退休對(duì)城鎮(zhèn)家庭閑暇消費(fèi)變動(dòng)的文化水平異質(zhì)性效應(yīng)研究

蘇斌，程洪飛

（1.新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012；2.石河子大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，新疆 石河子 832003）

一、引言

近年來(lái)，世界各國(guó)都在經(jīng)歷不同程度的人口老齡化，我國(guó)作為世界上人口規(guī)模最大的發(fā)展中國(guó)家，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，在人口老齡化過(guò)程中呈現(xiàn)出“未富先老”的特征，我國(guó)社會(huì)也面臨著老齡化所帶來(lái)的一系列挑戰(zhàn)。這些挑戰(zhàn)的根源在于人口年齡結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制不同步所產(chǎn)生的矛盾，并且，這些挑戰(zhàn)將逐漸波及社會(huì)生活的各個(gè)領(lǐng)域（彭希哲 等，2011）。其中一個(gè)重要的方面，是人口老齡化引起的退休沖擊對(duì)個(gè)人和家庭的消費(fèi)方式、消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)內(nèi)容的影響。相較于年輕人口，老年人口掌握著更多的財(cái)富，是相對(duì)富裕人口，老年消費(fèi)的變化勢(shì)必會(huì)影響整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的消費(fèi)（樂(lè)昕 等，2016）。在現(xiàn)階段的人口老齡化背景下，若不能有效發(fā)掘老年消費(fèi)潛能，保證老年消費(fèi)需求，可能會(huì)錯(cuò)失“老年消費(fèi)紅利”，阻礙經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展。

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展和人民生活水平的提高，閑暇消費(fèi)作為發(fā)展性消費(fèi)和精神性消費(fèi)，成為人們生活中不可或缺的部分，但我國(guó)總體的閑暇消費(fèi)水平偏低，消費(fèi)潛力有待發(fā)掘（徐和清 等，2014）。提高閑暇消費(fèi)中的文化含量和質(zhì)量，能夠促進(jìn)人的全面發(fā)展以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)、文化的發(fā)展，有利于構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)（尹世杰，2007）。黨的十九大報(bào)告明確指出，要推動(dòng)文化事業(yè)和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，完善公共文化服務(wù)體系，豐富群眾性文化活動(dòng)。在我國(guó)人口老齡化和新時(shí)代的雙重背景下，面對(duì)越來(lái)越多的退休人員，研究退休沖擊如何影響城鎮(zhèn)家庭的閑暇消費(fèi)，是完善和協(xié)調(diào)發(fā)展文教娛樂(lè)等閑暇消費(fèi)產(chǎn)業(yè)的重要方面。

我國(guó)的強(qiáng)制退休政策為本研究提供了特殊背景。在我國(guó)，男性年滿60周歲，女干部年滿55周歲，女工人年滿50周歲，即滿足強(qiáng)制退休條件；同時(shí)，有些人可能因?yàn)槟承┨厥庠蚨崆盎蛘哐舆t退休。本文基于我國(guó)的強(qiáng)制退休政策所形成的退休沖擊，利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年、2016年、2018年家庭微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)來(lái)處理實(shí)證分析中的內(nèi)生性，從研究家庭閑暇消費(fèi)出發(fā)，以文教娛樂(lè)消費(fèi)為研究視角，考察退休對(duì)家庭閑暇消費(fèi)的影響。

本文的主要貢獻(xiàn)如下：第一，數(shù)據(jù)具有時(shí)效性，采用2014年、2016年、2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）25個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的家庭微觀數(shù)據(jù)，從文教娛樂(lè)消費(fèi)視角，研究退休對(duì)家庭閑暇消費(fèi)的影響，為我國(guó)在新時(shí)代研究退休對(duì)家庭閑暇消費(fèi)的影響提供了最新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；第二，利用模糊斷點(diǎn)回歸方法，正確識(shí)別退休對(duì)閑暇消費(fèi)的影響，避免了因內(nèi)生性造成的回歸偏誤問(wèn)題；第三，從文化水平異質(zhì)性角度，研究了退休對(duì)閑暇消費(fèi)影響的異質(zhì)性。

