信任與放權：社會信任影響管制需求的中國證據*

徐建斌,李春根,祁毓

一、引言

自黨的十八大以來，我國進入了全面深化改革的新時期，經濟體制改革的核心問題是要處理市場與政府的關系，讓市場在資源配置中起決定性作用和更好發揮政府作用，其關鍵是要轉變政府職能*中共中央.中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定[M].人民出版社，2013。。因此，本屆政府自成立之初，便著力推動簡政放權改革，也取得了顯著成績。三年多來，經過不懈努力，國務院部門共取消和下放行政審批事項618項，占原有審批事項的36%，本屆政府承諾的目標提前超額完成。此外，連續兩次修訂政府核準的投資項目目錄，中央層面核準的項目數量累計減少約76%，95%以上的外商投資項目、98%以上的境外投資項目改為網上備案管理；多數省份行政審批事項減少50%左右，有的達到70%*李克強.深化簡政放權放管結合優化服務，推進行政體制改革轉職能提效能[N].人民日報，2016-05-23。。毋庸置疑，簡政放權改革通過減少政府對市場活動的直接干預，對于應對當前經濟下行壓力、促進經濟提質增效、推動大眾創新萬眾創業、提高政府現代治理能力等方面具有重要意義。

與此同時，我們要清醒地認識到，政府管制之所以在世界各國廣泛存在，是由于市場外部性導致的市場失靈催生了居民對管制的需求(Aghion et al.,2010;Dimitrova-Grajzl et al.,2012)。因此，在很大程度上，居民對管制的需求是政府管制的微觀基礎*例如，2016年我國電信網絡詐騙案件頻發，嚴重影響廣大群眾安全感，特別是學生遭電信詐騙導致受害人猝死或自殺的事件引起了社會廣泛關注。在此背景下，2016年9月23日，最高人民法院等六部門聯合發布《關于防范和打擊電信網絡詐騙犯罪的通知》，要求電信企業要確保到2016年10月底前全部電話實名率達到96%，年底前達到100%。毫無疑問，在廣大民眾的管制需求影響下，政府對電信與銀行部門的管制將強化。。那么，這種由市場外部性催生的管制需求受到哪些因素的影響呢？眾多學者的研究均表明，社會信任水平對居民的管制需求具有重要的影響作用(Aghion et al.,2010;Bj?rnskov and Svendsen,2013;Pitlik and Kouba,2015)。原因在于，社會信任能夠影響由市場負外部性造成的個體預期損失，從而作用于管制需求。一般而言，社會信任水平越高，市場負外部性導致的個體預期損失就越低，個體對政府管制的需求就越低。反之，在社會信任水平較為低下的狀況下，為規避或者減輕市場負外部性導致的較高預期損失，個體傾向于強化政府管制。換而言之，居民的管制需求受到社會信任的影響與制約，如果上述機制在中國也存在，那么在推進簡政放權、放松管制改革的同時，必須推動加強社會誠信體系建設等相關配套改革，這樣才能持續深入地推進簡政放權改革并達到預期的改革效果。

事實上，近年來我國社會信任狀況不盡如人意。2013年中國社會科學院發布的《中國社會發展年度報告》指出，目前最為嚴峻的問題是“社會是非標準模糊”和“社會信任危機”，這是急劇社會變遷所必然帶來的道德失范表現。近年來，從2008年的毒奶粉事件、2010年的地溝油事件，到2011年“老人摔倒不敢扶”現象、2014年層出不窮的“碰瓷”事件，再到近期日益嚴峻的醫患關系等等，無不折射出我國社會愈發嚴峻的社會信任危機問題。低水平的信任對社會和經濟的損害是顯而易見的，它導致交易成本急劇增加，社會分工受到阻礙，并將長期影響一個地區的經濟發展(張維迎、柯榮住，2002；史宇鵬、李新榮，2016)。此外，社會信任水平還對微觀個體的公共政策偏好產生重要影響(Aghion et al.,2010)，而個體的公共政策偏好是宏觀公共政策的民意基礎，也直接影響到宏觀公共政策的執行效果。然而，遺憾的是，社會信任水平影響居民公共政策偏好的研究還較為有限(Dimitrova-Grajzl et al.,2012)。在中國，居民的信任狀況是否影響其管制需求，如果有，其影響效應如何，以及信任狀況對不同群體的管制需求影響是否存在差異，這些問題在既有的文獻中尚未得到合理的評估與分析。

