1. 引言
如何提高居民收入一直是学界关注的重要话题。个人收入问题不仅关系着国民经济的发展，更关系到国家安全与社会稳定，实现个人收入增加有利于满足人民日益增长的美好生活需要。近年来随着我国经济发展进入新常态，经济发展方式逐渐发生转变，由出口导向型转变为内需拉动型，构建以国内大循环为主体，国内国际双循环的新发展格局也成为新任务。促进国内循环离不开刺激居民消费，而个人财力是消费的前提，因此增加个人收入至关重要。2023年居民人均可支配收入为3.92万元，虽然相较2022年有所增长，但在世界国家中仍处于偏低水平，与发达国家人均收入还存在较大差距。因此探讨如何增加个人收入仍然对我国经济持续健康发展具有深远意义。当前学者对提高个人收入的研究主要集中在制度因素、政策因素、市场因素等宏观层面，性别、年龄、受教育程度、健康水平、党员身份等个人层面以及社会资本上。
社会资本作为一种非正式制度，在信息传递和弥补市场缺陷方面具有重要作用 [1] 。社会信任是社会资本的重要组成部分，同样具有弥补正式制度缺陷的作用，并且能够从多个维度对社会经济产生作用，并影响社会当中寻利活动的规模和强度 [2] 。社会信任程度越高，往往能够降低市场中的交易成本，提高交易的效率，从而促进企业绩效的提升以及个人保险的购买 [3] [4] 。也有少数研究关注了社会信任对居民收入的影响，但大多聚焦农村居民或缺乏数据支撑。
鉴于此，本文利用2020年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，选取16~65岁的居民作为研究对象，实证研究社会信任对个人收入的影响，并从多角度进行异质性分析和作用机制分析，从而更加深入地分析社会信任对经济行为的作用。本文的主要探索在于：第一，研究社会信任影响企业和市场行为的文献较为丰富，但关注社会信任对个人收入影响的研究较少。本文从社会信任的视角研究个人收入，补充和拓展了对个人收入影响因素的研究成果。第二，本文探讨了社会信任对个人收入影响机制，证明社会信任通过信息渠道和晋升渠道对个人收入产生影响，丰富了现有研究中的机制分析。
余下内容安排如下：第二部分是文献综述；第三部分是数据与变量；第四部分为社会信任对个人收入影响的实证分析；第五部分为社会信任影响个人收入的异质性分析和作用机制分析；第六部分是研究结论。
2. 文献综述
2.1. 社会信任的文献综述
关于社会信任，不少社会学家都对此给予高度关注并积极展开讨论。Luhmann (1979) [5] 最早开始比较系统的研究，他认为可以把社会信任分成人际信任与制度信任，他还表示通过社会信任，可以达到简化复杂性的目的。韦伯将社会信任分成两类：特殊信任和一般信任，前者是以血源关系为基础而发展起来的信任，后者则是以相同信仰为基础而建立的陌生人之间的信任。在本研究当中出现的社会信任均为一般信任，即与陌生人之间的信任。
社会信任作为社会资本在某种程度上的重要体现，对经济发展的意义不言而喻。社会信任得到经济学家的关注最早可以追溯到18世纪。Smith (1766) [6] 最早开始注意到信任和经济行为之间的关系，他表示没有道德和习惯，交易活动就很难进行，经济自然会受到影响。到20世纪的中后期，因为一些新发展起来的经济学派，人们开始慢慢意识到交易成本、不完全信息和社会文化层面的因素等对经济发展有较大的影响，于是开始以社会资本的视角，对信任进行更为深入的研究。Arrow (1972) [7] 通过观察，发现相互信任普遍存在于交易活动中，并且发现信任可以发挥社会经济构建、运行润滑剂的作用，如果相互信任缺失，必然会导致经济发展的落后。Coleman (1988) [8] 认为信任来源于一种有目的的行为，即在风险当中尽可能地寻求最大利益。North (1990) [9] 认为可以把一个国家经济长期不发达归结到没有发展出高效率、低成本的执行机制。Putnam (1993) [10] 将信任归类到社会资本当中，并指出这种资本是可以通过影响人们的行为来达到提高经济效率的目的。福山(1998) [2] 认为信任对经济的影响实际上是文化影响经济的一个途径和一种表现形式，其机理是通过信任对经济规模、交易方式进行直接影响。
