社会信任与家庭消费结构升级

Social Trust and the Upgrading of Household Consumption Structure

摘要: 在当前国内有效需求不足成为经济发展主要矛盾的背景下，消费作为拉动经济增长的“主引擎”，其结构升级对构建新发展格局至关重要。本文基于中国家庭追踪调查(CFPS)2022年微观数据，深入探究社会信任对居民消费结构的影响。研究发现，社会信任对居民消费结构升级具有显著促进作用，且这种影响存在城乡和收入异质性。从机制上看，社会信任通过社会网络支持与身份认同路径影响居民消费结构。本研究为理解社会心理因素对消费行为的作用提供了新视角，也为制定扩大内需政策提供了理论依据和实证支持。

Abstract: Against the backdrop where insufficient effective domestic demand has become the principal contradiction restricting China’s economic development, consumption, as the “primary engine” driving economic growth, plays a crucial role in building the new development pattern through its structural upgrading. Based on the 2022 microdata from the China Family Panel Studies (CFPS), this paper conducts an in-depth exploration of the impact of social trust on residents’ consumption structure. The study finds that social trust significantly promotes the upgrading of residents’ consumption structure, and this impact exhibits urban-rural and income heterogeneity. Mechanistically, social trust affects residents’ consumption structure through the pathways of social network support and identity recognition. This research not only provides a new perspective for understanding the role of social psychological factors in consumption behavior but also offers a theoretical basis and empirical support for formulating policies to expand domestic demand.

1. 引言

当前，国内有效需求不足已成为制约我国经济发展的主要矛盾。在此背景下，中央提出构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，坚定实施扩大内需战略。消费作为最终需求，是畅通国内大循环的“主引擎”，其在稳定增长、推动结构升级和实现共同富裕中的作用日益凸显。“十四五”规划和《扩大内需战略规划纲要(2022~2035年)》多次强调要增强消费对经济发展的基础性作用，推动消费提质升级，释放超大规模市场潜力。

然而，在扩大内需战略推进过程中，我国消费市场面临诸多挑战。一方面，居民消费意愿不足与消费能力弱化并存，尤其在农村地区和低收入群体中更为明显；另一方面，消费结构升级进程受限，生存型消费仍占主导，享受型与发展型消费潜力有待释放。影响消费的因素多元复杂，除收入、价格等传统经济变量外，社会心理因素尤其是社会信任的作用逐渐受到关注。

从2010~2024年中国居民恩格尔系数变化可见，尽管城乡居民恩格尔系数整体呈下降趋势，消费结构有优化升级态势，但过程存在波动，且农村居民恩格尔系数长期高于城镇，城乡消费结构差异显著，农村地区生存型消费特征突出，凸显研究消费结构优化影响因素的必要性(图1)。

Figure 1. Engel’s coefficient

图1. 居民恩格尔系数图

基于此，本文从社会信任视角出发，探讨其对家庭消费结构优化的影响，具有重要的理论价值和现实意义。理论上，有助于拓展消费结构影响因素理论体系，深化对非正式制度经济功能的认知，完善城乡消费结构研究理论框架；现实中，可为国家扩大内需战略提供微观支撑，助力城乡消费协调与乡村消费升级，促进消费公平与结构性优化。

2. 文献综述

信任作为一种社会现象，核心是对他人行为的可预测性和可靠性的预期，多数学者将其视为非正式制度安排。不同学者从不同角度对信任进行了分类和阐释，如Zucker提出信任形成的三种机制[1]，Fukuyama将其区分为“特定信任”与“一般信任”[2]，Gambett认为信任是“主观上对他人履行特定行为的可能性评价”[3]。在中国语境中，社会信任内涵具有独特性与复杂性，张维迎与柯荣将信任纳入社会资本体系[4]，翟学伟基于“差序格局”理论阐释中国社会“关系型信任”特征[5]，李路路等指出城镇化和互联网技术促使中国社会信任基础重塑[6]。

社会信任的经济效益研究持续深化，在宏观经济层面，是维持市场体系稳定运行的“隐性契约”，能促进经济增长、优化资源配置；在微观经济层面，深刻影响家庭和企业的经济决策行为，如影响农户参与供给意愿、劳动力职业选择、家庭商业保险需求及企业合作效率等[7]-[9]。

学界对居民消费结构影响因素的探讨主要集中在收入、教育、人力资本、金融可得性及制度环境等维度[10]。收入增长、产业结构优化、农村医疗保障改善以及城镇化水平提升等均能推动消费结构升级[11] [12]；金融发展、社会保障体系及数字技术普及等制度性因素正重塑居民消费偏好与消费能力[13] [14]；人口结构特征变量对城镇居民消费支出有异质影响，家庭老龄化水平能优化消费结构。

近年来，社会信任对家庭消费行为的影响日益受到重视，学界普遍认为其能降低社会交往成本与制度不确定性，增强个体经济安全感与未来预期稳定性，提升消费倾向[15]。在结构性异质性方面，学者从城乡差异与收入分层角度剖析信任机制的差异化作用；在机制层面，社会信任通过影响个体社交网络、社会安全感与价值认同，促进发展型与享乐型消费支出，带动消费结构升级。

现有研究在社会信任与消费行为关系方面取得了一定成果，但仍存在不足：多聚焦于社会信任对消费“总量”的影响，较少探讨其对消费结构内部差异化的作用；对异质性效应考察不够系统；关于信任影响消费行为的中介机制关注有限。本文拟从社会信任出发，聚焦其对居民消费结构的影响路径，构建多维信任指标体系，系统检验信任对消费结构内部转化的作用及其异质性特征，开展中介效应分析，填补既有研究不足。

3. 理论分析与研究假设

3.1. 社会信任对居民消费结构的影响

社会资本理论为理解社会信任如何嵌入经济行为提供了基础理论支撑。布迪厄、科尔曼与普特南的研究表明，信任不仅能降低制度交易成本，还是非正式制度的重要组成部分[16]。社会资本理论核心强调，社会关系网络中蕴含的信任、规范与资源，能够对个体行为产生显著影响：信任作为社会资本的关键要素，通过降低交易成本、抑制机会主义行为，为经济活动提供稳定预期；而社会规范与网络则加速信息流动，促进资源共享，提升合作效率[19]-[21]。

