回到工作岗位对退休后的工作期望和实现外文翻译资料

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回到工作岗位对退休后的工作期望和实现

1.介绍

退休标志着终身工作的急剧减少或停止。然而，关于退休行为的一个奇怪的事实是许多人后来改变退休决定并重返工作岗位。许多人猜测经济冲击可能是原因。实际上，许多金融资产的回报率是不确定的，医疗费用可能会意外增加，没有人知道他的健康或寿命的演变。信息冲击也是可能的，如果退休后一些人知道他们没有足够的储蓄或发现他们不像预期的那样喜欢退休。另一种解释是计划“退休”过渡。例如，Diamond和Hausman（1984）指出，社会保障收入测试可以产生计划的退休，至少在理论上是这样。更一般地说，退休可能是多阶段退休程序的一部分;一种有意识的逐渐退出劳动力的方式，就像部分退休一样。

这两种解释的福利含义是完全不同的，退休文献几乎没有提供关于哪种更可能的原因的指导。即使退休在理论生命周期模型中可能是最优的，无论是由于不确定性还是某种可预测的力量，许多实证分析都认为退休是一种吸收状态。在那些放松这个假设的人中（例如，Berkovec和Stem，1991，Blau，1994，French，2005，Rust和Phelan，1997），只有Blau（1994）和Rust和Phelan（1997）研究他们的模型是否可以预测观察到的-入学率。虽然许多作者已经注意到数据中存在所谓的逆转换，但很少有不退休是直接研究的对象，也许是因为通常认为退休转换相对不常见（参见ReimersandHonig，1993，RustandPhelan，1997）。

在本文中，我表明退休过渡并非偶然。在健康与退休研究（HRS）中，26％的退休人员改变退休决定，多达35％的最年轻退休人员这样做。为了帮助解释这些数据，我提供了一个简单的退休生命周期模型，通过两种机制产生最佳的退休：1）资产回报，医疗保健费用和工资报价的不确定性;2）一种我称之为“倦怠和恢复”的现象，在这种现象中，个人可以预见地“倦怠”工作，退休并“恢复”。我使用这个框架来指导一系列简化形式分析，旨在测试退休前期间退休转换是否大部分是预期的或意外的。

根据HRS中的独特预期数据，我发现82％的人后来发现他们在退休期间不会工作。我通过展示退休前已知的信息预测随后的退休几乎与事前和事后信息相结合来强化这一发现。对于那些偏离退休前期望不工作的少数非经纪人，几乎没有证据表明金融冲击起了重要作用。如果有的话，我的结果指向偏好冲击-一些人显然发现退休不如预期令人满意。也许令人惊讶的是，未实现的工作期望比未实现的休闲期望更为普遍。在这方面，证据指出了两个因果因素：一些人退休后财务状况的正面消息的到来以及其他人对健康（即健康冲击）的负面消息的到来。

最后，我表明，就所持工作和选择这些非传统退休途径的个人的特征而言，退休与部分退休非常相似。退休的普遍存在以及部分退休，凸显了多阶段退休转型的重要性日益提高。我提出了倦怠/恢复假设作为允许不仅通过不确定性产生退休转换的起点结构生命周期模型中预算约束的实现，也通过动态的休闲偏好。

2、退休的经验重要性

2.1退休和非退休的定义

我根据工作时数来定义完全和部分退休的状态。然后，我使用自我评估的退休状态来完善这些分类，以区分失业者和残疾人与退休人员以及部分退休人员的兼职工人。具体而言，如果1）他报告不工作，则个人被归类为完全退休;2）他形容自己退休了。如果他没有提及退休，他被认为是失业，残疾或没有劳动力。如果1）她报告工作是为了支付，则个人被归类为部分退休;2）她兼职工作（定义为每周工作少于35小时或每年少于36周）;3）她形容她自己退休了。如果她没有提及退休，那么她被归类为兼职工作，而不是部分退休。退休被定义为三种可能的转变中的任何一种：1）完全退休到全职工作;2）完全退休到部分退休/兼职工作;3）部分退休到全职工作。区分部分退休转换也很有用，这里提到从全职工作到部分退休的直接转换。根据劳动力状况的波浪变化确定过渡，并仔细记录受访者报告的相关过渡日期。数据附录讨论了相关的其他问题识别过渡，提供有关用于计算缺失过渡日期的过程的详细信息，并描述样本限制。

2.2退休路径概述

我首先概述了原始HRS队列成员（生于1931-1941）及其配偶的不同退休途径，他们在1992年首次接受访谈，并在2002年之前每隔一年接受一次访谈。表1显示了选择的退休途径HRS受访者，他们在1992年之后首次退休，并在首次退休后至少观察了六年。第1行显示，52.2％的退休人员从工作过渡到完全退休，并在接下来的六年或更长时间内完全退休。这表明，只有一半的退休人员退休是一个吸收状态，而另一半则采取部分退休或退休的途径。第2行和第3行显示，12.9％的退休人员完全退休，然后返回兼职工作，而大约一半（6.3％）的退休人员在完全退休后返回全职工作。另有7.2％（第6行）最初部分退休，然后恢复全职工作。对第2,3和6行进行总结，共有26.4％的退休人员在初次退休后退休。作为一个群体，他们占了非传统退休道路的一半以上。

