中国城镇家庭退休消费困境的统计检验

田青，王楠

（东北财经大学管理科学与工程学院，辽宁大连116025）

0 引言

近年来，我国内需不足，尤其是居民消费需求不足，居民消费倾向下降。在消费不足的同时，人口老龄化现象日益严重，老龄人口在我国人口结构中的比重逐渐提高。我国已经进入老龄化社会，然而与发达国家相比，我国对老年群体消费的关注度仍然不够。

按照生命周期假说，理性消费者在青年时期倾向于将绝大部分收入用于消费，甚至举债消费；中年以后收入增加，会偿付青年时期的负债并为老年阶段进行储蓄；进入老年以后收入下降，将动用储蓄平滑消费。即消费者会平滑其终生消费，减少消费波动，以实现消费效用的最大化。然而上世纪末英美学者在对生命周期理论的扩展研究中发现，消费者在经历退休后，其家庭消费会有非连续性的显著下降，这种现象与生命周期理论相悖，被称为“退休消费困境”。与国外不同，我国采取强制退休制度，那么，在我国是否存在“退休消费困境”现象呢？

发达国家关于退休消费困境是否存在尚无定论，但家庭财富少、健康状况差、教育程度低以及无退休预期的家庭更容易遭受退休的冲击；我国多数学者的研究则表明，我国并不存在“退休消费困境”，退休后家庭消费支出的下降主要源于与工作相关消费支出的减少，医疗消费支出在退休后有一定程度的提升，而其他消费在退休前后基本平稳。

在我国，家庭收入和家庭财富存在明显的不平等，且差距不断扩大，不同收入群体的消费观念、消费行为存在明显的不同。“退休消费困境”在不同收入群体之间是否会表现出不同的状况，之前的学者尚没有给出回答。本文在考察我国城镇居民是否存在“退休消费困境”的前提下，重点分析不同收入群体对待“退休”这一事件的表现，并进一步回答退休后，城镇家庭消费结构变化及其原因。

1 城镇家庭与退休相关的消费分析

1.1 样本选择

本文使用的数据来自CHARLS数据的2011年全国基线调查和2013年的追踪调查，覆盖了全国150个县，450个村。对2011年和2013年的数据根据居民个人编码进行匹配整合，去除整合时损失的样本及主要信息不完整的样本后共包含11445个家庭，32656个样本。再剔除农业从业人员和没有工作经历的个体，定义只包含正在受雇和已经退休个体的样本集为工作样本集，得到6277个家庭，共11774个样本，其中有62.4%的个体为城镇居民。按照我国现行退休制度，男性干部、工人年满60周岁，女干部年满55周岁，女工人年满50周岁，连续工龄或工作年限满10年可以办理退休手续。女性的退休年龄相较男性更为复杂，因此，本文仅针对工作样本集中的男性城镇居民展开研究。本文主要关注退休前后家庭消费的变动情况。这也就意味着，主要受访者的年龄需要处于以退休年龄为中间点的小范围之内。考虑到样本数量有限，故将年龄区间限定在50到70岁之间，符合条件的样本数量共计1778个。

1.2 退休前后家庭消费基本信息

退休是人生职业生涯的一个重要事件，对家庭的消费选择甚至生活方式选择都会产生重要影响。我国的退休制度是强制退休制度，除特别情况外，人们对自己的退休时间都有确切判断，并在退休前就会对退休以后的生活进行计划和安排。为了便于比较，本文选取退休年龄为中间点的数据进行分析。表1为退休前后两年样本数据显示的家庭状况。

表1 退休前后基本信息统计

表1显示，中国城镇家庭总体来看婚姻稳定，家庭人口3～4人，退休后家庭成员数目稍有减少；年龄较大者受教育程度偏低，多数受访者拥有小学以上学历。

在其他变量保持相对稳定的同时，退休率却随年龄的增加有着明显的变化。法定退休年龄60岁左右出现明显的断点，由59岁的32%跃升至61岁的73%，而60岁的退休率为62%。也即大部分家庭的男性户主在60岁退休，但也有提前退休和延迟退休的家庭。为了避免退休前后生活交叉重叠的考虑，本文研究剔除了年龄恰好等于60岁的样本。

本文主要研究不同收入群体退休前后的消费状态，因此把剩余的1685个样本按照家庭收入排序，分为低收入和高收入两组。其中，低收入组包含843个样本，高收入组包含842个样本，分组后家庭信息统计如表2所示。

表2 不同收入组基本信息统计

将表1和表2进行对比可知，家庭基本信息的年龄分布、婚姻状况变化不大，但是在划分收入组后，退休率、教育程度、家庭收入都有着明显不同。其中，高收入组平均退休率比低收入组高出约7个百分点，平均年收入是低收入组的4.2倍。导致收入不平等的部分原因在于教育水平的差异，根据表2，高收入群体的教育水平明显高于样本均值，更高于低收入群体。由于受教育程度高的群体通常会有更稳定的职业和更高的收入，而稳定的职业通常都会较为严格地执行60岁退休制度的安排，因而高收入组的退休率高于低收入组。

