社會信任與城鄉(xiāng)居民收入差距的實(shí)證研究

單德朋，張永奇，馬夢迪

(西南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610041)

一、研究背景

隨著中國特色社會主義進(jìn)入新時代，社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。黨的十九大和十九屆四中全會均對收入不平等這一問題給予高度重視。在這樣的時代背景下探討如何改善城鄉(xiāng)收入分配格局、深化收入分配機(jī)制改革不僅具有重要的理論價值，更具有緊迫的現(xiàn)實(shí)意義。

諸多學(xué)者從政府政策、社會制度以及個體特征等角度探討了城鄉(xiāng)收入差距問題。陸銘等的研究指出，地方政府的城市傾斜政策導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距始終存在[1]。蔡昉等的研究指出，傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)體制遺留的制度障礙是中國城鄉(xiāng)差距持續(xù)存在的原因[2]。陳斌開等認(rèn)為中國政府的重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略延緩了城市化進(jìn)程，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距[3]。劉玉光等利用微觀樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距[4]。呂煒等發(fā)現(xiàn)戶籍比率的擴(kuò)大進(jìn)一步擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距[5]。楊曉軍的研究指出，增加農(nóng)戶人力資本投入特別是教育投資能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距[6]。從現(xiàn)有研究中能夠看出，眾多學(xué)者已經(jīng)對城鄉(xiāng)收入分配問題進(jìn)行了較為深入的探討，同時政府也對該問題高度重視。中國政府近幾年不斷加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但是并未顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，其主要原因可能在于農(nóng)民收入增長乏力[7]。在中國經(jīng)濟(jì)增速放緩和“中等收入陷阱”的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)下，探討如何通過提高農(nóng)民個人收入縮小城鄉(xiāng)收入差距就成為一種新的研究思路。

社會資本作為繼物資資本、人力資本之后的第三大資本，是影響增收的重要因素，這已被大多數(shù)學(xué)者所認(rèn)可[8-9]。而社會信任作為社會資本的核心要素，更是備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。既往研究指出，社會信任在宏觀上能夠推動經(jīng)濟(jì)增長、增進(jìn)社會福祉[10]；在微觀上能夠增進(jìn)個體的幸福感，提高生活滿意度[11]。社會信任在經(jīng)濟(jì)增長和社會發(fā)展中發(fā)揮著重要的作用，因此，本文認(rèn)為社會信任有助于提高勞動生產(chǎn)率、降低交易成本、促進(jìn)合作和融資，從而提高個體收入。而中國長期存在的二元分割局面導(dǎo)致農(nóng)民與市民在社會福利、教育等多個領(lǐng)域存在差距，農(nóng)民的社會信任水平受到極大影響，進(jìn)而使得城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大。要改善城鄉(xiāng)收入差距，提高農(nóng)民社會信任水平十分必要。

相對以往研究，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在研究視角與研究思路兩個方面。就研究視角而言，本文引入社會信任視角分析農(nóng)民個人收入問題，為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供了新的思路，并且針對不同群體進(jìn)行了異質(zhì)性研究。就研究思路而言：首先，本文為說明社會信任對農(nóng)戶個人收入的影響，構(gòu)建了農(nóng)戶個人收入形成的理論模型，從理論上分析了社會信任對農(nóng)戶個人收入的影響效應(yīng)；其次采用PSM統(tǒng)計(jì)方法，對不同年齡階段、教育背景的農(nóng)民群體重新匹配，在此基礎(chǔ)上對社會信任與個人收入關(guān)系展開進(jìn)一步分析；最后，在驗(yàn)證社會信任對農(nóng)民個人收入具有顯著積極影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討了社會信任影響農(nóng)民個人收入的中介傳導(dǎo)機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述

與本文相關(guān)的研究主題主要為城鄉(xiāng)居民收入差距和社會信任。

(一) 城鄉(xiāng)居民收入差距相關(guān)研究

自“二戰(zhàn)”結(jié)束以后，劉易斯建立的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型為發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了有效的理論指導(dǎo)。大部分發(fā)展中國家按照這種結(jié)構(gòu)模型，依靠傳統(tǒng)部門為現(xiàn)代部門輸送剩余勞動力來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的高速增長。

