張永奇 單德朋

（西南民族大學經(jīng)濟學院，四川 成都 610041）

一、引言

社會信任作為社會資本的核心組成部分，能夠降低交易成本、提高經(jīng)濟效率的作用已被大部分學者所認可。[1，2]但在交易匿名性越來越強的現(xiàn)代社會中，中國居民的社會信任水平卻不盡如人意。[3，4]個體的社會不信任程度加深和固化，形成惡性循環(huán)，導致整個社會的交易成本不斷增加，社會公信力受到損傷，已經(jīng)構(gòu)成一堵亟待翻越的“信任墻”。因此，探討如何增進社會信任，打破“信任危機”具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

根據(jù)眾多學者研究方向，從個體特征、外部環(huán)境的角度去探討社會信任的影響因素已經(jīng)較為完善。但是隨著網(wǎng)絡時代的普及與滲透，對社會信任的影響分析中缺少互聯(lián)網(wǎng)使用，導致最終研究結(jié)論并不完整。根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（CNNIC）發(fā)布的第46次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截止2020年6月，中國網(wǎng)民的整體數(shù)量達到9.40億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達到67.0%。通過上述數(shù)據(jù)可知，互聯(lián)網(wǎng)儼然成為中國居民獲取信息、社會溝通、互換觀點的重要媒介和主要平臺?；ヂ?lián)網(wǎng)的出現(xiàn)對人類社會產(chǎn)生了重要的影響。一方面，網(wǎng)絡信息豐富，人們可以降低溝通成本，增加社會交往的頻率，增進人與人之間的信任，有利于雙方合作的達成；另一方面，網(wǎng)絡中存在信息過窄的情況，提高使用者的信息甄別成本，降低使用者的社會信任水平。社會信任作為重要的社會資本，通過居民對其他人的信任，既可以減少交易成本，又可以增加居民要素投入，對國家經(jīng)濟快速發(fā)展和社會穩(wěn)定發(fā)展起到重要支撐作用。那么，在“互聯(lián)網(wǎng)+”新業(yè)態(tài)急速發(fā)展的時代背景下，互聯(lián)網(wǎng)使用究竟是“促進”還是“抑制”社會信任？自然而然變成了一個重要的思考命題。

與現(xiàn)有研究相比，本文的邊際貢獻主要有3點。第一，過往研究多數(shù)是依托宏觀數(shù)據(jù)和微觀個體樣本探討互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系，并未使用家庭樣本探討兩者關(guān)系，這將導致互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任分析的客觀性和準確性得不到相應保障。第二，借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究，從靜態(tài)角度和動態(tài)視角出發(fā)，引入互聯(lián)網(wǎng)使用分析社會信任是本文在研究視角上的創(chuàng)新，為突破社會信任困境提供了新的解讀。第三，現(xiàn)有研究多數(shù)未考慮內(nèi)生性問題，從而導致實證分析面臨嚴重的估計誤差。本文考慮到可能的內(nèi)生性問題，采用兩種工具變量方法，使用“互聯(lián)網(wǎng)態(tài)度距”變量進一步檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響程度，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

二、相關(guān)文獻回顧

社會信任引起了眾多學者的密切關(guān)注。與社會信任研究相關(guān)的文獻可以分為三類：一是個人因素影響社會信任的研究；二是外部因素影響社會信任的研究；三是互聯(lián)網(wǎng)使用影響社會信任的研究，包括三種關(guān)系，正面效果、負面效果和不確定性。

第一種影響因素與居民的個體特征存在密切關(guān)系。李濤等發(fā)現(xiàn)，男性居民的社會信任水平較高，宗教信仰則會提高個體的社會信任水平。[5]王偉同等指出，受教育年限和社會信任水平呈顯著的正向關(guān)系。高學歷的受訪者，通過互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的增加會讓其社會信任水平提升。[6]

