退休对老年人婚姻满意度的影响研究

杨华磊,程思梦,陶一汶

(中南财经政法大学 公共管理学院,湖北 武汉 430073)

和谐稳定的婚姻关系可以改善老年人的身心健康状况。Guner 等发现,已婚人士更有可能保持健康行为,婚姻在个体老年时更有可能产生保护作用[1]。婚姻中夫妻双方可以相互沟通理解、相互提供情感支持、缓解孤独。Lim和 Raymo发现合理的家庭分工可以减轻生活压力对婚姻的负面影响[2]。Lawrenc等发现,已婚人士比从未结婚、离婚或丧偶的人更健康,寿命更长[3]。退休是生命的重要转折点,人们由工作状态过渡到非工作状态,闲暇时间增多,此时本该享受晚年生活,但根据第七次全国人口普查数据,我国老年人的离婚率跟30年前相比翻了一番。Brown和Lin追溯了自1970年以来美国50岁及以上成年人的婚姻情况,发现美国36%的离婚成年人年龄在50岁或以上,65岁及以上的成年人离婚率呈现上升趋势[4]。Wrigh和Brown称与上一代人相比,如今老年人的婚姻出现了更多不稳定性[5]。这些引发了关于老年群体如何安度晚年的探讨。

学者们研究了退休的诸多方面,如退休对身心健康、生活方式、家庭消费、医疗服务利用等方面的影响。相对于这些研究问题,学界对退休与婚姻满意度关系的研究并不广泛深入。部分学者按照研究对象的特征做了分类研究。如Lee根据妻子就业状态分析丈夫退休对妻子婚姻满意度的影响,发现丈夫退休后继续工作的妻子对婚姻的满意度明显较低;然而,如果丈夫退休时妻子已退休,他们的婚姻满意度就接近总平均水平了[6]。Bertoni和Zang的研究也得到类似的结论[7-8]。Myers就工作特点对退休和婚姻质量的关系进行研究,他认为,社会地位低、工作不愉快的人退休后压力骤减,其婚姻关系会得到改善,而社会地位高、有成就的人退休后失去声望和地位,婚姻关系会受损[9]。Stancanelli就家庭环境特点对法国离婚率展开调查发现,在农民家庭中长大的男女,离婚率明显偏高,退休后几乎翻倍[10]。

综上所述,第一,当前关于中国夫妻退休对婚姻满意度的影响研究未成系统,尤其是针对不同性别的对比研究较少;第二,现有文献关于退休对婚姻满意度的影响研究相对缺乏,且忽略了退休的伴侣效应;第三,学者们并未就退休影响婚姻满意度的原因做理论分析。因此,本文运用模糊断点回归方法,研究退休是否会对婚姻满意度产生影响,如果有,这种影响是否有性别差异,以及退休是怎样对婚姻满意度产生影响的。

一、理论分析

首先,婚姻作为一种人际交往方式,会给个体带来奖赏,即令人高兴的经历或物品,如爱人可以提供情感支持和经验分享;其次,婚姻关系也会带来一些负面影响,即具有惩罚性的、令人不悦的经历,如金钱支出、身体健康受损或心理负担,等等。婚姻关系带来的奖赏和代价之差就是婚姻的结果,即夫妻其中一方综合得到的净收益。

结果=奖赏-代价

显而易见,如果婚姻带来的奖赏大于代价,则结果为正,但正值并不一定是最佳结果。相互依赖理论认为,结果的正负并不重要,重要的是个体对婚姻关系的期望收益。假如个体从婚姻关系中获得的结果超过了期望收益,个体就会对此段婚姻关系满意,而婚姻满意度则取决于获取结果超出期望收益的程度,超出期望收益越多,婚姻满意度越高。由此可知,婚姻满意度并不取决于结果的绝对水平,而是结果和期望的差值。

满意度=结果-期望收益

那么,退休为什么会对婚姻满意度产生影响? Kraney和Bradbury提出了不稳定婚姻的一般模型,强调了三个导致婚姻破裂的因素:脆弱、应激和适应,并最终形成一个理论模型:婚姻的“脆弱—应激—适应”模型(见图1)[11]。此理论模型认为,婚姻满意度取决于我们是谁(脆弱)、我们遭遇的环境(应激)和我们应对环境的方式(适应)三者的相互作用。本文所涉及的应激事件为退休。对于老年人来说,退休使他们告别朝夕相处的同事,离开熟悉的工作环境和社交圈,由工作状态切换到非工作状态,生活模式和节奏的转变会带来一系列问题,如财务水平骤降、社交频率降低、家庭分工不均等。老年人如果可以成功适应这些变化,便可以改善婚姻满意度,反之,就会引起婚姻满意度的下降。每个老年人成功适应退休事件的能力影响了其婚姻满意度,婚姻满意度反过来也会影响其自身的适应能力。

