女性健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊對配偶勞動供給的影響研究①

廖宇航

（海南醫(yī)學(xué)院 管理學(xué)院/海南省人文醫(yī)學(xué)研究基地，海南 ?？?571199）

1 引言

對于那些鄰近退休年齡的中老年人，不可預(yù)測的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊是較為常見的。中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，45歲以上的勞動者中有超過5%的樣本遭受過健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，比如中風(fēng)、心腦血管疾病、癌癥等等，有10%以上的樣本因工作或生活遭遇意外傷害。個(gè)體遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后對配偶的勞動供給影響存在兩個(gè)方面的效應(yīng)，一是增加工人效應(yīng)（Added Worker Effect）。個(gè)體遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后，自身勞動供給時(shí)間減少，導(dǎo)致家庭收入減少，導(dǎo)致另一方配偶的勞動供給增加，一方面是為了補(bǔ)貼家用，另一方面增加的收入可以通過購買的方式聘請其他人來照料生病的配偶；二是照料效應(yīng)（Caregiver Effect），當(dāng)一方配偶遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，另一方配偶可能會減少勞動供給，轉(zhuǎn)而對配偶進(jìn)行照料[1]。從理論上分析個(gè)體遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，對配偶的勞動供給的影響既存在正向的增加工人效應(yīng)，也存在負(fù)向的照料效應(yīng)，總效應(yīng)取決于這兩個(gè)效應(yīng)的相對大小，有必要通過實(shí)證研究的方式來揭示個(gè)體健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊對配偶勞動供給的影響作用及機(jī)理。當(dāng)一方配偶遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，對另一方配偶的勞動供給存在影響，但是丈夫患病對妻子勞動供給以及妻子患病對丈夫勞動供給之間的影響可能會存在性別差異；現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)男性的勞動生產(chǎn)效率大于女性，男人賺錢能力要比女人強(qiáng)，另外從家庭分工和性別角色的社會認(rèn)同，女性更適合從事照料活動，因而現(xiàn)有文獻(xiàn)大多數(shù)側(cè)重于對女性照料活動引起的工作-家務(wù)活動沖突，既有對父輩的照料研究、也有對子輩和孫輩的照料的研究，但對于男性的健康照料與勞動供給行為選擇的研究較為缺乏，尤其是針對臨近退休或已經(jīng)退休的中老年男性，在面臨妻子的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，是利用其勞動生產(chǎn)效率的比較優(yōu)勢增加勞動供給，通過購買健康和照料服務(wù)來替代自身的照料活動；還是會減少勞動供給時(shí)間，增加對妻子的陪伴和照料呢？目前這個(gè)問題還沒有得到理論界足夠的關(guān)注和重視。

現(xiàn)有研究關(guān)于健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊和配偶勞動供給行為主要側(cè)重于橫截面數(shù)據(jù)，例如Parsons, D.O.、Berger, M. C., Fleisher, B. M.和廖宇航的研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)一方配偶健康狀況下降時(shí)，另一方配偶將會增加勞動時(shí)間或提高勞動生產(chǎn)效率[2-4]。橫截面數(shù)據(jù)并不能從時(shí)間上反映其中一方配偶健康狀況惡化的軌跡以及對另一方配偶勞動供給的動態(tài)變化過程。從現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果來看，大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體的勞動供給行為很少受到配偶的疾病風(fēng)險(xiǎn)的影響[5-7], 但也有少數(shù)學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，丈夫和妻子對于配偶疾病的勞動供給行為反應(yīng)存在差異性，當(dāng)妻子遭遇疾病風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，丈夫會大幅地減少勞動供給；而當(dāng)丈夫遭遇疾病風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，妻子卻會為了增加家庭收入而增加勞動供給[8-10]。

本文為個(gè)體遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后對配偶勞動供給行為選擇提供了新的實(shí)證依據(jù)。與現(xiàn)有研究不同之處在于：（1）采用的大樣本的微觀追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（選取的是中國健康和養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)），而不是橫截面數(shù)據(jù)。（2）本文選取個(gè)體的疾病診斷作為個(gè)體遭受突發(fā)的、外來的健康沖擊來度量健康狀況，研究對象一般不會在疾病診斷前就調(diào)整其勞動供給行為。（3）采用了傾向得分匹配和差中差相結(jié)合的方法來控制觀測者和非觀測者的異質(zhì)性。本文首先通過匹配讓處理組和對照組保持其他特征變量一致，只存在健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊的差異。本文還采用個(gè)體固定效應(yīng)的差中差估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，研究數(shù)據(jù)和估計(jì)方法的可靠性，保證了因果推斷的穩(wěn)健性，并保證了政策的可行性。

2 理論分析

本文構(gòu)建一個(gè)動態(tài)的家庭勞動供給模型來分析妻子遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后對丈夫勞動供給的影響。本文的理論模型是借鑒于Blundell et al.的思路[11]。與已有模型不同的地方，本文假定每個(gè)時(shí)期的效用函數(shù)在家庭消費(fèi)和每個(gè)家庭成員的閑暇配置中是不可分離的，說明夫妻雙方存在閑暇互補(bǔ)效應(yīng)，如果和配偶共享閑暇，夫妻雙方的閑暇效應(yīng)總和大于獨(dú)自閑暇時(shí)的效用值。

