摘要 信任对村庄社会秩序构建和经济发展具有良好的润滑作用。以股份合作为主要形式的农村集体产权制度改革，不仅能促进集体经济发展和农民增收，而且对村庄信任也具有积极的增进作用。研究发现，股份合作制改革对村庄的制度信任和人际信任均有显著的正向影响，其中对村党支部等村级组织和同村人的信任促进作用最大，并在村庄和农民个体层面均存在一定的影响异质性。因此，要以农村集体产权制度改革为契机，重塑和培育新时代乡村信任体系，推进政策协同设计与集成改革，加强村级组织和干部队伍建设工作，以数字技术加强对集体“三资”的管理和监管，提高村庄信任水平和乡村公共情感治理绩效。
信任是人与人交往最基本的条件和维系社会秩序的重要基石。无论是社会学家还是经济学家，均认可信任在构建良好的人际关系、润滑经济交易、促进社会稳定以及降低整个社会的交易成本等方面发挥着举足轻重的作 用 ［ 1-3 ］ 。信任的最初表现形式是人际信任，存在于个体间的交往，随着个体需求的不断增加以及社会分工的出现，个体需求的满足必须依靠他人，引致社会交往的广度和深度不断增加，信任也不再局限于人际关系，开始出现非人际信 任 ［ 4 ］ 。工业社会的出现更是推动着信任由比较个人导向转向比较制度导 向 ［ 5 ］ 。这种在“非人际”关系上建立起来的制度信任，逐渐成为经济社会运行中一种非常重要的机 制 ［ 6 ］ ，是现代社会秩序的重要构成。制度信任和人际信任并非互不相关的两个维度，制度信任不仅意味着个体对制度的肯定和认同，也在一定程度上调节了日益充满张力的人际信 任 ［ 7 ］ 。
在中国传统的乡土社会里，农民的信任主要是基于熟人社会的逻辑，源自彼此长期生活中形成的不自觉的可靠感，并有赖于其稳定的生活圈子里的舆论进行维 系 ［ 8 ］ 。农民个体通过某些与当地文化密切相关的社会规范和社区规则，有效嵌入村庄系统，从而形成一种使彼此之间产生积极预期的社区秩 序 ［ 9 ］ ，构成了村庄特有的信任体系。村庄信任作为乡村治理中的关键向度，在乡村治理中发挥着越来越重要的作用。良好的信任机制对村庄社会秩序构建和经济发展都起到了很好的润滑作用。只有在相互信任的环境中，组织才有凝聚力和号召力，主体之间才能协商议事，个体才有可能达成集体行动，村庄公共事务和公益事业才能顺利发展。但改革开放以来，市场经济的快速发展和人口的跨区流动模糊了村庄原有的边界，传统信任逐渐失效。村庄信任缺失无疑会带来较大的交易成本，使乡村治理陷入困境。如何恢复和提高村庄信任，是当下实现乡村治理有效的一个重要议题。
集体产权作为中国农村重要的制度安排，在特殊时期为中国经济社会发展贡献了重要作用，但也存在着产权归属不明、收益不清、分配不透明等问 题 ［ 10-11 ］ ，制约了农村集体经济发展。因此，中央在浙江、广东、江苏等东部沿海地区农村股份合作制探索实践的基础上，于2014年起逐步在全国范围内推进以股份合作为主要形式的农村集体产权制度改革，这是一项具有四梁八柱性质的农村重大改革。已有研究大多聚焦改革在农村集体经济发展、农民财产权益保障和增收等经济层面的作用，很少关注经济领域之外的影响。在实际调研中，也曾发现集体产权制度改革对缓和村庄内部矛盾、促进村庄信任体系重塑和推动乡村有效治理具有积极影响。本文从制度变革与产权秩序变化的视角出发，对全国18个省87个村庄1 657个农户的调研数据进行实证分析，以探究农村集体产权制度改革对村庄信任的具体影响及其内在机理，并据此提出协同推进农村集体产权制度改革和乡村治理现代化的政策启示，作为对已有研究的一个有益补充。
以清产核资、明确债权债务、资产量化、股权设置、股权管理、收益分配等为主要内容的农村集体产权股份合作制改 革 （以下简称“股份合作制改革”），有利于明晰产权归属、完善各项权能，使农民真正成为集体资产的主人。这种产权变革引致村庄场域内个体与正式制度（组织）、个体与个体间的信任发生变化，本文主要从人际信任与制度信任两个方面进行探讨。
信任与制度是分不开的，信任必须依靠制度来激励和维 系 ［ 12 ］ 。制度信任是个体对制度及其代理人行为的积极预期。这种预期是基于自身认知能力和经历对制度及其代理人的综合评价，主要是分析这些制度代理人在多大程度上能体现自己的利益，或是自己的哪些利益会被代理人所顾及，进而判断他们是否值得信 任 ［ 7 ］ 。本文的制度信任主要指村民对正式制度的信任，主要包括对村党支部的信任、对村委会的信任、对县乡政府的信任以及对当地司法部门的信任。
1.股份合作制改革对村党支部信任的影响。农村基层党组织是党在农村的执政根基，也是村庄中最具权威的正式制度代表，统领农村经济社会各项事业发展。对农村基层党组织信任的缺失，不仅会造成农村社会成本的增加，更意味着普遍规则和制度在农村的失灵，会影响社会交换等活动的进 行 ［ 13 ］ 。在城市化和工业化进程不断加快的背景下，农村土地等资源价值不断显现，农村集体组织积累了大量资产。但囿于农村集体产权不清晰、集体组织成员身份不明确、成员权与用益物权不衔接等，尤其是在资产管理和运营过程中往往存在着诸如决策过程不民主、资产管理不透明等问 题 ［ 14 ］ ，在农民权利意识逐渐强化的当下，这些问题必然会对村庄权威制度形成冲击，造成干群关系紧张，使村民不再信任作为委托人的村干部能恪守职责而不损公肥私。股份合作制改革能促进村庄治理结构优化和主体能力提升，强化委托—代理关系，抑制集体资产管理中的寻租等不法行为，从而增进农民对村党支部的信任。
2.股份合作制改革对村委会信任的影响。村委会是经过农民民主选举而产生的基层群众自治组织。村委会等自治组织在组织职能和运行方式上长期受到政府部门的强烈影响，甚至成为政府部门在社会领域的延 伸 ［ 15 ］ 。现实中很多地方的集体“三资”是由村委会实际代管，村委会干部在资产管理运营中存在利用信息优势寻租的可能，农村集体产权制度改革在一定程度上减少了干部和村民的信息不对称，降低了其寻租的可能 性 ［ 16 ］ 。此外，村委会作为一个群众自治组织，其职能也逐步从管理转向服务，改革后发展壮大的集体经济可以为村民提供更好的公共产品和服务。如苏州枫桥街道的“政经分开”、杭州江干区的“股社分离”都对村庄的治理体系进行了重构，将村各项社会职能划归社区管理，经济职能则由村股份经济合作社负责。在村民（居民）和村委会（社区）这种新型的委托—代理关系下，村委会的功能和职责更加明确，公共服务水平得到提升，村民的幸福感和获得感也得到了提升，个体对组织和制度的信任也会增进。
