公共政策与政府信任：来自“新农保”的经验证据

●杨耀宇

一、引言

在经济发展新常态下，我国于2013年首次提出了“社会政策要托底”这一思路。社会公共政策作为国家通过立法和政府行政干预来解决社会问题、改善社会环境、增进社会福利的一种手段，涵盖了住房、养老、医疗、教育等主要民生问题，回顾21世纪初至今，党中央、国务院密集出台了一系列社会保障政策措施：2003年出台 “新农合”，2007年实施农村低保全覆盖及城镇居民医疗保险，2009年出台“新医改”、试点“新农保”，2010 年通过《社会保险法》，2012 年推进新农保全覆盖等，使我们看到了中央解决民生问题、构建和谐社会的决心和信心（李迎生，2012）。

在具体实施中，这一系列公共政策产生了哪些政策效果？该问题需要科学严谨的政策评估（Policy Evaluation）给予回答。目前，国内外学者利用政策效果评估中的主要识别策略和方法，包括合成控制法、断点回归、外部有效性和回归方法的因果关系解读等（Athey和Imbens，2016），更多地关注于公共政策对消 费 （Feldstein，1974；Gleen，1995；贺 李龙，2015）、健康（Cutler和 Vigdor ，2005；Finkelstein 等，2011； 潘杰等，2013）、劳动供给 （Krueger和 Pischke，1992；Blaus和 Goodstein，2010； 程杰，2014）、 福利（Galiani等，2014；Knight等，2009； 张川川等，2014）等客观指标的影响，而较少分析公共政策对于一些主观指标的影响，学者们在主观方面往往也就满意度（Radcliff，2001；Whiteley 等，2010； 卢海阳等 ，2016）、 幸福 感（Ouweneel，2002；Blanchflower等，2011）这两个常见的话题展开研究，因此，寻找政策对其他主观指标的影响必将是一个潜在的学术生长点。

虽然既有文献对一系列公共政策进行了较为深入的评估，但是有一个潜在的影响效果并没有得到学者们足够的重视，那就是政策客体——民众对于政府的信任。结合着当前公众对政府的信任下降，政府信任问题再一次成为学术界关注热点的现况 （Nye等，1997；胡荣，2007），我们自然便会有所思考：公共政策的有效实施是否能够提升民众对于政策的制定者和实施者——政府的信任程度？政府是否能够在居民参与政策的过程中“赢得民心”？伴随着一些社会问题的凸显和公共事件的广泛影响，上述问题是一个非常具有现实意义的研究话题。利用实证研究解答这一问题，是对现有文献不足的一次重要补充，也提供了一条探索当下政府信任问题的新道路。

本文以新型农村社会养老保险这一政策为例，使用2010年中国综合社会调查 （CGSS 2010）中的农村样本数据，实证分析个体是否参加新农保这一政策对其政府信任程度的影响。研究发现，参与新农保政策对居民的中央政府信任程度有显著的正向影响，相比于未参保居民而言，选择参保能够提高居民对的中央政府的信任度，但是该效应却在对地方政府信任度的影响中不显著，这一结论具有较高的稳健性。同时，文章还利用分组估计对异质性进行了分析，发现新农保参保对中央政府信任度的影响在高年龄、完成九年义务教育、东部和中部地区等群组中较为显著。

二、文献综述

公共政策自20世纪后半期以来，吸引了经济学、社会学、政治学等多学科学者的关注，成为主流社会科学的焦点之一 （Pierson和Castles，2006）。其中，公共政策实施的效果评价是在政策运行过程这一有机链条中的重要一环。无论在发达国家还是发展中国家，民众关心、政府着力实施的社会公共政策均以养老保险、医疗保障为主，国内外学者们也对此展开了相应的研究。

