退休冲击、性别差异与环保偏好

张 楠 卢洪友 余锦亮 陈隆近

(1.西南财经大学 财政税务学院，四川 成都 611130； 2.武汉大学 经济与管理学院，湖北 武汉 430072)

一、引言

中国正致力于践行绿色发展的新理念，为建设美丽中国创造更好的生态条件。在打好污染防治攻坚战的冲刺期，仅依靠政府机制及行政手段难以应对环境污染的普遍性和复杂性，所有的社会群体都应积极参与到环境保护和治理的进程中，形成政府、企业和公众共治的环境治理体系。调动公众的参与积极性，形成广泛的环境保护合作体系，是提高中国环境治理效率、推动环境保护事业发展的基础。为引导公众参与环境治理过程，了解和评估居民的环保偏好显得尤为重要。随着预期寿命的延长和人口生育率的降低，中国进入退休阶段的人口数量快速增长，那么退休引致的社会处境及生活状态的改变是否会影响公众环保偏好？对于这一问题的思考和实证研究，有助于政府制定差异化的、有针对性的环境保护政策，并可以为中共十九大报告提出的“打造共建共享共治的社会治理格局”提供一个环境公共治理视角。

从发达国家的实践经验看，环境治理和环境保护事业的最初推动力量正是来自社会公众，环境治理制度变迁也是朝着不断扩大公众环保参与深度和广度的方向发展(郑思齐 等，2013；卢洪友 等，2014)。在中国，近些年来，越来越多的个人和群体组织开始关注环境污染问题，参与环境保护的方式也多种多样，既包括环保捐款、改变污染环境的生活习惯、人大政协代表环境提案、加入环境NGO组织和拍摄环境纪录片等温和环保行为，也存在环境信访、环境上诉等环境抗争方式。不同居民群体，面临不同的公共服务成本分摊和受益分享机制，因而参与环保的意愿和方式可能存在显著的不同。在中国强制退休制度下，退休会如何影响老年人环保偏好，进而推动政府构建可行的环保合作机制？理论上来说，退休将通过三个层面的传导机制引起老年人环保偏好的变化，分别是心理和身体健康层面的冲击、家庭层面的身份转换以及制度层面的社会保障政策。本文利用强制退休制度这一外生的准自然实验去识别居民退休决策，通过CGSS 2010年微观调查数据研究发现，总体上来看，退休对老年人环保偏好有负向影响，退休冲击显著降低了老年男性的环保支付意愿、环保合作行为和环境关心，女性居民的环境关心程度在退休后无显著变化，说明退休对男性的影响大于女性。

本文的贡献主要体现在以下两点：

第一，从研究主题上看，本文是第一篇研究退休对老年人环保偏好影响的文章，并从心理身体变化、身份转换和社保政策等三个层面较为全面地解释了其中的影响机制。现有关于退休的文献主要包括：探究“退休消费之谜”，分析退休对个人及家庭各种分类消费的影响(Battistin et al.，2009；李宏彬 等，2015；邹红 等，2015)；探讨退休对人们患慢性病以及中老年健康的影响(Behncke，2012；雷晓燕 等，2010；董夏燕 等，2017)；分析退休对居民主观幸福感的影响(Bender，2012；鲁元平 等，2014)；研究现行退休制度下，养老金的财政支出压力、社会统筹缴费缺口，并给出相应的对策建议(林忠晶 等，2007；康传坤，2012)。可以看到，已有文献主要是研究居民退休后的经济选择和身心健康，较少有文献分析退休对居民主观偏好及行为的影响。本文的研究结果除了有助于构建持续性的环境公共治理机制，还对养老金改革以及正处于酝酿实施阶段的延迟退休政策制定具有启发意义。

