李江一

摘要：利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）在2013年搜集的微觀數(shù)據(jù)，采用斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)考察了城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱“城居?！保?duì)老年人勞動(dòng)參與的影響。研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)取城居保將使老年人參與勞動(dòng)的概率顯著降低32.9個(gè)百分點(diǎn)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，這一負(fù)向影響主要是由于城居保為老年人提供了基本的生活保障以及降低了未來(lái)的收入風(fēng)險(xiǎn)所致，具體體現(xiàn)為，養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平越高，這一負(fù)向影響越大，收入風(fēng)險(xiǎn)更高的群體領(lǐng)取城居保后退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率更大。研究還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動(dòng)力市場(chǎng)而安心養(yǎng)老，特別是對(duì)于子女養(yǎng)老缺失的家庭。在這樣的背景下，社會(huì)養(yǎng)老與子女養(yǎng)老相互補(bǔ)充，共同激勵(lì)了老年人提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。

關(guān)鍵詞：社會(huì)保障；勞動(dòng)參與；斷點(diǎn)回歸

中圖分類號(hào)：C971；F241.4；D632.1 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2018）02-0091-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.02.009

一、引言

隨著我國(guó)人口老齡化的不斷加劇，建立和完善社會(huì)養(yǎng)老保障制度對(duì)于保障老年人的基本生活非常重要。此前，我國(guó)已建立了城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的多層次社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系。根據(jù)國(guó)家人力資源和社會(huì)保障部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，截至2016年底，全國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)達(dá)到8.9億人。然而，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在為老年人提供基本生活保障的同時(shí)也可能產(chǎn)生一些消極影響，其中，最重要的一個(gè)方面便是社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可能激勵(lì)勞動(dòng)者提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，在人口老齡化背景下，這必將降低整個(gè)社會(huì)的勞動(dòng)力供給，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)的健康平穩(wěn)發(fā)展。中國(guó)第五次和第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)60歲及以上人口的勞動(dòng)參與率從2000年的33.0%下降到2010年的29.1%，與此同時(shí)，60歲及以上人口以離退休金或養(yǎng)老金為主要生活來(lái)源的比例從2000年的19.6%上升到2010年的24.1%，可見(jiàn)，養(yǎng)老金領(lǐng)取比例與老年人勞動(dòng)參與率可能負(fù)相關(guān)。那么，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年人的勞動(dòng)參與決策是否存在因果關(guān)系？為回答這一問(wèn)題，本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Financial Survey，CHFS）201 3年數(shù)據(jù)，采用斷點(diǎn)回歸（regression discontinuity，RD）方法設(shè)計(jì)考察了城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年人勞動(dòng)參與決策的影響，為轉(zhuǎn)型時(shí)期我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的完善和勞動(dòng)力市場(chǎng)的平穩(wěn)發(fā)展提供決策參考。

