社会信任如何促进了经济增长？——基于CGSS数据的实证研究

计小青，赵景艳，刘得民

(1.上海财经大学 城市与区域科学学院，上海 200433；2.开源证券股份有限公司，上海 200120)

一、问题提出

改革开放四十多年以来，借助良好的国际发展形势与丰富的国内资源，中国经济创造了令世人惊叹的增长奇迹，人民生活水平也因此得到显著提升。然而，后金融危机时代，国际市场的萎靡不振影响了国内发展，导致经济增速逐渐放缓。同时，一些隐藏在高速发展背后的问题，如“人口红利”消失、老龄化负担加重、技术进步缓慢、资源-环境约束日益趋紧等现象逐渐显现出来。这些问题的解决有赖于增长新动力的创造。对经济增长动力的研究经历了逐步深入的过程，即从资本、劳动力及技术水平等传统要素，转向影响要素生产效率的外在正式制度，随后又拓展至非正式制度，学者们认为正是这些不易被人察觉的非正式制度潜移默化地影响了正式制度与生产要素，并最终影响经济增长的速度和质量[1-3]。

作为非正式制度的重要内容，社会信任对经济增长的影响逐渐得到学者们的重视，如阿罗(Arrow，1972)曾指出，社会信任是经济交换的润滑剂，世界上很多经济落后的现象可以由缺乏彼此间的信任来解释[4]；张维迎和柯荣住(2002)认为信任是除物质资本和人力资本之外决定一个国家经济增长和社会进步的主要因素[5]。虽然大多数学者认同社会信任可以促进经济增长[6],但也有学者认为二者没有相关性甚至是负相关,如贝格尔斯迪克等(Beugelsdijk et al.，2004)在研究影响欧洲地区经济发展的因素中，并没有发现信任与经济增长之间存在任何相关性[7]；而赫里维尔(Helliwell，1996)则在17个OECD国家中发现信任与经济增长呈现出负相关[8]。因此，社会信任是否影响经济增长仍存在一定的争议。中国学者在探讨社会信任与经济增长之间的关系时，焦点多集中于利用国内数据进行实证检验，鲜有进一步剖析社会信任作用于经济增长的具体渠道与影响机制。国外学者虽然对此研究得较为全面，但很少采用中国数据，且多认为中国整体信任水平不高[9]。原因可能在于中国是一个典型的人情-关系社会，传统的社会信任以血缘和地缘为中心呈现出“差序格局”的分布特点[10]，缺少现代社会发展所需的陌生人之间的普遍信任。特别是现阶段中国正处于由传统社会向现代社会转轨的特殊时期，在市场经济的冲击下，旧的人际信任被打断，新的信任又尚未形成，屡有爆发于多种行业和领域的信任危机，导致社会整体信任处于较低水平。中国社会科学院2013年发布的《社会心态蓝皮书》显示，中国信任指标已降至60分以下，仅有不到一半的被采访者认为社会上大多数人是可信的[11]。

适用于陌生人之间的普遍信任亟待提升，但在中国转型发展的特殊时期，社会信任是否仍然对经济增长发挥作用？若发挥作用，具体的影响渠道有哪些？基于此，本文首先在理论上分析社会信任影响经济增长的可能途径，随后利用中国综合社会调查数据库(CGSS)2010—2015年的数据进行实证分析，以此检验社会信任对经济增长的影响及其传导机制。本文的研究贡献主要有以下两点：一是在研究视角上，较为全面地探究社会信任影响经济增长的可能路径与作用机制，弥补了现有文献对传导机制与影响路径研究的不足；二是在研究维度上，进一步考察社会信任在不同人群和地区中的异质性作用，通过分组进行对比研究，不仅与经济理论相互印证，而且也提高了检验结果的可信度。

二、理论分析

(一)社会信任对经济的直接作用

社会信任作为经济生活的润滑剂和催化剂[4]，主要通过促成合作与降低交易成本两方面对经济变量产生影响[12]。现代生产活动的复杂性及市场竞争的激烈性都对市场主体的合作行为产生了更高的需求，而合作意味着将组织发展与利润获取的目标寄托于较为陌生的另一方，对对方行为的预期决定了双方合作的可能性。社会信任具有稳定心理预期的功能因而在促成合作方面发挥了重要作用：若地区社会信任水平较高，事前事后的机会主义行为较少，双方均认为对方能够按照合同条款或者预先约定履行自己的职责，即使过程中发生不可预料的事件，彼此也可以灵活调整任务并迅速达成一致，因而容易达成合作[13]。合作的顺利实现有利于激发经济活力、增加市场交易量、扩大经济总量规模，使实际经济总量接近于潜在最优经济总量[14]；反之，若地区社会信任水平较低，机会主义行为盛行，对对方行为的预期较差，合作双方的防备心理较强，合作过程较为艰难，导致合作行为较少，市场活跃度较低，经济总量也远低于潜在最优水平。

