李俊青 李 響

內(nèi)容提要：本文利用2014—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析了傳染病經(jīng)歷對鄉(xiāng)村居民社會信任水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)傳染病經(jīng)歷會顯著降低居民的社會信任水平。傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響具有一定的持續(xù)性，但是其影響會隨著時間推移而遞減。在傳染病最初發(fā)生的1～4年內(nèi)影響最顯著，經(jīng)過5～9年后將不再具有顯著影響。傳染病經(jīng)歷相比于旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害對個體社會信任的影響更為顯著。因此從經(jīng)濟層面上來看，傳染病作為一種災(zāi)害不僅會造成人力資本和物質(zhì)資本的損失，并且對社會信任的負(fù)面影響比其他災(zāi)害更為嚴(yán)重。

一、問題提出

社會信任對一個國家的經(jīng)濟發(fā)展具有深刻而長遠(yuǎn)的影響。擁有高水平社會信任的社會不僅具備更強的創(chuàng)新動力，能夠積累更多的實物資本，而且人力資本的回報也更高[1]。對于中國而言，社會信任會通過提升涉及關(guān)系型交易不完全契約的執(zhí)行效率和降低市場交易成本來促進中國長期的經(jīng)濟增長[2]。吉索等(Guiso et al.，2004)發(fā)現(xiàn)社會信任會影響金融發(fā)展，社會信任水平較高的地區(qū)金融發(fā)展水平更高[3]。此外社會信任也會影響家庭創(chuàng)業(yè)決策[4]、企業(yè)并購績效[5]、城市社區(qū)創(chuàng)新[6]等經(jīng)濟運行的各個層面。同時，社會信任也是文化和歷史因素對現(xiàn)實經(jīng)濟運行發(fā)揮影響的重要媒介，并且能夠?qū)€體經(jīng)濟行為與決策產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。有學(xué)者比較中國與歐洲的信任機制，認(rèn)為中國的信任更多局限在以宗族、家族為基礎(chǔ)的小范圍的信任，而不是歐洲以陌生人為對象的普遍信任[7]。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)非洲的奴隸貿(mào)易帶來了低水平的社會信任，從而制約了非洲的經(jīng)濟發(fā)展，并且其沖擊在奴隸貿(mào)易結(jié)束100多年后依然持續(xù)發(fā)揮著作用[8]。阿爾甘和卡于克(Algan & Cahuc，2010)發(fā)現(xiàn)不同文化背景移民的繼承信任會影響經(jīng)濟增長[9]。

傳染病作為一種對人類生命財產(chǎn)具有嚴(yán)重威脅的災(zāi)害同樣會影響社會信任。在現(xiàn)代社會，比起饑荒和戰(zhàn)爭，傳染病的發(fā)生要更為頻繁，在經(jīng)濟層面上對人力資本和物質(zhì)資本帶來的損失不容小覷。根據(jù)世界衛(wèi)生組織發(fā)布的年度報告《2019年世界衛(wèi)生統(tǒng)計：監(jiān)測衛(wèi)生狀況促進可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)》，包括瘧疾和霍亂在內(nèi)的傳染病在2016年導(dǎo)致全球430萬人死亡。相比之下，死于道路交通事故的人數(shù)為135萬人，死于謀殺的則為47.7萬人。2018年，中國有23 174人死于傳染病(1)數(shù)據(jù)來自2019年《中國統(tǒng)計年鑒》。。傳染病對人類經(jīng)濟行為的影響通常具有一定的持續(xù)性。比如瘟疫(尤其是黑死病)是解釋歐洲長期增長、制度革新和東西方發(fā)展水平分化根源的重要因素之一[10-11]。傳染病對個體行為和經(jīng)濟運行帶來深刻影響的案例就發(fā)生在最近。2019年末出現(xiàn)的新型冠狀病毒肺炎疫情(后文簡稱“新冠疫情”)已造成人民生命財產(chǎn)的損失以及生產(chǎn)和消費活動的停滯?，F(xiàn)有研究往往關(guān)注傳染病帶來的人力資本以及實物資本的損失，而忽視其對社會資本的影響。事實上伴隨著新冠疫情的蔓延，個體之間的社會信任也將發(fā)生深刻的變化。傳染病的肆虐會導(dǎo)致個體之間不信任的加劇，這一點尤其體現(xiàn)在對陌生人的不信任上。隨著新冠疫情的蔓延，許多地區(qū)出現(xiàn)了封鎖道路和拒絕生人進入的現(xiàn)象，深刻反映了傳染病對個體之間信任的不利影響。并且這一影響并不僅僅發(fā)生在中國。美國獨立民調(diào)機構(gòu)皮尤研究中心(Pew Research Center)在2018年11—12月和2020年3月對美國人進行的隨機調(diào)查顯示，2018年有63%的受訪者認(rèn)為多數(shù)人是可以相信的，而疫情暴發(fā)后這一比例下滑至53%(2)數(shù)據(jù)來自美國皮尤研究中心官方網(wǎng)站：https://www.pewresearch.org/download-datasets/。?？偠灾?，信任是構(gòu)建經(jīng)濟合作的基礎(chǔ)，在缺乏信任的社會，即使最簡單的經(jīng)濟合作和交換行為的交易成本也會陡然上升，所帶來的損失并不亞于有形的人力資本和物質(zhì)資本損失。并且相比于有形資本，社會資本的損失甚至更難在短期內(nèi)恢復(fù)。

本文關(guān)注傳染病經(jīng)歷在個體層面的經(jīng)濟影響，但與以往研究不同，本文關(guān)注的重點并非傳染病導(dǎo)致的人力資本或物質(zhì)資本損失，而是其對以社會信任衡量的社會資本的深刻影響。本文基于2014—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析了傳染病經(jīng)歷對鄉(xiāng)村居民社會信任水平的影響，并采用傾向得分匹配(propensity score matching，PSM)、工具變量法等方法控制內(nèi)生性問題。研究發(fā)現(xiàn)傳染病經(jīng)歷會降低居民的社會信任水平。并且傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響具有一定的持續(xù)性，但會隨著時間推移而遞減。在傳染病最初發(fā)生的1～4年內(nèi)影響最為顯著，經(jīng)過5～9年后將不再具有顯著影響。相比于旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害，傳染病經(jīng)歷對個體社會信任的影響更為顯著。因此，從經(jīng)濟層面上來看，傳染病作為一種災(zāi)害不但會造成人力資本和物質(zhì)資本的損失，并且其對社會資本的負(fù)面影響比其他災(zāi)害更為嚴(yán)重。

