單德朋，張永奇，馬夢迪

(西南民族大學 經濟學院，四川 成都 610041)

一、研究背景

隨著中國特色社會主義進入新時代，社會主要矛盾已經轉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、深化收入分配機制改革不僅具有重要的理論價值，更具有緊迫的現實意義。

諸多學者從政府政策、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)經濟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)略延緩了城市化進程，擴大了城鄉(xiāng)收入差距[3]。劉玉光等利用微觀樣本數據，發(fā)現中國金融發(fā)展拉大了城鄉(xiāng)收入差距[4]。呂煒等發(fā)現戶籍比率的擴大進一步擴大了城鄉(xiāng)收入差距[5]。楊曉軍的研究指出，增加農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]。從現有研究中能夠看出，眾多學者已經對城鄉(xiāng)收入分配問題進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農村地區(qū)基礎設施建設，促進農村地區(qū)經濟發(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民收入增長乏力[7]。在中國經濟增速放緩和“中等收入陷阱”的嚴峻挑戰(zhàn)下，探討如何通過提高農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，這已被大多數學者所認可[8-9]。而社會信任作為社會資本的核心要素，更是備受學術界關注。既往研究指出，社會信任在宏觀上能夠推動經濟增長、增進社會福祉[10]；在微觀上能夠增進個體的幸福感，提高生活滿意度[11]。社會信任在經濟增長和社會發(fā)展中發(fā)揮著重要的作用，因此，本文認為社會信任有助于提高勞動生產率、降低交易成本、促進合作和融資，從而提高個體收入。而中國長期存在的二元分割局面導致農民與市民在社會福利、教育等多個領域存在差距，農民的社會信任水平受到極大影響，進而使得城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大。要改善城鄉(xiāng)收入差距，提高農民社會信任水平十分必要。

相對以往研究，本文的邊際貢獻主要體現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行了異質性研究。就研究思路而言：首先，本文為說明社會信任對農戶個人收入的影響，構建了農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戶個人收入的影響效應；其次采用PSM統(tǒng)計方法，對不同年齡階段、教育背景的農民群體重新匹配，在此基礎上對社會信任與個人收入關系展開進一步分析；最后，在驗證社會信任對農民個人收入具有顯著積極影響的基礎上，進一步探討了社會信任影響農民個人收入的中介傳導機制。

二、文獻綜述

與本文相關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)居民收入差距相關研究

自“二戰(zhàn)”結束以后，劉易斯建立的二元經濟結構模型為發(fā)展中國家的經濟發(fā)展提供了有效的理論指導。大部分發(fā)展中國家按照這種結構模型，依靠傳統(tǒng)部門為現代部門輸送剩余勞動力來促進經濟的高速增長。

但是，經濟高速增長的同時經濟發(fā)展卻出現了極大的不平衡。背后的原因是傳統(tǒng)經濟部門和現代經濟部門勞動生產率并不相同，由此導致了兩部門的居民收入差距開始擴大。經濟發(fā)展不平衡在中國的一個重要表現就是城鄉(xiāng)居民的收入差距問題。郭家堂等的研究發(fā)現，城鄉(xiāng)人均可支配收入比達到2.60，城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大[12]。城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的現實問題引起眾多學者的密切關注。

從宏觀角度出發(fā)，學者們著重探討金融、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年的時間序列數據，發(fā)現低收入群體可以通過金融發(fā)展提高其收入水平，進而改善城鄉(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，認為中國城鎮(zhèn)化是導致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的重要原因[15]。而Li Yingcheng等學者則表示城鎮(zhèn)化縮小了城鄉(xiāng)收入分配差距，要素分配不公平才是導致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的真正原因[16]。

從微觀角度出發(fā)，學者們的關注重點則是教育水平、互聯網使用等因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響。郭麗萍等的研究表明，經濟的發(fā)展和財政支出的增加能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，但或許是因為教育資源分布不均，導致了教育對收入差距的影響系數為正[17]。孫敬水等則認為加大對農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，從互聯網紅利中受益更多的地區(qū)主要集中在東南沿海等經濟發(fā)達地區(qū)[19]。李雅楠等基于2004—2011年中國健康與營養(yǎng)調查數據的研究發(fā)現，互聯網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，學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、數據來源等不同，學者們關于城鄉(xiāng)收入差距影響因素的研究結論始終存在分歧。另外，以往研究偏重探討城鄉(xiāng)收入差距，側重點并未放在農村居民增收上。在中國經濟發(fā)展放緩的趨勢下，找出影響農村居民個人收入的因素，尤其是幫助農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研究

