夫妻延遲退休意愿的社會互動效應研究

熊曉涵,李 林

1.武漢紡織大學 經濟學院，湖北 武漢 430200；2.武漢大學 政治與公共管理學院，湖北 武漢 430072

一、研究背景

當前,中國已經成為老年人口數量最多、增速最快的國家,現行法定退休年齡已無法適應中國經濟社會發展需要。對此,《“十四五”國家老齡事業發展和養老服務體系規劃》明確提出“實施漸進式延遲法定退休年齡”。該政策不僅能夠緩解老齡化帶來的勞動力短缺、養老金虧空等問題,而且有助于減輕家庭及社會的養老負擔。然而,延遲退休屬于重大社會政策,關涉億萬勞動者的切身利益,其改革方案屢次被提及但卻一直未能正式實施。據此,必須充分了解民眾關于延遲退休的意愿和訴求,為政策制定提供參考,為政策實施營造良好氛圍。

現有文獻大多立足于個體,從不同視角探究了勞動者延遲退休意愿的影響因素。已有研究結論認為影響因素主要包括養老金計發辦法、個人特征、工作特征以及家庭因素。養老金計發辦法方面,學者們主要運用期權價值[1]和峰值價值[2]兩類模型來判斷養老金計發辦法是否對勞動者延遲退休具有激勵作用[3-5]。個人特征方面,以往研究主要關注性別、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現預期壽命是延遲退休意愿的重要影響因素[6]。工作特征方面,有研究認為工作單位性質對延遲退休意愿沒有顯著影響[7],崗位性質和工作滿意度等因素對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論,如王竹和陳鵬軍認為行政機關、政府部門工作人員愿意延遲退休,工作壓力越大、對工作環境與福利待遇越不滿意的人群越不愿意延遲退休[9]。吳翌琳等還發現薪資發放方式對延遲退休意愿具有重要影響[10]。家庭因素方面,學者們主要關注家庭生育數量、隔代照料情況對延遲退休的影響。如Hank和Korbmacher利用13個歐洲國家相關數據進行研究,發現養育更多子女的男性會推遲退休[11]。何圓和王伊攀采用生存分析方法研究得出隔代照料會使個體提前退休的結論[12]。鄒紅等利用工具變量法進行研究,也發現隔代照料會增加中老年人提前退休的概率[13]。

勞動者總處于一定的社會關系中,其各項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互動效應[14]。在社會關系中,夫妻關系最親密。夫妻共同分享家庭收入、居住空間等家庭內部資源,分擔不同的家庭事務、承擔相應的家庭角色。因此,勞動者是否選擇延遲退休需要綜合考慮家庭內部的各項因素,包括配偶的延遲退休意愿。

有學者考察了夫妻退休行為的相互影響,并將其稱為“聯合退休”。如Becker率先展開了理論分析[15],他將家庭作為決策單位,假設家庭擁有一個共有的效用函數及預算約束,夫妻雙方在此基礎上做出退休決策。Chiappori對效用函數做出改進,認為夫妻雙方擁有獨立偏好,并賦予雙方不同權重,將兩者相加得到家庭效用函數,從而構建了集體家庭模型[16-17]。以上兩種分析框架均為夫妻聯合退休研究奠定了理論基礎[18]。實證研究中,夫妻聯合退休行為得到證實。如Stancanelli研究發現,無論男女,配偶的退休行為會減少另一方在職的概率和勞動時間[19]。Bloemen等研究發現丈夫退休會使妻子的退休概率增加24.6%[20]。Banks等運用雙重差分法,發現妻子退休后英國男性退休概率比對照組美國男性高出14%～20%[21]。目前國內僅有兩篇文獻探討了夫妻退休決策的相互影響。張正東等利用模糊斷點回歸方法研究女性退休行為對配偶勞動供給的影響,認為妻子退休會使丈夫退休的概率提高11.6%,勞動參與率降低15.5%[22]。錢嫣虹和李心愉也發現夫妻退休決策間具有顯著的正相關關系[23]。

然而,現有文獻尚未系統回答以下問題:夫妻延遲退休意愿之間是否存在社會互動效應?這種社會互動效應在不同特征群體之間又是否存在異質性?對此,本文試圖基于社會互動理論提出研究假設,構建聯立方程組并利用中國健康與養老追蹤調查2018年數據展開實證檢驗。本研究對于分析勞動者延遲退休意愿,以及推動延遲退休方案順利實施具有一定意義。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研究應從個體擴展到夫妻雙方,并關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,作為一項重大公共政策,延遲退休年齡暫時難令所有勞動者接受,但如果部分群體可以先接受該政策,然后通過社會互動效應產生的社會乘數效應讓更多人接受,那么延遲退休政策頒布實施的阻力將會減小,從而消減集體理性與個體理性的沖突。