1.3 退休前后不同收入组家庭消费情况

通常来说，退休前后个人和家庭消费最大的差别可能是在外就餐、服装、交通等消费。此外，教育培训、旅游、文化娱乐消费也可能会有相应的变化。参照李宏彬等（2014）的分类，本文将家庭消费分为家庭日常消费、工作相关消费、健康相关消费和教育休闲消费四类，各消费项目下的细分子项目如图1所示。

图1 家庭消费分类

其中，在家食物消费包括购买食物和香烟酒水消费；其他日常消费包括房屋租金、水费电费、燃料费、雇佣费、日用品、取暖费、税费杂费、物业费及社会捐助费用；交通通讯消费包括邮电通讯和当地交通费。需要强调的是，由于“退休消费困境”是针对家庭非耐用品消费的研究，故家庭总消费中并不包含耐用品相关消费，因此本文直接将家庭总消费命名为“家庭非耐用品消费”。

表3分别统计了全部样本、低收入组和高收入组的各项消费支出及其占家庭非耐用品消费的比重，即消费结构。

由表3可以看出，高收入组各项消费支出的绝对量都明显高于低收入组，但消费结构表现有所不同。其中，高收入组日常消费比重远远低于低收入组（退休前低10%，退休后低8%）；高收入组健康相关消费的比重与低收入组差距不大（退休前持平，退休后高2%）；高收入组的工作相关消费和教育休闲消费明显高于低收入组。

表3 不同收入组家庭退休前后消费统计(单位：元/年)

2 退休对城镇家庭消费的影响分析

2.1 模型设定

从理论上来讲，因果关系需要随机实验进行检验，通过随机分组，比较实验组与控制组的平均处理效应。断点回归方法旨在考察当处理变量d完全由连续变量x是否超过某断点c所决定时，该处理变量d对结果变量y的影响。假定个体其他前定变量在统计上无差异，则可以将断点回归视为“局部随机实验”，故可以一致地估计断点周围的局部平均处理效应。如果造成局部平均处理效应变动，则其原因只可能是d在断点处对y的因果效应。

假设d造成的两种潜在结果分别为，则有：

故：

其中，条件期望函数E(y1-y0|x)是要估计的局部平均处理效应。对上式分别从c的左右两边取极限可得：

假设函数E(y0|x)与E(y1|x)在x=c处连续，则左极限等于右极限，也等于其函数值。因此，将两式相减可得：

断点回归分为精确断点回归和模糊断点回归两种。式（6）中，分母是个体在断点处得到处理的概率。在精确断点回归中，个体得到处理的概率从0跳跃到1；而在模糊断点回归中，个体得到处理的概率从a跳跃到b(0＜a＜b＜1)。

与国外鼓励和引导退休后继续工作的政策不同，我国沿用法定年龄强制退休制度，有更为清晰的断点，因此，“退休消费困境”问题适合使用断点回归模型。但强制退休并不是一刀切，从事某些特定工种或健康状况受限的成员可能提前退休，同时返聘也使得另一些成员继续留在其工作岗位。通过统计可以发现，获取的样本中，未达到60岁就退休的居民有19.61%，超过60岁仍未退休的有18.03%。也就是说，退休制度使得工作状态在法定年龄处发生变动，但不一定是由0直接到1的跳跃。因此，研究我国“退休消费困境”问题更适合采用模糊断点回归方法。

假定退休状态R对家庭消费Y产生影响。定义D为判断个体实际年龄是否达到法定退休年龄的适龄条件，当个体实际年龄大于退休年龄时，取值为1；否则，取值为0。

在模糊断点的情况下，存在影响处理变量的其他因素，导致处理变量与扰动项相关，无论样本容量多大，普通最小二乘法估计量将不会收敛到真实的总体参数，而工具变量恰好是解决内生性的主要方法。适龄条件D与退休状态R满足相关性条件；由于断点回归在法定退休年龄附近相当于局部随机实验，所以适龄条件D只通过退休状态R影响家庭消费Y，与扰动项不相关，满足外生性条件。因此，适龄条件D可以是退休状态R的有效工具变量。

工具变量法一般借由两阶段最小二乘方法实现，即需要通过两个阶段的回归来完成：第一阶段，用内生解释变量对工具变量回归，得到拟合值；第二阶段，用被解释变量对第一阶段回归的拟合值进行回归。

在此基础上，本文将模型设定为：

其中，i代表不同的样本个体，α和β为模型中变量的系数，ε和u为模型的扰动项，lnyi是家庭各项消费的对数，Ri是退休状态，Di是适龄条件，Si是个体实际年龄与法定退休年龄的年龄差f(si)与g(Si)为Si的高阶多项式（在模型中加入高阶多项式，是为防止造成遗漏变量偏差）。