從理論上看，社會信任能夠從三個方面影響農民個人收入水平。第一，社會信任充當社會資本這一角色，能夠增加生產要素的投入，提高農村家庭的勞動生產率，進而增加其收入，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系，有利于雙方增加經濟績效[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，從而增加農村居民收入，進而縮小收入差距[25]。

基于此，本文在參照現有生產函數的基礎上，假設農村地區(qū)只有單個生產部門，構建新的生產函數：

Y=AF(L，(1+λ)K，H，N)

(1)

其中，Y表示產量，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表示這些投入結合以后生產產出的函數，A表示可以得到的一個生產技術的變量，A隨著技術進步而上升，λ表示引入社會資本后，將會提高生產率，進而提高現存的物資資本量。

許多生產函數都具有規(guī)模收益不變的特征。如果生產函數是規(guī)模收益不變的，那么所有投入與產出的增長比例一致?；诖思僭O，可以把生產函數的規(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，投入增加一倍則產出增加一倍。為了進一步分析人均產出與人均投入的關系，設?=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，促進物資資本的積累，從而提升人均生產率，促進農民個人收入的增長。

三、數據來源、變量選取及模型構建

(一)數據來源

本文利用2018年中國家庭追蹤調查數據(CFPS)的主要數據，共包含32 669個有效樣本。該調查數據庫具有樣本規(guī)模多、數據詳細等優(yōu)點，在分層、多階段的抽樣設計中能夠代表中國85%的人口情況。本文根據實證研究需要，對樣本數據進一步作如下處理：(1)剔除在調查期內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”這一指標來衡量農民個人收入，為了避免偽回歸，消除異方差，將個人收入數值進行對數化處理后再展開分析。

關鍵解釋變量為社會信任。結合以往文獻研究，對信任度的調查主要通過兩種辦法：一種是問卷調查；另一種則是實驗方法[26]。其中，實驗方法多應用于博弈論研究領域，研究者們依靠被試者在實驗中的策略選擇來測度社會信任。不過，被試者的同質性和選擇性偏誤等問題在實驗方法中比較常見，因此通過問卷調查獲取的信任指標更加嚴謹可靠[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，您認為大多數人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好？”來構建社會信任虛擬變量。當受訪者回答“大多數人是可以信任的”時，社會信任為1； 當回答“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致估計結果出現偏誤，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)計見表1。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計

從表1可見，社會信任水平高的農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民個人收入有一定的相關性?？紤]到相關性并不意味著因果關系，本文將會利用相關模型作進一步檢驗。另外，本文發(fā)現受教育程度和自評健康水平也與農民社會信任水平存在一定的相關性，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民個人收入的影響，本文利用核密度函數圖進一步展示了兩者之間的關系。從圖1可以看到，社會信任為1與社會信任為0的農民存在收入差異，社會信任與農民個人收入之間呈現正相關關系，農民增加社會信任能夠提高個人收入。后文將通過實證分析對兩者關系展開探討。

圖1 農民個人收入的核密度函數圖

(三)模型構建

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)的擴展Mincer收入決定方程，進一步估計社會信任對農民個人收入的影響。按照此模型，本文設定的回歸方程為：

lnincomei=α+βTrusti+γXi+εi

(4)

其中，lnincomei為農民個人收入的對數形式，Trusti代表農民的社會信任水平，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。另外，本文借鑒楊檸澤等的相關研究[30]，在模型中逐步加入互聯網使用及地區(qū)變量，從而使社會信任對農民個人收入的回報率測算更加精準。

此外，考慮到模型可能存在樣本自選擇問題，因此，本文將進一步采用傾向得分匹配法研究農民社會信任與個人收入的關系。建立模型如下：

其中，lnincome1為對社會信任的農民的個人收入水平(對數)，lnincome0為對社會不信任的農民的個人收入水平(對數)。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，根據傾向得分進行匹配平衡性檢驗，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行匹配；第四，估計出社會信任的平均處理效應(ATT)。按照這種基于反事實推斷的思路對模型的樣本自選擇問題進行處理。