第二，在估计方法上，对于退休决策存在的内生性问题，Battistin et al.(2009)、雷晓燕等(2010)、李宏彬(2015)和邹红等(2015)等均使用断点回归方法(RD)来解决。Lee et al.(2010)认为，年龄是一个确定的过程，由于退休年龄可预见，个体可能在退休之前调整经济行为，从而使得估计结果有偏。为解决退休的年龄断点可预期问题，本文在模糊断点回归方法的基础上，还设计了两种检验：一是安慰剂检验，分别假设退休年龄(男性)为55、56、57、58、59(女性为45、46、47、48、49)，如果回归系数不显著，在一定程度上说明退休预期对自身经济行为的调整没有对个体环保偏好产生显著影响；二是构建随机冲击，提前退休一般来说是个体无法预期的，因而在一定程度上可以看作是随机事件，可以利用提前退休样本进行验证。

二、影响机制：基于文献的评论

环保偏好反映了个体对环境议题的心理态度和行为倾向，是环境认知、环境情感和环境态度等环境参与意愿的外在表现，表达了公众的个人环保支付意愿和支持力度(Dunlap et al.，2008)。个体层面的社会身份、政治倾向、环保价值观以及宏观层面的制度变化、阶层分化等因素都会对环保偏好产生影响(Clements，2012；Liu et al.，2014)。

社会心理学和环境心理学是环保偏好及环保行为研究的拓荒者，研究主要沿着“价值观—环境认知—环境态度—环保偏好”路径，分析环境信念、环境道德感以及情境因素等心理因素对居民环保行为的影响。Latif et al.(2013)调查了马来西亚五大城市社区的1098名居民，发现环境知识和环境价值观对居民亲环境行为产生影响。Zhang et al.(2014)利用中国社区数据的研究发现，利他价值观比利己价值观对亲环境行为的影响更大。从心理层面来看，退休通常意味着社会地位、经济来源和社会交往的结束，个人失去了社会角色，自我价值感降低，引起孤独等情绪问题，影响心理健康。心理问题伴随着退休后劳动的减少，亦增加患病风险，进而影响身体健康(李怀 等，2018)。基于以上理论分析，本文提出：

研究假设1：心理和身体健康层面的“退休冲击”会降低居民环保偏好。

随着经济学介入到环保偏好研究，在“环境关心—人际纽带—身份特征—环保偏好”研究路径中，关键因素是公众身份。Akerlof et al.(2000)首次将“身份”引入经济学分析框架。每个人都隶属于职业、文化、性别、年龄、收入等多种身份群体，每种身份都有与其相对应的行为规范和准则(Sen，2007)。面对环境问题所带来的威胁时，青年人更能做出积极的反应(Doherty et al.，2011)。Israel et al.(2004)利用世界观调查数据，测算出居民年龄每增加10年，环保支付意愿下降2%。退休后，居民身份由劳动者转换为非劳动者，生活状态由忙碌工作转换到赋闲养老，对社会公共事务的兴趣可能减少。退休居民部分社会关系中断，获取环境信息资源愈显困难，环境治理参与行为随之减少。

身份层面的性别差异对环保偏好的影响程度不同。一般认为，女性在环境活动中更加活跃(Tindall et al.，2003)。Salleh(1984)发现女性对社会结构的压迫更加敏感，会发自内心地同情并关心环境健康。Davidson et al.(1996)认为女性比男性更多地充当养育者和关爱者的角色，对于威胁家庭和社区安全的环境问题更为关注。中国遵循着“男主外，女主内”的传统，相比于男性对社会地位和经济收入的关心，女性更关注家庭，退休后社会地位降低、个人收入减少所带来的冲击对男性影响更大。退休女性一般会将大部分精力投入到帮子女照料小孩、关心孙子辈的成长上，因此，会担心环境污染对小孩的影响。基于以上讨论，本文提出：

研究假设2：退休后的家庭身份变化会降低居民环保偏好，对男性身份影响更大。

还有文献遵循“环境责任感—社会结构—制度政策—环保偏好”研究路径，关注社会结构、制度政策以及社会资本等外在因素的作用。Anderson et al.(2015)发现社会资本和社会网络有助于改善公众参与低碳基础设施建设的意愿。何可等(2015)认为社会资本中的人际信任和制度信任在农民农业废弃物资源化利用的决策中发挥着显著促进作用。中国养老保险覆盖面低、养老保障水平低，尤其是在经济欠发达地区，老年人支出金额来源于子女供养和自己年轻时的储蓄，主要用于基本生活消费，对于环保等高层次的消费和支持力度并不高。环境污染治理和环境质量改善是一个漫长而艰巨的过程，老年人付出金钱和精力投入环境保护，不一定能从环境改善中受益。鉴于此，本文提出：