但是，經(jīng)濟(jì)高速增長的同時經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻出現(xiàn)了極大的不平衡。背后的原因是傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)部門和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)部門勞動生產(chǎn)率并不相同，由此導(dǎo)致了兩部門的居民收入差距開始擴(kuò)大。經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡在中國的一個重要表現(xiàn)就是城鄉(xiāng)居民的收入差距問題。郭家堂等的研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)人均可支配收入比達(dá)到2.60，城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大[12]。城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的現(xiàn)實(shí)問題引起眾多學(xué)者的密切關(guān)注。

從宏觀角度出發(fā)，學(xué)者們著重探討金融、制度等因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響。Jeanneney等指出金融發(fā)展水平的提速會加大城鄉(xiāng)收入差距[13]。Pradhan則采用印度45年的時間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)低收入群體可以通過金融發(fā)展提高其收入水平，進(jìn)而改善城鄉(xiāng)收入分配差距狀況[14]。Lewis則從城鎮(zhèn)化視角探討城鄉(xiāng)收入差距的影響因素，認(rèn)為中國城鎮(zhèn)化是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的重要原因[15]。而Li Yingcheng等學(xué)者則表示城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入分配差距，要素分配不公平才是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大的真正原因[16]。

從微觀角度出發(fā)，學(xué)者們的關(guān)注重點(diǎn)則是教育水平、互聯(lián)網(wǎng)使用等因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響。郭麗萍等的研究表明，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和財政支出的增加能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，但或許是因?yàn)榻逃Y源分布不均，導(dǎo)致了教育對收入差距的影響系數(shù)為正[17]。孫敬水等則認(rèn)為加大對農(nóng)村教育的投資能夠有效縮小城鄉(xiāng)收入差距[18]。邱澤奇等指出，從互聯(lián)網(wǎng)紅利中受益更多的地區(qū)主要集中在東南沿海等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)[19]。李雅楠等基于2004—2011年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用顯著縮小了城鄉(xiāng)整體收入差距[20]。

從上述研究可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們從不同角度對城鄉(xiāng)收入差距的影響因素展開了有效探索，但由于研究者的視角、數(shù)據(jù)來源等不同，學(xué)者們關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距影響因素的研究結(jié)論始終存在分歧。另外，以往研究偏重探討城鄉(xiāng)收入差距，側(cè)重點(diǎn)并未放在農(nóng)村居民增收上。在中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展放緩的趨勢下，找出影響農(nóng)村居民個人收入的因素，尤其是幫助農(nóng)民增收顯得更為重要。為此，本文從社會信任這一視角出發(fā)探尋農(nóng)民增收的可行路徑，從而為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供新的思路。

(二)社會信任與收入增長相關(guān)研究

從理論上看，社會信任能夠從三個方面影響農(nóng)民個人收入水平。第一，社會信任充當(dāng)社會資本這一角色，能夠增加生產(chǎn)要素的投入，提高農(nóng)村家庭的勞動生產(chǎn)率，進(jìn)而增加其收入，形成社會信任與增收的良性循環(huán)[21]。第二，社會信任能夠降低交易成本，維系人們之間的合作關(guān)系，有利于雙方增加經(jīng)濟(jì)績效[22-24]。第三，社會信任還有助于增加投資、改善社會地位、提升就業(yè)能力，從而增加農(nóng)村居民收入，進(jìn)而縮小收入差距[25]。

基于此，本文在參照現(xiàn)有生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，假設(shè)農(nóng)村地區(qū)只有單個生產(chǎn)部門，構(gòu)建新的生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AF(L，(1+λ)K，H，N)

(1)

其中，Y表示產(chǎn)量，L表示勞動量，K表示物資資本量，H表示人力資本量，N表示自然資源量，F(xiàn)表示這些投入結(jié)合以后生產(chǎn)產(chǎn)出的函數(shù)，A表示可以得到的一個生產(chǎn)技術(shù)的變量，A隨著技術(shù)進(jìn)步而上升，λ表示引入社會資本后，將會提高生產(chǎn)率，進(jìn)而提高現(xiàn)存的物資資本量。

許多生產(chǎn)函數(shù)都具有規(guī)模收益不變的特征。如果生產(chǎn)函數(shù)是規(guī)模收益不變的，那么所有投入與產(chǎn)出的增長比例一致?；诖思僭O(shè)，可以把生產(chǎn)函數(shù)的規(guī)模收益不變寫為：

?Y=AF(?L，?(1+λ)K，?H，?N)

(2)

