退休沖擊、性別差異與環(huán)保偏好

張 楠 盧洪友 余錦亮 陳隆近

(1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，四川 成都 611130； 2.武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

一、引言

中國(guó)正致力于踐行綠色發(fā)展的新理念，為建設(shè)美麗中國(guó)創(chuàng)造更好的生態(tài)條件。在打好污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)的沖刺期，僅依靠政府機(jī)制及行政手段難以應(yīng)對(duì)環(huán)境污染的普遍性和復(fù)雜性，所有的社會(huì)群體都應(yīng)積極參與到環(huán)境保護(hù)和治理的進(jìn)程中，形成政府、企業(yè)和公眾共治的環(huán)境治理體系。調(diào)動(dòng)公眾的參與積極性，形成廣泛的環(huán)境保護(hù)合作體系，是提高中國(guó)環(huán)境治理效率、推動(dòng)環(huán)境保護(hù)事業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)。為引導(dǎo)公眾參與環(huán)境治理過(guò)程，了解和評(píng)估居民的環(huán)保偏好顯得尤為重要。隨著預(yù)期壽命的延長(zhǎng)和人口生育率的降低，中國(guó)進(jìn)入退休階段的人口數(shù)量快速增長(zhǎng)，那么退休引致的社會(huì)處境及生活狀態(tài)的改變是否會(huì)影響公眾環(huán)保偏好？對(duì)于這一問題的思考和實(shí)證研究，有助于政府制定差異化的、有針對(duì)性的環(huán)境保護(hù)政策，并可以為中共十九大報(bào)告提出的“打造共建共享共治的社會(huì)治理格局”提供一個(gè)環(huán)境公共治理視角。

從發(fā)達(dá)國(guó)家的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)看，環(huán)境治理和環(huán)境保護(hù)事業(yè)的最初推動(dòng)力量正是來(lái)自社會(huì)公眾，環(huán)境治理制度變遷也是朝著不斷擴(kuò)大公眾環(huán)保參與深度和廣度的方向發(fā)展(鄭思齊 等，2013；盧洪友 等，2014)。在中國(guó)，近些年來(lái)，越來(lái)越多的個(gè)人和群體組織開始關(guān)注環(huán)境污染問題，參與環(huán)境保護(hù)的方式也多種多樣，既包括環(huán)保捐款、改變污染環(huán)境的生活習(xí)慣、人大政協(xié)代表環(huán)境提案、加入環(huán)境NGO組織和拍攝環(huán)境紀(jì)錄片等溫和環(huán)保行為，也存在環(huán)境信訪、環(huán)境上訴等環(huán)境抗?fàn)幏绞?。不同居民群體，面臨不同的公共服務(wù)成本分?jǐn)偤褪芤娣窒頇C(jī)制，因而參與環(huán)保的意愿和方式可能存在顯著的不同。在中國(guó)強(qiáng)制退休制度下，退休會(huì)如何影響老年人環(huán)保偏好，進(jìn)而推動(dòng)政府構(gòu)建可行的環(huán)保合作機(jī)制？理論上來(lái)說(shuō)，退休將通過(guò)三個(gè)層面的傳導(dǎo)機(jī)制引起老年人環(huán)保偏好的變化，分別是心理和身體健康層面的沖擊、家庭層面的身份轉(zhuǎn)換以及制度層面的社會(huì)保障政策。本文利用強(qiáng)制退休制度這一外生的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)去識(shí)別居民退休決策，通過(guò)CGSS 2010年微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，總體上來(lái)看，退休對(duì)老年人環(huán)保偏好有負(fù)向影響，退休沖擊顯著降低了老年男性的環(huán)保支付意愿、環(huán)保合作行為和環(huán)境關(guān)心，女性居民的環(huán)境關(guān)心程度在退休后無(wú)顯著變化，說(shuō)明退休對(duì)男性的影響大于女性。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩點(diǎn)：

第一，從研究主題上看，本文是第一篇研究退休對(duì)老年人環(huán)保偏好影響的文章，并從心理身體變化、身份轉(zhuǎn)換和社保政策等三個(gè)層面較為全面地解釋了其中的影響機(jī)制?，F(xiàn)有關(guān)于退休的文獻(xiàn)主要包括：探究“退休消費(fèi)之謎”，分析退休對(duì)個(gè)人及家庭各種分類消費(fèi)的影響(Battistin et al.，2009；李宏彬 等，2015；鄒紅 等，2015)；探討退休對(duì)人們患慢性病以及中老年健康的影響(Behncke，2012；雷曉燕 等，2010；董夏燕 等，2017)；分析退休對(duì)居民主觀幸福感的影響(Bender，2012；魯元平 等，2014)；研究現(xiàn)行退休制度下，養(yǎng)老金的財(cái)政支出壓力、社會(huì)統(tǒng)籌繳費(fèi)缺口，并給出相應(yīng)的對(duì)策建議(林忠晶 等，2007；康傳坤，2012)?？梢钥吹?，已有文獻(xiàn)主要是研究居民退休后的經(jīng)濟(jì)選擇和身心健康，較少有文獻(xiàn)分析退休對(duì)居民主觀偏好及行為的影響。本文的研究結(jié)果除了有助于構(gòu)建持續(xù)性的環(huán)境公共治理機(jī)制，還對(duì)養(yǎng)老金改革以及正處于醞釀實(shí)施階段的延遲退休政策制定具有啟發(fā)意義。