老年人勞動(dòng)參與率下降在許多國(guó)家都存在，盡管這一現(xiàn)象與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的不斷完善緊密相關(guān)，但無(wú)論是針對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家的研究還是發(fā)展中國(guó)家的研究，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)是不是老年人勞動(dòng)力參與率持續(xù)減少的原因并未取得一致結(jié)論。克勞福德（Crawford）和麗蓮（Lilien）的理論研究表明，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與決策的影響方向取決于一些關(guān)鍵假設(shè)，比如信貸市場(chǎng)是否完備、精算保險(xiǎn)是否公平、個(gè)體能否準(zhǔn)確預(yù)期自己的壽命等，因此，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與決策的影響可能因時(shí)因地而異。實(shí)證研究同樣發(fā)現(xiàn)正反兩方面的證據(jù)，一些研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平越高，個(gè)體提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率越大，比如科斯塔（Costa）、科里爾（Coile）和格魯伯（Gruber）、馬斯塔博尼（Mastrobuoni）和維爾（Vere）針對(duì)美國(guó)的研究，波斯奇蘇潘（Btirsch-Supan）針對(duì)歐洲的研究，菲略（Filho）針對(duì)巴西的研究。另一些研究卻發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與決策無(wú)影響或影響非常微弱，比如，克魯格（Krueger）和皮斯其克（Pischke）利用美國(guó)1977年實(shí)施的養(yǎng)老金削減法案考察了受此政策影響群體的勞動(dòng)力供給決策，研究發(fā)現(xiàn)，在不控制時(shí)間和年齡效應(yīng)的情形下，養(yǎng)老金水平與勞動(dòng)力供給負(fù)相關(guān)，但控制上述兩類效應(yīng)后，養(yǎng)老金削減反而降低了受影響群體的勞動(dòng)力供給。他們認(rèn)為，養(yǎng)老金提高與老年人勞動(dòng)力供給的減少只是時(shí)間趨勢(shì)上的巧合，養(yǎng)老金的提高無(wú)法解釋老年人勞動(dòng)力供給的長(zhǎng)期下降，同時(shí)，降低養(yǎng)老金水平也無(wú)助于提高老年人的勞動(dòng)力供給。薩維克（Samwick）利用美國(guó)消費(fèi)者金融調(diào)查1983年與1986年的兩輪微觀數(shù)據(jù)考察了企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)和聯(lián)邦退休金制度家庭退休決策的影響，研究發(fā)現(xiàn)，影響個(gè)體退休決策的并非養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平，而是推遲退休所帶來(lái)的養(yǎng)老金邊際收益，推遲退休帶來(lái)的養(yǎng)老金邊際收益越高，選擇退休的概率越低，但這一結(jié)果主要來(lái)源于企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響。貝克（Baker）和本杰明（Benjamin）考察了加拿大1984年與1987年開(kāi)始實(shí)施的允許提前領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金政策對(duì)勞動(dòng)力供給的影響，采用三重差分模型的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，允許提前領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金并沒(méi)有降低勞動(dòng)力供給。阿丁騰（Ardington）等基于南非2001年與2003年的微觀家庭面板數(shù)據(jù)，考察了家庭中老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金對(duì)青年勞動(dòng)力供給的影響，研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)采用OLS估計(jì)進(jìn)行分析時(shí)，老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金顯著降低了家庭青年勞動(dòng)力參與勞動(dòng)的概率，但采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析時(shí)，老年人領(lǐng)取養(yǎng)老金顯著促進(jìn)了家庭青年勞動(dòng)力參與勞動(dòng)，且使家庭青年勞動(dòng)力更有可能遷移到城市，這表明遺漏變量問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤‘。

盡管從理論上講社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與決策的影響可能因時(shí)因地而異，但實(shí)證研究結(jié)論不一致的重要原因可能是由于一些客觀因素所致。比如，在美國(guó)，多種養(yǎng)老保險(xiǎn)可以并存（比如企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)和聯(lián)邦退休金制度）、不同保險(xiǎn)類型具有相同的申請(qǐng)年齡限制（比如申請(qǐng)領(lǐng)取養(yǎng)老金和申請(qǐng)社會(huì)醫(yī)療保障的正常年齡都是65歲）、養(yǎng)老保險(xiǎn)收入與過(guò)去的工資收入和工齡掛鉤、提前退休懲罰（提前退休只能領(lǐng)取部分養(yǎng)老金）與延遲退休激勵(lì)（延遲退休會(huì)得到養(yǎng)老金補(bǔ)貼）、退休收入核查制度等因素都使得要準(zhǔn)確識(shí)別出社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與決策的實(shí)際影響非常困難。與國(guó)外研究相比，本文的研究具有如下優(yōu)勢(shì)：首先，由于當(dāng)前政策規(guī)定我國(guó)居民原則上不能同時(shí)擁有多種社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，這為準(zhǔn)確識(shí)別出某一類社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的政策效應(yīng)提供了可能；其次，養(yǎng)老保險(xiǎn)政策與醫(yī)療保險(xiǎn)政策相互獨(dú)立，這可以避免多重政策效應(yīng)問(wèn)題；最后，一些社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)并不與過(guò)去的工資收入和工齡掛鉤，且領(lǐng)取這些養(yǎng)老保險(xiǎn)金并不要求強(qiáng)制退休，比如本文關(guān)注的城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，這使得個(gè)體的勞動(dòng)參與決策與是否領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)并不存在制度上的強(qiáng)制聯(lián)系，從而可以避免聯(lián)立相關(guān)導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。

