毛捷,李德刚

• 1:对外经济贸易大学国际经济贸易学院
• 2:北京第二外国语学院经济学院

摘要(Abstract)：

党的十九大报告明确提出"建设平安中国,加强和创新社会治理"。本文从加强和创新社会治理的视角出发,选取犯罪作为衡量公共安全的代理变量,基于犯罪经济学经典理论,提出社会保险影响公共安全的理论假说。研究发现:(1)养老保险、失业保险和工伤保险的参保率和支出占比与犯罪率呈现显著的负相关,有利于提升公共安全,医疗保险和生育保险的参保率、支出占比与犯罪率的关系不显著;养老保险、失业保险和工伤保险提升公共安全的作用效果在中西部地区相比于东部地区更加明显。(2)通过变换被解释变量、改变工具变量设置、考虑测量误差、变换固定效应变量、考虑地区初始状况与工具变量的潜在关联以及放松工具变量外生假设等,上述结论仍成立。本文的研究结论表明社会保险作为一道"安全网",是以"疏"为主的新时期社会治理模式的重要组成,为继续加强和创新社会治理、建设平安中国提供了政策启示。

关键词(KeyWords)： 社会保险;公共安全;省委常委

Abstract:

Keywords:

基金项目(Foundation): 国家社会科学基金重大项目(18ZDA097)的资助;; 北京市社会科学基金项目(19YJC027);; 北京市教育委员会科研计划项目(KM201910031001);; 北京第二外国语学院青年学术英才计划项目“完善科技创新体制机制的财税政策研究”的资助