有鑒于此，本文使用1989-2012年間的4期WVS中國數據，首次實證研究社會信任水平對我國個體層面管制需求的影響。與既有相關文獻相比，本文可能的貢獻主要體現為以下兩個方面：(1)國外學者以發達國家或者中歐地區數據為樣本，對信任水平與居民管制需求的關系進行了考察(Aghion et al., 2010;Dimitrova-Grajzl et al., 2012;Pitlik and Kouba, 2015)，尚缺乏以中國數據為樣本的研究。中國作為一個由計劃經濟向市場經濟轉型中的發展中大國，不僅是一個政府管制型的經濟體，而且在制度文化等方面與歐美等發達國家存在系統性差異(陳冬華等，2008；陳剛，2015)。因此，以中國數據為樣本研究不僅可以為相關研究提供來自中國的經驗證據，而且還能對比相關研究結論的聯系與差異，從而進一步豐富和發展相關研究成果；(2)根據數據結構的特征，本文采用多種回歸方法，對主要研究結論進行穩健性檢驗，并以1月份平均氣溫作為信任水平的工具變量，采用工具變量法，對回歸方程中可能的內生性問題進行分析，以保證研究結論的可靠性。

利用4期的WVS中國微觀調查數據，本文研究發現，社會信任水平顯著地降低了居民的管制需求。平均而言，社會信任每提高一個標準差，居民的管制需求降低3.75%。工具變量估計進一步證實了基本研究結論的可靠性。此外，社會信任水平對管制需求的影響在不同的分樣本中存在一定的異質性，其中，社會信任水平對中低收入、青年人與中年人階層的影響更為顯著。

本文其余部分安排如下：第二部分是文獻綜述與理論假說，第三部分則是對研究數據、變量定義與計量模型的詳細介紹，第四部分是實證結果與討論，結論及政策含義構成本文的第五部分。

二、文獻綜述與理論假說

作為“無形之手”的市場與作為“有形之手”的政府是資源配置的兩種主要方式。通過供求、價格等機制，市場能夠在諸多方面實現資源的最優配置，因而在資源配置中具有決定性作用。然而，壟斷、外部性、信息不對稱等問題的廣泛存在，將會導致市場失靈的出現。市場失靈的出現為政府干預提供了合理性，以庇古(2007)為代表的公共利益理論基于公眾利益最大化的目標，認為政府干預與管制能夠規避或者減輕市場失靈導致的福利損失，實現資源的優化配置與公眾利益的最大化。與此同時，政府管制可能出現政府失靈的問題，以Stigler(1975)、Buchanan(1984)等為代表的公共選擇理論宣稱，在現實世界中，政府管制者不僅可能被在位大企業等被管制對象所俘獲，而且特殊利益集團可能通過游說活動對包括管制在內的公共政策施加影響，導致管制政策成為尋租的結果。由此可見，在對政府管制進行理論分析與政策設計時，對市場失靈與政府失靈加以權衡是十分必要的(Acemoglu and Verdier,2000; Dimitrova-Grajzl et al.,2012)。

國內學者們主要基于宏觀層面，對管制的社會經濟效應展開研究。例如，劉煜輝、熊鵬(2005)對政府管制、股權分置與中國IPO抑價的關系進行了考察，研究發現，中國市場“股權分置”與“政府管制”的制度安排是導致IPO抑價極高的根本原因。其中，政府管制產生的尋租行為顯著增加了一級市場投資者的成本，進而推高IPO抑價。劉莉亞等(2013)則利用國際資本總量數據，考察了資本管制對國際資本流動的影響，研究發現，資本管制將加大國內產出沖擊波動，導致資本管制對國際資本流動的作用非常有限。陳剛(2015)利用CGSS調查數據，系統評估了政府管制對個人創業概率的影響。研究結論顯示，政府管制對個人的創業概率具有顯著的負向影響，平均而言，樣本城市的政府管制指數每提升一個標準差，個人創業的概率下降約1.68個百分點。郭蕾、肖有智(2016)基于公共福利提升的視角，實證考察政府規制改革的效果，研究發現，以價格規制和進入規制為代表的中國政府規制改革并未促進公共福利的提升。