3.股份合作制改革对县乡政府信任的影响。县级政府是职能部门设置最完整的基层政府，是协调处理基层重大事项以及重大问题的“一线指挥 ” ［ 17 ］ 。而乡镇政府为村级组织的上级指导和管理部门，在经历了“乡财县管”“撤乡并镇”的改革后，不再是一级完整的政府，在制定、执行政策与提供公共服务、促进社会治理方面面临着权力和能力上的不足，也因此引发了不少社会矛盾，导致民众对基层政府的信任缺失。也有学者把对县乡政府的信任看作政治信 任 ［ 18-19 ］ ，因为政治信任与制度信任有着较高的重合度。随着农民生活水平的提高，其对公共产品供给和民生福利的需求已经超越经济增长，成为对政府信任的新源泉。但现实中，县乡政府并非根据村庄对公共产品的需求程度来分配资源，而是以自利性满足为目的，这势必引致县乡政府与村级组织和农民之间关系的疏 离 ［ 20 ］ 。股份合作制改革后，县乡政府为激发集体经济发展活力，推动更多项目进村，对村庄经济社会发展起到了较大的促进作用，理论上会增加农民对县乡政府的信任。但农民对政府的信任是一个理性计算的过程，当政策与农民预期不相符时，这种信任便会下 降 ［ 21 ］ 。而且，改革是否会促进村民对政府的信任，很难从理论上解答，需要对数据做进一步的实证分析。
4.股份合作制改革对当地司法部门信任的影响。司法部门与其他政府机构相比具有特殊性，司法部门信任狭义上是指对法院等司法机构的信任，而广义上则包含了对整个司法体系的信 任 ［ 22 ］ 。司法信任的形成离不开制度权威和制度刚性。相较于改革前“看似人人有份、实则人人无份”的产权虚设，股份合作制改革赋予了集体成员股份权能，保障了其合法权益，促进了村民对司法体系和制度的信任。有学者通过对北京市昌平区的调研发现，股份合作制改革后该区的信访案件大幅下降，其中因拆迁、征地补偿等敏感问题引致的案件比例下降到了6%，比改革之前足足下降了40%，因集体收益分配出现的纠纷也明显减 少 ［ 23 ］ 。但赵新龙通过分析中国裁判文书网上有关农村集体资产股份量化纠纷的681份裁判文书，发现2015—2017年文书数量比改革试点推进前呈现总量剧增且增幅很大，平均每年增加186 份 ［ 24 ］ 。由此可见，股份合作制改革后村民纠纷增加抑或减少存在现实差异，理论上也很难具体做出改革对司法部门的信任产生何种影响的判断。
股份合作制改革是对原有农村集体产权制度安排的重构，不仅影响个体对组织和制度的肯定与认同，一定程度上也可能会对逐渐缺乏张力的人际信任产生影响。本文将村庄内部的人际信任分为四类：对亲友的信任、对近邻的信任、对同村人的信任以及人口流动背景下对外来人的信任。
1.股份合作制改革对亲友信任的影响。中国的乡土社会基于熟人网络，血缘关系和宗族力量交织的强连 带 ［ 25 ］ 是信任的主要来源。亲密和情感是强连带的典型标志，情感依赖促使个体愿意向别人表达善意，可以大大抑制机会主义的倾向，促成双方善意的互动，增加彼此信 任 ［ 26 ］ 。因此，对于宗族网络比较紧密的村庄，基于典型的熟人交易逻 辑 ［ 27 ］ ，亲友或族人间的信任是相对固化的，改革与否对其影响不大。但对于宗族网络较疏的村庄，借改革契机廓清以往集体产权在宗亲间的模糊占有，有利于增强亲友间的信任。因此，股份合作制改革对亲友信任的影响要结合村庄宗族网络等特征变量进行实证检验，无法从理论上给出确凿的判断。
2.股份合作制改革对近邻信任的影响。个人对亲友和对近邻的信任是有差异 的 ［ 28 ］ ，对亲友的信任通常会强于对近邻的信任。因为乡村群落是以血缘和宗族为基础构建而成的，乡土社会按照血缘和宗族关系像波浪般层层向外推送，形成了内紧外疏的差序格局。近邻是除亲人外最值得信赖的对象，“远亲不如近邻”很好地诠释了这种信任关系。但是实行家庭联产承包制以后，农地的家户经营触发了农民的私利意识，这种意识由于近些年来公共领域的衰落不但没有得到相应的制约，反而在不断物化中恣意膨胀，这种情境下农民的认同对象也开始从社区层面退至家庭乃至个体层面。农民利益分化是导致邻里关系淡化和信任体系崩塌的一个重要原因，利益分化同时对个体的物化倾向产生了重要影响，造成人与人之间在物质上的相互攀比，而邻里又是村庄群落里除亲人外彼此信息较为对称的，导致邻里之间容易出现产权纠纷与利益矛盾。有学者在四川、广东省等地进行专题调研后发现，农村集体产权制度改革明显有益于干群和邻里关系改 善 ［ 29 ］ 。
3.股份合作制改革对同村人信任的影响。认同作为一种地方性的共识，通常被视作解释组织内部信任与知识分享的重要因 素 ［ 30 ］ ，它是区域内人们对规则所形成的共识。现代工业化、城市化发展对乡村造成了强大的冲击，传统乡村经济社会结构开始松解和重构，由熟人社会向半熟人社会转变。在原子化的村庄，家庭之外很难形成强有力的认同与行动单 元 ［ 31 ］ 。随着农村经济社会结构的变迁，农民之间的职业和社会关系分化十分明显，农村社区成员的异质性问题也导致人际信任出现了裂痕。股份合作制改革对集体组织成员的身份进行了重新界定，廓清了利益对象及利益分享边界，同时也意味着个体的获益期望要置于组织的发展之中，形成共同的愿景。而共同愿景的达成有益于提高组织成员间的信任程 度 ［ 32 ］ ，股份合作制改革本身是在村民高度认同和参与下实施的，通过改革强化了村民和村集体的组织关联、经济关联及社会关联，村民个体之间的关联也变得紧密，有利于增强个体对组织和群体的认同。这也使个体从村集体共有财产中攫取资源的倾向受到抑制，因为价值认同会提升个人对组织的义务感知，形塑个体的实际行 为 ［ 33 ］ ，从而增进个体间的信任与合作。股份合作制改革不仅促进了农村生产经营合作，也增强了村社共同体意识和集体凝聚力，具有促进经济发展和社会聚合的双重意义。
