社會信任如何促進了經濟增長？
——基于CGSS數據的實證研究

計小青，趙景艷，劉得民

(1.上海財經大學 城市與區域科學學院，上海 200433；2.開源證券股份有限公司，上海 200120)

一、問題提出

改革開放四十多年以來，借助良好的國際發展形勢與豐富的國內資源，中國經濟創造了令世人驚嘆的增長奇跡，人民生活水平也因此得到顯著提升。然而，后金融危機時代，國際市場的萎靡不振影響了國內發展，導致經濟增速逐漸放緩。同時，一些隱藏在高速發展背后的問題，如“人口紅利”消失、老齡化負擔加重、技術進步緩慢、資源-環境約束日益趨緊等現象逐漸顯現出來。這些問題的解決有賴于增長新動力的創造。對經濟增長動力的研究經歷了逐步深入的過程，即從資本、勞動力及技術水平等傳統要素，轉向影響要素生產效率的外在正式制度，隨后又拓展至非正式制度，學者們認為正是這些不易被人察覺的非正式制度潛移默化地影響了正式制度與生產要素，并最終影響經濟增長的速度和質量[1-3]。

作為非正式制度的重要內容，社會信任對經濟增長的影響逐漸得到學者們的重視，如阿羅(Arrow，1972)曾指出，社會信任是經濟交換的潤滑劑，世界上很多經濟落后的現象可以由缺乏彼此間的信任來解釋[4]；張維迎和柯榮住(2002)認為信任是除物質資本和人力資本之外決定一個國家經濟增長和社會進步的主要因素[5]。雖然大多數學者認同社會信任可以促進經濟增長[6],但也有學者認為二者沒有相關性甚至是負相關,如貝格爾斯迪克等(Beugelsdijk et al.，2004)在研究影響歐洲地區經濟發展的因素中，并沒有發現信任與經濟增長之間存在任何相關性[7]；而赫里維爾(Helliwell，1996)則在17個OECD國家中發現信任與經濟增長呈現出負相關[8]。因此，社會信任是否影響經濟增長仍存在一定的爭議。中國學者在探討社會信任與經濟增長之間的關系時，焦點多集中于利用國內數據進行實證檢驗，鮮有進一步剖析社會信任作用于經濟增長的具體渠道與影響機制。國外學者雖然對此研究得較為全面，但很少采用中國數據，且多認為中國整體信任水平不高[9]。原因可能在于中國是一個典型的人情-關系社會，傳統的社會信任以血緣和地緣為中心呈現出“差序格局”的分布特點[10]，缺少現代社會發展所需的陌生人之間的普遍信任。特別是現階段中國正處于由傳統社會向現代社會轉軌的特殊時期，在市場經濟的沖擊下，舊的人際信任被打斷，新的信任又尚未形成，屢有爆發于多種行業和領域的信任危機，導致社會整體信任處于較低水平。中國社會科學院2013年發布的《社會心態藍皮書》顯示，中國信任指標已降至60分以下，僅有不到一半的被采訪者認為社會上大多數人是可信的[11]。

適用于陌生人之間的普遍信任亟待提升，但在中國轉型發展的特殊時期，社會信任是否仍然對經濟增長發揮作用？若發揮作用，具體的影響渠道有哪些？基于此，本文首先在理論上分析社會信任影響經濟增長的可能途徑，隨后利用中國綜合社會調查數據庫(CGSS)2010—2015年的數據進行實證分析，以此檢驗社會信任對經濟增長的影響及其傳導機制。本文的研究貢獻主要有以下兩點：一是在研究視角上，較為全面地探究社會信任影響經濟增長的可能路徑與作用機制，彌補了現有文獻對傳導機制與影響路徑研究的不足；二是在研究維度上，進一步考察社會信任在不同人群和地區中的異質性作用，通過分組進行對比研究，不僅與經濟理論相互印證，而且也提高了檢驗結果的可信度。