二、文獻綜述

本文主要與兩類文獻相關(guān)。第一類文獻關(guān)注包括傳染病在內(nèi)的災(zāi)難經(jīng)歷對社會經(jīng)濟運行與個體經(jīng)濟決策的影響。瘟疫對歐洲近代經(jīng)濟與社會發(fā)展的影響是解釋歐洲長期增長、制度革新和東西方發(fā)展水平分化根源的重要因素之一。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)黑死病的暴發(fā)和好戰(zhàn)的政治環(huán)境、城市的衛(wèi)生條件是對歐洲人均收入增長的重要沖擊[10]。但瘟疫的影響并不能一概而論。阿爾法尼和佩爾科科(Alfani & Percoco，2019)研究了迄今為止具有最高死亡率的1629—1630年傳染病對意大利城市發(fā)展的影響，發(fā)現(xiàn)瘟疫惡化了受到其嚴(yán)重影響城市的發(fā)展路徑，并且1629—1630年瘟疫具有持續(xù)的影響[11]。阿爾蒙德(Almond，2006)分析1918年流感對美國居民的長期影響，發(fā)現(xiàn)1918年流感流行時，尚在母親子宮中的受訪者在1960—1989年受教育程度更低、身體殘障率更高、收入和社會經(jīng)濟地位也更低[12]。上述研究揭示出傳染病對人力資本的負(fù)面作用。并且傳染病作為一種災(zāi)難，無論個體是否親身經(jīng)歷都有可能影響其經(jīng)濟行為。比如即使個體沒有親身經(jīng)歷過災(zāi)難事件，這些事件也會影響其消費行為，因為人們收到死亡相關(guān)的信息會激發(fā)潛意識里對死亡恐懼或焦慮的心理防御[13]。姚東旻等(2019)也認(rèn)為災(zāi)難沖擊至少使人的自我控制能力和認(rèn)知判斷能力中的一種得到提升，引起時間偏好增強并最終致使儲蓄增加。目前關(guān)于傳染病經(jīng)歷對個體經(jīng)濟影響的研究相對較少[14]。高夢滔和姚洋(2005)研究大病沖擊對農(nóng)戶收入的影響，發(fā)現(xiàn)大病沖擊會降低農(nóng)戶收入，并且這種影響會持續(xù)約15年[15]。第二類文獻旨在考察影響社會信任的重要因素，主要可以分為個體自身特征因素和外部環(huán)境因素。在個體自身特征因素方面，收入、受教育水平、社會地位都是影響社會信任最常見的個體特征，在相關(guān)研究中經(jīng)常作為控制變量得到充分的控制[8，16]。李濤等(2008)認(rèn)為年齡、婚姻狀況、宗教信仰等個體因素都會影響居民的社會信任水平[17]。汪匯等(2009)發(fā)現(xiàn)戶籍身份是影響社會信任的重要因素[18]。黃健和鄧燕華(2012)發(fā)現(xiàn)中、英兩國的高等教育都有效地促進了社會信任的形成，雖然兩者發(fā)揮作用的機制并不相同[19]。在外部環(huán)境因素方面，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)社會信任水平在收入更高和更平等的國家更高，而是否成為正式團體的成員并不會影響信任[1]。同時，地區(qū)宗教傳統(tǒng)[20]、方言[21]、公共資源供給[16]等因素都會對社會信任水平產(chǎn)生影響。此外，加強抵御社會外部風(fēng)險的制度建設(shè)也可以提升社會信任水平[22]。

本文假定傳染病經(jīng)歷影響社會信任的機制參考了納恩和萬奇肯(Nunn & Wantchekon，2011)提到的文化人類學(xué)的一項公認(rèn)見解[8]，即在信息獲取成本高昂的環(huán)境中，使用啟發(fā)式?jīng)Q策策略或“經(jīng)驗法則”可能是最優(yōu)選擇[23-24]。在傳染病發(fā)生和蔓延的情況下，個體在與他人的交往中了解他人是否攜帶病毒或者細(xì)菌的成本會非常高(需要嚴(yán)格的科學(xué)檢測才能知曉)。因此，在這種情況下個體將依據(jù)經(jīng)驗法則選擇只信任自己的親屬或者熟識的人。因為其所掌握的有關(guān)這些人是否攜帶病毒或細(xì)菌的信息要相對充分，而對相關(guān)信息難以獲取的陌生人，個體的信任自然會下降。這也使得在傳染病發(fā)生的環(huán)境下，相比于信任多數(shù)陌生人，不信任成為一種成本最低的最優(yōu)策略?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)1：

假設(shè)1：傳染病經(jīng)歷會降低居民的社會信任水平。

由于信任的重建往往需要一定的時間，因此由傳染病經(jīng)歷所導(dǎo)致的社會信任下降可能具有持續(xù)性的影響，這種影響即使在傳染病的蔓延已經(jīng)結(jié)束后依然存在。雖然社會信任的破壞往往在轉(zhuǎn)瞬之間，但其構(gòu)建卻是一個長期的過程，個體間的信任需要通過不斷的交往和合作才能逐漸加深。納恩和萬奇肯(2011)發(fā)現(xiàn)非洲的奴隸貿(mào)易帶來了低水平的社會信任，并且其影響在奴隸貿(mào)易結(jié)束100多年后依然存在[8]。歐洲國家間的沖突歷史、宗教遺傳和身體特征上的相似性(發(fā)色、身高等)至今影響著雙邊信任[25]。但現(xiàn)代社會單次傳染病帶來的損失一般不會像戰(zhàn)爭、武力沖突等事件一樣嚴(yán)重，持續(xù)時間也很少超過一年。因此，比起后者，其影響更有可能隨時間的推移而消退。同時，政府對疫情的有效應(yīng)對也能夠一定程度上緩解傳染病經(jīng)歷的負(fù)面作用?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：傳染病經(jīng)歷對社會信任水平的影響具有一定的持續(xù)性，但其影響會隨著時間推移而遞減。