4.股份合作制改革对外来人信任的影响。一般而言，从功能认同和情感认同两方面来看，外来人群对社区的认同感普遍较低，参与社区活动也较少，且与社区和其他个体的关系存在一定的距离，原住村民也难以与其建立真正的信任。股份合作制改革对这种人际信任并不会造成影响。因为在原住村民眼里，外来人并非村集体经济组织的利益相关者，不构成利益威胁。但也存在着一些历史原因所造成的特殊情况，例如由于灾害或其他原因，有些人很早就背井离乡，长期在外地村庄里劳动生产，也有了相对固定的居所，但户籍一直没有迁入新村庄。股份合作制改革的一项重要工作就是按照制度法规、历史原因、现实评判和民主评议等原则明确集体经济组织成员身份，各地的实际做法并不统一。农村集体资产股份量化改革可能会侵犯这类具有相同身份又存在异议的特殊群体的利 益 ［ 24 ］ ，也有可能保障他们的权益，这取决于地方的具体做法。因此，从理论上很难阐明股份合作制改革是否一定能增进对外来人的信任。
综合上述理论分析过程，股份合作制改革对制度信任和人际信任的影响可概括为 图1 所示的框架。
本文使用的数据来自中国新型农村社区建设与治理调查，该调查项目系浙江大学中国农村发展研究院（CARD）农村社区治理研究团队于2018年在全国范围内开展的村社和家户调查，调查对象主要为我国不同类型的农村社区以及15周岁以上的农村居民，调查有效样本分布于全国18个省（自治区、直辖市），村庄社区样本为87个，农村居民样本为1 657人。
1.因变量。本文因变量村庄信任分为制度信任和人际信任两类，均为农户主观感知变量。其中，制度信任包括对村党支部信任、村委会信任、县乡政府信任和司法部门信任。问卷中对制度信任的定义为：“您信任以下各个部门吗？1.根本不信任；2.有所信任；3.完全信任。”人际信任包括亲友信任、近邻信任、同村人信任和外来人信任。问卷中对人际信任的定义为五级量表，以亲友信任为例：“您对您的亲友信任吗？1.非常不信任；2.不太信任；3.一般；4.比较信任；5.非常信任。”由此可见，本文所设置的信任维度是比较周全的，基本覆盖了当前村庄信任体系中的大部分指标。
2.关键自变量。本文主要关注的自变量是农村集体产权股份合作制改革，村庄问卷中设置了问题“是否已实行股份合作制改革”来进行识别。之所以将问题设置为改革“是否已实行”而不是“是否已完成”，是因为国家推出股份合作制改革的试行工作始于2014年，目前大多数地区仍在进行中。尽管东部沿海地区很早就开始了探索，但各地做法不一且大多数是分阶段动态进行的。同时，为保证调研数据的真实性，问卷还设置了检验问题“本村进行的股份合作制改革进展程度如何”，受访者选项分为“没有实行”“准备实行”“正在实行”“接近完成”和“已经完成”五项。该问题既用于校验调研数据的准确性，也可以用为模型稳健性检验中的替代变量。
3.控制变量。本文的控制变量主要是农户个体特征变量和村庄特征变量。农户个体特征变量主要包括受访者的年龄、是否为村干部、收入水平认知和村民道德水平。村庄特征变量主要包括村庄人口规模、人均可支配收入、村庄类型、是否征地拆迁和第一大姓占比。此外，考虑到地区差异的影响，本文还加入了东、中、西部地区的控制变量。 表1 对本文主要变量的基本定义及统计特征进行了描述。
变量 定义 均值 标准差
因变量（制度信任）
村党支部信任
1.根本不信任；2.有所信任；3.完全信任
2.216
0.619
村委会信任
同上
2.214
0.634
县乡政府信任
同上
2.214
0.634
司法部门信任
同上
2.378
0.621
因变量（人际信任）
亲友信任
1.非常不信任；2.不太信任；3.一般；4.比较信任；5.非常信任
4.109
0.823
近邻信任
同上
3.835
0.853
同村人信任
同上
3.835
0.853
外来人信任
同上
2.910
0.870
关键自变量
股份合作制改革
是否已实行股份合作制改革？（是＝1，否＝0）
0.263
0.440
控制变量（农户个体特征）
年龄
年龄/岁
47.48
13.69
村干部
是否为村干部（是＝1，否＝0）
0.049
0.217
收入水平认知
1.很贫困；2.贫困；3.平均水平；4.富裕；5.很富裕
2.893
0.542
村民道德水平
1.很不好；2.不太好；3.一般；4.较好；5.很好
4.637
0.481
控制变量（村庄特征）
村庄人口规模
村庄常住人口对数
6.464
1.084
人均可支配收入
本村居民的人均可支配年收入对数
9.274
0.698
第一大姓占比
本村第一大姓占村总人口比例
41.28
21.95
征地拆迁
2000—2015年本村是否有过征地拆迁（是＝1，否＝0）
0.483
0.500
村庄类型
1.城（镇）中村；2.中心村；3.合并村；4.传统村
2.869
1.249
地区虚拟变量
东部地区（是＝1，否＝0）
中部地区（是＝1，否＝0）
西部地区（是＝1，否＝0）
1.基本模型构建。由于本文的因变量分为制度信任和人际信任两个维度，其中制度信任的相应变量为三级量表，人际信任的相应变量为五级量表，所有因变量都属于顺序型离散变量，为避免线性概率模型带来的异方差等问题，采用Ordered Probit方法来进行多元回归分析。基本模型设定如下：
其中， k 表示信任类型， i 表示农户个体， T r u s t k i 为第 i 个农户对所在村庄的 k 种信任水平， C o l _ r e f o r m i 表示第 i 个农户所在的村庄是否进行了股份合作制改革， Z i 为包括农户个体特征和村庄特征的控制变量， A i 为地区虚拟变量， μ i 为随机误差项。