二、理論分析框架及研究假說

依據社會互動理論,社會互動效應通過三個渠道實現:偏好互動、期望互動和約束互動[24]。偏好互動是指其他人的選擇直接影響個體對選擇集合中選項的偏好排序。期望互動是指個體根據其他行為人的選擇調整預期,從而影響個體選擇。約束互動是指選擇集合的相互依賴性導致的互動效應。據此,夫妻之間延遲退休意愿的社會互動效應可能存在兩種形成機制:一是個體參考配偶的延遲退休意愿,從而產生自身的延遲退休意愿;二是夫妻雙方相互溝通和協商,最終達成一致的延遲退休意愿。

考慮在一個有夫妻二人的家庭中,個體i擁有一組特征(Xi,εi),其中Xi是可觀測的個體特征,εi是不可觀測的個體特征。同理,配偶j也擁有一組特征(Xj,εj)。在經典的模型中,通常假定個體i效用水平取決于自身的延遲退休意愿yi、個體特征Xi和不可觀測的特征εi。但是,考慮到個體延遲退休意愿yi會受配偶延遲退休意愿yj的影響,本文借鑒Blume等[25]構建的社會規范形式的社會互動模型,將個體效用函數Ui拓展為兩個主要組成部分:一是由個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的社會效用si。具體表示如下:

(1)

為了體現個體延遲退休意愿的邊際效用與個體特征相關,也與配偶延遲退休意愿相關,且配偶延遲退休意愿對其產生的效用遵循邊際效用遞減規律,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規范模型的設置[25],本文將社會效用的具體形式表示為:

(3)

式(3)等號右邊表示個體延遲退休意愿與配偶延遲退休意愿之間的差異。本文假設個體希望與配偶的延遲退休意愿保持一致,因此,假設φ>0。這就意味著個體延遲退休意愿與配偶延遲退休意愿之間的差異會帶來個體社會效用的損失。平方項的設置是為了滿足邊際效用遞減規律。

結合式(2)和式(3),個體效用函數可由式(1)改寫為式(4):

(4)

對式(4)進行一階求導,可以得到個體延遲退休意愿的最優解:

令

(5)

則

(6)

式(6)表明個體延遲退休意愿不僅取決于個體特征(Xi,εi),還受配偶延遲退休意愿(yj)和特征(Xj)的影響。根據Manski[26]的定義,(1)Manski嚴格定義了社會互動效應并將其區分為三類:一是內生互動效應(Endogenous Effect):個體行為與所在群體的行為相互影響,個體行為既受群體行為影響,同時反過來塑造了所在群體的整體行為;二是外生互動效應(Exogenous Effect),即所在群體具備某些外生于每個個體的經濟社會特征,這些特征單向影響著個體行為;三是關聯互動效應(Correlated Effect),相似的個人特征或共同的環境引起了個體之間行為的一致性。β1反映了內生互動效應,也是本文核心關注的延遲退休意愿的社會互動效應。β2表示個體配偶可觀測變量對其延遲退休意愿的影響,即外生互動效應。β3表示個體可觀測變量對其延遲退休意愿的影響。

H1:配偶延遲退休意愿和個體延遲退休意愿之間存在正向的社會互動效應,即個人延遲退休意愿會隨著配偶延遲退休意愿的提高而變得強烈。

配偶延遲退休意愿的社會互動效應在不同特征的人群中具有差異。從性別方面來看,當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老保險繳費年限較短,女性所繳納的養老保險費普遍少于男性,從而退休后女性每月所得的養老金遠低于男性。夫妻中收入更高的一方往往擁有更強的家庭議價能力[27],當妻子養老金少于丈夫時,妻子的家庭議價能力就弱于丈夫。為了提高家庭議價能力,妻子可能會通過提高勞動參與率和延遲退休年齡的方式增加個人收入[28]。尤其當丈夫延遲退休意愿提高時,妻子的延遲退休意愿也會隨之增強。由于男性具有較強的家庭議價能力,所以男性延遲退休意愿受妻子延遲退休意愿影響較弱。據此,本文提出第二個研究假說:

H2:相較于男性,配偶延遲退休意愿對女性延遲退休意愿產生正向影響的社會互動效應更為強烈。

除性別之外,受教育程度是影響勞動者延遲退休意愿的重要因素。依據受教育程度的不同,配偶延遲退休意愿帶來的社會互動效應可能存在差異。受教育程度越高越會促使個體延長人力資本投資的回報周期,即當勞動者受教育程度高時,其會通過延遲退休年齡來獲得更多收入[6]。當配偶延遲退休意愿增強時,受教育程度越高者越能意識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更加強烈。本文提出第三個研究假說:

