社會信任如何促進了經(jīng)濟增長？
——基于CGSS數(shù)據(jù)的實證研究

計小青，趙景艷，劉得民

(1.上海財經(jīng)大學(xué) 城市與區(qū)域科學(xué)學(xué)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(fā)展形勢與豐富的國內(nèi)資源，中國經(jīng)濟創(chuàng)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(nèi)發(fā)展，導(dǎo)致經(jīng)濟增速逐漸放緩。同時，一些隱藏在高速發(fā)展背后的問題，如“人口紅利”消失、老齡化負擔(dān)加重、技術(shù)進步緩慢、資源-環(huán)境約束日益趨緊等現(xiàn)象逐漸顯現(xiàn)出來。這些問題的解決有賴于增長新動力的創(chuàng)造。對經(jīng)濟增長動力的研究經(jīng)歷了逐步深入的過程，即從資本、勞動力及技術(shù)水平等傳統(tǒng)要素，轉(zhuǎn)向影響要素生產(chǎn)效率的外在正式制度，隨后又拓展至非正式制度，學(xué)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(chǎn)要素，并最終影響經(jīng)濟增長的速度和質(zhì)量[1-3]。

作為非正式制度的重要內(nèi)容，社會信任對經(jīng)濟增長的影響逐漸得到學(xué)者們的重視，如阿羅(Arrow，1972)曾指出，社會信任是經(jīng)濟交換的潤滑劑，世界上很多經(jīng)濟落后的現(xiàn)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(zhì)資本和人力資本之外決定一個國家經(jīng)濟增長和社會進步的主要因素[5]。雖然大多數(shù)學(xué)者認同社會信任可以促進經(jīng)濟增長[6],但也有學(xué)者認為二者沒有相關(guān)性甚至是負相關(guān),如貝格爾斯迪克等(Beugelsdijk et al.，2004)在研究影響歐洲地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的因素中，并沒有發(fā)現(xiàn)信任與經(jīng)濟增長之間存在任何相關(guān)性[7]；而赫里維爾(Helliwell，1996)則在17個OECD國家中發(fā)現(xiàn)信任與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出負相關(guān)[8]。因此，社會信任是否影響經(jīng)濟增長仍存在一定的爭議。中國學(xué)者在探討社會信任與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系時，焦點多集中于利用國內(nèi)數(shù)據(jù)進行實證檢驗，鮮有進一步剖析社會信任作用于經(jīng)濟增長的具體渠道與影響機制。國外學(xué)者雖然對此研究得較為全面，但很少采用中國數(shù)據(jù)，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(guān)系社會，傳統(tǒng)的社會信任以血緣和地緣為中心呈現(xiàn)出“差序格局”的分布特點[10]，缺少現(xiàn)代社會發(fā)展所需的陌生人之間的普遍信任。特別是現(xiàn)階段中國正處于由傳統(tǒng)社會向現(xiàn)代社會轉(zhuǎn)軌的特殊時期，在市場經(jīng)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(fā)于多種行業(yè)和領(lǐng)域的信任危機，導(dǎo)致社會整體信任處于較低水平。中國社會科學(xué)院2013年發(fā)布的《社會心態(tài)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(shù)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(zhuǎn)型發(fā)展的特殊時期，社會信任是否仍然對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用？若發(fā)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(jīng)濟增長的可能途徑，隨后利用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)庫(CGSS)2010—2015年的數(shù)據(jù)進行實證分析，以此檢驗社會信任對經(jīng)濟增長的影響及其傳導(dǎo)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(jīng)濟增長的可能路徑與作用機制，彌補了現(xiàn)有文獻對傳導(dǎo)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(qū)中的異質(zhì)性作用，通過分組進行對比研究，不僅與經(jīng)濟理論相互印證，而且也提高了檢驗結(jié)果的可信度。