本文以個(gè)體患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病作為外生的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，導(dǎo)致研究對象勞動生產(chǎn)率永久性的降低，賺取勞動收入的能力也是永久性地降低，為了彌補(bǔ)家庭收入的減少，另一方配偶將會增加勞動供給，以維持消費(fèi)的平滑性，這就是“增加工人效應(yīng)”。個(gè)體遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，除了直接影響其經(jīng)濟(jì)收入，還存在其他非經(jīng)濟(jì)因素的影響：（1）會導(dǎo)致遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊的研究個(gè)體預(yù)期壽命減少，家庭成員為了實(shí)現(xiàn)家庭效用的最大化，閑暇時(shí)間的邊際效應(yīng)上升，會增加閑暇時(shí)間的配置，從而導(dǎo)致勞動供給時(shí)間減少；（2）假設(shè)夫妻之間存在閑暇互補(bǔ)效應(yīng)，夫妻雙方偏好于共享閑暇時(shí)間，當(dāng)個(gè)體遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，另一方配偶傾向于減少勞動供給時(shí)間，與患病個(gè)體共同分享閑暇時(shí)間。（3）個(gè)體遭受健康風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，另一方配偶因照料患病個(gè)體擠占勞動供給時(shí)間。這三個(gè)方面的原因都會導(dǎo)致配偶勞動供給減少，本文將其綜合為“照料效應(yīng)”。個(gè)體遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后，配偶的勞動供給是增加還是減少，取決于這兩個(gè)效應(yīng)絕對值大小。

假設(shè)個(gè)體i患病，以配偶j的勞動力供給模型為目標(biāo)函數(shù)進(jìn)行分析。假設(shè)Wj表示配偶j的市場工資率，它是獨(dú)立于市場勞動時(shí)間的。Wj*表示配偶j的家務(wù)勞動時(shí)間邊際價(jià)值，也可以理解為配偶j 的保留工資率。只有Wj＞W(wǎng)j*配偶j才會選擇參與市場勞動，否則會選擇照料患病個(gè)體i或從事家務(wù)勞動。保留工資率Wj*是與配偶j市場勞動時(shí)間Tj1、配偶 j對患病者i的照料時(shí)間Tj3成正比，并嚴(yán)格外生的。假定家庭收入是關(guān)于個(gè)體i和配偶j工資率及非勞動收入的函數(shù)，如（1）式所示：

（1）式中 Wi表示患病個(gè)體i的市場工資率，T是可以利用的總時(shí)間，H是因病需休養(yǎng)的時(shí)間，Wj是另一方配偶j 的市場工資率， I0為非勞動收入。只有市場工資率高于個(gè)體j的保留工資率（當(dāng)市場勞動時(shí)間為零時(shí)最高的家庭工資率），個(gè)體j才會參與市場勞動。因此，只有當(dāng) Wj=Wj*時(shí)，個(gè)體j的效用達(dá)到最大化。為了簡化分析，我們假設(shè) Wj*(L,H,F)是關(guān)于個(gè)體j的市場勞動時(shí)間L的線性函數(shù)。假設(shè)均衡的市場勞動時(shí)間為 L0，它與(Wj-Wj*) 成正比，也與 Wj*(L,H,F)曲線斜率的倒數(shù)成正比。因此，我們可以從保留工資率Wj*的角度分析家庭環(huán)境因素的變化對個(gè)體j市場勞動時(shí)間的影響。當(dāng)保留工資率 Wj*增加會導(dǎo)致個(gè)體j的市場勞動時(shí)間減少，反之，保留工資率Wj*減少，會導(dǎo)致個(gè)體j市場勞動時(shí)間增加。如果非勞動收入是外生變量，那么個(gè)體i患病對個(gè)體j的保留工資的影響效應(yīng)的全微分方程可以寫為（2）式：

3 數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計(jì)

本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（2011-2018）進(jìn)行實(shí)證研究，選擇第一次調(diào)查期間年齡在45歲及以上的已婚男性個(gè)體，篩選出其配偶患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的樣本。本文還排除了在2011年以前被診斷出胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的女性樣本。研究采用的數(shù)據(jù)包括人口學(xué)特征、胃病或其他消化系統(tǒng)疾病診斷和死亡記錄，經(jīng)濟(jì)特征、社會保障制度特征等等?？紤]到第1次調(diào)查期間研究對象的婚姻狀況可能會在以后的調(diào)查期間發(fā)生變化，會影響個(gè)體遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊對配偶勞動供給行為的影響。本文首先假設(shè)第1次調(diào)查期間患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病與同一個(gè)研究對象結(jié)婚，如果后續(xù)的追蹤調(diào)查期間婚姻狀況沒有發(fā)生變化，則假設(shè)為和與同一配偶保持一致的婚姻狀況。如果其中夫妻離異或其中一方死亡，則婚姻匹配就結(jié)束，單身的男性或女性個(gè)體會一直留在樣本中直到其選擇不再婚。