二、文獻(xiàn)綜述

Modigliani等（1954）的生命周期假說(shuō)認(rèn)為，理性的消費(fèi)者會(huì)根據(jù)自己的勞動(dòng)收入和財(cái)產(chǎn)收入安排一生的消費(fèi)，并使得一生中各個(gè)時(shí)期的消費(fèi)能夠平穩(wěn)。但Hamermesh（1984）通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，一些家庭成員在退休前的消費(fèi)超出了收入的14%，這種超前消費(fèi)使得他們?cè)谕诵莺蟛坏貌唤档拖M(fèi)水平。這種與生命周期假說(shuō)相悖、存在戶主退休后家庭消費(fèi)一次性下降的現(xiàn)象，被稱之為“退休-消費(fèi)之謎”。隨后，越來(lái)越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，在一些發(fā)達(dá)國(guó)家如英國(guó)、意大利、澳大利亞等也存在“退休-消費(fèi)之謎”。學(xué)者們對(duì)此給出了不同的解釋。例如：Banks等（1998）認(rèn)為，退休后的消費(fèi)下降是由未預(yù)期到的負(fù)面沖擊所造成的；Hurd等（2003）基于有關(guān)退休時(shí)的預(yù)期消費(fèi)變化和退休后實(shí)際消費(fèi)變化相關(guān)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，退休后的消費(fèi)下降是完全可以預(yù)期的，消費(fèi)下降的原因是，與工作相關(guān)的支出的減少，以及用家庭生產(chǎn)部分替代了市場(chǎng)購(gòu)買。有些學(xué)者重點(diǎn)研究了家庭在消費(fèi)結(jié)構(gòu)上的變化。Battistin等（2007）基于意大利相關(guān)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭非耐用品消費(fèi)下降時(shí)，家庭消費(fèi)隨之下降，之所以如此，其原因可能是家庭同住子女?dāng)?shù)量的變化。Li等（2015）基于中國(guó)城鎮(zhèn)調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，戶主退休前后其家庭的消費(fèi)水平?jīng)]有實(shí)質(zhì)性的變化，即中國(guó)不存在“退休-消費(fèi)之謎”。

國(guó)內(nèi)的一些研究集中于驗(yàn)證我國(guó)是否存在“退休-消費(fèi)之謎”，同時(shí)考察戶主退休前后其家庭在消費(fèi)結(jié)構(gòu)上的變化。黃婭娜 等（2016）通過(guò)對(duì)我國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)家庭消費(fèi)在戶主退休前后基本平滑，這一結(jié)論與Li等（2015）的研究結(jié)論基本一致。鄒紅 等（2015）基于我國(guó)2000—2009年城鎮(zhèn)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭成員退休顯著減少了家庭的非耐用消費(fèi)支出，并解釋了其主要原因。趙昕東 等（2018）、田青 等（2018）、劉利（2017）的研究顯示，家庭的消費(fèi)總量不存在“退休-消費(fèi)之謎”，但在消費(fèi)結(jié)構(gòu)上有不同程度的變化。另外，劉利（2017）通過(guò)基于動(dòng)態(tài)LA/AIDS模型的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，退休對(duì)不同收入水平地區(qū)消費(fèi)結(jié)構(gòu)之影響的顯著性不同。目前學(xué)界針對(duì)退休對(duì)家庭某一細(xì)項(xiàng)消費(fèi)影響的研究文獻(xiàn)較少，任明麗 等（2020）運(yùn)用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，研究了戶主退休對(duì)家庭旅游消費(fèi)的影響。其研究發(fā)現(xiàn)，房屋產(chǎn)權(quán)對(duì)家庭旅游消費(fèi)具有正向調(diào)節(jié)作用。賈男（2020）基于家庭金融資產(chǎn)選擇角度的研究發(fā)現(xiàn)，戶主退休對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響甚微，但會(huì)引起家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的明顯變化。研究城鎮(zhèn)家庭閑暇消費(fèi)的相關(guān)文獻(xiàn)中，早期的研究者Kraaykamp等（1999）發(fā)現(xiàn)，受教育水平是影響人們文化消費(fèi)偏好的重要因素，隨著受教育程度的提高，人們的文化消費(fèi)偏好會(huì)隨之改變。曹佳斌等（2019）的研究表明，家庭成員的收入水平和教育程度會(huì)對(duì)老齡化家庭的文娛消費(fèi)產(chǎn)生正向影響，印證了Kraaykamp等（1999）的研究結(jié)論。

