理性疏忽与退休困惑

文献中的共识是，流动性约束解释了劳动力市场在62岁提前退休年龄时的峰值，而医疗保险资格解释了65岁完全退休年龄时的峰值（Rustand Phelan，1997；French，2005；Gustman和Steinmeier，2005；French和Jones，2011）。由于1962年至2000年间，美国的提前退休和完全退休年龄保持不变，因此这些论文能够从经验上区分这些解释。人口老龄化促使美国ZF从2004年起提高了完全退休年龄，这一改革提供了必要的变化，以估计这一法定退休年龄对劳动力供给的影响。检测到的影响比标准模型预测的要大得多（Mastrobuoni，2009年），65岁高峰的一部分出现在退休年龄之后，尽管医疗保险资格仍保持在65岁（Behagheland Blau，2012年），这削弱了这一谜题由医疗保险资格解释的说法。人口老龄化迫使其他ZF提高法定养老金年龄，人们观察到了类似的模式：养老金年龄的增加导致劳动力供给的反应比标准模型预测的更大。澳大利亚Manoli和Weber（2016年）、德国Seibold（2021）、瑞士Lalive等人（2017年）和英国Cribb等人（2016年）对此进行了记录。在本文研究过度就业敏感性难题时，我首先在克里布等人（2016）的工作基础上记录了其存在。克里布等人使用我研究的同一女性国家养老金年龄（SPA）改革首次记录了英国的这一难题。我以他们的工作为基础，主要是通过使用更丰富的数据集来排除其他潜在的标准完整信息解释，以解释SPA劳动力市场出口的聚集。一些较新的论文也为法定养老金年龄的劳动力市场退出的聚集提供了可能的解释。

Seibold（2021）提出参考依赖偏好，Lalive等人（2017年）提出被动决策。作为完整信息的非标准模型，这些解释不能解释关于养老金规定的普遍错误信念，也不能解释为什么这些错误应该预测对SPA的就业反应。许多论文记录了人们对养老金规定的错误信念，本文通过记录关于国家养老金年龄（SPA）的错误信念以及这些错误信念如何预测到达SPA后的就业反应，为他们做出了贡献。调查养老金知识的最早论文着眼于个人对养老金福利水平的预测误差。Gustman和Steinmeier（2001）将报告的预期福利与基于社会保障记录和雇主提供的养老金描述的客观计算进行了比较，并发现了常模中的错误信息。然而，预测错误反映了对未来规则变化的预测失误以及对当前政策的错误信念。Bernheim（1988）发现，社会安全预测误差与当前社会保障规则的信息有系统的关联，表明个人不使用这些信息。在研究这些预测错误时，要真正将人们的错误与预测失误区分开来，需要收集他们对当前社会保障知识的信息。注意，这些模型中的煽动因素并没有被发现是错误的。例如，医疗资格似乎对就业有显著影响。只是改革后的数据不支持这些模型，不能完全解释过度就业敏感性之谜。规则。Manski（2004）记录的正是这样一项研究，该研究发现，个人对其收入的不确定性很大程度上可以解释为对当前社会保障安排的理解不足。

Rohwedder和Kleinjans（2006年）研究了这些预测误差的动态，发现随着个人接近退休，预测误差变得越来越小。英国老龄化纵向研究（ELSA）和英国女性SPAREFOR提供了一个有趣的机会来区分错误信念和预测失误：ELSA包含了关于人们当前SPA的问题，而真正的SPA是出生日期的确定函数，允许我们观察普遍存在的错误。Crawford和Tetlow（2010）审视这些错误，发现受英国女性水疗改革影响的女性持有严重错误的信念；Amin Smith和Crawford（2018）更新了该分析，发现了大致相似的结果，并记录了这些错误预测了SPA的劳动力供应响应。我发现与Crawford和Tetlow（2010）以及Amin Smith和Crawford（2018）非常相似的模式，普遍存在的错误信念预测劳动力供应反应，我还记录了一种与Rohwedder和Kleinjans（2006）发现的血压知识随年龄增长而提高的类似模式。本文与更广泛的文献有其他重要联系。政策不确定性在本文中起着重要作用，因此它与其他研究政策不确定性的研究相关，如Baker et al.（2016）。特别值得注意的是，Luttmer和Samwick（2018）测量了个人对其社会保障福利的感知不确定性的福利成本。3制度背景、数据和分析本文研究了英国女性国家养老金年龄（SPA）改革带来的令人费解的大量劳动力供应。第3.1节详细介绍了这项改革，重点介绍了使其特别能够阐明过度就业敏感性难题的各个方面。第3.2节讨论了数据。

