退休城鎮居民消費變動及影響機制

張鵬 張兆安

摘? ?要：基于中國家庭金融調查數據和模糊斷點方法，研究退休對城鎮居民家庭消費的影響。研究結果發現，退休對城鎮居民家庭總消費產生顯著影響，顯著增加了食品、醫療、旅游等家庭日常消費以及健康消費，并致使與工作相關的消費、家政服務、娛樂等消費顯著下降，消費結構發生調整。影響機制研究發現，退休通過對城鎮居民家庭的收入保障、房產、消費需求產生影響，從而引起居民家庭消費的變動。基于上述研究，建議加大退休居民收入保障力度，激發消費潛力，促進消費結構升級。

關鍵詞：退休;城鎮居民;家庭消費;影響機制;模糊斷點回歸

中圖分類號：F830? ?文獻標識碼：B? 文章編號：1674-2265（2022）03-0050-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2022.03.007

一、引言

人口老齡化和國內消費需求不足一直困擾著我國經濟社會的發展。自2000年我國步入老齡化社會以來，老齡化程度不斷加深。截至2020年底，我國65歲及以上人口達到約1.91億人，占總人口的13.5%，遠超老齡化標準（7%）。退休是居民邁入老年生活的重要時間節點，退休居民作為重要的消費主體，已逐漸成為日常消費的主力軍。因此，研究退休對城鎮居民家庭消費產生的影響，把握退休居民消費特點，激活退休居民消費潛力，對于擴內需、促發展具有重要意義。本文主要討論以下兩個問題：一是退休對城鎮居民消費產生何種影響，究竟是抑制還是促進作用;二是探究退休對消費的影響機制。

根據生命周期假說，理性經濟人將平滑其一生的消費。退休是居民可預期的事件，研究發現退休后居民消費下降，由此引來“退休消費之謎”（Retirement Consumption Puzzle）的爭論（Hamermesh，1984）[1]。一方面，部分學者認為退休政策對消費的影響是平滑的，退休并未造成消費顯著變動。根據美國CES數據研究顯示，食品支出在退休后下降6%，非耐用品消費支出在退休前后是平滑的（Aguila等，2011）[2]。國內研究方面，學者從健康視角、煙酒消費、旅游消費等角度展開研究，均認為退休政策未對消費產生顯著影響（雷曉燕等，2010;鄒紅等，2018;任明麗和孫琦，2020）[3-5]。另一方面，部分學者認為退休政策對消費支出造成顯著影響。國外研究方面，學者研究美國消費時發現，退休后居民增加儲蓄、減少消費和負債（Olafsson，2018）[6]。學者研究馬來西亞消費發現，退休后消費下降11%～60%，退休后居民消費驟降（Alaudin，2019）[7]。國內研究方面，學者研究食物消費發現，退休后居民食物消費支出顯著下降，其原因是退休居民具有更多的閑暇時間進行家庭生產，食物消費支出雖然減少但是營養物質的攝入并沒有改變（鄧婷鶴等，2016）[8]。宋澤（2018）[9]從夫妻二人家庭視角研究發現，丈夫的退休促使家庭消費顯著下降。

除了研究退休是否對消費帶來影響，學者還致力于研究退休對消費產生影響的原因。一是收入與儲蓄的變動。退休后收入下降、儲蓄不足，造成了退休后消費下降（Hamermesh，1984;Olafsson，2018）[1，6]。二是退休的不可預期性。疾病等不可預期因素可能迫使居民提前退休，居民沒有為退休做好充足的準備，從而降低退休之后的消費。三是家庭異質性。退休后妻子或丈夫的消費行為偏好不一致，從而導致消費支出的差異性表現（宋澤2018）[9]。四是與工作相關的消費變動。退休后與工作相關消費支出顯著下降，造成家庭整體消費變動。