二、理論分析

(一)社會信任對經濟的直接作用

社會信任作為經濟生活的潤滑劑和催化劑[4]，主要通過促成合作與降低交易成本兩方面對經濟變量產生影響[12]。現代生產活動的復雜性及市場競爭的激烈性都對市場主體的合作行為產生了更高的需求，而合作意味著將組織發展與利潤獲取的目標寄托于較為陌生的另一方，對對方行為的預期決定了雙方合作的可能性。社會信任具有穩定心理預期的功能因而在促成合作方面發揮了重要作用：若地區社會信任水平較高，事前事后的機會主義行為較少，雙方均認為對方能夠按照合同條款或者預先約定履行自己的職責，即使過程中發生不可預料的事件，彼此也可以靈活調整任務并迅速達成一致，因而容易達成合作[13]。合作的順利實現有利于激發經濟活力、增加市場交易量、擴大經濟總量規模，使實際經濟總量接近于潛在最優經濟總量[14]；反之，若地區社會信任水平較低，機會主義行為盛行，對對方行為的預期較差，合作雙方的防備心理較強，合作過程較為艱難，導致合作行為較少，市場活躍度較低，經濟總量也遠低于潛在最優水平。

此外，經濟活動過程中會產生一定的交易成本，如為尋找交易對象而產生的信息搜集成本、為完成交易行為而產生的協商成本，以及為保證對方按要求行動而產生的監督成本。在社會信任水平較高的地區中，以上所產生的信息搜集成本、協商成本與監督成本均可以得到明顯降低，由此節約的成本不僅可以直接增加本地生產利潤，同時還可提高經濟運行效率，增加產出；反之，若地區社會信任水平較低，經濟活動過程中的交易成本較高，則可能會成為經濟健康高速發展的阻礙[15]。

(二)社會信任通過促進金融市場發展影響經濟增長

作為典型的信任依賴性行業，金融行業的發展及市場規模的擴大，不僅依賴于法律制度的完善，同時也依賴于交易雙方的信任水平[16-18]。具體而言，金融市場上存在著資金借方、金融機構與資金貸方三種角色和職能不同的主體。若社會信任水平較高，即使存在市場風險，資金借方仍愿意相信金融機構會認真負責地經營自己的資金、履行相應的承諾，因而資金借方與金融機構容易達成合作，金融市場上的流動資金比較充足。同時，金融機構也愿意相信資金貸方的信息是真實可靠的，相信資金貸方不會利用信息優勢采取逆向選擇行為，因而金融機構與資金貸方也容易形成合作關系，促使資金流向生產活動，助力經濟發展。此外，金融機構作為中介平臺，往往需要付出一定的成本用于監督資金貸方的后續行為。在信任水平較高的環境中，監督成本將大幅降低；反之，在信任水平低的社會環境中，資金遭受損失的風險較高，金融機構的監督成本也比較高，由此導致金融市場上服務于生產活動的流動資金低于最優水平，經濟發展也隨之處于次優狀態。

(三)社會信任通過促進創新及創新成果傳播影響經濟增長

創新是經濟增長的來源之一，也是專業化較強、風險-收益較高的活動[19]。創新企業通常無法承擔較高的試錯資金，而投資者又不了解企業的真實情況，因而兩者之間能否達成合作取決于當地的社會信任水平[20]。若社會信任水平較高，投資者相信創新企業所提供的信息，即相信投資會在未來某一時期帶來收益，那么創新企業更容易獲取外部資金，使創新活動得以順利開展；反之，則會導致創新企業得不到后續資金的支持，創新活動難以有效開展。此外，社會信任還通過影響專業人才間的交流對創新活動產生影響。若社會信任水平較高，專業人才之間相信彼此交流有助于隱性知識傳遞，有利于增進現有研究并激發新靈感，交流的外部性也將進一步推進地區創新活動的開展；反之，則彼此間交流甚少，創新活動進展緩慢，不利于地區經濟的發展。