作者(Author): 毛捷,李德刚

DOI: 10.16513/j.cnki.cje.20210420.002

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• (1)根据《中华人民共和国刑法》(主席令12届第80号)的第二章第一节(相关链接是“http://xingfa.org/#第二章犯罪”),所谓犯罪是指“一切危害国家主权、领土完整和安全,分裂国家、颠覆人民民主专政的政权和推翻社会主义制度,破坏社会秩序和经济秩序,侵犯国有财产或者劳动群众集体所有的财产,侵犯公民私人所有的财产,侵犯公民的人身权利、民主权利和其他权利,以及其他危害社会的行为,依照法律应当受刑罚处罚的,都是犯罪,但是情节显著轻微危害不大的,不认为是犯罪。”本文分析中所指的犯罪是指刑事犯罪(包括故意犯罪和法律规定承担刑事责任的过失犯罪等)。
• (1)在社会保险影响犯罪的同时,犯罪活动也可能反向影响社会保险。例如,如果某地犯罪活动呈上升态势,一方面可能会影响当地的就业和财政收入等,进而影响社会保险的参保和给付;另一方面地方政府可能会为此而专门加大社会保险覆盖率和保障程度,希望借此抑制犯罪数增长。无论出现上述哪一方面的情况,都会导致犯罪反向影响社会保险,进而干扰我们对社会保险影响犯罪的经济学分析。
• (1)本文未构建专门的理论模型来分析社会保险影响犯罪的机制,理由如下:依据犯罪经济学经典的成本-收益分析框架,社会保险影响犯罪的机制比较直观,不需要构建复杂的理论模型加以论证;如果本文旨在提供有关犯罪经济学的全新理论(即提供完全不同于或超越经典的成本-收益分析框架的新理论),那么的确需要重新构建理论模型,对新分析框架下经济社会变量(包括社会保险)如何影响犯罪的机制进行重新论述;但是,本文的研究主旨并非提供上述全新理论,而是在既有的成本-收益分析框架下为实证检验社会保险与犯罪的内在关联提供可靠的计量方法。
• (2)需要说明,由于现实数据难以按机会成本的上述两层含义进行细化,后续分析将犯罪的机会成本作为一个整体进行论述。
• (1)除了“五险”,还有“一金”---住房公积金,但由于住房公积金并非所有单位强制缴纳,本文未将其纳入研究。
• (2)《中华人民共和国社会保险法》《中华人民共和国劳动法》《关于进一步做好刑满释放、解除劳教人员促进就业和社会保障工作的意见》(综治委[2004]4号)和《关于组织社会力量参与社区矫正工作的意见》(司法部、中央综治办、教育部、民政部、财政部、人力资源和社会保障部2014年11月14日发布)等。
• (1)根据2010年12月20日发布实施的《国务院关于修改〈工伤保险条例〉的决定》,工伤人员可从工伤保险基金按月获得伤残津贴,标准为:一级伤残为本人工资的90%;二级伤残为本人工资的85%;三级伤残为本人工资的80%;四级伤残为本人工资的75%等等。对于未参加工伤保险的个体,不能享受上述政策。
• (2)这里有必要对医疗保险与失业或工伤保险的差别进行说明。以工伤保险和医疗保险为例,根据现行法律法规,一旦犯罪,罪犯在原工作单位享有的医疗保险与工伤保险都会中断。就这一点而言,两类社保项目并无差别。但是,同样是中断,罪犯在监狱里仍能得到基本治疗,但却无法再领到工伤保险。例如,某职工甲在公司A上班期间受了工伤,认定是工伤事故,职工甲可以领到工伤保险,同时还能用在公司A上的医疗保险就诊;但此后某天,如果职工甲从事了犯罪活动(例如甲对工伤保险待遇不满意而与公司A某负责人乙发生冲突,失手导致其死亡或重伤)并被逮捕入狱,假设此时职工甲受的工伤还没痊愈,那么入狱后职工甲仍将受到一定的医疗救助服务,但他却无法再领取工伤保险给付。失业保险和医疗保险的差别相似,不做赘述。
• (1)参考已有文献(陈硕,2012),我们以每万人提起公诉人数作为反映犯罪的基准变量,而以每万人批准逮捕人数作为稳健性检验。
• (1)参保率等于社会保险参保人数与城镇就业人员的比值。为了保证社会保险分类参保率具有可比性(工伤保险、失业保险和生育保险只针对城镇职工,不针对城乡居民,故而使用“城镇职工”的参保率,否则会出现养老保险、医疗保险包括城镇职工和城乡居民,而工伤保险、失业保险和生育保险只包括城镇职工,导致不同社会保险项目的参保率不可比),本文中社会保险参保率的计算仅考虑城镇就业人员(城镇单位就业人员、城镇私营企业就业人数和城镇个体就业人数之和)的参保情况。其中,养老保险使用“在职职工参加养老保险人数”,医疗保险使用“在岗职工基本医疗保险年末参保人数”,失业保险使用“参加失业保险人数”,工伤保险使用“工伤保险年末参保人数”,生育保险使用“年末参加生育保险人数”。