社會(huì)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(mèng)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(guó)特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)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(huì)均對(duì)收入不平等這一問題給予高度重視。在這樣的時(shí)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(jià)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(huì)制度以及個(gè)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(guó)城鄉(xiāng)差距持續(xù)存在的原因[2]。陳斌開等認(rèn)為中國(guó)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(guó)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(duì)城鄉(xiāng)收入分配問題進(jìn)行了較為深入的探討，同時(shí)政府也對(duì)該問題高度重視。中國(guó)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(zhǎng)乏力[7]。在中國(guó)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(gè)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(huì)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(huì)信任作為社會(huì)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(huì)信任在宏觀上能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增進(jìn)社會(huì)福祉[10]；在微觀上能夠增進(jìn)個(gè)體的幸福感，提高生活滿意度[11]。社會(huì)信任在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展中發(fā)揮著重要的作用，因此，本文認(rèn)為社會(huì)信任有助于提高勞動(dòng)生產(chǎn)率、降低交易成本、促進(jìn)合作和融資，從而提高個(gè)體收入。而中國(guó)長(zhǎng)期存在的二元分割局面導(dǎo)致農(nóng)民與市民在社會(huì)福利、教育等多個(gè)領(lǐng)域存在差距，農(nóng)民的社會(huì)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(huì)信任水平十分必要。

相對(duì)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(gè)方面。就研究視角而言，本文引入社會(huì)信任視角分析農(nóng)民個(gè)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(duì)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(huì)信任對(duì)農(nóng)戶個(gè)人收入的影響，構(gòu)建了農(nóng)戶個(gè)人收入形成的理論模型，從理論上分析了社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶個(gè)人收入的影響效應(yīng)；其次采用PSM統(tǒng)計(jì)方法，對(duì)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(duì)社會(huì)信任與個(gè)人收入關(guān)系展開進(jìn)一步分析；最后，在驗(yàn)證社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(huì)信任影響農(nóng)民個(gè)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(huì)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(guó)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(guó)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(dòng)力來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)。

但是，經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的同時(shí)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(dòng)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(guó)的一個(gè)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(duì)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(huì)加大城鄉(xiāng)收入差距[13]。Pradhan則采用印度45年的時(shí)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(guó)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(duì)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(cái)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(duì)收入差距的影響系數(shù)為正[17]。孫敬水等則認(rèn)為加大對(duì)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(guó)健康與營(yíng)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(duì)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(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展放緩的趨勢(shì)下，找出影響農(nóng)村居民個(gè)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(huì)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(huì)信任與收入增長(zhǎng)相關(guān)研究

從理論上看，社會(huì)信任能夠從三個(gè)方面影響農(nóng)民個(gè)人收入水平。第一，社會(huì)信任充當(dāng)社會(huì)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(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而增加其收入，形成社會(huì)信任與增收的良性循環(huán)[21]。第二，社會(huì)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(jī)效[22-24]。第三，社會(huì)信任還有助于增加投資、改善社會(huì)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(gè)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(dòng)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(gè)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(huì)資本后，將會(huì)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(zhǎng)比例一致。基于此假設(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(gè)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(huì)信任的增長(zhǎng)能夠提高個(gè)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(gè)人收入的增長(zhǎng)。

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(guó)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(gè)有效樣本。該調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)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(guó)85%的人口情況。本文根據(jù)實(shí)證研究需要，對(duì)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(dòng)的個(gè)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(huì)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(gè)。

(二)變量選取

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

關(guān)鍵解釋變量為社會(huì)信任。結(jié)合以往文獻(xiàn)研究，對(duì)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(cè)度社會(huì)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(cè)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(huì)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(shí)，社會(huì)信任為1； 當(dāng)回答“越小心越好”時(shí)，社會(huì)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(gè)體性別、年齡、年齡平方、受教育程度、政治面貌、自評(píng)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(huì)信任水平高的農(nóng)民個(gè)人收入高于所有受訪者收入的平均水平，意味著社會(huì)信任與農(nóng)民個(gè)人收入有一定的相關(guān)性。考慮到相關(guān)性并不意味著因果關(guān)系，本文將會(huì)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(píng)健康水平也與農(nóng)民社會(huì)信任水平存在一定的相關(guān)性，受教育程度、自評(píng)健康水平越高，社會(huì)信任水平越高。

為了更加直觀地分析社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(huì)信任為1與社會(huì)信任為0的農(nóng)民存在收入差異，社會(huì)信任與農(nóng)民個(gè)人收入之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)民增加社會(huì)信任能夠提高個(gè)人收入。后文將通過實(shí)證分析對(duì)兩者關(guān)系展開探討。