相比于其他災(zāi)難，傳染病對社會信任的影響將更為嚴(yán)重。傳染病與旱災(zāi)、洪澇等災(zāi)害一樣，都會造成個體生命和財產(chǎn)的損失，即經(jīng)濟層面上人力資本與物質(zhì)資本的損失。但是相比于其他災(zāi)害，傳染病的不同之處在于其可以通過個體之間的接觸傳播，因此傳染病發(fā)生對個體之間的社會交往會產(chǎn)生嚴(yán)重的影響，使個體之間的經(jīng)濟合作比以往更依賴信任這一重要因素。識別其他個體是否值得信任需要巨大的成本。因此，居民會選擇只信任自己熟悉的人，而不再信任社會中的多數(shù)陌生人。這種影響很大程度上是傳染病這一災(zāi)害的特征所致?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：傳染病經(jīng)歷比旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害對社會信任的影響更為顯著。

三、數(shù)據(jù)來源和研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文研究采用的數(shù)據(jù)來自2014—2018年中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)。由于目前諸多微觀數(shù)據(jù)集中只有CFPS提供了傳染病數(shù)據(jù)，并且問卷中相關(guān)問題是針對鄉(xiāng)村提出，因此本文僅考察傳染病經(jīng)歷對鄉(xiāng)村地區(qū)居民社會信任的影響。本文將從經(jīng)濟中最微觀的個體——居民的視角展開研究。由于本文關(guān)注的是鄉(xiāng)村居民的社會信任問題，首先排除所有城市居民的觀測，并對控制變量所涉及問題回答為缺失值的居民以及家庭收入為負(fù)數(shù)的觀測加以排除，最終獲得本文所使用的樣本。樣本包括44 594個觀測值、9 199個家庭，覆蓋全國26個省、市、自治區(qū)。CFPS問卷涉及家庭成員的社會信任水平、對父母、鄰居、醫(yī)生等不同人群的信任程度，以及一系列人口統(tǒng)計學(xué)特征，為研究社會信任問題提供了充分的條件。

本文將采用居民是否經(jīng)歷過傳染病作為衡量傳染病經(jīng)歷的變量。該變量來自CFPS問卷中居民家庭所在的鄉(xiāng)村是否在2010年1月1日—2013年12月31日遭受過傳染病災(zāi)害這一問題。經(jīng)歷過傳染病的居民該變量取1，否則取0。這一變量并不考察居民是否被實際傳染過，而是僅僅關(guān)注其所在的鄉(xiāng)村是否遭受過此類災(zāi)害。由于CFPS只在2014年提供了2010—2013年傳染病經(jīng)歷的信息，因此本文將考察居民是否經(jīng)歷過傳染病對2014—2018年社會信任水平的影響。

本文采用居民對社會大多數(shù)人的信任來衡量其社會信任水平。該變量來自CFPS問卷中家庭成員對“一般來說，你認(rèn)為大多數(shù)人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好”這一問題的回答。該定義方式已經(jīng)在相關(guān)文獻中得到了廣泛的應(yīng)用[26-27]。社會信任變量對認(rèn)為“大多數(shù)人可以信任”的居民取值為1，否則取值為0。拒絕回答和回答“不知道”的居民均視作缺失值，此類觀測占全部樣本的0.35%。

參考納恩和萬奇肯(2011)[8]、史宇鵬和李新榮(2016)[16]的處理方法，本文在基準(zhǔn)模型中加入反映家庭收入、教育水平和人口統(tǒng)計學(xué)特征的多個變量作為控制變量。個體層面上的控制變量包括受教育水平、年齡、年齡的平方、性別、民族、是否為黨員、宗教信仰、婚姻狀況、健康狀況和社會地位。家庭層面上的控制變量包括家庭總收入和財富水平。教育有助于社會信任的形成[19]。按照CFPS問卷的分類方法將個體的受教育水平分為文盲/半文盲、小學(xué)、初中、高中/中專/技校/職高、大專、大學(xué)本科、碩士、博士，分別取值1到8。由于社會信任水平會隨著年齡的增長而下降[28]，因此加入年齡和其平方項作為控制變量。性別變量中女性取值為1，男性取值為0；黨員變量在個體為黨員時取值為1，否則取值為0；民族變量在個體為漢族時取值為1，否則取值為0；宗教信仰和婚姻狀況變量則分別在有宗教信仰和已婚的情況下取值為1，否則取值為0。由于本文研究的是傳染病經(jīng)歷的影響，這種影響可能與居民的健康狀況密切相關(guān)，比如如果居民在過去傳染病流行時受到了傳染，那么長期的隔離治療和健康狀況的不佳可能會影響個體的心理狀態(tài)，增加其對社會的疏離感，從而降低其社會信任水平。因此本文也將居民的健康狀況作為控制變量，按照個體對自身健康狀況的評價由低到高分為5級，分別取值1到5。社會地位也會影響社會信任[29]。因此，本文加入社會地位作為控制變量，按照個體對自身社會地位的評價由低到高分為5級，分別取值1到5。由于在中國家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)是家庭財富水平的重要反映，因此本文以家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)作為衡量家庭財富水平的代理變量。同時控制省份和年份固定效應(yīng)。

(二)變量的描述性統(tǒng)計

表1展示了2014—2018年各變量的描述性統(tǒng)計。鄉(xiāng)村居民社會信任變量的均值是0.534 6，意味著只有略微超過一半的鄉(xiāng)村居民認(rèn)為社會上絕大多數(shù)人是可以信任的，表明目前鄉(xiāng)村居民的社會信任還處于較低的水平。樣本中2.78%的個體經(jīng)歷過傳染病，顯示傳染病經(jīng)歷在鄉(xiāng)村地區(qū)并不常見。平均教育水平在小學(xué)到初中之間，一半為女性，平均年齡為50歲，90.62%的觀測為漢族，對自身健康狀況和社會地位的評價均在中等水平。從家庭角度來看，家庭平均年收入為4.977 3萬元，平均擁有1套房產(chǎn)。