在式(2)中，所有的投入翻一倍用?=2來表示，投入增加一倍則產(chǎn)出增加一倍。為了進(jìn)一步分析人均產(chǎn)出與人均投入的關(guān)系，設(shè)?=1/L，則式(2)變?yōu)椋?/p>

Y/L=AF(1，(1+λ)K/L，H/L，N/L)

(3)

式(3)說明，每個工人的生產(chǎn)率取決于人均物資資本、人均人力資本與人均自然資源。而社會信任的增長能夠提高個體間合作概率，促進(jìn)物資資本的積累，從而提升人均生產(chǎn)率，促進(jìn)農(nóng)民個人收入的增長。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取及模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

本文利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)的主要數(shù)據(jù)，共包含32 669個有效樣本。該調(diào)查數(shù)據(jù)庫具有樣本規(guī)模多、數(shù)據(jù)詳細(xì)等優(yōu)點(diǎn)，在分層、多階段的抽樣設(shè)計(jì)中能夠代表中國85%的人口情況。本文根據(jù)實(shí)證研究需要，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)一步作如下處理：(1)剔除在調(diào)查期內(nèi)沒有參與勞動的個體樣本；(2)剔除男性年齡大于60周歲和女性年齡大于55周歲的樣本；(3)剔除被訪者關(guān)于年總收入、社會信任等問題選擇不知道、拒絕回答或缺失的樣本；(4)剔除其他異常值, 最終得到農(nóng)村居民有效樣本4 740個。

(二)變量選取

被解釋變量為個人收入。本文以“個人全年(2018)的工作總收入”這一指標(biāo)來衡量農(nóng)民個人收入，為了避免偽回歸，消除異方差，將個人收入數(shù)值進(jìn)行對數(shù)化處理后再展開分析。

關(guān)鍵解釋變量為社會信任。結(jié)合以往文獻(xiàn)研究，對信任度的調(diào)查主要通過兩種辦法：一種是問卷調(diào)查；另一種則是實(shí)驗(yàn)方法[26]。其中，實(shí)驗(yàn)方法多應(yīng)用于博弈論研究領(lǐng)域，研究者們依靠被試者在實(shí)驗(yàn)中的策略選擇來測度社會信任。不過，被試者的同質(zhì)性和選擇性偏誤等問題在實(shí)驗(yàn)方法中比較常見，因此通過問卷調(diào)查獲取的信任指標(biāo)更加嚴(yán)謹(jǐn)可靠[27]。本文借鑒申廣軍等的測算方法[28]，利用CFPS(2018)問題“一般來說，您認(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？”來構(gòu)建社會信任虛擬變量。當(dāng)受訪者回答“大多數(shù)人是可以信任的”時，社會信任為1； 當(dāng)回答“越小心越好”時，社會信任為0。

在控制變量方面，本文為了避免遺漏變量導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤，添加了個體性別、年齡、年齡平方、受教育程度、政治面貌、自評健康水平、就業(yè)身份等虛擬變量及地區(qū)虛擬變量。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可見，社會信任水平高的農(nóng)民個人收入高于所有受訪者收入的平均水平，意味著社會信任與農(nóng)民個人收入有一定的相關(guān)性?？紤]到相關(guān)性并不意味著因果關(guān)系，本文將會利用相關(guān)模型作進(jìn)一步檢驗(yàn)。另外，本文發(fā)現(xiàn)受教育程度和自評健康水平也與農(nóng)民社會信任水平存在一定的相關(guān)性，受教育程度、自評健康水平越高，社會信任水平越高。

為了更加直觀地分析社會信任對農(nóng)民個人收入的影響，本文利用核密度函數(shù)圖進(jìn)一步展示了兩者之間的關(guān)系。從圖1可以看到，社會信任為1與社會信任為0的農(nóng)民存在收入差異，社會信任與農(nóng)民個人收入之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民增加社會信任能夠提高個人收入。后文將通過實(shí)證分析對兩者關(guān)系展開探討。

圖1 農(nóng)民個人收入的核密度函數(shù)圖

(三)模型構(gòu)建

本文參考Krueger的做法[29]，通過建立一個含有虛擬變量(是否對社會信任)的擴(kuò)展Mincer收入決定方程，進(jìn)一步估計(jì)社會信任對農(nóng)民個人收入的影響。按照此模型，本文設(shè)定的回歸方程為：

lnincomei=α+βTrusti+γXi+εi

(4)