圖1 農(nóng)民個(gè)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(gè)含有虛擬變量(是否對(duì)社會(huì)信任)的擴(kuò)展Mincer收入決定方程，進(jìn)一步估計(jì)社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(gè)人收入的對(duì)數(shù)形式，Trusti代表農(nóng)民的社會(huì)信任水平，是一個(gè)二元虛擬變量，1為對(duì)社會(huì)信任，0為對(duì)社會(huì)不信任；Xi表示個(gè)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(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)人收入的回報(bào)率測(cè)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(huì)信任與個(gè)人收入的關(guān)系。建立模型如下：

其中，lnincome1為對(duì)社會(huì)信任的農(nóng)民的個(gè)人收入水平(對(duì)數(shù))，lnincome0為對(duì)社會(huì)不信任的農(nóng)民的個(gè)人收入水平(對(duì)數(shù))。采用PSM方法分析的基本思路如下：第一，在個(gè)人特征變量和地區(qū)特征變量與社會(huì)信任Trust給定的情況下，求出農(nóng)民對(duì)社會(huì)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(duì)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(duì)照組進(jìn)行匹配；第四，估計(jì)出社會(huì)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(duì)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(duì)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(duì)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(huì)信任虛擬變量；模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入所選的個(gè)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(gè)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(huì)提高居民個(gè)人收入，因此本文利用CFPS2018中的“個(gè)體是否使用互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī)”這一問題，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用情況進(jìn)行區(qū)分，確保回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。模型1報(bào)告了只考慮社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)人收入的估計(jì)結(jié)果：社會(huì)信任能夠給農(nóng)民個(gè)人收入帶來15%[exp(0.138)-1]的回報(bào)。模型2報(bào)告了控制個(gè)人特征變量后的估計(jì)結(jié)果：社會(huì)信任仍然能夠給農(nóng)民個(gè)人收入帶來7%[exp(0.0669)-1]的回報(bào)。模型3報(bào)告了加入互聯(lián)網(wǎng)使用情況后的估計(jì)結(jié)果：社會(huì)信任能夠給農(nóng)民個(gè)人收入帶來5%[exp(0.0510)-1]的回報(bào)。模型4報(bào)告了加入地區(qū)變量后的回歸結(jié)果：社會(huì)信任能夠給農(nóng)民個(gè)人收入帶來 5%[exp(0.0512)-1]的回報(bào)。模型1至模型4的回歸結(jié)果表示，社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(huì)信任水平有利于促進(jìn)個(gè)人收入的增長(zhǎng)。

表2 社會(huì)信任與農(nóng)民個(gè)人收入基準(zhǔn)回歸

表2還列出了其他變量對(duì)農(nóng)民個(gè)人收入的回歸結(jié)果。在個(gè)人特征中，性別對(duì)農(nóng)民個(gè)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(gè)人收入隨著年齡的增長(zhǎng)呈現(xiàn)“倒U型”變化趨勢(shì)。受教育程度、就業(yè)情況、自評(píng)健康水平、互聯(lián)網(wǎng)使用情況均對(duì)農(nóng)民個(gè)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(gè)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(huì)信任與相對(duì)貧困實(shí)證分析

通過上文分析結(jié)果能夠發(fā)現(xiàn)社會(huì)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(huì)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(duì)此，本文參照單德朋的相對(duì)貧困線測(cè)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(duì)貧困線為26 551.94元。另外，本文為了進(jìn)一步查證社會(huì)信任減貧效果，使用Foster-Greer-Thorbecke(FGT)指數(shù)測(cè)度農(nóng)村收入貧困情況[32]，該指數(shù)能夠在識(shí)別個(gè)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(gè)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(gè)體對(duì)社會(huì)信任，能夠降低農(nóng)村收入貧困發(fā)生率0.08個(gè)百分點(diǎn)；模型2中農(nóng)民個(gè)體對(duì)社會(huì)信任，能夠降低農(nóng)民個(gè)體收入與貧困距0.02個(gè)百分點(diǎn)；模型3中農(nóng)民個(gè)體對(duì)社會(huì)信任，能夠降低農(nóng)民個(gè)體收入與平方貧困距0.01個(gè)百分點(diǎn)。上述結(jié)論表明社會(huì)信任對(duì)減緩農(nóng)村貧困有重要影響，社會(huì)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(huì)信任與相對(duì)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(huì)信任能促進(jìn)農(nóng)民提高收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距，同時(shí)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(duì)社會(huì)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(huì)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(duì)社會(huì)信任與農(nóng)民個(gè)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(huì)信任對(duì)個(gè)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(huì)信任對(duì)農(nóng)戶個(gè)人收入的積極影響效果被低估，進(jìn)一步印證了社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(huì)信任與農(nóng)民個(gè)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。總體而言，匹配效果較好。