表1 描述性統(tǒng)計

(三)基準(zhǔn)模型設(shè)定

本文首先構(gòu)建基準(zhǔn)模型分析傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響。鑒于基準(zhǔn)模型中可能存在內(nèi)生性問題，將進一步采用工具變量法、傾向得分匹配等方法加以分析。研究采用基準(zhǔn)模型的具體形式如下：

trustit=α0+α1pandemici+α2Xit+εit

(1)

其中，trust表示受訪者的社會信任水平，i表示個體，t表示年份，pandemic表示居民所在鄉(xiāng)村是否經(jīng)歷過傳染病流行。X表示一系列反映個體特征和外部環(huán)境的控制變量，包括居民受教育水平(edu)、性別(gender)、年齡(age)、年齡的平方(agesquare)、民族(race)、黨員(party)、宗教信仰(religion)、婚姻狀況(marry)、健康狀況(health)、社會地位(status)、家庭總收入(income)、房產(chǎn)數(shù)(house)。ε表示隨機誤差項。模型控制省份和年份固定效應(yīng)。

四、傳染病經(jīng)歷對居民社會信任的影響

本文首先構(gòu)建基準(zhǔn)模型分析傳染病經(jīng)歷與社會信任水平之間的聯(lián)系，并采用多種方法處理潛在的內(nèi)生性問題。在此基礎(chǔ)上，本文進一步分析傳染病經(jīng)歷對社會信任影響的持續(xù)性，以及傳染病影響與其他災(zāi)害的差異。

(一)基準(zhǔn)模型

表2展示了基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。列(1)—列(6)逐步加入上文提到的所有控制變量，其中列(6)為本文所使用的基準(zhǔn)模型。列(1)—列(6)均顯示傳染病經(jīng)歷變量的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)。列(6)的基準(zhǔn)模型表明經(jīng)歷過傳染病的個體社會信任水平會下降0.042 4個單位，或者說個體信任社會中多數(shù)人的概率會下降4.24%(相當(dāng)于樣本均值的7.93%)。相比之下，居民性別為女性時，信任概率會下降2.96%；擁有宗教信仰時下降1.83%；相反，教育水平上升一個標(biāo)準(zhǔn)差(1.127 9)，該概率上升4.35%；居民為黨員時上升5.55%。傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響超過性別和宗教信仰。這表明傳染病經(jīng)歷是影響社會信任的重要因素，也驗證了前文的假設(shè)1，即傳染病經(jīng)歷會降低居民的社會信任水平。

列(6)的基準(zhǔn)模型也表明社會地位每上升一個等級，居民信任社會中多數(shù)人的概率會上升1.61%；健康狀況每上升一個等級，該概率增加1.56%。同時本文驗證了以往研究[8,28]的結(jié)論，社會信任水平會隨著年齡的增長而下降。女性對社會中多數(shù)人的信任程度要低于男性。婚姻狀況、家庭收入、財富水平對居民的社會信任沒有顯著影響。

表2 傳染病經(jīng)歷對社會信任影響的估計結(jié)果

表2(續(xù))

此外，鑒于本文所使用的社會信任變量是一個虛擬變量，本文還采用了probit模型和Logit模型進行分析，所得的結(jié)論與基準(zhǔn)回歸一致(3)限于篇幅，文中未詳細(xì)列示probit和logit模型的分析過程，如有需要可與作者聯(lián)系。。

(二)內(nèi)生性問題

傳染病經(jīng)歷會降低個體的社會信任水平，但是基準(zhǔn)模型潛在的內(nèi)生性問題依然需要得到充分的控制才能證明兩者之間因果聯(lián)系的存在性?；貧w模型中內(nèi)生性問題的兩個重要來源是反向因果關(guān)系和遺漏變量問題，本文將采用不同的方法分別加以分析。

第一種方法是工具變量法，以垃圾傾倒方式和居住地與省城距離作為傳染病經(jīng)歷的工具變量來控制內(nèi)生性問題。第二種方法旨在揭示社會信任和傳染病經(jīng)歷之間是否存在反向因果關(guān)系，即分析社會信任是否會通過影響地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)供給來反向影響傳染病發(fā)生的可能性，這是基準(zhǔn)模型中可能存在的反向因果關(guān)系最重要的來源。第三種方法是傾向得分匹配，將傳染病經(jīng)歷虛擬變量作為處理變量，為經(jīng)歷過傳染病的處理組尋找控制組加以匹配，分析其對社會信任水平的真實作用。第四種方法來自阿爾頓吉等(Altonji et al.，2005)[30]的分析，即檢驗對可觀察對象的選擇可用于評估不可觀察對象的潛在偏差。這種方法衡量了因不可觀測因素引起的可能偏倚程度，計算了不可觀測因素多大時才可以將估計結(jié)果歸因于不可觀測因素。

1.工具變量法

為了控制可能存在的內(nèi)生性問題，本文選取居民的垃圾傾倒方式和居民所在地與省城距離兩個變量作為傳染病經(jīng)歷的工具變量。這是因為以上兩個變量與傳染病發(fā)生的可能性具有密切的聯(lián)系。