其中，lnincomei為農(nóng)民個人收入的對數(shù)形式，Trusti代表農(nóng)民的社會信任水平，是一個二元虛擬變量，1為對社會信任，0為對社會不信任；Xi表示個體的特征變量和地區(qū)變量，εi為誤差項(xiàng)。另外，本文借鑒楊檸澤等的相關(guān)研究[30]，在模型中逐步加入互聯(lián)網(wǎng)使用及地區(qū)變量，從而使社會信任對農(nóng)民個人收入的回報率測算更加精準(zhǔn)。

此外，考慮到模型可能存在樣本自選擇問題，因此，本文將進(jìn)一步采用傾向得分匹配法研究農(nóng)民社會信任與個人收入的關(guān)系。建立模型如下：

其中，lnincome1為對社會信任的農(nóng)民的個人收入水平(對數(shù))，lnincome0為對社會不信任的農(nóng)民的個人收入水平(對數(shù))。采用PSM方法分析的基本思路如下：第一，在個人特征變量和地區(qū)特征變量與社會信任Trust給定的情況下，求出農(nóng)民對社會信任的條件概率(傾向得分)，p(Xi)即傾向得分；第二，根據(jù)傾向得分進(jìn)行匹配平衡性檢驗(yàn)，考察處理組與對照組是否存在明顯偏差；第三，本文采用了最近鄰匹配方法將處理組與對照組進(jìn)行匹配；第四，估計(jì)出社會信任的平均處理效應(yīng)(ATT)。按照這種基于反事實(shí)推斷的思路對模型的樣本自選擇問題進(jìn)行處理。

文件COMSAR 15-3-4提及將舒拉亞(Thuraya)衛(wèi)星系統(tǒng)列為未來GMDSS的區(qū)域性服務(wù)衛(wèi)星。Thuraya系統(tǒng)具有覆蓋全球2/3的能力，其所能提供的數(shù)據(jù)通信速度較低，并不能完全滿足E-Navigation戰(zhàn)略對通信的需求。但Thuraya系統(tǒng)的語音通話費(fèi)用較低，按呼叫區(qū)域劃分資費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，最低可低于1美元/min。

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)模型回歸分析

本文按照模型4對全體樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸分析，表2列出了所有樣本的回歸結(jié)果。其中，模型1中僅添加社會信任虛擬變量；模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入所選的個體特征變量；模型3和模型4是在模型2的基礎(chǔ)上依次加入了個體的互聯(lián)網(wǎng)使用情況和所在地區(qū)變量。考慮到已有眾多文獻(xiàn)指出互聯(lián)網(wǎng)使用會提高居民個人收入，因此本文利用CFPS2018中的“個體是否使用互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)”這一問題，對互聯(lián)網(wǎng)使用情況進(jìn)行區(qū)分，確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性。模型1報告了只考慮社會信任對農(nóng)民個人收入的估計(jì)結(jié)果：社會信任能夠給農(nóng)民個人收入帶來15%[exp(0.138)-1]的回報。模型2報告了控制個人特征變量后的估計(jì)結(jié)果：社會信任仍然能夠給農(nóng)民個人收入帶來7%[exp(0.0669)-1]的回報。模型3報告了加入互聯(lián)網(wǎng)使用情況后的估計(jì)結(jié)果：社會信任能夠給農(nóng)民個人收入帶來5%[exp(0.0510)-1]的回報。模型4報告了加入地區(qū)變量后的回歸結(jié)果：社會信任能夠給農(nóng)民個人收入帶來 5%[exp(0.0512)-1]的回報。模型1至模型4的回歸結(jié)果表示，社會信任對農(nóng)民個人收入有著顯著的正向影響，且均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。從表2可知提高農(nóng)民社會信任水平有利于促進(jìn)個人收入的增長。

表2 社會信任與農(nóng)民個人收入基準(zhǔn)回歸

表2還列出了其他變量對農(nóng)民個人收入的回歸結(jié)果。在個人特征中，性別對農(nóng)民個人收入有著顯著的正向影響。年齡的系數(shù)為正，但年齡平方的系數(shù)為負(fù)，說明農(nóng)民的個人收入隨著年齡的增長呈現(xiàn)“倒U型”變化趨勢。受教育程度、就業(yè)情況、自評健康水平、互聯(lián)網(wǎng)使用情況均對農(nóng)民個人收入有著顯著的正向影響，這些結(jié)論與現(xiàn)有文獻(xiàn)研究結(jié)果大多一致。在地區(qū)特征變量中，東部地區(qū)的農(nóng)民個人收入明顯更高，這與東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)有很大關(guān)聯(lián)。