近年來(lái)，隨著我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政策的逐步實(shí)施，一些學(xué)者開(kāi)始關(guān)注該政策對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響，但這些研究主要集中于對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)的分析上，且研究結(jié)論也不一致，針對(duì)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的研究還比較缺乏。程杰基于2011年四川省成都市的農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)考察了養(yǎng)老保險(xiǎn)參與和養(yǎng)老保險(xiǎn)收入對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)供給決策的影響，采用工具變量的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)參與和養(yǎng)老保險(xiǎn)收入均顯著降低了農(nóng)戶的勞動(dòng)參與和勞動(dòng)供給時(shí)間，而黃宏偉等基于全國(guó)農(nóng)村固定觀測(cè)點(diǎn)201 1年數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金收入對(duì)老年人勞動(dòng)供給的影響非常微弱，新型農(nóng)村養(yǎng)老金收入每提高100元僅能使老年人的年勞動(dòng)時(shí)間降低1天?；诟鼑?yán)格的識(shí)別策略——斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)，張川川等和解堊均發(fā)現(xiàn)領(lǐng)取新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶勞動(dòng)參與和勞動(dòng)供給時(shí)間無(wú)顯著影響，他們將這一結(jié)論歸因于當(dāng)前新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平較低。遺憾的是，目前尚未有文獻(xiàn)考察社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)有何影響，由于城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)與農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)有天然的差別，且城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平也遠(yuǎn)高于農(nóng)村居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平，二者產(chǎn)生的政策效應(yīng)也可能有所不同，因此，有必要單獨(dú)進(jìn)行分析，本文彌補(bǔ)了這方面研究的不足，為全面理解城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的政策效應(yīng)提供了新的視角。

二、制度背景與識(shí)別策略

1.制度背景

截至2011年，我國(guó)已建立起覆蓋農(nóng)村居民和參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)相關(guān)人員的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，但針對(duì)城鎮(zhèn)未參加職工養(yǎng)老保險(xiǎn)相關(guān)人員的社會(huì)養(yǎng)老保障體系還處于空白。為進(jìn)一步完善社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，2011年7月，國(guó)務(wù)院出臺(tái)相關(guān)政策，開(kāi)始在部分城市試點(diǎn)城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱“城居保”）是覆蓋城鎮(zhèn)戶籍未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)相關(guān)人員的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，這項(xiàng)制度和城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)共同構(gòu)成我國(guó)現(xiàn)階段的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系。不同于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)，領(lǐng)取城居保并不要求勞動(dòng)者從原工作單位退休，因此，勞動(dòng)者在領(lǐng)取城居保時(shí)是否參與勞動(dòng)是自我理性決策的結(jié)果而不受退休制度的強(qiáng)制干擾，且無(wú)論男女，領(lǐng)取城居保的最低年齡均為60歲。

但需要注意的是，由于城居保覆蓋的是城鎮(zhèn)戶籍未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民，這部分人群可能主要是自營(yíng)工商業(yè)者或從事低端行業(yè)的勞動(dòng)者，CHFS 2013年數(shù)據(jù)顯示，在擁有城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)且有工作的居民中，自營(yíng)工商業(yè)者占比高達(dá)29.6%，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者占比為11.2%，自由職業(yè)者占比為9.3%，雇傭勞動(dòng)者占比為48.4%，其中，雇傭勞動(dòng)者從事行業(yè)排名前五的是：制造業(yè)占比為14.5%、居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)占比為13.9%、批發(fā)和零售業(yè)占比為9.1%、建筑業(yè)占比為8.5%、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)及郵政業(yè)占比為7.9%。由此可見(jiàn)，本文的研究可能對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)、高流動(dòng)性行業(yè)或服務(wù)業(yè)的勞動(dòng)供給更具參考意義。

2.識(shí)別策略

領(lǐng)取城居保的最低年齡限制使得領(lǐng)取該養(yǎng)老金的概率在60歲處產(chǎn)生—個(gè)斷點(diǎn)（cut-off）。圖1顯示，當(dāng)年齡從60歲上升到61歲時(shí)，領(lǐng)取城居保的比例出現(xiàn)跳躍式增加。這一現(xiàn)象使得本文可以采用李（Lee）和萊米（Lemieux）提出的斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)來(lái)識(shí)別領(lǐng)取城居保對(duì)勞動(dòng)參與的因果影響。