就养老保险而言，国外学者针对南非和部分南美国家，如：巴西、秘鲁、哥伦比亚等发展中国家的社会养老保险项目进行了较为全面的评估，这些研究的主要结论表明：养老金收入改变了家庭 养 老 模 式 （Edmonds 等 ，2001；Keller，2004；Jensen，2004；Cox 和 Jimenez，1992）、 改善了老年人的自评健康和营养状况 （Case，2004；Case和Deaton，1998）、提高了老年人的生活满意度和家庭地位（Case，2004；Barrientos，2003）、降低了劳动供给（Bertrand 等，2003；Carvalho，2000；Posel等，2006）。中国的养老保险在2014年城乡居保制度正式实施前，主要有三类：城镇居民养老保险制度、新型农村社会养老保险和职工基本养老保险制度，国内学界也分别从不同角度对其实施效果进行了评估，得到了与上述相似的结论：新农保政策的实施在一定程度上减少了老年人贫困、促进了消费、提高了老年人的生活福利水平（张川川等，2014），减少农村老年人的劳动供给行为（黄宏伟，2014）；城居保制度对于促进消费、降低储蓄率有一定积极意义，同时降低了城乡收入差距，提高社会总福利（李时宇，2014）。医疗保障作为公共政策另一个重要组成部分，也受到了国内外学者们广泛的关注，其主要评价的指标为健康水平（Chen 和 Jin，2010；Lei和 Lin，2009；黄枫、甘犁，2010）、 死亡率 （Card 等，2008；Finkelstein 和McKnight，2008；黄枫、吴纯杰，2009）、医疗支出（Feenberg 和 Skinner，1994；王新军、郑超，2014）等，得出的结论大致都符合制定政策时的预期目标。

通过对已有政策评估文献的回顾，我们发现在以往关于公共政策评价的研究中，既有国内外文献主要关注于政策所带来的经济后果，几乎没有学者探讨过政策对民众政府信任的影响。虽然Gandotra（2016）曾指出印度政府通过提供社会养老金建立善意（Goodwill），进而增加民众对于政府的信任，但是文章仅仅做了简单论述，没有用具有说服力的微观数据和实证结果证实这一观点。

现有文献在对政府信任影响方面的缺漏，启发我们进一步完善对公共政策评价的同时，也为我们提供了一条提升居民政府信任程度的探寻途径。当前，中国公众对于中央和地方政府信任程度存在着“央强地弱”的差序格局（Li，2004），在探寻公众对于地方政府、中央政府的影响因素时，除了常见的人口统计学变量外，国内外学者还发现了其他诸多因素，如：制度因素（Stoneman，2008；Hetherington，1998；Miller，1974； 胡 荣 等 ，2011）、 文化因素 （Putnam，1995；Wong 等，2009；Shi，2001）等。此外，有的学者以政府信任作为自变量，发现政府信任水平显著影响了个体对于社会公共政策（基层群众自治、新型农村合作医疗）的参与（张川川、胡志成，2016）。略显不足的是，虽然现有文献涉及到了公共政策与政府信任的关系，但是这些研究是从影响公共政策参与的因素这一视角进行分析（吴玉锋，2011），与本文所探讨的公共政策对居民政府信任的影响不同，不过这些研究启发我们在进行本文的实证研究中要着力解决内生性问题和结果的稳健性。

下面我们将以新农保为例，探讨新农保政策为农村居民带来的政府信任提升，搭建起政策评价和政府信任的跨领域桥梁，为此方向的研究做出些许贡献。

三、数据来源和变量的描述性统计

（一）数据来源

本文使用数据是来自2010年中国人民大学中国调查与数据中心的 “中国综合社会调查（CGSS）”中的农村样本。CGSS是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目，目的是通过定期、系统地收集中国人与中国社会各个方面的数据，总结社会变迁的长期趋势，探讨具有重大理论和现实意义的社会议题，推动国内社会科学研究的开放性与共享性，为政府政策决策与国际比较研究提供数据资料。CGSS 2010的调查点覆盖了全国31个省（市、自治州）90个市（地区、自治州、盟），一共调查了135个县区的480个村（居）委会，每个村（居）委会调查25个家庭。其采用多阶段随机抽样的方法，获得了一个由11783人组成的具有全国代表性的样本，其中包含农村户籍6040人，城市户籍5150人。

新农保首批试点推行时间为2009年9月，CGSS2010数据调查时间为2010年7月至9月，新农保第二批试点批复时间为2010年10月。数据调研时间与政策实施时间相差接近一年，在这一年的时间中，试点地区都进行了范围较全、力度较大的宣传，不存在由于不知道该项社会保障政策而没有参加的情况。同时，由于“新农保”仍处于试点推行阶段，中央政府、地方政府和新闻媒体的监督力度较大，基本不存在各个县 （市、区、旗）片面追求功绩而强制农民参保的行为（霍鹏等，2016）。

《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》中规定“新农保”的参保范围为：“年满16周岁（不含在校学生）、未参加城镇职工基本养老保险的农村居民”，所以，本文在实证分析中从农村样本里剔除了在校学生这一群体（剔除后最小年龄为18周岁）。同时，由于《全国首批新农保试点县名单》中规定：北京、上海、天津、重庆四个直辖市不批复具体试点县，中央财政按政策规定和确定比例给予补助，因此关于直辖市下属管辖区是否为新农保试点区的数据缺失，我们在样本中剔除了直辖市的315个样本。除此之外，部分个体的关键变量缺失、“不适用”或者“拒绝回答”，我们选择将其剔除，最终获得一个由4934个农村居民组成的总样本。