第二種影響因素與居民所生活的外部環(huán)境有關(guān)。從文化角度出發(fā)，黃玖立和劉暢發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的人們依靠方言能夠增進身份認同感，從而有助于提高社會信任水平。[7]從歷史角度出發(fā)，Nunn和Wantcheckon指出，在奴隸貿(mào)易時期，祖先遭受威脅的個人如今信任程度較低。[8]從公共資源角度出發(fā)，史宇鵬和李新榮進一步發(fā)現(xiàn)，公共資源供給不足會顯著降低個體社會信任水平。[9]

第三種影響因素則是與互聯(lián)網(wǎng)使用有關(guān)。部分學者秉持，個體通過互聯(lián)網(wǎng)使用這一渠道會提高居民社會信任水平的觀點?；ヂ?lián)網(wǎng)提供了更加透明、開放的公共輿論空間，很大程度上消弭了信息不對稱，完善了對話民主，將社會話語權(quán)重新分配。[10]另有學者認為，互聯(lián)網(wǎng)會改變?nèi)藗兊慕?jīng)濟決策與福利水平，如消費決策、就業(yè)選擇、時間安排以及主觀福利等。[11]

也有大量學者對兩者之間是正向關(guān)系持有反對意見，認為互聯(lián)網(wǎng)使用會降低居民社會信任。網(wǎng)絡世界中存在大量的負面新聞和虛假消息，雙方達成合作協(xié)議需要更強的甄別能力、更多的時間磨合。趙曉航等基于PSM方法研究發(fā)現(xiàn)，以互聯(lián)網(wǎng)為主要渠道獲取信息的群體中，社會信任水平最低的是青年群體。[12]Ye和Emurian認為，網(wǎng)絡世界的匿名性和高復雜性特點，讓雙方的行為難以預測，因而經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)渠道建立的信任，必須要雙方承擔更大的風險，一旦出現(xiàn)問題其后果將更加嚴峻，讓受到傷害的個體再度建立和維持信任將會難上加難。[13]

除了支持、反對兩個觀點，也有學者認為兩者之間并非線性關(guān)系，而是存在不確定性。Mutz發(fā)現(xiàn)，愉快的電子商務購物經(jīng)歷能夠讓消費者感到高興，增加其社會信任；反之，當電子商務的體驗度降低的時候，人們普遍產(chǎn)生失落感，導致其社會信任程度開始下降。[14]

毫無疑問，上述學者對探討互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任關(guān)系做出巨大的貢獻，對兩者之間的影響機制提供了理論基礎。但整體而言，研究互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系仍需進一步完善；另外，利用微觀數(shù)據(jù)進行實證分析，進而去研究兩者之間的關(guān)系，少之又少。因此，本文對于互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任關(guān)系展開進一步研究。

網(wǎng)絡時代的來臨，讓信息傳遞更加普及、使信息交流更加方便，削弱了信息不對稱，但由于網(wǎng)絡平臺中的信息參差不齊，導致網(wǎng)絡平臺的信息對使用者的社會信任影響不盡相同。一方面，個體通過互聯(lián)網(wǎng)渠道獲取信息，提高了社會交往的便捷性，擴展了個體間的溝通方式，增強了人們溝通概率，因此互聯(lián)網(wǎng)渠道介入會增加人們社交頻率，進而提升其社會信任。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)使用也會給個體帶來不良影響，比如虛假信息浮現(xiàn)腦海，負面信息對社會不公平現(xiàn)象的過分渲染，網(wǎng)絡詐騙層不出窮，讓使用者對互聯(lián)網(wǎng)失去信心，導致使用者的社會信任下降。因此互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響有待商榷，需要利用實證分析加以檢驗。但整體而言，改善社交狀態(tài)以及網(wǎng)絡“回聲室”效應等正面影響更為明顯，網(wǎng)絡負面因素只適用于部分群體，負面影響較弱，持續(xù)時間較短。[15]綜合以上文獻，本文認為，個體通過互聯(lián)網(wǎng)使用會較大程度上提高其社會信任。從而，提出本文的研究假說1。