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，其所能提供的數據通信速度較低，并不能完全滿足E-Navigation戰(zhàn)略對通信的需求。但Thuraya系統(tǒng)的語音通話費用較低，按呼叫區(qū)域劃分資費標準，最低可低于1美元/min。

四、實證分析

(一)基準模型回歸分析

本文按照模型4對全體樣本數據進行OLS回歸分析，表2列出了所有樣本的回歸結果。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的基礎上依次加入了個體的互聯網使用情況和所在地區(qū)變量?？紤]到已有眾多文獻指出互聯網使用會提高居民個人收入，因此本文利用CFPS2018中的“個體是否使用互聯網和手機”這一問題，對互聯網使用情況進行區(qū)分，確?；貧w結果的穩(wěn)健性。模型1報告了只考慮社會信任對農民個人收入的估計結果：社會信任能夠給農民個人收入帶來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結果：社會信任仍然能夠給農民個人收入帶來7%[exp(0.0669)-1]的回報。模型3報告了加入互聯網使用情況后的估計結果：社會信任能夠給農民個人收入帶來5%[exp(0.0510)-1]的回報。模型4報告了加入地區(qū)變量后的回歸結果：社會信任能夠給農民個人收入帶來 5%[exp(0.0512)-1]的回報。模型1至模型4的回歸結果表示，社會信任對農民個人收入有著顯著的正向影響，且均在5%的統(tǒng)計水平上顯著。從表2可知提高農民社會信任水平有利于促進個人收入的增長。

表2 社會信任與農民個人收入基準回歸

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

(二)社會信任與相對貧困實證分析

通過上文分析結果能夠發(fā)現社會信任產生增收效應，從而避免城鄉(xiāng)收入差距擴大。但是社會信任能否發(fā)揮深度減貧作用，進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距，還需要檢驗。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，本文為了進一步查證社會信任減貧效果，使用Foster-Greer-Thorbecke(FGT)指數測度農村收入貧困情況[32]，該指數能夠在識別個體是否貧困的基礎上，進一步計算貧困距和平方貧困距，從而體現貧困個體之間的收入分布差異。

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

表3 社會信任與相對貧困的回歸結果

(三)內生性處理

上述研究證實了社會信任能促進農民提高收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距，同時也能進一步發(fā)揮農村減貧作用。為了減小模型估計誤差，本文使用兩階段最小二乘法(2SLS)對社會信任存在遺漏變量、反向因果導致的內生性問題進行了處理。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”指標作為工具變量，該工具變量經過檢驗后符合外生性和相關性要求，用此指標對社會信任與農民個人收入關系展開進一步分析。

表4展示了工具變量的回歸結果。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模型的估計值為0.371，相比OLS估計系數大幅度增加，表明未使用工具變量進行估計可能導致社會信任對農戶個人收入的積極影響效果被低估，進一步印證了社會信任對農民個人收入有著顯著正向影響的研究結論。

表4 內生性處理：2SLS模型

(四)傾向得分匹配分析

為了進一步檢驗社會信任對農民個人收入的影響以及避免模型因樣本自選擇問題導致的估計誤差，本文采用傾向得分匹配法重新估計社會信任與農民個人收入的關系。通過解釋變量間的平衡性檢驗結果得知，除去受教育程度變量，其余所選控制變量的標準偏差均值均小于20%，均值差異并不顯著。總體而言，匹配效果較好。

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

表5 最鄰近匹配的ATT估計結果(PSM回歸)

(五)異質性分析

本文在解決內生性、樣本自選擇問題后，考慮到個體之間的異質性，將所選樣本再次進行細分。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、初中、高中、大學四個階段。利用PSM展開進一步研究后，發(fā)現社會信任水平對30～40歲、大學文化程度的農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現增收。

根據表6的回歸結果可以發(fā)現，匹配前社會信任促進了30～40歲農民個人收入的提高，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著；對具有大學教育背景的農民而言，也存在顯著正向作用。匹配后，社會信任依然顯著促進了30～40歲農民個人收入的提高，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著；對具有大學教育背景的農民而言，社會信任對其收入具有積極影響，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著?？梢钥闯觯鐣湃嗡綄τ?0～40歲、擁有大學教育背景的農民增收作用更加明顯?？赡芤驗?0～40歲的農民群體處于立業(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，進而擴大自己的社會網絡。林南的研究指出，豐富的網絡和社會資源能夠幫助農民獲得更理想、更多的工作機會，進而減少信息不對稱帶來的負面影響，增加農民職業(yè)向上流動的機會，從而使其福利和收入水平提高[35]。對擁有大學教育背景的農民而言，其本身比低學歷群體擁有更多的知識和技能，提高社會信任水平后，會進一步提高其獲取資源、機會的概率，進而有利于其提高收入。