(二)社會信任與相對貧困實(shí)證分析

通過上文分析結(jié)果能夠發(fā)現(xiàn)社會信任產(chǎn)生增收效應(yīng)，從而避免城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大。但是社會信任能否發(fā)揮深度減貧作用，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距，還需要檢驗(yàn)。對此，本文參照單德朋的相對貧困線測度方法[31]，使用所選樣本均值收入的70%作為收入貧困線，高于該貧困線的定義為非貧群體，賦值為0，反之賦值為1。最終本文使用的收入相對貧困線為26 551.94元。另外，本文為了進(jìn)一步查證社會信任減貧效果，使用Foster-Greer-Thorbecke(FGT)指數(shù)測度農(nóng)村收入貧困情況[32]，該指數(shù)能夠在識別個體是否貧困的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步計(jì)算貧困距和平方貧困距，從而體現(xiàn)貧困個體之間的收入分布差異。

表3的結(jié)果顯示，模型1中農(nóng)民個體對社會信任，能夠降低農(nóng)村收入貧困發(fā)生率0.08個百分點(diǎn)；模型2中農(nóng)民個體對社會信任，能夠降低農(nóng)民個體收入與貧困距0.02個百分點(diǎn)；模型3中農(nóng)民個體對社會信任，能夠降低農(nóng)民個體收入與平方貧困距0.01個百分點(diǎn)。上述結(jié)論表明社會信任對減緩農(nóng)村貧困有重要影響，社會信任水平的提高將有利于農(nóng)民群體減緩貧困，從而降低因“返貧”導(dǎo)致的城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的可能性。

表3 社會信任與相對貧困的回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性處理

上述研究證實(shí)了社會信任能促進(jìn)農(nóng)民提高收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距，同時也能進(jìn)一步發(fā)揮農(nóng)村減貧作用。為了減小模型估計(jì)誤差，本文使用兩階段最小二乘法(2SLS)對社會信任存在遺漏變量、反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題進(jìn)行了處理。借鑒宋全云等、單德朋等的研究方法[33-34]，使用“省市平均社會信任水平”指標(biāo)作為工具變量，該工具變量經(jīng)過檢驗(yàn)后符合外生性和相關(guān)性要求，用此指標(biāo)對社會信任與農(nóng)民個人收入關(guān)系展開進(jìn)一步分析。

表4展示了工具變量的回歸結(jié)果。使用工具變量后，社會信任對個人收入依然存在顯著正向影響，2SLS模型的估計(jì)值為0.371，相比OLS估計(jì)系數(shù)大幅度增加，表明未使用工具變量進(jìn)行估計(jì)可能導(dǎo)致社會信任對農(nóng)戶個人收入的積極影響效果被低估，進(jìn)一步印證了社會信任對農(nóng)民個人收入有著顯著正向影響的研究結(jié)論。

表4 內(nèi)生性處理：2SLS模型

(四)傾向得分匹配分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)社會信任對農(nóng)民個人收入的影響以及避免模型因樣本自選擇問題導(dǎo)致的估計(jì)誤差，本文采用傾向得分匹配法重新估計(jì)社會信任與農(nóng)民個人收入的關(guān)系。通過解釋變量間的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果得知，除去受教育程度變量，其余所選控制變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差均值均小于20%，均值差異并不顯著?？傮w而言，匹配效果較好。

表5報告了最鄰近匹配法的處理組平均處理效應(yīng)(ATT)?；貧w結(jié)果顯示，通過最鄰近匹配法計(jì)算的匹配前對社會信任的農(nóng)民與對社會不信任的農(nóng)民個人收入對數(shù)值分別為10.27與10.13，兩者的差值為0.14，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；匹配后對社會信任的農(nóng)民與對社會不信任的農(nóng)民個人收入對數(shù)值分別為10.27與10.19，兩者的差值為0.08，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。因此在考慮到樣本自選擇偏差后，使用PSM估計(jì)方法仍然能夠得到社會信任對農(nóng)民個人收入有著顯著正向影響的研究結(jié)論。

表5 最鄰近匹配的ATT估計(jì)結(jié)果(PSM回歸)