经济学家对社会信任和经济的关系进行系统性的实证研究差不多是在20世纪末才开始的。Knack等(1997) [11] 使用世界价值观调查所获取的统计数据来对29个市场经济国家的信任水平进行测度，然后通过实证分析得出信任可以显著地促进经济增长，并且这种促进作用对于一开始经济发展水平就比较低的国家会更加明显。Zack等(2001) [12] 通过建立一个包括市场上三种角色(消费者、投资经纪人和厂商)在内的一般均衡模型，将信任作为内生变量加入模型当中，研究发现社会信任水平越高，整个社会的总产出也会越高。Dince等(2010) [13] 利用美国的相关数据进行实证检验，发现美国社会信任水平的提高，可以使人均收入增长率得到增加。张维迎等(2002) [14] 基于中国省级的相关数据进行探讨研究后发现：社会信任对于中国经济发展不均衡有较强的解释力。不管是经济增长速度、企业规模分布、企业效益还是引进投资等，都与社会信任具有相关性。张宗勇(2006) [15] 通过对中国社会信任与衡量金融市场的发展水平的相关指标进行实证分析，发现社会信任水平的提高可以促进金融市场的发展，金融市场的不断发展也可以对社会信任水平起到一个反向促进作用。张爽等(2007) [16] 利用在中国农村所获取的数据，对信任在个人层面上给经济发展所带来的影响进行考察，主要是研究社会信任是否可以减少贫困或者增加收入。研究的结果表明，农村地区社区层面的社会信任可以在一定程度上有效地降低贫困。陈雨露等(2008) [17] 采用一个较大样本进行研究，回归结果证实了社会信任是能够显著提高金融体系的效率。
2.2. 个人收入的文献综述
总体上可将影响个人收入的因素分为宏观因素和个人因素。
宏观因素可包括制度因素、政策因素、市场因素和迁移因素等。马磊等(2005) [18] 从政治制度和政府责任入手，探讨了我国居民收入不平等的现象。市场分割因素也会导致不同地区之间的收入不同，且差距存在变化的趋势。王德文等(2004) [19] 来在研究农村移民对城镇居民的影响时，从劳动力市场分割的视角出发，结果发现农村移民对城镇居民的替代作用并不是一直在扩大，而是有限的；萨缪尔森(1996) [20] 在他的书中表示，外来移民会打破当地就业格局，使本土工人的就业发生改变，工资水平也会受到负面影响。
影响个人收入的微观因素主要集中在个体特征、人力资本、政治资本和社会资本上。个人层面中关于性别和个人收入，已经有不少研究。大部分学者认为性别的不平等在个人收入上也得到了体现。王肖婧(2018) [21] 从人力资本和社会资本两个途径来分析了女性个人收入在劳动力市场所受到的不平等；李春玲等(2008) [22] 通过实证研究证明我国社会收入差距的拉大，有一部分来自于性别收入差距的拉大，性别因素对收入分配的影响并不是直接的、显性的，但确实是存在的。市场竞争并不会导致收入性别差距的扩大，相反，完善的市场竞争体制有利于虽小收入的性别差距。关于年龄对个人收入的影响，并不能用绝对的年龄与收入进行匹配。通常来说工人的工资会随着年龄的增长而逐渐增加，但是在年龄达到一定程度之后，年龄的继续增长很可能会导致工资水平的降低。所以边燕杰(2012) [23] 认为在分析对收入不平的影响因素时，必须将年龄与其他因素相结合才行。此外，郭小慧(2023) [24] 发现互联网的使用能够通过学习行为、创业行为等途径，极大地促进农村地区居民收入增加。