首先，傳染病發(fā)生與否一定程度上取決于居民是否具有良好的衛(wèi)生習(xí)慣。從經(jīng)常洗手到保持生活環(huán)境的清潔都是衛(wèi)生習(xí)慣的體現(xiàn)，也都會在一定程度上影響傳染病發(fā)生的概率。雖然不同類型的垃圾傾倒方式可能只是不同生活方式的體現(xiàn)，無論是將垃圾扔在公共垃圾桶還是專人收集都并不能明確地顯示衛(wèi)生習(xí)慣的好壞。但隨處倒垃圾的行為無疑反映了居民衛(wèi)生習(xí)慣上的某種不足。本文根據(jù)CFPS問卷中相關(guān)問題定義該變量，當(dāng)居民的垃圾傾倒方式為“隨處倒”時該變量取值為1，否則取值為0。另一個工具變量為居民居住地與省城的距離。該變量也與傳染病經(jīng)歷具有高度的相關(guān)性。原因在于與省城的距離會影響鄉(xiāng)村居民就醫(yī)的便利程度，以及政府各項衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行情況，這些因素都會影響傳染病發(fā)生的概率。并且，與省城的距離很大程度上取決于歷史變遷和地理因素，不會直接影響居民的社會信任水平。因此采用以上兩個變量作為傳染病經(jīng)歷的工具變量。

表3展示了以垃圾傾倒方式和與省城距離作為工具變量的兩階段最小二乘估計(2SLS)結(jié)果，列(1)—列(3)逐步加入個體和家庭層面的控制變量，并控制地區(qū)和年份固定效應(yīng)。列(1)—列(3)顯示傳染病經(jīng)歷的系數(shù)顯著為負(fù)。Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明方程不存在識別不足問題；Kleibergen-Paap Wald rk F統(tǒng)計量遠(yuǎn)高于10%水平的臨界值，可以拒絕“弱工具變量”的原假設(shè)，說明工具變量與內(nèi)生變量存在較強的相關(guān)性。工具變量回歸結(jié)果顯示即使對內(nèi)生性問題加以控制，傳染病經(jīng)歷依然會導(dǎo)致居民社會信任水平的下降。

表3 傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響(2SLS第二階段估計結(jié)果)

2.反向因果關(guān)系

前文揭示傳染病經(jīng)歷與社會信任水平之間存在關(guān)聯(lián)性。導(dǎo)致內(nèi)生性問題的一個重要原因是自變量和因變量之間可能存在反向因果關(guān)系。即不是傳染病經(jīng)歷導(dǎo)致了社會信任水平的下降，而是較低的信任水平導(dǎo)致了傳染病的發(fā)生。比如較低的信任水平導(dǎo)致了地區(qū)醫(yī)療服務(wù)供給的下降，進而引發(fā)了傳染病出現(xiàn)概率的上升。事實上，中國的基礎(chǔ)醫(yī)療由財政兜底，與地區(qū)的社會信任水平無關(guān)，但出于分析嚴(yán)謹(jǐn)性的考慮，本文依然采用實證方法對這種反向因果關(guān)系是否存在進行檢驗，以排除這一可能的內(nèi)生性問題來源。

為驗證社會信任是否會通過影響醫(yī)療服務(wù)供給和衛(wèi)生條件來影響傳染病的發(fā)生以及這是否會導(dǎo)致反向因果關(guān)系，本文以居民所在村的醫(yī)療服務(wù)供給為因變量，以社會信任為自變量重新進行回歸。醫(yī)療服務(wù)供給變量以2014年CFPS問卷中提供的該村最大醫(yī)療點面積和醫(yī)療衛(wèi)生人員人數(shù)來衡量，并對兩個變量值取對數(shù)。

表4展示了社會信任對醫(yī)療服務(wù)供給的影響。列(1)、列(2)以最大醫(yī)療點面積的對數(shù)值為因變量，列(3)、列(4)列以醫(yī)療衛(wèi)生人員人數(shù)的對數(shù)值為因變量。估計結(jié)果顯示社會信任對最大醫(yī)療點面積和醫(yī)療衛(wèi)生人員人數(shù)均不存在顯著影響，即社會信任不會影響醫(yī)療服務(wù)的提供和當(dāng)?shù)氐男l(wèi)生條件。因為醫(yī)療服務(wù)供給以及與之密切相關(guān)的當(dāng)?shù)匦l(wèi)生條件都是決定傳染病發(fā)生概率最重要的因素之一，所以社會信任通過影響醫(yī)療服務(wù)供給及衛(wèi)生條件反向作用于傳染病經(jīng)歷的路徑并不存在。綜上，可以認(rèn)為基準(zhǔn)回歸不會受到反向因果問題的影響。

表4 社會信任對醫(yī)療服務(wù)供給和衛(wèi)生條件影響的估計結(jié)果

3.傾向得分匹配

本文將使用傾向得分匹配方法來分析傳染病經(jīng)歷對社會信任水平的影響，以控制上文分析潛在的內(nèi)生性問題。“反事實”的分析框架是傾向得分匹配方法的核心。在本文中，采用傾向得分匹配方法本質(zhì)上是要考慮，那些經(jīng)歷過傳染病的居民如果沒有經(jīng)歷過傳染病，那么其社會信任水平會發(fā)生怎樣的變化。因此本文將傳染病經(jīng)歷作為處理變量，該變量對經(jīng)歷過傳染病的居民取值為1，未經(jīng)歷過的取值為0，并以社會信任水平為結(jié)果變量。

首先將樣本分為兩組——經(jīng)歷過傳染病的處理組和未經(jīng)歷過的控制組。構(gòu)建Logit模型獲得傾向得分，進一步計算發(fā)生比(odds ratio)進行匹配，以獲得更好的效果。匹配時選擇最近鄰匹配方法，k值設(shè)置為3，即每個處理組的樣本和控制組中的與之最鄰近的3個樣本匹配。卡尺限定為0.01，要求處理組與控制組的傾向得分的絕對值偏差不超過1%。同時施加共同支撐限制，即丟棄處理組中傾向得分大于或小于控制組傾向得分最大最小值的觀測。然后對處理組和控制組計算處理組平均處理效應(yīng)，即ATT值，該值反映了在控制所有特征的情況下，處理組與控制組之間社會信任水平的差異。這一差異可以完全歸因于處理的存在性，即傳染病經(jīng)歷的存在性(4)限于篇幅，文中未詳細(xì)列示平穩(wěn)性檢驗和估計傾向得分的具體過程，如有需要可與作者聯(lián)系。。