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互動效應。

工作單位性質、工作環境、工作待遇等也是影響勞動者延遲退休意愿的重要因素。相比企業或勞務派遣單位等,政府機關、事業單位的工作環境、工作穩定性與工作待遇更優越,所以有研究認為政府機關、事業單位工作人員更傾向于延遲退休年齡[29]?？紤]上述因素,當配偶延遲退休意愿增強時,相比企業或勞務派遣單位等,政府機關、事業單位工作人員會更易接受延遲退休。本文提出第四個研究假說:

H4:相比企業或勞務派遣單位等,當勞動者為政府機關、事業單位工作人員時,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互動效應。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文使用的數據來自中國健康與養老追蹤調查(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS)第四期(2018)全國追訪數據。該數據于2020年9月23日正式公開發布。CHARLS是由北京大學開展的一項關于我國人口老齡化問題的跨學科研究調查,它采用科學抽樣方法收集了中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據。全國基線調查于2011年開展,每兩年追訪一次,調查對象覆蓋150個縣級單位、450個村級單位、約1萬戶家庭中的1.7萬人。

本文首先排除了配偶信息缺失以及無配偶的樣本,得到16 385個觀測值。其次選取了非農受雇人群,排除了農業自雇、非農自雇和為家庭經營活動幫工以及正在尋找工作的群體。在此基礎上,依據性別限制樣本的年齡范圍,得到3 591個45～59歲男性樣本和2 685個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個觀測樣本,其中,男性樣本1 183個,女性樣本1 011個。(2)本文樣本具有一定的代表性,原因有三點。首先,本文的數據來源是CHARLS數據庫,其抽樣方法是隨機抽樣,并保證了抽樣的無偏性。其次,本文樣本篩選過程中進行了嚴格的限制:有配偶、城鎮職工、年齡范圍、所有變量均無缺失值或異常值。本文匯報的樣本量是所有變量剔除缺失值或異常值后的樣本量,是實證研究過程中的實際樣本量。最后,本文運用的是2018年的截面數據。對于截面數據而言, 2 194個樣本量屬于正常范圍內的樣本量。

(二)變量選擇及描述性統計

夫妻雙方延遲退休意愿。本文將延遲退休意愿設置為二元離散變量。依據受訪者對“您計劃在多大年齡時停止工作,即停止從事一切以掙錢為目的的活動,也不再為家庭經營活動幫工,將來也不打算從事比消遣性工作更勞累的工作?”這一問題的回答對個體延遲退休意愿進行取值。借鑒李琴和彭浩然[7]的做法,如果男性預期停止工作的年齡超過60歲,或女性預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。對于該問題的回答,CHARLS數據庫有這樣的規定:“如果您計劃只要健康允許,就一直工作,請標明0”。由于CHARLS 2018年數據庫中沒有回答為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。

夫妻雙方的個人特征。具體包括年齡、性別、戶籍、受教育程度、健康狀況與養老保險參與情況。年齡依據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,城鎮戶口=1,非城鎮戶口=0。受教育程度方面,本文將受教育程度細分為五個二元變量,分別是“文盲”、小學、初中、高中、大專及以上。依據受訪者對于“您獲得的最高學歷是?”的回答進行取值。當受訪者回答“未受過教育(‘文盲’)”時,“文盲”=1,否則=0;當受訪者回答“未讀完小學,但能夠讀、寫”或回答接受過私塾教育或“小學畢業”時,小學=1,否則=0;當受訪者回答“初中畢業”時,初中=1,否則=0;當受訪者回答“高中畢業”或“中專畢業”時,高中=1,否則=0;當受訪者回答“大專畢業”或“本科畢業”“碩士畢業”“博士畢業”時,大專及以上=1,否則=0。健康狀況方面,無論是個人還是配偶,對自身健康狀況的客觀評價是影響其延遲退休意愿的重要因素。本文選取個人近年來罹患慢性病數量作為個體健康狀況的代理變量。養老保險參與情況方面,當受訪者參與了任何一種養老保險項目時,參與養老保險=1,否則=0。個人在進行延遲退休決策時,往往會考慮退休后的收入來源[30]。參與養老保險能保障個人退休后獲得穩定的養老金,因此,可能會導致個人選擇提前退休。