人力资本对个人收入的影响，不管是国内还是国外都已经研究的相当成熟，进行人力资本投资会延迟个人收入收的获得，但受教育程度越高，意味着其一生能够获得的收入也会越多。刘国恩等(2004) [25] 基于CHNS的调查数据发现，通过投资健康，个人生产力能够得到提高，从而得到更多的收入，摆脱贫困。樊明(2002) [26] 认为个人健康状况可以影响工作时长、工资水平，健康能影响个人收入是在于它可以提高就业的机会。李谷城等(2006) [27] 的研究指出，农民个人收入对个人健康状况依赖程度高，通过完善医疗服务使农民的健康得到保障，有利于增加他们的收入。
政治资本和社会资本对个人收入也有影响。在考察政治资本对个人收入的影响时，一般选取党员身份作为政治资本的代理变量，从而方便对政治资本进行测度。李爽等(2007) [28] 的实证结果可以表明，党员身份对收入有显著的正向影响，肯定了政治资本对个人收入的重要性。Knight等(2002) [29] 基于中国的调查数据同样发现，党员身份能促进个人收入水平的提高。对于社会资本，黄英伟等(2011) [30] 利用22个省的农户数据，发现丰富的社会网络资源可以分散农户的风险，使其抗风险能力得到提高，还可以加快农户间信息的传播，从而提高农户的收入。
2.3. 社会信任对个人收入的影响
社会信任对经济生活具有重大影响。部分学者认为社会信任能够促进个人和家庭收入的增加，不过也有研究发现社会信任对个人经济收入的影响并非是单纯促进这么简单，莫玮俏等(2021) [31] 发现社会信任对个人经济收入的影响呈倒U型，也就是说是存在一个社会信任度使得个人经济水平达到最优状态。
社会信任作为一种非正式制度，能够促进职场中的信息流动，从而打破自身面临的信息部队称问题，实现个人利益最大化。农村居民收入上升在很大程度上取决于能否获得丰富、及时和准确的信息 [32] 。信息流通越通畅，农民工工资收入水平越高。此外社会信任度高的人，乐于与陌生人相处，参与更多的社交活动，从而扩大自己的信息渠道和社交网络。在职场中，通过“弱关系”即仅仅是相识的关系或者普通朋友得到的工作信息对职业向上流动的机会大于通过好朋友亲属介绍得到的工作信息而向上的职业流动。对这一现象的解释为“弱关系的强度”，Granovetter (1973) [33] 据此提出了著名的“弱关系假设”，强调了在现代社会中弱关系对个体发展的重性要。进而，“弱关系”对一个个体的潜在流动性起着特殊的作用。边燕杰(2001) [23] 在其研究中指出，要实现职业向上流动，除了通过更广泛的弱关系获取职位信息外，还需要借助强关系进行实质性的人情交换。国内其他研究也证明，社会网络关系对于社会地位和职业流动至关重要。社会信任还能通过促进农村居民更多地选择非农就业，从而实现个人收入的增加 [34] 。
3. 数据和变量
3.1. 数据来源
本文主要从微观层面研究社会信任对个人收入的影响，采用CFPS2020的调查数据进行考察。该数据由北京大学中国社会科学调查中心收集并发布，涉及31个省(市或自治区)，样本数量大，数据可靠性强，内容涵盖本研究所需的社会信任、收入情况、受教育情况以及更多详细的个人和家庭数据，为本研究提供了强有力的数据支撑。结合本文研究内容，对数据进行以下处理：先将成人问卷和家庭进行一一匹配，得到同时包含受访对象个体特征和家庭特征的样本数据，再根据变量的具体经济意义，进行筛选和处理，删除无效和缺失的样本，最终获得有效样本5773个。
3.2. 变量选取
被解释变量：个人收入水平。选择一年内个人所有工作的税后收入来进行衡量，该变量的信息来自成人问卷。