表5顯示ATT值為-0.039 1，在5%的顯著性水平上顯著。表明在控制所有其他因素的情況下，傳染病經(jīng)歷會使居民信任社會中大多數(shù)人的概率下降3.91%。ATU和ATE均為-3.79%。PSM方法計算的傳染病經(jīng)歷影響的絕對值比基準(zhǔn)模型中傳染病經(jīng)歷變量系數(shù)的絕對值(4.24%)略低，并且PSM方法的分析結(jié)果絕對值也比未匹配直接計算的處理組和控制組之間的差異5.1%要小，表明如果不控制內(nèi)生性問題可能高估傳染病經(jīng)歷的影響?？傮w而言，基準(zhǔn)回歸和PSM方法的分析結(jié)果依然非常接近。表明即使控制內(nèi)生性問題的影響，傳染病經(jīng)歷依然會顯著降低居民的社會信任水平，印證了基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。

表5 傳染病經(jīng)歷對社會信任水平影響的傾向得分匹配分析結(jié)果

4.對遺漏變量問題影響的分析

為了衡量樣本選擇效應(yīng)的潛在影響，參考納恩和萬奇肯(2011)[8]的處理方法，考慮四組受限制的控制變量：第一組是只加入傳染病經(jīng)歷，即沒有其他控制變量；第二組加入家庭收入和年齡；第三組加入省份固定效應(yīng)；第四組加入家庭收入、年齡、省份固定效應(yīng)。表6報告了基于四組受限回歸計算出的系數(shù)差異比率。結(jié)果顯示，4個比率均在4.593 9至5.335 7之間。這意味著要將基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果歸因于樣本選擇效應(yīng)。平均而言，不可觀測因素的影響至少要比可觀測因素大4.6倍。表明基準(zhǔn)模型中對社會信任水平的影響不可能完全是不可觀測因素或者樣本選擇效應(yīng)的結(jié)果。

表6 利用可觀測變量的選擇來評估不可觀測變量的偏差

(三)傳染病經(jīng)歷影響的持續(xù)性

上文證實傳染病經(jīng)歷會降低居民的社會信任水平。本文需要進一步探究傳染病經(jīng)歷對居民社會信任水平影響的持續(xù)性。因為傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響并不像奴隸貿(mào)易[8]或者農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式[31-32]通過代際的傳承或者社會規(guī)范的形成來發(fā)揮作用，所以其影響的持續(xù)時間可能更短一些。

因此，本文在分析傳染病經(jīng)歷對社會信任總體影響的基礎(chǔ)上，進一步考察傳染病發(fā)生一定年份后是否還會影響個體的社會信任。本文基于2014年、2018年CFPS數(shù)據(jù)分析傳染病對個體在不同年份社會信任的作用。具體而言，分別是傳染病發(fā)生1～4年后的影響和發(fā)生5～9年后的影響。

表7展示了對傳染病經(jīng)歷影響持續(xù)性的分析結(jié)果。列(1)、列(3)只加入傳染病經(jīng)歷變量，列(2)、列(4)加入前文所有控制變量。列(1)、列(2)顯示傳染病變量的系數(shù)均在1%的顯著性水平上為負(fù)，表明傳染病發(fā)生1～4年后依然會顯著降低居民的社會信任水平。列(3)、列(4)顯示傳染病變量對2018年社會信任沒有顯著影響。傳染病經(jīng)歷雖然會顯著影響個體的社會信任水平，但是其影響會隨著時間推移而遞減。在傳染病最初發(fā)生的1～4年內(nèi)影響最為顯著，經(jīng)過5～9年后不再具有顯著影響。由此可知，隨著時間的推移，居民的社會信任將逐漸恢復(fù)到之前的水平。這也表明傳染病經(jīng)歷與奴隸貿(mào)易[8]、東西德統(tǒng)一[33]、農(nóng)業(yè)耕作方式[31]等對個體經(jīng)濟行為和態(tài)度具有持續(xù)作用的歷史制度因素不同，對社會信任影響持續(xù)的時間更短。

表7 傳染病經(jīng)歷影響持續(xù)性的分析結(jié)果

傳染病經(jīng)歷的影響為什么會隨時間推移而消退？本文認(rèn)為，這本質(zhì)上源于傳染病發(fā)生本身所具有的不確定性和對健康帶來的高度風(fēng)險對個體行為形成一種未預(yù)期到的沖擊。本文所研究的很大程度上是傳染病這種沖擊性的影響。在傳染病發(fā)生的初期，個體很可能只能依靠自身的力量去進行防護，比如避免與他人的接觸、不輕易相信陌生人等。因為政府機構(gòu)對傳染病發(fā)生的應(yīng)對需要一定的反應(yīng)和決策時間，即使及時有效地應(yīng)對，措施也需要一段時間來執(zhí)行。無論傳染病是否得到有效控制或個體是否得病，傳染病發(fā)生初期對社會信任的沖擊性影響都是存在的。而政府和醫(yī)療機構(gòu)的有效應(yīng)對和合理反應(yīng)卻有助于緩解傳染病對社會信任的后續(xù)影響。在應(yīng)對得當(dāng)?shù)那闆r下，社會信任水平能夠迅速恢復(fù)，而應(yīng)對不當(dāng)則會進一步引發(fā)信任危機。這也是傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響作用在中國會隨時間而消退的一個重要原因。

(四)傳染病經(jīng)歷的影響與其他災(zāi)害的差異

除了傳染病以外，其他類型的災(zāi)害也有可能降低居民的社會信任。本文將傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響與其他災(zāi)害進行了比較。主要選擇最為常見的旱災(zāi)和洪災(zāi)。

傳染病、旱災(zāi)、洪災(zāi)等災(zāi)害都會造成人力資本和物質(zhì)資本的損失以及受害者的心理創(chuàng)傷，所導(dǎo)致的資源稀缺可能會讓個體直接面臨相互競爭的局面，這些因素都有可能降低居民對多數(shù)人的信任。三者在這方面的作用是類似的。但是傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響可能比其他災(zāi)害更為顯著。因為這種災(zāi)害是經(jīng)由人來傳播的，一定程度上可以預(yù)防，而不是像旱災(zāi)或者洪災(zāi)一樣完全取決于自然界的不可抗力。為了預(yù)防傳染病，個體需要判斷不同的個體患病的可能性，這無疑需要大量的信息，然而個體對社會中多數(shù)的陌生人不可能掌握如此多的信息，只能選擇降低對他們的信任。因此傳染病對社會信任以及社會資本的影響才可能超過其他災(zāi)害。本文以居民所在村近年是否發(fā)生過旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害的虛擬變量為自變量進行回歸以比較其與傳染病影響的差異。

