張 楠 盧洪友 余錦亮 陳隆近

(1.西南財經大學 財政稅務學院，四川 成都 611130； 2.武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

一、引言

中國正致力于踐行綠色發(fā)展的新理念，為建設美麗中國創(chuàng)造更好的生態(tài)條件。在打好污染防治攻堅戰(zhàn)的沖刺期，僅依靠政府機制及行政手段難以應對環(huán)境污染的普遍性和復雜性，所有的社會群體都應積極參與到環(huán)境保護和治理的進程中，形成政府、企業(yè)和公眾共治的環(huán)境治理體系。調動公眾的參與積極性，形成廣泛的環(huán)境保護合作體系，是提高中國環(huán)境治理效率、推動環(huán)境保護事業(yè)發(fā)展的基礎。為引導公眾參與環(huán)境治理過程，了解和評估居民的環(huán)保偏好顯得尤為重要。隨著預期壽命的延長和人口生育率的降低，中國進入退休階段的人口數量快速增長，那么退休引致的社會處境及生活狀態(tài)的改變是否會影響公眾環(huán)保偏好？對于這一問題的思考和實證研究，有助于政府制定差異化的、有針對性的環(huán)境保護政策，并可以為中共十九大報告提出的“打造共建共享共治的社會治理格局”提供一個環(huán)境公共治理視角。

從發(fā)達國家的實踐經驗看，環(huán)境治理和環(huán)境保護事業(yè)的最初推動力量正是來自社會公眾，環(huán)境治理制度變遷也是朝著不斷擴大公眾環(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，近些年來，越來越多的個人和群體組織開始關注環(huán)境污染問題，參與環(huán)境保護的方式也多種多樣，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)境抗爭方式。不同居民群體，面臨不同的公共服務成本分攤和受益分享機制，因而參與環(huán)保的意愿和方式可能存在顯著的不同。在中國強制退休制度下，退休會如何影響老年人環(huán)保偏好，進而推動政府構建可行的環(huán)保合作機制？理論上來說，退休將通過三個層面的傳導機制引起老年人環(huán)保偏好的變化，分別是心理和身體健康層面的沖擊、家庭層面的身份轉換以及制度層面的社會保障政策。本文利用強制退休制度這一外生的準自然實驗去識別居民退休決策，通過CGSS 2010年微觀調查數據研究發(fā)現，總體上來看，退休對老年人環(huán)保偏好有負向影響，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)境關心，女性居民的環(huán)境關心程度在退休后無顯著變化，說明退休對男性的影響大于女性。

本文的貢獻主要體現在以下兩點：

第一，從研究主題上看，本文是第一篇研究退休對老年人環(huán)保偏好影響的文章，并從心理身體變化、身份轉換和社保政策等三個層面較為全面地解釋了其中的影響機制?，F有關于退休的文獻主要包括：探究“退休消費之謎”，分析退休對個人及家庭各種分類消費的影響(Battistin et al.，2009；李宏彬 等，2015；鄒紅 等，2015)；探討退休對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)；分析退休對居民主觀幸福感的影響(Bender，2012；魯元平 等，2014)；研究現行退休制度下，養(yǎng)老金的財政支出壓力、社會統(tǒng)籌繳費缺口，并給出相應的對策建議(林忠晶 等，2007；康傳坤，2012)?？梢钥吹?，已有文獻主要是研究居民退休后的經濟選擇和身心健康，較少有文獻分析退休對居民主觀偏好及行為的影響。本文的研究結果除了有助于構建持續(xù)性的環(huán)境公共治理機制，還對養(yǎng)老金改革以及正處于醞釀實施階段的延遲退休政策制定具有啟發(fā)意義。

第二，在估計方法上，對于退休決策存在的內生性問題，Battistin et al.(2009)、雷曉燕等(2010)、李宏彬(2015)和鄒紅等(2015)等均使用斷點回歸方法(RD)來解決。Lee et al.(2010)認為，年齡是一個確定的過程，由于退休年齡可預見，個體可能在退休之前調整經濟行為，從而使得估計結果有偏。為解決退休的年齡斷點可預期問題，本文在模糊斷點回歸方法的基礎上，還設計了兩種檢驗：一是安慰劑檢驗，分別假設退休年齡(男性)為55、56、57、58、59(女性為45、46、47、48、49)，如果回歸系數不顯著，在一定程度上說明退休預期對自身經濟行為的調整沒有對個體環(huán)保偏好產生顯著影響；二是構建隨機沖擊，提前退休一般來說是個體無法預期的，因而在一定程度上可以看作是隨機事件，可以利用提前退休樣本進行驗證。