研究假设3：社保制度的不完善会降低居民退休后的环保偏好。

三、研究设计与数据说明

(一)模糊断点回归设计

中国实施强制退休制度，国家法定的企业职工退休年龄是男性年满60周岁，女性工人年满50周岁，女干部年满55周岁；从事井下、高温、高空、特别繁重体力劳动或其他有害身体健康工作的，退休年龄男性年满55周岁，女性年满45岁。中国男性和女性区别对待的强制退休制度不仅为识别退休对居民环境治理参与意愿的因果效应提供了一个良好的准自然实验，还为考察这一因果效应在男性和女性两个群体间的异质性提供了有效的渠道。在强制退休制度下，退休成为影响居民行为的外生干预。为准确评估退休对居民环保偏好的影响，需要构建一个“反事实”结果，即退休者如果没有退休时所具有的环保偏好。

采用断点回归设计来解决“反事实”结果的测度和政策效应的评估问题。个体是否受政策影响，取决于驱动变量是否超过某一临界值。以强制退休政策为例，驱动变量为年龄，临界值为60岁(男性)或50岁(女性)。一般情况下，当男性居民年龄超过60岁时，就会受到退休的影响；而当男性居民年龄低于60岁时，就不受退休的影响。但在现实中也存在例外，个体可能由于某些原因(丧失劳动能力、企业效益不好等)而在强制退休年龄之前提前退休，也有许多人在60岁后由于返聘或在其他单位找到工作而重新就业。所以强制退休制度仅仅使得退休的可能性在规定的退休年龄处发生一个外生的跳跃，但不一定是完全由0至1的改变，具有这种特征的断点回归被称为模糊断点回归。

在模糊断点设计中，驱动变量临界值两边个体接受处置(政策干预)的概率不同：

(1)

其中：Z为处置虚拟变量，即接受处置时取值为1，否则为0；x为驱动变量；c表示临界点。与此对应，模糊断点回归的处置效应等于退休前后环保偏好的差异除以临界点附近居民退休概率的差异：

(2)

其中，τF是模糊断点回归设计中外生政策的平均处置效应的估计值，Y为结果变量。

在断点回归中，外生政策的处置效应可以通过参数估计和非参数局部多项式估计(Hahn et al.，2001)两种方法实现。参数估计方法可以利用所有的样本观测点，选择恰当的函数形式进行估计，这种方法充分利用了样本的所有信息，在函数形式设定正确的前提下，估计结果十分可靠，而一旦函数形式设定有误，结果产生偏误的可能性也大大增加。非参数局部估计将估计样本限定在断点附近区域的一个狭窄的带宽内，使用简单的线性或者二次函数进行估计，在带宽范围选择合理的前提下能够最大限度地减小估计的偏差，但是有限的估计区间需要大量的样本，因而在样本量不充分的情况下，估计效果相当有限。受本文样本量的限制，采用参数法进行估计。

在模糊断点回归的研究框架下，本文采用两阶段最小二乘法来估计退休对环保行为产生的处置效应。模型形式为：

Ti=β0+β1Di+f2(ri)+μi

(3)

Yi=α0+α1Ti+f1(ri)+εi

(4)

其中：Yi为被解释变量(环保偏好)；Ti为退休虚拟变量，即居民已退休取值为1，否则为0；D为驱动变量，如果男性居民年龄超过60岁(或女性居民年龄超过50岁)，Di=1，否则Di=0。除了退休虚拟变量之外，根据断点设计的有效性，年龄自身还可能直接影响居民的环境保护偏好，因而在式(3)、(4)中分别加入年龄差(实际年龄-政策规定退休年龄)的函数f2(ri)和f1(ri)以消除模型的选择性偏误(Heckman et al.，1985)，fi(ri)中年龄差阶次及其交互项的选择根据AIC准则予以确定。本文以个人是否达到退休年龄的虚拟变量(变量D)作为退休变量的工具变量，采用工具变量法估计式(4)。此外，本文还把估计样本限定在断点附近一个有限的区间内，以更好地控制年龄效应。