图1 婚姻的“脆弱—应激—适应”模型

退休对老年人婚姻满意度的影响是否存在性别差异呢?本文认为这与男女两性在资源控制方面的差异有关。一方面,在大多数婚姻关系中,处于优势地位的往往是男性,男性的工资普遍高于女性,男女同工不同酬的现象普遍存在。在企业招聘、培训和晋升时,男性更有可能掌握更多的权利和资源,而女性则由于生育等原因可能会处于不利地位。另一方面,社会规范支持并维持男性的支配地位,受传统父权制的影响,世界范围内普遍存在性别刻板印象,认为男性比女性更具有创新精神、进取精神、决断力和领导力。所以我们认为,退休对婚姻满意度的影响应当是存在性别差异的。

二、数据、变量与研究方法

(一)数据来源

本文使用的数据为中国健康与养老追踪调查(CHARLS)2015和2018年两期数据,调查对象是中国家庭中45岁及以上的中老年人,调查覆盖了全国150个县、区的450个村、居,共有10 257 户家庭的17 708人,总体上能代表中国中老年人群。采取CHARLS数据作为研究数据主要有以下几方面原因:(1)CHARLS是一个专业化的纵向数据,每期数据均涵盖个人基本信息、家庭信息、健康状况和功能、医疗与健康保险、退休和养老金、收入支出与资产六大模块的内容,与研究问题适配度最高;(2)调查对象年龄均在45岁及以上,能够满足本文对研究对象年龄的要求;(3)该调查过程科学规范,数据质量较高,可以保证研究结论的可靠性。

在数据处理上,主要借鉴封进的筛选方法,将那些已经退休的、未退休但是参加了城镇职工养老保险的和预计将来能领取养老金的个体作为受退休制度影响的样本[12]。将样本年龄限制在退休前后十年,即男性在50～70岁之间,女性在45～65岁之间。同时,本文的研究对象只包括所有已婚样本,去掉了分居、离婚、丧偶、从未结婚和未婚同居的样本,将样本分为已婚同居和已婚分居两种情况。在删除数据缺失样本后,最后总计获得男性样本1 817个,女性样本1 211个。

(二)变量及描述性统计

1.被解释变量

本文被解释变量为婚姻满意度。调查问题为“您对您的婚姻满意吗?也就是说您对您和您配偶的关系满意吗?”。根据满意度高低重新赋值,将“一点也不满意”“不太满意”“比较满意”“非常满意”和“极其满意”分别赋值1、2、3、4和5。

2.解释变量

本文核心解释变量为是否退休。参考董夏燕和臧文斌的研究,通过是否办理了退休手续判断退休行为[13]。为了提高结果的准确性,排除了内退的情况。如果办理了退休手续,即认为该样本退休,取值为1,否则取值为0。

3.前定变量

本文选取户口类型、学历水平、自评健康状况、有无孙辈、孩子数量这五个变量作为前定变量。将农业户口和非农业户口分别赋值0和1;将未受过教育赋值为1,未读完小学赋值为2,小学毕业、初中毕业、高中毕业、中专毕业、大专毕业、本科毕业、硕士毕业、博士毕业分别赋值为3～10;健康状况从很不好到很好分别赋值1～5;有孙辈赋值为1,没有孙辈赋值为0;孩子数量是一个连续变量,从0开始取值。

4.机制变量

本文的机制变量包括家庭经济、社会支持和健康状况。家庭经济包含食物支出和旅行支出;社会支持包含串门频率、有无参与社团活动和有无锻炼身体。串门频率采取问题“您过去一个月隔多长时间会串门、跟朋友交往?”考察,将“不经常”“每周”和“每天”分别赋值1、2、3,有无参与社团活动采取问题“您过去一个月是否参加了社团活动?”考察,有无锻炼身体采取问题“您过去一个月是否有跳广场舞/健身/练气功等?”考察。健康状况包含有无血脂异常以及认知功能得分。各变量的描述性统计结果详见表1。

表1 描述性统计结果

(三)研究方法

在研究退休影响婚姻满意度的过程中,一方面,退休决策很可能会受到婚姻质量的影响,存在反向因果关系;另一方面,风险偏好、预期寿命等无法观测的影响因素,也会对退休行为和婚姻满意度有所影响,因此可能存在遗漏变量的问题。