為了闡述斷點(diǎn)回歸的識(shí)別策略，本文首先介紹魯賓（Rubin）提出的估計(jì)平均處理效應(yīng)的因果模型。用Y_i1表示領(lǐng)取城居保時(shí)的勞動(dòng)參與情況，Y_i0表示未領(lǐng)取城居保時(shí)的勞動(dòng)參與情況；用D_i表示實(shí)驗(yàn)組和控制組，在本文中，實(shí)驗(yàn)組為領(lǐng)取城居保個(gè)體，取值為1，控制組為未領(lǐng)取城居保個(gè)體，取值為0。那么，處理效應(yīng)可用式（1）表示：

W_i是前定變量（pre-determined variable），即在60歲之前就已確定不再隨時(shí)間改變的變量，但該模型并不要求W_i嚴(yán)格外生，需要注意的是，該模型并不包含在斷點(diǎn)前后仍會(huì)發(fā)生改變的變量，比如家庭在領(lǐng)取城居保后，其收入、儲(chǔ)蓄、風(fēng)險(xiǎn)偏好、身體健康狀況等都可能發(fā)生改變，但這些因素可能是城居保影響勞動(dòng)參與的重要渠道，斷點(diǎn)回歸識(shí)別的效應(yīng)是領(lǐng)取城居保通過(guò)影響這些因素從而對(duì)勞動(dòng)參與產(chǎn)生的綜合影響。對(duì)式（3）在斷點(diǎn)c₀處取左右極限并相減可得：

三、數(shù)據(jù)、變量與描述統(tǒng)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）在2013年搜集的微觀數(shù)據(jù)。CHFS采用分層、三階段與規(guī)模成比例（PPS）的現(xiàn)代抽樣技術(shù)，利用先進(jìn)的計(jì)算機(jī)輔助調(diào)查系統(tǒng)（CAPI）記錄問(wèn)卷。2013年，CHFS在全國(guó)除西藏、新疆和港澳臺(tái)地區(qū)外的29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），262個(gè)區(qū)縣，1048個(gè)村（居）委會(huì)搜集了28143戶家庭、97916個(gè)家庭成員的信息。家庭信息包括金融和非金融資產(chǎn)、負(fù)債、家庭支出與收入等，個(gè)體信息包括人口統(tǒng)計(jì)特征、工作、職業(yè)、社會(huì)保障與保險(xiǎn)等。需要說(shuō)明的是，CHFS在2013年的調(diào)查中僅詢問(wèn)了受訪者及其配偶的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與和領(lǐng)取情況，因此，本文研究對(duì)象為家庭成員中的受訪者及其配偶。

由于本文關(guān)注的是領(lǐng)取城居保對(duì)勞動(dòng)者勞動(dòng)參與決策的影響，因此，本文對(duì)數(shù)據(jù)做了如下處理：首先，本文去除了擁有離退休工資、城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的樣本；其次，本文去除了不具有城居保參保資格的家庭，即當(dāng)前沒(méi)有參與城居保的農(nóng)業(yè)戶籍家庭樣本。經(jīng)上述處理后，剩余的有效樣本為7564個(gè)個(gè)體，其中，參與城居保的比例為52.8%，目前沒(méi)有參與城居保但具有參保資格的比例為47.2%。在實(shí)際分析中，因一些變量數(shù)據(jù)缺失，有效樣本還會(huì)有所差異。

2.變量與描述統(tǒng)計(jì)

在斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)中最重要的變量有三類，依次是被解釋變量、驅(qū)動(dòng)變量和前定變量。第一，本文的被解釋變量為是否有工作啞變量，若受訪者或配偶在調(diào)查時(shí)有工作取值為1，否則取值為0。第二，驅(qū)動(dòng)變量為年齡，在回歸分析中，需要對(duì)驅(qū)動(dòng)變量作標(biāo)準(zhǔn)化處理，即將年齡減去60。第三，前定變量是指在60歲之前就已確定不再隨時(shí)間改變的變量，這類變量主要用于輔助檢驗(yàn)斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)是否有效。本文選擇的前定變量有9個(gè)，分別是：①受教育年限，該變量根據(jù)居民的學(xué)歷水平換算而來(lái)，比如大學(xué)本科換算為16年；②是不是黨員，黨員取值為1，非黨員取值為0；③民族，漢族取值為1，其他取值為0；④性別，男性取值為1，女性取值為0；⑤受訪者子女?dāng)?shù)；⑥受訪者子女中的男孩比例，沒(méi)有子女取值為0；⑦是否從未結(jié)過(guò)婚，若從未結(jié)過(guò)婚取值為1，否則取值為0；⑧兄弟姐妹數(shù)（不包括自己）；⑨有血緣關(guān)系的親戚數(shù)范圍，該變量為與受訪者居住于同一城市的親戚數(shù)范圍，取值為1表示沒(méi)有，取值為2表示有1-3個(gè)，取值為3表示有4-6個(gè)，取值為4表示有6個(gè)以上。上述這些變量極有可能都是在60歲之前就已確定而不再隨時(shí)間變化的變量。

