基本养老保险与居民再分配偏好

鲁元平 王军鹏 李文健

(1．中南财经政法大学 财政税务学院/收入分配研究中心，湖北 武汉 430073；2．中南财经政法大学 公共管理学院，湖北 武汉 430073)

一、引言

中国经济保持了40多年的高速增长，与此同时，当前中国经济也面临着收入差距过大、收入分配秩序混乱等严峻的现实问题。政府部门通过财政、税收等再分配政策努力缩小收入差距，其中，以养老保险为主的社会保障制度被认为是改善居民收入分配差距的重要政策工具。

目前，学者们对于我国社会保障制度的再分配效应存在一定的争议。王延中等人和高文书指出，我国社会保障制度具有显著的再分配效应，有利于缩小收入分配差距[1][2]。然而，李实的研究则指出中国社会保障制度的再分配功能偏弱，社会保障缴费反而扩大了收入差距，具有一定的累退性[3]。城乡间社会保障制度的差异也进一步扩大了城乡居民间的收入差距，从而对收入分配产生了逆向调节作用[4]。本文认为学者们采用不同的收入调查数据、对收入的定义不尽相同以及使用的测算指标有差别等是导致出现不同结论的重要原因。

针对现有运用客观指标分析社会保障再分配效应存在的争议，本文将采用居民对初始收入再分配的偏好程度，即再分配偏好(preference for redistribution)，对社会保障制度中养老保险的再分配效应展开研究。采用再分配偏好这种主观指标可以有效地避免当前微观调查数据中收入数据的测量误差问题[5]。基于中国综合社会调查 2015年的数据，本文实证结果表明，参加了基本养老保险的居民具有更高的再分配偏好水平，更加倾向于从有钱人那里征税来帮助穷人，这意味着基本养老保险制度的再分配功能并未得到普通民众在主观上的认可。其中的原因可能在于基本养老保险虽然在客观上给参保者提供了一定的收入，但是当前的养老金发放水平较低，难以覆盖基本的生活需要，与参保者的心理预期相差较大，从而进一步激发了他们对再分配产生更多的需求。作用机制分析表明，在养老金发放水平较低的地区，基本养老保险对居民再分配偏好有着显著的影响，而随着发放水平的提高，这一影响逐渐减弱。

本文的贡献主要体现在以下三个方面：第一，在理论方面搭建起基本养老保险政策评价与居民再分配偏好两类文献之间的桥梁，前一类文献主要研究收入、储蓄、劳动力供给和家庭转移支付等客观指标，对诸如再分配偏好等主观价值观念的关注相对不足；而后一类文献较少从制度尤其是社会保障制度的角度去开展相关研究，本文的研究较好地弥补了以上两类文献目前所存在的不足，对于全面评估基本养老保险政策以及了解我国居民再分配偏好的形成机制具有重要意义。第二，与从收入角度对社会保障再分配效应进行测算的文献不同，本文基于主观角度考察了再分配偏好，可以避免因收入测量的不准确而引起的估计偏差问题，而且再分配偏好意味着居民对社会公平的感受程度和对再分配政策的需求，反映了公共政策对民众价值观念的影响以及公共政策的真实有效性，有利于政府制定再分配政策。第三，研究结果显示较低的养老金发放水平是基本养老保险导致居民再分配偏好提高的重要原因，也是实施全民参保计划的重要阻碍因素。结合我国现实情况，本文从提高社会保障水平、推进社保基金改革、建成多层次社会保障体系等方面提供了具有一定参考价值的政策建议。

二、文献综述

调节居民收入差距、对收入进行再分配是养老保险制度的重要目标。不过，养老保险制度在收入分配方面发挥的作用究竟如何，近年来学界一直存在争议，甚至有些学者们得出的研究结论互相矛盾。其中，王延中等、何立新和佐藤宏、高文书认为我国养老保险制度具有积极的再分配效应[1][6][2]，而宋晓梧、彭浩然和申曙光、何立新则认为我国养老保险制度对再分配起逆向调节作用[7][8][9]。