解释变量：社会信任。虽然对社会信任的研究早在上世纪八十年代便已开始，但是在经济学实证过程中，如何量化社会信任仍是当前研究正在探讨的问题。国内有学者在研究社会信任的相关问题时，采用由张维迎、柯荣住委托“中国企业家调查系统”于2000年对全国进行的调查，但也仅能获得省级层面的信任程度。还有学者采用世界价值观调查中对于信任水平的度量，该数据是目前国际上公认的较为权威的数据。该调查第一次开始是在1981年，距今已有38年的历史，期间已拥有开展了五次调查，该调查目前覆盖了100多个国家、90%左右的全球人口。该调查问卷中有围绕信任的问题：“一般来说，你认为大多数人可以被信任，还是在与人相处时必须小心？”，有效选择回答可分为“是”和“否”，以被调查对象中回答“是”的人数占该国家或地区受访者总数的比例，作为这个国家或地区社会信任水平的度量。本文倾向从微观角度，研究一般信任对个人收入所带来的影响，因此选用成人问卷中“对陌生人的信任程度”这一问题进行衡量，回答者需根据自身情况在非常不信任到非常信任之间进行0~10分的打分，能够反映个人的一般信任度。
个人特征层面控制变量：① 性别。若受访者为男性，赋值为1，女性，赋值为0。② 年龄。加里·贝克尔提出过“年龄–收入曲线”，随着年龄的增长，工作年限和工作经验增加，从而影响个人收入。年龄变量为连续变量。③ 年龄平方。④ 户口。农村户口和非农户口会影响个人获取的资源，从而导致收入差距。对农村户口赋值为1，非农户口赋值为0。⑤ 婚姻状况。已婚赋值为1，未婚赋值为0。⑥ 健康状况。受访对象的健康状况将直接影响其劳动收入，健康状况来自CFPS成人问卷中受访者对健康状况的自评。将非常健康、很健康、比较健康、一般健康、不健康分别赋值5、4、3、2、1。⑦ 受教育程度。不少研究表明教育与个人收入之间存在显著关系，刘生龙(2008)认为教育对个人收入有正回报率，但这种效应会随着收入的增加而减小。本文采用受教育年限来衡量受访者受教育程度，其中计算标准是小学以下是0，小学是6，初中是9，高中是12，大专记为15，大学记为16，硕士记为19，博士记为22。⑧ 工作是否使用计算机。进入互联网时代后，不少研究发现对互联网使用频率高可以带来较高的收入。回答是则记为1，否则记为0。
家庭层面和省级层面控制变量：① 家庭人口规模。② 家庭住房价值。家庭资本会影响个人经济活动，住房是家庭财富的重要组成部分。③ 人均GDP。采用省级层面宏观数据进行刻画，控制不同省份的经济发展不同所造成的影响。④ 省份。本文按省国标码对受访者所在省份进行赋值。
3.3. 变量描述性统计分析
表1报告了本文所选取变量的基本信息，初步观察发现，社会信任平均值为2.847，处于较低水平，这表明社会的一般信任程度整体偏低；男性与女性数量基本相当；健康状况平均值为3.409，处于比较健康的状态；受教育程度均值达到12.082，基本处于高中水平；其中近六成在工作中会使用到计算机。
Table 1. Descriptive statistical analysis of main variables
表1. 主要变量的描述性统计分析
4. 社会信任对个人收入影响的实证分析
4.1. 基准回归分析
本文采用OLS模型进行基准回归，具体回归结果如表2所示。列(1)至列(4)是逐步加入个体特征控制变量、家庭特征控制变量和省级层面控制变量的回归结果，第(1)列是仅加入核心解释变量得到的二元回归结果，社会信任系数为0.033，且在1%的水平上显著。第(2)列加入个体特征变量后，社会信任对个人收入的促进作用依然在1%水平上显著，只是系数有所下降，从0.033下降至0.013。第(3)列继续加入家庭特征控制变量后，社会信任系数依旧在1%的水平上显著为正。继续加入省级控制变量后结果如第(4)列所示，社会信任系数变为0.011，并保持在1%的水平上显著，该回归结果说明社会信任对个人收入具有显著提升作用。