綜上，退休對消費產生的影響未有定論，仍需進一步研究探討。一方面，部分研究忽視了內生性問題，除了退休政策，其他因素也可能引起消費變動。在計量方法的選擇上，要考慮樣本選擇性誤差和遺漏變量等原因造成的內生性問題，有效識別退休政策對于消費的影響。另一方面，部分文獻雖得到了退休對消費產生影響的結論，但并未解釋清楚該種影響產生的原因、相關干擾因素以及作用機理。

本文的主要貢獻點在于：一是在研究方法方面，采用模糊斷點回歸計量分析方法，有效解決退休消費的內生性問題，進而得到更為穩健可信的結果。二是在研究內容方面，實證研究退休對于城鎮居民總體消費支出以及消費結構細項產生的影響，分析退休之后城鎮居民消費變動情況，為增進退休居民福祉、積極應對人口老齡化提供理論支撐。三是在影響機制研究方面，從收入、資產和消費需求的角度，探究退休消費的影響機制，為釋放退休居民消費潛力、推動國內大循環提供參考。

二、理論模型與實證策略

（一）模型推導

生命周期假說是研究跨期消費行為的重要理論，其主要思想是理性消費者會根據終生收入，合理安排消費與儲蓄，平滑其終生的消費效用。假設家庭目標是終其一生最大化家庭的終生效用[Ut]：

[Ut=maxEtk=tT（11+δ）k-tUCk，A（Xk）] （1）

s.t. [Wk+1=1+r（Wk+Ik-Ck）]

[? k=t，…，T]

其中，[r]表示利率，[δ]表示折現率，一般情況下[r]與[δ]相等。[Wk]表示家庭所擁有的財富與資產，[Ik]表示家庭所擁有的收入，[Ck]表示家庭所擁有的消費水平，[Xk]表示影響家庭邊際效用的特征，如家庭人口數量、家庭人口年齡結構、家庭人口健康情況等。

構造拉格朗日函數，求解（1）的最大值問題。令：

[L=Etk=tT（11+δ）k-tUCk，A（Xk）+k=tT（11+δ）k-tλkAk+1-1+r（Wk+Ik-Ck）]? （2）

由式（2）對[Ck]求偏導：

[?L?Ck=Et（11+δ）k-tUcCk，A（Xk）+11+δk-tλk1+r=0]

由該式得到：

[EtUcCk，A（Xk）=-λk1+r]

[UcCk，A（Xk）=-λk1+r]

由此形成聯立方程組：

[UcCk，A（Xk）=-λk1+rEtUcCk+1，A（Xk+1）=-λk+11+r]

求解得：

[UcCk，A（Xk）=λkλk+1EtUcCk+1，A（Xk+1）]? （3）

由式（2）對[Ak+1]求偏導：

[?L?Ak+1=11+δk-tλk-11+δk-t+1λk+11+r=0]

求解得：

[λkλk+1=1+r1+δ]? （4）

由式（3）和（4）求解得到：

[UcCk，A（Xk）=Et1+r1+δUcCk+1，A（Xk+1）]? （5）

[UCk，A（Xk）]表示效用函數，一般采用Constrant Relative Risk Aversion（CRRA）形式，具體如下：

[UCk，AXk=A（Xk）C1-ρt1-ρ]

其中[ρ]表示相對風險的厭惡系數。

同時，假設[AXk=exp（X'tΓ）]。[U]對[C]求偏導得：

[Uc=AXkC-ρt=exp（X'tΓ）C-ρt]? （6）

由式（5）和（6）求解得到：

[Et1+r1+δexp（X't+1Γ）C-ρt+1=exp（X'tΓ）C-ρt]

[Etln1+r1+δ+X't+1Γ1-ρ lnCt+1=X'tΓ1-ρ lnCt]

令[Γ=Γ1ρ]，則：

[X'tΓ-lnCt=Et1ρln1+r1+δ+X't+1Γ-lnCt+1]

[X'tΓ-lnCt=1ρln1+r1+δ+X't+1Γ-lnCt+1]

[lnCt+1-lnCt=X't+1-X'tΓ+1ρln1+r1+δ]