第3.3-3.4节提供了描述性和简化形式的分析，第3.3节记录了过度就业敏感度之谜，第3.4节记录了关于养老金权利的错误信念以及这些信念与PA就业敏感度之间的联系。这种联系的存在表明，关于SPA的错误信念应该与对SPA的反应一起研究，正如本文所做的那样。3.1制度背景国家养老金年龄（SPA）是英国可以领取养老金的最早年龄，称为国家养老金。换句话说，这是英国养老金体系的提前退休年龄，尽管与美国不同，英国没有收入测试。英国没有正常或完全的退休年龄，因此SPA是国家养老金体系中唯一的重点年龄。延迟收款确实增加了福利的慷慨程度；然而，在所考虑的期间内，这没有延迟期限的上限，因此并不意味着隐含的退休年龄。尽管精算师做出了极其慷慨的调整，但推迟的情况非常罕见，导致出现图1：根据不同立法，按出生日期进行的SPA注：根据不同立法，女性的国家养老金年龄。资料来源：1995年养老金法案，附表4(http://www.legislation.gov.uk/ukpga/1995/26/schedule/4/enacted); 2007年养老金法案，附表3(http://www.legislation.gov.uk/ukpga/2007/22/schedule/3); 2011年养老金法案，附表1（http://www.legislation.gov.uk/ukpga/2011/19/附表/1/颁布）。延迟谜题，其讨论推迟到第8节中解决此谜题的扩展部分。英国国家养老金于1948年生效，男性养老金为65英镑，女性养老金为60英镑。这一点一直没有改变，直到1995年《养老金法案》立法规定，从2010年4月开始的十年中，女性SPA将从60岁逐步增加到65岁，每两个月增加一个月。

《2011年养老金法案》从2016年4月起加快了女性SPA的变化速度，以便在2018年11月之前与男性SPA持平。此外，该法案还规定将男性和女性SPA的年龄分别提高到66岁，并在2018年12月至2020年10月期间分阶段实施。图1摘自克里布等人（2016），总结了这些变化如何影响不同出生队列中的女性。英国的SPA改革为研究过度就业敏感度之谜提供了一个便利的背景，因为排除了许多可能的解释因素，可以解释提前退休时劳动力市场的退出。首先，公司不能强迫员工仅根据年龄退休：根据英国法律，这将被归类为年龄歧视。因此，企业强制退休不能解释就业对SPA的敏感性。其次，国家养老金不以就业状况为条件。个人可以申请国家养老金并继续《平等法》（2006年）禁止65岁以下的强制性退休，这高于本文考虑的最高SPA。《平等法》（2010年）将这项禁令扩大到所有年龄段，附录A讨论了一些例外情况，事实上，许多例外情况确实如此。第三，英国养老金制度没有为退出SPA劳动力市场提供主要税收激励。没有收入测试，虽然国家养老金是应税收入，但所得税的一个组成部分，即国民保险缴款，在到达SPA时被删除。考虑到这三个事实，国家养老金只是非劳动收入的预期增长，而SPA是其合格年龄。这项改革推高了这一资格年龄，因此，非劳动收入预计会减少。自1995年宣布改革并于2010年开始实施以来，预计这一收入变化将持续至少15年。

在一个标准的生命周期模型中，有完整的信息和不受约束的前瞻性代理人，没有理由在可预测的收入变化时集中劳动力供应反应：代理人平滑其边际效用，除非他们受到流动性约束。令人困惑的并不是劳动力供应对SPA改革的反应，而是为什么它应该集中在那个时代，因为有如此多的提前通知。因此，这三个特征消除了除流动性培训人员外的所有人退出SPA劳动力市场的动机。因此，我经常将流动性约束解释就业对SPA敏感性的能力视为完全信息标准模型的同义词。英国养老金制度缺乏其他退休年龄，如正常退休年龄或完全退休年龄，这使得判定流动性约束更加困难，这是第3.3.3.2节数据的一个主要重点。要研究劳动力供给对国家养老金年龄（SPA）的响应，需要一个对大量老年人进行抽样的数据集。为了调查反应的原因，还需要丰富的微观数据。英国老龄化纵向研究（ELSA）勾选了这两个框，是在这两个方面取得最佳平衡的英国数据集，因此它构成了本文的主要数据源。ELSA是一个两年一次的小组数据集，包含50岁及以上英国人口的代表性样本。它以美国的健康与退休研究（HRS）为模型，包含关于受访者生活多方面的丰富微观数据。与此特别相关的是，ELSA包含劳动力市场情况、收入以及资产持有量和构成的详细数据。

从wave 3开始，ELSA收集人们对其SPA知识的信息，并得出他们对国家养老金福利水平的信念分布。当然，拥有这些信息对于在我的样本中调查参加SPA的女性至关重要，但70岁以下的女性中，有24%在工作。当仅限于Thoselso报告的非零国家养老金收入时，这一比例仅下降到22%。克里布等人（2013年）估计了SPA中个人参与税率的变化，并发现这并不能预测劳动力供应对SPA的反应。不存在接受未来养老金福利作为抵押品的市场。与其他一些国家不同，此类贷款并不违法，只是没有得到遵守。从技术上讲，ELSA只覆盖英格兰和威尔士。例如，劳动力调查有较大的老年人样本，但没有包含如此丰富的数据。重要的是，它不包含关于资产或信仰的充分信息，这两者对我的分析都至关重要。错误信念在过度敏感难题中所起的作用。ELSA要求国家保险号码（相当于美国社会保险号码）和允许链接到受访者的行政记录，80%的受访者表示同意。这些管理记录可用于构建平均终身收入，这是预测养老金权利的有用输入。此外，有关健康、教育和家庭的调查数据对退休选择有指导意义。我使用ELSA waves 1（2002/03）至7（2014/15）进行分析和估算，使用waves 8（2016/17）至9（2018/19）进行模型验证。由于本文关注女性SPA的改革，malesare从样本中退出。唯一的例外是当女性被抛弃时，在估计配偶收入过程时。