基于微觀層面的管制需求及其影響因素的研究卻相對不足，筆者目前能夠搜集到的相關文獻較為匱乏。事實上，居民對政府管制的需求是政府管制政策的微觀反映。對于理性的個體而言，在表達自身的管制需求與偏好時，需要綜合考慮并權衡市場失靈與政府失靈對個體福利的影響(Dimitrova-Grajzl et al.,2012)。我們都知道，良好的市場秩序需要某種道德支撐，而信任是這種道德支撐中最為重要的東西(張維迎,2002)。那么，信任水平是否影響居民的管制需求？其可能的作用機制是什么？

事實上，學者們就社會信任水平與居民的公共政策選擇與偏好之間的關系進行了豐富的理論與實證研究。例如社會信任與納稅意愿(Scholz and Lubell,1998;Hammar et al.,2009;Kogler et al.,2013)、社會信任與政府規模偏好等等(Bergh and Bj?rnskov,2011;Bj?rnskov and Svendsen,2013)。那么，作為公共政策偏好的重要組成部分，居民的管制需求如何受到社會信任水平影響呢？根據公共利益理論，市場中廣泛存在的負外部性問題是催生居民管制需求的主要因素之一。假設在市場經濟活動中，具有公民精神的個體不會對他人施加負的外部性，而不具有公民精神的個體則對他人施加負的外部性(Aghion et al.,2010;Pinotti,2012)，在其他條件不變的情形下，如果社會信任水平較高，即大多數人都值得信任，個體將預期其他人不會對其施加負的外部性影響，進而減少對政府管制的需求；反之，如果社會信任水平低下，即個體之間相互不信任，個體對政府實施嚴格的管制制度需求程度就較高，主要是因為：一方面，信任水平越低，個體參與市場經濟活動的概率越低；另一方面，信任水平越低，他人對自己可能施加的負外部性影響就越為嚴重(Aghion et al.,2010)，個體預期的福利損害就越大。假設y表示個體預期的福利損害，其公式可以表述為：y=f(strust) ，且滿足：dy/d(strust)π0，即社會信任水平越低，個體預期的由市場失靈導致福利損害就越大，從而增加其對政府管制的需求程度。

一些國外學者也從實證角度證實了社會信任水平對個體管制需求的重要影響。例如，Hochberg et al.(2009)、Zingales(2009)等研究表明，公司的丑聞與隨之而來的財政危機會導致公眾信任水平的急劇下降，從而提高公眾對管制的需求。Dimitrova-Grajzl et al.(2012)以歐洲與中亞國家為樣本，基于LITS(Life in Transition Survey)數據，研究發現，社會信任對居民的管制需求具有顯著的負向影響。Pinotti(2012)則基于WVS數據中的發達國家樣本，分別從個體與國家層面研究社會信任對政府管制的影響，研究發現，社會信任對居民的政府管制需求具有顯著的負向影響，而且這種影響在內部人與外部人(insiders and non-insiders)之間存在明顯的差異性。近期，Pitlik and Kouba(2015)利用40個OECD與EU國家1990-2013年的微觀調查數據，研究了不信任水平對管制需求的影響。實證結果顯示，社會信任水平對其管制需求具有顯著的負向影響。

作為轉型中的大國，與歐美等發達國家相比，我國的市場經濟體制尚不夠完善，市場中廣泛存在的外部性問題將直接催生社會大眾對政府管制的需求，而社會信任水平作為市場失靈的潤滑劑，能夠有效緩解負外部性導致的市場失靈對個體預期福利損害的影響程度，因此被稱作維護市場經濟秩序的“隱形眼睛”(楊居正等,2008)。根據上述理論分析，我們提出如下理論假說：