[?lnCt=α0+?X'tΓ+ε0]? ? ? （7）

在考慮退休前后消費變動情況問題時，需要在式（7）中加入退休變量[Rt]，則計量模型為：

[?lnCt=α0+βRt+?X'tΓ+ε0]? ?（8）

（二）斷點回歸方法

退休之前與退休之后，城鎮居民消費可能發生變動。此種變動是由城鎮居民退休事件引起的，還是其他因素導致的？退休是否為城鎮居民消費變動的原因？在評估該問題時，可能面臨著內生性問題。具體表現為：一是樣本選擇性誤差。在問卷調查微觀消費數據時，某些城鎮家庭可能樂于配合，能夠提供真實有效的消費數據;而某些家庭由于延遲或提前退休等原因，導致提供的數據無效，從而造成誤差。二是遺漏變量帶來的謬誤。除了退休事件可能影響消費以外，還有收入等其他變量同樣會對消費帶來影響。城鎮退休居民的收入來源主要是養老金收入，而養老金收入要明顯低于退休前工資收入。除了養老金收入，城鎮退休居民消費還受到預防性儲蓄、家庭財富等因素影響。另外，與其他群體相比，城鎮退休居民的生活狀態發生改變，閑暇時間增加，身體機能逐漸衰退，安享晚年生活的意愿增強。這一系列的變化將對城鎮退休居民消費偏好、消費需求產生影響，進而促使消費結構、消費支出水平發生變動。因此，在進行退休對消費影響的實證研究時，可能存在內生性問題。

斷點回歸計量分析方法（Regression Discontinuity Design）是政策評估計量經濟學的重要內容，其主要作用是對政策實施后的因果效應進行評估。假定在一個連續變量上出現一個斷點，斷點一側的個體受到政策干擾，而另一側的個體未受到政策干擾，由此在斷點附近形成一個準自然實驗，考察政策干預帶來的影響。為了有效解決內生性問題，準確識別退休政策與城鎮居民消費變動的因果關系，根據我國現行的強制退休政策特點，本文擬采取斷點回歸分析方法。該方法可分為精確斷點回歸（Sharp RDD）和模糊斷點回歸（Fussy RDD）。精確斷點回歸分析方法是指個體與政策處理效應的關系是確定的，個體完全接受政策的處理效應;模糊斷點回歸方法指個體與政策處理效應的關系是隨機的，個體接受處理效應與否是受到其他因素影響的。根據以上定義可以判斷，城鎮退休居民消費研究屬于模糊斷點回歸分析方法范疇。

假設[R]代表處理變量退休，它由連續變量年齡（age）是否超過60歲斷點（cutoff）決定。

[R=1? ? ? 若age≥600? ? ? ?若age<60]

處理變量retirement是年齡的函數，在60歲處形成一個斷點，這為評估處理退休（R）對年齡的因果效應提供了機會。我國的退休制度使年齡在小領域[60-ε，60+ε]之間的居民進行了隨機分組，由此可視為準實驗。在準實驗的隨機分組條件下，可以一致地估計在age=60歲附近的局部平均處理效應（local average treatment effect，LATE）。

假設[C]代表家庭所擁有的消費水平，[EC1-C0|age]代表所需評估的局部平均處理效應。由于[C=C0+R（C1-C0）]，故：

[EC|age=EC0|age+ERC1-C0|age? ? ? ? ? ? ? ? ?=EC0|age+ER|age?EC1-C0|age]（9）

對式（9）兩邊從age=60歲的右邊取極限，可得：

[limage↓60EC|age=limage↓60EC0|age+limage↓60ER|age×limage↓60EC1-C0|age]? （10）

同理，對式（9）兩邊從age=60歲的左邊取極限，可得：

[limage↑60EC|age=limage↑60EC0|age+limage↑60ER|age×limage↑60EC1-C0|age]? （11）

因假設函數[EC|age]、[ER|age]在age=60處連續，則左右極限相等，且等于其函數值。因此，將式（10）減去式（11），可得：

[limage↓60EC|age-limage↑60 EC|age? ?=limage↓60ER|age-limage↑60ER|age?EC1-C0|age]