由于本文主要关注的是退休政策对环保偏好的影响，采用的部分结果变量为排序数据，使用OLS进行估计会导致估计结果出现系统偏误。为此，参考连玉君等(2015)的做法，采用有序Probit模型来估计式(4)。该模型的具体函数形式为：

Yi=F

α0+α1Ti+f1(ri)+εi

(5)

其中：

(6)

其中：F(·)是标准正态分布的概率密度函数；y*为不可观测的潜变量，μ1<μ2<…μs为临界点，均为待估参数。

如前所述，本文在有序Probit模型框架内采用工具变量法进行估计，采用的是Heckman(1978)设计的“两步法”：

第一步，利用工具变量做解释变量，以退休二值变量为被解释变量，构建并估计Probit模型，得到退休虚拟变量的拟合值；

第二步，将第一步得到的退休虚拟变量的拟合值做解释变量，居民环保偏好变量做被解释变量，构建并估计有序Probit模型：

(7)

(二)数据说明

本文采用的数据来源于“中国社会综合调查(CGSS 2010)”。该调查自2003年以来已经进行了8次，采用多阶分层随机抽样，系统地收集了个体以及家庭层面的基本人口特征、家庭结构、就业状况、社会态度以及公共服务保障状况等方面的微观数据。

(1)环保偏好。根据CGSS 2010调查数据，将环保偏好分为环保支付意愿、环保合作行为、环保生活习惯和环境关心。环保支付意愿是指利用经济手段保护环境，包括经济成本和时间成本，来自调查问题“即使要花费更多的钱和时间，我也要做有利于环境的事”“为了环境保护，您在多大程度上愿意缴纳更高的税”的回答。环保合作行为是指加入环保组织、与他人共商社区环境问题等，数据来源于两项问题“过去5年，您是否给环保社团捐过钱”和“您是否加入了任何以保护环境为目的的社团”。环保生活习惯是维护或改善现有生态系统所采取的实际行动，来自调查问题“垃圾投放分类”的回答。环境关心衡量了公众参与环境治理的态度，来自调查问题“总体上说，您对环境问题有多关注”的回答。

(2)退休虚拟变量。退休变量反映个人的退休状态。如果受访者回答“目前工作状态”为“离退休”，变量取值为1，否则取值为0。为了控制变量的年龄效应，本文在基础回归模型中保留了男性45～75岁和女性40～70岁的样本，在稳健性回归中对样本范围进行了相应的扩展和收缩。由于从事农业工作(除了务农没有从事其他非农工作)的居民基本不受退休政策的影响，因此本文也删除了工作经历为“从未工作过”和“只务过农”的样本。

(3)控制变量。本文还在模型中引入其他可能会影响个体环境治理参与意愿的变量，包括受教育程度、婚姻状况、居住面积、家庭人口规模和个人收入。

表1列示了本文选择的变量的名称及定义。

表1 变量名称及定义

四、有效性检验

断点回归的有效性依赖于两个假设：第一，外生性假设；第二，连续性假设。

外生性假设要求，外生政策干预的机制是外生的，即个体能否接受处置不能由其自己决定，决策者也不能为确保某些特定个体能够接受处置而设定是否接受处置的驱动变量的临界点。本文以年龄作为决定个体是否退休的驱动变量。一方面，个体不可能自主改变自己的年龄；另一方面，中国的退休是一种强制性的制度安排，退休年龄的调整需要经过复杂和严格的法定程序，不可能因满足个人或群体的要求而任意调整。但是，居民在社会问卷调查中有可能由于自报的缘故而出现选择性的偏差。图1汇报了样本对象年龄的概率密度函数图，据此可以判断自报年龄是否存在系统的选择性偏误。如果样本对象的年龄在临界点(男60或女50岁)附近存在一个明显的跳跃，则表明由于年龄自报导致了对驱动变量的控制。图1中并不存在这一趋势，无论是男性还是女性，样本对象年龄的概率密度函数在政策规定的强制退休年龄附近是连续的，因而以年龄为驱动变量是有效的。