此外，经济活动过程中会产生一定的交易成本，如为寻找交易对象而产生的信息搜集成本、为完成交易行为而产生的协商成本，以及为保证对方按要求行动而产生的监督成本。在社会信任水平较高的地区中，以上所产生的信息搜集成本、协商成本与监督成本均可以得到明显降低，由此节约的成本不仅可以直接增加本地生产利润，同时还可提高经济运行效率，增加产出；反之，若地区社会信任水平较低，经济活动过程中的交易成本较高，则可能会成为经济健康高速发展的阻碍[15]。

(二)社会信任通过促进金融市场发展影响经济增长

作为典型的信任依赖性行业，金融行业的发展及市场规模的扩大，不仅依赖于法律制度的完善，同时也依赖于交易双方的信任水平[16-18]。具体而言，金融市场上存在着资金借方、金融机构与资金贷方三种角色和职能不同的主体。若社会信任水平较高，即使存在市场风险，资金借方仍愿意相信金融机构会认真负责地经营自己的资金、履行相应的承诺，因而资金借方与金融机构容易达成合作，金融市场上的流动资金比较充足。同时，金融机构也愿意相信资金贷方的信息是真实可靠的，相信资金贷方不会利用信息优势采取逆向选择行为，因而金融机构与资金贷方也容易形成合作关系，促使资金流向生产活动，助力经济发展。此外，金融机构作为中介平台，往往需要付出一定的成本用于监督资金贷方的后续行为。在信任水平较高的环境中，监督成本将大幅降低；反之，在信任水平低的社会环境中，资金遭受损失的风险较高，金融机构的监督成本也比较高，由此导致金融市场上服务于生产活动的流动资金低于最优水平，经济发展也随之处于次优状态。

(三)社会信任通过促进创新及创新成果传播影响经济增长

创新是经济增长的来源之一，也是专业化较强、风险-收益较高的活动[19]。创新企业通常无法承担较高的试错资金，而投资者又不了解企业的真实情况，因而两者之间能否达成合作取决于当地的社会信任水平[20]。若社会信任水平较高，投资者相信创新企业所提供的信息，即相信投资会在未来某一时期带来收益，那么创新企业更容易获取外部资金，使创新活动得以顺利开展；反之，则会导致创新企业得不到后续资金的支持，创新活动难以有效开展。此外，社会信任还通过影响专业人才间的交流对创新活动产生影响。若社会信任水平较高，专业人才之间相信彼此交流有助于隐性知识传递，有利于增进现有研究并激发新灵感，交流的外部性也将进一步推进地区创新活动的开展；反之，则彼此间交流甚少，创新活动进展缓慢，不利于地区经济的发展。

(四)社会信任通过提升人力资本水平影响经济增长

社会信任通过促进劳动力流动与影响教育需求与供给等方式影响人力资本积累。具体而言，劳动力在迁移时往往面临着收入不确定性与进入新环境的心理调整成本。若社会信任水平较高，则既可以缓解流动劳动力的心理焦虑，也可以通过交流增进工作方面的认知与技能[21]，从而间接提升自身的人力资本水平。反之，若社会信任水平较低，为避免遭受损失，劳动力之间会尽量减少与陌生人的交流互动，由此导致潜在的知识技能得不到流转吸收，人力资本积累速度也较为缓慢。由此可知，社会信任水平反映了劳动力之间相互学习的成本：即社会信任越高，学习成本越低，反之亦然。

社会信任也可以通过影响教育的需求与供给作用于人力资本积累。在需求方面，社会信任直接关系教育的回报[22]。若社会信任水平较低，雇主更愿意雇用自己较为熟悉的雇员，而非教育程度较高的雇员，导致工作搜寻与匹配成本没有随教育程度的提高而减少，社会上对教育的需求随之降低；反之，则会增加对教育的需求。在供给方面，社会信任影响一国或地区的凝聚力，社会信任程度越高，社会凝聚力就越强，也就越能够促使管理部门提供更多的福利。教育作为影响人们福利的重要因素之一，也会成为政府绩效的体现，为满足广大群众的要求，政府会努力提高教育质量并增加教育途径，从而为人们提供更多的教育资源；反之，则会忽视人们的需求。