居民的社會信任水平與其政府管制需求負向相關，即居民的社會信任水平越低，其對政府管制的需求越高，反之亦然。

三、數據、變量與模型

(一)數據來源與說明

本文所利用的微觀調查數據來源于1989-2012年世界價值觀調查數據(World Value Survey, 簡稱WVS)。該數據庫采用PPS抽樣方式對全球居民的信念、價值觀和對世界的看法等等進行調查，囊括了100多個國家與地區，調查范圍內的人口占世界人口的90%以上，是全球最大的非商業性跨國調查。相關機構在中國大陸已經共進行了5次調查，調查年份分別為1990年、1995年、2001年、2007年與2012年。這5次調查分別是由中國統計信息咨詢服務中心(1990年)、蓋洛普中國(1995年)與北京大學中國國情研究中心(2001年、2007年、2012年)根據WVS提供的通用調查問卷來組織實施的。值得指出的是，1990年、2001年、2007年與2012年的調查數據詳細記錄了被調查者所在的省份信息，而1995年的調查數據只記錄了被調查者所在的區域信息(東部、西部、中部)。根據本研究的需要，為控制省份固定效應和省級層面的宏觀變量，本文最終選取了1990年、2001年、2007年與2012年這4個年份的中國部分數據，調查范圍涵蓋了除天津之外的中國大陸其他30個省、直轄市、自治區*1990年被調查的省份包括：北京、遼寧、吉林、上海、江蘇、福建、江西、湖北、貴州、陜西、新疆等11個省(直轄市或自治區)；2001年被調查的省份包括：北京、河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西等24個省(直轄市或自治區)；2007年被調查的省份包括：北京、河北、山西、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、貴州、云南、陜西、新疆、海南、寧夏等23個省(直轄市或自治區)；2012年被調查的省份包括：北京、河北、山西、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、四川、貴州、陜西、重慶、甘肅、青海等24個省(直轄市或自治區)。。其中，1990年的樣本數為1000個，2001年的樣本數為1000個，2007年的樣本數為1991個，2012年的樣本數為2300個，共計6291個樣本。

根據本文的研究需要，對調查樣本數據進行了如下處理：(1)剔除居民管制需求變量的無效樣本，即對相關問卷回答為“不知道”、“不回答”的樣本數據；(2)剔除信任變量的無效樣本，即對社會信任變量問卷回答為“不知道”、“不回答”的樣本數據。最終，1990年獲得809個有效樣本，2001年獲得799個有效樣本，2007年獲得1461個有效樣本，2012年獲得1956個有效樣本，共計5025個有效樣本，有效樣本占總樣本的80%。

此外，為控制社會經濟發展環境對居民管制需求的影響，本文在回歸方程中加入了省級層面的宏觀變量，主要包括人均GDP、實際GDP增長率、失業率等等，數據來源于各省歷年的《統計年鑒》與《國民經濟和社會發展統計公報》。需要指出的是，鑒于宏觀變量影響微觀個體存在一定的時滯性，本研究的宏觀變量采取滯后一期的宏觀數據。

(二)模型設定與變量定義

本文的計量模型為基于個體層面的線性模型，假設個體的管制需求由以下方程決定：

yij=β0+β1xij+πXij+φZi+μij

其中，i下標和j分別表示i個省份中的個體j，被解釋變量yij為衡量居民管制需求的指標，xij為衡量社會信任水平的指標，Xij為影響個體管制需求的個人特征變量，Zi為影響個體管制需求的省級宏觀變量矩陣，μij為隨機干擾項。