表1報(bào)告了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。數(shù)據(jù)顯示，在擁有城居保及具有城居保參保資格的個(gè)體中，勞動(dòng)參與率非常低，僅為50.2%，但這些個(gè)體的年齡遠(yuǎn)未達(dá)到國(guó)家規(guī)定的法定退休年齡，年齡的均值和中位數(shù)均約為47歲，60歲以上的僅占18.3%。領(lǐng)取城居保的比例為14.8%，略低于60歲以上的個(gè)體比例，按照城居保政策規(guī)定，只要達(dá)到60歲便可領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，但實(shí)際調(diào)研情況顯示，存在一部分個(gè)體具有領(lǐng)取城居保資格而并未領(lǐng)取的現(xiàn)象，這可能是由于政策宣傳不到位所致。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)的有效性檢驗(yàn)

前面提到，斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)有效的充分條件是驅(qū)動(dòng)變量在c₀處連續(xù)，且這一條件的一個(gè)必要條件是前定變量在c₀處也連續(xù)。因此，可以通過(guò)檢驗(yàn)驅(qū)動(dòng)變量以及前定變量在c₀處是否連續(xù)來(lái)檢驗(yàn)斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)是否有效。圖2描述了年齡的概率密度曲線，可以發(fā)現(xiàn)，樣本在60歲附近未呈現(xiàn)出不連續(xù)的特征。為提供更充分的證據(jù)，參照麥克里里（McCrary）檢驗(yàn)密度函數(shù)是否連續(xù)的方法對(duì)驅(qū)動(dòng)變量在斷點(diǎn)處是否連續(xù)進(jìn)行檢驗(yàn)，即以每個(gè)年齡值上的樣本頻率作為被解釋變量做局部線性回歸（模型設(shè)定如式（9）），表2模型（1）報(bào)告了這一檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，驅(qū)動(dòng)變量在斷點(diǎn)處沒(méi)有體現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)和統(tǒng)計(jì)上的不連續(xù)性。

驅(qū)動(dòng)變量在斷點(diǎn)處連續(xù)必然有前定變量在斷點(diǎn)處也連續(xù)，因此，如果發(fā)現(xiàn)前定變量在斷點(diǎn)處不連續(xù)，則可認(rèn)為斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)不具有局部隨機(jī)的特性。表2模型（2）-（10）的估計(jì)結(jié)果顯示，所有前定變量在斷點(diǎn)處沒(méi)有體現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)和統(tǒng)計(jì)上的不連續(xù)性。綜上所述，本文的斷點(diǎn)回歸設(shè)定是有效的，不存在個(gè)體操縱自己的年齡而導(dǎo)致樣本在斷點(diǎn)附近存在自選擇（self-selection）問(wèn)題，可以認(rèn)為樣本在斷點(diǎn)附近是局部隨機(jī)的（local randomized）。

2.城居保對(duì)勞動(dòng)參與的影響

在證明斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)有效的前提下，本文將采用斷點(diǎn)回歸的方法估計(jì)領(lǐng)取城居保對(duì)勞動(dòng)參與的邊際影響。表3報(bào)告了斷點(diǎn)回歸的第一階段和第二階段的估計(jì)結(jié)果。由于計(jì)算最優(yōu)帶寬的方法有多種，比如CCT、IK、Cross Validation，不同方法計(jì)算出的最優(yōu)帶寬有微弱差異，交叉驗(yàn)證法（Cross Validation）只是其中一種，因此，為保證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，表3報(bào)告了帶寬從7取到13的2SLS估計(jì)結(jié)果，其中，帶寬10是采用交叉驗(yàn)證法計(jì)算出的最優(yōu)帶寬，帶寬11是采用CCT法計(jì)算出的最優(yōu)帶寬，帶寬13是采用IK法計(jì)算出的最優(yōu)帶寬。Panel A報(bào)告了第一階段估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，在不同帶寬設(shè)定下，60歲以上的個(gè)體領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金的概率均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著高于60歲（包含60歲）以下的個(gè)體，這在一定程度上表明不存在弱工具變量的問(wèn)題。