H1：受訪者通過互聯(lián)網(wǎng)使用對其社會信任并不全是正面影響，但總體而言，正面影響更強烈。

根據(jù)互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響并不完全是正面影響，存在反面影響，對待不同群體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用對其社會信任會產(chǎn)生異質(zhì)性影響。個體所受教育程度越高，掌握信息的能力越強，[16]個體通過教育能夠提高其風險認知和控制能力。[17]一個人掌握的資源越充足，相對易損性就越低，社會信任水平越高。[18]本文認為教育水平更高的群體因為信息判斷能力和風險識別能力更強，越容易抵御網(wǎng)絡信息、新聞對其社會信任的負面影響，從而，此類群體在經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)渠道獲取信息時，能夠顯著提升其社會信任。由此提出本文的研究假說2。

H2：鑒于高學歷群體擁有更強的“信息判斷意識”和“風險識別能力”，經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)使用這一渠道，對其社會信任存在更加顯著的正向影響。

三、實證研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭動態(tài)調(diào)查(CFPS)。CFPS旨在通過對全國代表性樣本村居、家庭、個人的跟蹤調(diào)查，呈現(xiàn)中國經(jīng)濟發(fā)展與社會變遷的全貌。目前CFPS能夠比較全面反映中國經(jīng)濟、社會變遷，能夠較好測度互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任之間關(guān)系。使用CFPS數(shù)據(jù)庫的優(yōu)勢：第一，大型調(diào)查數(shù)據(jù)庫相對而言更能驗證中國當前不同地區(qū)、不同階層的互聯(lián)網(wǎng)使用、社會信任的整體情況；第二，該數(shù)據(jù)庫提供了關(guān)于家庭收入、支出和家庭經(jīng)濟社會特征的詳細數(shù)據(jù)，并提供了豐富的控制變量避免遺漏變量偏誤，有利于后續(xù)研究。為使測算更加準確，本文對樣本進行處理、篩選后，最終采用CFPS2014年10983份家庭樣本展開實證分析。另外，本文考慮到CFPS已經(jīng)更新至2018年數(shù)據(jù)，使用CFPS（2014）家庭樣本可能存在一定的滯后性，因此，本文將整理的CFPS（2014）家庭樣本和部分CFPS（2018）家庭樣本進行合并，建立新的面板數(shù)據(jù)對互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系展開進一步研究。

（二）變量選擇

1.被解釋變量社會信任：結(jié)合以往文獻研究，對信任的調(diào)查主要通過兩種辦法來測試。一種通過問卷調(diào)查；另一種則是實驗結(jié)果。[19]其中，實驗方法多應用于博弈論研究領(lǐng)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指標。不過，被試者的同質(zhì)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(diào)查獲取的信任指標更加嚴謹可靠。本文利用CFPS這項大型社會調(diào)查所得數(shù)據(jù)，整體而言能夠涵蓋中國當前不同地區(qū)、不同階層居民社會信任的全局情況。本文依靠CFPS問題N1001“一般來說，您認為大多數(shù)人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好？”來構(gòu)建社會信任虛擬變量：當受訪者回答“大多數(shù)人是可以信任的”時，社會信任為1；當答案是“越小心越好”時，社會信任為0。

2.核心解釋變量互聯(lián)網(wǎng)使用：在CFPS問卷中對應的問題是“您/你是否上網(wǎng)？”這里的“上網(wǎng)”指通過電話線、局域網(wǎng)、無線網(wǎng)等各種方式接入互聯(lián)網(wǎng)的行為，其回答為是、否。本文分別對是賦值為1，對否賦值為0。根據(jù)問卷中對應問題，這個問題比較好的刻畫了不同受訪者對待網(wǎng)絡使用情況，能夠為研究互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任之間的關(guān)系提供良好的度量打下基礎。