(五)異質(zhì)性分析

本文在解決內(nèi)生性、樣本自選擇問題后，考慮到個體之間的異質(zhì)性，將所選樣本再次進(jìn)行細(xì)分。按照年齡段，分為18～29歲、30～40歲、41～50歲、50歲以上四個階段。按照受教育程度，分為小學(xué)、初中、高中、大學(xué)四個階段。利用PSM展開進(jìn)一步研究后，發(fā)現(xiàn)社會信任水平對30～40歲、大學(xué)文化程度的農(nóng)民群體個人收入有顯著的正向影響。因此，提高此類群體的社會信任水平更容易實(shí)現(xiàn)增收。

根據(jù)表6的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，匹配前社會信任促進(jìn)了30～40歲農(nóng)民個人收入的提高，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；對具有大學(xué)教育背景的農(nóng)民而言，也存在顯著正向作用。匹配后，社會信任依然顯著促進(jìn)了30～40歲農(nóng)民個人收入的提高，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；對具有大學(xué)教育背景的農(nóng)民而言，社會信任對其收入具有積極影響，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著?？梢钥闯?，社會信任水平對于30～40歲、擁有大學(xué)教育背景的農(nóng)民增收作用更加明顯?？赡芤?yàn)?0～40歲的農(nóng)民群體處于立業(yè)階段，社會信任水平的提高有利于其參與更多的社交活動，進(jìn)而擴(kuò)大自己的社會網(wǎng)絡(luò)。林南的研究指出，豐富的網(wǎng)絡(luò)和社會資源能夠幫助農(nóng)民獲得更理想、更多的工作機(jī)會，進(jìn)而減少信息不對稱帶來的負(fù)面影響，增加農(nóng)民職業(yè)向上流動的機(jī)會，從而使其福利和收入水平提高[35]。對擁有大學(xué)教育背景的農(nóng)民而言，其本身比低學(xué)歷群體擁有更多的知識和技能，提高社會信任水平后，會進(jìn)一步提高其獲取資源、機(jī)會的概率，進(jìn)而有利于其提高收入。

表6 異質(zhì)性分析(PSM回歸結(jié)果)

五、進(jìn)一步分析

基于上文對社會信任促進(jìn)農(nóng)民增收效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文將對社會信任對農(nóng)民增收的作用機(jī)制進(jìn)行分析。本文參照Baron等的方法[36]，應(yīng)用如下三個估計(jì)模型分別對每一項(xiàng)渠道變量進(jìn)行中介效應(yīng)分析：

lnincome=μ+β1Trust+∑kγkXk+ε

(8)

M=μ+β2Trust+∑kγkXk+ε

(9)

lnincome=μ+β3Trust+β4M+∑kγkXk+ε

(10)

其中，Trust為研究對象的社會信任水平，lnincome為研究對象的個人收入對數(shù)，Xk則是除所關(guān)注的中介變量以外的其他各項(xiàng)控制變量，μ是固定效應(yīng)，ε是隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型中新增的變量M，即是本文想要分析探討的中介變量，在本文中則是個體信念和教育人力資本。而模型中β1、β2、β3、β4和γk都是相應(yīng)變量的估計(jì)系數(shù)，本文主要關(guān)注四個β系數(shù)，并據(jù)此判斷目標(biāo)變量是否發(fā)揮中介作用。

(一)社會信任—個體信念—農(nóng)民增收解釋路徑

信任的作用在于通過提升自我對外部世界的信心和內(nèi)心的安全感補(bǔ)償由于信息的缺失而帶來的不確定感，減少在風(fēng)險情況下作出決策的復(fù)雜程度，即信任和個人風(fēng)險感知呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[37]。而在學(xué)術(shù)界，社會信任是信任的重要組成部分。因此，本文認(rèn)為在契約社會中，社會信任水平的提高能夠顯著降低個人的風(fēng)險感知度。一般而言，個體風(fēng)險感知度在一定程度上能夠影響個體信念。對未來生活抱有更美好信念的個體，風(fēng)險感知度更低，更能夠接受風(fēng)險，工資收入水平更高。因此本文準(zhǔn)備從個體信念這一角度探討社會信任對農(nóng)民個人收入的影響機(jī)制。本文通過CFPS問卷中“聰明能干能得到回報嗎？”這一問題來構(gòu)建個體信念變量?；卮稹澳堋钡馁x值為1；“否”則賦值為0。