为了解决这些内生性问题,参考雷晓燕的研究方法,将强制退休年龄作为工具变量进行断点回归分析[14]。本研究断点回归的基本思路是:在没有退休政策规定时,年龄对于退休率的影响在断点处应该是连续的,但是受到退休政策限制,个体到达法定退休年龄时就会退休,是否到达法定退休年龄为处理变量,处理变量的跳跃导致结果变量的跳跃,就是退休政策带来的结果。断点回归包括精确断点和模糊断点两种,精确断点是指个体在断点前后的处理概率直接从0变到1,模糊断点是指概率从a到b,其中0

图2 男性年龄与退休概率

图3 女性年龄与退休概率

参考Hahn等的研究[15],将退休影响婚姻满意度的局部平均处理效应(Local Average Treatment Effect,LATE)设定如下:

(1)

其中Xi为样本年龄与断点60岁(或50岁)之间的距离,即受访者年龄减去60(或50),结果变量Yi是个人的婚姻满意度,处理变量Di定义是否退休,Di=1表示发生了退休行为,否则Di=0。式(1)的分母为处理变量的期望在断点处发生的“跳跃”,分子是结果变量的期望在断点处发生的“跳跃”。虽然非参数估计与参数估计在数值上是等价的,但是参数估计对断点较远处的观测值赋予了较大权重,可能使结果出现较大偏差[16-18],所以本文主要采取非参数估计。

三、基本回归结果

(一)模糊断点回归结果

基于前文的内生性讨论,应用“是否到达法定退休年龄”作为“是否退休”的工具变量,用模糊断点回归进行非参数估计。参考Calonico的研究,模糊断点非参数估计结果使用stata安装包中的“rdrobust”命令进行[19]。运行可以生成三种估计值:Conventional是使用传统方差的常规估计,Bias-corrected是使用传统方差进行偏差校正的估计,Robust是使用稳健方差进行偏差校正的估计,这是三个不同的程序。模糊断点回归结果详见表2。

表2 模糊断点回归结果

由表2可以看出,在控制了其他变量和年份效应后,使用最优带宽进行非参数估计,得出估计结果为:男性退休后,自身的婚姻满意度提升1.259,这说明退休对男性的婚姻满意度具有正向影响;但对女性来说,退休将导致其婚姻满意度下降1.206,这说明退休对女性的婚姻满意度具有负向影响。退休对婚姻满意度的影响存在显著的男女差异,这一结论与以往的研究结论不同。

存在这样的性别差异是诸多因素共同导致的结果。首先是家庭收入。Bertrand发现在一个家庭中,如果妻子收入高于丈夫,双方的婚姻满意度都较低,离婚概率上升[20]。退休会导致家庭相对收入发生变化,该变化会改变双方的婚姻满意度。其次是健康水平。退休与健康水平的关系是一个经典的研究问题。Behncke利用英国ELSA数据研究得出,退休将导致个体患心血管疾病和癌症的风险显著增加[21]。Tracy认为退休后个体的健康问题会导致婚姻关系紧张[22]。再次是社会支持。退休后,个体从紧张的工作环境中释放出来,从工作状态到非工作状态时社会支持水平发生变化。叶金珍的研究表明退休显著促进了社交活动[23]。但是,董夏燕和臧文斌基于CHARLS数据,研究得到退休对社交活动数量和频率均有显著负向影响的结论[13]。总而言之,退休会增强或削弱个体与家人、朋友的互动频率,从而影响婚姻满意度。最后是家庭分工。退休后,夫妻双方的家庭分工可能会发生改变。如Stancanelli以法国数据研究发现,女性伴侣退休大大减少了男性的家务劳动时间,而男性伴侣退休对女性家务劳动时间的影响则不显著[24]。李锐和熊晓涵研究指出,个体退休后会提升其对家务劳动的贡献程度。因此,退休后家庭分工的改变与婚姻满意度密切相关[25]。

(二)异质性分析

就户籍类型、学历水平、自评健康状况、有无孙辈、孩子数量进行分样本回归。从户籍类型和学历水平来看,非农业户口、学历水平高的男性退休后婚姻满意度明显上升。如表3所示,非农业户口的男性退休后,其婚姻满意度提升1.454;高中及以上的男性退休后,婚姻满意度提升2.315。但不同户籍类型或不同学历水平的女性在退休后的婚姻满意度变化均不显著。

