養(yǎng)老保險改革與政府信任度：基于準實驗研究

王星

摘要：基于1991年的養(yǎng)老保險改革這個自然事件，采用2015年的中國綜合調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS），利用斷點回歸設(shè)計方法來檢驗這一改革和政府信任度之間的因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)1991年的養(yǎng)老保險改革使得人們對于政府信任有些許下降，究其原因，可能是改革的陣痛和制度的劇變導(dǎo)致了信任度的下降。所以，政府在改革過程中除了關(guān)心經(jīng)濟效益，也要關(guān)心老百姓的評價，目前我國的經(jīng)濟模式也在向這個重心傾斜并取得了成功，兼顧效率和公平。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老保險改革;信任度;斷點回歸設(shè)計;中國綜合社會調(diào)查（CGSS）

一、引言

新中國成立七十年來，政府曾多次改革養(yǎng)老保險制度。從1951年城鎮(zhèn)企業(yè)養(yǎng)老保險制度確立以來，我國城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老保險從保險模式、保障層次、覆蓋范圍都有很大的變革。前人指出“在一系列改革文件中，1991年6月26日公布的《關(guān)于企業(yè)職工養(yǎng)老保險制度改革的決定》文件中，首次提出養(yǎng)老保險由三方承擔，即政府、企業(yè)和個人;”在此之前我國的養(yǎng)老保障制度是由國家保障，統(tǒng)一配發(fā)。

本文旨在討論政府信任度和養(yǎng)老保險改革的因果關(guān)系，較高的政府信任度是經(jīng)濟發(fā)展的必要條件，缺乏政府信任會導(dǎo)致一系列經(jīng)濟問題;早有前人指出，日本政府在平成年間一系列錯誤的經(jīng)濟對策導(dǎo)致了國民缺乏對于政府的信任，進而走向了迷茫期?；?991年養(yǎng)老保險改革這一政策沖擊，本文將利用斷點回歸設(shè)計方法來估算這一改革對于政府信任度的影響。在研究樣本中根據(jù)測算，平均受教育程度處于斷點左右各十年內(nèi)的平均受教育程度是高中，所以按入學(xué)年齡為7歲，計算出畢業(yè)年齡為19歲，我們得出處理組是在1972年之后出生的人，而控制組是1972年之前出生的人;本文將基于這兩類人來識別養(yǎng)老保險政策改革對政府信任度的影響。

基于斷點回歸的結(jié)果，本文研究發(fā)現(xiàn)，1991的養(yǎng)老保險改革使得處理組對于政府信任下降了大約0.13，有些許下降，在此研究樣本中我們發(fā)現(xiàn)了政府信任度和此次養(yǎng)老保險改革的因果證據(jù)。雖然現(xiàn)在我國的養(yǎng)老保險改革已經(jīng)取得了輝煌的成就，其在改革進程中還是存在一些缺陷，導(dǎo)致了處理組對于政府信任度的缺失，但近期國家政策方向也在調(diào)整，后面的圖中也能看見之后的信任度有較大提升，印證了目前國家政策方向的帕累托改進。

二、因果識別策略

斷點回歸設(shè)計就是利用了個體在斷點處不能精確的控制參考變量，近似的完成了一個隨機化實驗，這就是斷點回歸設(shè)計的核心思想?；氐奖疚牡难芯恐校瑓⒖甲兞渴莻€體的出生年（borny），對于可以選擇出身年的父母來說，他們很難預(yù)測到幾十年后的養(yǎng)老保險政策改革，所以個體不能選擇參考變量，因此這樣就構(gòu)成了一個近似的隨機化實驗，才可以作為一個好的準實驗設(shè)計。

本文中定義干預(yù)T為一個虛擬變量，在一開始工作就遇到養(yǎng)老保險改革賦值為1，其他賦值為0。令borny為個體的出生年，當borny≥1972時，個體收到干預(yù);當borny<1972時，個體沒有被政策所干預(yù)，前者是處理組，后者是控制組。討論的結(jié)果變量是對于政府的不信任度，定義為dtrust（這里也寫為Y），該變量越高表示個體越不滿意政府關(guān)于養(yǎng)老保險的工作，取值為1～5的整數(shù)值。在borny處于斷點的周圍，不信任度的因果回報為：