分析結(jié)果如表8所示，列(1)是基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果，列(2)、列(3)分別以是否發(fā)生過旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害為自變量，列(4)將以上三個變量全部加入進行回歸。列(1)—列(4)均顯示傳染病經(jīng)歷變量的系數(shù)顯著為負(fù)，而旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害變量的系數(shù)并不顯著。結(jié)果表明，相較于傳染病，旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害的發(fā)生對個體的社會信任沒有顯著影響。因此從經(jīng)濟層面上來看，傳染病作為一種災(zāi)害不但會造成人力資本和物質(zhì)資本的損失，并且對社會信任的負(fù)面影響比其他災(zāi)害更為嚴(yán)重。

表8 傳染病經(jīng)歷與其他災(zāi)害影響差異的分析結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上文分析的穩(wěn)健性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。

1.傳染病經(jīng)歷與信任半徑

社會信任作為社會資本的重要衡量指標(biāo)已經(jīng)受到廣泛關(guān)注。但是除了社會信任之外信任還可以依據(jù)受信任對象的不同劃分為許多類別，傳染病經(jīng)歷除了影響居民對社會中多數(shù)人的信任之外是否也會影響其他類型的信任呢？信任半徑的差異會影響經(jīng)濟合作的范圍，而對不同職業(yè)和類型的個體的信任會以更微妙的方式影響個體的經(jīng)濟決策?？紤]到以上因素，本文將進一步考察傳染病經(jīng)歷將在何種程度上影響居民的信任半徑，即傳染病經(jīng)歷除了降低居民對大多數(shù)人的信任之外是否會影響對父母的信任和對鄰居的信任，以及傳染病經(jīng)歷對其他類型信任的影響，比如決定醫(yī)患關(guān)系的對醫(yī)生的信任和反映開放性的對美國人的信任兩方面。

因此本文將進一步考察傳染病經(jīng)歷是否會影響居民對父母、鄰居、醫(yī)生、美國人的信任。表9展示了傳染病經(jīng)歷對不同類型信任的影響。列(1)—列(4)顯示傳染病經(jīng)歷不會影響居民對父母、鄰居、醫(yī)生、美國人的信任。表明傳染病經(jīng)歷主要會影響個體的社會信任，即個體對社會中多數(shù)人的信任，但不會影響其對親戚或鄰居等熟人的信任。因為個體對熟人所掌握的信息要遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于社會中多數(shù)陌生人。因此傳染病經(jīng)歷雖然縮小了個體的信任半徑，但不會影響以親緣或鄰近居住地為紐帶的小范圍的信任，同樣不會影響對醫(yī)生或者美國人這些特定群體的信任。

表9 傳染病經(jīng)歷與其他類型的信任

2.傳染病經(jīng)歷與農(nóng)民遷移

戶籍制度對社會信任具有顯著的影響[18]。尤其是對于本文所研究的鄉(xiāng)村居民，農(nóng)民遷移造成的社會分割帶來了一系列可能直接或間接作用于社會信任的影響，比如導(dǎo)致鄉(xiāng)村居民居住地與戶籍所在地的差異，在外出打工時面臨與子女的分離，擴大城鄉(xiāng)收入的差距，導(dǎo)致外出打工收入在家庭收入中的比例有所上升等。這些同樣可能成為影響鄉(xiāng)村居民社會信任的重要因素。為了探究農(nóng)民遷移是否會影響傳染病經(jīng)歷對社會信任的作用，本文進一步控制鄉(xiāng)村居民在是否移居他地、是否外出打工、夫妻是否均外出打工、子女是否隨行、打工收入占家庭收入的比例等方面的特征，以檢驗上文結(jié)論的穩(wěn)健性。

(1)對于移居變量，本文采用CFPS問卷中關(guān)于受訪者是否在戶口所在地居住的問題匯總得來。居民移居到戶口所在地之外則該變量取值為1，否則取值為0。該變量定義在個體層面上。

(2)對于外出打工變量，本文采用CFPS問卷中“過去12個月，您家哪些人幫其他農(nóng)戶做農(nóng)活或外出打工掙錢？”這一問題來獲得居民是否外出打工的信息。居民外出打工則該變量取值為1，否則取值為0。該變量定義在個體層面上。

(3)對于夫妻是否均外出打工變量，本文結(jié)合問卷中兩個問題加以定義。第一個問題是前文所述的受訪者是否外出打工。第二個問題是受訪者配偶的編號。本文根據(jù)配偶的編號存在與否查找受訪者是否有配偶以及配偶是否受訪，若受訪則可由第一個問題得知配偶是否外出打工。對于受訪者本人和配偶皆外出打工的觀測，該變量取值為1，否則取值為0。

(4)對于子女隨行變量，本文將結(jié)合前文提到的“是否外出打工”以及“與子女的見面頻率”問題共同設(shè)計出該變量。這也是因為CFPS中并沒有直接反映子女是否隨行或目前子女是否與父母同住的問題。子女隨行變量將按照以下方式定義：居民外出打工、且?guī)缀趺刻?、一?～4次、一周1～2次見到孩子的定義為子女隨行，該變量取值為1，其余情況該變量取值為0?？上攵@一定義可能忽略了現(xiàn)實中一些更復(fù)雜的情況(比如雖然外出打工但每周都回鄉(xiāng)看望孩子的情況)。鑒于絕大多數(shù)觀測對見到孩子的頻率這一問題的回答都分布在幾乎每天、幾個月一次和不適用(沒有子女)之間，這一定義方法也能在一定程度上反映子女隨行的狀況。這一點也可能對個體的社會信任帶來一定程度的影響。比如外出打工且?guī)ё优S行的居民可能出于對子女安全性的考慮更警惕陌生人。