現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文的研究提供了有價(jià)值的參考和借鑒。綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)可知，以往研究大都是探討戶主退休對(duì)家庭消費(fèi)總量和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，較少?gòu)奈幕疆愘|(zhì)性角度，有針對(duì)性地探討城鎮(zhèn)家庭閑暇消費(fèi)情況。并且，已有研究用到的數(shù)據(jù)基本截至2014年，其中多數(shù)研究用到的數(shù)據(jù)年份在2009年以前。本文從研究家庭閑暇消費(fèi)出發(fā)，以家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)為研究視角，利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年、2016年和2018年數(shù)據(jù)，利用模糊斷點(diǎn)回歸方法解決估計(jì)中的內(nèi)生性問(wèn)題，正確識(shí)別退休對(duì)家庭閑暇消費(fèi)的影響，并區(qū)分家庭文化水平差異，研究退休對(duì)家庭閑暇消費(fèi)影響的異質(zhì)性。

三、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用的家庭微觀數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS），價(jià)格指數(shù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。CFPS于2010年正式開展訪問(wèn)，經(jīng)2010年基線調(diào)查界定出來(lái)的所有基線家庭成員及其今后的血緣/領(lǐng)養(yǎng)子女將作為CFPS的基線家庭成員，成為永久追蹤對(duì)象。調(diào)查問(wèn)卷分為社區(qū)問(wèn)卷、家庭問(wèn)卷，成人問(wèn)卷、少兒?jiǎn)柧恚瑑?nèi)容涉及被訪者個(gè)人的收入、受教育水平、健康狀況，以及其家庭的消費(fèi)、收入水平等。調(diào)查樣本覆蓋我國(guó)25個(gè)省、自治區(qū)、直轄市。本文選取該數(shù)據(jù)庫(kù)2014年、2016年和2018年的數(shù)據(jù)構(gòu)成重復(fù)截面數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本中只保留城鎮(zhèn)家庭樣本。考慮到女性退休政策的復(fù)雜性以及消費(fèi)信息屬家庭層面，本文只保留了男性戶主家庭，以男性戶主的退休狀態(tài)代表家庭的退休狀態(tài)。斷點(diǎn)回歸的實(shí)質(zhì)是在斷點(diǎn)附近可視為局部隨機(jī)試驗(yàn)，因此本文只保留戶主年齡為60歲左右即50～70歲的家庭樣本。另外，Battistin等（2007）認(rèn)為，戶主年齡為60歲的家庭，其消費(fèi)可能混合了退休前和退休后的信息，可能會(huì)干擾實(shí)證分析，因此，本文剔除戶主年齡為60歲的家庭樣本。考慮到殘障、疾病等因素導(dǎo)致無(wú)工作的非退休因素的干擾，剔除這部分樣本。最后納入討論的為2 771個(gè)家庭樣本。

（二）變量的定義與選取

1．被解釋變量

本文的被解釋變量為城鎮(zhèn)家庭年文教娛樂(lè)消費(fèi)。由于沒(méi)有閑暇消費(fèi)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和相關(guān)指標(biāo)，本文以家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)為研究視角，考察戶主退休對(duì)城鎮(zhèn)家庭閑暇消費(fèi)的影響。