就养老保险积极的再分配效应而言，王延中等研究发现，我国社会保障制度无疑从总体上缩小了收入差距，在改善收入分配方面发挥了积极的作用。具体来讲，基尼系数由社会保险转入前的0.547下降到社会保险转入后的0.512，下降了6.4%[1]。高文书研究发现，我国的社会保障转移性收入在降低基尼系数、缩小居民收入差距等方面有显著作用。社保转移收入使城乡居民、城镇居民以及农村居民的基尼系数分别降低了4.53%、22.76%和1.82%[2]。何立新和佐藤宏发现我国社保制度对收入分配具有正向调节作用，无论年度收入还是终生收入，社保制度都缩小了居民间收入不平等水平[6]。王晓军和康博威发现我国的养老保险制度具有积极的收入分配调节作用，起到了财富由高收入群体向低收入群体转移的作用，改善了收入分配不均的状况[10]。

然而，近些年来的研究表明，我国当前社会保障制度对收入分配不但没有调节作用，甚至出现了对收入分配的“逆向调节”[7]。王延中等认为我国的社会保障制度虽然可以在一定程度上缩小收入差距，但是存在着一些扩大收入差距的制度安排，使社会保险在城镇居民和农村居民之间存在“逆向调节”作用，他的研究发现社会保险收入转入前，非农业户口居民收入是农业户口居民的1.7倍，转入后增加到1.8倍[1]。汪昊和娄峰经测算研究后发现我国财政再分配整体上对收入分配产生了逆向调节作用，政府社会保障支出使得基尼系数上升1.3%[11]。郭庆旺等认为社会保障体制未实现全国统筹，各地标准不一，导致再排序效应恶化了收入分配状况，而且因为转移性收入在农村分配的不平等程度更加严重，再排序相关性更大，导致转移性收入在农村居民之间分配更加不平等[12]。李实的研究发现中国城镇的养老保险对收入再分配的作用很小，养老保险缴费和医疗保险缴费分别使得市场收入差距扩大了0.13%和0.24%，高收入家庭的缴费占其收入的比例小于低收入家庭，社会保险具有一定的累退性。城镇职工的离退休金收入具有明显的再分配效应，但是与之相比，城镇居民和农村居民的养老收入的再分配功能则较小。社会保障项目对城镇居民收入分配的调节作用明显大于农村居民。而且我国市场收入的基尼系数和可支配收入的基尼系数之间的差别并不明显，表明我国再分配政策的效果有限[3]。除此之外，陈宗胜等发现低保补贴的发放是导致收入不公平问题的原因之一[13]。

之所以产生上述两种不同的研究结论，主要是因为指标选取存在度量差异以及所使用的数据来源不同。基于此，本文拟从主观角度，即居民再分配偏好，来研究养老保险的再分配效应。再分配偏好是指居民对收入再分配的支持程度，学者们往往在问卷中设计“你是否同意政府从富人那里征收更多的税来补贴穷人”或者“你是否认为政府有责任减轻贫富差距”等问题，并通过其回答来度量居民的再分配偏好。居民再分配偏好程度越小，表明一个地区或国家的收入分配越公平、收入差距越小。

国外在再分配偏好方面的研究颇丰，主要可以分为以下几类文献：其一从利己动机进行了分析[14][15][16]。居民基于利己动机的考量，会对不同的再分配政策有不同的偏好。比如关于收入分配等级的评价，收入等级越高的人再分配偏好越弱，而收入等级越低的人再分配偏好越强。其二从社会公平认知等方面进行了分析[17][18][19]。对收入不平等原因的认知和评价标准会产生不同的再分配偏好。其三从政府政策、代际流动方面进行了分析[20][21][5]。研究发现政府援助政策和福利政策能够改变居民的再分配偏好。对于代际流动与再分配偏好之间的关系在不同国家或地区得到的结论是不一致的，这可能是由于不同国家或地区居民对收入差距的容忍度不同。其四考虑个体特征对居民再分配偏好的影响[22][23][24]。个体特征包括年龄、性别、政治身份、婚姻状况等。一般而言，与年轻人相比，老年人更倾向于收入再分配，因为老年人对社会保障的依赖度更高；女性具有更强的再分配偏好的原因主要有：女性家庭责任较重，照顾家庭时间较多往往会导致失业风险较高，加之女性的平均寿命高于男性。

目前，国内学者主要研究了分配公平、主观收入不平等、政府信任、政府效率和社会决策机制与居民再分配偏好之间的关系[25][26][27]。近年来，随着实验经济学的兴起，越来越多的学者开始采用实验的方法对再分配偏好展开研究[28][29][30]。

