社会阶层与信任之间的关系：来自元分析的证据
龚 娇 李伟强 陈 铭 汤 明 袁 博
(宁波大学心理学系暨研究所，宁波 315211)
摘 要 社会阶层与信任之间的关系一直存在争议，为了分析结论不同的原因，本研究采用元分析方法对上述问题进行了探讨。共有12篇文献27个独立样本纳入元分析(N =115771)。元分析结果表明：(1)社会阶层与信任之间存在较小的正相关(r =0.05)，且二者之间的关系受到信任测量方式的调节，相比采用信任博弈任务，采用问卷测量信任时，两者之间的正相关更强；(2)p 曲线(p -curve)分析发现，元分析研究的p 曲线呈显著右偏态，表明社会阶层与信任之间的关系存在真实的效应，而不是出版偏呈或者p -hacking导致。
关键词 社会阶层；信任；元分析；调节效应；p 曲线
1 问题提出
1.1 背景及意义
信任在社会生活中有着举足轻重的影响，从个人层面和人际层面而言，信任水平更高的个体会有更高的幸福感，并且能更好地适应环境，对民主制度会持更积极的态度，也更愿意参加政治活动、参加民间组织、对少数民族有更多的包容性(Rotter, 1980; Uslaner, 2002)；从组织层面而言，信任是团队成功的核心元素，是良好的合作关系的关键成分(Colquitt, Scott, & Lepine, 2007; Shaw, 1997)，它会促进合作行为，减少有害冲突，降低人际互动的成本，让人们更高效地解决危机(Rousseau, Sitkin, Burt, & Camerer, 1998)。此外，从社会层面而言，社会信任水平越高，社会管理越容易，社会环境也更安全、平等、富有(Delhey & Newton, 2005)。因此，信任行为一直以来都受到学术界的广泛关注。
在心理学中，一般将信任定义为社会交往中个体对同伴所持的积极期待，其中包含了不确定和风险性(Worchel, 1979)。以往研究中，通常将其分为人际信任和政治信任(制度信任)，其中人际信任又包含普遍信任(一般信任)和特殊信任(卢曼, 2005; 梁幸枝, 邢婷, 2003; 齐秀琳, 伍骏骞, 2017)。同时，信任度量方式又可分为问卷测量和行为游戏(behavioral game)，问卷测量旨在衡量个人必须信任他人或某个特定目标的心理预期，是一种心理倾向，而非实际行为(袁博, 董悦, 李伟强, 2017)。当前被广泛应用的问卷是Mayer和Davis(1999)设计的信任量表、Johnson-George和Swap(1982)设计的特定人际信任量表等；行为游戏法旨在考察被试在游戏过程中对虚拟搭档表现出的协作行为，是一种可见的行为指标(Deutsch, 1958; Williamson, 1981)。以往研究中，应用最广泛的是Berg，Dickhaut和McCabe(1995)设计的Trust Game(TG)范式，也称信任游戏。在该游戏中，包括信任者与受信者，根据研究的需要选择信任者的投资额或被信任者的返还额来量化分析信任。
以往对信任影响因素的相关研究主要集中在个人层面和社会层面，个人层面的因素主要包括人格属性和人口学因素(年龄、社会阶层)；社会层面的因素包括社会的财富、不平等、安全性、犯罪率、文化、管理形式、种族同质性等(祁顺生, 贺宏卿, 2006; Hancock, Billings, Schaefer, Chen, de Visser, & Parasuraman, 2011)。以往文献中，人格属性和社会层面的研究相对较多。然而，随着社会转型的逐渐深入，社会阶层结构发生了重大变化(井世洁, 杨宜音, 2013)，很多研究表明这种阶层结构的差异会对个体的社会态度和行为产生显著影响(李培林, 2005; 颜莹莹, 2017)。因此，近年来，研究人员逐渐开始关注社会阶层对信任的影响。