2．退休

根據(jù)CFPS調(diào)查問(wèn)卷的特點(diǎn)，本文根據(jù)調(diào)查問(wèn)卷的內(nèi)容來(lái)區(qū)分戶主是否退休。如調(diào)查問(wèn)卷中對(duì)“是否有工作”的回答為“否”，進(jìn)一步對(duì)無(wú)工作的原因進(jìn)行提問(wèn)，若不工作的原因回答為“退休”，則定義該戶主為退休狀態(tài)。

3．工具變量

工具變量是一個(gè)虛擬變量，若戶主年齡大于等于60歲則為1，否則為0。

4．戶主

CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)中沒(méi)有明確的家庭戶主。本文根據(jù)調(diào)查問(wèn)卷中“最熟悉財(cái)務(wù)的人”“財(cái)務(wù)回答人”等信息確定家庭中的戶主。

5．控制變量

本文的研究中，退休狀態(tài)屬個(gè)人層面，消費(fèi)屬家庭層面，參考已有研究，將控制變量分為家庭層面和個(gè)人層面。家庭層面的控制變量包括家庭純收入、家庭工資性收入、家庭規(guī)模、家庭藏書量。個(gè)人層面的控制變量為年齡距的高階多項(xiàng)式，包括個(gè)人的受教育水平、婚姻狀況、健康狀況。家庭規(guī)模以調(diào)查問(wèn)卷中“在家同灶吃飯人數(shù)”為準(zhǔn)。對(duì)家庭藏書量的賦值如下：0本=0，1～10本=1，11～20本=2，21～50本=3，51～100本=4，101～500本=5，501～1 000本=6，1 001本及以上=7。對(duì)個(gè)人受教育水平的賦值如下：文盲/半文盲=1，小學(xué)=2，初中=3，高中/中專/技校/職高=4，大專=5，大學(xué)本科=6，碩士=7，博士=8。個(gè)人婚姻狀態(tài)的賦值為0和1，已婚（有配偶）及同居為1，其他為0。個(gè)人健康狀況賦值如下：非常健康=1，很健康=2，比較健康=3，一般=4，不健康=5。

（三）數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了樣本總體及分年份樣本的描述性統(tǒng)計(jì)信息。A、B部分分別給出了個(gè)體特征和家庭特征。從總體樣本數(shù)據(jù)可知：戶主的平均年齡接近59歲，21.3%的戶主處于退休狀態(tài)，平均受教育水平為初中；平均家庭工資性年收入為43 869.46元，平均家庭年純收入為94 922.93元，平均家庭規(guī)模為3.580人，平均家庭藏書量在10～20本，平均家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)為5 205.761元。

表1 數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

四、識(shí)別策略與斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)

家庭的文教娛樂(lè)消費(fèi)在退休前可能發(fā)生變化，但是這種變化的產(chǎn)生是由于家庭成員的退休還是其他因素？為了識(shí)別退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響，就需要解決其內(nèi)生性問(wèn)題。斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)方法最早由Thistlethwaite和Campbell于1960年提出，近年來(lái)在實(shí)證分析中被廣泛使用。斷點(diǎn)回歸的識(shí)別機(jī)制為：在一個(gè)高度依賴規(guī)則的世界里，有些規(guī)則的出現(xiàn)十分隨意，這種隨意性為我們提供了性質(zhì)良好的實(shí)驗(yàn)，即在斷點(diǎn)附近形成局部隨機(jī)試驗(yàn)，由此可以避免參數(shù)估計(jì)的內(nèi)生性問(wèn)題，真實(shí)反映出變量之間的因果關(guān)系（Lee，2008）。

斷點(diǎn)回歸分為精確斷點(diǎn)回歸和模糊斷點(diǎn)回歸。在斷點(diǎn)附近，觀測(cè)樣本被分為觀察組和處理組，當(dāng)驅(qū)動(dòng)變量達(dá)到某一閾值時(shí)，樣本進(jìn)入處理組的概率從0變?yōu)?，則被稱為精確斷點(diǎn)回歸（見(jiàn)公式1）；當(dāng)驅(qū)動(dòng)變量達(dá)到閾值時(shí)，觀測(cè)樣本進(jìn)入處理組的概率增加（介于0和1之間），則被稱為模糊斷點(diǎn)回歸（見(jiàn)公式2）。在本文的研究中，由于存在提前退休和延遲退休，一些戶主可能在60歲之前就辦理了退休，也有一些戶主可能超過(guò)了60歲還未退休；因此將戶主年齡作為驅(qū)動(dòng)變量，年齡大于60歲只是增加了退休的概率。因此，本文采用模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)。