从控制变量来看，其回归结果与现有研究整体相符。就个人层面的控制变量而言，性别、受教育程度和在工作中是否使用计算机三个变量的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明在个人收入中男性存在性别优势，受教育程度越高，能够积累更多的人力资本从而获得更高的收入，同时在信息化飞速发展的今天，在工作中使用计算机有助于接触更多信息、掌握更多技能，这有利于增加个人收入。婚姻状况回归系数在10%的水平上显著为正，表明已婚人士相较未婚人士收入更高，一方面已婚人士肩负养家重任，在工作中会更认真从而获得加薪，另一方面与职场环境相关，大多数企业会通过增加已婚人士的收入从而展示出更多的人文关怀。年龄和年龄平方的回归系数分别为一正一负，且均在1%的水平上显著，这说明个人收入是随年龄的增加呈现倒U型变化的，与现有研究结论相符。而户口的回归系数在1%的水平上显著为负，非农户口相较农村户口更可能迈入高的收入水平，这也与现实社会中存在较大城乡差距这一现状相吻合。从家庭层面和省级层面来看，家庭人口规模在1%的水平上显著为负，随着家庭人口规模的增大将不利于个人收入增加。而在家庭住房价值、人均GDP和省份上，回归系数均在1%的水平的显著为正。
Table 2. Regression results of the impact of social trust on personal income
表2. 社会信任对个人收入影响的回归结果
注：(1) ***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；(2) 括号内为稳健标准误，如无特别说明，下同。
4.2. 稳健性检验
为进一步检验基准回归的结果的稳健性，本文根据模型、数据和研究问题的具体情况，选择缩尾处理、替换被解释变量、替换解释变量三种方法来进行检验。
1. 缩尾处理
为防止异常值对回归结果的影响，本文将样本按个人收入和社会信任分别进行1%缩尾处理以检验基准回归结果的稳健性。数据缩尾处理后的回归结果如表3第(1)列所示，社会信任回归系数为0.008，略小于基准回归中的系数0.011，不过仍然显著。表明缩尾处理过后，社会信任对个人收入仍具有显著提升作用，说明基准回归结果具备一定的稳健性。
Table 3. Robustness test-winding processing, replacement of explained variables
表3. 稳健性检验–缩尾处理、替换被解释变量
2. 替换被解释变量
本文在基准回归中采用受访对象过去一年的税后工资总收入作为个人收入，除此之外，家庭人均收入也能在一定程度上反映个人收入水平。将家庭人均收入作为被解释变量进行回归，结果如表3第(2)列所示，回归样本数有所增加，社会信任回归系数与基准回归中的系数基本相同，且在1%的水平上显著为正。这表明在替换被解释变量进行回归后，仍然支持基准回归的结果，说明基准回归结果是稳健的。
3. 替换解释变量
解释变量社会信任在基准回归中采用的是对陌生人的信任程度的打分，考虑到不同受访者对社会信任的主观评价标准可能存在差异，本文进一步将按照评分将社会信任分为三类，构建新的社会信任指标：当受访者评分为0~4分时，变量赋值为1，表示“非常不信任”，当受访者评分为5~7分时，变量赋值为2，表示“一般信任”，当受访者评分为8~10分时，变量赋值为3，表示“非常信任”。表4第(1)列为更换为新社会信任的回归结果，回归系数在1%的水平上显著，表明社会信任仍对个人收入具有显著的正向影响，基准回归结果具有稳健性。除此以外，家庭中平均社会信任也能反映个人的社会信任水平，因此采用家庭平均社会信任进行回归，结果如表4第(2)列所示，表明社会信任仍对个人收入具有显著正向作用。另外，本文关注的社会信任是一种对陌生人的信任，也就是一般信任，因此采用家庭人均社会捐助能够在一定程度上反映出这种一般信任程度，进行OLS回归后结果呈现如表4第(3)列，解释变量回归系数为0.013，略大于基准回归，并依然显著，这表明基准回归结果具有稳健性，社会信任对个人收入具有正向促进作用。