此外，社会信任还可以通过提高政府治理水平影响经济增长[23]。在经济活动中，面对交易风险和不确定性，若双方彼此不信任，则会增加各自从事腐败活动的可能性，尤其是增加向政府等监管部门行贿的可能：如果某企业认为对手已向监管部门行贿，那么该企业也会采取类似的措施以确保自己的利益不受侵害。社会信任有助于提高政策的预见性与政策执行的有效性。政府政策的提出不仅要关注短期利益，更要重视经济的长期增长。居民和政府之间的信任水平的提高有助于政府提出更加符合长期增长的政策，即便政策在一定程度上损害了居民的短期利益，但良好的政治信任使得双方更容易达成共识，降低产生短视行为的风险，使得该政策更容易受到认可，并最终提高政策执行的有效性。

三、数据来源、研究设计与变量选择

(一)数据来源

本文选取2010—2015年(2014年除外)全国31个省份的面板数据用于实证研究，解释变量社会信任(Trust)来源于中国综合社会调查数据库(CGSS)2010—2013年和2015年数据。由于2014年数据为中国老年社会追踪的专项调查，不适用本文研究，故舍去。被解释变量经济增长(Growth)和其他控制变量来自历年中国统计年鉴、各省份统计年鉴及万得(Wind)数据库。

(二)研究设计

绝对收敛假说假定经济体之间拥有相同的偏好和技术，在达到稳定状态时，这些经济体的单位有效劳动资本存量和单位有效劳动产出也会相同[24]；而条件收敛假说则假定不同经济体之间的偏好和技术并不是完全相同的，即各经济体的技术进步率存在一定差异，因而在达到稳定状态时，各经济体的单位有效劳动产出不会完全等同，这也就意味着各经济体的差距不会随着发展的推进而消失。条件收敛可以用式(1)表示：

(1)

崔巍和陈琨(2016)认为条件收敛或者说各经济体之间技术进步率出现差异的原因，可能源于各经济体内部制度文化的差异，而社会信任又是经济体制度与文化重要的外在表现形式，因而社会信任可能是影响经济增长与地区发展的重要因素[25]。为探讨两者之间的关系，崔巍和陈琨(2016)在条件收敛公式的基础上进行了相应的调整，如式(2)所示：

(2)

其中，α为常数项，εi为误差项。

式(2)中，xi是指一组影响稳定状态时技术进步率和单位有效劳动产出的因素向量，社会信任也包含在其中，该组向量不仅可以解释技术进步率的地区差异，同时也可以解释经济发展的差异。由于式(2)并未清晰地给出社会信任这一单个变量的影响效果，本文做进一步修正，即将社会信任从该组向量中提取出来，其余变量作为控制变量，同时控制组个体固定效应和时间固定效应，避免一些不可观察的地区和时间影响因素的干扰，调整后如式(3)所示，即本文使用的实证检验模型。

Growthit=β0+β1Trustit+β2Xit+μi+λt+εit

(3)

其中，Growthit代表第i个省份第t年GDP指数的自然对数，Trustit代表第i个省份第t年的信任水平，Xit表示控制变量，μi代表个体固定效应，λt代表时间固定效应，εit为残差项。

(三)变量设置及解释

1.被解释变量

各省份的经济增长率(Growth)：为剔除价格因素的影响，本文以1978年为基期计算各省份的国内生产总值(GDP)指数，作为衡量地区经济增长的指标。

2.解释变量

各省份的社会信任(Trust)：选择CGSS中有关信任的调查问题——“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”以定序变量1～5对居民回答进行赋值，“非常不同意”=1、“比较不同意”=2、“说不上同意不同意” =3、“比较同意”=4、“非常同意”=5。得分越高，表示个体居民认为社会上绝大多数人是可以信任的。选取各省份回答问题的平均得分作为社会信任的衡量指标。