(四)社會信任通過提升人力資本水平影響經濟增長

社會信任通過促進勞動力流動與影響教育需求與供給等方式影響人力資本積累。具體而言，勞動力在遷移時往往面臨著收入不確定性與進入新環境的心理調整成本。若社會信任水平較高，則既可以緩解流動勞動力的心理焦慮，也可以通過交流增進工作方面的認知與技能[21]，從而間接提升自身的人力資本水平。反之，若社會信任水平較低，為避免遭受損失，勞動力之間會盡量減少與陌生人的交流互動，由此導致潛在的知識技能得不到流轉吸收，人力資本積累速度也較為緩慢。由此可知，社會信任水平反映了勞動力之間相互學習的成本：即社會信任越高，學習成本越低，反之亦然。

社會信任也可以通過影響教育的需求與供給作用于人力資本積累。在需求方面，社會信任直接關系教育的回報[22]。若社會信任水平較低，雇主更愿意雇用自己較為熟悉的雇員，而非教育程度較高的雇員，導致工作搜尋與匹配成本沒有隨教育程度的提高而減少，社會上對教育的需求隨之降低；反之，則會增加對教育的需求。在供給方面，社會信任影響一國或地區的凝聚力，社會信任程度越高，社會凝聚力就越強，也就越能夠促使管理部門提供更多的福利。教育作為影響人們福利的重要因素之一，也會成為政府績效的體現，為滿足廣大群眾的要求，政府會努力提高教育質量并增加教育途徑，從而為人們提供更多的教育資源；反之，則會忽視人們的需求。

此外，社會信任還可以通過提高政府治理水平影響經濟增長[23]。在經濟活動中，面對交易風險和不確定性，若雙方彼此不信任，則會增加各自從事腐敗活動的可能性，尤其是增加向政府等監管部門行賄的可能：如果某企業認為對手已向監管部門行賄，那么該企業也會采取類似的措施以確保自己的利益不受侵害。社會信任有助于提高政策的預見性與政策執行的有效性。政府政策的提出不僅要關注短期利益，更要重視經濟的長期增長。居民和政府之間的信任水平的提高有助于政府提出更加符合長期增長的政策，即便政策在一定程度上損害了居民的短期利益，但良好的政治信任使得雙方更容易達成共識，降低產生短視行為的風險，使得該政策更容易受到認可，并最終提高政策執行的有效性。

三、數據來源、研究設計與變量選擇

(一)數據來源

本文選取2010—2015年(2014年除外)全國31個省份的面板數據用于實證研究，解釋變量社會信任(Trust)來源于中國綜合社會調查數據庫(CGSS)2010—2013年和2015年數據。由于2014年數據為中國老年社會追蹤的專項調查，不適用本文研究，故舍去。被解釋變量經濟增長(Growth)和其他控制變量來自歷年中國統計年鑒、各省份統計年鑒及萬得(Wind)數據庫。

(二)研究設計

絕對收斂假說假定經濟體之間擁有相同的偏好和技術，在達到穩定狀態時，這些經濟體的單位有效勞動資本存量和單位有效勞動產出也會相同[24]；而條件收斂假說則假定不同經濟體之間的偏好和技術并不是完全相同的，即各經濟體的技術進步率存在一定差異，因而在達到穩定狀態時，各經濟體的單位有效勞動產出不會完全等同，這也就意味著各經濟體的差距不會隨著發展的推進而消失。條件收斂可以用式(1)表示：

(1)

崔巍和陳琨(2016)認為條件收斂或者說各經濟體之間技術進步率出現差異的原因，可能源于各經濟體內部制度文化的差異，而社會信任又是經濟體制度與文化重要的外在表現形式，因而社會信任可能是影響經濟增長與地區發展的重要因素[25]。為探討兩者之間的關系，崔巍和陳琨(2016)在條件收斂公式的基礎上進行了相應的調整，如式(2)所示：

(2)