在消费领域，社会信任作为社会资本的具象化体现，以“软性资源”的形式调节居民消费决策。当市场环境存在不确定性时，高社会信任能够缓解居民的心理焦虑，降低决策风险感知，从而增强消费意愿。尤其在发展型消费场景中，如文教娱乐、教育培训、健康投资等领域，消费者需要对未来收益形成稳定预期，社会信任通过强化制度可靠性与社会稳定性感知，推动居民将积极预期转化为实际消费行为。这种机制不仅促进消费结构升级，也为经济高质量发展提供微观动力支撑。

制度经济学强调制度安排对经济行为具有根本性约束与激励功能，认为经济行为嵌入于制度结构之中。在缺乏正式制度覆盖的区域或群体中，非正式制度如信任、亲属网络、口碑机制等发挥着“次优制度替代”作用[26]，是市场制度有效运行的重要补充。在信息不对称与契约不完备的现实背景下，信任关系可以替代部分正式制度安排，减少交易摩擦、提高合作效率。

特别是在农村或制度环境不完善的群体中，社会信任能起到替代法律约束的作用，提升居民参与经济活动的意愿。因而，社会信任对消费结构的影响不仅体现在心理安全感上，更体现在资源获取与决策合理性上[27] [28]。

传统经济学基于“理性人”假设，而行为经济学强调个体在认知偏差与心理启发式下的非理性行为，即个体在经济决策中的有限理性与心理预期。社会信任作为一种制度性与心理性的复合变量，既能够影响个体的安全感与制度信心，也能通过影响其未来预期与风险感知，引导其储蓄–消费选择。较高的社会信任意味着个体对制度规则更有信心，进而减少预防性储蓄倾向，释放长期性、发展型消费的空间。

当居民更信任政府或医生等公共角色时，他们可能更倾向于增加教育、医疗等发展型消费支出；反之，在缺乏信任的环境中，个体更可能出于谨慎心理压缩非必需消费，形成“预防性储蓄”倾向，消费结构向生存型收缩。

已有研究表明，社会信任水平越高，个体对未来的风险预期越低，对社会制度与他人越具信心，更倾向于进行长期型、发展型和享乐型消费[29] [30]。在前文提出的“风险感知调节机制”中，高社会信任水平能够减少个体对公共服务(如教育、医疗、文娱等)的不确定性判断，从而降低预防性储蓄倾向，释放发展型消费意愿。因此，提出假设：

H1a：社会信任显著抑制生存型消费支出比重。

H1b：社会信任显著促进发展享乐型消费支出比重。

3.2. 社会网络支持与身份认同机制

社会信任不仅是心理状态和制度安排，更是社会网络生成与群体认同的基础。张成岗(2016)指出，信任是社会良性运转的前置条件，是群体互动与网络嵌入的关键黏合剂[31]。信任水平高的个体更愿意参与社区、单位、家庭等日常交往，通过扩大“弱关系”网络，提高社会资本的可及性与动员能力[32]。

经典社会学者林南(1982)指出，社会网络资源的积累能够显著提高个体在就业、升学、社会声望等方面的机会，进而提升其收入水平和社会地位[33]。在消费行为中，这种社会资源嵌入效应表现为个体基于地位展示或圈层归属的需求，倾向于进行教育、健康、文化类等象征性消费，以彰显其社会资本和身份认同，促进消费结构由“生存型”向“发展型”转化。

此外，信任还嵌入于个体的价值判断与社会取向之中。信任水平高的居民更可能接受主流价值观，信任政府倡导的政策方向，从而更愿意投入教育、环保、文化等“公共导向型”消费领域。与此同时，对社区的认同感也会推动个体参与文化活动、群体消费与公共服务，从而构建消费偏好的共同体化趋势。

在前文所构建的理论框架与作用机制分析基础上，本文认为社会信任不仅能够直接影响居民的消费结构决策，还可能通过提升个体的社会认同感与社会网络质量，间接作用于其消费行为。

从社会资本和信息获取的角度看，良好的人际关系网络能够降低消费决策的不确定性，提升信息流通效率，使个体更易获得与教育、健康、文化等相关的消费信息与机会。同时，在高度信任的社会中，个体更倾向于扩展社会交往，获得更丰富的人脉资源，增强其消费信心与意愿。这一过程体现了“资源可得性机制”与“网络信任机制”的联动效应。因此，提出假设：

H2a：社会信任通过改善人缘关系，间接抑制生存型消费比重。

H2b：社会信任通过改善人缘关系，间接促进发展享乐型消费比重。

4. 数据与方法

4.1. 数据来源

本文选取中国综合社会调查项目(CFPS, China Family Panel Studies)提供的2022年微观数据作为研究基础。CFPS数据由北京大学中国社会科学调查中心组织实施，涵盖家庭、个人、社区多维度信息，具有广泛代表性与较强的学术权威性。本研究以家庭为分析单位，选取具有完整消费、收入、信任度等核心变量的样本，在数据清洗过程中剔除不适用值、巨大值及缺失数据后，共得到有效样本7,346个。

4.2. 变量说明

其一，被解释变量：消费结构。为衡量居民消费结构，本文借鉴汤守宏与邹祥(2025) [34]的研究方法，将消费结构划分为以下两个维度：一是生存型消费比率(liverate)，以家庭食品、衣着、居住三项消费支出之和占总消费支出比重衡量；二是发展享乐型消费比率(devenjrate)，以家庭交通通讯、医疗保健、文教娱乐、家庭设备及日用品四项支出之和占总消费支出比重衡量。考虑到极端值可能影响研究结论，本文对家庭总消费性支出进行1%缩尾处理。