夫妻雙方的工作特征。具體包括工作單位性質和個體技術職稱。工作單位性質方面,本文細分為三個二元變量,分別是政府機關或事業單位、企業、其他組織。依據受訪者對于“您的工作單位/雇主屬于哪種類型?”這一問題的回答進行取值。當受訪者回答“政府部門”或“事業單位”時,政府機關或事業單位=1,否則=0;當受訪者回答“企業”時,企業=1,否則=0;當受訪者回答“非營利組織”或“勞務派遣單位”時,其他=1,否則=0。工作單位性質與工作環境、工作待遇密不可分,影響著個體的延遲退休意愿。技術職稱方面,依據受訪者對“您有專業技術職稱嗎?如果有,您目前的專業技術職稱是什么?”這些問題的回答,將技術職稱分為五類:無職稱=1,技術員=2,初級職稱=3,中級職稱=4,高級職稱=5。技術職稱的差異體現著人力資本的差異,個體的技術職稱越高,往往具有越強的專用性人力資本,延遲退休會帶來更高的邊際收益,因此,技術職稱越高的群體越傾向于延遲退休[7]。各變量的描述性統計分析結果如表1所示。

表1 變量的描述性統計

表2描述的是隨年齡變化,男性與女性預期退休年齡的分布狀況。無論男女,其預期退休年齡集中為“5的倍數”,這一結果與Cobb和Stillman[31]、李琴和彭浩然[7]的研究結果一致。具體來看,雙職工夫妻中丈夫預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?大多數男性更傾向于遵從現行的法定退休年齡制度,少部分具有延遲退休意愿。而較多女性表現出了明顯的延遲退休意愿,且意愿延遲至男性現行的法定退休年齡。

表2 各年齡段夫妻雙方預期退休年齡占比情況 %

(三)模型設定

本文實證研究的核心任務是考察夫妻延遲退休意愿是否存在社會互動效應。依據式(6),個體i延遲退休意愿的最優解和配偶j延遲退休意愿的最優解可表達如下:

(7)

(8)

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

(9)

(10)

以往相關研究將配偶延遲退休意愿yj視為外生變量,估計式(9)中的參數β1。本文認為,夫妻延遲退休意愿的社會互動效應表示夫妻的延遲退休意愿相互影響,配偶延遲退休意愿yj也受個體延遲退休意愿yi的影響。直接使用Probit模型可能導致內生性偏差,估計結果存在偏誤。因此,本文構建識別夫妻延遲退休意愿社會互動效應的聯立方程組:

(11)

其中,ρ1和λ1均表示夫妻延遲退休意愿的社會互動效應。ρ1是本文關注的配偶延遲退休意愿與個體延遲退休意愿之間的社會互動效應。配偶特征變量Xj對個體延遲退休意愿yi的影響通過配偶延遲退休意愿yj發揮作用。

對于式(11),本文為了避免聯立方程組的過度識別問題,將利用系統估計法,即三階段最小二乘法(3SLS)進行估計。由于夫妻延遲退休意愿均為二元離散變量,本文在利用3SLS時將結合Probit模型進行識別。

另外,為了避免聯立方程組中各解釋變量因多重共線性問題而導致模型估計偏誤,本文在實證研究之前對所有解釋變量進行了多重共線性檢驗,得到了所有解釋變量的方差膨脹因子(VIF),本文檢驗結果顯示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重,以目前學術界認為的VIF大于10則表明存在多重共線性問題的判斷標準,模型中不存在多重共線性問題。

四、研究結果

(一)聯立方程組的識別結果

表3第(1)列結果表明,配偶延遲退休意愿與個人延遲退休意愿在1%水平上存在顯著的正向社會互動效應。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。該結果與表3結果在方向上一致,但影響系數更大。除此之外,表3第(1)列結果還顯示,性別、戶籍、受教育程度、單位性質和參與養老保險情況對個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;非城鎮戶口的群體比城鎮戶口的群體更愿意延遲退休;與高中及以上學歷的群體相比,初中及以下學歷的群體更愿意延遲退休;相較于其他組織的職工,政府機關或事業單位工作人員的延遲退休意愿更低(與部分現有相關研究結論相悖);沒有參與養老保險的群體比已參與養老保險的群體更希望延遲退休。

表3 夫妻延遲退休意愿的社會互動效應:聯立方程組的識別

本文還進一步針對不同性別以及不同預期退休年齡人群展開了更深入的實證研究。研究結果如表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互動效應,但這種社會互動效應會在丈夫預期退休年齡較大時變得微弱。具體表現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帶動丈夫也愿意延遲退休,但丈夫預期退休年齡不會因此無限度地增長。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使得丈夫更愿意在61～65歲退休。