3.其他變量除去上述變量之外，本文還選取了其他影響變量，為本文的進一步分析提供依據(jù)。

互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任實證分析時控制變量選?。罕疚膹氖茉L者的個體因素和外部因素兩方面做了控制。（1）年齡及其平方。一般而言，伴隨著時間的推移，受訪者的年齡不斷增長，而年齡的增長則會讓其不斷改變社會認知，呈現(xiàn)非線性變化。（2）性別和婚姻狀況?，F(xiàn)有文獻指出，男性和女性相比，女性個體的信任水平更低，而結(jié)婚者和離異者相比，結(jié)婚者的信任水平相對更高。（3）戶籍身份與黨員身份。具體而言，不同群體的固有特征不盡相同，不同地區(qū)、不同身份的受訪者對社會信任有較大的差異。（4）教育水平。良好的教育有利于提高受訪者的社會信任。一般而言，學習時間越長、所受教育越久，社會信任也會更高。（5）社會的參與程度。個體是與社會緊密相連的，個體參與社會活動是否積極，也會反映個體的社會信任是高是低。因此，本文選取了受訪者參加投票選舉和個體是否參與社會經(jīng)營來度量其社會參與程度。（6）所處地區(qū)。居民所處地區(qū)不同，社會信任可能存在不同。另外，位于少數(shù)民族聚集地的受訪者思維方式也會有所差異，社會信任也可能會存在不同。（7）居住地。本文利用"確認當前主要居住地址"該地址是您當前主要的居住地址嗎？這個問題來刻畫其居住情況并進行控制。（8）受訪者的智力水平和健康水平。該因素可能會影響社會信任，導致實證結(jié)果出現(xiàn)偏差，因此，本文也將智力水平與健康水平一同加入控制變量，極大程度地縮小估計誤差。

表1顯示了研究所涉及的相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。從表中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，2014年受訪者對社會上陌生人的平均信任為0.513，比標準差的數(shù)值雖然高出0.013，仍有很大的提升空間。受訪者使用互聯(lián)網(wǎng)的均值為0.169，位于較低水平。從人口構(gòu)成角度來看，受訪者平均年齡為52.01歲。26.9%的受訪者是城鎮(zhèn)戶口，城鎮(zhèn)戶口比例過低。受訪者教育年限平均值為6.998，即初中水平，與國家規(guī)定的9年普及義務教育要求，還有很大的差距。受訪者中黨員的比例為9.5%，按照2014年年末中央組織部的統(tǒng)計，中國現(xiàn)有黨員的數(shù)量8779.3萬名，而同時期的中國大陸總?cè)丝?包括31個省、自治區(qū)、直轄市和中國人民解放軍現(xiàn)役軍人，不包括香港、澳門特別行政區(qū)和臺灣省以及海外華僑人數(shù))136427萬人來計算，黨員比例高于平均水平（6.435%）。

表1 互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任描述性統(tǒng)計

為了更直觀展現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系，本文對互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系進行了聯(lián)合統(tǒng)計描述。從表2中能夠發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任存在顯著的相關(guān)關(guān)系，互聯(lián)網(wǎng)使用增加了整體社會信任水平，細分省市樣本，可以看出，除了北京、天津、廣西壯族3個省市的社會信任經(jīng)由互聯(lián)網(wǎng)使用渠道有所下降，但是其他省市的社會信任依然與互聯(lián)網(wǎng)使用強相關(guān)，接下來本文將檢驗在控制了人口統(tǒng)計學特征以及其他影響社會信任的因素之后，該關(guān)系是否仍然存在。

表2 互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的聯(lián)合統(tǒng)計描述

（三）計量模型

檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任關(guān)系的回歸方程如下：

其中，Trustic表示受訪者對陌生人的信任水平；Internetic表示受訪者使用互聯(lián)網(wǎng)的狀況；Xi表示受訪者個體特征和外部因素，包括受訪者的年齡、年齡的二次項、性別、婚姻狀況、戶口、黨員、受教育年限、是否參加居委會（村委會）選舉投票、居住地是否在少數(shù)民族聚集地、受訪者是否從事個體經(jīng)營、受訪者是否處于東部地區(qū)等變量，εic是隨機擾動項。

因為此模型主要研究方向是互聯(lián)網(wǎng)使用能否促進社會信任的提升。因此β系數(shù)也成為本文主要的關(guān)注對象，通過β系數(shù)的變化，探討互聯(lián)網(wǎng)使用對受訪者的社會信任的影響。如果β系數(shù)顯著為正，就表明使用互聯(lián)網(wǎng)使用對受訪者的社會信任有較大的提升作用；如果β系數(shù)顯著為負，就表明互聯(lián)網(wǎng)使用對受訪者的社會信任沒有較大的提升作用，值得一提的是，如果β系數(shù)不顯著，就表明總體上互聯(lián)網(wǎng)使用與受訪者社會信任沒有關(guān)聯(lián)。