（二）主要变量定义及其测度

1、被解释变量。文本关注的被解释变量为政府信任。政府信任差序格局的存在，意味着我们在后文分析时需要区分 “对中央政府的信任”和“对地方政府的信任”。

CGSS中对受访者提问 “您对于下面这些机构的信任程度怎么样？——中央政府”和“您对于下面这些机构的信任程度怎么样？——本地政府（农村指乡政府）”，受访者从“1，2，3，4，5”中选择一个数值代表信任程度，数值从小到大依次代表“完全不可信”、“比较不可信”、“居于可信与不可信之间”、“比较可信”和“完全可信”，由此定义本文所探讨的两个变量：“对中央政府的信任程度”（beli lg）和“对地方政府的信任程度”（beli lg）。

2、解释变量。 农保参与情况（NRPi）。CGSS2010中询问了受访者“你是否参加了城市/农村基本养老保险”，根据受访者的选择定义一个“0—1”变量，参与农保赋值为1，否则赋值为0。

是否为试点县（CNRPi）。下一部分模型设定中涉及使用一个县（区）是否为新农保试点县作为居民是否参保的工具变量。

居民的个人特征、家庭特征等一系列控制变量。考虑到居民对政府的信任程度可能还受到其他因素的影响，为了尽可能控制样本中居民的异质性特征，参考已有的相关文献，选取了居民的个人特征和家庭特征方面的一系列变量作为控制变量，这些变量包括：性别、年龄、婚姻状况、受教育年限、宗教信仰、健康状况、政治身份、家庭过去一年总收入。由于家庭过去一年总收入存在个别极端值，我们将0.1%的极端值进行了缩尾（winsorize）处理。

表2给出了样本相关变量的描述性统计。全部样本中，农村居民对中央政府和地方政府的平均信任水平分别为4.524、3.684，呈现“央强地弱”的差序格局。参保率较低，仅为25.7%。从居民构成来看，男女性别比例基本持平；年龄的波动范围较大，从18岁到90岁，以中年人为主；已婚人士所占比例较高，达85.9%；平均受教育年限为6.5年，完成小学及私塾文化教育的居多；有宗教信仰的居民和党员都较少；平均自评健康情况水平较高；家庭过去一年总收入在居民之间差异非常大，最高达到80万元。

表1变量描述与定义

表2变量的描述性统计

四、模型设定与实证分析

（一）模型设定

Ferrer-i-Carbonell&Frijters（2004）与 Angrist&Pischke（2009）等研究指出，只要回归方程设定正确，那么无论将政府信任视为连续变量（基数）使用OLS估计，或者是将其视为有序变量（序数）使用Ordered Probit模型估计，两种方法在估计参数的方向和显著性上具有一致性。鉴于此，同时结合上述文献和初步的分析，本文所设定的模型为：

其中，Belii表示个体的政府信任程度，文章接下来的部分将分别考虑“对中央政府的信任”（beli cg）和“对地方政府的信任”（beli lg）。Xi表示其他控制变量。πFE表示省份固定效应，以便控制各个省份之间存在的经济、文化等差异。ui是随机扰动项。

模型（1）存在前文所探讨的内生性问题，使得估计结果存在偏误，无法识别居民参保政策与政府信任之间的因果关系。因此，为了缓解并克服这一问题，借鉴马光荣、周广肃（2014）的做法，我们根据居民所在县（区）实施新农保的时间，定义一个县（区）在2010年调查时点是否为首批试点县这一虚拟变量（CNRPi），以此作为农村居民是否参加新农保的工具变量（Instrumental Variable）。一个县（区）是否为新农保试点决定了农民是否能够参保，符合工具变量的相关性条件（instrumental relevance），见表 3中一阶段结果。而一个县（区）是否为新农保试点地区主要是由中央政府决定，与农户个体层面的参保行为无关，满足工具变量的外生性条件（instrumental exogeneity）。因此，政府信任的约简型方程（reduced form）为：

对于方程（1），使用普通最小二乘法（OLS）对其进行估计必然会存在严重的内生性问题，因此本文将直接使用OLS对约简型方程（2）进行估计，并报告异方差稳健标准误。在此之后，使用两阶段最小二乘法（2SLS）来纠正模型中存在的内生性问题，报告估计结果。必须明确的是，在2SLS设定下使用工具变量方法，我们识别的是局部平均处理效应（LATE）（Angrist和 Imbens，1995），估计的是新农保对顺从者（complier，即新农保开展试点后选择参保的人群）的效果 （Angrist和 Pischke，2009；马光荣、周广肃，2014）。