第二，在估計(jì)方法上，對(duì)于退休決策存在的內(nèi)生性問題，Battistin et al.(2009)、雷曉燕等(2010)、李宏彬(2015)和鄒紅等(2015)等均使用斷點(diǎn)回歸方法(RD)來(lái)解決。Lee et al.(2010)認(rèn)為，年齡是一個(gè)確定的過(guò)程，由于退休年齡可預(yù)見，個(gè)體可能在退休之前調(diào)整經(jīng)濟(jì)行為，從而使得估計(jì)結(jié)果有偏。為解決退休的年齡斷點(diǎn)可預(yù)期問題，本文在模糊斷點(diǎn)回歸方法的基礎(chǔ)上，還設(shè)計(jì)了兩種檢驗(yàn)：一是安慰劑檢驗(yàn)，分別假設(shè)退休年齡(男性)為55、56、57、58、59(女性為45、46、47、48、49)，如果回歸系數(shù)不顯著，在一定程度上說(shuō)明退休預(yù)期對(duì)自身經(jīng)濟(jì)行為的調(diào)整沒有對(duì)個(gè)體環(huán)保偏好產(chǎn)生顯著影響；二是構(gòu)建隨機(jī)沖擊，提前退休一般來(lái)說(shuō)是個(gè)體無(wú)法預(yù)期的，因而在一定程度上可以看作是隨機(jī)事件，可以利用提前退休樣本進(jìn)行驗(yàn)證。

二、影響機(jī)制：基于文獻(xiàn)的評(píng)論

環(huán)保偏好反映了個(gè)體對(duì)環(huán)境議題的心理態(tài)度和行為傾向，是環(huán)境認(rèn)知、環(huán)境情感和環(huán)境態(tài)度等環(huán)境參與意愿的外在表現(xiàn)，表達(dá)了公眾的個(gè)人環(huán)保支付意愿和支持力度(Dunlap et al.，2008)。個(gè)體層面的社會(huì)身份、政治傾向、環(huán)保價(jià)值觀以及宏觀層面的制度變化、階層分化等因素都會(huì)對(duì)環(huán)保偏好產(chǎn)生影響(Clements，2012；Liu et al.，2014)。

社會(huì)心理學(xué)和環(huán)境心理學(xué)是環(huán)保偏好及環(huán)保行為研究的拓荒者，研究主要沿著“價(jià)值觀—環(huán)境認(rèn)知—環(huán)境態(tài)度—環(huán)保偏好”路徑，分析環(huán)境信念、環(huán)境道德感以及情境因素等心理因素對(duì)居民環(huán)保行為的影響。Latif et al.(2013)調(diào)查了馬來(lái)西亞五大城市社區(qū)的1098名居民，發(fā)現(xiàn)環(huán)境知識(shí)和環(huán)境價(jià)值觀對(duì)居民親環(huán)境行為產(chǎn)生影響。Zhang et al.(2014)利用中國(guó)社區(qū)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，利他價(jià)值觀比利己價(jià)值觀對(duì)親環(huán)境行為的影響更大。從心理層面來(lái)看，退休通常意味著社會(huì)地位、經(jīng)濟(jì)來(lái)源和社會(huì)交往的結(jié)束，個(gè)人失去了社會(huì)角色，自我價(jià)值感降低，引起孤獨(dú)等情緒問題，影響心理健康。心理問題伴隨著退休后勞動(dòng)的減少，亦增加患病風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響身體健康(李懷 等，2018)?；谝陨侠碚摲治觯疚奶岢觯?/p>

研究假設(shè)1：心理和身體健康層面的“退休沖擊”會(huì)降低居民環(huán)保偏好。

隨著經(jīng)濟(jì)學(xué)介入到環(huán)保偏好研究，在“環(huán)境關(guān)心—人際紐帶—身份特征—環(huán)保偏好”研究路徑中，關(guān)鍵因素是公眾身份。Akerlof et al.(2000)首次將“身份”引入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架。每個(gè)人都隸屬于職業(yè)、文化、性別、年齡、收入等多種身份群體，每種身份都有與其相對(duì)應(yīng)的行為規(guī)范和準(zhǔn)則(Sen，2007)。面對(duì)環(huán)境問題所帶來(lái)的威脅時(shí)，青年人更能做出積極的反應(yīng)(Doherty et al.，2011)。Israel et al.(2004)利用世界觀調(diào)查數(shù)據(jù)，測(cè)算出居民年齡每增加10年，環(huán)保支付意愿下降2%。退休后，居民身份由勞動(dòng)者轉(zhuǎn)換為非勞動(dòng)者，生活狀態(tài)由忙碌工作轉(zhuǎn)換到賦閑養(yǎng)老，對(duì)社會(huì)公共事務(wù)的興趣可能減少。退休居民部分社會(huì)關(guān)系中斷，獲取環(huán)境信息資源愈顯困難，環(huán)境治理參與行為隨之減少。