其二，核心解释变量：社会信任。现有学者衡量社会信任水平通常用“一般来说，您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好”[35]-[37]和“对陌生人的信任程度”[38]两个角度进行。也有研究构建了包括邻居信任在内的特殊信任、政府信任和普遍信任在内的三个信任变量为评价指标的社会信任水平。本文的社会信任(trust)在此基础上选取CFPS中户主对邻居、陌生人、本地政府官员、医生四类对象的信任度指标，具体问题为：“您对您邻居/陌生人/本地政府官员/医生的信任程度能打几分？”(0分代表非常不信任，10分代表非常信任。)经标准化处理后，采用熵权法加权合成社会信任指数，综合反映居民整体社会信任水平。数值越高代表其总体信任水平越强。

其三，控制变量：控制变量选择的恰当性在一定的程度上能够说明解释变量和被解释变量的有效性。因此，根据前文影响因素，并且结合本文所采用的2022年中国家庭社会追踪调查数据的数据内容，文章加入包括个体特征、家庭特征在内的8个控制变量(见表1)。个体特征包括户主年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、健康状况；家庭特征包括家庭规模、城乡属性、家庭收入水平(取对数)。

(1) 家庭人口规模。人口规模影响人均资源配置与消费决策。家庭规模越大，消费需求更复杂，尤其在教育、食品、医疗支出等方面更为显著，对整体消费结构的影响不容忽视。

(2) 城乡属性(虚拟变量，1 = 城镇，0 = 农村)。城乡差异在收入结构、消费偏好、制度保障等方面存在显著分化，城市户籍居民发展型消费比重大，而农村户籍群体仍以生存型消费为主。因此需引入户籍变量加以控制。

(3) 家庭人均可支配收入的对数。收入水平(ln_fincome)家庭收入是决定消费水平和结构的关键变量，高收入群体更可能进行发展型与享乐型消费，而低收入家庭则更偏向于生存型消费支出。收入的对数形式有助于缓解异方差问题。

(4) 户主性别(虚拟变量，1 = 男性，0 = 女性)。性别差异在消费决策中表现显著，不同性别在消费倾向、消费结构上存在系统性差异。例如，女性更注重家庭生活支出和教育投入，而男性可能偏向于耐用品消费。

(5) 户主年龄，可能影响家庭生命周期阶段与消费需求，年轻群体更注重娱乐、教育等发展型消费，而老年群体则更多地倾向于医疗与生存型支出。

(6) 婚姻状况(虚拟变量，1 = 已婚，0 = 未婚/离异/丧偶)。婚姻影响家庭结构与消费模式，已婚人群往往承担家庭消费职责，消费更趋稳定，并更注重教育、医疗等长期投入。

(7) 户主受教育年限。教育水平是居民消费结构升级的重要推动力，受教育程度越高，发展型消费占比通常越高。教育水平较高还可能伴随更理性或多元的消费行为。

(8) 户主健康状况评估。健康影响家庭的医疗支出与储蓄动机。居民的身体健康状态显著影响消费行为，健康状况较差的人更倾向于医疗类消费，同时可能减少发展性和享乐型支出。该变量也控制个体的生理需求差异对消费结构的影响。

Table 1. Selection and definition of variables

表1. 变量的选择与定义

变量类型	变量名称	变量标签	定义与说明	类型
被解释变量	生存型消费比率	liverate	生存型消费支出占总消费支出的比例，包括食品、 衣物、居住等基本消费	连续变量
	发展享乐型消费比率	devenjrate	发展型与享乐型消费支出占总消费支出的比例， 包括教育、文教娱乐、健康等	连续变量
解释变量	社会信任综合指数	trust	由邻居、陌生人、医生、本地政府官员信任得分 构成的加权综合指标，使用熵权法赋权	连续变量
中介变量	人际关系评价	relation	“您认为自己人缘关系有多好”，10分制， 分值越高表示人际关系越好	连续变量
控制变量	家庭人均收入	ln_fincome	家庭人均年收入的对数值，控制收入差异	连续变量
	性别	gender	被调查者性别，1 = 男性，0 = 女性	虚拟变量
	年龄	age	被调查者年龄	连续变量
	婚姻状况	married	1 = 已婚，0 = 未婚或离异或丧偶	虚拟变量
	教育水平	edu_last	受教育程度(学历水平，数值越高表示教育程度越高)	顺序变量
	健康状况	health	自评健康状况，5分制，数值越高表示健康状况越差	反向变量
	家庭人口规模	familysize	家庭常住人口数	连续变量
	城市户籍	urban	1 = 城市户口，0 = 农村户口	虚拟变量

4.3. 模型构建

为检验上述基本假设，本文利用Stata17.0软件工具构建如下计量研究模型：

首先构建回归模型，检验社会信任对消费结构的总体影响。

$Y_i = {\alpha }_0+{\alpha }_{1}Trus{t}_i+{\displaystyle \sum {\alpha }_k{X}_{ki}}+{\epsilon }_i$ (1)

其中，$Y_i$ 分别代表生存型消费比率与发展享乐型消费比率，$Trus{t}_i$ 为社会信任，$X_{ki}$ 为控制变量合集，${\epsilon }_i$ 为误差项。

为进一步探究社会地位感、人缘关系在信任影响消费结构中的作用，本文采用Baron和Kenny (1986)提出的逐步回归法和Sobel-Goodman中介效应检验方法，构建以下三个模型。

模型一：解释变量对被解释变量的总效应

$Y_i = {\beta }_0+{\beta }_{1}Trus{t}_i+{\displaystyle \sum {\beta }_k{X}_{ki}}+{\epsilon }_i$ (2)

模型二：解释变量对中介变量的影响

$M_i = {\gamma }_0+{\gamma }_{1}Trus{t}_i+{\displaystyle \sum {\gamma }_k}{\displaystyle \sum c{X}_{ki}}+{\mu }_i$ (3)

其中，$M_i$ 表示人缘关系(relation)。

模型三：引入中介变量后的回归

$Y_i = {\delta }_0+{\delta }_{1}Trus{t}_i+{\delta }_2{M}_i+{\displaystyle \sum {\delta }_k{X}_{ki}}+P_i$ (4)