（二）约简型回归结果

表 3 中（1）－（4）列给出了在平均意义下，一个县区是否为试点县对农村居民的政府信任程度影响的估计结果。

表3中第（1）列和第（3）列仅控制了地区固定效应，我们可以看出，是否为试点县和该县区居民的中央政府信任度有着显著的正相关关系，试点县农村居民对中央政府的信任水平要比非试点县农村居民高出0.073。与对中央政府的信任相比，在不添加控制变量的情况下，试点县居民与非试点县居民在对地方政府的信任水平上无显著差异，影响也远小于对中央政府的信任。

表3新农保政策对居民政府信任的影响

第（2）、（4）列在第（1）、（3）列的基础上进一步添加了上文所设定的控制变量：年龄、性别、婚姻状况、教育年限等。控制这些变量使得是否为试点县的影响有所降低，这一关系减弱到了0.065，在5%水平上统计显著，对于地方政府的信任也依旧没有出现显著的影响。

其他控制变量的回归系数和显著性均比较符合预期。除了年龄、健康情况、家庭过去一年总收入之外，其他控制变量对居民中央政府信任度的影响在10%的水平上均不显著。反观对地方政府的信任度，（平均意义上）居民年龄对其地方政府信任度具有正向关系：年龄每增加1岁，其地方政府信任程度上升0.010；男性的地方政府信任度要显著低于女性的；婚姻状况在1%水平上对于居民的地方政府信任有显著的负向影响；对于有宗教信仰的居民，其地方政府信任度会越低；对于家庭收入越高的居民，其地方政府信任度越低。除此之外，党员身份和居民的健康状况都有利于提高其地方政府信任度。

（三）2SLS估计结果

表 3 中 （5）－（7）列报告了使用2SLS 对模型（1）进行估计的结果。 第（5）列为一阶 段 （first-stage）中是否参与新农保的约简型估计结果，居民所在县（区）是否为试点县和居民是否参保具有显著的工具相关性。在模型（1）中，农村居民决定是否参保 （0-1变量）是一个内生性的选择结果，与其个体特征存在着较强的相关性，一阶段中除了性别、婚姻状况和健康状况，其余外生变量均在1%的显著性水平下对参保决策有影响，非常符合预期。

第（6）列二阶段（second-stage）的估计结果表明，新农保政策对其中央政府信任度具有显著的正向作用：已参保居民相较于未参保居民，其中央政府信任度平均要高0.134，在5%水平上统计显著。政府信任度取值范围为1到5的整数，因此这是一个较大程度的影响值。其他外生变量，如：年龄、健康状况和家庭过去一年收入，与居民的中央政府信任度都有显著的相关关系。对于居民的地方政府信任度2SLS结果，变量的相关解释与描述与第（4）列类似，在此便不再做进一步的解释。

本文还计算了Kleibergen-Papp rk Wald统计量，该统计量的估计值远远高于Stock和Yogo（2002）建议的在10%的显著水平上拒绝弱工具变量的临界值（16.38），由此可见，本文所选择的工具变量对居民参保决策具有较强的解释力，通过了弱工具变量的检验。

（四）异质性分析

考察哪一群体受到公共政策影响并对政府信任产生反馈的效果最大，对于政策评估和之后如何提升提高政府信任都具有重要的现实意义。因此，我们有必要探讨可能存在的异质性问题。从表3的结果得知，本文所研究的关键自变量与地方政府信任度之间不存在显著的相关关系，因此，接下来我们仅讨论对中央政府的信任这一方面②。

考虑到不同年龄、教育年限和地区的居民对中央政府的信任程度可能存在着显著差异，我们分别按照受访者的年龄、家庭总收入、所在地区进行划分，将样本依次划分为：小于60周岁（缴费阶段）和60周岁以上（包括60周岁，领取阶段）③；完成九年义务教育和未完成；东部地区、中部地区和西部地区。同样的，我们采用2SLS进行分组估计以解决可能存在的内生性问题，结果在表4中给出。

表4异质性分析

对比而言，新农保参保决策对其中央政府信任度的影响在60周岁以上的居民组中更大：60周岁以上的已参保居民的中央政府信任度要比非参保居民高0.228，系数在5%水平上统计显著，而60周岁以下居民的系数仅为0.093且不显著。