身份層面的性別差異對(duì)環(huán)保偏好的影響程度不同。一般認(rèn)為，女性在環(huán)境活動(dòng)中更加活躍(Tindall et al.，2003)。Salleh(1984)發(fā)現(xiàn)女性對(duì)社會(huì)結(jié)構(gòu)的壓迫更加敏感，會(huì)發(fā)自內(nèi)心地同情并關(guān)心環(huán)境健康。Davidson et al.(1996)認(rèn)為女性比男性更多地充當(dāng)養(yǎng)育者和關(guān)愛者的角色，對(duì)于威脅家庭和社區(qū)安全的環(huán)境問題更為關(guān)注。中國(guó)遵循著“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)，相比于男性對(duì)社會(huì)地位和經(jīng)濟(jì)收入的關(guān)心，女性更關(guān)注家庭，退休后社會(huì)地位降低、個(gè)人收入減少所帶來(lái)的沖擊對(duì)男性影響更大。退休女性一般會(huì)將大部分精力投入到幫子女照料小孩、關(guān)心孫子輩的成長(zhǎng)上，因此，會(huì)擔(dān)心環(huán)境污染對(duì)小孩的影響?；谝陨嫌懻?，本文提出：

研究假設(shè)2：退休后的家庭身份變化會(huì)降低居民環(huán)保偏好，對(duì)男性身份影響更大。

還有文獻(xiàn)遵循“環(huán)境責(zé)任感—社會(huì)結(jié)構(gòu)—制度政策—環(huán)保偏好”研究路徑，關(guān)注社會(huì)結(jié)構(gòu)、制度政策以及社會(huì)資本等外在因素的作用。Anderson et al.(2015)發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有助于改善公眾參與低碳基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的意愿。何可等(2015)認(rèn)為社會(huì)資本中的人際信任和制度信任在農(nóng)民農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的決策中發(fā)揮著顯著促進(jìn)作用。中國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋面低、養(yǎng)老保障水平低，尤其是在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，老年人支出金額來(lái)源于子女供養(yǎng)和自己年輕時(shí)的儲(chǔ)蓄，主要用于基本生活消費(fèi)，對(duì)于環(huán)保等高層次的消費(fèi)和支持力度并不高。環(huán)境污染治理和環(huán)境質(zhì)量改善是一個(gè)漫長(zhǎng)而艱巨的過(guò)程，老年人付出金錢和精力投入環(huán)境保護(hù)，不一定能從環(huán)境改善中受益。鑒于此，本文提出：

研究假設(shè)3：社保制度的不完善會(huì)降低居民退休后的環(huán)保偏好。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)

中國(guó)實(shí)施強(qiáng)制退休制度，國(guó)家法定的企業(yè)職工退休年齡是男性年滿60周歲，女性工人年滿50周歲，女干部年滿55周歲；從事井下、高溫、高空、特別繁重體力勞動(dòng)或其他有害身體健康工作的，退休年齡男性年滿55周歲，女性年滿45歲。中國(guó)男性和女性區(qū)別對(duì)待的強(qiáng)制退休制度不僅為識(shí)別退休對(duì)居民環(huán)境治理參與意愿的因果效應(yīng)提供了一個(gè)良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，還為考察這一因果效應(yīng)在男性和女性兩個(gè)群體間的異質(zhì)性提供了有效的渠道。在強(qiáng)制退休制度下，退休成為影響居民行為的外生干預(yù)。為準(zhǔn)確評(píng)估退休對(duì)居民環(huán)保偏好的影響，需要構(gòu)建一個(gè)“反事實(shí)”結(jié)果，即退休者如果沒有退休時(shí)所具有的環(huán)保偏好。

采用斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)來(lái)解決“反事實(shí)”結(jié)果的測(cè)度和政策效應(yīng)的評(píng)估問題。個(gè)體是否受政策影響，取決于驅(qū)動(dòng)變量是否超過(guò)某一臨界值。以強(qiáng)制退休政策為例，驅(qū)動(dòng)變量為年齡，臨界值為60歲(男性)或50歲(女性)。一般情況下，當(dāng)男性居民年齡超過(guò)60歲時(shí)，就會(huì)受到退休的影響；而當(dāng)男性居民年齡低于60歲時(shí)，就不受退休的影響。但在現(xiàn)實(shí)中也存在例外，個(gè)體可能由于某些原因(喪失勞動(dòng)能力、企業(yè)效益不好等)而在強(qiáng)制退休年齡之前提前退休，也有許多人在60歲后由于返聘或在其他單位找到工作而重新就業(yè)。所以強(qiáng)制退休制度僅僅使得退休的可能性在規(guī)定的退休年齡處發(fā)生一個(gè)外生的跳躍，但不一定是完全由0至1的改變，具有這種特征的斷點(diǎn)回歸被稱為模糊斷點(diǎn)回歸。

在模糊斷點(diǎn)設(shè)計(jì)中，驅(qū)動(dòng)變量臨界值兩邊個(gè)體接受處置(政策干預(yù))的概率不同：

(1)

其中：Z為處置虛擬變量，即接受處置時(shí)取值為1，否則為0；x為驅(qū)動(dòng)變量；c表示臨界點(diǎn)。與此對(duì)應(yīng)，模糊斷點(diǎn)回歸的處置效應(yīng)等于退休前后環(huán)保偏好的差異除以臨界點(diǎn)附近居民退休概率的差異：

(2)

其中，τF是模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)中外生政策的平均處置效應(yīng)的估計(jì)值，Y為結(jié)果變量。