其中，α為常數項，εi為誤差項。

式(2)中，xi是指一組影響穩定狀態時技術進步率和單位有效勞動產出的因素向量，社會信任也包含在其中，該組向量不僅可以解釋技術進步率的地區差異，同時也可以解釋經濟發展的差異。由于式(2)并未清晰地給出社會信任這一單個變量的影響效果，本文做進一步修正，即將社會信任從該組向量中提取出來，其余變量作為控制變量，同時控制組個體固定效應和時間固定效應，避免一些不可觀察的地區和時間影響因素的干擾，調整后如式(3)所示，即本文使用的實證檢驗模型。

Growthit=β0+β1Trustit+β2Xit+μi+λt+εit

(3)

其中，Growthit代表第i個省份第t年GDP指數的自然對數，Trustit代表第i個省份第t年的信任水平，Xit表示控制變量，μi代表個體固定效應，λt代表時間固定效應，εit為殘差項。

(三)變量設置及解釋

1.被解釋變量

各省份的經濟增長率(Growth)：為剔除價格因素的影響，本文以1978年為基期計算各省份的國內生產總值(GDP)指數，作為衡量地區經濟增長的指標。

2.解釋變量

各省份的社會信任(Trust)：選擇CGSS中有關信任的調查問題——“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”以定序變量1～5對居民回答進行賦值，“非常不同意”=1、“比較不同意”=2、“說不上同意不同意” =3、“比較同意”=4、“非常同意”=5。得分越高，表示個體居民認為社會上絕大多數人是可以信任的。選取各省份回答問題的平均得分作為社會信任的衡量指標。

3.控制變量

為減輕遺漏變量造成的估計偏差問題，在借鑒已有文獻的基礎上，本文引入以下變量：(1)儲蓄率。在索洛增長模型中，儲蓄率越高，每單位有效勞動資本存量和每單位有效勞動產出越高。借鑒眾多學者[24-26]的做法，將儲蓄率定義為資本形成總額(固定資產形成總額和存貨變動之和)占GDP的比重。(2)開放度。開放度對生產率提升具有積極的影響。參考已有研究的做法，選取對外貿易金額(出口金額+進口金額)占GDP的比重，作為衡量地區開放度水平的指標，匯率選取各年的中間價。(3)市場化程度。一般認為，市場化水平的提升對經濟增長具有促進作用。本文采取崔巍和陳琨(2016)[25]的做法，選取私營企業和個體就業人數之和在從業人數總數中所占的比重作為市場化程度的度量指標。各地區的從業人員總數為三大產業從業人員之和。(4)產業結構。大多數學者認同產業結構對經濟增長的促進作用，但也有學者注意到產業結構對經濟增長的促進作用隨著改革推進和深化在逐漸減弱。本文采用干春暉等(2011)[27]的做法，將各地區第三產業GDP與第二產業GDP的比值作為衡量產業結構的指標。(5)勞動力。根據柯布-道格拉斯生產函數，勞動力數量的增加可以增加產出水平。本文采用各地區三大產業從業人員之和的自然對數作為衡量勞動力數量的指標，并在全樣本模型中引入東部地區和中部地區虛擬變量以考察信任對經濟增長影響的地區差異。具體見表1。

表1 變量說明與描述性統計

由表1可以看出，各省份儲蓄率均值為64.3%，最大值為139.6%，最小值為36.9%，儲蓄率大于100%表示該省份固定資產形成總額與存貨變動之和大于該省份GDP，此種情況出現于青海、西藏和寧夏等西部省份。開放度的均值為0.302，最大值和最小值分別為1.587和0.037，可見各省份開放度差異較大。從各省份的市場化程度來看，均值為0.272，最大值和最小值分別為0.802和0.095，表明市場化程度還有較大的提升空間。在產業結構方面，各省份第三產業GDP/第二產業GDP的值均值為0.991，標準差為0.559，最大值和最小值分別為4.036和0.500，說明各省份平均而言第二產業GDP略大于第三產業，且各省份情況差異較大。在勞動力供給方面，各省份勞動力數量的自然對數均值為7.545，最大值和最小值分別為8.800和5.156。

四、實證結果

實證研究思路如下：一是檢驗社會信任對經濟增長是否存在影響；二是使用工具變量和滯后變量法對模型的內生性進行檢驗；三是通過替換數據庫的方法對以上實證結果進行穩健性檢驗；四是根據人群和地區將樣本進行分類估計，檢驗社會信任對經濟增長的作用是否存在異質性。