E[β|T]=

（1）

三、數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用的數(shù)據(jù)來自中國社會綜合調(diào)查2015年的數(shù)據(jù)（CGSS2015），該數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心，該數(shù)據(jù)持續(xù)地對1萬戶家庭進行連續(xù)調(diào)查，CGSS2015數(shù)據(jù)中包括全國28個省市數(shù)據(jù)，有效樣本到達了10968份，因為數(shù)據(jù)搜集結(jié)構(gòu)比較合理，其概況性質(zhì)也很好，在這次的RDD回歸中，斷點為1972年出生的個體，利用最優(yōu)帶寬真正進入回歸的樣本有3503個，這個樣本數(shù)量也足以使用計量經(jīng)濟學(xué)中的大樣本性質(zhì)：大數(shù)定律和中心極限定理。

（二）描述性統(tǒng)計

表1第一列報告了控制組的描述性統(tǒng)計，這里處理組和控制組是處于1982年到1962的樣本觀測值，即帶寬為10年，軟件報告的最優(yōu)帶寬在8～9之間，這次采用了10作為樣本的描述統(tǒng)計依據(jù)。性別變量，2是女，1是男;教育程度是一個從小學(xué)到碩士及其以上的排序變量，變量數(shù)值越高，學(xué)位越高;民族1為漢族，其余都是少數(shù)民族，父母的受教育程度和自身教育程度變量一致，戶口變量，1是農(nóng)業(yè)戶口，2是非農(nóng)戶口;婚姻變量中1為未婚。從描述性統(tǒng)計表中我們可以看出不信任度存在一定的差異，接受處理的個體平均意義上信任度會有所下降，父母和自己的受教育程度有些許差異，在之后的穩(wěn)健性檢驗中將對這三個變量進行檢驗，得出的結(jié)果是這三個變量在斷點處都沒有顯著的跳躍，這三個變量對因果推斷框架沒有威脅。

四、實證結(jié)果，分析和檢驗

斷點回歸這種方法的優(yōu)點是直觀和透明，簡單一句話概述就是干預(yù)在斷點處發(fā)生，而其他可能影響結(jié)果的變量并沒有在斷點處跳躍，但是結(jié)果變量在斷點處發(fā)生了顯著的跳躍，就可以將結(jié)果變量在斷點處的跳躍歸因于干預(yù)的發(fā)生。所以回歸的方程形式如下：

dtrusti=β0+β1ti+g（bornyi）+ui（2）

方程（2）和方程（1）的結(jié)果是一致的，dtrusti表示個體對于政府關(guān)于養(yǎng)老方面的不信任度，ti表示養(yǎng)老保險政策干預(yù)與否，borny≥1972表示干預(yù)，賦值為1，g（D）表示的是在斷點前后結(jié)果變量dtrusti和borny擬合關(guān)系式，有多項式擬合和線性的非參估計兩者方法，這里將線性的非參數(shù)估計作為基準回歸報告而報告，多項式擬合將在后面作為穩(wěn)健性檢驗的一部分而呈現(xiàn)。

（一）描述性證據(jù)

前文提到RDD最好的優(yōu)點是透明和直觀，圖1匯報了結(jié)果變量dtrusti在斷點處的跳躍，圖1中的線的估計使用了均勻核函數(shù)，采用了四階回歸形式;因為1972年的養(yǎng)老保險改革使得人們的基本養(yǎng)老保險從國家統(tǒng)籌變成了三方負責(zé)，即個人，社會和企業(yè)，這樣加深了社會不穩(wěn)定性和人們對于政府關(guān)于養(yǎng)老方面的不信任度，可能是因為改革的陣痛使得造成這個一個結(jié)果。從圖1中也可以得出，從1920～1971年人們的不信任度大概處于2.25左右，而在處理組大概處于2.8左右，這是一個跳躍，之后的一階線性非參估計結(jié)果是處理組比控制組增加了0.13不信任度，不過也能看見不信任度在較近年份有所下降，說明我國目前的養(yǎng)老保險政策改革較為成功，提升了很大比例的信任度。