本文的被解釋變量為居民的管制需求，度量的是居民對政府進行管制的支持程度*根據管制主體的不同，可以分為政府管制與非政府管制，本文定義的管制需求主要指的是對政府管制的需求。。管制是基于公共利益并依據既有的規則對被管制者的活動進行限制(Pigou, 1938;曾國安，2004)。政府管制則是指政府基于公共利益并依據政府制定的規則對被管制者的活動進行管制，與其他管制相比，政府管制的地位最高，其強制性與權威性都高于其他非政府管制(曾國安，2004)*關于管制與政府管制的概念界定、存在的必要性、分類與特征等詳細內容，參見曾國安(2004)、茅銘晨(2007)等相關文章。值得指出的是，政府管制有助于規避市場失靈，但也可能造成資源配置的低效率，造成社會福利的損害(門建輝，1999；曾國安，2004；陳剛，2015)，因此，本文并無意區分政府管制的類型，更無意去討論政府管制的利弊，而是主要聚焦于分析個體層面的居民對政府管制的需求程度，探討微觀個體對政府管制的態度，從而為宏觀層面的放松管制、簡政放權等政策研究提供微觀基礎。。根據政府管制的定義，居民的管制需求主要反映的是居民對政府與市場角色的看法與態度，體現為居民對政府干預相關市場活動的偏好程度。借鑒Aghion et al.(2010)、Dimitrova-Grajzl et al.(2012)、Pitlik and Kouba(2015)等國外相關學者的研究，并結合中國實際，本文以如下問卷問題來度量居民的管制需求：“競爭是有利的，它刺激人們努力工作和創新”還是“競爭是有害的，它引發人性中壞的一面”。本文認為，該問卷能夠在很大程度上識別“居民對競爭的態度”，直接反映居民對政府與市場角色的看法，從而反映出其對管制的需求與支持程度。在問卷中，數值1-10表示居民對問卷的同意程度，數值越大，表明其管制需求程度越高。從圖1可以看出，省份間的居民管制需求存在明顯差異。平均而言，西藏、寧夏、內蒙古等省份居民的管制需求程度較低，而重慶、甘肅、遼寧、河南等省份居民的管制需求程度較高。

圖1 中國大陸30省份的平均管制需求指數狀況

本文主要關注的核心解釋變量為社會信任水平。具體的指標構建方法，采用國內外學者通用的標準度量方法(Aghion et al., 2010; Pinotti, 2012;Bj?rnskov and Svendsen, 2013;李新榮等,2014;Yamamura,2014;Pitlik and Kouba, 2015;史宇鵬、李新榮, 2016)。具體而言，本文采用對問卷“一般來說，您認為大多數人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好”的回答度量居民的社會信任水平，將回答為“大多數人是可以信任的”賦值為1，其他為0。根據表2的描述性統計，我們發現，在研究樣本中，有58%的居民認為“大多數人是可以信任的”，而另外有大約42%的居民則認為“和人相處要越小心越好”。分年度的統計數據顯示，我國居民的社會信任水平呈現出U型變化。平均水平從1990年的0.61下降為2001年的0.53，并在2007年進一步下降至0.51，降幅約為20%。但可喜的是，在2007-2012年間，社會信任水平有了較大幅度的提升，2012年居民的平均社會信任水平一度上升至0.63，超過1990年的平均水平。

圖1 中國居民歷年的社會信任平均水平

表1 變量量表

續表1

為減輕因遺漏變量而導致的估計偏誤，借鑒已有相關文獻的變量選取過程，本文在回歸方程中加入了相關個體特征變量與宏觀變量(Aghion et al., 2010; Pinotti, 2012;Bj?rnskov and Svendsen, 2013;Pitlik and Kouba, 2015;陳思霞、盧盛峰, 2016;徐建斌, 2016)。其中，個體特征變量主要包括性別、年齡、受教育狀況、就業狀況、家庭收入等級狀況、婚姻狀況等；宏觀變量主要包括人均GDP、GDP增長率、城鎮登記失業率、城鄉差距、人口密度與貿易開放度等。具體變量的定義與度量方式由表1給出。另外，在具體回歸分析中，本文還進一步控制了時間效應與省份效應。表2的描述性統計信息顯示，在本研究樣本中，有48%的被調查者為女性，83%的被調查者處于已婚狀態，被調查者的年齡介于18-81歲之間，平均年齡大約為42歲；具有初等教育及其以下水平的占比約為33%，具有中等教育水平的占比約為53%，而具有高等教育及其以上水平的占比約為14%。此外，樣本省份之間的經濟發展水平、人口密度、貿易開放度等指標存在顯著差異。