Panel B報(bào)告了領(lǐng)取城居保影響勞動(dòng)參與的第二階段估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在不同帶寬設(shè)定下，領(lǐng)取城居保均顯著降低了個(gè)體參與勞動(dòng)的概率，以交叉驗(yàn)證法計(jì)算出的最優(yōu)帶寬10的估計(jì)結(jié)果為例，領(lǐng)取城居保將使個(gè)體參與勞動(dòng)的概率降低0.329，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。與控制組相比，這一效應(yīng)將使個(gè)體的勞動(dòng)參與率下降79.7%（0.329/0.413）。由此可見(jiàn)，領(lǐng)取城居保顯著降低了老年人的勞動(dòng)參與率，且影響效應(yīng)非常大。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）加人所有前定變量。前面的分析中已證實(shí)，所有前定變量在斷點(diǎn)處均是連續(xù)的，因此，在基本模型中加入這些前定變量將不會(huì)影響本文結(jié)論的穩(wěn)健性。表4模型（1）報(bào)告了加入所有前定變量的估計(jì)結(jié)果，由于一些變量存在缺失值，樣本數(shù)與前面的分析略有不同。結(jié)果顯示，加入所有前定變量后，領(lǐng)取城居保對(duì)勞動(dòng)參與的影響大小和顯著性幾乎沒(méi)有變化。由此可見(jiàn)，加入所有前定變量后，本文的結(jié)果依然穩(wěn)健。

（2）全樣本多項(xiàng)式回歸。按照李和萊米的建議，本文還采用參數(shù)估計(jì)檢驗(yàn)了本文結(jié)果的穩(wěn)健性，即在基本模型中加入標(biāo)準(zhǔn)化年齡（年齡減60）的多次項(xiàng)、年齡是否大于60歲啞變量與標(biāo)準(zhǔn)化年齡多次項(xiàng)的交互項(xiàng)，采用全樣本進(jìn)行估計(jì)。表4模型（2）-（4）報(bào)告了當(dāng)多項(xiàng)式階數(shù)從2取到4時(shí)的2SLS估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，在不同的多項(xiàng)式階數(shù)設(shè)定下，領(lǐng)取城居保對(duì)勞動(dòng)參與均具有顯著負(fù)向影響。格爾曼（Gelman）和安貝斯（Imbens）的研究表明，采用3階以上的多項(xiàng)式估計(jì)可能會(huì)使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差較大，他們建議采用局部線性回歸或2階多項(xiàng)式估計(jì)結(jié)果，本文的估計(jì)結(jié)果也表明局部線性回歸和2階多項(xiàng)式估計(jì)結(jié)果最接近。由此可見(jiàn)，采用參數(shù)法進(jìn)行估計(jì)，本文的結(jié)果依然穩(wěn)健。

（3）安慰劑測(cè)試。除了上述穩(wěn)健性分析，還可對(duì)本文的估計(jì)結(jié)果做一個(gè)安慰劑測(cè)試（placebo test）。具體思路為，假如領(lǐng)取城居保確實(shí)影響勞動(dòng)參與決策，那么，在其他年齡處領(lǐng)取城居保不應(yīng)具有政策效應(yīng)，因?yàn)樵谄渌挲g處并沒(méi)有領(lǐng)取城居保的最低年齡限制。如果在其他年齡處也觀測(cè)到政策效應(yīng)的存在，則表明本文的結(jié)果可能包含其他因素的影響。假定領(lǐng)取城居保的最低年齡從55歲開(kāi)始，依次取到65歲，同樣采用非參數(shù)法來(lái)估計(jì)領(lǐng)取城居保在這些虛擬的斷點(diǎn)處產(chǎn)生政策效應(yīng)。表5報(bào)告了安慰劑測(cè)試的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，領(lǐng)取城居保在其他年齡處無(wú)顯著影響，僅在60歲處存在顯著負(fù)向影響。由此可見(jiàn)，60歲處勞動(dòng)參與率的下降確實(shí)是由領(lǐng)取城居保所致。