2.内生性问题探讨。农村股份合作制改革在早期是一种典型的需求诱致型制度变迁，但在改革初具成效后，改革的推动主体就变成了各级政府，因此演变为一种供给主导型的制度变迁。从中央的试点工作和实际调研来看，股份合作制改革一般是由区县以上政府统一部署实施，当前几乎没有村庄层面选择性或自发性的实践。因此，股份合作制改革实际上是一种自上而下的外生性改革。本文的因变量是农户的制度信任和人际信任，属于农户主观评价数据，与股份合作制改革不存在反向因果关系。农户问卷中虽然也有关于是否已实行股份合作制改革的问题，但为尽量避免内生性，将村庄问卷中的“是否已实行股份合作制改革”作为自变量，用村庄变量来代理个体变量一定程度上也有利于降低内生性。此外，经查阅中央和农业农村部有关农村股份合作制改革的文件以及部分改革试点区县的实施方案等资料，并未发现中央及地方政府在选择改革试点时将本文关键变量村庄信任作为考量标准或选点依据，这表明基本不存在自选择问题。本文还通过添加、筛选农户个体和村庄层面的控制变量，并加入地区和村庄类型控制变量，尽可能避免遗漏变量。
根据 表1 ，在制度信任中，村民对司法部门的信任程度最高，其次是对村党支部的信任。整体而言，村民对制度的信任程度较高。在人际信任中，村民对亲友的信任程度最高，这也符合中国乡村以血缘和亲情为基础的村庄社会信任特征。村民对外来人的信任程度最低，说明在村庄生产和生活共同体中，对内部成员的信任要大于对外来人的信任。为避免分析过程中出现歧义，本文将制度信任的三级量表进行标准化处理，使其成为五级量表。标准化处理如 式（2） ：
其中， a 表示标准化处理前量表的最低值， b 为最高值； A 表示标准化处理后量表的最低值， B 为最高值， x 为量表各类值。标准化处理后，制度信任的量表由1、2、3变为1、3、5。 表2 根据村庄股份合作制改革与否对样本村民进一步做了分组比较。就制度信任均值而言，已经进行了股份合作制改革的村庄普遍要高于还没有进行改革的村庄。其中，村民对村党支部的信任，在已经改革与没有改革的村庄中的均值差为0.260且在1%统计水平上显著，提高幅度为7.7%。股份合作制改革后，村民对村委会的信任程度提高了0.148且在5%水平上显著，村民对县乡政府的信任程度虽略有下降，但不具有统计显著性。村民对司法部门的信任程度在未进行股份合作制改革的村庄中平均为3.728，在已进行改革的村庄中上升为3.840，差值为0.112且在10%统计水平上显著，约提高了3个百分点。
表2
股份合作制改革对制度信任、人际信任的影响的统计性分析
分组 制度信任 人际信任 村党支部 村委会 县乡政府 司法部门 亲友 近邻 同村人 外来人
已改革
3.634
3.551
3.597
3.840
4.241
3.973
3.663
2.958
（0.638）
（0.648）
（0.062）
（0.590）
（0.785）
（0.822）
（0.880）
（0.872）
未改革
3.374
3.403
3.646
3.728
4.052
3.781
3.412
2.885
（0.035）
（0.036）
（0.033）
（0.035）
（0.831）
（0.852）
（0.813）
（0.874）
差值
0.26 0 ***
0.14 8 **
－0.049
0.11 2 *
0.18 8 ***
0.19 2 ***
0.25 1 ***
0.074
比率
0.077
0.043
－0.013
0.030
0.046
0.051
0.074
0.026
注： 括号内为标准误 ， *** 表示 p < 0.01 ， ** 表示 p < 0.05 ， * 表示 p < 0.1，下表同。
从人际信任来看，农户对亲友的信任程度是最高的，在未进行股份合作制改革的村庄中为4.052，而在已进行改革的村庄中为4.241，差值为0.188且在1%水平上显著，上升幅度约为4.6%。改革后，对近邻的信任程度由3.781提高到3.973，上升幅度约为5.1%；对同村人的信任程度是人际信任中提升幅度最大的，达到了7.2%。而对外来人的信任，在对比组中的差值并不显著。
表3 报告了股份合作制改革对制度信任的回归结果。第（1）列结果表明，股份合作制改革对村党支部信任的影响系数为正，且在1%水平上具有统计显著性，说明股份合作制改革能显著促进村民对村党支部这一农村权威组织的信任。同理，根据第（2）列和第（4）列的结果，股份合作制改革同样促进了村民对村委会和司法部门的信任，其中对村委会信任的影响系数值仅低于对村党支部的信任。但在第（3）列，对县乡政府信任的影响并不具有统计显著性，可能的解释是，股份合作制改革都是以村、组一级为单位进行，改革过程中的主要执行者是村党支部和村委会，它们作为正式制度的代表与村民的接触最多，而且村党支部和村委会是集体资产的管理主体，改革对其影响最大，既削弱了其在资产管理上的控制权，也减小了其可能存在的利益空间，使管理更透明、更民主、更公正，也就自然而然地得到了更多村民的信任。司法部门与其他政府机构相比具有特殊性，这种信任一般是长期形成的，很难受到判决、纠纷等的短期影响。而县乡政府作为上级指导和管理部门，正向接触会提升村民对政府部门的信任，但是在农村，村党支部和村委会有着双重代理人身份，在基层政权和村民间起到上情下达、下情上报的信息枢纽作用，因此，改革以后村民对县乡政府的信任的变化并不显著。
变量 （1） （2） （3） （4） 对村党支部信任 对村委会信任 对县乡政府信任 对司法部门信任
股份合作制改革
0.49 5 ***
0.40 0 ***
0.015
0.32 3 ***
（0.119）
（0.114）
（0.112）
（0.115）
年龄
0.01 1 ***
0.00 6 **
0.00 8 ***
0.00 7 **
（0.003）
（0.003）
（0.003）
（0.003）
是否村干部
1.19 3 ***
1.35 8 ***
1.23 0 ***
1.09 6 ***
（0.231）
（0.240）
（0.233）