表7報告了個體信念的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。提高社會信任水平會顯著增加農(nóng)村居民樹立美好信念的概率，農(nóng)村居民對社會保持信任態(tài)度，擁有美好信念的概率會提高4.6%。個體信念在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高農(nóng)民個人收入，該提升效應(yīng)達(dá)到6.41%。由此可以看出，個體信念在提升農(nóng)民個人收入、減少城鄉(xiāng)收入差距的過程中發(fā)揮著顯著的中介效應(yīng)，且為不完全中介效應(yīng)。

(二)社會信任—教育人力資本—農(nóng)民增收解釋路徑

科爾曼指出，社會信任能夠創(chuàng)造更高的人力資本，高信任度的社會能夠增加人們對教育和培訓(xùn)的投入，而教育能夠提高農(nóng)民收入水平的觀點(diǎn)已經(jīng)被大多數(shù)學(xué)者所認(rèn)可[38]。因此，本文認(rèn)為社會信任水平的提升，能夠提高教育增收的質(zhì)量與速度，對增加農(nóng)民個人收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距起到重要作用。

表7報告了以教育年限作為人力資本中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果。社會信任水平的提高能夠促進(jìn)農(nóng)村居民教育人力資本的積累，教育人力資本在1%的統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)，起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。由此可以認(rèn)為，教育人力資本在提升農(nóng)民個人收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距的過程中發(fā)揮著顯著的中介效應(yīng)，且為不完全中介效應(yīng)。

表7 中介效應(yīng)分析估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與討論

城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴(kuò)大，既不利于中國整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也不利于社會穩(wěn)定。如何縮小城鄉(xiāng)收入差距已經(jīng)成為學(xué)界探討的熱點(diǎn)話題。遺憾的是，雖然有少數(shù)文獻(xiàn)指出社會信任作為一項(xiàng)重要的社會資本，對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行有著重要的促進(jìn)作用，能夠降低交易成本，提高居民生活滿意度和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，但是，目前尚未有文獻(xiàn)去探討社會信任對農(nóng)民個人收入的影響。

本文利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)的截面數(shù)據(jù)，研究了社會信任對農(nóng)民個人收入的影響?？紤]到社會信任可能存在內(nèi)生性、樣本自選擇問題，本文分別利用工具變量法、PSM回歸方法規(guī)避了相應(yīng)問題，并對社會信任影響農(nóng)民個人收入的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行了擴(kuò)展研究。研究結(jié)果表明：(1)社會信任對提高農(nóng)民收入和減緩貧困具有顯著積極作用；(2)異質(zhì)性分析表明，社會信任對于30～40歲、擁有大學(xué)教育背景的農(nóng)民增收作用更加明顯；(3)個體信念和教育人力資本可以充當(dāng)社會信任促進(jìn)農(nóng)民增收的中介傳導(dǎo)機(jī)制。

基于上述實(shí)證結(jié)果和研究結(jié)論，本文的政策啟示如下：一是需要構(gòu)建全民信用體系，建立社會監(jiān)督和誠信建設(shè)大數(shù)據(jù)記錄系統(tǒng)。隨著網(wǎng)絡(luò)的快速發(fā)展，利用網(wǎng)絡(luò)搜集信息、甄別信息的成本有所降低，政府可以通過中國人民銀行的征信系統(tǒng)或者第三方征信機(jī)構(gòu)對個人信息進(jìn)行詳細(xì)記錄，推動建設(shè)誠信社會。二是在健全社會信任體系的過程中，政府應(yīng)該精準(zhǔn)聚焦30～40歲、擁有大學(xué)教育背景的農(nóng)民群體，讓此類群體提高個人收入水平后，進(jìn)一步帶動其他農(nóng)民群體增收，進(jìn)而提升農(nóng)村整體的社會信任水平，有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，改善城鄉(xiāng)收入不平等格局。三是運(yùn)用財政資金實(shí)行對口幫扶，提高農(nóng)村地區(qū)低收入群體的教育可及性，進(jìn)而提高其社會信任水平。政府可以通過建立專項(xiàng)基金、教育基金等方式，對低收入群體給予照顧，增強(qiáng)其社會適應(yīng)性和對未來的信心，使他們敢于接受“團(tuán)體格局”，最終為農(nóng)村地區(qū)低收入群體創(chuàng)造一條新的“增收捷徑”。