本文通過上述婚姻關(guān)系匹配后得到10735對夫妻，篩選出第一次調(diào)查期間夫妻雙方的年齡都在45歲及以上，第1次調(diào)查時(shí)都沒有胃部及其他消化系統(tǒng)疾病史的樣本。第1次調(diào)查時(shí)研究對象的平均年齡為58.46歲，配偶的平均年齡為58.57歲，其中有2162個(gè)研究對象的配偶在連續(xù)4次調(diào)查過程中至少有一次被診斷為患有胃部及其他消化系統(tǒng)疾病，進(jìn)一步把樣本限制為在第1次調(diào)查期間開始可以確定其就業(yè)狀況的個(gè)體，假定個(gè)體從事的是有報(bào)酬的市場勞動，如就業(yè)或者不就業(yè)， 處理組是指連續(xù)四次調(diào)查期間配偶第一次被診斷出患有胃部疾病或消化系統(tǒng)疾病的個(gè)體，包含2162個(gè)研究樣本，其中1135個(gè)男性，1027個(gè)女性?？刂平M是指連續(xù)四次調(diào)查期間配偶尚未診斷為患有胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的個(gè)體，控制組樣本數(shù)量為7666個(gè)，其中3907個(gè)男性，3759個(gè)女性。綜合處理組和控制組總樣本數(shù)達(dá)到9828個(gè)，其中5015個(gè)男性樣本，4813個(gè)女性樣本（見表 1）。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證方法

4.1 粗化精確匹配

為了平衡處理組和控制組之間的特征變量差異，本文選取粗化精確匹配方法（Coarsened Exact Matching, CEM），它是一種多維度精確匹配的估計(jì)方法，采取把連續(xù)變量分成不連續(xù)的區(qū)間或把分類變量合并后分成更少的粗分類后生成新的各個(gè)單元[12]。

粗化精確匹配引入了一組具有相同匹配變量粗化值的特征向量，通過修正處理組和控制組的不可匹配的觀測值，將匹配數(shù)據(jù)限制在共同經(jīng)驗(yàn)支持的區(qū)域。對每個(gè)特征向量J，粗化精確匹配后得到一個(gè)估計(jì)權(quán)重值用于對匹配后控制組的觀測值重新賦值，平衡控制組與處理組之間的經(jīng)驗(yàn)分布差異②匹配后的控制組的權(quán)重等于具備j特征向量的處理組樣本njt除以控制組樣本量njc的比值乘以匹配后的控制組樣本量與處理組樣本量的比值，匹配后處理組樣本量的權(quán)重為1，沒有處理的樣本量的權(quán)重為0.。將匹配權(quán)重應(yīng)用于勞動參與、勞動時(shí)間、個(gè)人年收入三方面。由于粗化精確匹配要求匹配變量通過粗分類后實(shí)現(xiàn)精確匹配，隨著匹配變量的增加會帶來匹配維度的增加，降低控制組與處理組之間實(shí)現(xiàn)匹配的概率。理想目標(biāo)是找到一組相對較小的匹配變量，這些匹配變量可以控制控制組與處理組之間的可觀測差異，同時(shí)也可以減少控制組與處理組之間不可匹配個(gè)體的數(shù)量。

本文選取的匹配變量集包括丈夫的個(gè)體和家庭特征變量，但妻子的特征變量不包括在匹配變量集里面。被選為匹配變量的丈夫的個(gè)體和家庭特征是在妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病前后勞動供給行為，包括勞動參與、勞動時(shí)間、個(gè)體收入。因此，可以利用這些特征變量進(jìn)行匹配，從而控制對個(gè)體勞動供給行為中可觀測因素帶來的估計(jì)偏誤。

本文采用的個(gè)體匹配變量包括調(diào)查年份（分為第1次-4次調(diào)查）、年齡（將原始年齡按照每5歲作為一個(gè)年齡區(qū)間進(jìn)行劃分）、受教育程度（將接受教育年限合并為未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大學(xué)及以上5類）、民族類別（分為漢族、少數(shù)民族2類）、城鄉(xiāng)（按照戶籍來源分為城鎮(zhèn)、農(nóng)村2類）、居住的省份。家庭匹配變量包括家庭擁有的小孩數(shù)量（分為沒有小孩、1個(gè)、2個(gè)、3個(gè)及以上4類）、是否有孫子女需要照料（分為是、否2類）、家庭上一年的收入（按照5分位數(shù)分為前20%、20-40%、40-60%、60-80%、80%以上5類）、個(gè)人上一年的收入占家庭收入的百分比（分為低于50%、50%以上2類）。為了控制個(gè)體在配偶患胃病前對勞動力市場的依賴性，我們引入了其勞動參與狀況（是否就業(yè)）的一階和二階滯后項(xiàng)。

表1中的第4、5、9、10列報(bào)告的是匹配后控制組與處理組的女性和男性子樣本，第4、5列表示男性，第9、10列表示女性。匹配后處理組和引入粗化精確匹配權(quán)重后的控制組的特征較為相似，當(dāng)引入匹配權(quán)重值后，控制組和處理組之間的特征幾乎沒有差異。但并不是所有的處理組中的個(gè)體都可以找到控制組的個(gè)體進(jìn)行匹配。處理組中有191個(gè)女性（占18.6%）、152個(gè)男性（占13.4%）不能在控制組中找到與之匹配的個(gè)體。

表1中的第1、6列說明處理組中完成匹配的樣本比沒有完成匹配的樣本的個(gè)體平均年收入和家庭平均年收入要更高。個(gè)體在確診胃病或其他消化系統(tǒng)疾病上一個(gè)調(diào)查期間個(gè)體的就業(yè)狀態(tài)對控制組和處理組的匹配結(jié)果有明顯影響，處于在業(yè)狀態(tài)的樣本匹配后的特征向量的改變程度要比處于不在業(yè)狀態(tài)的樣本改變程度要小。其他的特征向量，如平均年齡、受教育程度、城鄉(xiāng)特征等，匹配前后的處理組結(jié)果基本是相似的。