通过比较路径系数${\beta }_0$ 和${\beta }_{\text{1}}$ 是否显著下降，并结合Sobel-Goodman检验，判断中介效应是否存在及其显著性。

5. 实证结果与分析

5.1. 描述性统计

为全面了解各变量的基本特征，本文对核心变量进行了描述性统计，结果如表2所示。

Table 2. Descriptive statistics of variables

表2. 变量的描述性统计

变量名称	样本数(Obs)	均值	标准差	最小值	最大值
发展享乐型消费比率(devenjrate)	7,346	0.390	0.193	0	0.984
生存型消费比率(liverate)	7,346	0.591	0.195	0.016	1.000
社会信任(trust)	7,346	4.102	1.770	0	10
人均可支配收入(对数，ln_fincome)	7,346	11.067	1.269	0	15.361
性别(gender，男 = 1)	7,346	0.742	0.438	0	1
年龄(age)	7,346	50.771	14.633	17	94
婚姻状况(married，已婚 = 1)	7,346	0.808	0.394	0	1
受教育水平(edu_last)	7,346	3.840	1.890	0	9
健康状况(health)	7,346	2.975	1.198	1	5
家庭人口数量(familysize)	7,346	3.337	1.867	1	16
城市户籍(urban，城市 = 1)	7,346	0.560	0.496	0	1

从描述性统计结果来看，居民家庭的平均发展享乐型消费比率约为0.39，生存型消费比率为0.59，说明整体上仍以基本生活消费为主，但享乐型消费已占据一定比重。社会信任指标(trust)平均值为4.10，最大值为10，显示出居民在社会信任方面存在显著异质性。

进一步地，为考察变量间的线性相关关系，本文使用皮尔逊相关系数矩阵进行分析。结果显示：社会信任与发展享乐型消费比率呈现正相关(相关系数为0.0305)，与生存型消费比率呈负相关(−0.0352)，虽然系数较小，但在5%水平上显著，初步支持了社会信任促进消费结构升级的假设；人均收入与享乐型消费正相关，与生存型消费负相关，符合消费边际递减规律；年龄与生存型消费正相关，与享乐型消费负相关；健康状况与享乐型消费正相关；家庭人口规模与享乐型消费比率显著正相关，可能源于人口规模带来的家庭结构多样化。

综上所述，变量之间的相关关系基本符合预期，为后续回归分析提供了良好基础。

5.2. 基础回归

从列(1)到列(9)观察可知，社会信任(trust)对生存型消费比率(liverate)始终呈负向影响，且随着控制变量的逐步加入，该系数的绝对值基本保持稳定，表明信任对消费结构具有一定的稳健影响。在无控制变量时，社会信任的系数为−0.0032，显著性达到5%水平。最终在控制全部变量的模型(列9)中，系数为−0.0037，显著性提升至1%水平，进一步强化了其稳健性与可靠性。

本研究采用逐步回归法，探究社会信任对家庭生存型消费比率(liverate)的影响，逐步引入收入、人口学特征、教育与健康状况以及户籍类型等控制变量，以检验核心解释变量的稳健性。回归结果如表3所示。

Table 3. The influence of social trust on subsistence consumption

表3. 社会信任对生存型消费的影响

livetate
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	(9)
trust	−0.0032**(0.0013)	0.0023*(0.0013)	−0.0019(0.0013)	−0.0016(0.0013)	−0.0017(0.0013)	−0.0023*(0.0013)	−0.0031**(0.0013)	−0.0037***(0.0013)	−0.0037***(0.0013)
ln_income		−0.0110***(0.0020)	−0.0106***(0.0020)	−0.0091***(0.0020)	−0.0053***(0.0020)	−0.0080***(0.0021)	−0.0084***(0.0021)	−0.0033(0.0021)	−0.0056***(0.0021)
gender			−0.0199***(0.0052)	−0.0213***(0.0052)	−0.0070(0.0053)	−0.0069(0.0053)	−0.0100*(0.0053)	−0.0059(0.0053)	−0.0013(0.0054)
age				0.0005***(0.0002)	0.0009***(0.0002)	0.0012***(0.0002)	0.0014***(0.0002)	0.0013***(0.0002)	0.0013***(0.0002)
married					−0.0675***(0.0064)	−0.0669***(0.0064)	−0.0685***(0.0064)	−0.0415***(0.0068)	−0.0420***(0.0068)
edu						0.0064***(0.0014)	0.0065***(0.0014)	0.0031**(0.0014)	0.0012(0.0015)
health							−0.0130***(0.0020)	−0.0128***(0.0020)	−0.0133***(0.0020)
familysize								−0.0160***(0.0014)	−0.0152***(0.0014)
urban									0.0275***(0.0049)
Constant	0.6042***(0.0060)	0.7219***(0.0226)	0.7307***(0.0225)	0.6882***(0.0253)	0.6711***(0.0249)	0.6641***(0.0250)	0.7010***(0.0258)	0.6924***(0.0251)	0.7057***(0.0249)
Obs	7346	7346	7346	7346	7346	7346	7346	7346	7346

注：括号中为稳健标准误(Standard errors in parentheses * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01)。

从回归结果可以看出，社会信任(trust)在所有模型中均对生存型消费比率呈现负向影响，且在大多数模型中具有统计显著性。在不控制任何变量的基础模型(模型1)中，信任系数为−0.0032，在5%水平上显著。随着控制变量的逐步引入，该系数的绝对值基本稳定，且显著性逐步增强。在最终控制全部变量的模型(模型9)中，社会信任的回归系数为−0.0037，显著性提升至1%水平，表明信任与生存型消费之间存在稳健的负向关系。换言之，社会信任水平越高，居民越倾向于将消费从基本生存需求转向更具发展性和享受性的消费类型。