表2 主要變量的描述性統計

在統計回歸前，本文對省級平均社會信任水平與居民的管制需求關系進行了初步考察。從圖2的關系散點圖可以看出，在不控制其他變量的情形下，省級層面的社會信任與居民的管制需求呈現出負向相關的關系。當然，散點圖分析是在未控制其他變量情形下的簡單分析，并不能揭示變量間的真實關系，本文將在后文通過計量分析來檢驗和揭示它們之間的具體相關關系。

圖3 中國大陸30省份的平均管制需求指數與社會信任指數關系散點圖

四、實證結果與討論

(一)基本回歸結果與討論

利用前文設定的計量模型，借助STATA統計軟件，本文對模型進行了參數估計。由于被解釋變量為有序數據變量，因此，我們采用文獻中廣泛使用的Ordered Probit模型，利用極大似然法進行估計。當然，有學者研究指出，只要回歸方程設定正確的話，那么無論是將因變量視為連續變量(基數)用OLS方法回歸，還是將其視為有序變量(序數)用最大似然法進行估計，兩者參數估計的方向和顯著性應該基本一致(Ferrer-i-Carbonell and Frijters(2004))。有鑒于此，表3匯報了在不同控制變量與不同估計方法情形下的估計結果。其中，列(1)-(4)分別是在不同控制變量情形下的極大似然估計結果，而列(5)-(8)分別是在不同控制變量情形下的最小二乘(OLS)估計結果。

估計結果顯示，社會信任變量的估計系數均在10%的水平上顯著為負。盡管在不同估計方法下的估計系數有所差異，但系數的符號十分穩健。這表明，平均而言，居民的社會信任水平對其管制需求具有顯著的負向影響，即居民對社會信任水平越高，其具有的管制需求程度越低。具體而言，以列(4)為例，平均而言，社會信任水平每提高一個標準差(0.49)，居民的管制需求降低約3.68%*此處特別感謝審稿專家提出的寶貴建議。被訪問者的社會信任標準差為0.49，因而居民管制需求與社會信任標準差變化關系為：0.49*-0.075=-3.68%。。這些估計結果有力地驗證了本文的研究假說。

估計結果還顯示，個人特征變量中的性別、年齡、受教育水平、工作狀況和婚姻狀況等對居民的管制需求具有顯著影響。具體而言，與男性相比，女性的管制需求更高；與接受初等與中等教育者相比，接受過高等教育者的管制需求更低；與目前沒有工作與未婚的人相比，目前有工作與已婚的居民擁有更低的管制需求。而在省級宏觀變量中，經濟發展水平與速度、失業率、人口密度的估計系數為正，表明，經濟發展水平越高、失業率越高與人口密度越高的地區，居民的管制需求越高，但上述變量均未通過10%的顯著性水平。而城鄉差距與貿易開放變量的估計系數不夠穩定，而且也未能通過10%的顯著性水平。

注：括號內的標準誤是經過省級聚類(clusters)校正后的穩健性標準誤(robust standard error)；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上顯著(下同)。

(二)內生性討論

社會信任水平在回歸方程中的內生性問題主要來源于兩個方面：(1)雙向因果關系。社會信任水平影響管制需求，管制需求反過來也可能影響信任水平。正如Pitlik & Kouba(2015)所指出的，如果管制需求能夠轉換成具體的管制政策，那么它就可能影響社會信任水平。因為政府管制的增加可能會導致腐敗的加劇，進而影響居民的社會信任水平(Rothstein, 2003;Aghion et al., 2010)。楊居正等(2008)也研究認為，管制措施對社會信譽及其價值具有重要影響。(2)遺漏變量。個性特征、價值觀等難以度量的變量，對居民的管制需求產生影響。如若屬實，那么由上述原因造成的內生性問題將導致相關的估計結果是有偏差或不一致的。