本文還設(shè)置了控制組與處理組匹配個(gè)體的回歸樣本，定義個(gè)體第一次患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的年份為τ={2011,2013,2015,2018} ，用實(shí)際調(diào)查年份減去第一次患病的年份得到患病的時(shí)間t，例如個(gè)體在2011年第一調(diào)查期間患病，其患病歷程為t=0.經(jīng)過匹配之后的控制組里面，t在任何一次調(diào)查過程是否為0依賴于經(jīng)過通過匹配后的處理組中的 τ值，如果t=0就說明控制組與處理組出現(xiàn)的年份是相同的。由于調(diào)查樣本的縱向數(shù)據(jù)的特征差異，只要個(gè)體在調(diào)查期間的婚姻情況是持續(xù)穩(wěn)定的，t的取值可以為（0,1,2,3）。

4.2 個(gè)體固定效應(yīng)的廣義差中差回歸

為了控制隨時(shí)間變化等不可觀測的特征變量對個(gè)體的勞動供給行為（如勞動參與、勞動時(shí)間、個(gè)體收入等）和配偶的健康狀況之間的潛在相關(guān)影響，本文構(gòu)建了個(gè)體固定效應(yīng)的廣義差中差模型。配偶的胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的診斷對個(gè)體的勞動供給行為的影響是隨時(shí)間而動態(tài)變化的。如果胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的診斷是嚴(yán)格外生的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，則個(gè)體固定效應(yīng)廣義差中差模型的回歸結(jié)果可以解釋為真實(shí)的因果效應(yīng)。

本文利用粗化精確匹配和廣義差中差估計(jì)相互結(jié)合的方法來估計(jì)混合效應(yīng)模型，并引入處理組（Ci）和時(shí)間啞變量（Tit）的交互項(xiàng)，同時(shí)引入粗化精確匹配的權(quán)重值進(jìn)入估計(jì)模型，如（3）式所示：

Yi1是個(gè)體i在t時(shí)期的勞動供給行為，代表勞動參與、勞動時(shí)間、個(gè)體收入；αi是不隨時(shí)間變化的固定效應(yīng)。向量Xi1是指隨時(shí)間變化的個(gè)體特征向量。每個(gè) Tki1都是虛擬變量，當(dāng)t=k時(shí)取值為1，否則為0；Ci是一個(gè)虛擬變量，當(dāng)配偶診斷為胃病或其他消化系統(tǒng)疾病時(shí)為1，否則為0，也是本文的處理變量指標(biāo)；參考時(shí)期t=0，是指配偶診斷出胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的調(diào)查年份。因此，δk是衡量處理組和控制組在不同的t時(shí)期估計(jì)出的結(jié)果變量 Yi1的差異性。δk是指配偶診斷出胃病或其他消化系統(tǒng)疾病k年后的采用廣義差中差方法估計(jì)出來的個(gè)體平均勞動供給效應(yīng)。如果在回歸方程（1）中引入CEM權(quán)重指數(shù)， δk的估計(jì)結(jié)果就是處理組的平均處理效應(yīng)。

除了對模型（3）進(jìn)行廣義差中差回歸估計(jì)，為了限制不隨時(shí)間變化因素對配偶患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病，本文還設(shè)計(jì)了如下差中差估計(jì)模型：

（4）式中 Pi1是處理后的虛擬變量，當(dāng)t≥0是取值為1，否則為0，δ表示利率常數(shù)；本文使用方程（4）來估計(jì)配偶患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后勞動力供給行為異質(zhì)性影響。由于樣本量不大，沒有足夠的統(tǒng)計(jì)顯著性來估計(jì)時(shí)間特定效應(yīng)δk與方程（3）一樣，本文將粗化精確匹配權(quán)重值引入方程（4）。結(jié)合個(gè)體固定效應(yīng)，δ系數(shù)可以很好地解釋為因果估計(jì)的系數(shù)，也是配偶患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病后個(gè)體勞動供給行為的處理組平均處理效應(yīng)。

5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

5.1 縱向比較分析

在討論估計(jì)結(jié)果之前，本文對處理組和對照組的個(gè)體勞動參與、勞動時(shí)間、個(gè)人收入進(jìn)行了縱向比較分析（見表2）?？v向比較分析是按照男女分組隨時(shí)間變化以及胃部疾病或其他消化系統(tǒng)疾病患病前后進(jìn)行比較分析的。本文假定了4個(gè)結(jié)果變量：是否參與勞動、上一年的工作小時(shí)數(shù)（以參與勞動為條件）；上一年的個(gè)體年收入，所有的結(jié)果變量都經(jīng)過了粗化精確匹配的加權(quán)處理。

表2說明當(dāng)妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病后，丈夫的勞動參與率是上升的，但勞動供給時(shí)間是減少的。妻子不患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病時(shí)丈夫個(gè)體年平均勞動供給時(shí)間會比患病組低3-5個(gè)百分點(diǎn)。這一差異在接下來的隨訪期間基本保持穩(wěn)定。妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病前的丈夫的年收入要高于妻子患病之后的年收入，隨著調(diào)查時(shí)間的推進(jìn)不同組別之間的個(gè)體收入差距呈現(xiàn)輕微的增長。