二、理論分析

(一)社會信任對經(jīng)濟的直接作用

社會信任作為經(jīng)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(jīng)濟變量產(chǎn)生影響[12]?，F(xiàn)代生產(chǎn)活動的復(fù)雜性及市場競爭的激烈性都對市場主體的合作行為產(chǎn)生了更高的需求，而合作意味著將組織發(fā)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(yù)期決定了雙方合作的可能性。社會信任具有穩(wěn)定心理預(yù)期的功能因而在促成合作方面發(fā)揮了重要作用：若地區(qū)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(yù)先約定履行自己的職責(zé)，即使過程中發(fā)生不可預(yù)料的事件，彼此也可以靈活調(diào)整任務(wù)并迅速達成一致，因而容易達成合作[13]。合作的順利實現(xiàn)有利于激發(fā)經(jīng)濟活力、增加市場交易量、擴大經(jīng)濟總量規(guī)模，使實際經(jīng)濟總量接近于潛在最優(yōu)經(jīng)濟總量[14]；反之，若地區(qū)社會信任水平較低，機會主義行為盛行，對對方行為的預(yù)期較差，合作雙方的防備心理較強，合作過程較為艱難，導(dǎo)致合作行為較少，市場活躍度較低，經(jīng)濟總量也遠低于潛在最優(yōu)水平。

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

(二)社會信任通過促進金融市場發(fā)展影響經(jīng)濟增長

作為典型的信任依賴性行業(yè)，金融行業(yè)的發(fā)展及市場規(guī)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(gòu)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(fēng)險，資金借方仍愿意相信金融機構(gòu)會認真負責(zé)地經(jīng)營自己的資金、履行相應(yīng)的承諾，因而資金借方與金融機構(gòu)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(gòu)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(yōu)勢采取逆向選擇行為，因而金融機構(gòu)與資金貸方也容易形成合作關(guān)系，促使資金流向生產(chǎn)活動，助力經(jīng)濟發(fā)展。此外，金融機構(gòu)作為中介平臺，往往需要付出一定的成本用于監(jiān)督資金貸方的后續(xù)行為。在信任水平較高的環(huán)境中，監(jiān)督成本將大幅降低；反之，在信任水平低的社會環(huán)境中，資金遭受損失的風(fēng)險較高，金融機構(gòu)的監(jiān)督成本也比較高，由此導(dǎo)致金融市場上服務(wù)于生產(chǎn)活動的流動資金低于最優(yōu)水平，經(jīng)濟發(fā)展也隨之處于次優(yōu)狀態(tài)。

(三)社會信任通過促進創(chuàng)新及創(chuàng)新成果傳播影響經(jīng)濟增長

創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的來源之一，也是專業(yè)化較強、風(fēng)險-收益較高的活動[19]。創(chuàng)新企業(yè)通常無法承擔(dān)較高的試錯資金，而投資者又不了解企業(yè)的真實情況，因而兩者之間能否達成合作取決于當(dāng)?shù)氐纳鐣湃嗡絒20]。若社會信任水平較高，投資者相信創(chuàng)新企業(yè)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(chuàng)新企業(yè)更容易獲取外部資金，使創(chuàng)新活動得以順利開展；反之，則會導(dǎo)致創(chuàng)新企業(yè)得不到后續(xù)資金的支持，創(chuàng)新活動難以有效開展。此外，社會信任還通過影響專業(yè)人才間的交流對創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響。若社會信任水平較高，專業(yè)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(xiàn)有研究并激發(fā)新靈感，交流的外部性也將進一步推進地區(qū)創(chuàng)新活動的開展；反之，則彼此間交流甚少，創(chuàng)新活動進展緩慢，不利于地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。

(四)社會信任通過提升人力資本水平影響經(jīng)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(huán)境的心理調(diào)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(dǎo)致潛在的知識技能得不到流轉(zhuǎn)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(xué)習(xí)的成本：即社會信任越高，學(xué)習(xí)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(guān)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(dǎo)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(qū)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(xiàn)，為滿足廣大群眾的要求，政府會努力提高教育質(zhì)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(jīng)濟增長[23]。在經(jīng)濟活動中，面對交易風(fēng)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(jiān)管部門行賄的可能：如果某企業(yè)認為對手已向監(jiān)管部門行賄，那么該企業(yè)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(yù)見性與政策執(zhí)行的有效性。政府政策的提出不僅要關(guān)注短期利益，更要重視經(jīng)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(chǎn)生短視行為的風(fēng)險，使得該政策更容易受到認可，并最終提高政策執(zhí)行的有效性。

三、數(shù)據(jù)來源、研究設(shè)計與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2015年(2014年除外)全國31個省份的面板數(shù)據(jù)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(diào)查數(shù)據(jù)庫(CGSS)2010—2013年和2015年數(shù)據(jù)。由于2014年數(shù)據(jù)為中國老年社會追蹤的專項調(diào)查，不適用本文研究，故舍去。被解釋變量經(jīng)濟增長(Growth)和其他控制變量來自歷年中國統(tǒng)計年鑒、各省份統(tǒng)計年鑒及萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫。