在控制变量方面，家庭人均可支配收入(ln_fincome)对生存型消费比率具有显著负向影响，表明收入提高会促进消费结构的升级；年龄变量呈显著正向影响，说明中老年群体可能更关注基础生活保障类消费；婚姻状态(married)系数显著为负，说明已婚家庭在消费安排上更偏向多元化和结构优化；教育水平(edu_last)与健康状况(health)也对消费结构具有显著影响，受教育程度越高、健康状况越好，生存型消费占比越低；家庭人口规模(familysize)对生存型消费比率具有负向影响，可能由于家庭内部资源整合带来的边际消费成本下降；城市户籍(urban)则表现为显著正向影响，提示城市居民面临较高的基本消费成本压力。

综上，社会信任不仅直接作用于家庭消费行为，也间接反映出社会资本对居民消费结构调整的积极作用。

表4展示了逐步引入控制变量的多元线性回归结果，以考察社会信任(trust)对发展享乐型消费支出比率(devenjrate)的影响。模型(1)至模型(9)依次纳入控制变量，检验结果的稳健性与系数变化趋势。

Table 4. Influence of social trust on developmental and hedonic consumption

表4. 社会信任对发展享乐型消费的影响

	devenjrate
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	(9)
trust	0.0023*(0.0013)	0.0016(0.0013)	0.0012(0.0013)	0.0010(0.0013)	0.0012(0.0013)	0.0018(0.0013)	0.0026**(0.0013)	0.0032**(0.0013)	0.0032**(0.0013)
ln_income		0.0084***(0.0020)	0.0079***(0.0020)	0.0072***(0.0020)	0.0033*(0.0020)	0.0064***(0.0021)	0.0067***(0.0021)	0.0014(0.0021)	0.0039*(0.0021)
gender			0.0252***(0.0052)	0.0259***(0.0052)	0.0113**(0.0053)	0.0112**(0.0053)	0.0142***(0.0053)	0.0100*(0.0052)	0.0050(0.0053)
age				−0.0002(0.0002)	−0.0006***(0.0002)	−0.0009***(0.0002)	−0.0012***(0.0002)	−0.0011***(0.0002)	−0.0011***(0.0002)
married					0.0686***(0.0063)	0.0680***(0.0063)	0.0696***(0.0063)	0.0414***(0.0067)	0.0419***(0.0067)
edu						−0.0072***(0.0014)	−0.0073***(0.0014)	−0.0037***(0.0014)	−0.0017(0.0014)
health							0.0125***(0.0020)	0.0124***(0.0020)	0.0129***(0.0020)
familysize								0.0166***(0.0014)	0.0158***(0.0014)
urban									0.0299***(0.0048)
Constant	0.3800***(0.0059)	0.2901***(0.0222)	0.2789***(0.0221)	0.2985***(0.0251)	0.3159***(0.0249)	0.3237***(0.0250)	0.2880***(0.0257)	0.2970***(0.0251)	0.2825***(0.0248)
Obs	7346	7346	7346	7346	7346	7346	7346	7346	7346

注：括号中为稳健标准误(Standard errors in parentheses * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01)。

在最基础的模型(1)中，社会信任系数为0.0023，显著性水平达到10% (p < 0.1)，表明在未控制其他因素的条件下，社会信任对发展享乐型消费具有正向促进作用。

随着控制变量的逐步加入，信任系数在模型(2)至模型(6)中略有下降且不显著，但在模型(7)开始恢复并在模型(7)至模型(9)中重新显著(p < 0.05)，且系数稳定在0.0026~0.0032之间，说明社会信任对发展享乐型消费的正向影响在控制了一系列个体与家庭特征后仍具稳健性。该结果表明：居民社会信任水平越高，其在文教娱乐等发展享乐型消费上的支出比重越高。这可能源于高信任个体对社会环境、未来收入与制度保障持更为积极的预期，从而增强其长期性、非必需消费的支出意愿。

收入在模型(2)至(9)中，系数始终为正，且在多数模型中显著(p < 0.01)，说明收入增长显著提升发展型消费支出比重，验证了消费结构升级的收入效应。年龄系数为负，表明年龄越大，发展享乐型消费占比越低，可能与老年人风险偏好更低、偏向保守型消费有关。整体上，模型在不同控制变量设定下，社会信任变量的系数方向一致、在部分模型中显著，具备一定的稳健性。同时，关键控制变量如性别、婚姻、户籍等均表现出符合经济学理论预期的影响方向，进一步增强了回归结果的可信度。

5.3. 异质性分析

为了进一步考察社会信任对消费结构影响的群体差异，本文按户籍属性(urban)将样本划分为城市居民与农村居民两组，并分别对生存型消费支出比率(liverate)与发展享乐型消费支出比率(devenjrate)进行回归分析，结果见表5。

Table 5. The influence of social trust on consumption structure: grouped by urban and rural areas

表5. 社会信任对消费结构的影响：按城乡分组

社会信任与消费结构：按城乡分组
被解释变量	生存型消费		发展享乐型消费
	城市	农村	城市	农村
trust	−0.0066*** (0.0016)	−0.0031 (0.0020)	0.0062*** (0.0016)	0.0031 (0.0020)
控制变量	控制	控制	控制	控制
常数项	0.8729***	0.5797***	0.1093***	0.4206***
观测数	4132	3214	4132	3214
R²	0.1112	0.0359	0.1062	0.0395

注：括号中为稳健标准误，***p < 0.01，**p < 0.05，*p < 0.1。

在发展享乐型消费方面，城市居民中，社会信任对发展享乐型消费支出的影响为显著正向(系数 = 0.0062，p < 0.001)，表明在控制收入等变量后，城市居民的信任水平越高，其文教娱乐类等发展型消费支出占比越大。农村居民中，信任的系数为0.0031 (p = 0.125)，不具显著性，说明在农村群体中，信任尚未有效转化为享乐型消费的积极动因。

这说明社会信任对发展型消费的促进作用主要集中于城市人群中，可能由于城市居民具有更高的信息获取能力、公共服务可得性和制度信任基础，使信任更容易被转化为消费信心与实际消费行为。