在斷點(diǎn)回歸中，外生政策的處置效應(yīng)可以通過(guò)參數(shù)估計(jì)和非參數(shù)局部多項(xiàng)式估計(jì)(Hahn et al.，2001)兩種方法實(shí)現(xiàn)。參數(shù)估計(jì)方法可以利用所有的樣本觀測(cè)點(diǎn)，選擇恰當(dāng)?shù)暮瘮?shù)形式進(jìn)行估計(jì)，這種方法充分利用了樣本的所有信息，在函數(shù)形式設(shè)定正確的前提下，估計(jì)結(jié)果十分可靠，而一旦函數(shù)形式設(shè)定有誤，結(jié)果產(chǎn)生偏誤的可能性也大大增加。非參數(shù)局部估計(jì)將估計(jì)樣本限定在斷點(diǎn)附近區(qū)域的一個(gè)狹窄的帶寬內(nèi)，使用簡(jiǎn)單的線性或者二次函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，在帶寬范圍選擇合理的前提下能夠最大限度地減小估計(jì)的偏差，但是有限的估計(jì)區(qū)間需要大量的樣本，因而在樣本量不充分的情況下，估計(jì)效果相當(dāng)有限。受本文樣本量的限制，采用參數(shù)法進(jìn)行估計(jì)。

在模糊斷點(diǎn)回歸的研究框架下，本文采用兩階段最小二乘法來(lái)估計(jì)退休對(duì)環(huán)保行為產(chǎn)生的處置效應(yīng)。模型形式為：

Ti=β0+β1Di+f2(ri)+μi

(3)

Yi=α0+α1Ti+f1(ri)+εi

(4)

其中：Yi為被解釋變量(環(huán)保偏好)；Ti為退休虛擬變量，即居民已退休取值為1，否則為0；D為驅(qū)動(dòng)變量，如果男性居民年齡超過(guò)60歲(或女性居民年齡超過(guò)50歲)，Di=1，否則Di=0。除了退休虛擬變量之外，根據(jù)斷點(diǎn)設(shè)計(jì)的有效性，年齡自身還可能直接影響居民的環(huán)境保護(hù)偏好，因而在式(3)、(4)中分別加入年齡差(實(shí)際年齡-政策規(guī)定退休年齡)的函數(shù)f2(ri)和f1(ri)以消除模型的選擇性偏誤(Heckman et al.，1985)，fi(ri)中年齡差階次及其交互項(xiàng)的選擇根據(jù)AIC準(zhǔn)則予以確定。本文以個(gè)人是否達(dá)到退休年齡的虛擬變量(變量D)作為退休變量的工具變量，采用工具變量法估計(jì)式(4)。此外，本文還把估計(jì)樣本限定在斷點(diǎn)附近一個(gè)有限的區(qū)間內(nèi)，以更好地控制年齡效應(yīng)。

由于本文主要關(guān)注的是退休政策對(duì)環(huán)保偏好的影響，采用的部分結(jié)果變量為排序數(shù)據(jù)，使用OLS進(jìn)行估計(jì)會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)系統(tǒng)偏誤。為此，參考連玉君等(2015)的做法，采用有序Probit模型來(lái)估計(jì)式(4)。該模型的具體函數(shù)形式為：

Yi=F

α0+α1Ti+f1(ri)+εi

(5)

其中：

(6)

其中：F(·)是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)；y*為不可觀測(cè)的潛變量，μ1<μ2<…μs為臨界點(diǎn)，均為待估參數(shù)。

如前所述，本文在有序Probit模型框架內(nèi)采用工具變量法進(jìn)行估計(jì)，采用的是Heckman(1978)設(shè)計(jì)的“兩步法”：

第一步，利用工具變量做解釋變量，以退休二值變量為被解釋變量，構(gòu)建并估計(jì)Probit模型，得到退休虛擬變量的擬合值；

第二步，將第一步得到的退休虛擬變量的擬合值做解釋變量，居民環(huán)保偏好變量做被解釋變量，構(gòu)建并估計(jì)有序Probit模型：

(7)

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文采用的數(shù)據(jù)來(lái)源于“中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查(CGSS 2010)”。該調(diào)查自2003年以來(lái)已經(jīng)進(jìn)行了8次，采用多階分層隨機(jī)抽樣，系統(tǒng)地收集了個(gè)體以及家庭層面的基本人口特征、家庭結(jié)構(gòu)、就業(yè)狀況、社會(huì)態(tài)度以及公共服務(wù)保障狀況等方面的微觀數(shù)據(jù)。

(1)環(huán)保偏好。根據(jù)CGSS 2010調(diào)查數(shù)據(jù)，將環(huán)保偏好分為環(huán)保支付意愿、環(huán)保合作行為、環(huán)保生活習(xí)慣和環(huán)境關(guān)心。環(huán)保支付意愿是指利用經(jīng)濟(jì)手段保護(hù)環(huán)境，包括經(jīng)濟(jì)成本和時(shí)間成本，來(lái)自調(diào)查問題“即使要花費(fèi)更多的錢和時(shí)間，我也要做有利于環(huán)境的事”“為了環(huán)境保護(hù)，您在多大程度上愿意繳納更高的稅”的回答。環(huán)保合作行為是指加入環(huán)保組織、與他人共商社區(qū)環(huán)境問題等，數(shù)據(jù)來(lái)源于兩項(xiàng)問題“過(guò)去5年，您是否給環(huán)保社團(tuán)捐過(guò)錢”和“您是否加入了任何以保護(hù)環(huán)境為目的的社團(tuán)”。環(huán)保生活習(xí)慣是維護(hù)或改善現(xiàn)有生態(tài)系統(tǒng)所采取的實(shí)際行動(dòng)，來(lái)自調(diào)查問題“垃圾投放分類”的回答。環(huán)境關(guān)心衡量了公眾參與環(huán)境治理的態(tài)度，來(lái)自調(diào)查問題“總體上說(shuō)，您對(duì)環(huán)境問題有多關(guān)注”的回答。