3.控制变量

为减轻遗漏变量造成的估计偏差问题，在借鉴已有文献的基础上，本文引入以下变量：(1)储蓄率。在索洛增长模型中，储蓄率越高，每单位有效劳动资本存量和每单位有效劳动产出越高。借鉴众多学者[24-26]的做法，将储蓄率定义为资本形成总额(固定资产形成总额和存货变动之和)占GDP的比重。(2)开放度。开放度对生产率提升具有积极的影响。参考已有研究的做法，选取对外贸易金额(出口金额+进口金额)占GDP的比重，作为衡量地区开放度水平的指标，汇率选取各年的中间价。(3)市场化程度。一般认为，市场化水平的提升对经济增长具有促进作用。本文采取崔巍和陈琨(2016)[25]的做法，选取私营企业和个体就业人数之和在从业人数总数中所占的比重作为市场化程度的度量指标。各地区的从业人员总数为三大产业从业人员之和。(4)产业结构。大多数学者认同产业结构对经济增长的促进作用，但也有学者注意到产业结构对经济增长的促进作用随着改革推进和深化在逐渐减弱。本文采用干春晖等(2011)[27]的做法，将各地区第三产业GDP与第二产业GDP的比值作为衡量产业结构的指标。(5)劳动力。根据柯布-道格拉斯生产函数，劳动力数量的增加可以增加产出水平。本文采用各地区三大产业从业人员之和的自然对数作为衡量劳动力数量的指标，并在全样本模型中引入东部地区和中部地区虚拟变量以考察信任对经济增长影响的地区差异。具体见表1。

表1 变量说明与描述性统计

由表1可以看出，各省份储蓄率均值为64.3%，最大值为139.6%，最小值为36.9%，储蓄率大于100%表示该省份固定资产形成总额与存货变动之和大于该省份GDP，此种情况出现于青海、西藏和宁夏等西部省份。开放度的均值为0.302，最大值和最小值分别为1.587和0.037，可见各省份开放度差异较大。从各省份的市场化程度来看，均值为0.272，最大值和最小值分别为0.802和0.095，表明市场化程度还有较大的提升空间。在产业结构方面，各省份第三产业GDP/第二产业GDP的值均值为0.991，标准差为0.559，最大值和最小值分别为4.036和0.500，说明各省份平均而言第二产业GDP略大于第三产业，且各省份情况差异较大。在劳动力供给方面，各省份劳动力数量的自然对数均值为7.545，最大值和最小值分别为8.800和5.156。

四、实证结果

实证研究思路如下：一是检验社会信任对经济增长是否存在影响；二是使用工具变量和滞后变量法对模型的内生性进行检验；三是通过替换数据库的方法对以上实证结果进行稳健性检验；四是根据人群和地区将样本进行分类估计，检验社会信任对经济增长的作用是否存在异质性。

(一)回归结果

表2的模型(1)表示在未加入控制变量前，社会信任对经济增长的回归结果。模型(2)—模型(4)分别表示加入控制变量后，采用混合回归、随机效应模型及固定效应模型等回归方法估计社会信任对经济增长的影响。结果均显示社会信任对经济增长具有正向的促进作用，与大多数学者的结论相一致，说明社会信任确实可以促进经济增长。根据F检验，选取固定效应模型作为主要的估计方法，发现社会信任在1%的水平上显著为正，且社会信任每增加一个标准差(0.211)，经济增长可以提高3.735个百分点(0.211×0.177)。控制变量的回归系数与预期一致，除劳动力变量以外，所有变量的回归系数均在10%的水平上显著。其中，储蓄率每增加1个单位，可以使经济增长提高0.359个百分点；开放度提高1个单位，可以使经济增长提高0.536个百分点；市场化程度、产业结构每提高1个单位，经济增长分别增加1.574个百分点、0.353个百分点。

表2 基准模型回归结果

(二)内生性检验

虽然在以上回归模型中加入了诸多影响经济增长的因素，但仍可能存在一些遗漏变量使得估计结果出现偏误，甚至使社会信任与经济增长出现“反向因果”的关系。为避免因遗漏变量产生内生性问题，在此通过工具变量法和变量滞后法对该问题进行检验。

1.工具变量法

为处理可能存在的内生性问题，本文使用民族多样性指数这一外生变量作为社会信任的工具变量，并使用两阶段最小二乘模型(2SLS)重新考察社会信任对经济增长的影响。具体见式(4)：

(4)