表2 丈夫的勞動參與、勞動時(shí)間、個(gè)體收入的縱向比較

5.2 妻子患病對丈夫勞動參與的影響

本文對女性患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病后對丈夫勞動供給行為的廣義差中差回歸模型（3）進(jìn)行了估計(jì)，初始回歸估計(jì)都是先不加入控制變量，然后再加入控制變量進(jìn)行估計(jì)。表3報(bào)告的是當(dāng)妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病時(shí)丈夫的勞動參與估計(jì)結(jié)果，第1列結(jié)果說明當(dāng)妻子診斷為胃病或其他消化系統(tǒng)疾病2年內(nèi)男性的勞動參與率比其妻子不患病的男性的勞動參與率要低2.4個(gè)百分點(diǎn)，第4年兩者間的差距達(dá)到3.2個(gè)百分點(diǎn)。綜合來說，研究結(jié)果表明老年男性在其妻子患病后的4年內(nèi)會顯著調(diào)整其勞動供給行為。第2-6列是增加控制變量后的男性勞動參與變化情況，整體來說，估計(jì)結(jié)果是較為穩(wěn)健的。第（2）列增加了隨訪期間額外的其他疾病診斷指標(biāo)，雖然隨訪期間妻子患有額外的其他疾病會對丈夫的勞動參與行為有很大的負(fù)面影響，但這種影響在統(tǒng)計(jì)學(xué)上并不顯著（會使丈夫的勞動參與率下降3.8%，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)）。第3列繼續(xù)加入寡居狀況的滯后項(xiàng)（其指標(biāo)是指假定研究對象的配偶2年前或更早去世，則令其等于1，否則為0），變成寡居者會使男性的勞動參與率下降4.2%，但并沒有通過顯著性檢驗(yàn)。第（4）和（5）列的結(jié)果是指對非勞動收入、子女人數(shù)和照料孫子女等個(gè)體特征變量進(jìn)行了控制，非勞動收入每增加1個(gè)百分點(diǎn)會使得老年男性的勞動參與率下降4.3%-4.9%，且在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。每增加1個(gè)子女會使得老年男性的勞動參與率上升1.4%，且在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。男性會因照料孫子女導(dǎo)致勞動參與率下降1.5%，且在5%的水平上顯著。妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病后如果能享受到醫(yī)療保障福利會導(dǎo)致其丈夫的勞動參與率下降9.2%，且在1%的水平上顯著。第（6）列是指在控制住其他額外的患病情況、妻子可能在患病期間死亡、非勞動收入、子女?dāng)?shù)量、孫子女照料、醫(yī)療保障福利等特征變量后，妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病2年后會導(dǎo)致丈夫的勞動參與率下降2%，4年后下降2.2%。而不控制這些特征變量之前，妻子患病對丈夫勞動參與率2年后下降為2.4%，4年后下降為3.2%（見第1列），說明控制住所有的特征變量后，妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫勞動參與的負(fù)面影響變小了，但是其估計(jì)效果也較為顯著，總體來說，在加入控制變量后第一列的估計(jì)結(jié)果仍是較為穩(wěn)健的。

表3 妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫勞動參與的廣義差中差估計(jì)

5.3 妻子患病對丈夫勞動時(shí)間的影響

前面的分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病時(shí)，丈夫的平均勞動參與率會明顯下降2-3個(gè)百分點(diǎn)，這些男性選擇退出勞動力市場來照顧患病的妻子，還有一部分男性會選擇繼續(xù)工作來賺取收入來彌補(bǔ)妻子患病帶來的收入損失，本文繼續(xù)對留在勞動力市場中的男性勞動供給時(shí)間影響進(jìn)行研究。表4報(bào)告的妻子患胃病或其他消化消化系統(tǒng)疾病后對丈夫勞動時(shí)間的廣義差中差估計(jì)。第1列的估計(jì)結(jié)果說明當(dāng)妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病會使丈夫的年平均勞動供給時(shí)間增加，具體來說患病2年后會使得丈夫年平均勞動供給時(shí)間增加141.039小時(shí)，患病4年后會使得丈夫年平均勞動供給時(shí)間增加157.154小時(shí)。第（2）-（6）列是逐步增加是否有額外的疾病診斷、滯后一期的寡居狀況、非勞動收入、子女?dāng)?shù)量、是否需要照料孫子女、是否享受醫(yī)療保障福利等特征變量后的估計(jì)結(jié)果。逐步回歸結(jié)果表明，在控制住其他相關(guān)因素后，妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫勞動時(shí)間的影響作用會有輕微的減少，患病2年后導(dǎo)致丈夫的年平均勞動時(shí)間增加137.628小時(shí)，患病4年后會導(dǎo)致丈夫的年平均勞動供給時(shí)間增加151.269小時(shí)。

表4 妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫勞動時(shí)間的廣義差中差估計(jì)

妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫勞動供給的影響主要體現(xiàn)在廣義邊際效應(yīng)（勞動參與）和集約邊際效應(yīng)（勞動時(shí)間），妻子患病后會使得丈夫的勞動參與率降低，且隨著時(shí)間的推移，勞動參與率降低的程度越來越大；選擇留在勞動力市場繼續(xù)勞動的老年男性的勞動供給時(shí)間反而會出現(xiàn)增加，隨著時(shí)間的推移，勞動供給時(shí)間的增加量越來越大。以上估計(jì)結(jié)果說明，妻子患病后，一部分男性會選擇放棄市場勞動，轉(zhuǎn)為照顧患病的妻子，表現(xiàn)的為照料效應(yīng)；另一部分老年男性反而會增加對市場勞動的供應(yīng)時(shí)間，選擇賺取更多的收入來彌補(bǔ)因妻子患病帶來的收入減少，表現(xiàn)的為增加工人效應(yīng)。