表3 异质性分析

续表3

从自评健康状况来看,健康水平较高的男性退休后婚姻满意度显著提升,这可能是因为身体状况较好的男性免受疾病困扰,心态更加积极;而健康水平较高的女性退休后婚姻满意度降低,这可能是因为健康的女性在退休后承担了更多的家务劳动,家庭分工不均导致其婚姻满意度下降。

从有无孙辈和孩子数量来看,子女数量较少和没有孙辈的男性,在退休后不用花精力照顾小孩,能更好地享受晚年生活,这类男性退休后婚姻满意度显著提升;对于拥有较少子女数量和没有孙辈的女性来说,退休并不一定是好事情,这类女性在退休后婚姻满意度下降尤为明显,可能是女性需要更多的情感支持,退休后离开工作岗位,社会支持减少,在家庭中又缺少代际支持和情感慰藉,婚姻满意度就会降低。

(三)机制分析

退休对婚姻满意度的影响机制涉及家庭经济、社会支持、健康状况等方面。

家庭经济。家庭收入包含诸多种类,缺失值也较多,故参考Zang的研究设计,通过支出变动反映家庭经济变化[8]。一个家庭的食物支出是家庭经济水平的直接体现,恩格尔系数也用食物支出在家庭支出中的占比来说明家庭的富裕状况。根据马斯洛需求层次理论,只有满足了低层次的需求,人们才会追求更高层次的精神满足,旅游支出作为一种自我实现开支,也可以反映家庭经济情况。模糊断点回归结果显示,不论男女,在退休后,其家庭食物支出均开始减少,女性退休后的旅游支出显著减少,退休对男性的旅游支出影响不显著。高质量的婚姻离不开物质保障,Becker在婚姻经济学中讲述婚姻本质上是人们为了降低交易费用且实现效用最大化的一种组合形式[26]。退休使个体收入减少,家庭经济水平随之下降,当夫妻双方有任何一方感受到边际收益与边际成本不等时,就会出现婚姻危机。故本文认为家庭经济状况变差会使婚姻满意度下降。

社会支持。社会支持和婚姻满意度的正向关系得到学者陈满琪等人的广泛支持[27]。男性在退休后有更多的自由时间,会积极与朋友、邻里互动,参加各种社团活动,这些经历为他们提供了情感支持和社交体验。但女性在退休后会更多地关注家庭,锻炼身体和参加社团活动的概率显著降低,这可能与她们退休后承担了更多的家务劳动有关。如Stancanelli以法国数据研究发现,女性退休大大减少了男性的家务劳动时间,而男性退休对女性家务劳动时间的影响则不显著[24]。

健康状况。机制分析发现,男性退休后的患病情况有所好转,如慢性疾病之一血脂异常,男性退休后的血脂异常概率降低38%。而女性在退休后,认知功能的延时记忆得分显著下降近2分,表明认知功能衰退,身体状况变差。Booth和Johnson研究表明,健康水平下降会对婚姻质量产生不利影响[28]。由此我们认为退休后男女的不同健康状况是退休使婚姻满意度出现性别差异的原因之一。机制分析回归结果见表4。

表4 影响机制分析

(四)伴侣效应

前文已证实男性退休后婚姻满意度上升,女性退休后婚姻满意度下降,属于个体退休后对自身婚姻状况的感受。然而Manski认为夫妻双方并不能完全作为单独的个体存在,对方的行为也会对个体婚姻满意度造成影响[29]。如果不考虑家庭其他成员的退休行为,总的退休效应将被低估。夫妻关系作为亲密关系中最重要的一部分,配偶的退休行为会对个体的婚姻满意度造成什么影响呢?

陈嫣然和秦雪征使用CHARLS数据研究发现,夫妻年龄差距会影响婚姻满意度和婚姻稳定性[30];雷晓燕等通过探究不同婚姻市场匹配模式对生活满意度影响的差异发现,家庭背景差异会对婚姻满意度产生影响[31]。为了排除年龄和家庭背景对婚姻满意度的影响,将夫妻的年龄差和学历差作为控制变量;为了排除共同退休的影响,将自身退休也作为控制变量。由此得到的伴侣效应分析结果见表5。回归结果显示,妻子退休后丈夫的婚姻满意度显著提升1.313,而丈夫退休对妻子的婚姻满意度没有显著影响。

表5 婚姻满意度伴侣效应分析结果

四、稳健性检验

(一)前提假设检验

1.前定变量的连续性检验

模糊断点回归存在两个基本前提假设,前定变量的连续性和分组变量的平滑性。前者是为了保证将处理效应全部归功于处理变量的影响,后者是排除内生分组带来的影响,也就是样本事先知道分组规则,可以自己选择是否进入处理组,这样的内生分组将导致断点回归失去统计意义。因此,前定变量的连续性检验能够较好地检验结果的稳健性,检验结果见表6。

