型，進一步研究“退休”對不同收入家庭消費的影響。估計結果見表7。

表7 “退休”對不同收入家庭消費支出的影響對比

由估計結果表7可知，“退休”對低收入和高收入家庭非耐用品消費支出的影響總體都不顯著，但從數據上看，低收入家庭的消費支出對“退休”更為敏感。

根據模型估計結果，本文具體分析如下：

（1）高收入、低收入家庭的日常消費都不受退休的影響

“退休”對高收入和低收入家庭的日常消費影響都不顯著，但從估計結果看，低收入家庭的日常消費支出比退休前可能會有所減少，高收入家庭則相反。高收入家庭退休后有了更多的休閑時間，可以增加在外就餐的機會，在家食物消費有減少傾向和可能。而低收入家庭退休后有了更多的休閑時間，可以避免不必要的外出就餐，從而增加了在家食物消費的可能?？傮w上低收入和高收入家庭的在家食物消費變化不大，可以認為退休對中國城鎮(zhèn)家庭的飲食結構和營養(yǎng)狀況基本沒有影響。

（2）退休后高收入、低收入家庭都明顯降低了工作相關消費

工作相關消費包括外出就餐消費、衣著消費、交通通信消費。外出就餐主要指與工作相關的外出就餐，這部分支出主要由雇主而非個人支出，因此，無論高收入還是低收入，這部分支出在退休前后沒有明顯變化。

低收入家庭的衣著支出和交通通訊支出比高收入家庭降低的都更為明顯。其中衣著支出低收入家庭降低了44.84%，高收入家庭降低34.75%；交通通訊支出低收入家庭降低52.62%、高收入家庭降低45.01%。本文認為有兩個方面的原因：①低收入家庭退休后更注重節(jié)儉，以滿足基本消費需求為主；②高收入家庭在退休后仍會參加一些社交活動，需要服裝及交通等消費，此外，高收入家庭傾向于擁有家用汽車等耐用消費品，這類商品在退休后保養(yǎng)、汽油等額外支出并不一定減少。

（3）退休后高收入家庭的健康相關消費比低收入家庭增加更為明顯

健康消費中的醫(yī)療消費在退休后的高收入和低收入家庭中都明顯增加，這與年齡有關。此外，高收入家庭的醫(yī)療消費增加幅度達114.3%，比低收入家庭的增幅78.2%高出36%。雷曉燕、譚力、趙耀輝（2010）認為，自愿退休（包括提前退休）對男性的健康沒有影響，強制退休會使一部分人產生心里不適甚至影響健康。本文的全部樣本中，非強制退休的人數占整體的19.53%；在低收入組中，這一比例則高達24.44%。結合雷曉燕等人的結論，高收入家庭強制退休的比例更高，有可能健康受影響的比例高，其醫(yī)療支出也更高的緣故。

高收入家庭的保健消費和美容相關消費在退休后沒有發(fā)生明顯變化，主要原因是這類家庭的消費基本不受收入約束，退休后的消費結構調整主要考慮需求因素。低收入家庭的保健消費明顯增加，本文認為仍是年齡導致的身體健康不如退休前，這是必須支出的消費或可稱為被迫消費；低收入家庭的美容相關消費退休后急劇減少，一方面由于退休后美容消費不是必須，另一方面低收入家庭在退休后明顯受到收入約束，必須調整消費結構才能達到不影響生活水平的目的。

（4）退休后高收入家庭的教育休閑消費明顯減少

教育休閑消費包括教育培訓消費、家庭旅游消費和文化娛樂消費。教育培訓消費主要來自子女的學雜費用和自身能力素質的培養(yǎng)費用。高收入家庭退休以后教育培訓費用明顯減少，主要原因是，退休后的樣本家庭子女年齡普遍已30歲以上，這一年齡段的子女基本不再需要學雜費，而退休前的樣本在50～60歲，他們的子女很可能還在上學。低收入家庭退休前后教育培訓消費變化不顯著，主要原因與高收入者正相反，他們更早生育，50～60歲時其子女或許已經工作，不再需要支付學雜費，因此前后變化不大。退休對高收入和低收入家庭的旅游消費和文化娛樂消費影響均不顯著，說明各自的旅游消費和文化娛樂消費在退休前后變化不大。

4 結論

本文基于2011年和2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數據，利用模糊斷點回歸方法就我國城鎮(zhèn)家庭是否存在“退休消費困境”這一問題進行了研究。主要結論如下：

（1）我國城鎮(zhèn)家庭整體上不存在“退休消費困境”，但消費結構發(fā)生了變化，工作相關消費減少、教育培訓消費減少、與健康相關的消費增加，其他日常支出沒有顯著變化。即城鎮(zhèn)家庭的消費結構總體有所調整，但并沒有降低生活水平。

（2）低收入家庭對工作狀態(tài)的變化更加敏感。其中，衣著支出、交通通訊支出、美容支出比高收入家庭降低的都更為明顯。

（3）高收入家庭的消費結構退休后有所變化，但與低收入家庭不同，優(yōu)越的家庭條件保證其各項支出不受資金約束，甚至有了充足的閑暇時間以后，外出就餐消費有增加的傾向。

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