(一)回歸結果

表2的模型(1)表示在未加入控制變量前，社會信任對經濟增長的回歸結果。模型(2)—模型(4)分別表示加入控制變量后，采用混合回歸、隨機效應模型及固定效應模型等回歸方法估計社會信任對經濟增長的影響。結果均顯示社會信任對經濟增長具有正向的促進作用，與大多數學者的結論相一致，說明社會信任確實可以促進經濟增長。根據F檢驗，選取固定效應模型作為主要的估計方法，發現社會信任在1%的水平上顯著為正，且社會信任每增加一個標準差(0.211)，經濟增長可以提高3.735個百分點(0.211×0.177)。控制變量的回歸系數與預期一致，除勞動力變量以外，所有變量的回歸系數均在10%的水平上顯著。其中，儲蓄率每增加1個單位，可以使經濟增長提高0.359個百分點；開放度提高1個單位，可以使經濟增長提高0.536個百分點；市場化程度、產業結構每提高1個單位，經濟增長分別增加1.574個百分點、0.353個百分點。

表2 基準模型回歸結果

(二)內生性檢驗

雖然在以上回歸模型中加入了諸多影響經濟增長的因素，但仍可能存在一些遺漏變量使得估計結果出現偏誤，甚至使社會信任與經濟增長出現“反向因果”的關系。為避免因遺漏變量產生內生性問題，在此通過工具變量法和變量滯后法對該問題進行檢驗。

1.工具變量法

為處理可能存在的內生性問題，本文使用民族多樣性指數這一外生變量作為社會信任的工具變量，并使用兩階段最小二乘模型(2SLS)重新考察社會信任對經濟增長的影響。具體見式(4)：

(4)

其中，Divi表示構建的民族多樣性指數，即工具變量，Sij表示i地區j民族的人口數除以該地區全體人口的數量，即可以得到j民族占i地區人口數量的比重，Sij也可以理解為在i地區隨意抽取一個恰好為j民族的概率。民族多樣性指數表示該地區任意兩人來自不同民族的概率，其取值范圍為0～1，值越大代表該地區民族多樣性越高。民族多樣性指數作為社會信任的工具變量，一方面是因為其可以顯著影響當地社會信任水平：民族內部獨特的文化、語言和風俗習慣等有利于族群內部社會信任的產生和發展，而在族群間則容易形成相對分割的小團體，進而對社會信任產生負面影響。另一方面，由于民族多樣性是長期歷史文化因素所形成的現象，短期內很難對經濟增長產生影響，因此滿足工具變量外生性的要求。

表3匯報了以民族多樣性為工具變量的兩階段最小二乘模型(2SLS)的回歸結果，模型(1)和模型(2)是未加入控制變量的結果，模型(3)和模型(4)是加入控制變量后的回歸結果。結果顯示，使用民族多樣性作為工具變量后回歸結果仍然顯著，表明在克服變量的內生性問題后，社會信任對經濟增長仍具有顯著的正向影響，驗證了本文結果的可靠性。

表3 工具變量及兩階段最小二乘模型的回歸結果

2.變量滯后法

為進一步檢驗模型的內生性問題，本文參考嚴成樑(2012)[28]的做法，將滯后一期的社會信任作為解釋變量，考察社會信任對經濟增長的影響，表4給出了相應的回歸結果。模型(1)表示只有滯后一期的社會信任與經濟增長的估計結果，模型(2)—模型(4)分別表示加入各個控制變量后的估計結果。可以看出，社會信任在滯后一期后，仍對經濟增長具有正向影響，且該影響在1%的水平上依然顯著，由此也說明社會信任對經濟增長的促進作用是可靠的。