社会阶层(social class)主要指在经济、政治等诸多因素的影响下，使社会成员在整个社会等级结构中分成不同层级的群体，它不单取决于一个人目前的收入、受教育程度、工作，而且还包含着丰富的文化期望、生活方式和社会规范，并与个体的人生经历、背景经验相关(李进会, 2013; 胡小勇, 李静, 芦学璋, 郭永玉, 2014)。包括孩童时期周围遇到的人、经历的事，以及父母的经济条件、工作环境等(徐步霄, 2017; Kraus, & Stephens, 2012)。基于社会阶层的定义，通常将其分成主观和客观两类。二者的区别在于，客观阶层是以个体实际拥有的资源为基础，而主观阶层是对自身阶层的感知(敖丹, 邹宇春, 高翔, 2013; 谭旭运, 2016; Kraus, & Park, 2014)。
综合以往研究结果发现，社会阶层和信任相关的研究结论不一致，且在相关领域还存在着理论之争。(1)基于“资源因素理论”，有人认为，不同社会阶层个体的可支配资源量是不同的，这就导致他们抵抗风险的能力不同，个体拥有的资源越多，抵御风险的能力就越强，更能面对与陌生人交往所带来的风险。因此，客观经济地位越高的个体，越能承受信任陌生人可能产生的损失(谭旭运, 2016; Brehm, & Rahn,1997; Guiso, Sapienza, & Zingales, 2003)，也就是说，个体的社会阶层越高，信任的水平也会越高。一些研究支持了上述假说，如Delhey和Newton(2005)通过问卷测量信任的方式发现，个人占有的资源和财富与信任水平呈显著正相关。也有研究采用大样本数据调查的方法发现，个体的客观社会阶层与普遍信任呈正相关关系(敖丹等, 2013; 高学德, 2015; Gheorghiu, Vignoles, & Smith, 2009; Hamamura, 2012; Taylor, Funk, & Clark, 2007)。(2)从社会认知与文化的角度，有研究者提出不同社会阶层个体的认知风格不同。在与人交往时，低阶层个体关注外在的事物，对情境中线索的觉察更为敏锐，同时也更愿意站在对方角度考虑问题，这就使其比高阶层个体展现出更多的亲社会倾向(郭永玉, 杨沈龙, 李静, 胡小勇, 2015; Kraus, 2010; Piff, Stancato, C
té, Mendoza-Denton, & Keltner, 2012)，也更愿意与人建立某种联系。因此，低阶层的个体信任水平可能更高(鲍威, 2015; Blue, Hu, & Zhou, 2018; Kraus, 2010; Piff et al., 2012)。一些研究支持了上述假说，如Blue(2018)、Piff(2010)采用TG范式测量信任，发现个体客观阶层越高，普遍信任就越低；姜瑜(2017)以大学生群体为被试，也发现个体的普遍信任水平会随着阶层的升高而下降。Navarro-Carrillo, Valor-Segura和Moya(2016)采用问卷调查的方式，发现社会阶层与特殊信任也存在同样的关系。(3)部分研究发现社会阶层与信任之间没有显著的相关(曹怡骏, 姚振, 2014; 涂敏霞, 藕园, 2017; 谭旭运, 2016; 王永杰, 颜莹莹, 2015)。研究者认为不同阶层的信任水平可能受到多种因素的调节，如个体对自身所处阶层的归因方式、对未来阶层的流动预期、对社会的公平感知等(白福宝, 2013; 杨沈龙, 郭永玉, 李静, 2013; Brandt, 2013; Lee, Pratto, & Johnson , 2011)。
1.2 影响社会阶层与信任关系的可能因素
首先，社会阶层类型可能会影响社会阶层与信任间的关系。社会阶层通常分为主观和客观两类。主观社会阶层(subjective social class)是个体将自身与他人进行对比时，对自己在社会层面上的相对地位的理解和感受，是以感知到的相对水平为判断依据的(郭永玉等, 2015; Jackman, & Jackman, 1973; Kraus, Tan, & Tannenbaum, 2013)。客观社会阶层(objective social class)以个人实际拥有的物质资源和社会资本为核心，研究者们通常将它与社会经济地位等同(郭永玉等, 2015)。有研究发现，客观社会阶层与信任行为间存在显著的正相关(敖丹等, 2013; Delhey et al., 2005)，另一部分研究表明主观社会阶层可以显著负向预测信任(王永杰等, 2015; Navarro-Carrillo et al., 2016)。由此可见，社会阶层与信任的关系可能受社会阶层类型的影响。