图1 年龄的概率密度函数

(a)平均受教育程度

(b)平均婚姻状况

(c)平均居住面积

(d)平均家庭人口规模

连续性假设要求，前定变量的连续性是断点回归另一个重要的前提假设。前定变量是指事前确定不会受到退休政策影响的变量，即前定变量不会在断点处产生跳跃。本文在构建断点回归模型时，参考有关退休政策实证研究的论文，引入了教育程度、婚姻状态、家庭住房面积和家庭人口规模4个解释变量(Li et al.，2015)。从图2中可以看出，在法定退休年龄50、60岁附近，4个解释变量均没有显示出跳跃的迹象，这些解释变量的存在并没有损害本文断点回归设计的有效性。

根据上述两个假设，年龄驱动变量以及其余解释变量的分布均符合连续性假设，本文构建的模型基本符合断点回归设计的要求。

图3考察了男性和女性样本在法定退休年龄前后退休率是否存在明显的上升。国家统一规定的男性退休年龄是60岁，女性退休年龄是50岁(适用于55岁退休的女干部样本比例非常低)。如前所述，国家规定了可提前退休的特殊情况，个人在条件允许的情况下可能也会选择延后退休，因此在法定退休年龄前后，我们可以预期退休率会发生明显的提高，但并非是从0到1的改变。图3报告的是45～80岁之间各年龄段的退休率，虽然在政策规定的退休年龄之前，就有一些居民因为各种原因而退休，但是总体占比较小。无论是男性还是女性，在正常的退休年龄处退休率都出现了一个巨大的跳跃。

(a)男性退休率与年龄

(b)女性退休率与年龄

(一)基准回归结果

表2汇报了模型第一阶段的估计结果。该模型的样本为45～75岁的男性个体和40～60岁的女性个体，被解释变量是个体是否退休的虚拟变量，核心解释变量是年龄虚拟变量(个体年龄是否达到法定退休年龄)，同时引入年龄差(实际年龄减去法定退休年龄)、年龄差的多项式、年龄差与年龄虚拟变量的交互项来控制可能的非线性关系，并采用AIC准则对模型进行选择，并加入地区虚拟变量以消除地区之间的差异。实证结果与前文的预期一致，年龄虚拟变量的系数显著为正，且4个模型中系数均在1%的水平上显著，表明超过退休政策规定的法定退休年龄会使得退休的可能性大大增加，退休率在强制(法定)退休年龄处存在明显的跳跃。

表3的列(1)、(2)显示，老年男性在退休后愿意花费在环境保护方面的经济时间成本和支付的税收显著降低，表明环保支付意愿下降。列(3)、(4)显示了采用 “居民是否加入环保团体”和“过去5年是否给环保团体捐过钱”两个变量作为居民环保合作行为的衡量指标。值得注意的是，可能存在这样一种情况，即处于退休年龄左右的个体，可能在退休前就参加了环保团体或给环保团体捐过钱，直接回归可能会导致估计结果偏误。为了避免这一问题，本文从反面出发，将个体没有加入环保团体设为1，其他为0，回归结果如表3所示。可以看到：为环保社团捐款(Donate)的估计系数为1.920，加入环保社团(Club)的估计系数为1.997，均在10%水平上显著，说明退休增大了男性不进行环保合作的概率；男性居民的环保生活习惯在退休前后无显著变化，“垃圾分类投放(Recycle)”这种良好的习惯并不会因退休而改变。列(6)环境关心(Attitude)的估计系数显著为负，说明退休显著降低了男性居民的环保关注程度。

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

表3 退休对老年男性环保偏好的影响

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

表4的列(1)、(2)显示，环保经济时间成本(Cost)在女性退休前后无显著变化，税收支付意愿(Tax)显著降低。为环保社团捐款(Donate)和加入环保社团(Club)的估计系数分别为1.271和4.089，在1%和10%水平上显著为正，说明退休增大了女性居民不参与环保合作的概率。列(5)、(6)显示，环保生活习惯和环境关心程度在女性居民退休前后无显著变化。