4.影響機(jī)制分析

本文考察領(lǐng)取城居保對(duì)不同群體是否具有差異化影響，以進(jìn)一步揭示城居保影響老年人勞動(dòng)參與決策的機(jī)制。首先，根據(jù)克勞福德和麗蓮的理論研究，養(yǎng)老保險(xiǎn)具有收入效應(yīng)，即養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平越高，個(gè)體退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率越大。為檢驗(yàn)收入效應(yīng)，本文將樣本按照城居保養(yǎng)老金的中位數(shù)劃分為低養(yǎng)老金組和高養(yǎng)老金組進(jìn)行分析。表6模型（1）、（2）的估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是高養(yǎng)老金組還是低養(yǎng)老金組，領(lǐng)取城居保都顯著降低了老年人參與勞動(dòng)的概率，但這一影響在高養(yǎng)老金組約是低養(yǎng)老金組的兩倍。由此可見(jiàn)，本文的結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)一致，即城居保為老年人提供了基本的生活保障從而激勵(lì)勞動(dòng)者提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。

其次，現(xiàn)有研究還認(rèn)為，養(yǎng)老金在為居民提供基本生活保障的同時(shí)還為其提供了穩(wěn)定的收入預(yù)期，從而降低了未來(lái)收入的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而激勵(lì)勞動(dòng)者提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。若這一影響機(jī)制成立，那么，收入風(fēng)險(xiǎn)較高的群體領(lǐng)取城居保后退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率更大。本文從兩個(gè)角度來(lái)探討這一影響機(jī)制：第一，本文以個(gè)體的身體健康程度來(lái)度量未來(lái)的收入風(fēng)險(xiǎn)，顯然，身體越不健康，未來(lái)的收入風(fēng)險(xiǎn)越大；第二，本文以個(gè)體的受教育程度來(lái)度量未來(lái)的收入風(fēng)險(xiǎn)，同樣地，受教育程度越低，未來(lái)的收入風(fēng)險(xiǎn)越高。表6模型（3）-（6）分別報(bào)告了自評(píng)身體健康與不健康、受教育程度初中及以下和初中以上四組樣本的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示，領(lǐng)取城居保顯著降低了身體不健康組的勞動(dòng)參與率，而對(duì)身體健康組的影響不顯著，同時(shí)，領(lǐng)取城居保顯著降低了初中及以下文化程度的勞動(dòng)參與率，而對(duì)初中以上文化程度的影響不顯著。這些證據(jù)表明，城居保為居民提供了穩(wěn)定的收入預(yù)期，進(jìn)而激勵(lì)勞動(dòng)者提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。

最后，雖然領(lǐng)取城居保降低了老年人的勞動(dòng)參與率，但這可以被認(rèn)為是社會(huì)養(yǎng)老對(duì)老年人獨(dú)立養(yǎng)老的替代，即老年人不必為了生計(jì)而繼續(xù)工作，在一定程度上說(shuō)明城居保提高了老年人的養(yǎng)老質(zhì)量。除了依靠社會(huì)養(yǎng)老或獨(dú)立養(yǎng)老，在中國(guó)，老年人養(yǎng)老的另一重要的方式是依靠子女養(yǎng)老，特別是中國(guó)家庭普遍都有“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)，那么，社會(huì)養(yǎng)老和子女養(yǎng)老是替代還是互補(bǔ)的關(guān)系？換句話講，子女養(yǎng)老是否會(huì)降低社會(huì)養(yǎng)老對(duì)老年人獨(dú)立養(yǎng)老的替代作用？若子女養(yǎng)老降低了社會(huì)養(yǎng)老對(duì)老年人獨(dú)立養(yǎng)老的替代作用則表明社會(huì)養(yǎng)老與子女養(yǎng)老是相互替代的關(guān)系，反之則是互補(bǔ)的關(guān)系。本文從三個(gè)角度來(lái)檢驗(yàn)上述關(guān)系。第一，本文將樣本按照是否獲得來(lái)自子女的轉(zhuǎn)移支付劃分為獲得子女轉(zhuǎn)移支付和未獲得子女轉(zhuǎn)移支付兩類家庭，可以預(yù)期，獲得子女轉(zhuǎn)移支付的老人更可能依靠子女養(yǎng)老。表7模型（1）、（2）的估計(jì)結(jié)果顯示，領(lǐng)取城居保均顯著降低了獲得子女轉(zhuǎn)移支付的老年人參與勞動(dòng)的概率，但對(duì)未獲得子女轉(zhuǎn)移支付的老年人的影響不顯著。第二，本文將樣本按照計(jì)劃養(yǎng)老方式劃分為兩類：一類是計(jì)劃自己居住或到養(yǎng)老院養(yǎng)老的家庭；另一類是計(jì)劃與子女同住的家庭。表7模型（3）、（4）的估計(jì)結(jié)果顯示，領(lǐng)取城居保顯著降低了計(jì)劃與子女同住家庭的老年人參與勞動(dòng)的概率，而對(duì)計(jì)劃自己居住或到養(yǎng)老院居住的老年人無(wú)顯著影響。第三，由于中國(guó)“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)與子女中男孩比例相關(guān)，因此，本文進(jìn)一步將樣本按照子女中男孩比例劃分為多男孩組（子女中男孩比例高于0.5）和少男孩組進(jìn)行估計(jì)。表7模型（5）、（6）的估計(jì)結(jié)果顯示，領(lǐng)取城居保顯著降低了多男孩組父母參與勞動(dòng)的概率，而對(duì)少男孩組影響不顯著。這些證據(jù)均表明，可以依靠子女養(yǎng)老的老年人領(lǐng)取城居保后退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率更大，由此可見(jiàn)，城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老與子女養(yǎng)老是相互補(bǔ)充的關(guān)系。從另一個(gè)角度講，這也說(shuō)明當(dāng)前我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動(dòng)力市場(chǎng)而安心養(yǎng)老，特別是對(duì)于子女養(yǎng)老缺失的家庭。