(2)退休虛擬變量。退休變量反映個(gè)人的退休狀態(tài)。如果受訪者回答“目前工作狀態(tài)”為“離退休”，變量取值為1，否則取值為0。為了控制變量的年齡效應(yīng)，本文在基礎(chǔ)回歸模型中保留了男性45～75歲和女性40～70歲的樣本，在穩(wěn)健性回歸中對(duì)樣本范圍進(jìn)行了相應(yīng)的擴(kuò)展和收縮。由于從事農(nóng)業(yè)工作(除了務(wù)農(nóng)沒有從事其他非農(nóng)工作)的居民基本不受退休政策的影響，因此本文也刪除了工作經(jīng)歷為“從未工作過(guò)”和“只務(wù)過(guò)農(nóng)”的樣本。

(3)控制變量。本文還在模型中引入其他可能會(huì)影響個(gè)體環(huán)境治理參與意愿的變量，包括受教育程度、婚姻狀況、居住面積、家庭人口規(guī)模和個(gè)人收入。

表1列示了本文選擇的變量的名稱及定義。

表1 變量名稱及定義

四、有效性檢驗(yàn)

斷點(diǎn)回歸的有效性依賴于兩個(gè)假設(shè)：第一，外生性假設(shè)；第二，連續(xù)性假設(shè)。

外生性假設(shè)要求，外生政策干預(yù)的機(jī)制是外生的，即個(gè)體能否接受處置不能由其自己決定，決策者也不能為確保某些特定個(gè)體能夠接受處置而設(shè)定是否接受處置的驅(qū)動(dòng)變量的臨界點(diǎn)。本文以年齡作為決定個(gè)體是否退休的驅(qū)動(dòng)變量。一方面，個(gè)體不可能自主改變自己的年齡；另一方面，中國(guó)的退休是一種強(qiáng)制性的制度安排，退休年齡的調(diào)整需要經(jīng)過(guò)復(fù)雜和嚴(yán)格的法定程序，不可能因滿足個(gè)人或群體的要求而任意調(diào)整。但是，居民在社會(huì)問卷調(diào)查中有可能由于自報(bào)的緣故而出現(xiàn)選擇性的偏差。圖1匯報(bào)了樣本對(duì)象年齡的概率密度函數(shù)圖，據(jù)此可以判斷自報(bào)年齡是否存在系統(tǒng)的選擇性偏誤。如果樣本對(duì)象的年齡在臨界點(diǎn)(男60或女50歲)附近存在一個(gè)明顯的跳躍，則表明由于年齡自報(bào)導(dǎo)致了對(duì)驅(qū)動(dòng)變量的控制。圖1中并不存在這一趨勢(shì)，無(wú)論是男性還是女性，樣本對(duì)象年齡的概率密度函數(shù)在政策規(guī)定的強(qiáng)制退休年齡附近是連續(xù)的，因而以年齡為驅(qū)動(dòng)變量是有效的。

圖1 年齡的概率密度函數(shù)

(a)平均受教育程度

(b)平均婚姻狀況

(c)平均居住面積

(d)平均家庭人口規(guī)模

連續(xù)性假設(shè)要求，前定變量的連續(xù)性是斷點(diǎn)回歸另一個(gè)重要的前提假設(shè)。前定變量是指事前確定不會(huì)受到退休政策影響的變量，即前定變量不會(huì)在斷點(diǎn)處產(chǎn)生跳躍。本文在構(gòu)建斷點(diǎn)回歸模型時(shí)，參考有關(guān)退休政策實(shí)證研究的論文，引入了教育程度、婚姻狀態(tài)、家庭住房面積和家庭人口規(guī)模4個(gè)解釋變量(Li et al.，2015)。從圖2中可以看出，在法定退休年齡50、60歲附近，4個(gè)解釋變量均沒有顯示出跳躍的跡象，這些解釋變量的存在并沒有損害本文斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)的有效性。

根據(jù)上述兩個(gè)假設(shè)，年齡驅(qū)動(dòng)變量以及其余解釋變量的分布均符合連續(xù)性假設(shè)，本文構(gòu)建的模型基本符合斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)的要求。

圖3考察了男性和女性樣本在法定退休年齡前后退休率是否存在明顯的上升。國(guó)家統(tǒng)一規(guī)定的男性退休年齡是60歲，女性退休年齡是50歲(適用于55歲退休的女干部樣本比例非常低)。如前所述，國(guó)家規(guī)定了可提前退休的特殊情況，個(gè)人在條件允許的情況下可能也會(huì)選擇延后退休，因此在法定退休年齡前后，我們可以預(yù)期退休率會(huì)發(fā)生明顯的提高，但并非是從0到1的改變。圖3報(bào)告的是45～80歲之間各年齡段的退休率，雖然在政策規(guī)定的退休年齡之前，就有一些居民因?yàn)楦鞣N原因而退休，但是總體占比較小。無(wú)論是男性還是女性，在正常的退休年齡處退休率都出現(xiàn)了一個(gè)巨大的跳躍。