4.3. 内生性检验
尽管基准回归通过了上述的种种稳健性检验，但是社会信任与个人收入之间是否存在双向因果的问题？一方面，社会信任度增加能够为受访者提供更多信息，获得更多资源从而促进个人收入的增加，但另一方面有可能个人收入更高的个体，在自身条件和发展较好的情况下心理防备界线更低，更容易对社会对他人产生信任。综上，为了尽可能缓解可能存在的内生性问题，本研究采用工具变量的方法进行内生性检验。考虑到同村其他人的社会信任水平会在一定程度上影响受访者自身的社会信任水平，同时对受访者的个人收入不会造成影响，本文将同村其他人的社会信任水平构建为工具变量，并用两阶段最小二乘法(2SLS)进行内生性检验，回归结果如表5所示。第一阶段回归结果中，表明回归中不存在弱工具变量问题，且村居社会信任对受访者社会信任水平有显著正向影响。第二阶段回归结果中可以看到社会信任回归系数为0.088，相较基准回归结果的系数变小，但仍在10%的水平上显著，这说明社会信任对个人收入具有显著提升作用。
Table 4. Robustness test-replacing explanatory variables
表4. 稳健性检验–替换解释变量
Table 5. Instrumental variable test results
表5. 工具变量检验结果
注：1. Kleibergen-Paap rk LM检验的原假设为“H0：工具变量识别不足”，括号内的相应报告为P值；2. Kleibergen-Paap rk Wald F检验的原假设为“H0：工具变量弱识别”，括号内为10%显著水平的临界值。
5. 异质性分析和机制分析
5.1. 异质性分析
1. 性别、户口
对不同性别的群体进行回归发现，不管是对男性还是女性而言，社会信任的提升都能显著地促进个人收入增加。回归结果如表6所示，其中男性的社会信任回归系数略低于女性，表明这种促进作用对女性的影响略大于男性，不过相差较小。本文在设立个人收入这一变量时，采用的是税后工资性收入，女性在职场中长久以来处于相对弱势的地位，对他人的信任能够给女性带来更多回报，因此社会信任对其收入的影响也就更大。对不同户口的个体进行回归发现，尽管社会信任对农村户口和非农户口都有显著正向影响，但对农村户口的影响十分有限，对非农户口的影响更大。农村户口的个体可能有更多的农村生活，长期处于熟人社会使得他更依赖于家庭和亲友的关系，因此一般社会信任对其作用较小。
Table 6. Regression results of samples by gender and household registration
表6. 分性别、户口样本回归结果
Table 7. Sample regression results by age group
表7. 分年龄段样本回归结果
2. 分年龄段
处于不同时期的个体对社会信任和个人收入都有不同看法，因此本文从不同年龄段入手，进行社会信任对个人收入的异质性分析。根据样本分布比例和实际情况，本文将样本年龄分为青年、中年和老年三个子样本，其中青年群体年龄为25岁及以下、中年群体年龄为25~43岁和老年群体年龄为43岁及以上，回归结果如表7所示。其中社会信任对个人收入的影响在老年群体中不显著，对青年群体在10%的水平上显著为负，对中年群体在1%的水平上显著为正。这可能是因为在青年时期要想增加个人收入更多地是通过自身人力资本发挥作用，作为进入职场的新人，过高的社会信任反而可能使自己在职场中陷入不利地位，因此社会信任对个人收入在青年群体中体现为负面影响。而中年群体作为积累丰富经验和技能的职场人，较高的社会信任能够帮助他向周围释放善意，有利于其后续工作的开展以及拓宽自身人脉，因此社会信任能促进其个人收入。