然而，對于本研究而言，上述原因造成的內生性問題可能并不嚴重，原因在于：首先，從數據結構來看，本文使用的是微觀調查數據，主要聚焦于研究個體層面的信任水平對其管制需求的影響。而信任與管制的雙向影響主要體現在宏觀層面，而非個體層面，因為我們有理由假設，個體層面的管制需求并不影響其信任水平。正如Landier et al.(2008)、Pinotti(2012)、Pitlik and Kouba(2015)等學者指出的，利用微觀層面的數據能夠有效地緩解信任變量的內生性問題。其次，本研究所利用的WVS數據包含了豐富的個體特征信息，例如性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平、家庭收入等級等，本文在回歸分析中控制相關個體特征變量，另外，為刻畫歷史文化、社會風俗等對個體的影響，本文在分析中進一步控制了省份固定效應，這些控制變量能夠在較大程度上刻畫個體的異質性，從而有效緩解遺漏變量導致的內生性問題。

但是，出于穩健性考慮，為了修正本研究中可能存在的內生性問題，特別是因遺漏變量導致的內生性問題，本文使用工具變量法進行分析，因為相比較而言，對基于調查數據的定量分析，工具變量法在解決內生性問題中具有獨特優勢(陳云松, 2012)。而尋找合適、有效的工具變量是工具變量法的關鍵。一般而言，有效的工具變量必須滿足兩個基本條件：首先，工具變量必須與內生變量顯著相關；其次，工具變量與隨機干擾項不相關，即工具變量僅僅通過被工具變量作用于因變量。在人文社會科學中，國內外學者通常將來自“自然界”的物候天象、“生理現象”的生老病死、“社會空間”的距離等等作為相關內生變量的工具變量，主要原因在于它們具有較好的“外生性”特征。對于社會信任變量也不例外，例如，Kashima and Kashima(1998)將語言特征作為社會信任水平的工具變量；Banfield(1958)以最冷月份的平均氣溫作為社會信任水平的工具變量；Bj?rnskov(2007)以該國歷史上是否為君主制國家作為社會信任水平的工具變量。受國內外相關研究的啟發，并結合我國的實際情況，本研究選取省份的1月份平均氣溫作為中國居民信任水平變量的工具變量*借鑒陸銘等(2014)的做法，為避免現階段經濟活動通過影響城市氣溫而影響管制需求的問題，本文使用1985年的各省份1月份平均氣溫作為信任水平的工具變量，數據摘自《中國氣象年鑒》。。工具變量選取的邏輯在于：在天氣寒冷的地方，為求生存，人們之間的相互依賴程度更高。因此，氣溫越低，人們的社會信任水平越高。但我們有理由假設，氣溫并不直接影響居民對管制的需求程度。

表6給出了以1月份平均氣溫作為工具變量的兩階段最小二乘法(2SLS)的估計結果*從第一階段回歸的F統計量來看，本文的弱工具變量問題并不嚴重，因為根據Staiger & Stock(1997)提出的判斷法則，一階段回歸的F統計量如果大于10，則一般可認為不存在弱工具變量問題。而在本研究中，F統計量分別為65和78。。列(1)-(4)分別是社會信任變量在不同控制變量情形下的估計結果。我們發現，社會信任變量的估計系數依然顯著為負，基本回歸的結論依然有效。這也在一定程度上表明，本研究中的社會信任變量可能并不是回歸方程中的內生解釋變量。