二、影響機制：基于文獻的評論

環(huán)保偏好反映了個體對環(huán)境議題的心理態(tài)度和行為傾向，是環(huán)境認知、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，表達了公眾的個人環(huán)保支付意愿和支持力度(Dunlap et al.，2008)。個體層面的社會身份、政治傾向、環(huán)保價值觀以及宏觀層面的制度變化、階層分化等因素都會對環(huán)保偏好產生影響(Clements，2012；Liu et al.，2014)。

社會心理學和環(huán)境心理學是環(huán)保偏好及環(huán)保行為研究的拓荒者，研究主要沿著“價值觀—環(huán)境認知—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居民環(huán)保行為的影響。Latif et al.(2013)調查了馬來西亞五大城市社區(qū)的1098名居民，發(fā)現環(huán)境知識和環(huán)境價值觀對居民親環(huán)境行為產生影響。Zhang et al.(2014)利用中國社區(qū)數據的研究發(fā)現，利他價值觀比利己價值觀對親環(huán)境行為的影響更大。從心理層面來看，退休通常意味著社會地位、經濟來源和社會交往的結束，個人失去了社會角色，自我價值感降低，引起孤獨等情緒問題，影響心理健康。心理問題伴隨著退休后勞動的減少，亦增加患病風險，進而影響身體健康(李懷 等，2018)?；谝陨侠碚摲治?，本文提出：

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

隨著經濟學介入到環(huán)保偏好研究，在“環(huán)境關心—人際紐帶—身份特征—環(huán)保偏好”研究路徑中，關鍵因素是公眾身份。Akerlof et al.(2000)首次將“身份”引入經濟學分析框架。每個人都隸屬于職業(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應的行為規(guī)范和準則(Sen，2007)。面對環(huán)境問題所帶來的威脅時，青年人更能做出積極的反應(Doherty et al.，2011)。Israel et al.(2004)利用世界觀調查數據，測算出居民年齡每增加10年，環(huán)保支付意愿下降2%。退休后，居民身份由勞動者轉換為非勞動者，生活狀態(tài)由忙碌工作轉換到賦閑養(yǎng)老，對社會公共事務的興趣可能減少。退休居民部分社會關系中斷，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環(huán)保偏好的影響程度不同。一般認為，女性在環(huán)境活動中更加活躍(Tindall et al.，2003)。Salleh(1984)發(fā)現女性對社會結構的壓迫更加敏感，會發(fā)自內心地同情并關心環(huán)境健康。Davidson et al.(1996)認為女性比男性更多地充當養(yǎng)育者和關愛者的角色，對于威脅家庭和社區(qū)安全的環(huán)境問題更為關注。中國遵循著“男主外，女主內”的傳統(tǒng)，相比于男性對社會地位和經濟收入的關心，女性更關注家庭，退休后社會地位降低、個人收入減少所帶來的沖擊對男性影響更大。退休女性一般會將大部分精力投入到幫子女照料小孩、關心孫子輩的成長上，因此，會擔心環(huán)境污染對小孩的影響?；谝陨嫌懻摚疚奶岢觯?/p>

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

還有文獻遵循“環(huán)境責任感—社會結構—制度政策—環(huán)保偏好”研究路徑，關注社會結構、制度政策以及社會資本等外在因素的作用。Anderson et al.(2015)發(fā)現社會資本和社會網絡有助于改善公眾參與低碳基礎設施建設的意愿。何可等(2015)認為社會資本中的人際信任和制度信任在農民農業(yè)廢棄物資源化利用的決策中發(fā)揮著顯著促進作用。中國養(yǎng)老保險覆蓋面低、養(yǎng)老保障水平低，尤其是在經濟欠發(fā)達地區(qū)，老年人支出金額來源于子女供養(yǎng)和自己年輕時的儲蓄，主要用于基本生活消費，對于環(huán)保等高層次的消費和支持力度并不高。環(huán)境污染治理和環(huán)境質量改善是一個漫長而艱巨的過程，老年人付出金錢和精力投入環(huán)境保護，不一定能從環(huán)境改善中受益。鑒于此，本文提出：