（12）

根據模糊斷點回歸定義，在斷點處個體得到處理的概率為[0<a<b<1]，即[b-a≠0]，相當于[limage↓60ER|age-limage↑60ER|age≠0]。故在60歲年齡斷點處的局部平均處理效應為：

[EC1-C0|age=limage↓60EC|age-limage↑60 EC|agelimage↓60ER|age-limage↑60ER|age] （13）

三、數據與變量

（一）數據來源

目前，我國執行強制退休制度。強制性主要體現在退休年齡、最低養老保險繳費年限、養老保險繳費基數與繳費率等方面。退休制度主要面向城鎮企事業單位和政府機關事業單位。一般情況下，男性干部或工人退休年齡為60周歲、女性干部和女性工人退休年齡分別為55周歲和50周歲。但是存在職工早退或內退的現象，如果職工從事高危或有害身體健康的工作，男性職工可以提前到55周歲或50周歲退休，女性職工可以提前到45周歲退休。

本文采用西南財經大學中國家庭金融調查（CHFS）2017年數據。結合強制退休政策，采取以下原則選取分析所需的樣本：一是根據我國退休政策主要適用于城鎮居民的現狀，本文選取戶主為非農業戶口的家庭作為樣本。二是由于女性退休年齡的口徑較多，若選取女性研究對象，可能存在多個年齡斷點。參考鄒紅和喻開志（2015）[10]、賈男（2020）[11]等做法，選取男性為研究對象，用城鎮男性戶主的狀態作為該家庭的退休標志，若該男性戶主退休，則認為該家庭為退休家庭，反之則認為該家庭為在職工作家庭。三是依據Lee和Lemieux（2010）[12]關于斷點回歸的使用要求，應在斷點附近形成鄰域，從而考察退休之前與退休之后的消費差異。我國男性居民退休年齡一般在60歲，因此，本文選取55—65歲之間的城鎮男性戶主家庭為樣本。結合上述條件，最終選取2933個樣本家庭作為分析樣本。

圖1為年齡與退休率的關系圖。橫軸代表年齡，其區間范圍為50歲至70歲;縱軸代表退休率，具體計算方式是用某一年齡退休人數除以該年齡人數，其區間范圍為0至1。由圖1可知，在60歲左右兩側，退休率由0.3跳躍至0.7，在60歲年齡處形成一個明顯的斷點。由于存在早退、內退、延遲退休等現象，退休率并非從0直接跳躍至1。這表明我國退休政策符合模糊斷點回歸分析方法的要求，可以利用退休政策形成的斷點效應開展進一步的分析。

（二）主要變量選擇與處理

本文被解釋變量為家庭總消費支出、各類明細消費支出等，解釋變量為退休狀態，工具變量為年齡，控制變量主要體現家庭特征與個人特征。具體如下：

1. 被解釋變量。家庭總消費支出主要指該家庭在2016年1月至2016年12月所發生的消費總支出。消費結構細項包括：食品、水電燃氣及物業、日用品、家政服務、本地交通、通訊及上網、娛樂、服裝服飾、住房裝修維修、旅游、醫療、代購等，涵蓋了城鎮退休居民主要消費類別。在計量分析中，本文將所有消費數據進行對數化處理。對于消費數值為0的樣本在進行對數化時，按缺值處理。

2. 解釋變量。退休變量為虛擬變量，若城鎮男性戶主處于退休狀態，則定義退休變量R=1;若城鎮男性戶主處于工作狀態，則定義退休變量R=0。

3. 工具變量。選取年齡作為退休變量的工具變量。若城鎮男性戶主超過60歲，則退休變量R=1;若城鎮男性戶主未超過60歲，則退休變量R=0。將年齡變量作為工具變量，是因為其滿足如下兩點：一是相關性，年齡與退休相關;二是外生性，年齡與擾動項不相關。