(二)研究設(shè)計

絕對收斂假說假定經(jīng)濟體之間擁有相同的偏好和技術(shù)，在達到穩(wěn)定狀態(tài)時，這些經(jīng)濟體的單位有效勞動資本存量和單位有效勞動產(chǎn)出也會相同[24]；而條件收斂假說則假定不同經(jīng)濟體之間的偏好和技術(shù)并不是完全相同的，即各經(jīng)濟體的技術(shù)進步率存在一定差異，因而在達到穩(wěn)定狀態(tài)時，各經(jīng)濟體的單位有效勞動產(chǎn)出不會完全等同，這也就意味著各經(jīng)濟體的差距不會隨著發(fā)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(jīng)濟體之間技術(shù)進步率出現(xiàn)差異的原因，可能源于各經(jīng)濟體內(nèi)部制度文化的差異，而社會信任又是經(jīng)濟體制度與文化重要的外在表現(xiàn)形式，因而社會信任可能是影響經(jīng)濟增長與地區(qū)發(fā)展的重要因素[25]。為探討兩者之間的關(guān)系，崔巍和陳琨(2016)在條件收斂公式的基礎(chǔ)上進行了相應(yīng)的調(diào)整，如式(2)所示：

(2)

其中，α為常數(shù)項，εi為誤差項。

式(2)中，xi是指一組影響穩(wěn)定狀態(tài)時技術(shù)進步率和單位有效勞動產(chǎn)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(shù)進步率的地區(qū)差異，同時也可以解釋經(jīng)濟發(fā)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(yīng)和時間固定效應(yīng)，避免一些不可觀察的地區(qū)和時間影響因素的干擾，調(diào)整后如式(3)所示，即本文使用的實證檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

Growthit=β0+β1Trustit+β2Xit+μi+λt+εit

(3)

其中，Growthit代表第i個省份第t年GDP指數(shù)的自然對數(shù)，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(yīng)，λt代表時間固定效應(yīng)，εit為殘差項。

(三)變量設(shè)置及解釋

1.被解釋變量

各省份的經(jīng)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(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)指數(shù)，作為衡量地區(qū)經(jīng)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(guān)信任的調(diào)查問題——“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)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(shù)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(chǔ)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(chǎn)出越高。借鑒眾多學(xué)者[24-26]的做法，將儲蓄率定義為資本形成總額(固定資產(chǎn)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(chǎn)率提升具有積極的影響。參考已有研究的做法，選取對外貿(mào)易金額(出口金額+進口金額)占GDP的比重，作為衡量地區(qū)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(jīng)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(yè)和個體就業(yè)人數(shù)之和在從業(yè)人數(shù)總數(shù)中所占的比重作為市場化程度的度量指標。各地區(qū)的從業(yè)人員總數(shù)為三大產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員之和。(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。大多數(shù)學(xué)者認同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的促進作用，但也有學(xué)者注意到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)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(qū)第三產(chǎn)業(yè)GDP與第二產(chǎn)業(yè)GDP的比值作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標。(5)勞動力。根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，勞動力數(shù)量的增加可以增加產(chǎn)出水平。本文采用各地區(qū)三大產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員之和的自然對數(shù)作為衡量勞動力數(shù)量的指標，并在全樣本模型中引入東部地區(qū)和中部地區(qū)虛擬變量以考察信任對經(jīng)濟增長影響的地區(qū)差異。具體見表1。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)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(chǎn)形成總額與存貨變動之和大于該省份GDP，此種情況出現(xiàn)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面，各省份第三產(chǎn)業(yè)GDP/第二產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)GDP略大于第三產(chǎn)業(yè)，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(shù)量的自然對數(shù)均值為7.545，最大值和最小值分別為8.800和5.156。

四、實證結(jié)果

實證研究思路如下：一是檢驗社會信任對經(jīng)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(nèi)生性進行檢驗；三是通過替換數(shù)據(jù)庫的方法對以上實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗；四是根據(jù)人群和地區(qū)將樣本進行分類估計，檢驗社會信任對經(jīng)濟增長的作用是否存在異質(zhì)性。