丈夫延遲退休意愿的社會互動效應略有不同。表3第(4)～(5)列結果顯示,丈夫延遲退休意愿僅對妻子在56～60歲退休的意愿具有顯著影響,而對妻子超過60歲退休的意愿不具有顯著影響。這一結果同樣也說明了妻子不會因為丈夫延遲退休而愿意無限度地延遲其退休年齡。具體來說,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,但對妻子超過60歲退休的意愿沒有產生顯著的影響。

綜上可知,夫妻中一方愿意延遲退休會帶動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互動效應(H1得到證實)。妻子延遲退休意愿受配偶正向影響更為強烈(H2得到證實)。在配偶社會互動效應下,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)穩健性檢驗

前文僅使用了有配偶的樣本,可能會存在未考慮沒有配偶的樣本導致的樣本選擇偏誤問題。為了避免這樣的問題,本文運用Heckman兩步模型來檢驗潛在的樣本選擇偏誤。表4第(1)列顯示了Heckman模型的估計結果?？梢悦黠@看出,逆米爾斯比沒有通過顯著性檢驗,這說明模型不存在樣本選擇偏誤。另外,Heckman估計結果和表3第(1)列結果相近,同樣說明了夫妻雙方的延遲退休意愿存在社會互動效應。本文結論具有穩健性。

表4 穩健性檢驗與異質性分析

(三)異質性分析

本文研究結果表明,除了配偶延遲退休意愿的正向社會互動效應,受教育程度與工作單位性質也是影響個人延遲退休意愿的重要因素。本文為進一步探討夫妻延遲退休意愿社會互動效應的異質性,在式(11)聯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、配偶延遲退休意愿與工作單位性質的交互項。結果如表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后,配偶延遲退休意愿對個體仍具有顯著的正向影響,受教育程度具有顯著的負向影響,但兩者的交互項仍表現出顯著的正向影響。這說明,配偶延遲退休意愿與個體延遲退休意愿的社會互動效應會隨著個體受教育程度的提高而增強,且替代了受教育程度提高對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,社會互動效應更明顯(H3得到證實)。其中,高中學歷者的延遲退休意愿受配偶延遲退休意愿影響的社會互動效應最明顯。

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的交互項后,配偶延遲退休意愿仍對個體具有顯著的正向影響,工作單位性質具有顯著的負向影響,但兩者的交互項仍表現出顯著的正向影響。這說明,政府機關或事業單位工作人員與企業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互動效應更為明顯。尤其是政府機關或事業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)。

由以上結果可知,夫妻延遲退休意愿的正向社會互動效應在受教育程度與工作單位性質方面具有異質性。受教育程度越高者和政府或事業單位工作人員的延遲退休意愿本身較低,而當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。這說明政府部門可以利用夫妻間的社會互動效應提高更多勞動者的延遲退休意愿,進而減少延遲退休改革的阻力。

五、結論與討論

與以往基于個體視角或將配偶延遲退休意愿視為外生變量的研究不同,本文基于社會互動理論,構建了夫妻延遲退休意愿社會互動效應的聯立方程組,并借助中國健康與養老追蹤調查2018年數據進行了實證檢驗。研究結果表明:(1)夫妻延遲退休意愿存在顯著的正向社會互動效應。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)進一步研究還發現,在配偶延遲退休意愿的社會互動效應下,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)異質性分析結果顯示,女性、受教育程度越高者(尤其是高中學歷者)和政府機關或事業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互動效應更明顯。本文豐富了相關研究成果,并具有一定的政策意義。

首先,中國當前的退休年齡相對較低,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互動效應。這意味著順利推動延遲退休年齡的改革需要考慮家庭因素,從家庭中的夫妻關系出發,借助配偶社會互動效應獲得更多民意支持,還可以利用社會互動效應帶來的社會乘數效應擴大改革的影響力度。

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,對于延遲退休意愿較強的群體,政府可以通過稅收優惠、額外的社會福利待遇等措施鼓勵其延遲退休,并利用社會互動效應來加強政策引導、擴大政策的響應范圍。第二,考慮到不同職業和行業的工作性質、工作環境不同,對勞動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應避免“一刀切”,注重政策的靈活性與包容性,考慮個體的自身身體狀況和家庭需求,保障其在某個范圍內自主選擇退休年齡的權利。

最后,依據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,合理規劃漸進式延遲退休政策的實施幅度與節奏。政府可以考慮設立緩沖期和作出過渡安排,逐步提高退休年齡,給予勞動者更多時間充分適應和做好準備。