（0.245）
收入水平认知
0.108
0.051
0.102
0.012
（0.077）
（0.080）
（0.080）
（0.083）
村民道德水平
0.15 3 *
0.16 0 **
0.107
－0.027
（0.078）
（0.078）
（0.079）
（0.080）
村庄人口规模
0.36 3 ***
0.34 9 ***
0.27 3 ***
0.37 4 ***
（0.045）
（0.045）
（0.052）
（0.050）
是否征地拆迁
－0.34 1 ***
－0.29 7 ***
－0.17 9 **
－0.059
（0.087）
（0.088）
（0.089）
（0.088）
村庄类型
0.000
0.013
0.035
0.11 3 ***
（0.036）
（0.036）
（0.036）
（0.037）
村人均可支配收入
0.029
0.040
－0.023
－0.043
（0.078）
（0.081）
（0.085）
（0.084）
第一大姓占比
－0.00 5 **
－0.00 5 **
－0.00 5 **
－0.00 4 **
（0.002）
（0.002）
（0.002）
（0.002）
中部地区
0.20 6 *
0.26 5 **
－0.054
－0.145
（0.108）
（0.105）
（0.101）
（0.102）
西部地区
－0.005
－0.008
－0.40 5 ***
－0.53 5 ***
（0.132）
（0.135）
（0.139）
（0.145）
观测值
968
970
968
966
从其他控制变量估计结果来看，年龄、是否为村干部、村庄人口规模、是否征地拆迁以及第一大姓占比这几个控制变量对制度信任有着显著影响。其中，年龄、是否为村干部和村庄人口规模都是正向影响制度信任的，即年龄越大、身份为村干部以及所在村庄人口规模越大，村民对制度信任的程度就越高，反之则越低；而是否征地拆迁和第一大姓占比这两个变量是负向影响制度信任的，对于有过征地拆迁的村庄而言，村民对村党支部、村委会以及县乡政府的信任程度都是降低的，而对司法部门的影响则不显著。可能的原因是：征地拆迁的敏感性极高，关乎村民的切身利益，征地拆迁发布主体一般是县乡政府部门，而具体推进和落实主体一般是村治组织，征地拆迁是政府和村民双方博弈的结果，容易引致百姓对村两委及上级部门的不信任。而第一大姓占比作为衡量村庄社会网络疏密或宗族势力强弱的重要表征变量，在社会网络较密和宗族势力较强的村庄，由于非正式制度能够在村庄治理中发挥重要作用，对正式制度存在一定的替代作用，村民在民事纠纷等事务上更依赖于非正式制度。这也符合当前乡村治理中积极推进法治、自治和德治“三治”融合的治理模式。
表4 是股份合作制改革对人际信任的回归结果。从第（1）列来看，股份合作制改革对亲友信任的影响在10%水平上显著。但系数值比后两列要小，说明股份合作制对亲友信任虽有促进作用，但作用幅度小于后两列，因为血缘和情感关系为基础的信任一直是村庄人际信任中最为稳定的，受外界影响并不大。根据第（2）列，股份合作制改革对近邻信任的影响系数在1%水平上显著，说明改革极大地促进了邻里信任。根据第（3）列，股份合作制改革对同村人信任的影响系数在1%水平上通过了显著性检验，而且其影响系数是人际信任中最大的，表明改革在最大程度上提高了村民对同村人的信任。这一结果符合本文的理论分析，即股份合作制改革有利于增进村庄个体对集体组织和成员的认同，减少利益分化和矛盾纠纷，能够促进村庄个体间的互信、互惠和合作。根据第（4）列，股份合作制改革对外来人信任的影响在10%水平上显著为正，表明改革还是在一定程度上提升了村民对外来人的信任。
变量 （1） （2） （3） （4） 亲友信任 近邻信任 同村人信任 外来人信任
股份合作制改革
0.17 4 *
0.38 1 ***
0.39 2 ***
0.17 4 *
（0.098）
（0.095）
（0.099）
（0.099）
年龄
0.00 5 *
0.01 1 ***
0.02 1 ***
0.01 3 ***
（0.003）
（0.003）
（0.003）
（0.003）
是否村干部
0.277
0.55 2 ***
0.60 1 ***
0.54 4 ***
（0.210）
（0.176）
（0.158）
（0.168）
收入水平认知
0.036
0.044
0.087
－0.007
（0.078）
（0.079）
（0.075）
（0.071）
村民道德水平
－0.014
0.20 9 ***
0.17 4 **
0.21 2 ***
（0.074）
（0.074）
（0.073）
（0.073）
村庄人口规模
－0.15 4 ***
0.023
0.039
0.075
（0.049）
（0.043）
（0.042）
（0.047）
是否征地拆迁
－0.15 9 *
－0.31 2 ***
－0.51 9 ***
－0.51 8 ***
（0.082）
（0.082）
（0.081）
（0.084）
村庄类型
－0.06 9 **
－0.042
－0.06 9 **
－0.08 0 **
（0.033）
（0.033）
（0.032）
（0.034）
村人均可支配收入
0.117
0.14 9 **
0.29 9 ***
0.39 0 ***
（0.075）
（0.073）
（0.074）
（0.077）
第一大姓占比
－0.002
－0.001
0.001
0.00 5 ***
（0.002）
（0.002）
（0.002）
（0.002）
中部地区
0.063
0.25 9 ***
0.32 5 ***
0.56 2 ***
（0.092）
（0.089）
（0.093）
（0.095）
西部地区
－0.62 7 ***
－0.31 2 **
－0.22 4 *
0.124
（0.141）
（0.140）
（0.132）
（0.135）
观测值