式1中，Ri為處理變量，agei為驅(qū)動(dòng)變量。在本研究中，agei表示年齡。式（1）表示：當(dāng)年齡大于等于60歲時(shí)，Ri賦值為1，即戶主退休；否則Ri賦值為0，即戶主尚未退休。

式2中，h1＞h0，即年齡大于等于60歲的戶主的退休概率要大于年齡小于60歲的戶主的退休概率。根據(jù)我國(guó)現(xiàn)行強(qiáng)制退休政策，男性退休的人數(shù)在60周歲后會(huì)增多，退休的概率會(huì)增大。模糊斷點(diǎn)回歸的平均處理效應(yīng)為結(jié)果變量（文教娛樂(lè)消費(fèi)eeci)與處理變量（退休Ri）在退休年齡兩側(cè)的變化之比：

式3中，↑與↓分別表示從60歲的右側(cè)和左側(cè)取極限。

在進(jìn)行模糊斷點(diǎn)回歸時(shí)，可采用兩階段工具變量法，通過(guò)定義一個(gè)外生變量Ei來(lái)避免OLS回歸中的偏誤。具體設(shè)定如下：若戶主年齡大于等于60歲，則Ei取值為1，否則取值為0。雖然年齡與退休之間存在模糊性，但是工具變量Ei不存在模糊性，因此可以保證估計(jì)結(jié)果。具體的回歸模型設(shè)定為：

第一階段：

第二階段：

其中，Zi為一組控制變量，包括個(gè)體的其他特征和家庭特征，兩階段的方程均對(duì)年齡距的多項(xiàng)式進(jìn)行了控制。

五、實(shí)證結(jié)果

（一）第一階段結(jié)果：年齡大于等于60歲對(duì)退休比例的影響

在本文的研究中已將年齡進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，即年齡與60歲之間的差距（以下稱“年齡距”）。圖1給出了退休與年齡之間的關(guān)系，橫軸表示年齡距。由圖1可知，在60歲前后的退休人數(shù)比例有非常明顯的跳躍，退休比例從59歲時(shí)的16%，跳躍到61歲時(shí)的38%，增加了22個(gè)百分點(diǎn)。在58歲之前的退休比例非常低，在61歲之后，退休比例逐年增加。圖2給出了各個(gè)年份的退休比例與年齡之間的關(guān)系。從圖2可以直觀地看出，在2014年、2016年、2018年的樣本數(shù)據(jù)中，60歲前后的退休比例均有明顯的向上跳躍。

圖1 年齡與退休比例的關(guān)系

圖2 年齡與退休比例的關(guān)系（區(qū)分年份）

表2給出了第一階段的回歸結(jié)果。表2分為三個(gè)模型，模型（1）控制了年齡多項(xiàng)式，模型（2）和模型（3）控制了二階年齡多項(xiàng)式，且模型（3）對(duì)年齡距多項(xiàng)式進(jìn)行了處理。三個(gè)模型均對(duì)家庭特征和個(gè)人特質(zhì)以及省份、年份進(jìn)行了控制。表2中年齡虛擬變量對(duì)退休的回歸系數(shù)分別為0.166，0.152，0.152，均在1%的水平上顯著。模型（2）和模型（3）的回歸結(jié)果幾乎無(wú)差別。三個(gè)模型回歸中的F值分別為21.32，14.86，14.86，均大于10，說(shuō)明用年齡虛擬變量作為工具變量可以很好地估計(jì)退休。