表3和表4的回归结果表明，总体上说，退休降低了老年人的环保偏好。在退休后，居民的环保支付意愿、环保参与意愿显著下降，环保生活习惯无显著变化，环境关心的变化表现出性别差异。男性居民在退休后环境关心程度下降，女性居民的环境关心态度无显著变化，退休对男性环保偏好的影响程度大于女性。

(二)稳健性检验

1.年龄区间变化

在基本回归中，为了控制两阶段估计的年龄效应，本文将样本估计区间限定在50～70岁(女性为40～60岁)。在稳健性检验中，放松对样本的年龄限制。表5的行(1)、(2)中样本区间分别为男性55～65岁的缩减区间和45～75岁的扩展区间。表6的行(1)、(2)中样本区间分别为女性45～55岁的缩减区间和35～65岁的扩展区间。结果如表5和表6的行(1)、(2)所示，与基准模型相比，样本扩大或收缩并未改变估计系数的符号。

2.不考虑模型选择中的AIC准则

在基本回归模型使用AIC准则选择年龄差以及年龄差与退休虚拟变量的交互项，在稳健性检验中，将全部3个阶次的年龄差及交互项纳入模型。结果如表5和表6的行(3)所示，回归系数符号与基本模型的回归结果相同。

表5 退休对老年男性环保偏好影响的稳健性检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

表6 退休对女性环保偏好影响的稳健性检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

3.CGSS 2013样本再检验

CGSS 2013同样具有关于居民环保偏好的调查，为了保证本文结论严谨，选择CGSS 2013样本进行再检验。本文在2013年的CGSS数据集中选择“自费养护树林和绿地”(Pay)、“积极参加要求解决环境问题的投诉、上诉”(Petition)、“积极参加政府和单位组织的环境宣传教育活动”(Activity)、“积极参加民间环保团体举办的环保活动”(Organization)和“垃圾分类投放”(Sort)5个指标作为个体的环保偏好变量。在进行实证前，同样检验了断点回归要求的外生性与连续性假设，均满足这两个假设条件，结果如表7和表8所示。

表7的模型(1)～(5)显示，退休政策对男性居民的环境保护偏好具有显著的负面影响。在“自费养护树林和绿地”“积极参加政府和单位组织的环境宣传教育活动”“积极参加民间环保团体举办的环保活动”“专门为环保进行垃圾分类回收”方面，男性退休后的环保意愿显著降低。表8模型(1)～(5)显示，退休政策对女性各类环保偏好具有不同影响。在“自费养护树林和绿地”“积极参加政府和单位组织的环境宣传教育活动”“专门为环保进行垃圾分类回收”方面，女性在退休后意愿下降。这与本文的基础回归一致，即退休降低了老年人环保偏好，且对男性居民环保偏好影响更大。

表7 退休对老年男性环保偏好的影响(CGSS 2013)

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

表8 退休对老年女性环保偏好的影响(CGSS 2013)

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

(三)进一步讨论

1.安慰剂检验

在中国强制退休的政策下，退休年龄是可预期的，居民到达一定的年龄必须离开工作岗位，因而为了预防退休的冲击，居民可能在退休之前就实施许多行为以减轻冲击。这一现象的存在可能对最终的估计结果产生严重的影响。为了排除居民预期对结果的系统影响，本文构建了“反事实”的政策断点，假定居民在法定退休年龄前的时间点就已经退休，假设退休年龄(男性)为55、56、57、58、59(女性为45、46、47、48、49)。可以预期的是，如果前文的设定成立，那么“反事实”断点回归的结果不应该显著。表9和表10汇报了安慰剂检验的结果，可以看出，在10%的置信水平上所有的系数均不显著，说明安慰剂检验均有效地支持了上述的结论。

表9 退休对老年男性环保偏好影响的安慰剂检验

表10 退休对老年女性环保偏好影响的安慰剂检验

2.提前退休

以提前退休居民的实际退休年龄为断点，重新设计回归模型，结果如表11和表12所示。

表11 提前退休对老年男性环保偏好的影响

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

如上文所述，以年龄为驱动变量，以强制退休的政策年龄为断点的模型是一个非随机的断点模型，这可能使得估计的结果有偏。为了进一步验证基础回归的结论，本文利用提前退休的样本构建了一个随机的冲击。可以看出，关键解释变量Retirement(IV)的系数与基础模型基本一致，这也从侧面证实了中国的退休政策对居民的环保偏好的确产生了显著的影响。