此外，基于消费社会学的符号消费理论与布迪厄的社会资本理论，城市居民的发展享乐型消费(如文教娱乐、品质文旅)不仅是“需求满足”，更是“身份认同与社会阶层区分”的符号表达——社会信任通过降低符号消费的不确定性(如对服务质量、社会评价的担忧)，强化了这一消费动机：信任水平越高，居民对“符号消费获得社会认可”的信心越强，进而提升支出占比。

而农村居民的消费场景中，符号消费需求因“熟人社会的评价体系”与“公共服务匮乏”被抑制，且其拥有的制度性社会资本(如规范的市场秩序、可及的公共文化资源)远少于城市居民——即使信任水平提升，也缺乏将信任转化为发展型消费的“制度渠道”(如农村文化设施不足导致文教消费难以落地)，最终使信任未能成为享乐型消费的有效动因。

在生存型消费支出方面，城市居民中，社会信任显著抑制生存型消费支出占比(系数 = −0.0066，p < 0.001)，说明城市居民在信任水平较高的环境中，更可能减少对基本生存性消费的依赖，将支出结构转向更高层次消费。农村居民中，该影响不显著(系数 = −0.0031，p = 0.120)，说明在农村样本中，信任对生存型消费尚未表现出系统性的抑制效应。

这种城乡差异可能与制度信任感、社会保障体系的差异、公共服务覆盖率有关。城市居民较容易从信任中获得制度稳定性预期，进而增加非必需消费；而农村居民的消费决策更多受到收入与支出刚性约束，信任的作用受到抑制。

这本质是制度信任转化效率的城乡差异：城市居民的信任可通过“完善的社会保障体系”“透明的市场监管”转化为“未来风险可控”的预期，进而减少对“生存储备型消费”(如大量囤积基本物资)的依赖；而农村居民的制度信任基础薄弱——社会保障的“最后一公里”问题(如医保异地报销繁琐、养老补贴发放延迟)、基层治理透明度不足(如村级财务公示不及时)，使信任难以突破“生存支出刚性约束”，最终未表现出系统性的抑制效应。

总体来看，社会信任在城市群体中的作用更为显著，既能减少生存型消费占比，也能显著提升发展享乐型消费支出，而在农村群体中则未表现出同样的影响力。这提示政策制定者在推动消费结构优化时应重视群体间的制度环境与社会资本差异，通过提升农村公共服务的可及性与制度可信度，增强农村居民的信任基础，释放其潜在消费能力。

为深入探究社会信任对居民消费结构的影响是否存在收入异质性，本文依据样本家庭人均可支配收入的中位数，将总样本划分为高收入组与低收入组，并分别对两类消费支出比率变量——生存型消费支出比率(liverate)与发展享乐型消费支出比率(devenjrate)进行回归分析。回归结果见表6。

Table 6. The influence of social trust on consumption structure: grouped by income

表6. 社会信任对消费结构的影响：按收入分组

社会信任与消费结构：按收入分组
被解释变量	生存型消费		发展享乐型消费
	高收入	低收入	高收入	低收入
trust	−0.0053*** (0.0018)	−0.0016 (0.0020)	0.0046** (0.0018)	0.0020 (0.0018)
控制变量	控制	控制	控制	控制
常数项	0.6180***	0.6468***	0.1093***	0.4206***
观测数	3656	3690	3656	3690
R^2	0.0412	0.0736	0.0389	0.0897

从生存型消费支出比率(liverate)来看：在高收入组中，社会信任系数为−0.0053 (p < 0.01)，在1%的显著性水平下显著为负，说明社会信任的提升有助于减少高收入群体在生存型消费上的支出占比，促进其消费结构向发展型方向升级；而在低收入组中，系数为−0.0016，未通过显著性检验，表明信任水平的提升对低收入群体的生存型消费支出比率影响不显著。该结果说明，高收入群体在具备更大消费选择空间的基础上，能更充分地响应信任环境所带来的安全感，从而减少对基本生存支出的依赖，而低收入群体则因其支出更具刚性，难以实现结构性调整。

这一结果可通过行为经济学的前景理论解释：消费决策本质是对“收益–损失”的主观评估，且存在“损失厌恶”(损失带来的痛苦远大于同等收益的快乐)与“参照依赖”(决策依赖于自身的参照点)。高收入群体的消费参照点“超越基本生存”，损失厌恶程度较低——在信任环境中，他们感知到“减少生存消费、增加非必需消费”的风险(如未来收入波动)降低，因此愿意降低生存型消费占比；而低收入群体的参照点锁定于“生存需求底线”，损失厌恶极强：即使信任水平提升，也因担忧“生存资源不足”的潜在损失(如突发疾病无储备资金)，难以减少生存型消费，消费结构呈现刚性。

从发展享乐型消费支出比率(devenjrate)来看：社会信任在高收入组中的回归系数为+0.0046 (p < 0.05)，在5%的水平下显著为正，表明在高收入群体中，社会信任的提升显著促进了教育、文化、娱乐等发展型消费支出占比的增加；而在低收入组中，系数为+0.0020，未达显著水平，显示出社会信任虽有正向作用，但对低收入群体发展型消费的推动作用较为有限。核心原因可能是消费选择弹性的收入差异：高收入群体拥有“消费冗余资源”，信任提升后可灵活将资源配置于发展型消费(如子女私立教育、高端文旅)；而低收入群体的消费资源仅能覆盖“生存必需项”，即使信任环境改善，也缺乏“可自由支配的资金”支撑发展型消费——如农村低收入家庭即使信任本地培训机构，也难以承担职业技能培训的费用，最终使信任的推动作用被“收入约束”抵消。

总体而言，社会信任对消费结构的影响在不同收入群体中呈现出明显的异质性特征。具体而言，社会信任在高收入群体中能显著降低生存型消费比率并提高发展型消费比率，具有结构优化功能；而对低收入群体而言，信任虽方向一致，但其影响不显著，消费结构仍较为刚性。可能的解释在于，高收入者更具消费选择弹性，其信任提升后可更大胆地配置资源于非必需品；而低收入者即使在高信任环境中，亦难以显著改变其以生存为主导的消费模式。