4. 控制變量。控制變量包含收入、住房、健康、教育等，體現城鎮退休居民的個人特征和家庭特征。家庭可支配收入變量（income），主要指2016年度該戶家庭所有成員的稅后貨幣工資的累計加總收入。家庭住房面積變量（house），主要指該戶家庭成員所擁有的所有產權住房累計加總面積。城鎮男性戶主的健康狀況變量（health），主要指與同齡人相比，被調查者自述的健康狀況。其中，health=1代表健康，health=0代表不健康。變量education表示城鎮男性戶主的受教育程度。其中，education=1代表高中及以上學歷，education=0代表初中及以下學歷。

（三）數據描述性統計

表1展示了變量描述性統計結果。所篩選的總體樣本數量為2933個，其中退休樣本數量為1458個，占比49.71%，說明近一半樣本處于退休狀態。平均年齡為60.22歲，接近法定退休年齡60歲斷點。健康變量均值為0.87，說明大部分樣本處于健康狀態。教育變量均值為0.53，說明一半左右的樣本受到高中及以上教育。

城鎮居民家庭消費總支出由12項消費結構細項組成。根據具體消費內容，我們將消費分為家庭日常消費、工作相關消費、健康休閑消費、其他類型消費。其中，家庭日常消費涵蓋退休居民家庭日常生活消費內容，主要包括食品、日用品、水電燃氣及物業、通訊及上網等。工作相關消費涵蓋居民工作狀態時必要的消費內容，主要包括本地交通、服裝服飾消費等。健康休閑消費主要包括醫療、娛樂、旅游等。其他類型消費指剩余類別的消費，主要包括家政服務、住房裝飾裝修、代購等消費內容。

具體而言，食品和醫療消費，平均值分別達到2.66萬元和1.12萬元，占到家庭總消費支出約六成。但食品和醫療消費又存在差異，二者的標準差分別為1.68萬元和6.67萬元，醫療消費的離散程度遠高于食品消費。家政服務、代購、娛樂消費支出最少，均低于1000元，且標準差較大，說明這三類是非必需消費。另外，住房裝修裝飾、旅游、本地交通、服裝服飾等消費標準差較大，說明這幾類消費在不同樣本間存在較大差異。

四、實證分析與檢驗

（一）實證回歸結果

表2匯報了利用模糊斷點回歸方法對城鎮退休居民家庭總消費及各類消費結構細項進行非參數估計的結果，反映了退休對城鎮居民家庭消費的影響。運用非線性擬合的方法判斷斷點左側和右側的回歸系數，采用三角核（triangle kernel）、矩形核（rectangular kernel）或均勻核（uniform kernel）方法選擇核密度函數，采用mserd或msetwo方法確定最優帶寬，運用局部多項式方法確定一次型是最優擬合。圖2—12展示了退休對各類消費影響的斷點圖。為了得到更穩健的回歸結果，我們在計量模型中加入收入、住房、健康、教育等控制變量。實證分析結果顯示，退休促使城鎮居民家庭總體消費顯著增加約1.75%，對于具體消費結構細項的影響存在差異。

在家庭日常消費方面，退休對該部分各消費細項均具有顯著影響，但影響效應有正有負、有大有小。在1%顯著性水平下，對食品、水電燃氣及物業、通訊及上網費等消費的影響效應分別為3.07%、0.98%和0.26%。退休居民為了身體健康，傾向于采購品質更好的食品，健康飲食、綠色飲食投入較大;退休后居家時間更長，水電燃氣消耗更多;網絡普及帶動退休居民更多地“觸網”，相應的通訊及上網消費支出增大。在5%顯著性水平下，退休對日用品消費影響效應為-0.24%，表明退休之后居民減少了日用品耗用。