表12 提前退休对老年女性环保偏好的影响

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

3.影响机制检验

正如前文所提到的那样，退休对环保偏好产生影响的主要原因可以归结为心理身体健康变化、身份转换和不完善的社保制度。接下来，引入收入水平(Income)、身体健康(Health)、基本养老保险(Insur_old)和基本医疗保险(Insur_med)，实证检验退休影响环保偏好的原因。若个体参加城市或农村基本养老保险，基本养老保险变量为1，不参加为0；如果居民参加城市基本医疗保险、新型农村合作医疗保险或公费医疗中任意一项，则基本医疗保险变量为1，都未参加为0。

表13 退休对老年男性环保偏好的影响机制检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

回归结果如表13和表14所示。可以看到，收入水平与公众环保偏好显著正相关，身体健康会激励环保偏好，可以认为退休后收入下降与身体健康波动是退休影响环保偏好的传导机制。总体而言，拥有基本养老保险与基本医疗保险会促进环保偏好，社保制度的不完善会降低退休居民参与环保的热情与能力。

表14 退休对老年女性环保偏好的影响机制检验

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著，括号中汇报的是估计系数的标准误。

六、结论与政策建议

基于CGSS 2010微观调查数据，本文利用中国退休政策对居民退休决定的外生冲击研究了退休对环保偏好的影响。结果表明：总体上，退休降低了老年人环保偏好；退休冲击显著降低了老年男性的环保支付意愿、环保合作行为和环境关心程度，女性居民在退休后环境关心程度无显著变化，说明退休对男性的影响程度大于女性。这一结论在考虑了年龄区间变化、AIC准则调整和CGSS 2013样本再检验后依然成立。本文还通过安慰剂检验和构建随机冲击去解决退休决策可能存在的内生性问题；进一步的影响机制分析发现，心理身体健康冲击、身份转变以及不完善的社保制度导致老年人在退休后降低环保偏好。

根据上述结论，为了更好地引导退休居民参与环境治理，本文在此提出如下政策启示：

第一，在环境保护宣传与教育层面，政府与环保组织应综合运用各种媒体，采取多种形式，营造参与环境治理的社会风尚。让公众的环境知情权与参与权得到保障，并有针对性地引导退休群体关注环境，使其认识到自己在环境保护中的责任与义务，增强退休居民对参与环境保护的光荣和自豪情感，为退休居民积极主动的环保行为提供相应的渠道和平台。通过示范效应营造环保合作氛围，让公众相信个人的行为能够对生态环境的保护产生影响。

第二，鉴于退休后居民获得环境信息资源的减少，应以公共服务为纽带，将社区组织与退休居民联系起来。通过社区组织传递公开与透明的环境信息，包括针对周边居民的环境污染行为进行公开与处罚，不仅可以对环境污染者施加社会警示，还可以组织退休群体监督周边环境污染行为。通过公益活动吸引退休居民参与环境治理，给退休居民提供环境利益表达渠道，培育出退休群体的环境保护力量。

第三，“一刀切”的退休政策已不再适合劳动力资源的充分利用，甚至会影响居民健康和环境治理参与意愿。随着社会经济的发展和平均预期寿命的提高，原有实施强制退休政策的动机已大大减弱，在法定退休年龄离开工作岗位不仅会造成许多知识型、专业型人力资源的浪费，而且深刻地改变了人们健康、消费以及环保偏好等行为。设定一个法定参考退休年龄，使用弹性退休制或自愿退休制可能是未来退休制度改革的一个选择方向。

第四，政府部门应建立促进退休居民环保行为的保障体系。通过建立健全养老保障和医疗保障体系，提高养老和医疗保障水平，为退休居民解决“后顾之忧”，减少退休后收入降低对居民的冲击，使得退休居民有经济能力和时间精力参与环境治理。