表2 年齡大于等于60歲對(duì)退休比例的影響

（二）第二階段結(jié)果：退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響

圖3直觀地給出了戶主60歲前后其家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的變化。圖中X軸表示年齡距，Y軸表示家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)（Log）。由圖3可知，在戶主退休前后，其家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)發(fā)生向上跳躍，圖3直觀地說(shuō)明了戶主退休使得其家庭增加了對(duì)文教娛樂(lè)消費(fèi)的支出。

圖3 退休對(duì)文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響

為考察退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的具體影響和顯著性，進(jìn)行第二階段回歸，回歸結(jié)果如表3所示。表3中，模型（1）未控制年齡多項(xiàng)式，模型（2）和模型（3）控制了二階多項(xiàng)式，且模型（3）對(duì)年齡距多項(xiàng)式進(jìn)行了處理。由表3的回歸結(jié)果可知，三個(gè)模型的回歸系數(shù)分別為1.817，1.633，1.633，且在5%和10%的水平上顯著，模型（2）和模型（3）的回歸結(jié)果幾乎無(wú)差異，說(shuō)明家庭的男性戶主退休后，家庭的文教娛樂(lè)消費(fèi)支出有較大幅度的提升。與已有研究提出的“退休-消費(fèi)之謎”不同，戶主退休后其家庭在文教娛樂(lè)上的消費(fèi)支出并沒(méi)有下降，反而有較為明顯的提升。鄒紅 等（2015）、劉利（2018）的研究表明，戶主退休后其家庭用在文教娛樂(lè)方面的消費(fèi)支出會(huì)有一定幅度的下降。筆者認(rèn)為，其原因有兩點(diǎn)。第一，數(shù)據(jù)的時(shí)效性。鄒紅 等（2015）用的是2009年之前的數(shù)據(jù)，劉利（2018）所用數(shù)據(jù)也只截止到2014年。進(jìn)入新時(shí)代，隨著人們收入水平和生活水平的提高，人們退休后可能更傾向于服務(wù)性和精神性的消費(fèi)，退休使得個(gè)人擁有一生中最長(zhǎng)的假期，他們有時(shí)間也有能力進(jìn)行這類消費(fèi)。第二，國(guó)家政策引導(dǎo)。曾燕萍 等（2020）的研究表明，政府公共文化支出有助于提高家庭文化消費(fèi)支出占比。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，國(guó)家也越來(lái)越注重改善人民群眾的文化娛樂(lè)生活。黨的十九大報(bào)告明確提出，要推動(dòng)文化事業(yè)和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展，完善公共文化服務(wù)體系，豐富群眾性文化活動(dòng)。在個(gè)人層面和國(guó)家層面的雙重因素影響下，戶主退休后其家庭的文化娛樂(lè)消費(fèi)支出將會(huì)增加。

表3 退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．使用包含戶主年齡為60歲的家庭樣本

本文為了避免戶主年齡為60歲的家庭可能混合退休前與退休后的消費(fèi)，刪除了戶主年齡為60歲的家庭樣本。為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，以下回歸結(jié)果將戶主年齡為60歲的家庭樣本包含進(jìn)來(lái)，并控制戶主的個(gè)人特征與家庭特征、年份、省份和年齡的二階多項(xiàng)式。回歸結(jié)果如表4所示。

表4 退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響（包含戶主年齡為60歲的家庭樣本）

表4中的回歸結(jié)果與表3類似，退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)之影響的回歸系數(shù)為1.767，且在5%的水平上顯著。總的來(lái)看，本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，都表明戶主退休使得其家庭在文教娛樂(lè)方面的支出有明顯提升。

2．使用不同帶寬

本文使用退休年齡附近的不同帶寬樣本進(jìn)行回歸，進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。與以上回歸相同，控制戶主的個(gè)人特征與家庭特征、年份、省份和年齡的二階多項(xiàng)式。表5的（1）列使用全樣本回歸，與表3中模型（2）相同，（2）列使用了51歲到69歲的樣本帶寬，退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的回歸系數(shù)與使用全樣本回歸的系數(shù)相近，（3）（4）列的回歸系數(shù)逐漸降低，回歸結(jié)果均在10%的水平上顯著。總體來(lái)看，隨著樣本帶寬的逐漸收窄，樣本數(shù)量逐漸減少，樣本的顯著性有降低的趨勢(shì)。