在工作相關消費方面，退休對其具有負向影響。在1%顯著性水平下，退休對本地交通影響效應為

-0.33%，但并不顯著。退休后，居民不再需要工作通勤、工作服裝采購，本地交通與服裝服飾消費也相應減少。

在健康休閑消費方面，退休對其具有正向或負向的顯著影響。在1%顯著性水平下，退休對醫療和旅游消費的影響效應分別為2.07%和1.24%，對娛樂消費的影響效應為-0.72%。退休居民身體機能逐漸衰退，西醫治療、中醫料理、健康保健養生等消費需求增加，在具有一定的財產與收入保障的前提下，退休居民更加關注身心健康，醫療和旅游消費支出增加;而娛樂消費支出的減少，一方面，由于工作相關的娛樂應酬減少;另一方面，由于旅游消費的增加對娛樂消費造成擠壓。

在其他類型消費方面，退休對其具有正向或負向的影響。在1%顯著性水平下，退休對家政服務的影響效應為-1.24%，對代購消費的影響效應為0.94%;退休對住房裝修維修消費的影響效應為0.71%，但統計不顯著。居民進入退休狀態后，閑暇時間明顯增多，具有更充裕的時間進行家務家政、房屋維修等勞動，家政服務、住房裝修維修等方面的消費支出相應減少;代購消費作為一種新型消費方式，其增加說明退休家庭逐漸接受并增加海外商品消費。

總體而言，退休對城鎮居民家庭總體消費產生正向促進作用，我國城鎮居民家庭不存在“退休消費之謎”。退休居民關注身心健康與生活品質，食品、醫療、旅游等消費增幅較大。退休帶來生活狀態改變，造成了工作相關消費、家政服務消費等有所減少，水電燃氣與物業、通訊及上網等消費支出有所增加。代購等新型消費模式受到退休居民家庭的青睞，部分退休居民家庭增加了此部分消費支出。

（二）穩健性檢驗

采用模糊斷點回歸分析方法，需要從參考變量和控制變量分布的連續性、安慰劑檢驗等方面進行穩健性檢驗。

1. 參考變量分布連續性檢驗。圖13年齡變量的連續性檢驗。應用斷點回歸計量分析方法時，要求參考變量年齡在斷點60歲附近進行隨機選擇，而非人為操縱。根據McCrary（2008）[13]提出的檢驗方法，年齡變量的核密度函數在斷點附近應是連續的。核密度函數分布圖顯示，變量在斷點附近是平滑的，符合參考變量分布連續性檢驗。進一步查看計算數值，在60歲斷點兩側，年齡變量的密度差異[θ=0.125]，標準誤差[SE=0.237]，符合連續性分布檢驗。

2. 控制變量連續性檢驗。表3進行了收入、住房、健康、教育等控制變量的連續性檢驗。在檢驗退休對消費的因果影響時，需排除其他變量在斷點處是否存在跳躍，否則不能有效說明消費的變動是由退休引起的。為驗證控制變量的連續性，使用斷點回歸計量方法將控制變量作為偽結果進行檢驗，查看相應的估計量是否顯著。當估計量不顯著時，說明協變量符合連續性假設。表3回歸結果顯示，控制變量的結果不顯著。這說明控制變量在斷點處沒有明顯的跳躍變化，進一步驗證了斷點回歸設計的可行性。

3. 安慰劑檢驗。表4進行了不同年齡斷點的安慰劑檢驗。根據斷點回歸計量分析方法的要求，在其他年齡斷點處，消費變量不應存在跳躍，否則無法證明退休變量是導致消費變量跳躍的主要影響因素。安慰劑檢驗結果顯示，回歸系數在不同年齡斷點處均不顯著，滿足斷點回歸設計要求。

五、影響機制分析

（一）收入保障

我國城鎮退休居民主要收入來源是養老金收入。在整個生命周期內，理性經濟人的收入與消費趨于平衡，長期消費處于穩定狀態。退休代表居民跨入生命周期的晚期階段，養老金收入相較于工資收入有所減少，收入增長預期也相應降低，進而會造成短期消費波動。