（二）估計結(jié)果

表格2報告了四個結(jié)果，每一列表示不同階數(shù)的回歸方程，也就是方程（2）中的g（borny）的階數(shù)，每一行表示不同的標準差，括號里是其對應(yīng)的統(tǒng)計量，可以看到在一階線性中，前兩個標準差都是5%顯著的，p值為0.025和0.027，最后一個p值為0.058，只超過一點;這些數(shù)據(jù)尤其是一階數(shù)據(jù)說明了兩者存在一定的因果關(guān)系，當你接受養(yǎng)老保險改革干預(yù)時大概增加0.132左右的不信任度，雖然數(shù)額較小，但0.132的上升也需要注意。

（三）有效性檢驗

對于RDD的穩(wěn)健性檢驗主要有以下三點：參考變量不能受到人為控制，其他協(xié)變量不能在斷點處有顯著的跳躍，最后就是斷點本身是由于政策導(dǎo)致的;對于參考變量的連續(xù)性檢驗在前文提到過，因為父母很難預(yù)測到政策變動從而改變孩子的出生年齡，還有劉生龍等人指出中國修改戶口比較困難，所以這里對因果推斷沒有威脅。表3是協(xié)變量在斷點處的非參數(shù)估計，可以發(fā)現(xiàn)主要的協(xié)變量在斷點處的跳躍在任何標準差下都是不顯著的，這也說明了之前結(jié)果的穩(wěn)健性。

排除了前兩種的，最后進行安慰劑檢驗，將斷點往前往后各自推兩年，以此來檢驗只有養(yǎng)老保險政策改革才是導(dǎo)致斷點的唯一因素，以此來完善有效性檢驗;由表4可以看出在1972年前后左右的兩年內(nèi)的斷點在任何標準差下都是不顯著的。這樣說明了1972年這個不信任的斷點確實是因為養(yǎng)老保險政策改革所導(dǎo)致的，而不是時間趨勢。

五、結(jié)論和政策建議

通過前面的整個因果框架下的分析，可以得出一個穩(wěn)健的結(jié)果：那就是1991年的那次養(yǎng)老保險改革使得人民平均來說增加了對政府0.132的不信任度。也就是說雖然我國的養(yǎng)老保險改革成果是非常巨大的，但是我們在改革的路上也存在一些誤區(qū)，存在一些小瑕疵。社會信任度是影響經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，平成年間日本在面對經(jīng)濟問題時的一系列改革沖擊了底層民眾的信任，民眾對于信任度的缺失和后來的經(jīng)濟問題有很大的聯(lián)系。這里也能驗證我國目前保護環(huán)境，重視民生強過只重視GDP政策的合理性，既把握住效率，也把握住公平。

（一）改革不只需要大刀闊斧，還需要精雕細琢

1991年之前我們是“企業(yè)保所有”主要是企業(yè)保險，而不是社會保險;1991～2000年是我國中國社會保障制度的探索性改革階段，也是我國社會保障制度框架形成的重要時期。例如：1991年初次改革留下了很多制度并存的局面，直到1997年才解決，這暴露出改革雖大刀闊斧關(guān)鍵部分取得重大成就，但缺少對政策細節(jié)的把握，所以這提醒制定決策者對自己的政策有詳細的理解和把握，需要對未來的可能性進行更多的模擬。

（二）加強養(yǎng)老保險的再分配作用

大家目前對于西南財經(jīng)大學(xué)發(fā)布的基尼系數(shù)的意見并不統(tǒng)一，但目前根據(jù)政府的政策，養(yǎng)老保險需要重點發(fā)揮它的再分配作用，十九大報告中就指出提高勞動者生活水平，共享發(fā)展成果，十八大報告中也指出了“初次分配和再分配都要兼顧效率和公平，再分配更加注重公平”，所以之后的養(yǎng)老保險改革過程中應(yīng)該更加注重再分配。

（三）推動養(yǎng)老保險發(fā)揮其維護社會穩(wěn)定的作用

信任度是一個經(jīng)濟體中至關(guān)重要的影響變量，其很大一定程度決定了一個經(jīng)濟體以后的發(fā)展軌跡，既然可以得出養(yǎng)老保險改革確實曾經(jīng)對信任度有過影響，那以后的改革中要注意這樣的影響，讓養(yǎng)老保險發(fā)揮穩(wěn)定社會的作用。

參考文獻：

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本文系北方工業(yè)大學(xué)學(xué)生科技活動項目資助。

（作者單位：北方工業(yè)大學(xué)）