(一)回歸結(jié)果

表2的模型(1)表示在未加入控制變量前，社會信任對經(jīng)濟增長的回歸結(jié)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(yīng)模型及固定效應(yīng)模型等回歸方法估計社會信任對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果均顯示社會信任對經(jīng)濟增長具有正向的促進作用，與大多數(shù)學(xué)者的結(jié)論相一致，說明社會信任確實可以促進經(jīng)濟增長。根據(jù)F檢驗，選取固定效應(yīng)模型作為主要的估計方法，發(fā)現(xiàn)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(jīng)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(shù)與預(yù)期一致，除勞動力變量以外，所有變量的回歸系數(shù)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(jīng)濟增長提高0.359個百分點；開放度提高1個單位，可以使經(jīng)濟增長提高0.536個百分點；市場化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每提高1個單位，經(jīng)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(jié)果

(二)內(nèi)生性檢驗

雖然在以上回歸模型中加入了諸多影響經(jīng)濟增長的因素，但仍可能存在一些遺漏變量使得估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤，甚至使社會信任與經(jīng)濟增長出現(xiàn)“反向因果”的關(guān)系。為避免因遺漏變量產(chǎn)生內(nèi)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(nèi)生性問題，本文使用民族多樣性指數(shù)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(jīng)濟增長的影響。具體見式(4)：

(4)

其中，Divi表示構(gòu)建的民族多樣性指數(shù)，即工具變量，Sij表示i地區(qū)j民族的人口數(shù)除以該地區(qū)全體人口的數(shù)量，即可以得到j(luò)民族占i地區(qū)人口數(shù)量的比重，Sij也可以理解為在i地區(qū)隨意抽取一個恰好為j民族的概率。民族多樣性指數(shù)表示該地區(qū)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(qū)民族多樣性越高。民族多樣性指數(shù)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(dāng)?shù)厣鐣湃嗡剑好褡鍍?nèi)部獨特的文化、語言和風(fēng)俗習(xí)慣等有利于族群內(nèi)部社會信任的產(chǎn)生和發(fā)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(chǎn)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(xiàn)象，短期內(nèi)很難對經(jīng)濟增長產(chǎn)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(jié)果，模型(1)和模型(2)是未加入控制變量的結(jié)果，模型(3)和模型(4)是加入控制變量后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，使用民族多樣性作為工具變量后回歸結(jié)果仍然顯著，表明在克服變量的內(nèi)生性問題后，社會信任對經(jīng)濟增長仍具有顯著的正向影響，驗證了本文結(jié)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(jié)果

2.變量滯后法

為進一步檢驗?zāi)Ｐ偷膬?nèi)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(jīng)濟增長的影響，表4給出了相應(yīng)的回歸結(jié)果。模型(1)表示只有滯后一期的社會信任與經(jīng)濟增長的估計結(jié)果，模型(2)—模型(4)分別表示加入各個控制變量后的估計結(jié)果。可以看出，社會信任在滯后一期后，仍對經(jīng)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(jīng)濟增長的促進作用是可靠的。

表4 變量滯后模型回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為確保以上結(jié)果的穩(wěn)健性，避免因選擇樣本的不同而導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)差異，本文通過替換數(shù)據(jù)庫的方法對實證結(jié)果的穩(wěn)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(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫。模型(1)僅表示社會信任對經(jīng)濟增長影響的估計結(jié)果，模型(2)—模型(4)則是依次加入控制變量進行回歸的結(jié)果?？梢钥吹?，在加入全部控制變量后，社會信任對經(jīng)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(jīng)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和勞動力對經(jīng)濟增長的影響方向也沒有發(fā)生較大變化。

表5 更換數(shù)據(jù)庫所得社會信任對經(jīng)濟增長影響的估計結(jié)果

模型(5)—模型(8)的信任數(shù)據(jù)借鑒了董等人(Dong et al.，2018)[29]的做法，將中國企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)報告中有關(guān)企業(yè)經(jīng)營的誠信社會環(huán)境指數(shù)作為衡量一個地區(qū)信任水平的指標?？梢钥闯觯貧w結(jié)果依然沒有發(fā)生較大變化，只是利用誠信社會環(huán)境指數(shù)作為社會信任的替代變量，影響系數(shù)有所降低。通過以上回歸結(jié)果可知，在更換數(shù)據(jù)庫以后，社會信任對經(jīng)濟增長的影響及因果關(guān)系均沒有發(fā)生太大變化，因而本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

(四)社會信任作用的異質(zhì)性分析

社會信任對經(jīng)濟增長的影響可能隨著人群和地區(qū)的不同呈現(xiàn)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(qū)維度上的異質(zhì)性作用。