目前，我國第一支柱和第二支柱養老保險占比較高，第三支柱商業養老保險普及程度較低且占比較小，這意味著第三支柱商業養老保險發展潛力巨大。退休居民是否有意愿參與第三支柱養老保險來為退休消費提供更多的收入保障？我們利用中國家庭金融調查2017年數據，并設置啞變量，其中1表示具有商業保險，0表示無保險，實證檢驗退休對商業保險的影響（見表5）。回歸結果顯示，退休對商業保險產生顯著的正向影響。這表明，部分城鎮退休居民已不滿足于基本養老金收入，提前進行退休規劃，購入商業保險作為退休收入的補充。這一機制可以解釋前一部分的實證分析結果，即退休對商業保險的正向作用，傳導為退休收入的增加，從而促進了退休消費的增加。

在研究退休居民消費時，應考慮退休人口的特點，尤其是其身體機能與健康狀況逐漸下降的現實。這一客觀事實要求我們考慮到醫療消費，這也是退休居民消費與其他類型人口消費的顯著不同之處。我國醫保制度是有效保障退休居民享受醫療服務的重要手段，也是減輕退休居民醫療消費負擔的重要措施。除了基本的醫療保險，補充醫療保險也逐漸為退休居民所采納。我們利用中國家庭金融調查數據，并設置啞變量，其中1表示具有補充醫療保險，0表示無補充醫療保險，實證分析退休對補充醫療保險的影響（見表5）。回歸結果顯示，退休對補充醫療保險產生顯著的正向影響。結合計量分析結果，這一機制表明退休對補充醫療保險產生正向作用，居民將在退休之后采用醫療保險和補充醫療保險的方式，降低自身對于醫療消費的開支，提升了其他領域的消費能力。

（二）房產

房產既是退休居民安享晚年生活的必要條件，也是退休居民家庭財產的重要組成部分。為了考察房產在退休消費中發揮的作用，我們借助研究樣本，研究退休對房產的影響，繼而探討可能帶來的消費變動。在研究樣本中，我們設置“房產”變量，擁有自有住房設置為1，無自有住房設置為0。表6實證分析結果表明，退休對房產起到了正向影響作用。

對這一結果的解釋是：首先，受到我國傳統文化影響，我國退休居民家庭具有強烈的“老有所居”思想。在剛剛跨入退休年齡之際，退休居民身體健康狀況尚可，一般會選擇居家養老，不會采用出售或抵押房產的方式以房養老。其次，我國退休居民家庭具有饋贈動機。實證結果顯示的退休居民家庭買房偏好，可能不是為了自己，而是為了子女。目前高企的房價使得很多退休居民為子女購房或支付購房首付款。最后，人口遷移導致父母退休之后跟隨子女定居在新的城市，可能促進退休居民家庭在新的城市中購買住房。

退休對房產的正向影響作用，是否會傳導至消費，仍受到多種因素制約。一方面，可能不利于促進消費。部分退休居民具有強烈的饋贈動機，選擇將房產等重要財富饋贈給后代;部分退休居民為了輔助子女購房，增加儲蓄，節省開支，可能對消費造成擠出。另一方面，存在促進房產的財富效應轉換為消費的有利因素。擁有多套住房的退休居民，隨著房價高企，其所獲得的租金收入不斷上升，從而可能促進消費。對于無房產的退休居民，目前高企的房價，導致其雖有購房意愿但無購房能力，進而選擇與子女同住等居家養老方式或是居住在養老機構。其購房資金可以用于其他方面的消費，從而增加消費開支。

綜上，研究結果表明，退休正向影響著房產。但是房產對退休居民消費的影響是多方面的，影響方向可能是正向的，也可能是負向的。

（三）消費需求

退休事件導致居民閑暇時間增加，生活重心轉移到康養晚年，促使退休居民消費需求發生變化。但消費需求是否會進一步實質性地轉化為消費行動，需要考慮退休居民群體特征、消費環境、消費供給等。