971
972
972
968
此外，年龄、是否为村干部、村民道德水平、是否征地拆迁、村庄类型以及人均可支配收入等控制变量对人际信任也具有显著影响。年龄越大、身份为村干部、所在村庄村民道德水平普遍较高、村庄类型越是倾向传统型、村庄经济水平越高，改革对村民人际信任的影响程度就越高，反之则越低；而在有过征地拆迁的村庄，由于征地拆迁意味着不菲的补偿金，必然牵涉众多个体利益，这对原本的人际信任体系形成了一定的负面冲击，因而降低了村庄的人际信任。值得一提的是，第一大姓占比在对另外三种信任影响不显著的情况下，却对外来人的信任有着显著正向影响，可能的原因是第一大姓占比越高，说明村庄社会网络的同质性就越强，而村民为了得到更多有价值的信任，会与宗亲之外的人建立起联络圈子，从而促进了他们对外来人的信任。
1.替换关键自变量。考虑到可能存在某些不可控因素而导致估计结果出现偏误，为了检验上文回归结果的稳健性，本文采用替换关键自变量的方法来检验模型的稳健性。主要是用调研问卷中原校验问卷有效性问题“本村的股份合作制改革进展程度如何”来替换本文的关键自变量“是否进行了股份合作制改革”。“股份合作制改革进展程度”变量共分为五个量级：1.还未进行；2.准备进行；3.正在进行；4.接近完成；5.已经完成。因此在检验模型中，关键自变量的取值也从0、1变为1、2、3、4、5，稳健性检验结果报告在 表5 和 表6 。从 表5 可以看出，替换了关键自变量后，除对县乡政府信任的影响不显著外，其余三个系数都在1%水平上通过了显著性检验且为正。对比 表3 的基准回归，除了整体系数有所下降，其余都高度一致，影响作用大小也依次为对村党支部信任、对村委员会信任和对司法部门信任，说明基准回归模型的稳健性较好，股份合作制改革的确能够提升村民的制度信任。
变量 （1） （2） （3） （4） 对村党支部信任 对村委会信任 对县乡政府信任 对司法部门信任
股份合作制改革进展程度
0.20 7 ***
0.20 2 ***
0.046
0.07 5 ***
（0.031）
（0.030）
（0.028）
（0.029）
农户特征变量
控制
控制
控制
控制
村庄特征变量
控制
控制
控制
控制
地区虚拟变量
控制
控制
控制
控制
观测值
968
970
968
966
变量 （1） （2） （3） （4） 亲友信任 近邻信任 同村人信任 外来人信任
股份合作制改革进展程度
0.06 6 ***
0.11 5 ***
0.12 7 ***
0.09 0 ***
（0.025）
（0.025）
（0.025）
（0.025）
农户特征变量
控制
控制
控制
控制
村庄特征变量
控制
控制
控制
控制
地区虚拟变量
控制
控制
控制
控制
观测值
971
972
972
968
从 表6 也可以看出，替换了关键自变量后，股份合作制改革对人际信任四个变量的影响系数仍然在1%水平上显著为正。与 表4 一样，系数最大的仍是对同村人的信任，其次为对近邻的信任。略有不同的是，稳健性检验区分出对外来人的信任提高程度要稍大于对亲友的信任。综合上述分析，说明人际信任的基准模型也是较为稳健的，再次验证了股份合作制改革能有效地增进村民的人际信任。
2.自选择偏误问题。尽管中央及地方的改革试点文件中没有明确将本文关键变量村庄信任作为改革试点的选择依据，但在具体实践中不排除个别试点区县非随机选择试点村而导致自选择问题。因此，为了降低样本选择偏差对实证结果的影响，本文进一步使用倾向得分匹配法（PSM）检验股份合作制改革的效果。首先利用Logit模型计算每个集体产权制度改革试点村庄的倾向得分，模型中的协变量与基准回归中村庄特征控制变量保持一致，包含村庄人口规模、是否征地拆迁、村庄类型、村人均可支配收入和第一大姓占比；然后根据倾向得分，为改革村庄匹配对照组，通常使用最近邻匹配法、核匹配法和半径匹配法进行匹配。为了保证匹配质量，本文同时进行了平衡性检验和共同支撑检验，以确保两组样本除了“是否进行股份合作制改革”这一处理指示变量的差异外，其他变量不存在系统性差异，以减少样本选择偏误，得到更加真实的结果。 表7 为使用核匹配法得到的变量平衡性检验结果，可以发现，匹配前大多数变量的标准化偏差较大，而匹配后所有变量的标准化偏差均大幅减小。而且所有变量 T 检验的结果都不拒绝处理组与对照组无系统性差异的原假设，这说明PSM有效减少了处理组和对照组之间的系统性差异即村庄特征差异，满足随机实验的要求。
变量 样本 均值 标准化偏差/% 偏差减少/% T 检验 处理组 对照组 t p>|t|
村庄人口规模
匹配前
6.252
6.546
－40.5
－5.80
0.000
匹配后
6.509
6.440
9.6
76.4
0.97
0.333
是否征地拆迁
匹配前
0.429
0.556
－25.6
－3.92
0.000
匹配后
0.558
0.499
11.9
53.5
1.12
0.262
村庄类型
匹配前
2.960
2.867
7.6
1.17
0.242
匹配后
2.768
2.758
0.8
89.1
0.08
0.940
村人均可支配收入
匹配前
9.834
9.131
113.5
17.27
0.000
匹配后
9.525
9.512
2.1
98.1
0.22
0.827
第一大姓占比
匹配前
47.24
36.479
46.8
7.65
0.000
匹配后
36.182
35.931
1.1
97.7
0.12
0.905
地区变量
匹配前
1.174
1.867
－126.5
－17.87
0.000
匹配后
1.337
1.381
－8
93.7
－0.74
0.462
本文在匹配后剔除了共同支撑域之外的样本，并对匹配成功的样本重新进行回归。由 表8 可知，匹配后股份合作制改革对村党支部、村委会和司法部门信任的影响仍在1%水平上显著为正，而对县乡政府信任的影响同样不显著，这与 表3 基本回归所报告的结果一致，表明上文股份合作制改革对制度信任的影响估计是稳健的。