表6 異質性分析(PSM回歸結果)

五、進一步分析

基于上文對社會信任促進農民增收效應的檢驗，本文將對社會信任對農民增收的作用機制進行分析。本文參照Baron等的方法[36]，應用如下三個估計模型分別對每一項渠道變量進行中介效應分析：

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，Xk則是除所關注的中介變量以外的其他各項控制變量，μ是固定效應，ε是隨機誤差項。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都是相應變量的估計系數，本文主要關注四個β系數，并據此判斷目標變量是否發(fā)揮中介作用。

(一)社會信任—個體信念—農民增收解釋路徑

信任的作用在于通過提升自我對外部世界的信心和內心的安全感補償由于信息的缺失而帶來的不確定感，減少在風險情況下作出決策的復雜程度，即信任和個人風險感知呈現負相關關系[37]。而在學術界，社會信任是信任的重要組成部分。因此，本文認為在契約社會中，社會信任水平的提高能夠顯著降低個人的風險感知度。一般而言，個體風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，風險感知度更低，更能夠接受風險，工資收入水平更高。因此本文準備從個體信念這一角度探討社會信任對農民個人收入的影響機制。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檢驗結果。提高社會信任水平會顯著增加農村居民樹立美好信念的概率，農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)計水平上顯著提高農民個人收入，該提升效應達到6.41%。由此可以看出，個體信念在提升農民個人收入、減少城鄉(xiāng)收入差距的過程中發(fā)揮著顯著的中介效應，且為不完全中介效應。

(二)社會信任—教育人力資本—農民增收解釋路徑

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的投入，而教育能夠提高農民收入水平的觀點已經被大多數學者所認可[38]。因此，本文認為社會信任水平的提升，能夠提高教育增收的質量與速度，對增加農民個人收入、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的檢驗結果。社會信任水平的提高能夠促進農村居民教育人力資本的積累，教育人力資本在1%的統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗，起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用。由此可以認為，教育人力資本在提升農民個人收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距的過程中發(fā)揮著顯著的中介效應，且為不完全中介效應。

表7 中介效應分析估計結果

六、結論與討論

城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大，既不利于中國整體經濟發(fā)展，也不利于社會穩(wěn)定。如何縮小城鄉(xiāng)收入差距已經成為學界探討的熱點話題。遺憾的是，雖然有少數文獻指出社會信任作為一項重要的社會資本，對經濟運行有著重要的促進作用，能夠降低交易成本，提高居民生活滿意度和促進經濟可持續(xù)發(fā)展，但是，目前尚未有文獻去探討社會信任對農民個人收入的影響。

本文利用2018年中國家庭追蹤調查數據(CFPS)的截面數據，研究了社會信任對農民個人收入的影響。考慮到社會信任可能存在內生性、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)避了相應問題，并對社會信任影響農民個人收入的內在機制進行了擴展研究。研究結果表明：(1)社會信任對提高農民收入和減緩貧困具有顯著積極作用；(2)異質性分析表明，社會信任對于30～40歲、擁有大學教育背景的農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社會信任促進農民增收的中介傳導機制。

基于上述實證結果和研究結論，本文的政策啟示如下：一是需要構建全民信用體系，建立社會監(jiān)督和誠信建設大數據記錄系統(tǒng)。隨著網絡的快速發(fā)展，利用網絡搜集信息、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)或者第三方征信機構對個人信息進行詳細記錄，推動建設誠信社會。二是在健全社會信任體系的過程中，政府應該精準聚焦30～40歲、擁有大學教育背景的農民群體，讓此類群體提高個人收入水平后，進一步帶動其他農民群體增收，進而提升農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。三是運用財政資金實行對口幫扶，提高農村地區(qū)低收入群體的教育可及性，進而提高其社會信任水平。政府可以通過建立專項基金、教育基金等方式，對低收入群體給予照顧，增強其社會適應性和對未來的信心，使他們敢于接受“團體格局”，最終為農村地區(qū)低收入群體創(chuàng)造一條新的“增收捷徑”。