表6 前定变量的连续性检验结果

本研究的样本数据为模糊断点回归法的有效性提供了保证。首先,由于CHARLS数据中没有关于年龄的直接问题,是通过采访年份减去受访者的出生年份,算出受访者的年龄,因而不存在个体操纵驱动变量(年龄)的情况。其次,由表6可知,其他影响结果变量的因素在断点处均不存在跳跃,即本文前定变量均满足连续性检验。

2.分组变量的平滑性检验

本文采取Mccrary提出的方法对分组变量在断点处的平滑性进行检验[32]。通过计算年龄密度函数在标准化年龄为0处,即年龄为60岁时的左右极限对数的差值和标准误,检验年龄密度函数在标准化年龄为0处是否连续。结果显示,男性样本高度差值为0.030,标准误为0.154,t值为0.196,在10%的检验水平下不显著;女性样本高度差值为0.186,标准误为0.225,t值为0.823,同样不显著。从图4、图5可以看出,断点两侧密度函数估计值的置信区间有很大部分重叠,表明断点两侧的密度函数不存在显著差别,即不存在内生分组问题。

图4 男性样本

图5 女性样本

(二)安慰剂检验

安慰剂检验是一种反事实检验工具,可用来检验政策实施效果。核心思想是通过虚构处理组或虚构政策实施时间进行估计,如果估计结果依然显著,那么之前的估计结果很有可能出现了偏误。断点回归估计难以克服无法观测变量和随时间改变因素对估计结果的影响,因此本文选择虚构政策实施时间的方式进行安慰剂检验。对于男性样本,将55岁和65岁作为虚构年龄断点,对于女性样本,将53岁和60岁作为虚构年龄断点,检验结果如表7所示。可以看出,将断点年龄更改之后,无论男性样本还是女性样本,退休对婚姻满意度的影响系数都不再具有统计学意义上的显著性,即估计结果通过了安慰剂检验,这说明前文回归结果具有可靠性。

表7 安慰剂检验结果

五、结论与建议

本文基于2015和2018年CHARLS数据,借助模糊断点非参数估计,考察了退休对婚姻满意度影响的性别差异和影响机制,同时对配偶退休的伴侣效应进行探讨。研究显示:(1)退休的确会影响婚姻满意度,且具有明显的性别异质性,具体来说,男性退休后婚姻满意度上升,女性退休后婚姻满意度下降。(2)异质性分析结果表明,对于男性来说,拥有城市户籍、高中及以上学历的男性退休后的婚姻满意度上升更多,女性则不显著;健康水平较高的男性退休后婚姻满意度显著提升,健康水平较高的女性退休后婚姻满意度降低;拥有较少的子女数量和没有孙辈的男性退休后婚姻满意度显著提升,同样特征的女性群体在退休后婚姻满意度下降尤为明显。(3)机制分析显示,无论男女,退休后其家庭经济水平均开始下降,这会对婚姻满意度产生负面影响,但退休对婚姻满意度的影响出现性别差异主要还是因为男女在社会支持和健康状况方面存在的差异。(4)配偶退休对婚姻满意度的影响也存在性别差异,妻子退休后丈夫的婚姻满意度显著提升,而丈夫退休对妻子的婚姻满意度没有显著影响,这与文章主回归结果类似,即男性退休后在婚姻中获得了更多红利。

在当前“银发离婚”现象普遍的社会背景下,本研究结论可以为提高老年人婚姻满意度提供有益启示。第一,可以适当延迟女性法定退休年龄,对于已经退休的女性,政府也可以鼓励她们再就业,社区要为退休女性组织更多活动,帮助退休女性社交,尽量降低退休对女性婚姻关系的负面影响。第二,完善生育政策的过程中,可以宣传子女对女性晚年情感支持的重要性。本文异质性分析表明,育有两个及以上子女的退休女性,可以获得更多的代际支持,退休对他们的婚姻不会产生过多负面影响。第三,提升养老保障和服务水平,包括提高养老金待遇、丰富老年人活动、加强老年人健康监测等,以缓解个体退休后家庭经济水平下降、社会支持不足以及健康状况变差的压力,避免这些因素诱发个体对婚姻的不满。第四,家庭内部要构建积极平等的相处模式,夫妻双方要加强沟通、相互包容、相互理解,丈夫应该更加主动地承担家务劳动,帮助妻子分担生活压力。