表8
匹配后股份合作制改革对制度信任影响的稳健性检验
变量 （1） （2） （3） （4） 对村党支部信任 对村委会信任 对县乡政府信任 对司法部门信任
股份合作制改革
0.44 7 ***
0.36 1 ***
－0.007
0.36 6 ***
（0.132）
（0.128）
（0.128）
（0.136）
农户特征变量
控制
控制
控制
控制
村庄特征变量
控制
控制
控制
控制
地区虚拟变量
控制
控制
控制
控制
观测值
553
553
553
553
从 表9 可见，匹配后股份合作制改革对亲友信任的影响在10%水平上显著为正，对近邻和同村人信任的影响仍在1%水平上显著为正，这与 表4 前三列报告一样。略有不同的是，匹配后股份合作制改革对外来人信任的影响由原来10%水平上显著变得不再显著。这也进一步说明，由于存在严格的成员身份界定，流动性较大的村庄外来人口不可能成为村集体经济组织成员，不是股份合作制改革的直接利益相关者，因此改革与否并不会影响村民对外来人的信任。
表9
匹配后股份合作制改革对人际信任影响的稳健性检验
变量 （1） （2） （3） （4） 亲友信任 近邻信任 同村人信任 外来人信任
股份合作制改革
0.20 6 *
0.35 6 ***
0.31 2 ***
0.139
（0.113）
（0.112）
（0.117）
（0.111）
农户特征变量
控制
控制
控制
控制
村庄特征变量
控制
控制
控制
控制
地区虚拟变量
控制
控制
控制
控制
观测值
554
554
554
554
股份合作制改革对村庄信任的影响可能存在异质性，即改革对不同条件和禀赋的村庄或农户信任的影响是存在差异的，下文将分别从村庄层面和农户层面予以分析。
从村庄层面来看，不同类型的村庄由于其结构、地理和资源禀赋不同，股份合作制改革对村庄信任的影响也会有所不同。根据调研问卷里村庄类型的四个选项，即城（镇）中村、中心村、合并村和传统村，本文将前三类村庄类型合并为非传统村，第四类保留为传统村，调整划分后两组样本量大致相近。由于我国东西部地区村庄的经济发展水平存在较大差距，本文又将其分为沿海村和内陆村两种类型。
由 图2 可见，股份合作制改革对党支部信任的影响在传统村和非传统村都显著为正，而在后者中的系数明显要高于前者，说明在非传统村中股份合作制改革的促进作用更明显。从沿海村与内陆村的分组来看，股份合作制改革对党支部信任的促进作用在沿海村中较为显著，而在内陆村中不显著。相似的情况也出现在改革对村委会信任的促进作用上。与前面基准回归相似，股份合作制改革对县乡政府信任的影响在两个分组中依旧不显著。而对司法部门的信任，从第一种分组来看，股份合作制改革的促进效果在传统村要略优于在非传统村；而在第二种分组中，股份合作制改革的促进效果只在沿海村中较为显著，在内陆村中不显著。
由 图3 可见，股份合作制改革对亲友信任的影响在非传统村和沿海村显著为正，而在传统村和内陆村的影响并不显著。综合而言，在沿海的非传统村中，股份合作制改革对亲友信任的促进作用最为明显，同样的情况也出现在对近邻信任的促进上。而对同村人的信任，无论是在哪种类型的村庄，股份合作制改革的促进作用都是显著的。在非传统村中，改革对同村人信任的增进效应要大于在传统村中。可能的原因是改革前非传统村由于受到更多的外部冲击，如撤村建居、村组合并、征地拆迁等，成员之间的关系较为松散或因利益纠葛而相互猜忌，而股份合作制改革强化了集体成员的经济、社会和组织关联，有效促进了村庄内部的交流和互动，从而增进了彼此信任。在对外来人的信任上，改革的促进作用在非传统村和沿海村中更为明显。
本文对农户层面的异质性问题做进一步探讨。首先，按农户是否以农业经营为主将样本农户划分为非农就业和农业经营两组；然后，按农户的受教育年限均值将样本农户分为低教育程度和高教育程度两组。从 图4 的估计结果来看，对于非农就业的农户而言，股份合作制改革在促进其对村党支部和村委会信任上作用比较显著；而对于从事农业经营的农户而言，这一促进作用并不显著。可能的原因是，对于非农就业的农户，一方面，股份合作制改革有利于释放村庄发展活力，可能会带来更多的就业机会；另一方面，他们的社会网络会比从事农业经营的农户更广，更易获取丰富又有价值的信息，这将进一步影响其认知和信 念 ［ 34 ］ ，从而提高其对村庄正式制度的信任。无论是对于从事农业经营还是非农就业的农户，股份合作制改革对县乡政府和司法部门信任的影响均不显著。
此外，从受教育程度的分组回归结果来看，尽管股份合作制改革对村党支部和村委会信任的影响在两个分组中都具有显著性，但在低教育程度组的统计显著性更优，系数也更大，这说明对于低教育程度农户群体，改革对村党支部和村委会信任的影响程度更为明显。同样，无论农户教育程度如何，两个分组的回归结果表明，改革对县乡政府和司法部门信任的影响均不具有统计显著性。
图5 为农户异质性对人际信任影响的分组估计结果。根据 图5 （a），股份合作制改革只有在高教育程度组中，对亲友信任的促进作用是显著为正的，在其余三个组中的促进作用均不显著。根据 图5 （b），改革对近邻信任的促进作用在从事农业经营组中较为显著，系数也较大，说明改革能显著促进从事农业经营的村民的近邻信任。原因在于，从事农业经营的村民在村庄生产生活的时间要普遍长于非农就业的村民，其邻里接触频繁，关系更紧密，而且农业生产需要更多的互惠互助，邻里是农忙时节互助的主要对象。从 图5 （c）对同村人信任的分组回归来看，两组系数均显著为正，其中从事农业经营的村民在改革后对同村人信任的提高程度要明显大于非农就业的村民，原因是从事农业经营的村民与村庄关系更紧密，社区认同感更强，农业生产的互助需要也促进了他们与村庄内其他人的互惠合作。高教育程度组的村民在改革以后对同村人信任的提高程度反而不如低教育程度组的村民。 图5 （d）对外来人信任的分组回归结果表明，两组系数均不显著。