(a)男性退休率與年齡

(b)女性退休率與年齡

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2匯報(bào)了模型第一階段的估計(jì)結(jié)果。該模型的樣本為45～75歲的男性個(gè)體和40～60歲的女性個(gè)體，被解釋變量是個(gè)體是否退休的虛擬變量，核心解釋變量是年齡虛擬變量(個(gè)體年齡是否達(dá)到法定退休年齡)，同時(shí)引入年齡差(實(shí)際年齡減去法定退休年齡)、年齡差的多項(xiàng)式、年齡差與年齡虛擬變量的交互項(xiàng)來(lái)控制可能的非線性關(guān)系，并采用AIC準(zhǔn)則對(duì)模型進(jìn)行選擇，并加入地區(qū)虛擬變量以消除地區(qū)之間的差異。實(shí)證結(jié)果與前文的預(yù)期一致，年齡虛擬變量的系數(shù)顯著為正，且4個(gè)模型中系數(shù)均在1%的水平上顯著，表明超過(guò)退休政策規(guī)定的法定退休年齡會(huì)使得退休的可能性大大增加，退休率在強(qiáng)制(法定)退休年齡處存在明顯的跳躍。

表3的列(1)、(2)顯示，老年男性在退休后愿意花費(fèi)在環(huán)境保護(hù)方面的經(jīng)濟(jì)時(shí)間成本和支付的稅收顯著降低，表明環(huán)保支付意愿下降。列(3)、(4)顯示了采用 “居民是否加入環(huán)保團(tuán)體”和“過(guò)去5年是否給環(huán)保團(tuán)體捐過(guò)錢”兩個(gè)變量作為居民環(huán)保合作行為的衡量指標(biāo)。值得注意的是，可能存在這樣一種情況，即處于退休年齡左右的個(gè)體，可能在退休前就參加了環(huán)保團(tuán)體或給環(huán)保團(tuán)體捐過(guò)錢，直接回歸可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤。為了避免這一問題，本文從反面出發(fā)，將個(gè)體沒有加入環(huán)保團(tuán)體設(shè)為1，其他為0，回歸結(jié)果如表3所示?？梢钥吹剑簽榄h(huán)保社團(tuán)捐款(Donate)的估計(jì)系數(shù)為1.920，加入環(huán)保社團(tuán)(Club)的估計(jì)系數(shù)為1.997，均在10%水平上顯著，說(shuō)明退休增大了男性不進(jìn)行環(huán)保合作的概率；男性居民的環(huán)保生活習(xí)慣在退休前后無(wú)顯著變化，“垃圾分類投放(Recycle)”這種良好的習(xí)慣并不會(huì)因退休而改變。列(6)環(huán)境關(guān)心(Attitude)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明退休顯著降低了男性居民的環(huán)保關(guān)注程度。

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

表3 退休對(duì)老年男性環(huán)保偏好的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

表4的列(1)、(2)顯示，環(huán)保經(jīng)濟(jì)時(shí)間成本(Cost)在女性退休前后無(wú)顯著變化，稅收支付意愿(Tax)顯著降低。為環(huán)保社團(tuán)捐款(Donate)和加入環(huán)保社團(tuán)(Club)的估計(jì)系數(shù)分別為1.271和4.089，在1%和10%水平上顯著為正，說(shuō)明退休增大了女性居民不參與環(huán)保合作的概率。列(5)、(6)顯示，環(huán)保生活習(xí)慣和環(huán)境關(guān)心程度在女性居民退休前后無(wú)顯著變化。

表3和表4的回歸結(jié)果表明，總體上說(shuō)，退休降低了老年人的環(huán)保偏好。在退休后，居民的環(huán)保支付意愿、環(huán)保參與意愿顯著下降，環(huán)保生活習(xí)慣無(wú)顯著變化，環(huán)境關(guān)心的變化表現(xiàn)出性別差異。男性居民在退休后環(huán)境關(guān)心程度下降，女性居民的環(huán)境關(guān)心態(tài)度無(wú)顯著變化，退休對(duì)男性環(huán)保偏好的影響程度大于女性。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.年齡區(qū)間變化

在基本回歸中，為了控制兩階段估計(jì)的年齡效應(yīng)，本文將樣本估計(jì)區(qū)間限定在50～70歲(女性為40～60歲)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，放松對(duì)樣本的年齡限制。表5的行(1)、(2)中樣本區(qū)間分別為男性55～65歲的縮減區(qū)間和45～75歲的擴(kuò)展區(qū)間。表6的行(1)、(2)中樣本區(qū)間分別為女性45～55歲的縮減區(qū)間和35～65歲的擴(kuò)展區(qū)間。結(jié)果如表5和表6的行(1)、(2)所示，與基準(zhǔn)模型相比，樣本擴(kuò)大或收縮并未改變估計(jì)系數(shù)的符號(hào)。