2.2 模型估计

为了检验模型中工具变量对退休状态的解释程度，并通过控制模型中年龄差多项式来判断年龄差高阶多项式的阶次，首先需要进行第一阶段的回归。估计结果如表4所示。

表4 适龄条件对退休状态的影响

由表4可以看出，尽管列（1）至列（4）中模型对年龄差多项式的阶次进行了取舍，但是适龄条件对退休状态的估计系数相差无几，且都高度显著，证明适龄条件确实能够作为退休状态的工具变量。

参照赤池信息量准则（AIC），权衡模型的复杂度和拟合数据的优良性后，选择可以更好的解释数据且包含最少参数的模型，因此将年龄差高阶多项式的阶次确定为二阶。模型可以具体化为：本文重点关注退休状态对家庭消费的影响，根据具体化后的模型，现对第二阶段的主回归方程进行回归，回归结果见表5。

表5 退休对家庭各项消费的影响

表5的估计结果显示：

（1）退休在总体上未对我国城镇居民家庭非耐用品消费有影响。

（2）退休对城镇家庭日常消费支出（在家食物消费、家庭日常消费）影响不显著。

（3）退休对工作相关消费有显著影响，影响程度达48.7%（自然对数-66.8%）。工作相关消费主要有外出就餐消费、衣着消费和交通通讯消费三项，这几项消费在退休后分别下降-13.7%、-39.8%、-48.1%（自然对数分别为-14.7%、-50.8%、-65.5%），其中，交通通讯类消费下降幅度最大，衣着消费次之，外出就餐消费下降不显著。在中国，工作相关的外出就餐消费通常是公款，个人就餐支出的对象往往是联系相对紧密的朋友或同事，这种关系通常在退休后的一段时间内也会保持；而交通通信支出尤其是交通支出大幅降低是退休后必然减少的，衣着支出尤其是高档服装的需求减少是衣着消费减少的主要原因。

（4）退休之后，家庭健康相关消费显著增加，增加幅度达79.5%（自然对数58.5%），这一结论与雷晓燕、谭力、赵耀辉（2010）的研究结论一致。家庭健康主要包括医疗消费、保健消费和美容消费，这三项消费中，医疗消费、保健消费在退休后分别增加了106.7%、63.1%（自然对数分别为72.6%、48.9%），美容消费则减少了39.4%（自然对数-50.1%）。由于本文样本涵盖了退休前10年和退休后10年的城镇家庭，退休前和退休后年龄差较大，因此，可以认为退休后的家庭医疗消费和保健消费是由年龄原因造成的。家庭美容消费包括化妆品、美容护理及按摩的消费支出，退休后，家庭的化妆品、美容护理等项目不再成为必须，使得总体上家庭美容支出减少。

（5）退休之后，家庭教育休闲消费显著减少了约38.43%（自然对数为-48.5%）。其中，教育培训消费降低了40%（自然对数-51%），而家庭旅游消费倾向于增加、文化娱乐消费倾向于减少。通常来说，职场上更多的年轻人会花费闲暇时间和金钱去接受培训，提高竞争力，本文的估计结果显示，只要是在职职工（即使临近退休年龄）也会花费较多的资金接受教育培训，而退休后这部分支出会明显减少。

综上分析，本文认为我国城镇家庭总体上不存在“退休消费困境”，家庭成员退休后，家庭消费中与工作相关的消费支出减少，教育培训支出减少、健康消费增加，其他日常支出没有显著变化，即城镇家庭的消费结构总体有所调整，但并没有降低生活水平的迹象。

2.3 稳健性检验

断点回归方法的稳健性可以通过纳入其他解释变量得到检验。除退休状态、年龄差多项式和年份虚拟变量外，在模型中加入家庭收入、家庭资产、家庭规模、婚姻状况、教育程度后进行回归，得到结果如表6所示。

表6 模糊断点回归模型的稳定性检验

加入其他解释变量后，退休对于家庭各项消费支出的影响没有显著变化，可以证实断点回归方法的有效性。除此之外，表6还可以看出，家庭收入高、家庭资产多的家庭，其各类消费均明显提高，其中，家庭健康相关消费受影响程度相对较低。另外，家庭规模越大，家庭消费支出越高；有配偶的家庭会显著增加其日常生活开支和教育休闲消费；教育水平高的家庭消费，其工作相关消费和教育休闲消费更多。