其次，信任类型也可能会导致社会阶层与信任之间的关系产生不同。在心理学研究中通常将信任分为特殊信任、普遍信任、政治信任。特殊信任(particularistic trust)的对象仅包含与个体有血缘关系或裙带关系的人， 而普遍信任(generalized trust)的对象则延伸到与个体具有相同信仰和利益的人，政治信任(political trust)主要指大众(包含各种社会机构)对政府及其运作流程中的各类组成因素、步骤和边界的合理期待(白春阳, 2006; 卢曼, 2005; 杨敏敏, 2014)。这三种信任的主要区别在于个体与信任对象的亲疏关系不同。谭旭运(2016)的研究表明相较于陌生人，人们更可能会信任与自己熟悉的人，尤其是亲人。为此，本研究将分析信任类型是否会对社会阶层与信任之间的关系产生调节效应。
最后，健身休闲产业供给侧结构性改革要以优化供给环境为基石。任何一个产业可持续发展都离不开良好的发展环境，广西健身休闲产业发展初期，更应该重视优化供给环境，为产业良性循环发展与供给侧结构性改革提供重要保障。健身休闲产业涵盖了体育、休闲、旅游、文化、交通等诸多领域，从供给产品或项目立项到竣工投入使用，将会牵涉国土、税务、文旅、金融、教育、体育、交通、公安等相关部门。这些行政部门的工作效率直接影响了健身休闲产品的服务效率与质量。因此，供给环境的优化要着重从基础设施建设、人才培养、监督机制等方面入手，不断完善自身产业发展体系。
面板数据具有截面和时间序列二维特性。回归模型可以分为随机效应模型、固定效应模型、混合效应模型等。其中固定效应又可以细分为截面固定效应和时间固定效应。对固定效应的选择，通常做法为若截面数据存在异质性，则用截面虚拟变量来控制异质性；若时间维度数据存在异质性，而截面维度较稳定，则引入时间虚拟变量进行估计。刘学良等探讨了面板数据固定效应模型回归的本质，时间固定效应是有线性约束的截面回归，它的回归表现为样本在截面维度的相关关系，回归结果等于截面回归估计的加权平均［12］。人力资本变量在各商业银行时间维度存在异质性，因此选用时间固定效应模型，即时间不同，模型的截距不同。模型矩阵如下：
1.2.1 乳酸菌的分离和纯化 在无菌操作下取10 g待测青贮料样品，剪碎放入装有100 mL无菌生理盐水的三角瓶，用震荡仪器充分振荡，使样品附着的乳酸菌分散在液体中，静置后取上清液配置成7个梯度的乳酸菌稀释液。然后取各稀释液分别涂布在MRS平板培养基上，静置约30 min，倒置于20℃恒温培养箱中低温厌氧培养48 h，选择菌落密度适中、生长良好、溶钙圈明显的菌落进行革兰氏染色和过氧化氢酶实验。确定的乳酸菌菌落采用平板划线法再进行纯化培养，最后将分离纯化后的乳酸菌按1∶1比例保藏在30%的甘油中，-80℃低温冰箱保存。
1.3 本研究的目的
基于前人对社会阶层与信任关系的研究，发现社会阶层与信任关系不一致的主要原因如下：(1)社会阶层类型；(2)信任类型；(3)信任测量方式。本研究旨在运用元分析技术，考察社会阶层和信任的关系，并将上述影响因素作为调节变量纳入元分析，进一步明确社会阶层与信任关系出现矛盾的原因。对社会阶层与信任关系进行元分析，有利于进一步明晰两者之间的关系，为认识社会阶层在其中所起的作用提供一些证据。