四、社會信任影響因素的實證研究

（一）社會信任影響因素的實證結(jié)果

本文采用OLS、Probit兩種估計方法，得到回歸結(jié)果。表3的估計結(jié)果顯示，在控制其他個體特征和固定效應后，不論是哪種估計方法，互聯(lián)網(wǎng)使用均能顯著提升社會信任，從而驗證本文假說1的正確性。

從OLS和Probit兩種模型估計結(jié)果來看，Probit的模型估計系數(shù)高于OLS估計系數(shù)，鑒于兩種方法可以相互驗證核心變量的參數(shù)估計值正負和統(tǒng)計顯著性，本文將著重報告Probit模型估計結(jié)果。從經(jīng)濟意義上看，受訪者如果使用互聯(lián)網(wǎng)，那么使用者的社會信任將會提高0.182，而其中社會信任的平均水平為0.513，這意味著受訪者使用互聯(lián)網(wǎng)，受訪者的社會信任將會大幅度上升，上升比例將近30%。從社會信任作為社會資本的角度來考慮，互聯(lián)網(wǎng)的加速普及，將會讓社會公眾更加便捷使用互聯(lián)網(wǎng)，從而社會公眾獲取信息和達成合作更加容易，互聯(lián)網(wǎng)使用將會讓社會資本得到巨大的躍升空間，對解決現(xiàn)實生活問題，緩解貧富差距具有重大的現(xiàn)實意義。

除去互聯(lián)網(wǎng)使用對受訪者社會信任產(chǎn)生顯著正面影響，其他變量受教育年限、黨員、投票、居住地、東部地區(qū)紛紛與受訪者社會信任存在顯著關(guān)系，其中，受訪者受教育程度越高，其社會信任越高；黨員群體將會顯著提高其社會信任0.157；擁有投票權(quán)的受訪者將會顯著提高其社會信任0.133；居住地保持一致的受訪者將顯著提高其社會信任0.159；處于東部地區(qū)的受訪者將顯著降低其社會信任0.074?？赡芙忉屧蚴菛|部地區(qū)雖然經(jīng)濟發(fā)達，但是在雙方達成協(xié)議過程中，人們之間的博弈成本增加，導致不信任關(guān)系加劇。

（二）異質(zhì)性分析

受訪者除了使用互聯(lián)網(wǎng)獲取信息，還會通過其他媒體來獲取信息。根據(jù)中商情報網(wǎng)數(shù)據(jù)，截至2019年6月，中國手機網(wǎng)民規(guī)模達8.47億，較2018年底增加了2984萬人。網(wǎng)民中使用手機上網(wǎng)人群的占比由2018年的98.6%提升至99.1%，網(wǎng)民手機上網(wǎng)比例在高基數(shù)基礎上進一步攀升。

因此本文為了排除個體使用手機獲取信息的情況對基本估計結(jié)果帶來的偏誤，本文在基準模型的基礎上引入手機使用這一變量。問卷中對應的問題是“您/你是否使用手機？”將結(jié)果賦值為0-1，數(shù)值為0表示不使用，數(shù)值為1表示使用。

表4的回歸結(jié)果顯示加入了手機使用這一媒體渠道后，受訪者通過互聯(lián)網(wǎng)使用依然會提高受訪者的社會信任，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，估計系數(shù)并未出現(xiàn)明顯改變，說明之前的基準模型回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。

表3 互聯(lián)網(wǎng)使用對受訪者社會信任的影響

表4 穩(wěn)健性檢驗：考慮其他媒體對社會信任的影響

通過之前所做的分析，能夠發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用可以顯著提高受訪者的社會信任，但是由于個體之間存在異質(zhì)性，在使用互聯(lián)網(wǎng)過程中不同群體之間的社會信任也可能會有不同的結(jié)果。即使是受教育年限相同的人群，也可能由于對知識理解不同或者專業(yè)知識不同，導致社會信任水平不一致。表3給出的估計結(jié)果顯示，受訪者所受教育年限與社會信任存在顯著正向關(guān)系。為了能夠進一步觀察受教育年限的異質(zhì)性，本文引入了互聯(lián)網(wǎng)使用和受教育年限的交互項，在基準模型基礎上進一步檢驗是否存在這種異質(zhì)性。