5.4 妻子患病對丈夫收入的影響

前面的分析發(fā)現(xiàn)妻子患病后會導(dǎo)致丈夫的勞動參與率下降，但勞動供給時(shí)間增加，也就是說既存在因照料患病妻子導(dǎo)致的參與率降低（照料效應(yīng)），也存在為彌補(bǔ)收入減少而增加勞動時(shí)間（增加工人效應(yīng)）；那么這兩種作用哪個(gè)起主要作用呢？本文試圖通過對男性年平均收入的影響來評估這兩個(gè)作用的大小，如果年平均收入增加，說明增加工人效應(yīng)大于照料效應(yīng)，妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫勞動供給的影響主要在廣義邊際效應(yīng)方面（勞動時(shí)間），增加工人效應(yīng)占主導(dǎo)；若年平均收入減少，說明照料效應(yīng)大于增加工人效應(yīng)，勞動供給的影響主要體現(xiàn)在集約邊際效應(yīng)方面（勞動參與），照料效應(yīng)占主導(dǎo)，下面關(guān)于男性個(gè)體年平均收入的研究就對該假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

表5報(bào)告了妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫年平均收入影響的估計(jì)結(jié)果，和前面勞動參與和勞動時(shí)間的估計(jì)模型和控制變量一致，6列回歸估計(jì)結(jié)果分別是指包含了不同的控制變量的估計(jì)情況。自從妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病，丈夫每年賺取的收入要少約2000元，減少的額度約占年平均收入總額的10%。這個(gè)負(fù)向的影響在妻子胃病或其他消化系統(tǒng)疾病確診后的2年內(nèi)是穩(wěn)健的，但在第4年消失了。所以，這個(gè)收入的影響模式和前面分析的勞動參與率的影響方向是一致的。

表5的估計(jì)結(jié)果說明當(dāng)老年妻子患病后對丈夫的勞動供給的減少作用主要發(fā)生在廣義邊際效應(yīng)（勞動參與），年平均收入的影響機(jī)制和勞動參與變化有相似之處。研究結(jié)果表明妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病時(shí)，丈夫因照料患病中妻子帶來的勞動參與率的下降起主要作用，照料效應(yīng)主導(dǎo)勞動供給的影響機(jī)制。

表5 妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫收入的廣義差中差估計(jì)

6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析

6.1 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前面的基準(zhǔn)回歸估計(jì)過程選取的樣本是指在追蹤調(diào)查期間個(gè)體的婚配對象是保持不變的，但考慮到追蹤調(diào)查期間可能會出現(xiàn)離異、分居、配偶去世等多種情況，導(dǎo)致婚姻關(guān)系并不是固定的，從而影響基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)研究采用的是剔除寡居樣本后的剩余個(gè)體的廣義差中差估計(jì)。表6也是采用廣義差中差估計(jì)模型（4）進(jìn)行估計(jì)，和前面的主體回歸估計(jì)表3、表4和表5中第（1）列的估計(jì)模型一致，僅對處理組和控制組中的所有樣本剔除寡居樣本后的剩余個(gè)體進(jìn)行估計(jì)。剔除寡居樣本后，本文可以更精確地估計(jì)妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病后對丈夫勞動供給行為影響的凈因果效應(yīng)，不會因?yàn)榉蚱拗g的離異、分居、配偶去世導(dǎo)致的寡居等情況帶來的估計(jì)偏差。與全樣本估計(jì)結(jié)果相比，剔除寡居樣本后可能會導(dǎo)致妻子患病對丈夫的勞動供給行為的影響效應(yīng)減小（因?yàn)槠拮踊疾『蟪霈F(xiàn)死亡或離異的風(fēng)險(xiǎn)可能更大）。

表6 妻子患胃病對丈夫勞動參與、勞動時(shí)間及個(gè)體收入的估計(jì)結(jié)果（非寡居樣本）

剔除寡居樣本后估計(jì)結(jié)果說明，女性患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病對丈夫的勞動參與、勞動時(shí)間、個(gè)體收入的影響，與前面全樣本男性的估計(jì)結(jié)果區(qū)別不大（表3、表4和表5中的第（1）列），穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果說明，少數(shù)個(gè)體因婚姻匹配關(guān)系不穩(wěn)定帶來的估計(jì)偏差并沒有在本質(zhì)上影響估計(jì)結(jié)果，妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病后，會導(dǎo)致丈夫的勞動供給減少，體現(xiàn)出明顯的照料效應(yīng)。