研究假設3：社保制度的不完善會降低居民退休后的環(huán)保偏好。

三、研究設計與數據說明

(一)模糊斷點回歸設計

中國實施強制退休制度，國家法定的企業(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。中國男性和女性區(qū)別對待的強制退休制度不僅為識別退休對居民環(huán)境治理參與意愿的因果效應提供了一個良好的準自然實驗，還為考察這一因果效應在男性和女性兩個群體間的異質性提供了有效的渠道。在強制退休制度下，退休成為影響居民行為的外生干預。為準確評估退休對居民環(huán)保偏好的影響，需要構建一個“反事實”結果，即退休者如果沒有退休時所具有的環(huán)保偏好。

采用斷點回歸設計來解決“反事實”結果的測度和政策效應的評估問題。個體是否受政策影響，取決于驅動變量是否超過某一臨界值。以強制退休政策為例，驅動變量為年齡，臨界值為60歲(男性)或50歲(女性)。一般情況下，當男性居民年齡超過60歲時，就會受到退休的影響；而當男性居民年齡低于60歲時，就不受退休的影響。但在現實中也存在例外，個體可能由于某些原因(喪失勞動能力、企業(yè)效益不好等)而在強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回歸被稱為模糊斷點回歸。

在模糊斷點設計中，驅動變量臨界值兩邊個體接受處置(政策干預)的概率不同：

(1)

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

(2)

其中，τF是模糊斷點回歸設計中外生政策的平均處置效應的估計值，Y為結果變量。

在斷點回歸中，外生政策的處置效應可以通過參數估計和非參數局部多項式估計(Hahn et al.，2001)兩種方法實現。參數估計方法可以利用所有的樣本觀測點，選擇恰當的函數形式進行估計，這種方法充分利用了樣本的所有信息，在函數形式設定正確的前提下，估計結果十分可靠，而一旦函數形式設定有誤，結果產生偏誤的可能性也大大增加。非參數局部估計將估計樣本限定在斷點附近區(qū)域的一個狹窄的帶寬內，使用簡單的線性或者二次函數進行估計，在帶寬范圍選擇合理的前提下能夠最大限度地減小估計的偏差，但是有限的估計區(qū)間需要大量的樣本，因而在樣本量不充分的情況下，估計效果相當有限。受本文樣本量的限制，采用參數法進行估計。

在模糊斷點回歸的研究框架下，本文采用兩階段最小二乘法來估計退休對環(huán)保行為產生的處置效應。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為驅動變量，如果男性居民年齡超過60歲(或女性居民年齡超過50歲)，Di=1，否則Di=0。除了退休虛擬變量之外，根據斷點設計的有效性，年齡自身還可能直接影響居民的環(huán)境保護偏好，因而在式(3)、(4)中分別加入年齡差(實際年齡-政策規(guī)定退休年齡)的函數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的選擇根據AIC準則予以確定。本文以個人是否達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式(4)。此外，本文還把估計樣本限定在斷點附近一個有限的區(qū)間內，以更好地控制年齡效應。

由于本文主要關注的是退休政策對環(huán)保偏好的影響，采用的部分結果變量為排序數據，使用OLS進行估計會導致估計結果出現系統(tǒng)偏誤。為此，參考連玉君等(2015)的做法，采用有序Probit模型來估計式(4)。該模型的具體函數形式為：

Yi=F

α0+α1Ti+f1(ri)+εi

(5)

其中：

(6)

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

如前所述，本文在有序Probit模型框架內采用工具變量法進行估計，采用的是Heckman(1978)設計的“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，構建并估計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，構建并估計有序Probit模型：

(7)

(二)數據說明

本文采用的數據來源于“中國社會綜合調查(CGSS 2010)”。該調查自2003年以來已經進行了8次，采用多階分層隨機抽樣，系統(tǒng)地收集了個體以及家庭層面的基本人口特征、家庭結構、就業(yè)狀況、社會態(tài)度以及公共服務保障狀況等方面的微觀數據。