三、理论模型

根据Alesina 和 Ferrara、Benabou和Ok以及Piketty和Rehm等文献的做法，本文假设个体基于利己动机进行行为选择，能够受益于收入再分配的个体将支持实施收入再分配[14][15][16]。反之，认为自身无法从收入再分配中获得好处的个体将对收入再分配采取消极态度，而剩余其他人群则对收入再分配无明显偏好差异。同时假设诸如年龄、性别、受教育程度等可能影响再分配偏好的因素在参加和不参加基本养老保险的两类人群中无明显差异。

养老保险对收入的再分配效应可以分为对年收入的再分配效应和对终生收入的再分配效应，分别被称之为“年收入再分配效应”和“终生收入再分配效应”。Nelissen 指出年收入再分配效应与终生收入再分配效应可能相去甚远，年轻时期作为“贡献者”的个体在年老之后便成为了“受益者”，因此年收入再分配效应无法有效代表养老保险整体上对收入的再分配效应。但是受到微观数据的限制，大部分研究都仅考虑了养老保险的年收入再分配效应[31]。分析终生收入分配效应的文献多采取数值模拟的方法。与孙祁祥和林山君的研究类似[32]，本文所构建的理论模型也考察了养老保险的终生收入再分配效应，并基于调查问卷构建可以反映个体关于未来预期考虑的指标，是对已有研究不足的有益补充。

其中，假定个体将全部的可支配收入用于消费，即ci=BIi。除此之外，本文认为收入再分配主要是基于个体的税前可支配收入，而且个体能否从收入再分配中获得正的收益取决于其税前可支配收入在样本总体中的相对位置。本文假设给定个体可支配收入x的分布函数P(x)，存在一个分位数α(其所对应的可支配收入为DI，DI是常数)，使得可支配收入低于(高于)DI的个体在参加基本养老保险之后，其可支配收入会提高(降低)。

在利己动机假设下，再分配偏好水平的分布具有单峰性质，个体若能从参加基本养老保险中获得正的净收益，那么他的再分配偏好水平便会降低。因此，本文进一步设定若个体的可支配收入等于DI，则其再分配偏好为δ，δ取值越高，再分配偏好越强，越是同意从有钱人处征税补贴穷人。若可支配收入高于DI，则其再分配偏好为δ-1；若可支配收入低于DI，则其再分配偏好为δ+1。

通过对比分析以上两个指标可以发现，如果参加基本养老保险可以带来平均可支配收入MI的增加，平均再分配偏好γ因此而降低，对富人征税补贴穷人的要求减弱，则可以认为μ是μo较好的代理变量。杨晓兰和周业安通过实验的方法研究发现，当收入公开以后，个体的再分配偏好强烈依赖于其所处的收入等级，呈现明显的自利动机。因此可以认为μ是μo较好的代理变量[28]。

四、数据来源与计量模型

(一)数据来源

本文使用的数据来自中国人民大学中国调查与数据中心提供的中国综合社会调查项目(CGSS)。

图1 基本养老保险参与情况与居民再分配偏好水平

CGSS是一项全国性的大型社会调查项目，本文选用的是2015年度的数据。CGSS 2015覆盖了除新疆、西藏、海南、港澳台地区外的全国28个省、直辖市和自治区，在村居层面采用基于地图地址的抽样方法，调查了478个村居，具有较好的全国代表性。在剔除关键变量缺失的样本后，本文得到有效样本10258个。表1汇报了本文所使用变量的定义和描述性统计。图1显示参加基本养老保险居民的再分配偏好显著高于未参加基本养老保险的群体。

(二)计量模型

本文的计量模型如下：

Redistributioni=α+βPensioni+Controli+Countyi+εi

(1)

式(1)中，Redistributioni代表了居民的再分配偏好水平，以受访者对“应该从有钱人那里征收更多的税来帮助穷人”问题的赞同程度进行衡量，如果受访者赞同该观点，则认为其拥有较强的再分配偏好。根据赞同程度的不同，居民的再分配偏好的取值为1到5，具体如表1所述，取值越高，再分配偏好越强。Pensioni表示被受访者是否参加了城市或者农村基本养老保险，参加取值为1，否则为0。Controli为控制变量，包括年龄、性别、婚姻状态、户口、城乡类型、受教育水平、自评健康、政治身份以及家庭经济状况等变量。Countyi是受访者所在区县的固定效应，用以控制区县层面不随时间变化的因素，比如地理位置、经济发展水平和文化特征等[36]。在对计量模型的估计方法上，有非线性的Ordered Probit模型和线性的OLS模型两种选择。非线性模型和线性模型的方向和显著性基本相同，考虑边际效应时，两者的差异也非常小，但是Angrist 和Pischke指出在非线性模型的运用时要处理诸如推断等很多复杂问题[37](P81-83)。由于交乘项的计算和解释问题在非线性模型中难以解决，而异质性分析主要依赖于交乘项，因此本文的回归结果主要采用OLS模型进行估计，并在稳健性检验部分报告了Ordered Probit模型的估计结果。