表5 退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響（使用不同帶寬）

綜合以上兩種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可知，本文之前的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

3．前定變量（控制變量）的平滑性檢驗(yàn)

前定變量的平滑性檢驗(yàn)的要求為：除了退休比例之外，其他影響家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的控制變量在年齡斷點(diǎn)兩側(cè)不會(huì)發(fā)生明顯的跳躍。本文對(duì)戶主的受教育水平、婚姻狀況、健康狀況，其家庭的純收入、工資性收入、規(guī)模、藏書量進(jìn)行平滑性檢驗(yàn)。由圖4~10直觀可見(jiàn)，除戶主的婚姻狀況平滑性較弱外，本文所選的其他控制變量在年齡斷點(diǎn)兩側(cè)均沒(méi)有發(fā)生明顯的跳躍。而如前文所述，退休比例在年齡斷點(diǎn)兩側(cè)發(fā)生了非常明顯的向上跳躍（見(jiàn)圖1）。

圖4 戶主受教育水平與年齡關(guān)系

圖5 戶主婚姻狀況與年齡關(guān)系

圖6 戶主健康狀況與年齡關(guān)系

圖7 家庭純收入與年齡關(guān)系

圖8 家庭工資性收入與年齡關(guān)系

圖9 家庭規(guī)模與年齡關(guān)系

圖10 家庭藏書量與年齡關(guān)系

（四）退休與家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)在文化水平上的異質(zhì)性

曹佳斌 等（2019）的研究結(jié)果表明，家庭中個(gè)人的受教育水平會(huì)對(duì)家庭的文教娛樂(lè)消費(fèi)產(chǎn)生一定影響。本文借鑒曹佳斌 等（2019）的研究成果，以戶主的受教育水平代替其家庭的文化水平，區(qū)分家庭中戶主是否受過(guò)高等教育，以此來(lái)考察不同文化水平的戶主退休后其家庭在文教娛樂(lè)消費(fèi)上的異質(zhì)性。本文根據(jù)CFPS調(diào)查問(wèn)卷中的信息，將大專及以上學(xué)歷歸為受過(guò)高等教育，大專以下學(xué)歷（不包括大專）歸為未受過(guò)高等教育。

由表6可知：受過(guò)高等教育的戶主退休后，其家庭在文教娛樂(lè)方面的支出有非常明顯的增加，回歸系數(shù)為2.489，回歸結(jié)果在1%的水平上顯著；未受過(guò)高等教育的戶主退休后，其家庭在文教娛樂(lè)方面的支出有一定程度的增加，回歸系數(shù)為0.665，但是回歸結(jié)果并不顯著。僅從回歸結(jié)果的系數(shù)看，受過(guò)高等教育的戶主退休后，其家庭增加的文教娛樂(lè)支出是未受過(guò)高等教育戶主退休后其家庭增加的文教娛樂(lè)支出的3倍多。這兩類家庭在戶主退休后在文教娛樂(lè)方面的支出存在很大差異。本文對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)在文化水平上的異質(zhì)性分析符合曹佳斌 等（2019）相關(guān)研究的結(jié)論。

表6 家庭文化水平的異質(zhì)性

六、結(jié)論及啟示

本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年、2016年、2018年家庭微觀數(shù)據(jù)，基于我國(guó)的強(qiáng)制退休政策所形成的退休沖擊，從閑暇消費(fèi)出發(fā)，以城鎮(zhèn)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)為研究視角，設(shè)計(jì)模糊斷點(diǎn)回歸模型，識(shí)別了戶主退休與家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)之間的因果關(guān)系，采用工具變量回歸方法，研究了退休對(duì)城鎮(zhèn)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的影響。與以往研究不同的是，本文并沒(méi)有專注于考察我國(guó)是否真正存在“退休-消費(fèi)之謎”，而是專注于研究家庭的閑暇消費(fèi)在戶主退休前后的變化，給出了新時(shí)代的最新證據(jù)，同時(shí)考察了戶主退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)影響的異質(zhì)性。本文主要結(jié)論如下：

