Page 237 - 《社会》2021年第4期

社会·2021·4

是，相对于生育偏好而言，该变量具有较强的外生性。首先，两者不存在
联立性问题。 从人力资源和社会保障部发布的全国各省（自治区、直辖
市） 县级以上社会保险经办机构联系表来看， 发布日期大部分在2006
年1 月 1 日， 而且每个县级行政区基本上都有一个社会保险经办机构
（有些地区不止一个）。其次，中国各地区县级以上社会保险经办机构数
量是省级宏观数据，而受访者的生育偏好则是个体层面的微观数据。 因
此，这一工具变量在一定程度上可满足所要求的排他性假设。
在讨论回归结果之前需要检验工具变量的有效性， 即进行内生性
检 验 、 弱 工具变量检 验 及 排 他 性检 验 。 内 生性检 验 结 果 显 示 ，robust
score 卡方统计量的估计值为 12.27，在 1%的显著性水平上拒绝“所有
解释变量均为外生”的原假设。 弱工具变量检验结果显示，F 统计量估
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计值为 545.72（已远远超过经验法则所要求的临界值）， 强烈拒绝“弱
工具变量”的原假设。
针对排他性假设，本文的检验思路为：如果社会保险经办机构密度
对个体生育偏好产生影响的渠道除了社会养老保障参与外， 还存在其
他可能，那么在剔除了社会养老保障参与这一因素后，社会保险经办机
构密度与生育偏好应当仍存在相关关系。 社会养老保障参与的前提是
社会养老保障制度的建立，因此，在社会养老保障制度建立之前，所有
个体均没有社会养老保障参与渠道， 该渠道对所有人来说是一个固定
的常数， 此时可以认为社会保险经办机构密度不会通过社会养老保障
参与影响生育偏好。 如果排他性条件成立，那么社会保险经办机构密度
将与生育偏好无关；如果排他性条件不成立，即社会保险经办机构密度
与其他因素相关，进而与生育偏好相关，那么仍然可以发现社会保险经
办机构密度与生育偏好之间的相关关系。
基于此，本文对比了农村社会养老保障制度建立前后，社会保险经
办机构密度与人口性别比之间的关系。 从数据的可得性及上述研究思
9. 根据经验规则（rule of thumb），如 果此检 验的 F 统 计量大 于 10，则可 拒绝“存在弱工
具变量”的原假设，不必担心弱工具变量问题。 在拥有多个内生解释变量的情况下，将有
多个第一 阶段回 归，故有多个 F 统 计 量。 此 时 ，可 以 使用斯 托克等 人（Stock and Yogo，
2005）提出的“最小特征值统计量”（minimum eigenvalue statistic）。 如果只有一个内生解释
变量，则该统计量还原为 F 统计量。 Stata 软件提供了最小特征值统计量的临界值。 参考
以往研究的检验方法，根据经验规则判断，社会养老保险经办机构密度不存在弱工具变
量问题（ Kirkeboen，et al.，2016；Caicedo，2019；马光荣、周广肃，2014）。

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