表1 描述性统计

五、实证回归结果及分析

(一)基础回归结果

表2汇报了参加基本养老保险对居民再分配偏好的影响。第(1)列在不包含任何控制变量的情况下，检验了基本养老保险与居民再分配偏好间的简单关系，发现两者具有显著的正相关关系。在第(2)列中，本文控制了年龄、性别、婚姻状况等居民个人特征和家庭经济状况，发现参加基本养老保险对居民再分配偏好产生了促进作用。进一步，在第(3)列回归中又考虑了区县层面的固定效应，实证结果依然保持一致。表2的估计结果说明基本养老保险与居民再分配偏好之间的关系具有较好的稳健性，参加基本养老保险提高了居民的再分配偏好水平，使得他们更加倾向于同意向富人征税并补贴穷人。

直觉上，养老保险制度会降低居民的再分配偏好水平，其原因在于养老保险制度设计的初衷是为参保者的老年生活提供保障，缓解因退休造成的收入骤减以及所引发的相关风险，进而达到改善社会福利水平的目的。但是，Korpi和Palme指出通过覆盖全民的等额保障以追求收入平等化难以有效的促进平等[38]。而造成基本养老保险制度与居民再分配偏好之间的关系与直觉相违背的原因在于我国养老保险制度的保障水平较低，参保人群退休后所获得的待遇水平无法覆盖其基本生活需要。截至2017年12月底，我国城乡居民基本养老保险月人均待遇仅为125元①，占当年全国居民人均可支配收入的比例仅为5.78%，占当年城镇私营单位就业人员平均工资的比例更是低至3.28%，远低于世界银行组织建议的70%养老金替代率和国际劳工组织建议的55%养老金替代率。随着生活成本的上涨，城乡基本养老保险的待遇水平无法满足人们的生活需要，不能充分发挥调节收入差距的功能，反而会导致居民产生心理预期落差，对收入再分配政策的要求更加强烈，这也意味着其再分偏好水平的提高。

表2 基本养老保险对居民再分配偏好的影响

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著，County FE为受访者所在区县的固定效应；下表同。

(二)作用机制分析

参加基础养老保险反而提高了居民的再分配偏好水平，这一结论与多数人的直觉并不匹配，因此对其进行合理的解释就显得尤为重要。本文认为我国基本养老保险较低的发放水平是重要的作用机制，导致居民未能从参保行为中获取足够的收益，进而反映在主观态度上要求对富人征税并补贴穷人，即拥有更加强烈的再分配偏好。本文对作用机制的分析将从各省养老金发放水平和家庭经济状况两个维度展开。

2014年，我国建立了全国统一的城乡居民基本养老保险制度，将“新农保”与“城居保”两项制度实施合并。居民的养老金待遇由基础养老金和个人账户养老金构成，中央根据全国城乡居民人均可支配收入和财力状况确定全国基础养老金最低标准，地方根据当地实际情况提高基础养老金标准。在2015年，全国城乡居民基础养老金最低标准由每人每月55元增加至70元，而各地自行确定的标准从每人每月70元到每人每月660元不等②。

吕凯波和刘小兵指出，如果国家加大对居民生活的保障力度，那么居民的收入再分配偏好就会降低[39]。图2显示了在基础养老金不同的发放水平之下，基本养老保险与居民再分配偏好之间关系的变化，其中，基础养老金的发放水平以各省2015年居民基础养老金发放标准与当地居民可支配收入的比例进行衡量。从图2中可以看出，随着基础养老金发放水平的提高，参加基本养老保险对居民再分配偏好的正向影响逐渐减弱直至统计不显著。但是，截至2015年，我国共有20个省份的基础养老金水平在每人每月100元及以下③。较低的基础养老金发放水平造成了居民主观上希望能够进行更高程度的再分配，表明养老保险制度调节收入分配的功能没有得到充分发挥。