这一发现对政策制定具有重要启示意义：构建可信、透明、包容的社会环境，增强居民对公共服务、市场机制及社会制度的信任，特别是针对低收入群体进行信任感知的激励与公共保障提升，将有助于激发其潜在消费能力，推动整体消费结构转型与内需驱动的经济增长。

5.4. 稳健性分析

工具变量法

为缓解社会信任与消费结构之间可能存在的内生性问题，本文引入“工作满意度”作为工具变量，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计。

一方面，工作满意度反映个体对单位管理、公平待遇、制度保障等方面的评价，是其对外部制度环境信任感的外在表现，因而与社会信任具有较强的相关性；另一方面，尽管工作满意度可能影响收入水平，但其对消费结构构成的直接影响路径不明显，符合“排除限制”条件，具有工具变量所要求的外生性。

为检验社会信任变量的内生性，本文进一步采用Durbin (得分检验)和Wu-Hausman检验，均显著拒绝原假设H：“社会信任为外生变量”(p = 0.000)。对于发展享乐型消费变量，Durbin χ²值为33.216，Wu-HausmanF值为33.317，显著性水平高于1%。由此可见，社会信任与被解释变量之间可能存在反向因果或遗漏变量问题，说明OLS估计存在内生性偏误，采用工具变量法(IV)估计是合理且必要的。

因此，本文进一步使用“工作满意度”作为工具变量进行2SLS回归，确保估计结果具有更强的因果识别能力。

第一阶段回归结果表明，“工作满意度”对社会信任具有显著正向影响(系数为0.0999，p < 0.01)，其t值为7.05，超过常规判断工具变量强度的门槛值(t > 3.3，或第一阶段F > 10)。本模型的第一阶段联合F统计量为F = 42.82 (p = 0.000)，表明工具变量不存在弱工具问题，具备较强的解释力。

第二阶段回归结果显示，在控制相关变量后，社会信任对发展享乐型消费的影响依然显著为正，验证了基准回归结果的稳健性。该结果进一步说明，社会信任确实通过提升居民对未来的预期与制度信心，从而增强其发展型消费倾向，具有因果效应。

结果如表7所示，在控制收入、健康、教育、家庭结构等变量后，社会信任对发展享乐型消费比重具有显著正向影响(系数 = 0.0947，p < 0.01)，而对生存型消费比重则呈现显著负向影响(系数 = −0.0990，p < 0.01)。表明社会信任通过改善风险预期与心理安全感，有助于推动居民消费结构从生存型向发展型、享乐型转型。

然而，我们也充分意识到，“工作满意度”很可能因其直接影响家庭收入或个体乐观程度，进而与消费误差项相关，从而可能违反工具变量的外生性假设。因此，本文将此次IV估计结果主要视为对OLS结果稳健性的一种补充性讨论，而非严格的因果识别结论。

Table 7. The impact of social trust on consumption structure (results of OLS and IV regression)

表7. 社会信任对消费结构的影响(OLS与IV回归结果)

变量	生存型消费支出 (OLS)	生存型消费支出 (2SLS)	发展享乐型消费支出 (OLS)	发展享乐型消费支出 (2SLS)
社会信任(ttrust)	−0.0053*** (0.0013)	−0.0990*** (0.0211)	0.0032** (0.0013)	0.0947*** (0.0204)
控制变量	控制	控制	控制	控制
常数项	0.6756*** (0.0276)	0.9912*** (0.0705)	0.2825*** (0.0248)	0.0125 (0.0688)
一阶段F值		42.82		42.82
工具变量t值		7.05		4.70
Durbin χ^2		35.46		33.22
Wu-Hausman F		35.58		33.32
样本量	7346	7346	7346	7346

5.5. 机制分析

在理论部分已指出，社会信任作为一种重要的社会资本，不仅能够减少交易与交往过程中的不确定性，还通过促进社会网络的扩展与信任关系的建立，间接影响居民的消费行为。接下来，本文构建中介效应模型，以“人缘”变量(relation)为中介变量，探讨社会信任对生存型消费比率(liverate)的影响路径，依次展开三步回归分析，结果见表8。

Table 8. Mediating effect: social network ties

表8. 中介效应：社会网络联结

变量	(1) 生存型消费(总效应)	(2) 中介变量	(3) 生存型消费(加入中介)
trust	−0.0053*** (0.0013)	0.1720*** (0.0129)	−0.0048*** (0.0013)
relation	—	—	−0.0032** (0.0013)
控制变量	控制	控制	控制
R^2	0.0622	0.0762	0.0631
样本数	7346	7346	7346

第一步，检验社会信任对生存型消费的总效应。结果显示，社会信任对生存型消费比率具有显著负向影响(系数 = −0.0053，p < 0.01)，说明在控制收入、人口特征、健康状况及户籍类型等因素后，社会信任越高的个体，其在生存型消费上的支出占比越低，表明消费结构更偏向于发展型消费。

第二步，检验社会信任对中介变量“人缘”的影响。结果表明，社会信任显著正向影响人缘水平(系数 = 0.1720，p < 0.01)，表明高信任个体更倾向于发展更广泛、更密切的人际关系网络，这也验证了社会资本理论中“信任促交往”的基本命题。

第三步，控制“人缘”后再次检验社会信任对生存型消费的影响。此时，社会信任的系数绝对值略有下降(从−0.0053降至−0.0048，p < 0.01)，而“人缘”本身的回归系数为−0.0032 (p = 0.017)，亦显著负向。这表明“人缘”在社会信任影响生存型消费结构的路径中具有显著中介效应。

从机制解释角度看，良好的人际关系网络有助于提升个体获取外部资源的能力，降低消费决策过程中的信息不对称与不确定性，使居民更加信赖非基本生活品的质量与可及性，从而逐步弱化对生存型消费的依赖。该路径不仅体现了社会资本的“资源获取功能”，也揭示了“网络联结–消费信心–结构转型”的潜在作用链条。

接下来，验证社会信任影响发展享乐型消费的社会网络联结机制路径。

首先，回归结果表明，在控制收入、性别、年龄、婚姻状况、教育、健康、家庭人口与户籍类型等变量后，社会信任对发展享乐型消费(devenjrate)的影响显著为正(系数为0.0051，p < 0.01)，表明其存在直接效应。