在中國家庭金融調查問卷中，存在關于“你家是否有過網上購物的經歷”的問題。我們根據該問題，設置網購變量，研究退休對網購消費需求的影響。除了網購變量，我們根據問卷設置上網設備和移動支付變量，網購消費需求轉化為實際消費行動，需要具備上網智能設備和網上支付等必要的條件。網購變量設置為啞變量，其中1指線上網購，0指線下實體店購物。移動支付變量設置為啞變量，其中1指采用網銀、支付寶、微信等支付，0指采用現金、刷銀行卡或信用卡等傳統方式支付。上網設備變量設置為啞變量，其中1指使用手機設備，0指使用其他設備。表7實證分析結果顯示，退休正向促進了居民網購消費。網購這種新型消費從潛在需求轉換為有效需求，需要借助中介工具，我們同時考察了手機支付和上網設備。實證結果表明，退休也正向影響著移動支付行為，手機是城鎮退休居民首選的上網設備。

對這一分析結果的解釋是，城鎮居民邁入退休生活后，身體健康程度尚可，具有穩定的養老金收入，閑暇時間顯著增加，更容易接受新鮮事物，參與網購消費。與此同時，網購消費本身固有的便捷性，提高了消費感受、提升了消費需求;互聯網應用和智能手機設備的普及，使得退休居民有機會廣泛接觸到網購消費，促進了退休居民網購消費需求的增加。但是，由于老齡化產品生產供給針對性不足、配套服務欠缺、市場定位模糊、區域發展不均衡，老齡化行業處于盲目自發的分散發展階段，缺乏整體布局和系統規劃，這些都制約著消費需求的有效釋放。

六、結語

本文使用模糊斷點回歸方法，基于中國家庭金融調查2017年數據，研究退休對我國城鎮居民消費的影響。研究結果發現，退休導致我國城鎮居民家庭總體消費顯著上升，消費結構發生變動，換言之，我國城鎮居民家庭不存在“退休消費之謎”。由此，本文提出以下政策建議：

第一，轉變觀念，激發城鎮退休居民消費潛力。傳統觀念認為退休居民行為節儉、觀念保守、消費水平低。但近年來城鎮居民退休群體，在建國之后出生，在改革開放之后求學與工作，隨著國家經濟高速發展和社會保障體制不斷完善，其具有一定的消費能力，潛在的消費需求有待進一步釋放。

第二，加大保障力度，促進消費水平的提高。收入和資產是城鎮退休居民“能消費、敢消費”的重要保障。積極擴大退休居民養老金收入，完善養老、醫療等社會保障體系，可以降低未來不確定性帶來的風險沖擊，減少預防性儲蓄，進一步增加并釋放消費需求。

第三，關注潛在影響因素，促進消費升級。隨著收入與社會保險等保障體系的完善，城鎮退休居民對于消費質量的要求不斷提高。為滿足這一要求，一方面，從供給側角度，應大力發展網上購物、移動支付等新興消費模式，增加退休居民消費的便捷性，促進消費規模擴大與消費質量提升;另一方面，應根據退休居民消費特點，宣傳推廣老齡化消費產品，推動退休居民消費升級。

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Changes in Consumption of Retired Urban Residents and the Influence Mechanism

——Based on CHFS

Zhang Peng1/Zhang Zhao'an2

（1.School of Economics and Management，Shanghai University of Political Science and Law，Shanghai? ?201701，China;

2. Shanghai Academy of Social Sciences，Shanghai? ?200020，China）

Abstract：Based on China Household Finance Survey（CHFS）and FRDD，we study the impact of retirement on urban residents' household consumption. It is found that retirement have a significant impact on urban residents' total household consumption，significantly increasing daily household consumption such as food，medical care and travel，as well as health consumption，and causing a significant decline in work-related consumption，domestic services and entertainment，and an adjustment in the consumption structure. The impact mechanism study finds that retirement causes changes in residential household consumption through its impact on urban households' income security，property，and consumption demand. Based on the above study，it is recommended to increase income protection for retired residents，stimulate consumption potential and promote the upgrading of consumption structure.

Key Words：retirement，urban residents，household consumption，influencing mechanism，FRDD