6.2 異質(zhì)性分析

本文前面的主體估計(jì)結(jié)果并沒有區(qū)分胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的患病嚴(yán)重程度。胃病或其他消化系統(tǒng)疾病包括急性和慢性的胃炎和腸炎、胃潰瘍和十二指腸潰瘍、胃腸癌等疾病。胃病或其他消化系統(tǒng)疾病是中老年人的高發(fā)病種，年齡越大發(fā)病率越高，一旦得病，反復(fù)發(fā)作，需要長期治療，極易癌變?yōu)閻盒阅[瘤。本文針對妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的嚴(yán)重程度差異將其分為不嚴(yán)重、一般、嚴(yán)重三個(gè)等級。如果妻子胃病或其其他消化系統(tǒng)疾病患病越嚴(yán)重，將會導(dǎo)致丈夫的減少勞動供給的程度越大，因?yàn)榛疾≡絿?yán)重，越需要配偶給予更多的照料；妻子患病越嚴(yán)重，預(yù)期剩余壽命越短，閑暇時(shí)間的邊際效應(yīng)上升，需要丈夫花更多的時(shí)間來陪伴和照料。為了檢驗(yàn)該假設(shè)，本文基于廣義差中差估計(jì)模型（4）針對妻子患病的不同嚴(yán)重程度設(shè)計(jì)了廣義的差中差估計(jì)，并重新計(jì)算了粗化精確匹配的權(quán)重系數(shù)，相關(guān)實(shí)證估計(jì)結(jié)果見表7。妻子患病的不同嚴(yán)重程度對丈夫勞動供給行為的影響作用存在明顯的差異性，（A）部分的估計(jì)結(jié)果說明妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病不太嚴(yán)重時(shí)，第二次調(diào)查期間的勞動參與率降低1.3%，第三次調(diào)查期間的勞動參與率降低1.6%，第四次調(diào)查期間的勞動參與率降低了1.8%；妻子患病為不嚴(yán)重時(shí)對丈夫勞動時(shí)間的影響并不顯著。（B）部分的估計(jì)結(jié)果說明老年配偶患病程度為一般時(shí)，會導(dǎo)致第2次調(diào)查期間的勞動參與率降低2.7%，第3次調(diào)查期間的勞動參與率降低2.4%，第四次調(diào)查期間的勞動參與率降低3.2%；對個(gè)體勞動時(shí)間的影響方面，第二次調(diào)查期間的年平均工作時(shí)間減少93.275小時(shí)，第三次調(diào)查期間的年平均工作時(shí)間減少104.638小時(shí)，第四次調(diào)查期間的年平均工作時(shí)間減少了131.582小時(shí)。（C）部分的估計(jì)結(jié)果說明當(dāng)患病程度為嚴(yán)重時(shí)，第二次調(diào)查期間的勞動參與率降低4.8%，第三次調(diào)查期間的勞動參與率降低3.7%，第四次調(diào)查期間的勞動參與率降低2.8%。患病持續(xù)時(shí)間越長勞動參與率降低程度反而變小了，可能是因配偶患病較嚴(yán)重時(shí)出現(xiàn)了死亡的現(xiàn)象，導(dǎo)致有一部分個(gè)體又重返勞動力市場。

表7 妻子患胃病對丈夫勞動參與、勞動時(shí)間及個(gè)體收入的估計(jì)結(jié)果（按疾病嚴(yán)重程度分組）

當(dāng)妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的嚴(yán)重程度存在差異時(shí)，對丈夫的勞動參與、勞動時(shí)間和個(gè)體收入的影響存在一致的單調(diào)性，即勞動參與率、工作時(shí)間、個(gè)體年收入都是會隨著患病的嚴(yán)重程度加深，導(dǎo)致各個(gè)估計(jì)系數(shù)減少的絕對值出現(xiàn)遞增，從而驗(yàn)證了前面關(guān)于患病嚴(yán)重程度導(dǎo)致的照料效應(yīng)、閑暇互補(bǔ)效應(yīng)的異質(zhì)性假設(shè)。

7 結(jié)論與建議

本文采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011-2018年縱向數(shù)據(jù)來評估妻子患胃病或其他消化系統(tǒng)疾病后對丈夫的勞動供給行為的影響。研究結(jié)果表明，妻子遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后導(dǎo)致丈夫會減少勞動供給和收入，妻子的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊和個(gè)體勞動供給之間的負(fù)向關(guān)系在統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)上都是顯著的。因此，本文實(shí)證研究結(jié)果清晰地拒絕了增加工人效應(yīng)假設(shè)，支持了照料效應(yīng)和閑暇互補(bǔ)效應(yīng)假設(shè)。此外，本文研究發(fā)現(xiàn)妻子患病會導(dǎo)致個(gè)體年平均收入減少5100元，這一費(fèi)用水平與胃病或其他消化系統(tǒng)疾病的治療費(fèi)用相比是相當(dāng)大的一筆費(fèi)用，如閆曉芳利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)測算2013年60歲以上老年人的年平均自付醫(yī)療費(fèi)用(Out-Of-Pocket, OOP)約為2163元[13]。朱雪雪等對大連市2012年-2017年胃癌患者的病歷資料分析發(fā)現(xiàn)其人均住院費(fèi)用為37896元[14]。

從家庭分工和性別角色的社會認(rèn)同理論來看，女性更適合從事照料活動，因而現(xiàn)有文獻(xiàn)大多數(shù)側(cè)重于對女性照料活動引起的工作-家務(wù)活動沖突，而對男性的照料活動缺少關(guān)注，本文選取臨近退休或已經(jīng)退休的中老年男性為研究對象，在面臨妻子的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，中老年男性會減少勞動供給，增加對妻子的陪伴和照料，照料效應(yīng)主導(dǎo)勞動供給的影響機(jī)制。由于數(shù)據(jù)和研究方法的局限性，傾向得分匹配方法和差中差估計(jì)方法可以減去、控制夫妻雙方各自的起始狀態(tài)，但可能還存在一些夫妻雙方共同存在的且不可觀測到的類似屬性，比如同樣面臨健康風(fēng)險(xiǎn)，夫妻雙方的利他性程度可能存在差異性，以及個(gè)體的健康風(fēng)險(xiǎn)傾向存在差異性，這些不可觀測變量帶來的內(nèi)生性影響可能會造成因果估計(jì)的偏差。本文采用是匹配和差中差的估計(jì)方法，可以減去、控制各自的起始狀態(tài)，解決樣本的基準(zhǔn)性偏差，但對于夫妻雙方的健康風(fēng)險(xiǎn)偏好、利他程度差異性等不可觀測變量的處理仍顯得不足，這也是本文的實(shí)證研究局限性所在，有待后期繼續(xù)完善。