(1)環(huán)保偏好。根據CGSS 2010調查數據，將環(huán)保偏好分為環(huán)保支付意愿、環(huán)保合作行為、環(huán)保生活習慣和環(huán)境關心。環(huán)保支付意愿是指利用經濟手段保護環(huán)境，包括經濟成本和時間成本，來自調查問題“即使要花費更多的錢和時間，我也要做有利于環(huán)境的事”“為了環(huán)境保護，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，數據來源于兩項問題“過去5年，您是否給環(huán)保社團捐過錢”和“您是否加入了任何以保護環(huán)境為目的的社團”。環(huán)保生活習慣是維護或改善現有生態(tài)系統(tǒng)所采取的實際行動，來自調查問題“垃圾投放分類”的回答。環(huán)境關心衡量了公眾參與環(huán)境治理的態(tài)度，來自調查問題“總體上說，您對環(huán)境問題有多關注”的回答。

(2)退休虛擬變量。退休變量反映個人的退休狀態(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，本文在基礎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)健性回歸中對樣本范圍進行了相應的擴展和收縮。由于從事農業(yè)工作(除了務農沒有從事其他非農工作)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歷為“從未工作過”和“只務過農”的樣本。

(3)控制變量。本文還在模型中引入其他可能會影響個體環(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

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

外生性假設要求，外生政策干預的機制是外生的，即個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體能夠接受處置而設定是否接受處置的驅動變量的臨界點。本文以年齡作為決定個體是否退休的驅動變量。一方面，個體不可能自主改變自己的年齡；另一方面，中國的退休是一種強制性的制度安排，退休年齡的調整需要經過復雜和嚴格的法定程序，不可能因滿足個人或群體的要求而任意調整。但是，居民在社會問卷調查中有可能由于自報的緣故而出現選擇性的偏差。圖1匯報了樣本對象年齡的概率密度函數圖，據此可以判斷自報年齡是否存在系統(tǒng)的選擇性偏誤。如果樣本對象的年齡在臨界點(男60或女50歲)附近存在一個明顯的跳躍，則表明由于年齡自報導致了對驅動變量的控制。圖1中并不存在這一趨勢，無論是男性還是女性，樣本對象年齡的概率密度函數在政策規(guī)定的強制退休年齡附近是連續(xù)的，因而以年齡為驅動變量是有效的。

圖1 年齡的概率密度函數

(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)性假設要求，前定變量的連續(xù)性是斷點回歸另一個重要的前提假設。前定變量是指事前確定不會受到退休政策影響的變量，即前定變量不會在斷點處產生跳躍。本文在構建斷點回歸模型時，參考有關退休政策實證研究的論文，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回歸設計的有效性。

根據上述兩個假設，年齡驅動變量以及其余解釋變量的分布均符合連續(xù)性假設，本文構建的模型基本符合斷點回歸設計的要求。

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，國家規(guī)定了可提前退休的特殊情況，個人在條件允許的情況下可能也會選擇延后退休，因此在法定退休年齡前后，我們可以預期退休率會發(fā)生明顯的提高，但并非是從0到1的改變。圖3報告的是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，就有一些居民因為各種原因而退休，但是總體占比較小。無論是男性還是女性，在正常的退休年齡處退休率都出現了一個巨大的跳躍。

(a)男性退休率與年齡

(b)女性退休率與年齡

(一)基準回歸結果

表2匯報了模型第一階段的估計結果。該模型的樣本為45～75歲的男性個體和40～60歲的女性個體，被解釋變量是個體是否退休的虛擬變量，核心解釋變量是年齡虛擬變量(個體年齡是否達到法定退休年齡)，同時引入年齡差(實際年齡減去法定退休年齡)、年齡差的多項式、年齡差與年齡虛擬變量的交互項來控制可能的非線性關系，并采用AIC準則對模型進行選擇，并加入地區(qū)虛擬變量以消除地區(qū)之間的差異。實證結果與前文的預期一致，年齡虛擬變量的系數顯著為正，且4個模型中系數均在1%的水平上顯著，表明超過退休政策規(guī)定的法定退休年齡會使得退休的可能性大大增加，退休率在強制(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在環(huán)境保護方面的經濟時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)保團體”和“過去5年是否給環(huán)保團體捐過錢”兩個變量作為居民環(huán)保合作行為的衡量指標。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體，可能在退休前就參加了環(huán)保團體或給環(huán)保團體捐過錢，直接回歸可能會導致估計結果偏誤。為了避免這一問題，本文從反面出發(fā)，將個體沒有加入環(huán)保團體設為1，其他為0，回歸結果如表3所示。可以看到：為環(huán)保社團捐款(Donate)的估計系數為1.920，加入環(huán)保社團(Club)的估計系數為1.997，均在10%水平上顯著，說明退休增大了男性不進行環(huán)保合作的概率；男性居民的環(huán)保生活習慣在退休前后無顯著變化，“垃圾分類投放(Recycle)”這種良好的習慣并不會因退休而改變。列(6)環(huán)境關心(Attitude)的估計系數顯著為負，說明退休顯著降低了男性居民的環(huán)保關注程度。