五、結(jié)論與政策含義

本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查2013年數(shù)據(jù)，采用斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)識(shí)別了城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年人勞動(dòng)參與決策的因果影響。研究發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)取城居保使老年人參與勞動(dòng)的概率降低了0.329，與不受此政策影響的老年人相比，領(lǐng)取城居保使得受此政策影響的老年人的勞動(dòng)參與率下降了79.7%。這一影響在采用不同帶寬、加入所有前定變量以及采用全樣本多項(xiàng)式回歸的估計(jì)中依然十分穩(wěn)健。進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，城居保對(duì)老年人勞動(dòng)參與的負(fù)向影響主要是由于城居保為老年人提供了基本的生活保障以及降低了未來(lái)的收入風(fēng)險(xiǎn)，具體體現(xiàn)為，養(yǎng)老保險(xiǎn)金水平越高，這一負(fù)向影響越大，收入風(fēng)險(xiǎn)更高的群體領(lǐng)取城居保后退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率更大。研究還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動(dòng)力市場(chǎng)而安心養(yǎng)老，特別是對(duì)于子女養(yǎng)老缺失的家庭，在這樣的背景下，社會(huì)養(yǎng)老與子女養(yǎng)老相互補(bǔ)充，共同激勵(lì)了老年人提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。

本文的研究具有重要的政策啟示。首先，人口老齡化是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展必將長(zhǎng)期面臨的難題，人口老齡化帶來(lái)的勞動(dòng)力短缺問(wèn)題關(guān)乎經(jīng)濟(jì)的健康平穩(wěn)發(fā)展，本文的研究表明，領(lǐng)取城居保會(huì)加速老年人退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，從而進(jìn)一步加劇勞動(dòng)力短缺問(wèn)題，為提高老年人的勞動(dòng)參與率，可參考發(fā)達(dá)國(guó)家的做法，比如延遲退休、對(duì)推遲領(lǐng)取養(yǎng)老金提供額外的補(bǔ)貼等。其次，由于城居保覆蓋的群體中很大一部分從事的是服務(wù)業(yè)，為緩解城居保對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的負(fù)向影響，可持續(xù)推進(jìn)人口城鎮(zhèn)化，吸引更多的農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)城落戶。最后，由于當(dāng)前我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系還不夠完善，還不足以使老年人完全退出勞動(dòng)力市場(chǎng)而安心養(yǎng)老，特別是對(duì)于子女養(yǎng)老缺失的家庭，未來(lái)應(yīng)進(jìn)一步完善社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，比如，在推遲領(lǐng)取養(yǎng)老金的同時(shí)提高養(yǎng)老金保障水平，這樣既能提高老年人的勞動(dòng)參與率，又能提高老年人的養(yǎng)老質(zhì)量。

[責(zé)任編輯 劉愛(ài)華 武玉]