表5的估計結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用與受教育年限的交互項估計系數(shù)為0.0273，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明擁有更高教育背景的受訪者在使用互聯(lián)網(wǎng)過程中社會信任提升效果更好。其背后的機制是，在互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境中，受教育年限越高的群體信息甄別能力越強，越能夠減少不良信息的接收，高學歷個體能夠更好地了解和利用所接收的信息，其風險認知和控制能力也相對更強。網(wǎng)絡中的負面信息會降低受訪者對陌生人的信任水平，而受訪者的受教育年限越高，具備甄別虛假信息和有用信息的能力越強，對陌生人越容易信任。因此擁有高學歷的受訪者通過互聯(lián)網(wǎng)使用能夠進一步提高其社會信任，從而證實本文假說2。

（三）內(nèi)生性處理

然而，個體使用互聯(lián)網(wǎng)行為本身涉及一種個人主觀意識，較大概率會因遺漏變量或反向因果的關(guān)系，存在潛在的內(nèi)生性問題。首先，由于存在部分變量不能準確衡量導致遺漏變量始終存在(例如家庭的認可程度、個人的主觀能動性)，這部分變量將會同時影響個體的社會信任水平與個體的互聯(lián)網(wǎng)使用行為；其次，存在某些個體源于社會信任水平較高，從而激發(fā)了使用互聯(lián)網(wǎng)的需求，導致反向因果問題出現(xiàn)。根據(jù)上述原因出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，將會導致最終估計呈現(xiàn)不同結(jié)果，因此本文嘗試利用工具變量Probit和系統(tǒng)GMM模型來解決潛在問題。

本文所使用的工具變量為互聯(lián)網(wǎng)渠道對受訪者是否重要與全體受訪者認為是否重要程度平均值之差作為變量，根據(jù)問卷問題，受訪者認為互聯(lián)網(wǎng)非常不重要到很重要的取值為1-5。本文按照此規(guī)律依序賦值1-5，數(shù)值越大代表受訪者認為互聯(lián)網(wǎng)越重要，通過將所有受訪者態(tài)度變量加總除以總受訪人數(shù)，求出平均態(tài)度值，用受訪者的態(tài)度值減去平均態(tài)度值，求出態(tài)度距。本文選擇這一變量充當受訪者使用互聯(lián)網(wǎng)的工具變量，主要與兩個因素有關(guān): 第一，受訪者態(tài)度距將加大家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的概率，兩個變量之間具有較強相關(guān)性; 第二，受訪者的態(tài)度距與其社會信任水平提升并不直接相關(guān)，符合工具變量外生性要求。

表6展示了工具變量Probit和系統(tǒng)GMM模型的估計結(jié)果。通過表6的回歸結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響依然在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。從而表明本文在糾正內(nèi)生性后，仍然可以得到估計結(jié)果為正的結(jié)論，進一步證實互聯(lián)網(wǎng)使用是促進社會信任提升的有力措施。