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

表3 退休對老年男性環(huán)保偏好的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

表4的列(1)、(2)顯示，環(huán)保經濟時間成本(Cost)在女性退休前后無顯著變化，稅收支付意愿(Tax)顯著降低。為環(huán)保社團捐款(Donate)和加入環(huán)保社團(Club)的估計系數分別為1.271和4.089，在1%和10%水平上顯著為正，說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)保生活習慣和環(huán)境關心程度在女性居民退休前后無顯著變化。

表3和表4的回歸結果表明，總體上說，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)保生活習慣無顯著變化，環(huán)境關心的變化表現出性別差異。男性居民在退休后環(huán)境關心程度下降，女性居民的環(huán)境關心態(tài)度無顯著變化，退休對男性環(huán)保偏好的影響程度大于女性。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.年齡區(qū)間變化

在基本回歸中，為了控制兩階段估計的年齡效應，本文將樣本估計區(qū)間限定在50～70歲(女性為40～60歲)。在穩(wěn)健性檢驗中，放松對樣本的年齡限制。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歲的擴展區(qū)間。結果如表5和表6的行(1)、(2)所示，與基準模型相比，樣本擴大或收縮并未改變估計系數的符號。

2.不考慮模型選擇中的AIC準則

在基本回歸模型使用AIC準則選擇年齡差以及年齡差與退休虛擬變量的交互項，在穩(wěn)健性檢驗中，將全部3個階次的年齡差及交互項納入模型。結果如表5和表6的行(3)所示，回歸系數符號與基本模型的回歸結果相同。

表5 退休對老年男性環(huán)保偏好影響的穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

表6 退休對女性環(huán)保偏好影響的穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

3.CGSS 2013樣本再檢驗

CGSS 2013同樣具有關于居民環(huán)保偏好的調查，為了保證本文結論嚴謹，選擇CGSS 2013樣本進行再檢驗。本文在2013年的CGSS數據集中選擇“自費養(yǎng)護樹林和綠地”(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”(Activity)、“積極參加民間環(huán)保團體舉辦的環(huán)?；顒印?Organization)和“垃圾分類投放”(Sort)5個指標作為個體的環(huán)保偏好變量。在進行實證前，同樣檢驗了斷點回歸要求的外生性與連續(xù)性假設，均滿足這兩個假設條件，結果如表7和表8所示。

表7的模型(1)～(5)顯示，退休政策對男性居民的環(huán)境保護偏好具有顯著的負面影響。在“自費養(yǎng)護樹林和綠地”“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動”“積極參加民間環(huán)保團體舉辦的環(huán)?；顒印薄皩ｉT為環(huán)保進行垃圾分類回收”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，退休政策對女性各類環(huán)保偏好具有不同影響。在“自費養(yǎng)護樹林和綠地”“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動”“專門為環(huán)保進行垃圾分類回收”方面，女性在退休后意愿下降。這與本文的基礎回歸一致，即退休降低了老年人環(huán)保偏好，且對男性居民環(huán)保偏好影響更大。

表7 退休對老年男性環(huán)保偏好的影響(CGSS 2013)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

表8 退休對老年女性環(huán)保偏好的影響(CGSS 2013)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