第一，城鎮(zhèn)家庭男性戶主退休對(duì)其家庭的文教娛樂(lè)消費(fèi)支出有顯著影響。斷點(diǎn)回歸的估計(jì)系數(shù)為1.633，該結(jié)果在10%的水平上顯著，說(shuō)明戶主退休后，其家庭在文教娛樂(lè)方面的支出明顯增加。

第二，以家庭文化水平的異質(zhì)性為前提，考察戶主退休對(duì)家庭文教娛樂(lè)消費(fèi)的異質(zhì)性影響。受過(guò)高等教育的戶主退休后，其家庭在文教娛樂(lè)方面的支出顯著異于未受過(guò)高等教育戶主的家庭。受過(guò)高等教育戶主家庭的估計(jì)系數(shù)為2.489，在1%的水平上顯著，說(shuō)明該類戶主退休后，其家庭對(duì)文教娛樂(lè)消費(fèi)的支出有非常明顯的提升。未受過(guò)高等教育戶主家庭的估計(jì)系數(shù)為0.665，結(jié)果不顯著。由異質(zhì)性分析可知，戶主的文化水平在一定程度上影響著戶主退休后其家庭對(duì)文教娛樂(lè)消費(fèi)的支出。

戶主退休后其家庭增加對(duì)文教娛樂(lè)消費(fèi)支出的原因可能有以下兩個(gè)方面。一是個(gè)人層面的因素。退休是個(gè)人一生中可自由支配時(shí)間的黃金時(shí)期，隨著生活水平的提高，人們更加注重生活的質(zhì)量，更傾向于服務(wù)性和精神性的消費(fèi)，退休后的個(gè)人既有時(shí)間也有能力進(jìn)行這種消費(fèi)。二是國(guó)家層面的因素，國(guó)家對(duì)于發(fā)展閑暇消費(fèi)產(chǎn)業(yè)的日益重視，尤其是國(guó)家對(duì)于老年人文化娛樂(lè)生活和福利的保障，對(duì)于該行業(yè)的發(fā)展起到了很好的政策引導(dǎo)作用。老齡化是社會(huì)發(fā)展到一定程度的必然階段，本身并沒(méi)有好與壞之分，在無(wú)法避免的情況下，我國(guó)可以適應(yīng)并合理規(guī)避其可能帶來(lái)的一些沖擊。結(jié)合本文的研究結(jié)論及分析，在個(gè)人層面和國(guó)家層面因素的共同影響下，老年人退休后對(duì)文教娛樂(lè)的消費(fèi)表現(xiàn)出增加的趨勢(shì)以及消費(fèi)需求的異質(zhì)性。因此，我國(guó)可以進(jìn)一步有針對(duì)性地制定引導(dǎo)性政策，以促進(jìn)閑暇消費(fèi)產(chǎn)業(yè)的更好發(fā)展，尤其注重發(fā)展教育、文化、娛樂(lè)休閑等方面的老年人閑暇消費(fèi)產(chǎn)業(yè)，注重發(fā)展多層次化和多元化的老年人閑暇消費(fèi)產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品，以滿足不同文化水平的退休人群對(duì)閑暇產(chǎn)品的需求，更好地發(fā)掘老年人的閑暇消費(fèi)潛能。

由于數(shù)據(jù)的可得性問(wèn)題，本文并未包括城鎮(zhèn)家庭戶主的主觀數(shù)據(jù)指標(biāo)，如戶主的理性消費(fèi)預(yù)期、消費(fèi)偏好和消費(fèi)意愿等。未來(lái)的研究可進(jìn)一步增加主觀數(shù)據(jù)指標(biāo)，例如，可探討在理性消費(fèi)預(yù)期下戶主退休對(duì)城鎮(zhèn)家庭閑暇消費(fèi)的影響。