表1还说明了部分退休的经验重要性。大约28.6％的退休人员直接从工作转为部分退休4，而另外12.9％的退休人员在完全退休后进入部分退休。总共有41.5％的退休人员选择退休途径涉及部分退休，这在Gustman和Steinmeier（1984b）估计的三分之一和Ruhm（1990）估计的一半之间。

2.3以退休为特色的退休途径

表2显示了整个样本和各种人口统计子群的不变率，同时改变了退休后观察期的长度。第一列显示了在没有控制观察期的情况下退出的百分比，而第二列则将样本限制为在初始退休后至少一年内观察到的样本。第一栏中的数字较低，反映了由于审查造成的下行偏见：分母包括许多尚未有机会退出的退休人员。这些数字在最后一栏中是最高的，其中对于在最初退休后至少六年后观察时间最长的受访者子集计算了不退休的百分比。关注最后一栏，第一行显示，在至少六年的时间里，26.4％的退休人员重返工作岗位。6这一估计值与Ruhm（1990）在旧退休历史调查（RHS）队列（b.1905-1911）中估计的25.4％非常接近。7考虑到队列之间的二十年差异，这是令人惊讶的。并且似乎表明随着时间的推移，未退休的可能性几乎没有变化;然而，Ruhm的估计包括失业工人，他们在相对年轻的时候过渡到第二职业。因此，如果这里使用的退休和未退休的定义适用于Ruhm的样本，估计的退休率可能会更低。8Blau（1994）研究了RHS小组的季度就业转变，发现25.7％的非就业人数在重新入境时结束，同样22.6％的非全时就业人数在向全职工作过渡时结束。与Ruhm的分析一样，包括失业和退休的转变，这意味着退休后重新进入的比例将会降低。支持这一断言来自Rust（1990），他追踪了超过10年RHS数据的就业序列，发现19％的序列涉及在最初的自我退休报告后重新进入，而29％的人在一个咒语后重新进入无论是失业还是自我报告退休。

文献中对退休率的其他估计要小得多，这主要是由于使用了短暂的观察期，但也可能是因为大多数是针对年龄较大的人群计算的。例如，Gustman和Steinmeier（1984a）估计RHS在两年内的退休率为16.6％;Berkovec和Stem（1991）报告，根据全国老年男性纵向研究（NLS）的年龄，一年的退休率在6.3％至13.2％之间;9Diamond和Hausman（1984）报告了退休工人两年的再入学率根据年龄的不同，NLS为9.6％至17.6％;BenitezSilva（2003）发现HRS中大约12.6％的非工作者（不一定是退休人员）在24个月内重新进入劳动力市场。

表2还显示了人口统计特征对退休模式的一些变化。与黑人和白人相比，男性比女性更容易退休，西班牙裔最不可能退休，而黑人和白人在这方面相似。可能性不退休的情况并不因教育而异，这表明退休可能与低财富积累或不良规划密切相关。最明显的差异出现在首次退休年龄方面。那些在50年代初退休的人很可能会重返工作岗位;对于那些在50年代末首次退休的人来说，这种可能性会下降，然后对于那些在60年代初退休的人来说，这种可能性会逐渐减少。有证据表明，63岁的人首次退休的可能性有所增加，但这可能反映了抽样变异性。早期退休人员退休率高的一个原因是雇主界定福利养老金激励措施之间的相互作用，在保留养老金的同时保留正式受薪雇员的法律障碍，以及雇主最低工时要求。鼓励在计划提前退休年龄开始领取养老金的人也必须与工作分开，如果他们希望继续从事有偿工作，通常必须在其他地方寻找工作。

2.4不存在危险率

了解退休人员退休后返回劳动力队伍的速度也很有意义。图2a和2b显示按性别和第一退休年龄的非参数退休危险率。退休危险率是指在退休后尚未返回工作岗位的情况下重返工作岗位（或在部分退休的情况下增加劳动力供应）的可能性。13对于男性和女性来说，退休危险最初急剧上升，退休后两年达到高峰，然后稳步下降。危险率无处不在男人更高。危害的下降暗示了国家依赖和未观察到的异质性。例如，退休人员退出劳动力队员的时间越长，他的人力资本可能越贬值，或者更长时间的劳动力人员可能具有相对较高的休闲边际价值或低工作回报率。最重要的是，下降的情况表明，退休并非主要是对金融冲击的反应，因为如果是这种情况，我们可能会预期随着时间推移会出现持平态度。

相比之下，首次退休年龄的模式是多种多样的。对于那些在50岁出头退休的人来说，退休后的头五年内危险率明显提高，然后下降，这表明最年轻退休人员的退休程序有所不同。特别是，50岁出头的退休人员比非退休人员非自愿退休的可能性大20％，因此可能会保留退休后退休时间比退休人员更长时间恢复劳动力的兴趣。另外值得注意的是，62-64岁退休后的退休风险低于前三年65岁及以上退休后的危害。这可能反映出工作偏好的异质性，但也可能部分反

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