2.不考慮模型選擇中的AIC準(zhǔn)則

在基本回歸模型使用AIC準(zhǔn)則選擇年齡差以及年齡差與退休虛擬變量的交互項(xiàng)，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，將全部3個(gè)階次的年齡差及交互項(xiàng)納入模型。結(jié)果如表5和表6的行(3)所示，回歸系數(shù)符號(hào)與基本模型的回歸結(jié)果相同。

表5 退休對(duì)老年男性環(huán)保偏好影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

表6 退休對(duì)女性環(huán)保偏好影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

3.CGSS 2013樣本再檢驗(yàn)

CGSS 2013同樣具有關(guān)于居民環(huán)保偏好的調(diào)查，為了保證本文結(jié)論嚴(yán)謹(jǐn)，選擇CGSS 2013樣本進(jìn)行再檢驗(yàn)。本文在2013年的CGSS數(shù)據(jù)集中選擇“自費(fèi)養(yǎng)護(hù)樹林和綠地”(Pay)、“積極參加要求解決環(huán)境問題的投訴、上訴”(Petition)、“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動(dòng)”(Activity)、“積極參加民間環(huán)保團(tuán)體舉辦的環(huán)?；顒?dòng)”(Organization)和“垃圾分類投放”(Sort)5個(gè)指標(biāo)作為個(gè)體的環(huán)保偏好變量。在進(jìn)行實(shí)證前，同樣檢驗(yàn)了斷點(diǎn)回歸要求的外生性與連續(xù)性假設(shè)，均滿足這兩個(gè)假設(shè)條件，結(jié)果如表7和表8所示。

表7的模型(1)～(5)顯示，退休政策對(duì)男性居民的環(huán)境保護(hù)偏好具有顯著的負(fù)面影響。在“自費(fèi)養(yǎng)護(hù)樹林和綠地”“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動(dòng)”“積極參加民間環(huán)保團(tuán)體舉辦的環(huán)?；顒?dòng)”“專門為環(huán)保進(jìn)行垃圾分類回收”方面，男性退休后的環(huán)保意愿顯著降低。表8模型(1)～(5)顯示，退休政策對(duì)女性各類環(huán)保偏好具有不同影響。在“自費(fèi)養(yǎng)護(hù)樹林和綠地”“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動(dòng)”“專門為環(huán)保進(jìn)行垃圾分類回收”方面，女性在退休后意愿下降。這與本文的基礎(chǔ)回歸一致，即退休降低了老年人環(huán)保偏好，且對(duì)男性居民環(huán)保偏好影響更大。

表7 退休對(duì)老年男性環(huán)保偏好的影響(CGSS 2013)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

表8 退休對(duì)老年女性環(huán)保偏好的影響(CGSS 2013)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)進(jìn)一步討論

1.安慰劑檢驗(yàn)

在中國(guó)強(qiáng)制退休的政策下，退休年齡是可預(yù)期的，居民到達(dá)一定的年齡必須離開工作崗位，因而為了預(yù)防退休的沖擊，居民可能在退休之前就實(shí)施許多行為以減輕沖擊。這一現(xiàn)象的存在可能對(duì)最終的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生嚴(yán)重的影響。為了排除居民預(yù)期對(duì)結(jié)果的系統(tǒng)影響，本文構(gòu)建了“反事實(shí)”的政策斷點(diǎn)，假定居民在法定退休年齡前的時(shí)間點(diǎn)就已經(jīng)退休，假設(shè)退休年齡(男性)為55、56、57、58、59(女性為45、46、47、48、49)?？梢灶A(yù)期的是，如果前文的設(shè)定成立，那么“反事實(shí)”斷點(diǎn)回歸的結(jié)果不應(yīng)該顯著。表9和表10匯報(bào)了安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果，可以看出，在10%的置信水平上所有的系數(shù)均不顯著，說(shuō)明安慰劑檢驗(yàn)均有效地支持了上述的結(jié)論。

表9 退休對(duì)老年男性環(huán)保偏好影響的安慰劑檢驗(yàn)

表10 退休對(duì)老年女性環(huán)保偏好影響的安慰劑檢驗(yàn)

2.提前退休

以提前退休居民的實(shí)際退休年齡為斷點(diǎn)，重新設(shè)計(jì)回歸模型，結(jié)果如表11和表12所示。

表11 提前退休對(duì)老年男性環(huán)保偏好的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

如上文所述，以年齡為驅(qū)動(dòng)變量，以強(qiáng)制退休的政策年齡為斷點(diǎn)的模型是一個(gè)非隨機(jī)的斷點(diǎn)模型，這可能使得估計(jì)的結(jié)果有偏。為了進(jìn)一步驗(yàn)證基礎(chǔ)回歸的結(jié)論，本文利用提前退休的樣本構(gòu)建了一個(gè)隨機(jī)的沖擊?？梢钥闯?，關(guān)鍵解釋變量Retirement(IV)的系數(shù)與基礎(chǔ)模型基本一致，這也從側(cè)面證實(shí)了中國(guó)的退休政策對(duì)居民的環(huán)保偏好的確產(chǎn)生了顯著的影響。

表12 提前退休對(duì)老年女性環(huán)保偏好的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

3.影響機(jī)制檢驗(yàn)