图3 基本养老保险、家庭经济状况与居民再分配偏好

除分析基础养老金不同发放水平下的异质性之外，本文还考虑了养老金发放水平在不同经济状况家庭中的重要性差异，进而导致参加基本养老保险对居民再分配偏好的影响产生差异。对于低收入家庭而言，源自养老保险的收入在家庭总收入中的比重较高，对于保障、改善生活状况具有重要影响，参加养老保险对他们再分配偏好的改变程度会更为明显。反之，养老金收入在富裕家庭收入结构中的占比较低，基本养老保险对居民再分配偏好的影响会比较微弱。图3报告了基本养老保险对居民再分配偏好的影响在不同经济状况家庭中的差异。实证结果显示，随着家庭经济状况的改善，基本养老保险对居民再分配偏好的影响逐渐减弱。

(三)异质性分析

已有研究显示，养老保险制度会造成代际间收入不平等[8]。朱梅和姚露指出养老保险缴费年限越长，代内再分配和代际再分配效应越明显[40]。图4的结果显示，随着年龄的增长，基本养老保险对居民再分配偏好的影响呈现线性下降的趋势，具有明显的代际差异。按照我国基本养老保险的制度设计，60岁以下的人群为缴费人群，他们的再分配偏好会受到基本养老保险显著的正向影响，他们希望能从富人那征收更多的税来补贴穷人。而当年龄超过60岁以后，居民的身份便从缴费人群转变为受益人群，基本养老保险对再分配偏好的影响变得不再显著了。由于经济自利是居民再分配偏好的重要动机[30]，而基本养老保险实现了经济资源的代际再分配，同样也导致了再分配偏好在代际之间的差异。

图4 基本养老保险、代际再分配与居民再分配偏好

图5 基本养老保险、城乡差异与居民再分配偏好

城乡二元结构是我国经济和社会发展的重要特征，塑造了城乡差异的分化格局，全方位影响着居民的生产和生活。图5显示了基本养老保险与居民再分配偏好之间的关系在城乡之间的差异。本文使用户籍作为刻画城乡差异的划分标准，实证结果表明：拥有农业户口居民的再分配偏好会受到基本养老保险的显著影响，而拥有非农业户口的居民则不会受到影响。造成这种差异的原因可能在于农村居民所能享受到的社会保障水平整体较差，在医疗保险、社会福利、社会救济等方面居于弱势地位，而城市居民则可以充分利用城市地区相对完善的社会保障体系，因此基本养老保险对其再分配偏好水平没有产生显著影响。

居民的再分配偏好水平不仅受到其对自身利益关注的影响，也具有明显的追求公平的动机。目前，我国养老保险主要包括机关事业单位养老保险、城镇职工养老保险、城乡居民基本养老保险。不同养老保险之下的待遇水平有着很大差异，扩大了居民间的收入差距，甚至出现对收入分配的“逆向调节”作用[4][7]。如果个体处在劣势不平等的地位时，就会表现出显著的劣势不平等厌恶倾向[30]。李文基于行为经济学的研究也发现收入低于他人会导致不公平厌恶，降低个人效用，使得个人更倾向于支持具有收入再分配功能的税制改革[29]。图6计算了企业职工退休金与当地城镇就业人员平均工资的比例,并以此作为城镇职工养老保险的替代率，结果显示随着城镇职工养老保险替代率的上升，参加了基本养老保险的居民会产生更强烈的再分配偏好，展示出了对社会公平更高的需求。

图6 城乡居民养老保险、城镇职工养老保险与居民再分配偏好

图7 基于Ordered Probit模型的边际效应

(四)稳健性检验

由于衡量居民再分配偏好的指标是有序离散变量，本文在此使用Ordered Probit模型对计量模型进行重新估计并计算相应的边际效应。从图7中可以看出，参加基本养老保险显著降低了居民不同意“应该从有钱人那里征收更多的税来帮助穷人”观点的可能性，对持中立的观点也产生了消极的影响。同时，参加基本养老保险还显著提高了居民同意进行再分配的概率。因此，Ordered Probit模型的回归结果与OLS模型的估计结果基本一致。从边际效应的大小来看，基本养老保险对居民再分配偏好的边际效应相当于将持“非常不同意”“不同意”“无所谓”观点的人群比重减少了7.07%，将持“同意”“非常同意”观点的人群比重提高了2.72%。