其次，社会信任对“人缘”变量的影响亦显著为正(系数为0.1720，p < 0.01)，说明信任水平更高的个体更倾向于建立广泛的人际关系网络，具备较强的社会联结能力。这与王宇和王士权(2017)、刘万里(2023)等学者的研究结论相一致，即社会信任促使个体增加社会交往频率，从而拓展其可利用的关系网络。

再次，在同时引入社会信任与“人缘”变量的回归模型中，两者系数均显著为正，其中社会信任系数略有下降(由0.0051降为0.0045)，而“人缘”系数为0.0036 (p < 0.01)，具备中介解释力。这说明，社会信任不仅直接提升发展型消费支出，还可通过改善个体人际联结、增强社会网络支持间接发挥作用。

本研究从社会资本与网络信任的视角出发，表明在高度信任的社会环境中，个体更易获得教育、健康、文化等发展型消费相关的信息资源，并通过良好的人际关系激发消费信心与行为。这一机制验证了“资源可得性机制”与“网络信任机制”的联动效应。

进一步运用Sobel-Goodman中介效应检验法对“社会信任→发展享乐型消费”路径进行三步回归分析，结果如表9所示。

Table 9. Mediating effect: social network ties

表9. 中介效应：社会网络联结

变量	(1) 发展享乐型消费(总效应)	(2) 中介变量	(3) 发展享乐型消费(加入中介)
trust	0.00512*** (0.00127)	0.17205*** (0.01291)	0.00451*** (0.00129)
relation	—	—	0.00358*** (0.00131)
控制变量	是	是	是
R²	0.0623	0.0762	0.0634
样本数	7,346	7,346	7,346

首先，社会信任对发展型消费(路径c)的总效应显著为正(系数为0.006，p < 0.001)，表明社会信任整体上显著促进了文教娱乐类等发展型消费行为。其次，社会信任对人际关系的影响显著为正(路径a，系数为0.180，p < 0.001)，表明在高社会信任环境中，个体更倾向于建立和维护良好的人际关系网络。第三，在控制社会信任的条件下，人际关系对发展型消费具有显著正向影响(路径b，系数为0.004，p = 0.001)，且社会信任的直接效应仍显著(路径c′，系数为0.005，p < 0.001)，表明人际关系在其中起到部分中介作用。

Sobel-Goodman检验进一步确认了间接效应a × b的显著性(系数为0.001，z = 3.298，p = 0.001)。间接效应占总效应的13.3%，即约13%的影响通过中介变量“人际关系”传导，显示出社会网络扩展、信息流通与信任互动的传导机制具有重要意义。

从社会资本与信息获取机制的角度看，良好的人际关系网络能够提升信息流通效率，降低发展型消费(如教育、文化、健康等)决策的不确定性，使个体更容易获取相关机会与资源。而在高信任环境下，个体更可能参与社交活动、接触异质性信息源，从而增强其消费信心与意愿。这一过程体现了“资源可得性机制”与“网络信任机制”的联动效应。

综上，实证结果支持本文假设：社会信任通过增强社会网络联结、提升资源可得性，从而间接促进居民发展享乐型消费支出。

6. 结论与建议

本文基于CFPS2022年微观数据，研究了社会信任对居民消费结构的影响，得出以下主要结论：

社会信任对居民消费结构升级具有显著促进作用，社会信任水平越高，生存型消费支出比重越低，发展享乐型消费支出比重越高。

社会信任对消费结构的影响存在城乡和收入异质性，在城市和高收入群体中作用更显著，农村与低收入群体中因“制度资本不足”“消费弹性低”而效果有限。

社会信任通过社会网络支持与身份认同影响居民消费结构。

基于此，本文提出“宏观信任体系 + 微观群体工具”结合的政策建议：

1) 构建“制度信任 + 市场信任”双轮体系，夯实消费结构升级基础

建立跨部门信任协同机制。整合市场监管、社保、民政等部门数据，构建居民“个人信任积分”体系，将积分与消费权益优惠挂钩；同时对企业实施信任分级管理，为高信任企业提供行政便利，降低消费市场不确定性。

推行公共服务信任承诺制度。针对教育、医疗等关键民生领域，明确服务标准与兑现时限，建立信任违约补偿机制(如发放消费券)，强化居民对公共服务的信任感知。

2) 聚焦农村群体：以“治理透明化 + 服务下沉化”激活信任转化能力

推进乡村治理信任建设。推广村级事务数字化公开平台，实时公示民生资金流向与政策落实情况，设立居民监督通道；定期开展治理信任度测评，对表现优异的村庄给予公共文化经费倾斜，完善农村文化消费基础设施。

优化农村公共服务供给。在乡镇布局“消费–服务综合体”，整合电商服务、技能培训、便民托管等功能，配备专属服务人员协助居民对接教育、医疗等资源，通过补充制度性社会资本，推动农村信任向发展型消费转化。

3) 针对低收入群体：以“信贷支持 + 消费赋能”突破刚性约束

创新信任导向的消费金融工具。由政府联合金融机构设立低收入群体消费担保基金，以社区信任评价为重要参考，提供发展型消费信贷支持，实行优惠利率与灵活还款期限，覆盖职业培训、子女教育等领域。

开展低收入家庭消费帮扶计划。通过社区组织消费经验交流活动，联合公益力量提供发展型消费补贴，搭建消费需求对接平台(如闲置资源流转、企业公益捐赠对接)，降低低收入群体发展型消费门槛。

4) 培育“信任型社会网络”：以社区为载体强化消费联结

搭建社区信任互动平台。定期组织邻里互助活动与消费协作机制(如联合采购、技能交换)，拓展居民社会网络，丰富消费选择场景。

完善社区信任激励机制。建立居民社区信任档案，记录邻里互助、公共事务参与情况并转化为信任积分，积分可兑换社区消费优惠，以熟人信任补充制度信任，助力消费结构升级。