(三)進一步討論

1.安慰劑檢驗

在中國強制退休的政策下，退休年齡是可預期的，居民到達一定的年齡必須離開工作崗位，因而為了預防退休的沖擊，居民可能在退休之前就實施許多行為以減輕沖擊。這一現象的存在可能對最終的估計結果產生嚴重的影響。為了排除居民預期對結果的系統(tǒng)影響，本文構建了“反事實”的政策斷點，假定居民在法定退休年齡前的時間點就已經退休，假設退休年齡(男性)為55、56、57、58、59(女性為45、46、47、48、49)?？梢灶A期的是，如果前文的設定成立，那么“反事實”斷點回歸的結果不應該顯著。表9和表10匯報了安慰劑檢驗的結果，可以看出，在10%的置信水平上所有的系數均不顯著，說明安慰劑檢驗均有效地支持了上述的結論。

表9 退休對老年男性環(huán)保偏好影響的安慰劑檢驗

表10 退休對老年女性環(huán)保偏好影響的安慰劑檢驗

2.提前退休

以提前退休居民的實際退休年齡為斷點，重新設計回歸模型，結果如表11和表12所示。

表11 提前退休對老年男性環(huán)保偏好的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

如上文所述，以年齡為驅動變量，以強制退休的政策年齡為斷點的模型是一個非隨機的斷點模型，這可能使得估計的結果有偏。為了進一步驗證基礎回歸的結論，本文利用提前退休的樣本構建了一個隨機的沖擊?？梢钥闯?，關鍵解釋變量Retirement(IV)的系數與基礎模型基本一致，這也從側面證實了中國的退休政策對居民的環(huán)保偏好的確產生了顯著的影響。

表12 提前退休對老年女性環(huán)保偏好的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

3.影響機制檢驗

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

表13 退休對老年男性環(huán)保偏好的影響機制檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

回歸結果如表13和表14所示?？梢钥吹剑杖胨脚c公眾環(huán)保偏好顯著正相關，身體健康會激勵環(huán)保偏好，可以認為退休后收入下降與身體健康波動是退休影響環(huán)保偏好的傳導機制?？傮w而言，擁有基本養(yǎng)老保險與基本醫(yī)療保險會促進環(huán)保偏好，社保制度的不完善會降低退休居民參與環(huán)保的熱情與能力。

表14 退休對老年女性環(huán)保偏好的影響機制檢驗

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號中匯報的是估計系數的標準誤。

六、結論與政策建議

基于CGSS 2010微觀調查數據，本文利用中國退休政策對居民退休決定的外生沖擊研究了退休對環(huán)保偏好的影響。結果表明：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)境關心程度，女性居民在退休后環(huán)境關心程度無顯著變化，說明退休對男性的影響程度大于女性。這一結論在考慮了年齡區(qū)間變化、AIC準則調整和CGSS 2013樣本再檢驗后依然成立。本文還通過安慰劑檢驗和構建隨機沖擊去解決退休決策可能存在的內生性問題；進一步的影響機制分析發(fā)現，心理身體健康沖擊、身份轉變以及不完善的社保制度導致老年人在退休后降低環(huán)保偏好。

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

第一，在環(huán)境保護宣傳與教育層面，政府與環(huán)保組織應綜合運用各種媒體，采取多種形式，營造參與環(huán)境治理的社會風尚。讓公眾的環(huán)境知情權與參與權得到保障，并有針對性地引導退休群體關注環(huán)境，使其認識到自己在環(huán)境保護中的責任與義務，增強退休居民對參與環(huán)境保護的光榮和自豪情感，為退休居民積極主動的環(huán)保行為提供相應的渠道和平臺。通過示范效應營造環(huán)保合作氛圍，讓公眾相信個人的行為能夠對生態(tài)環(huán)境的保護產生影響。

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

第三，“一刀切”的退休政策已不再適合勞動力資源的充分利用，甚至會影響居民健康和環(huán)境治理參與意愿。隨著社會經濟的發(fā)展和平均預期壽命的提高，原有實施強制退休政策的動機已大大減弱，在法定退休年齡離開工作崗位不僅會造成許多知識型、專業(yè)型人力資源的浪費，而且深刻地改變了人們健康、消費以及環(huán)保偏好等行為。設定一個法定參考退休年齡，使用彈性退休制或自愿退休制可能是未來退休制度改革的一個選擇方向。

第四，政府部門應建立促進退休居民環(huán)保行為的保障體系。通過建立健全養(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居民的沖擊，使得退休居民有經濟能力和時間精力參與環(huán)境治理。