本文的研究結(jié)果量化了當(dāng)妻子患病后，丈夫因?yàn)檎樟闲?yīng)導(dǎo)致勞動供給減少，從而造成收入減少。這一現(xiàn)象對于傳統(tǒng)家庭性別分工提供了新的證據(jù)，傳統(tǒng)家庭分工理念認(rèn)為丈夫賺錢比妻子多，更適合從事市場勞動，而照料患病者更適合妻子的角色。即將退休和已經(jīng)退休的中老年丈夫，面臨著和他相處大半生的妻子遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后，盡管丈夫的勞動生產(chǎn)率較高，還肩負(fù)著贍養(yǎng)老人和撫養(yǎng)子代、孫代等雙重經(jīng)濟(jì)壓力，勞動供給的機(jī)會成本較高，但實(shí)證研究證實(shí)丈夫?qū)ζ拮拥墓餐e暇效應(yīng)和照料效應(yīng)仍是一個(gè)主要的影響機(jī)制，丈夫放棄了市場勞動，轉(zhuǎn)而照料患病的妻子。在面臨妻子的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊下，中老年丈夫的勞動供給決策動機(jī)與中國轉(zhuǎn)型期間的公共養(yǎng)老金制度和社會化養(yǎng)老服務(wù)尚在完善中有密切的關(guān)聯(lián)。中老年妻子遭遇健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊后，主要還是依賴家庭成員進(jìn)行照料，尤其是依靠丈夫進(jìn)行照料的比例甚至還超過子代和孫代承擔(dān)的照料責(zé)任。而企業(yè)和政府并沒有給予那些負(fù)有照料患病者的勞動者給予特別的津貼，同時(shí)社會化的照料服務(wù)供給不足和質(zhì)量低下，導(dǎo)致中老年勞動者面臨著為患病者提供照料服務(wù)和為家庭創(chuàng)造收入的權(quán)衡。因此，本文的研究具有非常鮮明的政策含義：提高老年照料服務(wù)的社會化水平，提高家庭照料服務(wù)承擔(dān)者的補(bǔ)貼力度，減少臨近退休的中年勞動者的家庭照料負(fù)擔(dān)，增加已經(jīng)退休者的醫(yī)療保障待遇，長期護(hù)理保險(xiǎn)政策的落地要考慮到對家庭照料者的補(bǔ)償政策設(shè)計(jì)。

其次，本文的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)妻子健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊會減少丈夫的勞動供給，對目前正準(zhǔn)備實(shí)施的延遲退休政策有重要啟示。如果政府決定延遲退休年齡，勞動供給和健康照料之間的矛盾沖突將會更為激烈，因?yàn)槟挲g越大的勞動者面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)更大，還不能及時(shí)得到養(yǎng)老金的補(bǔ)貼來緩沖健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊。因此，延遲退休政策的成功落地一定要考慮到中老年人的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，考慮增加一些必需的社會化照料服務(wù)，鼓勵中老年照料服務(wù)商品化，幫助延遲退休者減輕健康照料負(fù)擔(dān)，緩解健康照料和勞動供給之間的矛盾沖突。同時(shí)考慮到中國傳統(tǒng)文化和家庭觀念的現(xiàn)實(shí)情況，大力發(fā)展家庭健康照料服務(wù)的多樣化形式，提倡社會化養(yǎng)老服務(wù)進(jìn)社區(qū)、進(jìn)家庭，推進(jìn)養(yǎng)老服務(wù)業(yè)的微觀化經(jīng)營。

再次，本文的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)的妻子健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊對丈夫勞動供給的負(fù)向影響，與現(xiàn)有研究中關(guān)于女性對父輩、子輩、孫輩的大量文獻(xiàn)形成對照，可以從性別差異的視角來審視照料問題。大量的經(jīng)驗(yàn)研究形成刻板印象，仿佛女性是家庭照料活動的天然角色，然而本文的實(shí)證研究結(jié)果說明中老年男性面臨妻子的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，同樣也面臨著市場勞動和健康照料的雙重壓力，中老年男性勞動者的勞動供給行為也會受到照料活動的負(fù)面影響。本文的實(shí)證研究結(jié)果與西方發(fā)達(dá)國家的實(shí)證研究相比具有中國特色。西方發(fā)達(dá)國家的老年社會照料服務(wù)非常發(fā)達(dá)，機(jī)構(gòu)的照料服務(wù)對家庭照料活動替代性較高，而具有勞動生產(chǎn)效率比較優(yōu)勢的男性會增加勞動供給，通過購買社會照料服務(wù)來替代家庭照料服務(wù)。中國的傳統(tǒng)文化規(guī)范以及家庭照料文化理念決定了家庭照料是健康風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對的主要方式，同時(shí)中國的機(jī)構(gòu)照料服務(wù)發(fā)展緩慢，照料質(zhì)量不高，因此男性在面對妻子健康風(fēng)險(xiǎn)時(shí)不得以放棄機(jī)會成本較高的市場勞動，照料患病的妻子。但男性的健康照料行為對勞動供給的影響機(jī)制和方式是否與女性存在差異性以及影響程度的大小，有待進(jìn)一步的深入研究，這也是本文繼續(xù)深化和下一步努力的方向。