表5報(bào)告了最鄰近匹配法的處理組平均處理效應(yīng)(ATT)。回歸結(jié)果顯示，通過最鄰近匹配法計(jì)算的匹配前對(duì)社會(huì)信任的農(nóng)民與對(duì)社會(huì)不信任的農(nóng)民個(gè)人收入對(duì)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(duì)社會(huì)信任的農(nóng)民與對(duì)社會(huì)不信任的農(nóng)民個(gè)人收入對(duì)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(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(gè)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(gè)階段。按照受教育程度，分為小學(xué)、初中、高中、大學(xué)四個(gè)階段。利用PSM展開進(jìn)一步研究后，發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任水平對(duì)30～40歲、大學(xué)文化程度的農(nóng)民群體個(gè)人收入有顯著的正向影響。因此，提高此類群體的社會(huì)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(huì)信任促進(jìn)了30～40歲農(nóng)民個(gè)人收入的提高，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；對(duì)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(huì)信任依然顯著促進(jìn)了30～40歲農(nóng)民個(gè)人收入的提高，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；對(duì)具有大學(xué)教育背景的農(nóng)民而言，社會(huì)信任對(duì)其收入具有積極影響，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。可以看出，社會(huì)信任水平對(duì)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。可能因?yàn)?0～40歲的農(nóng)民群體處于立業(yè)階段，社會(huì)信任水平的提高有利于其參與更多的社交活動(dòng)，進(jìn)而擴(kuò)大自己的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。林南的研究指出，豐富的網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資源能夠幫助農(nóng)民獲得更理想、更多的工作機(jī)會(huì)，進(jìn)而減少信息不對(duì)稱帶來的負(fù)面影響，增加農(nóng)民職業(yè)向上流動(dòng)的機(jī)會(huì)，從而使其福利和收入水平提高[35]。對(duì)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(shí)和技能，提高社會(huì)信任水平后，會(huì)進(jìn)一步提高其獲取資源、機(jī)會(huì)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(duì)社會(huì)信任促進(jìn)農(nóng)民增收效應(yīng)的檢驗(yàn)，本文將對(duì)社會(huì)信任對(duì)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(gè)估計(jì)模型分別對(duì)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(duì)象的社會(huì)信任水平，lnincome為研究對(duì)象的個(gè)人收入對(duì)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(gè)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(gè)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(huì)信任—個(gè)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(duì)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(xiǎn)情況下作出決策的復(fù)雜程度，即信任和個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)感知呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[37]。而在學(xué)術(shù)界，社會(huì)信任是信任的重要組成部分。因此，本文認(rèn)為在契約社會(huì)中，社會(huì)信任水平的提高能夠顯著降低個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)感知度。一般而言，個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)感知度在一定程度上能夠影響個(gè)體信念。對(duì)未來生活抱有更美好信念的個(gè)體，風(fēng)險(xiǎn)感知度更低，更能夠接受風(fēng)險(xiǎn)，工資收入水平更高。因此本文準(zhǔn)備從個(gè)體信念這一角度探討社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)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(bào)嗎？”這一問題來構(gòu)建個(gè)體信念變量。回答“能”的賦值為1；“否”則賦值為0。

表7報(bào)告了個(gè)體信念的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。提高社會(huì)信任水平會(huì)顯著增加農(nóng)村居民樹立美好信念的概率，農(nóng)村居民對(duì)社會(huì)保持信任態(tài)度，擁有美好信念的概率會(huì)提高4.6%。個(gè)體信念在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高農(nóng)民個(gè)人收入，該提升效應(yīng)達(dá)到6.41%。由此可以看出，個(gè)體信念在提升農(nóng)民個(gè)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(huì)信任—教育人力資本—農(nóng)民增收解釋路徑

科爾曼指出，社會(huì)信任能夠創(chuàng)造更高的人力資本，高信任度的社會(huì)能夠增加人們對(duì)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(huì)信任水平的提升，能夠提高教育增收的質(zhì)量與速度，對(duì)增加農(nóng)民個(gè)人收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距起到重要作用。

表7報(bào)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(huì)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(gè)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(guó)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也不利于社會(huì)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(huì)信任作為一項(xiàng)重要的社會(huì)資本，對(duì)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(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)人收入的影響。

本文利用2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)的截面數(shù)據(jù)，研究了社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民個(gè)人收入的影響。考慮到社會(huì)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(duì)社會(huì)信任影響農(nóng)民個(gè)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(huì)信任對(duì)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(huì)信任對(duì)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(gè)體信念和教育人力資本可以充當(dāng)社會(huì)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(huì)監(jiān)督和誠(chéng)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(guó)人民銀行的征信系統(tǒng)或者第三方征信機(jī)構(gòu)對(duì)個(gè)人信息進(jìn)行詳細(xì)記錄，推動(dòng)建設(shè)誠(chéng)信社會(huì)。二是在健全社會(huì)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(gè)人收入水平后，進(jìn)一步帶動(dòng)其他農(nóng)民群體增收，進(jìn)而提升農(nóng)村整體的社會(huì)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(cái)政資金實(shí)行對(duì)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(huì)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(duì)低收入群體給予照顧，增強(qiáng)其社會(huì)適應(yīng)性和對(duì)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”。