此外设置养老、失业和工伤保险参保率以及医疗和生育保险参保率这两个分类参保率理由如下:(1)由于后续使用的工具变量主要是分管社保的副省长是否是省委常委及其与劳动适龄人口的交互项,工具变量个数有限(2个),如果将5类社会保险变量并列置于计量方程中,会破坏工具变量的排他性约束假设;(2)参考已有文献的做法(Hatfield and Kosec,2013,p.154),我们也尝试了在计量方程中每次放入一类社会保险变量,实证结果与后续基准结果一致,但上述做法仍会对工具变量的排他性约束假设产生影响(本文未提供相关实证结果,如有需要,可向作者索要);(3)由于理论分析和实证检验均发现养老、失业和工伤保险这3类社会保险对犯罪有显著影响,我们的工具变量个数有限,所以在计量方程中上述3类社会保险不可分开,必须合成一个社会保险变量,一旦分列,将破坏工具变量的排他性约束假设。感谢清华大学经济管理学院陆毅教授对此提出的宝贵意见。
• (2)广延效应是指以社保参保率作为核心解释变量,反映社会保险覆盖率对犯罪的影响;集约效应是指以社保支出占比作为核心解释变量,反映社会保险保障程度对犯罪的影响。
• (3)2007年之前,使用公检法司支出反映司法投入;2007年起,受政府收支科目改革的影响,不再统计公检法司支出,以公共安全支出代之。
• (1)犯罪和社会保险相关数据的测量误差主要有两类:一类是技术方面的测量误差,这类误差与统计口径变动、数据不易获取或测量人员业务能力不足等因素相关;另一类是人为因素引起的测量误差,地方主要官员变更等会同时对犯罪和社会保险相关数据的统计产生影响(例如,为提升晋升机会,地方官员可能会低报犯罪率并高报社会保险参保率)。由于犯罪和社会保险分属公共安全和社会保障两个不同领域,导致技术方面测量误差的具体因素不存在重叠---犯罪数据的技术方面测量误差与社会保险数据的技术方面测量误差之间呈近似正交的关系,因此第一类测量误差对本文的实证结果影响不大,实证检验需关注第二类测量误差可能产生的干扰。
• (2)初始状况不同(2004年犯罪情况不同),可能会影响各省后续经济社会发展的整体规划和战略,从而影响各省省委常委的具体构成,导致初始状况与工具变量产生关联,这可能会对估计结果产生干扰。
• (3)他们发现,省委常委会作为地方决策中枢,其成员构成将决定地方的部门利益分化程度,进而影响政府规模等地方政府行为。参考他们的研究结论,如果某省分管社会保险工作的副省长是省委常委,那么在省委常委会开会讨论相关事宜并进行决策时,作为省委常委的副省长将为其分管的领域争取资源,推动社会保险事业的较快发展。不过,现实情况可能是分管社保的副省长也同时分管其他一些领域(例如财税、统计等),因此在开会决策时,该副省长可能会集中精力为其认为相对重要的工作争取资源。为了保证工具变量与内生解释变量高度相关,我们在实证分析时使用分管社保的副省长是否是省委常委及其与劳动适龄人口占比的交互项作为工具变量。一方面,根据中央政府的指导原则(十七大报告提出“加快建立覆盖城乡的社会保障体系”,十八大报告提出“全面建成覆盖城乡居民的社会保障体系”),并考虑到劳动适龄人口(15~64岁)是参加各类社会保险的主体,在劳动适龄人口占比较高的省份,地方官员更有激励去持续扩大社会保险覆盖率、努力实现应保尽保;另一方面,劳动适龄人口占比高的地区,社保基金(主要是养老保险和医疗保险)的财务压力相对较轻(缴费人数较多、领取社保金人数较少),地方官员加大社保基金支出力度相对不易造成财政负担,因此更有激励提高社会保险支出占比。在稳健性检验里,我们还利用各省期初劳动适龄人口占比与劳动适龄人口占比分时段平均增速,得到分省分年的劳动适龄人口占比的估算值,将其替代劳动适龄人口占比的原值,实证结果与基准结果保持一致。
• (4)根据收集资料,未发现有同时分管社保和公检法的情况,因此,分管社保的副省长是否是省委常委不太可能直接影响司法投入(政法委书记属于固定入常,不会由于分管社保的副省长进入省委常委而被挤出常委)进而影响犯罪。同时,分管社保的副省长是否是省委常委取决于某省开展经济社会各项工作的全局需要(主要是对社会保障工作的重视程度),而不直接取决于当地犯罪情况。综上,我们认为此类工具变量具有较强的外生性。在稳健性检验里,借鉴已有文献的做法(刘畅等,2017),对工具变量的外生性做了专门检验,检验结果支持上述论断。
• (1)在稳健性检验里,借鉴已有文献的做法(Conley et al.,2012),我们还尝试了放松工具变量的排他性约束假设---改用“近似外生工具变量”假设,即假定工具变量还会通过社会保险变量之外的其他因素影响犯罪,实证结果仍与基准结果保持一致。