正如前文所提到的那樣，退休對(duì)環(huán)保偏好產(chǎn)生影響的主要原因可以歸結(jié)為心理身體健康變化、身份轉(zhuǎn)換和不完善的社保制度。接下來(lái)，引入收入水平(Income)、身體健康(Health)、基本養(yǎng)老保險(xiǎn)(Insur_old)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)(Insur_med)，實(shí)證檢驗(yàn)退休影響環(huán)保偏好的原因。若個(gè)體參加城市或農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)變量為1，不參加為0；如果居民參加城市基本醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)或公費(fèi)醫(yī)療中任意一項(xiàng)，則基本醫(yī)療保險(xiǎn)變量為1，都未參加為0。

表13 退休對(duì)老年男性環(huán)保偏好的影響機(jī)制檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

回歸結(jié)果如表13和表14所示?？梢钥吹?，收入水平與公眾環(huán)保偏好顯著正相關(guān)，身體健康會(huì)激勵(lì)環(huán)保偏好，可以認(rèn)為退休后收入下降與身體健康波動(dòng)是退休影響環(huán)保偏好的傳導(dǎo)機(jī)制?？傮w而言，擁有基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與基本醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)環(huán)保偏好，社保制度的不完善會(huì)降低退休居民參與環(huán)保的熱情與能力。

表14 退休對(duì)老年女性環(huán)保偏好的影響機(jī)制檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)中匯報(bào)的是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

六、結(jié)論與政策建議

基于CGSS 2010微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，本文利用中國(guó)退休政策對(duì)居民退休決定的外生沖擊研究了退休對(duì)環(huán)保偏好的影響。結(jié)果表明：總體上，退休降低了老年人環(huán)保偏好；退休沖擊顯著降低了老年男性的環(huán)保支付意愿、環(huán)保合作行為和環(huán)境關(guān)心程度，女性居民在退休后環(huán)境關(guān)心程度無(wú)顯著變化，說(shuō)明退休對(duì)男性的影響程度大于女性。這一結(jié)論在考慮了年齡區(qū)間變化、AIC準(zhǔn)則調(diào)整和CGSS 2013樣本再檢驗(yàn)后依然成立。本文還通過(guò)安慰劑檢驗(yàn)和構(gòu)建隨機(jī)沖擊去解決退休決策可能存在的內(nèi)生性問題；進(jìn)一步的影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，心理身體健康沖擊、身份轉(zhuǎn)變以及不完善的社保制度導(dǎo)致老年人在退休后降低環(huán)保偏好。

根據(jù)上述結(jié)論，為了更好地引導(dǎo)退休居民參與環(huán)境治理，本文在此提出如下政策啟示：

第一，在環(huán)境保護(hù)宣傳與教育層面，政府與環(huán)保組織應(yīng)綜合運(yùn)用各種媒體，采取多種形式，營(yíng)造參與環(huán)境治理的社會(huì)風(fēng)尚。讓公眾的環(huán)境知情權(quán)與參與權(quán)得到保障，并有針對(duì)性地引導(dǎo)退休群體關(guān)注環(huán)境，使其認(rèn)識(shí)到自己在環(huán)境保護(hù)中的責(zé)任與義務(wù)，增強(qiáng)退休居民對(duì)參與環(huán)境保護(hù)的光榮和自豪情感，為退休居民積極主動(dòng)的環(huán)保行為提供相應(yīng)的渠道和平臺(tái)。通過(guò)示范效應(yīng)營(yíng)造環(huán)保合作氛圍，讓公眾相信個(gè)人的行為能夠?qū)ι鷳B(tài)環(huán)境的保護(hù)產(chǎn)生影響。

第二，鑒于退休后居民獲得環(huán)境信息資源的減少，應(yīng)以公共服務(wù)為紐帶，將社區(qū)組織與退休居民聯(lián)系起來(lái)。通過(guò)社區(qū)組織傳遞公開與透明的環(huán)境信息，包括針對(duì)周邊居民的環(huán)境污染行為進(jìn)行公開與處罰，不僅可以對(duì)環(huán)境污染者施加社會(huì)警示，還可以組織退休群體監(jiān)督周邊環(huán)境污染行為。通過(guò)公益活動(dòng)吸引退休居民參與環(huán)境治理，給退休居民提供環(huán)境利益表達(dá)渠道，培育出退休群體的環(huán)境保護(hù)力量。

第三，“一刀切”的退休政策已不再適合勞動(dòng)力資源的充分利用，甚至?xí)绊懢用窠】岛铜h(huán)境治理參與意愿。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和平均預(yù)期壽命的提高，原有實(shí)施強(qiáng)制退休政策的動(dòng)機(jī)已大大減弱，在法定退休年齡離開工作崗位不僅會(huì)造成許多知識(shí)型、專業(yè)型人力資源的浪費(fèi)，而且深刻地改變了人們健康、消費(fèi)以及環(huán)保偏好等行為。設(shè)定一個(gè)法定參考退休年齡，使用彈性退休制或自愿退休制可能是未來(lái)退休制度改革的一個(gè)選擇方向。

第四，政府部門應(yīng)建立促進(jìn)退休居民環(huán)保行為的保障體系。通過(guò)建立健全養(yǎng)老保障和醫(yī)療保障體系，提高養(yǎng)老和醫(yī)療保障水平，為退休居民解決“后顧之憂”，減少退休后收入降低對(duì)居民的沖擊，使得退休居民有經(jīng)濟(jì)能力和時(shí)間精力參與環(huán)境治理。