表4 2SLS估計結果

(三)分組估計與討論

信任水平對管制需求的影響效應在不同的受教育群體、收入等級等個體特征方面，可能存在一定的差異(Aghion et al., 2010)。為了檢驗這種差異性是否在我國也存在，本文按照收入等級進行了分組*其中，收入等級根據其自評家庭收入等級劃分，具體為：數值為1-3的劃分為低等組，數值為4-7的劃分為中等組，數值為8-10的劃分為高等組。。分群組的估計結果由表5給出。估計結果顯示，社會信任對中，低收入組居民的管制需求的影響較為顯著，而對收入等級較高的居民而言，社會信任對其管制需求的影響未能通過顯著性檢驗。可能的原因在于，在面臨與應對社會經濟活動中的負外部性挑戰時，與高收入階層相比，中低收入階層處于劣勢地位，因為他們對損失的承受能力較弱(王紹光、劉欣, 2002)。此外，階層地位限制了其自由拓展社會網絡、積累社會資本，而階層地位的優勢則可轉化為社會網絡與社會資本的優勢(邊燕杰, 2004)。我們都知道，社會網絡越大的居民可以采取更多且更為有效的手段去減輕甚至規避其所面臨的負外部性問題，因此，對于高等收入階層而言，信任水平通過緩解外部性問題作用于管制需求的機制可能并不明顯，但對于中低收入階層的居民則更為顯著。這也啟示我們，在提升居民社會信任水平的過程中，應當細分收入群組，針對性施策。

表5 分群組估計結果(收入分組)

注：為節省篇幅，表格未報告相關控制變量的回歸結果。

此外，本文還根據年齡對樣本進行了群組劃分*本文參考聯合國世界衛生組織確定新的年齡分段，即44歲以下為青年人，45歲至59歲為中年人，60歲以上為老年人。。分群組的估計結果顯示，社會信任對青年人、中年人群組居民的管制需求的影響較為顯著，而對老年人群組居民而言，社會信任對其管制需求的影響并不顯著。可能的原因與分收入群組相似，即在面臨與應對社會經濟活動中的負外部性挑戰時，與老年人群相比，青年人、中年人處于劣勢地位，因為他們對損失的承受能力較弱，而且相關社會經驗也相對不足。

表6 分群組估計結果(年齡分組)

注：為節省篇幅，表格未報告相關控制變量的回歸結果。

五、結論及政策含義

在強調簡政放權、放松管制的同時，還應當對微觀層面的個體管制需求給予關注。在我國深化行政體制改革與加強社會誠信制度建設的背景下，系統分析社會信任水平對居民管制需求的影響具有一定理論與現實意義。本文利用1989-2012年期間的4期WVS中國微觀調查數據，實證研究了社會信任水平對居民管制需求的影響。研究結果顯示，社會信任對居民的管制需求產生了顯著的負向影響。平均而言，社會信任每提高一個標準差，居民的管制需求降低3.75%。工具變量估計進一步證實了基本研究結論的可靠性。此外，社會信任水平對管制需求的影響在不同的分樣本中存在一定的異質性，其中，社會信任水平對中低收入、青年人與中年人階層的影響更為顯著。

上述研究發現的政策含義在于，居民的管制需求作為政府管制的微觀基礎，受到社會信任水平的顯著影響。為此，政府在推動簡政放權、“瘦身”政府的同時，應當注意民眾對管制的需求程度及其影響因素。就本研究的結論而言，既然社會信任對管制需求產生顯著負向影響，這就意味著，在較為低下的社會信任水平下，民眾對管制的需求將會較為強烈，這顯然與宏觀層面的簡政放權改革路徑存在一定的沖突，也勢必影響簡政放權改革的持續推進及其效果。而我們都知道，當前我國的社會信任有待提高。因此，簡政放權改革需要相關配套改革跟進，從而保障簡政放權改革的持續性及改革的效果。其中，提高居民的社會信任與水平是重要方面之一。為提高中國居民的社會信任水平，應當按照2016年國務院《關于建立完善守信聯合激勵和失信聯合懲戒制度加快推進社會誠信建設的指導意見》的要求，建立完善守信聯合激勵和失信聯合懲戒制度，加快推進社會誠信建設，努力營造向上向善、誠信互助的社會風尚。此外，為提升我國居民特別是弱勢群體的社會信任水平，應大力提高公共資源的供給水平，并保障公共資源分配的公平性(史宇鵬、李新榮，2016)。

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