在村级组织中，村党支部居于领导核心地位，村委会作为村民自治机构主要负责公共事务管理，村集体经济组织一般情况下都依附于上述两种组织，负责人也是由村两委主要干部兼任。村级组织的管理人员一般统称为村干部，作为村庄体制内精英，他们扮演着国家和村庄双重“代理人”的角色。由于存在信息不对称，代理人在履约时可能通过“隐藏性行动”来追求私利，产生道德风险。村干部处于国家权力和村庄本土权力中，具有合法性权威和本土性权威。在缺乏有效监督的情况下，他们会创造机会去谋求个人利益，甚至利用乡村的矛盾来谋求私 利 ［ 35 ］ 。股份合作制改革以后，村民的权利意识和民主意识有了提高，体制外精英也有了更多参与村庄治理的机会，这对村庄原有的治理结构和治理机制产生了一定的影响。在这种新形势下，村干部势必要提高自身素质，端正作风，提高现代管理和经营能力，才能赢得村民信任，获得连任。
表10 为股份合作制改革对村级组织与村干部角色增强的影响，因变量测度采用村民的主观评价（1—5分）。根据第（1）列和第（4）列的结果，改革对村委会和村党支部的代理角色增强效应均在1%水平上显著为正，且对村党支部角色增强的影响要大于对村委会。这与近年来中央不遗余力地推进基层组织建设、强化党组织在基层核心领导作用的举措密切相关。第（2）列和第（5）列分别为对村主任和村支书角色增强的促进作用，可见改革对村主任角色增强的促进作用要大于对村支书。可能的原因是，相较于村支书会受到上级党组织以及党纪的约束，过去村主任在履职中容易出现散漫化和自由化倾向，加上有些地区的村民自治制度弱化，民主选举也流于形式。改革会增强对村主任的约束作用，使其履职态度和行为作风都发生较大改进，同时对村两委其他干部也产生了较大的正向影响。
表10
股份合作制改革对村级组织及村干部角色增强的影响
变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） 村委会 村主任 村委其他干部 村党支部 村支书 支部其他干部
股份合作制改革
0.36 2 ***
0.50 0 ***
0.45 3 ***
0.49 1 ***
0.39 4 ***
0.32 6 ***
（0.108）
（0.109）
（0.106）
（0.108）
（0.108）
（0.106）
农户特征变量
控制
控制
控制
控制
控制
控制
村庄特征变量
控制
控制
控制
控制
控制
控制
地区虚拟变量
控制
控制
控制
控制
控制
控制
观测值
972
972
972
971
972
972
股份合作制改革以后，村庄代理人角色得到增强，其对村庄事务的处置也会更加勤勉和富有责任感。当村集体与乡镇政府发生利益冲突时，村干部也会更多地偏向本村的集体利益。在浙江开化县DS村调研时，发现当地政府与村集体利益发生冲突时，村干部会更多地考虑村庄利益。该村在多年前已进行了股份合作制改革，村中大量土地已被征用。由于该村交通区位优越，当地政府想用村中的一块土地建一个加油站。而村里考虑到土地稀缺，这块地想通过村集体或委托其他市场主体来进行商业开发，使村集体和村民能得到长期分红收益。因此，加油站项目遭到了全体村民的反对。当地政府希望并要求村干部做通村民的思想工作，村两委主要干部面临极大压力。在访谈中，有村干部直言：“现在是夹在政府要求和村民诉求的缝隙中，如果答应政府要求了，以后必定会被全村人和子孙后代唾弃。所以我们干部们决定一定要守护好村集体利益，现在老百姓们都很信任与支持我们。”村干部的角色定位是基于其目标效用函数，包括个人利益分红等经济性收益和信誉、威望等社会性收益。综合而言，村干部村庄代理人角色的增强，对村庄信任的增进存在以下主要路径。第一，村干部角色定位偏向村庄，当村集体与外部组织发生利益冲突，会主动维护本村集体利益，有利于强化村庄共同体的信任。第二，村干部对公共事务的责任感增强，作风改进，办事公平公正、效率提高，都会增进村民对正式制度与合法性权威的信任。第三，村干部履职能力提升，能有效化解村民间的矛盾和纠纷，提高村民的人际信任。
村庄信任在乡村治理中发挥着举足轻重的作用。本文在理论分析的基础上，运用调研数据考察以股份合作为主要形式的农村集体产权制度改革对村庄信任的影响及其作用机制，研究发现：（1）股份合作制改革对制度信任具有显著的正向影响。其中，对村党支部信任的影响最强，对村委会信任的影响次之。（2）在人际信任方面，股份合作制改革对亲友、邻里、同村人和外来人信任的影响均显著为正，其中对同村人信任的影响最大。从控制变量来看，除了征地拆迁是负向影响外，年龄、是否为村干部、村民道德水平、村庄类型、村庄经济水平均正向影响村民的人际信任。（3）股份合作制改革对村庄信任的影响存在一定异质性。就村庄层面而言，改革对党支部和村委会信任的促进作用在沿海地区的非传统村更为明显，而对司法部门信任的促进作用则在沿海地区的传统村比较明显。改革对人际信任的促进作用在非传统村和沿海村均显著为正。就农户层面而言，改革对于非农就业的村民对村两委的信任增进更为明显。（4）改革还增强了村干部的村庄代理人角色，提高其履职能力，有利于促进村庄信任体系的重塑。
根据上述研究结论，本文得出以下启示：一要重视并发挥信任这一非契约性因素在村庄治理中的作用，以农村集体产权制度改革为契机，消除不利于村庄信任的历史与现实因素，重塑和培育新时代乡村信任体系。二要基于集体产权制度改革对村庄信任体系的作用机理，完善农村集体产权制度改革与乡村社区情感治理的政策协同框架，以集成改革推动村庄物质富裕和精神富有。三要加强村级组织和干部队伍建设工作，使村干部在国家代理人和社区代理人双重属性中把握好均衡性，既要履行好职责，也要切实维护好集体和农民利益。四要利用数字技术加强对集体“三资”的管理和监管工作，防止村干部利用信息不对称进行寻租和谋私，促进村民对正式制度的信任以及对集体的认同，从而提高村庄信任水平和乡村公共情感治理绩效。
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