表4 變量滯后模型回歸結果

(三)穩健性檢驗

為確保以上結果的穩健性，避免因選擇樣本的不同而導致結果出現差異，本文通過替換數據庫的方法對實證結果的穩健性進行檢驗。

表5中模型(1)—模型(4)的信任來源于中國家庭追蹤調查(CFPS)數據庫。模型(1)僅表示社會信任對經濟增長影響的估計結果，模型(2)—模型(4)則是依次加入控制變量進行回歸的結果。可以看到，在加入全部控制變量后，社會信任對經濟增長的影響仍在1%的水平下顯著為正，即信任每增加1個單位，經濟增長將提高0.69個百分點。各控制變量，如開放度、市場化程度、產業結構和勞動力對經濟增長的影響方向也沒有發生較大變化。

表5 更換數據庫所得社會信任對經濟增長影響的估計結果

模型(5)—模型(8)的信任數據借鑒了董等人(Dong et al.，2018)[29]的做法，將中國企業經營環境指數報告中有關企業經營的誠信社會環境指數作為衡量一個地區信任水平的指標。可以看出，回歸結果依然沒有發生較大變化，只是利用誠信社會環境指數作為社會信任的替代變量，影響系數有所降低。通過以上回歸結果可知，在更換數據庫以后，社會信任對經濟增長的影響及因果關系均沒有發生太大變化，因而本文的結論是穩健的。

(四)社會信任作用的異質性分析

社會信任對經濟增長的影響可能隨著人群和地區的不同呈現出差異化的效果，為此本文考察了社會信任在受影響人群與地區維度上的異質性作用。

根據受影響人群的不同可將樣本按照以下標準進行分類：依據性別分為男性和女性兩類樣本；依據年齡，將16～60周歲的適齡工作人群作為新的研究樣本；依據受教育程度分為高中及以上學歷與初中及以下學歷兩類樣本。根據地區不同在將樣本進行分類時，首先在全樣本數據中引入東部和中部兩個虛擬變量，隨后分別對東、中、西三個地區的子樣本進行估計，最后將中部地區和東部地區合并進行估計。具體結果如表6所示，在受影響人群分類標準中，無論對被調查者采取何種分類方式，社會信任都可以對經濟增長產生顯著的正向影響。在分地區的全樣本模型中，相較于東部地區和西部地區，社會信任對經濟增長的促進作用在中部地區更為明顯，即中部地區社會信任每提高1個單位，其所帶動的經濟增長要比其他兩個地區高0.323個百分點。同時，通過對比三個地區的樣本模型也發現，中部地區無論是影響系數還是顯著性水平都高于東、西部地區，東部地區在10%的水平上顯著，而西部地區并不顯著。隨后將中部地區和東部地區合并，作為經濟發展水平較高的地區進行回歸分析，結果在1%的水平上顯著為正,而且其對經濟增長的影響程度也高于西部地區(0.172>0.079)。由此可知，社會信任對經濟增長的影響確實存在異質性，而且在中部地區的作用更為明顯。

表6 按不同人群和地區分類的回歸結果

五、機制檢驗

接下來進一步考察社會信任影響經濟增長的傳導機制。前文的理論分析介紹了社會信任通過促進合作和降低交易成本等方式對經濟增長產生直接影響，也強調了社會信任可能通過金融市場發展、創新及其成果傳播、人力資本水平提升等途徑影響經濟增長。為檢驗社會信任影響經濟增長的作用機制是否存在，本文將金融市場、創新活動、人力資本作為中介變量，構造中介效應模型對此進行實證檢驗。具體模型和實證結果如下所示。

(一)中介模型設定

本文參考余泳澤等(2017)[30]所使用的中介效應模型進行檢驗，具體模型如下：

Growthit=β0+β1Trustit+β2Xit+μi1+λt1+εit1

(5)

Finit=α0+α1Trustit+α2Xit+μi2+λt2+εit2

(6)

Innoit=γ0+γ1Trustit+γ2Xit+μi3+λt3+εit3

(7)

HumCapit=θ0+θ1Trustit+βθ2Xit+μi4+λt4+εit4

(8)