女性样本的唯一选择标准是我放弃75岁以下和55岁以上的女性；这包括对7200名女性的25101次观察。2010年开始实施女性水疗改革，因此，在实施女性水疗改革后，ELSA的第一波是第5波。在估计结构模型的输入时，拥有早期波对于控制预趋势和增加功率非常重要。受改革影响的年龄最大的女性于1950年4月6日出生。作为对照组，拥有较年长的队列很重要，在估计外源性过程时也很有用。3.3过度就业敏感性就业对福利制度退休年龄的敏感性比激励措施所暗示的更高，这是多个国家记录的经验规则（有关文献的讨论，请参见第2节）。本节介绍了英国SPA对过度就业的敏感性。由于流动性约束本质上是唯一标准的完整信息机制，可用于产生对SPA的这种敏感性（见第3.1节），因此需要特别注意证明流动性约束本身无法解释这一难题。图2展示了过度就业敏感性之谜的基本原理。它绘制了在退出SPA的年龄退出工作的集合平均分数。在SPA的出口处观察到一个大的尖峰。通过在队列水平上调整SPA，英国女性SPA改革使我们能够更仔细地将对SPA的劳动力供给反应与老龄化的影响区分开来，而不仅仅是绘制汇总平均值。克里布等人。

（2016年）利用这一改革来确定对SPA的劳动力供应响应，并发现其意义重大。如第3.1节所述，以及本附录A所进一步证明的，流动性约束是解释就业对英国SPA敏感性的标准完整信息模型可用的唯一机制。Cribb et al.（2016）反对限制因素驱动其结果，因为虽然房主比租房人更不可能受到限制，但SPA对其劳动力市场参与的影响是无法区分的。他们论文的重点是记录对SPA的回应，而不是解释SPA，房主身份是流动性受限的粗略代表，个人住房权益是非流动资产。因此，在本节中，我以克里布等人（2016）的分析为基础，使用ELSA中更丰富的数据来调查更多动机。图2：退出劳动力就业的分数注：相对于SPA，退出就业市场的各年龄段的集合平均派系。由于ELSA波的年频率，数据每隔两年绘制一次。彻底，包括排除流动性限制。在此过程中，据我所知，我提出了英国过度就业敏感性之谜的最详细证据。本节大部分内容中使用的主要估算公式如公式1所示。它构建了Oncrib等人（2016）。这是就业概率（yit）的回归：低于SPA的指标；一组季度年龄和年度队列假人；控制向量如下：P r（yit=1）=α[ageit≤ SP Ait]+KXc=1γc[Y OBi=c]+AXa=1δa[年龄=a]+Xitβ+ui+（1）该表假设存在队列恒定年龄效应和年龄恒定队列效应。

鉴于这些假设，参数α是差异估计器中的差异，其中处理低于SPA。虽然这种治疗方法适用于所有人，但治疗持续时间的变化是由这种形式引起的。与大多数计量经济学假设一样，队列常数年龄效应和年龄常数队列效应可能近似真实。为了最大限度地降低年龄和同居关系之间非线性相互作用分析的风险，使用的完整控制列表是：一整套婚姻状况、教育年限、教育质量和自我报告的健康假人；合伙人年龄；合伙人年龄平方；访谈季度的总失业率；符合SPA资格且在SPA以上和以下各一年和两年的合伙人的假人；以及家庭资产。低于SPA是队列和年龄之间的相互作用。队列恒定年龄效应的假设是对标准平行趋势假设的重新表述。表1:SPA对就业的影响：SPA 0.109 0.089 0.143 0.0776以下的财富异质性（1）（2）（3）（4）。e（0.0256）（0.0391）（0.0344）（0.0163）p=。000 .022 .000 .000以下SPA×（NHNBW>Med）-0.054s。e（0.0521）p=。299低于SPA×NHNBW-6.06×10-8s。e（2.13e-08）p=。005Obs。7947 3126 7947 7947INDV。3846 1362 3846 3846注：第（1）列显示了在1中作为随机效应模型运行双向固定效应规范的结果，并使用了控制：一整套婚姻状况、教育年限、教育质量和自我报告的健康假人；合伙人年龄；合伙人年龄平方；访谈季度的总失业率；符合SPA资格的合伙人的假人，以及在SPA以上和以下一年和两年的假人；以及家庭资产。