其中，Divi表示构建的民族多样性指数，即工具变量，Sij表示i地区j民族的人口数除以该地区全体人口的数量，即可以得到j民族占i地区人口数量的比重，Sij也可以理解为在i地区随意抽取一个恰好为j民族的概率。民族多样性指数表示该地区任意两人来自不同民族的概率，其取值范围为0～1，值越大代表该地区民族多样性越高。民族多样性指数作为社会信任的工具变量，一方面是因为其可以显著影响当地社会信任水平：民族内部独特的文化、语言和风俗习惯等有利于族群内部社会信任的产生和发展，而在族群间则容易形成相对分割的小团体，进而对社会信任产生负面影响。另一方面，由于民族多样性是长期历史文化因素所形成的现象，短期内很难对经济增长产生影响，因此满足工具变量外生性的要求。

表3汇报了以民族多样性为工具变量的两阶段最小二乘模型(2SLS)的回归结果，模型(1)和模型(2)是未加入控制变量的结果，模型(3)和模型(4)是加入控制变量后的回归结果。结果显示，使用民族多样性作为工具变量后回归结果仍然显著，表明在克服变量的内生性问题后，社会信任对经济增长仍具有显著的正向影响，验证了本文结果的可靠性。

表3 工具变量及两阶段最小二乘模型的回归结果

2.变量滞后法

为进一步检验模型的内生性问题，本文参考严成樑(2012)[28]的做法，将滞后一期的社会信任作为解释变量，考察社会信任对经济增长的影响，表4给出了相应的回归结果。模型(1)表示只有滞后一期的社会信任与经济增长的估计结果，模型(2)—模型(4)分别表示加入各个控制变量后的估计结果。可以看出，社会信任在滞后一期后，仍对经济增长具有正向影响，且该影响在1%的水平上依然显著，由此也说明社会信任对经济增长的促进作用是可靠的。

表4 变量滞后模型回归结果

(三)稳健性检验

为确保以上结果的稳健性，避免因选择样本的不同而导致结果出现差异，本文通过替换数据库的方法对实证结果的稳健性进行检验。

表5中模型(1)—模型(4)的信任来源于中国家庭追踪调查(CFPS)数据库。模型(1)仅表示社会信任对经济增长影响的估计结果，模型(2)—模型(4)则是依次加入控制变量进行回归的结果。可以看到，在加入全部控制变量后，社会信任对经济增长的影响仍在1%的水平下显著为正，即信任每增加1个单位，经济增长将提高0.69个百分点。各控制变量，如开放度、市场化程度、产业结构和劳动力对经济增长的影响方向也没有发生较大变化。

表5 更换数据库所得社会信任对经济增长影响的估计结果

模型(5)—模型(8)的信任数据借鉴了董等人(Dong et al.，2018)[29]的做法，将中国企业经营环境指数报告中有关企业经营的诚信社会环境指数作为衡量一个地区信任水平的指标。可以看出，回归结果依然没有发生较大变化，只是利用诚信社会环境指数作为社会信任的替代变量，影响系数有所降低。通过以上回归结果可知，在更换数据库以后，社会信任对经济增长的影响及因果关系均没有发生太大变化，因而本文的结论是稳健的。

(四)社会信任作用的异质性分析

社会信任对经济增长的影响可能随着人群和地区的不同呈现出差异化的效果，为此本文考察了社会信任在受影响人群与地区维度上的异质性作用。

根据受影响人群的不同可将样本按照以下标准进行分类：依据性别分为男性和女性两类样本；依据年龄，将16～60周岁的适龄工作人群作为新的研究样本；依据受教育程度分为高中及以上学历与初中及以下学历两类样本。根据地区不同在将样本进行分类时，首先在全样本数据中引入东部和中部两个虚拟变量，随后分别对东、中、西三个地区的子样本进行估计，最后将中部地区和东部地区合并进行估计。具体结果如表6所示，在受影响人群分类标准中，无论对被调查者采取何种分类方式，社会信任都可以对经济增长产生显著的正向影响。在分地区的全样本模型中，相较于东部地区和西部地区，社会信任对经济增长的促进作用在中部地区更为明显，即中部地区社会信任每提高1个单位，其所带动的经济增长要比其他两个地区高0.323个百分点。同时，通过对比三个地区的样本模型也发现，中部地区无论是影响系数还是显著性水平都高于东、西部地区，东部地区在10%的水平上显著，而西部地区并不显著。随后将中部地区和东部地区合并，作为经济发展水平较高的地区进行回归分析，结果在1%的水平上显著为正,而且其对经济增长的影响程度也高于西部地区(0.172>0.079)。由此可知，社会信任对经济增长的影响确实存在异质性，而且在中部地区的作用更为明显。