表5 不同受教育水平的異質(zhì)性影響

表6 內(nèi)生性處理：工具變量法

（四）穩(wěn)健性檢驗

前文已經(jīng)驗證了本文的研究假說1和研究假說2，也考慮到了內(nèi)生性問題，但是因為本文使用的數(shù)據(jù)是CFPS（2014）的家庭樣本數(shù)據(jù)，而CFPS已經(jīng)更新至2018數(shù)據(jù)庫，因此，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響仍然需要采取更多的方法進行穩(wěn)健性檢驗。其一，為了減少模型設定對結(jié)果造成的偏差，本文加入了CFPS（2014）戶主人均收入變量，根據(jù)模型1的結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任之間的關(guān)系及其顯著性并未發(fā)生變化，并且進一步發(fā)現(xiàn)人均收入的增長有利于社會信任的提升。其二，本文采取變換核心變量社會信任的方法，利用戶主對“陌生人的信任水平”作為新的社會信任指標，采取有序Probit模型進行分析發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任仍然存在顯著的正向影響關(guān)系，且結(jié)論并未發(fā)生改變。其三，本文考慮到社會信任的“廣泛性”，只依靠單一維度的代理變量進行測算，很大概率會造成評估誤差，[20]因此，本文借鑒Uphoff et al.的方法，使用因子分析法計算出新的社會信任指標，進一步衡量互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系。[21]根據(jù)模型3的回歸結(jié)果顯示，本文研究結(jié)論依然穩(wěn)健。其四，為了進一步檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響以及避免模型因樣本自選擇問題導致的估計誤差，本文采用用傾向得分匹配法重新估計互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系。通過解釋變量間的平衡性檢驗結(jié)果得知，本文所選控制變量的標準偏差均值除去婚姻狀況、居住地均小于10%，匹配效果十分顯著。模型4報告了最鄰近匹配法的處理組平均處理效應（ATT）和PSM回歸結(jié)果。根據(jù)模型4的回歸結(jié)果，依然能夠得到互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提高社會信任的研究結(jié)論。因此，在考慮到樣本自選擇偏差后，本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

由于CFPS（2018）的調(diào)查樣本相比CFPS（2014）調(diào)查樣本缺少部分家庭樣本，因此，本文的主要測度數(shù)據(jù)為CFPS（2014）家庭樣本。不過本文考慮到因CFPS（2014）樣本可能存在滯后性，導致結(jié)論有所偏差，因此本文采取縱向合并的方法，將CFPS（2014）和CFPS（2018）相同樣本進行合并，建立新的家庭樣本對互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任關(guān)系展開進一步分析。最終總共得到新的調(diào)查樣本16652份。其中，模型5是根據(jù)新的樣本，再次測度2014年戶主的互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系，研究結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任仍然存在顯著的正向關(guān)系，接近模型1的回歸結(jié)果，表明研究結(jié)論比較穩(wěn)健。模型6是根據(jù)新的樣本，測度2018年戶主的互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系，研究結(jié)果顯示，在控制相關(guān)變量的條件下，互聯(lián)網(wǎng)使用仍然在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，并且系數(shù)相比模型5的回歸結(jié)果有所增加，說明互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的正面影響有著循序漸進的效果。模型7是根據(jù)新的樣本，采用混合OLS模型對互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任關(guān)系展開進一步分析。研究結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的正向影響研究結(jié)論依然穩(wěn)健。模型8是考慮到可能存在不隨時間而改變的遺漏變量，故考慮使用固定效應模型（FE）對互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任關(guān)系進行探討。采用豪斯曼（hausman）檢驗后，證明使用固定效應模型比較合理。根據(jù)模型8的回歸結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的促進作用仍未改變。模型9是從動態(tài)角度出發(fā)，進一步驗證互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系。社會信任是一個靜態(tài)的概念，但社會信任的形成卻是一個動態(tài)的過程，隨著時間的變化，互聯(lián)網(wǎng)使用是否會在未來的某個時刻，改變戶主的社會信任程度，進而影響家庭其他成員社會信任？因此，從動態(tài)的角度對其進行分析，能更好的找到促進社會信任的方法。按照這種研究思路，本文參考Bauer et al.、鄒薇等的做法，通過使用彈性測度方法，建立社會信任質(zhì)量指標，為度量互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任質(zhì)量的影響程度打下良好基礎。[22，23]具體測算公式如下：

其中，Sc18、Sc14分別代表戶主2018年的社會信任、戶主2014的社會信任，β是社會信任質(zhì)量。β值越高，代表戶主2014年社會信任與2018年社會信任相關(guān)性越高，代表戶主社會信任質(zhì)量越高。

根據(jù)模型9的回歸結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任質(zhì)量的影響系數(shù)依然顯著為正，且經(jīng)濟影響也保持穩(wěn)健。表明互聯(lián)網(wǎng)使用能夠持續(xù)增加戶主的社會信任，形成一種“良性效應”，從而證明互聯(lián)網(wǎng)使用的提升社會信任效應仍然穩(wěn)健。