3. 分教育水平
不同教育水平能在一定程度上决定自身人力资本的高低，能够对个人收入产生直接影响，但不同教育水平群体对社会信任的理解不同，因此社会信任对个人收入产生的影响也随着群体的变化而发生改变。本文将全样本分为初等教育、中等教育和高等教育三个子样本，将受教育年限 ≤ 6定义为初等教育，将6 < 受教育年限 ≤ 12定义为中等教育，将受教育年限 > 12定义为高等教育，分别进行回归，结果如表8所示。社会信任对个人收入在三个子样本中均有显著正向影响，其中在初等教育群体和高等教育群体中，这种促进作用更为明显，而对接受中等教育群体而言，社会信任对个人收入的正向影响相对较小。这可能是因为初等教育者由于自身文化水平受限，通过人力资本促进收入增加的渠道容易受限，因此社会信任的增加能够弥补他在受教育程度上的不足，帮助他增加个人收入。对接受过高等教育的群体而言，社会信任能够拓宽信息接收渠道、有利于社会资本的积累。但对处于中间层面的群体，一方面想通过个人实力实现增收，但又不可避免受到限制，另一方面又无法只依靠其他渠道实现增收，陷入了进退两难的局面，因此社会信任对其收入增加有促进作用，但作用并不大。
Table 8. sample regression results by education level
表8. 分教育水平样本回归结果
5.2. 机制分析
1. 信息渠道机制
信息渠道的扩大有利于帮助个体打破信息不对称，获得更多工作机会和其他有帮助的信息，从而促进收入增加。为了检验信息渠道这一机制，本文采用CFPS问卷中的问题“他人转告作为信息渠道的重要程度？(1表示非常不重要，5表示非常重要)”来衡量社会信任信息渠道，机制检验结果如表9第(1)列所示。可以看到，社会信任的提升能够在1%的水平上显著增加他人信息的对受访者的重要程度，帮助受访者获得更多信息，有利于工作收入的增加。
2. 晋升渠道
社会信任度高能够在职场中释放更多善意，创造更多的晋升机会从而实现收入的增加。为了检验晋升渠道这一机制，本文采用CFPS问卷中的问题“对这份工作的晋升机会有多满意？(1表示非常不满意，5表示非常满意)”来衡量社会信任晋升渠道，机制检验结果如表9第(2)列所示，社会信任对晋升满意度在5%的水平上存在正向显著影响。晋升满意度代表职位晋升是否符合预期，晋升满意度越高，通常意味着个体获得了一定晋升。因此，社会信任能够通过影响个体的晋升满意度，从而进一步影响个体收入水平。
Table 9. Mechanism analysis: information channels, promotion channels, favor gift expenditure channels
表9. 机制分析：信息渠道、晋升渠道、人情礼支出渠道
6. 结论
社会信任作为一种非正式制度，能够对正式制度运行过程中的不足进行补充和弥补，同时，较好的社会信任有利于社会和谐、国家稳定。社会信任通过影响个人的主观特征从而影响个人收入，对增加居民收入具有重要意义。本文基于CFPS2020年的数据，建立计量模型并进行实证分析，考察了社会信任对个人收入的影响及机制，得出如下基本结论：
第一，社会信任对个人收入具有显著的正向作用，这一结论在通过缩尾处理、替换被解释变量和解释变量三种稳健性检验后依然成立，表明社会信任对个人收入的促进作用具有稳健性。同时考虑到可能存在的内生性问题，本文采用工具变量的方式缓解潜在内生性，使得研究结果具有可靠性。
第二，社会信任对个人收入的促进作用在性别、户口、年龄和受教育水平四个维度上呈现出异质性，其中女性、非农户口、中年、初等教育、高等教育等群体受到社会信任对个人收入的促进作用更大。
第三，社会信任显著影响个人收入的作用渠道为信息传递机制、职位晋升机制。社会信任通过促进信息流动和传递、促进个人在职位上的晋升从而增加收入。