Growthit=ρ0+ρ1Trustit+ρ2Finit+ρ3Innoit+ρ4HumCapit+ρ5Xit+μi1+λt1+εit5

(9)

其中，t代表時間，i代表地區，εit1—εit5為隨機擾動項，且服從標準的正態分布。式(5)估計社會信任對經濟增長影響的總效應，系數β1衡量總效應的大小；式(6)估計社會信任對金融發展的影響；式(7)估計社會信任對創新活動的影響；式(8)估計社會信任對人力資本水平的影響。若系數α1、γ1和θ1均顯著為正，則說明社會信任確實影響了這些中介變量；式(9)中的ρ1衡量的是社會信任對經濟增長的直接效應。將式(6)—式(8)代入式(9)中，可以觀察社會信任通過金融發展、創新活動及人力資本等途徑對經濟增長的影響，若ρ2、ρ3和ρ4的系數依然顯著，而ρ1不再顯著，即表明社會信任對經濟增長的影響全部由這些中介變量進行傳導；若ρ1依然顯著，則表明社會信任對經濟增長的影響部分由這些中介變量進行傳導。

(二)估計結果分析

表7匯報了中介變量的估計結果。模型(1)估計了社會信任對經濟增長的總效應；模型(2)—模型(4)表明社會信任對金融發展、創新活動和人力資本等中介變量的影響系數均在1%的水平上顯著為正；模型(5)—模型(7)表明金融發展與人力資本水平對經濟增長的影響系數均在5%的水平上顯著為正，創新活動對經濟增長的影響在1%的水平上顯著為正；模型(8)—模型(10)，在將社會信任分別與金融發展、創新活動和人力資本等中介變量分別放入模型后，可以看出社會信任對經濟增長影響的系數均有所下降，且在包含創新活動和人力資本的模型中，社會信任的顯著性水平也有所下降，但依然在5%的水平上顯著，表明社會信任對經濟增長的影響部分地由這些中介變量進行傳導；模型(11)表明在將三個中介變量全部放入模型以后，社會信任的顯著性水平與系數均發生了較大變化，由此可以說明社會信任確實通過金融發展、創新活動與人力資本等渠道對經濟增長產生影響。

表7 社會信任與經濟增長：影響機制檢驗

六、結論與啟示

雖然大多數國內外學者均認為社會信任在經濟生活中具有潤滑劑和催化劑的作用，但仍有少部分學者通過實證發現社會信任與經濟增長并無相關性，甚至出現了負相關。為回答這個爭議，同時也為研究在中國轉型發展的特殊階段，社會信任是否對經濟增長產生影響，以及通過哪些渠道傳遞影響，本文利用2010—2015年省級層面的經濟發展數據及由CGSS數據庫得到的社會信任數據，通過基準回歸模型和中介效應模型進行實證分析。在此基礎上，得出以下兩點結論：第一，社會信任對經濟增長具有顯著的正向作用，但在按照地區劃分的分樣本中存在異質性，即社會信任對經濟增長的作用在中部地區更為明顯；第二，社會信任對經濟增長的作用機制為不完全中介效應，一方面通過降低交易成本和促進合作直接影響經濟發展，另一方面也通過金融市場發展、創新活動的開展以及人力資本積累等途徑作用于經濟增長。

中國是一個典型的人情-關系社會，在現代市場經濟的沖擊下，舊的信任體系被打斷，而新的信任又尚未形成，即適用于陌生人之間的普遍信任程度較低，因而現階段中國被認為是一個低信任的社會。通過理論與實證分析可知，社會信任對經濟增長具有正向的促進作用，因此有必要采取相應措施改善中國信任環境，提升社會整體的信任水平。具體而言，可以從以下幾方面開展：第一，增加失信成本，弱化理性個體選擇失信行為的動機；第二，采取相應措施縮小收入差距，提升公民主觀公平和客觀公平的感知，彌補社會裂痕，增強社會信任；第三，通過完善基礎設施，提高社會個體信息交流的頻率與質量，加速社會信任的形成；最后，培育企業與個人的守信文化，為社會信任的提升提供夯實的基礎。