表 5 中第（3）、（4）列的估计结果表明，对于完成九年义务教务教育的农村居民，新农保政策对其中央政府信任度的影响较大，但是系数并不显著，而对于未完成九年义务教育的居民，其系数仅为0.118，在10%水平上统计显著。

表 4 中第（5）、（6）、（7）列出了分地区估计的结果。黄宏伟等（2014）和张晔等（2016）在新农保政策评价中也都加入了对地区异质性的分析。从估计结果来看，政策对于东部、中部地区居民的中央政府信任度具有显著的正向影响，但对西部地区的居民群体则呈现不显著的负向影响，从东部至西部呈递减的变化趋势。因此，分地区估计的结果显示对东部和中部地区的参保居民的政府信任提升作用最为明显。

此外，我们还对样本按性别、婚姻状况、健康状况、家庭总收入等进行了分组估计，充分考虑了女性和男性、已婚和未婚、健康状况良好和健康情况较差以及中高收入和低收入这一系列群体，发现参与新农保政策对前一群体的中央政府信任度的提升作用要显著地大于后者。限于篇幅，本文未列出相关结果。

五、稳健性检验

（一）安慰剂检验

上述经验分析表明，新农保对参保农村居民的中央政府信任度具有显著正影响，为进一步检验现有结论的稳健性，我们使用居民对于其他机构的信任程度代替政府信任作为因变量，进行安慰剂检验（placebo test）。如果在表3中得到的政策对其中央政府信任度的影响是由新农保带来的，那么这种效应在使用对其他机构的信任度作为因变量的回归中应该不会持续存在。反之，如果看不到变量类似的显著性，那么我们就可以判断安慰剂检验成功，进一步提升了结果的稳健性。

表5安慰剂检验结果

表5报告了使用居民对法院及司法系统、公安部门、全国人民代表大会和学校及教育系统的信任程度作为安慰剂的2SLS估计结果。结果显示居民是否参保对其机构信任度的影响在10%水平下均不显著，这意味着上述结论依旧保持稳健。

（二）全样本检验

在上文数据来源介绍中，我们提及由于直辖市试点区数据缺失的原因，剔除了四个直辖市315个样本④。为了在安慰剂检验的基础上更进一步地检验结果的稳健性，我们将四个直辖市的315个样本添加进来，出于对直辖市经济水平的考虑，我们将其所有下属管辖区均设为首批新农保试点区，即。依旧使用2SLS来估计方程（2），实证结果同本文之前的结果保持一致。由于篇幅的原因，全样本稳健性检验的回归结果不再展示。

六、结论

以新农保为例，已有大量的文献表明，学者们着重从经济绩效、健康绩效等客观指标方面评价新农保的实施效果，充分肯定了其作为一项公共政策的作用。但遗憾的是，目前尚未有学者去考察一项公共政策实施后，其对于政策客体的政府信任会产生什么样的影响，政策评价在此方面的研究仍属空白。

本研究使用来自新农保政策的证据，首次系统考察了一项公共政策对居民政府信任的影响。考虑到居民是否参与新农保可能内生于政府信任，我们构造了的工具变量——其所在县（区）是否为新农保试点县。首先利用OLS估计了政府信任的约简型方程，初步了解了工具变量与政府信任的关系。进一步地，2SLS估计的结果表明，已参保居民的中央政府信任显著高于未参保居民，但该效应在地方政府信任中不存在。我们还发现，公共政策对中央政府信任度的提升作用在不同群体中存在着较为显著的异质性。

基于以上发现，文章弥补了现有文献中关于公共政策评价和政府信任的不足。同时，本文的研究为以后的政策评估新增了关于政府信任的研究视角，也在社会保障逐步完善的阶段为国家如何提升政府信任提供了思路。

必须指出的是，本文仍存在以下的不足：本研究未能解释公共政策影响居民政府信任的作用机制，这是一个有待学者们继续深究的研究方向，非常具有实际应用意义，因为通过对公共政策与政府信任之间作用机制的分析，能够更加针对性地为政府提高其自身信任提供理论上的指导，进一步纠正现有政策、制定将来政策，提高政府的社会治理能力。■

注释：

①我们在数据处理和分析过程中，发现对于地方政府信任的影响依然不显著。

②由于新农保制度实行“捆绑政策”，因此“已年满60周岁、未享受城镇职工基本养老保险待遇的，不用缴费，可以按月领取基础养老金”的居民也可以视作在子女层面进行了是否参保的决策。

③直辖市下属区是否为试点区的数据缺失，影响约简型方程（1）的OLS估计和方程（2）的2SLS估计。但是，我们仍拥有四个直辖市居民的参保与否（NRP_i）数据。