3 退休对不同收入家庭消费变动情况的比较分析

不同收入家庭具有不同的消费倾向和消费结构，其消费观念和消费行为也会不同，本文利用模糊断点回归模型，进一步研究“退休”对不同收入家庭消费的影响。估计结果见表7。

表7 “退休”对不同收入家庭消费支出的影响对比

由估计结果表7可知，“退休”对低收入和高收入家庭非耐用品消费支出的影响总体都不显著，但从数据上看，低收入家庭的消费支出对“退休”更为敏感。

根据模型估计结果，本文具体分析如下：

（1）高收入、低收入家庭的日常消费都不受退休的影响

“退休”对高收入和低收入家庭的日常消费影响都不显著，但从估计结果看，低收入家庭的日常消费支出比退休前可能会有所减少，高收入家庭则相反。高收入家庭退休后有了更多的休闲时间，可以增加在外就餐的机会，在家食物消费有减少倾向和可能。而低收入家庭退休后有了更多的休闲时间，可以避免不必要的外出就餐，从而增加了在家食物消费的可能。总体上低收入和高收入家庭的在家食物消费变化不大，可以认为退休对中国城镇家庭的饮食结构和营养状况基本没有影响。

（2）退休后高收入、低收入家庭都明显降低了工作相关消费

工作相关消费包括外出就餐消费、衣着消费、交通通信消费。外出就餐主要指与工作相关的外出就餐，这部分支出主要由雇主而非个人支出，因此，无论高收入还是低收入，这部分支出在退休前后没有明显变化。

低收入家庭的衣着支出和交通通讯支出比高收入家庭降低的都更为明显。其中衣着支出低收入家庭降低了44.84%，高收入家庭降低34.75%；交通通讯支出低收入家庭降低52.62%、高收入家庭降低45.01%。本文认为有两个方面的原因：①低收入家庭退休后更注重节俭，以满足基本消费需求为主；②高收入家庭在退休后仍会参加一些社交活动，需要服装及交通等消费，此外，高收入家庭倾向于拥有家用汽车等耐用消费品，这类商品在退休后保养、汽油等额外支出并不一定减少。

（3）退休后高收入家庭的健康相关消费比低收入家庭增加更为明显

健康消费中的医疗消费在退休后的高收入和低收入家庭中都明显增加，这与年龄有关。此外，高收入家庭的医疗消费增加幅度达114.3%，比低收入家庭的增幅78.2%高出36%。雷晓燕、谭力、赵耀辉（2010）认为，自愿退休（包括提前退休）对男性的健康没有影响，强制退休会使一部分人产生心里不适甚至影响健康。本文的全部样本中，非强制退休的人数占整体的19.53%；在低收入组中，这一比例则高达24.44%。结合雷晓燕等人的结论，高收入家庭强制退休的比例更高，有可能健康受影响的比例高，其医疗支出也更高的缘故。

高收入家庭的保健消费和美容相关消费在退休后没有发生明显变化，主要原因是这类家庭的消费基本不受收入约束，退休后的消费结构调整主要考虑需求因素。低收入家庭的保健消费明显增加，本文认为仍是年龄导致的身体健康不如退休前，这是必须支出的消费或可称为被迫消费；低收入家庭的美容相关消费退休后急剧减少，一方面由于退休后美容消费不是必须，另一方面低收入家庭在退休后明显受到收入约束，必须调整消费结构才能达到不影响生活水平的目的。

（4）退休后高收入家庭的教育休闲消费明显减少

教育休闲消费包括教育培训消费、家庭旅游消费和文化娱乐消费。教育培训消费主要来自子女的学杂费用和自身能力素质的培养费用。高收入家庭退休以后教育培训费用明显减少，主要原因是，退休后的样本家庭子女年龄普遍已30岁以上，这一年龄段的子女基本不再需要学杂费，而退休前的样本在50～60岁，他们的子女很可能还在上学。低收入家庭退休前后教育培训消费变化不显著，主要原因与高收入者正相反，他们更早生育，50～60岁时其子女或许已经工作，不再需要支付学杂费，因此前后变化不大。退休对高收入和低收入家庭的旅游消费和文化娱乐消费影响均不显著，说明各自的旅游消费和文化娱乐消费在退休前后变化不大。

4 结论

本文基于2011年和2013年中国健康与养老追踪调查数据，利用模糊断点回归方法就我国城镇家庭是否存在“退休消费困境”这一问题进行了研究。主要结论如下：

（1）我国城镇家庭整体上不存在“退休消费困境”，但消费结构发生了变化，工作相关消费减少、教育培训消费减少、与健康相关的消费增加，其他日常支出没有显著变化。即城镇家庭的消费结构总体有所调整，但并没有降低生活水平。

（2）低收入家庭对工作状态的变化更加敏感。其中，衣着支出、交通通讯支出、美容支出比高收入家庭降低的都更为明显。

（3）高收入家庭的消费结构退休后有所变化，但与低收入家庭不同，优越的家庭条件保证其各项支出不受资金约束，甚至有了充足的闲暇时间以后，外出就餐消费有增加的倾向。

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