(5)對于打工收入占家庭收入的比例變量，本文采用問卷中“過去12個月，您家所有外出打工的人總共寄回家或帶回家多少錢？”這一問題來加以衡量，將打工的人寄回或帶回的金額除以家庭總收入即可得到打工收入占家庭收入的比值。

估計結(jié)果如表10所示。列(1)—列(5)分別加入是否移居、是否外出打工、夫妻是否均外出打工、子女隨行、打工收入占比作為控制變量，列(6)同時加入以上五個變量。列(1)—列(6)均顯示傳染病經(jīng)歷的系數(shù)依然為負(fù)，在1%的顯著性水平上顯著。列(2)、列(6)表明外出打工的鄉(xiāng)村居民社會信任水平更低，從另一個角度驗證了汪匯等(2009)[18]的發(fā)現(xiàn)，戶籍分割會導(dǎo)致社會信任水平的降低。是否移居他地、夫妻是否均外出打工、子女是否隨行和打工收入占比對社會信任沒有顯著影響。總而言之，傳染病經(jīng)歷會降低鄉(xiāng)村居民的社會信任水平，驗證了上文的結(jié)論。

表10 傳染病經(jīng)歷與農(nóng)民遷移的影響

表10(續(xù))

3.社會信任與經(jīng)濟發(fā)展水平

一個地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展水平同樣是影響居民社會信任的重要因素。發(fā)達的經(jīng)濟環(huán)境有助于個體之間建立信任關(guān)系。本文進一步控制居民所在村和所在省份經(jīng)濟社會發(fā)展水平進行回歸，以檢驗上文結(jié)論的穩(wěn)健性。居民所在村的經(jīng)濟發(fā)展水平采用村人均純收入和村財政支出來衡量，省份經(jīng)濟發(fā)展水平采用地區(qū)生產(chǎn)總值和人口數(shù)衡量。估計結(jié)果顯示社會信任與地區(qū)人口正相關(guān)。即使控制經(jīng)濟發(fā)展水平，傳染病經(jīng)歷依然對社會信任具有顯著的影響，與上文的結(jié)論一致。這說明除了傳統(tǒng)的個體特征因素和外部環(huán)境因素外，社會信任也取決于個體的歷史經(jīng)歷這一過去經(jīng)常被忽視的因素。

此外，本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗：使用家庭總資產(chǎn)和總負(fù)債金額替代原有的房產(chǎn)數(shù)變量表示家庭的財富水平重新進行回歸；在基準(zhǔn)模型控制變量中加入地區(qū)衛(wèi)生狀況、人口密度和人均醫(yī)療資源，考察傳染病控制如何作用于傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響等?？傮w而言，穩(wěn)健性檢驗顯示，無論是改變財富水平的衡量指標(biāo)、加入更多影響傳染病發(fā)生概率的控制變量還是考慮傳染病控制的影響，估計結(jié)果依然顯示傳染病經(jīng)歷會降低鄉(xiāng)村居民的社會信任水平(5)限于篇幅，文中未詳細(xì)列示以上穩(wěn)健性檢驗過程，如有需要可與作者聯(lián)系。。

五、結(jié)論

本文基于2014—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用工具變量法、傾向得分匹配等方法，研究了傳染病經(jīng)歷對社會信任水平的影響，得出以下結(jié)論：

第一，傳染病經(jīng)歷會顯著降低鄉(xiāng)村居民的社會信任水平。經(jīng)歷過傳染病的居民信任社會中多數(shù)人的概率會下降4.24%。傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響要超過性別和宗教信仰。傳染病經(jīng)歷是影響社會信任的重要因素。

第二，傳染病經(jīng)歷對社會信任水平的影響具有一定的持續(xù)性，但是其影響會隨著時間推移而遞減。在傳染病最初發(fā)生的1～4年內(nèi)影響最為顯著，而經(jīng)過5～9年之后將不再具有顯著影響。

第三，傳染病經(jīng)歷相比于旱災(zāi)和洪澇災(zāi)害對個體社會信任的影響更為顯著。因此從經(jīng)濟層面上來看，傳染病作為一種災(zāi)害不但會造成人力資本和物質(zhì)資本的損失，并且對社會信任的負(fù)面影響比其他災(zāi)害更為嚴(yán)重。

政府相關(guān)部門在處理傳染病發(fā)生的后續(xù)影響時，除了提供必要的醫(yī)療和物質(zhì)援助之外，也應(yīng)注意提供充分和準(zhǔn)確的信息以修復(fù)和提升居民的社會信任，由此才能盡快緩解傳染病經(jīng)歷對個體之間的經(jīng)濟合作乃至整體經(jīng)濟運行帶來的不利影響。

傳染病像其他災(zāi)害一樣在經(jīng)濟上帶來了巨大的人力資本與物質(zhì)資本損失，同時對社會信任的影響又比其他災(zāi)害更加嚴(yán)重，并且這種影響可能會持續(xù)一段時間才能完全消退。由于社會信任能夠降低經(jīng)濟活動的交易成本促進個體之間的經(jīng)濟合作，社會信任的下降會產(chǎn)生一系列不利的經(jīng)濟后果。這是以往研究所忽視的傳染病發(fā)生所帶來的一項隱性成本。無論是對于發(fā)展中國家還是發(fā)達國家，傳染病都是對民眾生命財產(chǎn)的嚴(yán)重威脅。在剛剛經(jīng)歷新冠疫情的2020年，相信本研究可以為政府相關(guān)部門合理和有效地控制疫情對社會信任導(dǎo)致的負(fù)面影響帶來一定的啟示。

本文初步探究傳染病經(jīng)歷對社會信任的影響，還存在諸多不足。比如由于數(shù)據(jù)可得性的限制只分析了傳染病經(jīng)歷對鄉(xiāng)村居民社會信任的影響。如果能夠比較傳染病對城市居民與鄉(xiāng)村居民影響的差異性，相信能夠得到更深刻和更具啟發(fā)性的結(jié)論。