• (2)在个别年份和个别省份,作为省委常委的副省长其简历中未明确说明是否分管社保。对于此类情况,我们通过查阅相关文件核实该副省长是否负责过社保的相关工作。例如,2006年肖捷任湖南省常务副省长、省委常委,且未找到其是否负责社保的具体说明,但在《湖南省人民政府办公厅关于成立湖南省完善企业职工基本养老保险制度工作领导小组的通知》(湘政办函[2006]32号)中,肖捷担任该领导小组的组长,我们据此认为其负责社保工作。省委书记的相关信息也通过政府官网搜索获取。有关核心解释变量的更多信息,请见附录A。
• (3)表1中每万人批准逮捕人数均值小于每万人提取公诉人数的原因:逮捕并非提起公诉的必经程序,根据犯罪嫌疑人涉嫌犯罪的情节轻重和社会危险性大小,侦查机关可以不采取强制措施或采取拘留、取保候审、监视居住等其他措施,案件侦查终结后依法移送人民检察院审查起诉。因此,由人民检察院提起公诉的人不全是先由公安机关逮捕,也可能是不采取强制措施或采取拘留、监视居住等其他措施,由此会造成每万人提起公诉人数大于每万人批准逮捕人数。
• (1)与前文论述相符:分管社保的副省长是否是省委常委哑变量与劳动适龄人口占比的交互项的系数显著为正,而分管社保的副省长是否是省委常委哑变量本身的系数为负,表明在劳动适龄人口占比较高的省份,分管社保的副省长入选省委常委才会对社会保险工作产生比较显著的促进作用。
• (2)这是检验弱工具变量问题的常用方法(Huang et al.,2017,p.2473)。关于Anderson-Rubin检验的具体说明,参见FinlayandMagnusson(2009)。
• (3)需要说明,表2中第一阶段回归的排他性约束虽通过了检验,但部分F值并不是很大。我们认为主要原因并非工具变量本身不够外生,而可能是本文使用的省级数据观测次数有限,控制变量个数又较多。我们在后续的稳健性检验里专门对工具变量的外生性问题做了讨论(详见附录B的附表3和附图1)。
• (1)具体做法如下:(1)以2005年劳动适龄人口占比作为基数,分别计算出分省2005-2010年和2011-2016年劳动适龄人口占比平均增速;(2)用2005年劳动适龄人口占比乘以平均增速(假定按指数增长),得到分省分年的劳动适龄人口占比的估算值;(3)用估算的劳动适龄人口占比乘以分管社保副省长是否是省委常委,构成新的工具变量。需要说明,分2005-2010年和2011-2016年两个时段来计算劳动适龄人口占比的增速,是为了尽可能提高估计精度。我们也尝试将2005-2016年作为一个时段来计算劳动适龄人口占比的增速,不影响实证结果。
• (1)具体做法如下:(1)将内生解释变量放入回归方程,不放入工具变量,并控制其他因素,考察其系数的符号和显著程度;(2)将工具变量放入回归方程,不放入内生解释变量,并控制其他因素,考察其系数的符号和显著程度;(3)将内生解释变量和工具变量同时放入回归方程,并控制其他因素,考察其系数的符号和显著程度。如果工具变量是外生的,那么第一步和第二步里内生解释变量或工具变量的回归系数均可显著,但第三步里仅内生解释变量的回归系数保持显著,同时工具变量的回归系数应变得不再显著。此即工具变量排他性约束假设的基本思想。
• (2)根据附表3的估计结果,在回归方程里无论是单独放入工具变量,还是同时放入工具变量和内生解释变量,工具变量自身的回归系数均符合预期:分管社保的副省长是否是省委常委哑变量与劳动适龄人口占比的交互项的系数均为负数,而分管社保的副省长是否是省委常委哑变量(gov_dum)的系数均为正数,这与基准回归第一阶段和第二阶段的回归结果吻合,表明在劳动适龄人口占比较高的地区,分管社保的副省长是省委常委才会更明显地推动社会保险工作进而抑制犯罪。
• (1)我们使用STATA软件里的plausexog命令,并选择UCI(union of confidence interval)方法,进行估计。参数δ(工具变量对犯罪的回归系数)的取值,参考附表3第(3)列和第(4)列(gov_dum×laborratio的系数分别为-2.8253和-1.7425),为保障结论稳健,我们选择系数的2倍区间(-6,0)进行作图。此外我们也尝试了(-4,0)、(-2,0)等多种设置,结果相似,限于篇幅,附图1仅报告(-6,0)的结果。使用社会保险支出占比进行上述分析,结果与附图1相似,不作赘述。
• (1)目前来看,若想获得更细的犯罪类型和罪犯个体信息等数据,只能通过裁判文书网发布的每一份判决文书内容来整理,但裁判文书网的数据在2014年之前不完整,这会影响研究结论的可靠性。此外,判决文书往往不包含罪犯收入等信息,因此对于将犯罪数据与罪犯个体特征进行匹配,这套数据的作用也十分有限。