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

表6 按不同人群和地區(qū)分類的回歸結(jié)果

五、機制檢驗

接下來進一步考察社會信任影響經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)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(jīng)濟增長產(chǎn)生直接影響，也強調(diào)了社會信任可能通過金融市場發(fā)展、創(chuàng)新及其成果傳播、人力資本水平提升等途徑影響經(jīng)濟增長。為檢驗社會信任影響經(jīng)濟增長的作用機制是否存在，本文將金融市場、創(chuàng)新活動、人力資本作為中介變量，構(gòu)造中介效應(yīng)模型對此進行實證檢驗。具體模型和實證結(jié)果如下所示。

(一)中介模型設(shè)定

本文參考余泳澤等(2017)[30]所使用的中介效應(yīng)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(qū)，εit1—εit5為隨機擾動項，且服從標準的正態(tài)分布。式(5)估計社會信任對經(jīng)濟增長影響的總效應(yīng)，系數(shù)β1衡量總效應(yīng)的大??；式(6)估計社會信任對金融發(fā)展的影響；式(7)估計社會信任對創(chuàng)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(shù)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(jīng)濟增長的直接效應(yīng)。將式(6)—式(8)代入式(9)中，可以觀察社會信任通過金融發(fā)展、創(chuàng)新活動及人力資本等途徑對經(jīng)濟增長的影響，若ρ2、ρ3和ρ4的系數(shù)依然顯著，而ρ1不再顯著，即表明社會信任對經(jīng)濟增長的影響全部由這些中介變量進行傳導(dǎo)；若ρ1依然顯著，則表明社會信任對經(jīng)濟增長的影響部分由這些中介變量進行傳導(dǎo)。

(二)估計結(jié)果分析

表7匯報了中介變量的估計結(jié)果。模型(1)估計了社會信任對經(jīng)濟增長的總效應(yīng)；模型(2)—模型(4)表明社會信任對金融發(fā)展、創(chuàng)新活動和人力資本等中介變量的影響系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；模型(5)—模型(7)表明金融發(fā)展與人力資本水平對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，創(chuàng)新活動對經(jīng)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(fā)展、創(chuàng)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(jīng)濟增長影響的系數(shù)均有所下降，且在包含創(chuàng)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(jīng)濟增長的影響部分地由這些中介變量進行傳導(dǎo)；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(shù)均發(fā)生了較大變化，由此可以說明社會信任確實通過金融發(fā)展、創(chuàng)新活動與人力資本等渠道對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。

表7 社會信任與經(jīng)濟增長：影響機制檢驗

六、結(jié)論與啟示

雖然大多數(shù)國內(nèi)外學(xué)者均認為社會信任在經(jīng)濟生活中具有潤滑劑和催化劑的作用，但仍有少部分學(xué)者通過實證發(fā)現(xiàn)社會信任與經(jīng)濟增長并無相關(guān)性，甚至出現(xiàn)了負相關(guān)。為回答這個爭議，同時也為研究在中國轉(zhuǎn)型發(fā)展的特殊階段，社會信任是否對經(jīng)濟增長產(chǎn)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(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)及由CGSS數(shù)據(jù)庫得到的社會信任數(shù)據(jù)，通過基準回歸模型和中介效應(yīng)模型進行實證分析。在此基礎(chǔ)上，得出以下兩點結(jié)論：第一，社會信任對經(jīng)濟增長具有顯著的正向作用，但在按照地區(qū)劃分的分樣本中存在異質(zhì)性，即社會信任對經(jīng)濟增長的作用在中部地區(qū)更為明顯；第二，社會信任對經(jīng)濟增長的作用機制為不完全中介效應(yīng)，一方面通過降低交易成本和促進合作直接影響經(jīng)濟發(fā)展，另一方面也通過金融市場發(fā)展、創(chuàng)新活動的開展以及人力資本積累等途徑作用于經(jīng)濟增長。

中國是一個典型的人情-關(guān)系社會，在現(xiàn)代市場經(jīng)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(xiàn)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(jīng)濟增長具有正向的促進作用，因此有必要采取相應(yīng)措施改善中國信任環(huán)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(yīng)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(chǔ)設(shè)施，提高社會個體信息交流的頻率與質(zhì)量，加速社會信任的形成；最后，培育企業(yè)與個人的守信文化，為社會信任的提升提供夯實的基礎(chǔ)。