表6 按不同人群和地区分类的回归结果

五、机制检验

接下来进一步考察社会信任影响经济增长的传导机制。前文的理论分析介绍了社会信任通过促进合作和降低交易成本等方式对经济增长产生直接影响，也强调了社会信任可能通过金融市场发展、创新及其成果传播、人力资本水平提升等途径影响经济增长。为检验社会信任影响经济增长的作用机制是否存在，本文将金融市场、创新活动、人力资本作为中介变量，构造中介效应模型对此进行实证检验。具体模型和实证结果如下所示。

(一)中介模型设定

本文参考余泳泽等(2017)[30]所使用的中介效应模型进行检验，具体模型如下：

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代表时间，i代表地区，εit1—εit5为随机扰动项，且服从标准的正态分布。式(5)估计社会信任对经济增长影响的总效应，系数β1衡量总效应的大小；式(6)估计社会信任对金融发展的影响；式(7)估计社会信任对创新活动的影响；式(8)估计社会信任对人力资本水平的影响。若系数α1、γ1和θ1均显著为正，则说明社会信任确实影响了这些中介变量；式(9)中的ρ1衡量的是社会信任对经济增长的直接效应。将式(6)—式(8)代入式(9)中，可以观察社会信任通过金融发展、创新活动及人力资本等途径对经济增长的影响，若ρ2、ρ3和ρ4的系数依然显著，而ρ1不再显著，即表明社会信任对经济增长的影响全部由这些中介变量进行传导；若ρ1依然显著，则表明社会信任对经济增长的影响部分由这些中介变量进行传导。

(二)估计结果分析

表7汇报了中介变量的估计结果。模型(1)估计了社会信任对经济增长的总效应；模型(2)—模型(4)表明社会信任对金融发展、创新活动和人力资本等中介变量的影响系数均在1%的水平上显著为正；模型(5)—模型(7)表明金融发展与人力资本水平对经济增长的影响系数均在5%的水平上显著为正，创新活动对经济增长的影响在1%的水平上显著为正；模型(8)—模型(10)，在将社会信任分别与金融发展、创新活动和人力资本等中介变量分别放入模型后，可以看出社会信任对经济增长影响的系数均有所下降，且在包含创新活动和人力资本的模型中，社会信任的显著性水平也有所下降，但依然在5%的水平上显著，表明社会信任对经济增长的影响部分地由这些中介变量进行传导；模型(11)表明在将三个中介变量全部放入模型以后，社会信任的显著性水平与系数均发生了较大变化，由此可以说明社会信任确实通过金融发展、创新活动与人力资本等渠道对经济增长产生影响。

表7 社会信任与经济增长：影响机制检验

六、结论与启示

虽然大多数国内外学者均认为社会信任在经济生活中具有润滑剂和催化剂的作用，但仍有少部分学者通过实证发现社会信任与经济增长并无相关性，甚至出现了负相关。为回答这个争议，同时也为研究在中国转型发展的特殊阶段，社会信任是否对经济增长产生影响，以及通过哪些渠道传递影响，本文利用2010—2015年省级层面的经济发展数据及由CGSS数据库得到的社会信任数据，通过基准回归模型和中介效应模型进行实证分析。在此基础上，得出以下两点结论：第一，社会信任对经济增长具有显著的正向作用，但在按照地区划分的分样本中存在异质性，即社会信任对经济增长的作用在中部地区更为明显；第二，社会信任对经济增长的作用机制为不完全中介效应，一方面通过降低交易成本和促进合作直接影响经济发展，另一方面也通过金融市场发展、创新活动的开展以及人力资本积累等途径作用于经济增长。

中国是一个典型的人情-关系社会，在现代市场经济的冲击下，旧的信任体系被打断，而新的信任又尚未形成，即适用于陌生人之间的普遍信任程度较低，因而现阶段中国被认为是一个低信任的社会。通过理论与实证分析可知，社会信任对经济增长具有正向的促进作用，因此有必要采取相应措施改善中国信任环境，提升社会整体的信任水平。具体而言，可以从以下几方面开展：第一，增加失信成本，弱化理性个体选择失信行为的动机；第二，采取相应措施缩小收入差距，提升公民主观公平和客观公平的感知，弥补社会裂痕，增强社会信任；第三，通过完善基础设施，提高社会个体信息交流的频率与质量，加速社会信任的形成；最后，培育企业与个人的守信文化，为社会信任的提升提供夯实的基础。