虽然计量模型在设定阶段控制了一系列可能引起内生性问题的变量，但是依然可能存在潜在的遗漏变量问题，进而在对研究结论进行因果解释时存在一定的风险。为了缓解潜在的内生性问题，本文选用受访者“所在居/村委会的居民参加基本养老保险的比例”作为个体是否参加基本养老保险的工具变量④。表3第(1)列报告了第一阶段的回归结果，可知个人参加基本养老保险与基本养老保险的普及率有着显著的正相关关系，而且第一阶段的F检验值表明本文所选用的工具变量通过了弱工具变量检验，与内生变量具有较强的相关关系。表3第(2)列是工具变量回归结果，显示参加基本养老保险的居民有更高水平的再分配偏好，这与上文的结论一致。

表3 工具变量的实证结果

注：控制变量包括年龄、性别、婚姻状态、户口、城乡类型、受教育程度、自评健康、政治身份、家庭经济状况；Pension_village是受访者所在居/村委会的居民参加基本养老保险的比例。

六、结论及政策讨论

本文利用CGSS 2015年数据研究发现，参加基本养老保险会显著提高居民的再分配偏好水平，居民更加期待将经济资源从富人群体转移至低收入群体。与从收入角度对养老保险的再分配效应进行测算的研究不同，本文的研究结论说明虽然养老保险收入对收入差距有一定的调节作用，但是居民在主观态度上的反差说明了我国的养老保险制度尚存在不完善之处，也间接验证了部分学者所认为的社会保障制度对收入分配存在一定程度的逆向调节作用的观点。较低的养老保险待遇水平导致参加基本养老保险提高了居民的再分配偏好。作用机制分析表明，随着基础养老金发放水平的提高以及家庭经济状况的改善，基本养老保险对居民再分配偏好的影响会逐渐减弱。在年轻群体和拥有农业户口的群体中，他们短期内无法收到养老保险收入且其他社会保障水平较低，基本养老保险对居民再分配偏好的提升作用在这两类群体中表现得更加明显。同时，我国居民也存在着追求公平的动机，他们的再分配偏好会因城镇职工养老保险发放水平的提高而增加。

保障和改善民生福祉是发展的根本目的。为了促进社会公正、提高社会保障制度在再分配体系中的重要作用，切实提高广大人民群众的获得感，结合本文的研究结论，我们认为，政府部门的首要任务在于响应民生诉求，设计合理的养老金发放水平的增长机制，与物价上涨幅度及其他社会保障项目相挂钩，提高养老保险待遇的可预期性，提升综合保障水平，实现“老有所养”，满足人们对高质量老年生活的需求，这有利于增强民众对基本养老保险制度的信心，进而实现全民参保。其次，推进社保基金改革，尽快实现养老保险全国统筹以应对各省市之间养老保险基金负担不平衡的局面，并通过养老保险基金的调剂达到减轻区域间养老保险待遇水平差距过大的问题，完善、理顺国有资本划归社保基金的改革工作，增强我国社保基金保值、增值的能力，减轻未来人口老龄化可能带来的支付压力，确保养老金按时足额发放。最后，探索建立多层次社会保障体系，在基本养老保险制度之外，引入社会资本的力量，为老年群体提供高质量、精准化的保障服务，同时结合社区治理建设，弘扬尊老敬老的传统文化，充分发挥社会组织在提供照料服务、关爱老年人等方面的作用。

注释：

①数据来源于http://www.gov.cn/zhengce/2018-05/14/content_5290931.htm。

②数据来源于人力资源与社会保障部网站http://www.mohrss.gov.cn/gkml/zhgl/jytabl/jydf/201711/t20171103_280613.html。

③根据各个省市人力资源和社会保障部门所披露的数据整理得到，通过第三方网站“社保查询网”也可以得到相关数据https://www.chashebao.com/。

④微观个体是否参加养老保险对相对比较宏观的变量“所在居/村委会的居民参加基本养老保险的比例”的影响较小，故本文选取的工具变量“所在居/村委会的居民参加基本养老保险的比例”可以视为基本养老保险政策在当地的推广落实情况，落实情况越好，个体参加养老保险的概率就越高，工具变量有且仅有通过内生变量对本文的结果变量产生影响，满足排他性假设。此外，本文还选用了受访者“所在乡镇/街道的居民参加基本养老保险的比例”作为工具变量，结果依然保持稳健。