一般而言，異質(zhì)性分析可以采用兩種方法，一種是交互項；另一種則是分組檢驗。根據(jù)表5的回歸結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響會受到教育水平的擾動，從而表明交互項檢驗調(diào)節(jié)效應得到驗證。但是相比交互項回歸是基于全體樣本，分組回歸能夠更進一步看出不同組別差異，因此，本文將在此處使用分組回歸方法延伸受教育年限的異質(zhì)性分析。本文將戶主受教育年限劃分為小學（受教育年限低于7年）、初中（受教育年限7年-9年）、高中（教育年限9年-12年）、大學（受教育年限12年以上）四個階段。最終得到小學樣本4953份；初中樣本3857份；高中樣本1549份；大學樣本624份。

根據(jù)表8模型1的回歸結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)，以小學樣本為參照組，受教育水平的提高會逐漸增加社會信任，意味著受教育水平很可能對互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任的關(guān)系造成影響。根據(jù)模型2的回歸結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)，擁有小學教育背景的戶主互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任報告系數(shù)雖然為正，但在10%的統(tǒng)計水平上不能顯著異于零，可見對于該群體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響并不明顯?？赡芙忉尩脑蚴?，人們在上網(wǎng)的過程中存在一種信息自我選擇機制,信息在虛擬空間的流動既迅速又有較強邊界性,但是這種信息自我選擇機制主要適用于受教育程度較高的群體[24]。根據(jù)模型3-模型5的回歸結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)，受教育水平越高的群體，互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響系數(shù)越高，且均在5%的統(tǒng)計水平上顯著，證實了受教育水平越高的群體越容易通過互聯(lián)網(wǎng)使用提高社會信任的研究結(jié)論。

表7 穩(wěn)健性檢驗

表8 不同受教育階段的分組回歸

五、結(jié)語與政策建議

本文基于中國家庭追蹤調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建實證模型系統(tǒng)檢驗了互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的影響程度。研究結(jié)果表明：互聯(lián)網(wǎng)使用能夠顯著提高社會信任，該結(jié)論不僅適用于靜態(tài)視角，也同樣可以應用于動態(tài)視角，這表明互聯(lián)網(wǎng)使用對社會信任的提升起到長久的促進作用；對于教育水平越高的群體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用提升社會信任的效應越明顯；其他變量黨員、投票、居住地、東部地區(qū)也對社會信任有著顯著的影響效應。其中除了東部地區(qū)對社會信任存在顯著的負面影響，黨員、投票、居住地均能顯著提升社會信任。以上研究發(fā)現(xiàn)對于改善中國整體社會信任水平具有重要的政策啟示。

第一，鑒于互聯(lián)網(wǎng)使用能夠較大程度上增加社會信任，建議政府增加偏僻地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎設施的投資。網(wǎng)絡信息時代全面來臨的今天，互聯(lián)網(wǎng)的使用強度提升和普及率提高，從整體上有利于中國社會總體的信任水平提高。另外，網(wǎng)絡中負面信息降低公眾的社會公平認知，因此凈化網(wǎng)絡環(huán)境，加強網(wǎng)絡傳播渠道的管制，及時甄別、關(guān)閉互聯(lián)網(wǎng)虛假信息傳播渠道，有利于公眾踐行正確的互聯(lián)網(wǎng)媒介價值規(guī)范。

第二，推進“互聯(lián)網(wǎng)+教育”布局，提高整體居民教育可及性。建立相應的“互聯(lián)網(wǎng)+教育”扶貧、專項基金，促進教育資源突破時空限制向偏遠地區(qū)下移，進而發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)+教育”的社會信任提升效應。

第三，堅持選民意識是唯一的有效意識，提高選民對選舉的重要認知。另外，對于東部地區(qū)的個體交易應該完善制度監(jiān)督，為個體間合作協(xié)議提供相應保障，進而改善東部地區(qū)對社會信任提升的負面影響。