C57/BL6J小鼠40只，随机分为模型组、阳性药物组（酮替芬 20 mg·kg-1）和 SHLI组（2.5和5.0 mL·kg-1），每组10只。小鼠给药、模型诱导和测定时间点如图1所示。第1天（D1）～D3，SHLI组小鼠ip给予SHLI，酮替芬组ip给予酮替芬，模型组则ip等体积生理盐水，于抗原攻击前连续给药3 d。D2：在给药1 h后，右侧足跖皮下注射稀释的抗ST多抗血清。D3：各组小鼠给药处理同D1，并测定小鼠右侧足跖容积V。给药1 h后，每只小鼠尾静脉注射含ST的生理盐水，再分别于1和24 h后测右侧足容积（V1 h和V24 h），并计算与V比较后的足容积差。
意，即意志。它“是指一个人自觉地确定目的，并根据目的来支配、调节自己的行动，克服各种困难，来实现目的的心理过程。”主要表现为“有意识、有目的地实现对客观世界的改造”，并“积极要求改变现实行动的心理过程。”[13]目的明确，且有强烈的成功欲望是意识的特征。构建“校园贷”法律教育引导机制，增强学生法律意识，需要与社会紧密联系，通过学以致用的社会实践活动，明确学习目的，通过考核评价总结经验，激发成功的欲望。教师要努力帮助高职学生把社会主义核心价值观融入他们的实践活动之中，成为行为准则，进而形成自觉奉行的理想信念。
2 方法
2.1 文献搜索
本元分析对研究所涉及到的国内外文献进行了全面检索。其中，中文文献主要来自读秀数据库、中国科技期刊数据库、知网期刊全文数据库、中国博士学位论文全文数据库和中国优秀硕士学位论文全文数据库；社会阶层以“社会地位”“社会阶层”“社会经济地位”“职业”“教育”“收入”为检索词；信任以“亲社会行为”、 “信任”、 “利他行为”等为检索词。 英文文献主要来自Scopus、 Springer Link、 Elsevier、 Wiley Online Libary等数据库；社会阶层的检索词包括“social class”“social status”“socioeconomic status”“social rank”“hierarchy”“education”“occupation”“income”； 信任的检索词是“trust”“prosocial behavior”“altruistic behavior”等。 检索时间范围： 1980～2018年。
2.2 文献纳入与排除标准
后期,将进一步优化路由,并扩展路由协议,使其满足更多的路由指标,如可靠、吞吐量。这是后期研究工作的重点。
当层间位移角到达7%rad，即梁加载中心点位移76.38 mm，接近位移极值时，角钢被较为明显拉起。当层间位移角到达8%rad(89.11 mm)时，随着节点转动角度增大，转动过程中梁翼缘受角钢挤压变形，与角钢翼缘产生间隙。而梁腹板也出现较为明显的受压变形导致的曲鼓。
2.3 搜索及文献纳入结果
文献检索等过程如图1所示。最后共纳入文献12篇，其中，国内研究7篇，英文5篇，公开出版的研究有11篇。
图1 文献搜索、纳入及排除流程
注：n 代表数量
2.4 文献特征编码
对录入元分析的研究按照以下内容来编码：(1)文献的信息(作者姓名+出版年份)；(2)参与者样本量；(3)参与者国籍；(4)参与者年龄(平均年龄)；(5)社会阶层类型；(6)信任测量方式；(7)信任类型；(8)出版与否(详见表1)。对于每个样本，用统计方法计算出一个效应量，若同一篇文章中不止一个样本，则对每个样本进行单独编码。为防止同一篇文章产生太多效应量，使其权重变的过大，从而有可能导致结果偏差，我们用统计方法合并了这些文章中的数据。数据合并的基本准则是：如果一个研究同时汇报多种因素下的信任，而这些因素(如被试性别)不是本研究感兴趣的调节变量，则用相关公式对其进行合并，使其成为一个综合效应量(pooled effect size)；但是，若这个因素是本研究要研究的调节变量(如信任测量方式等)，则不需要合并(袁博等, 2017)。具体见表1。
表1 元分析中纳入的原始研究
(续表)
注：(1)P表示在期刊上发表的文章，UP表示未出版；(2)文章作者和年份后面的 a、b表示同一篇文章里的不同研究。没有标明的条目来源于同一研究，用的同一样本；(3)C代表中国，B代表英国，S代表西班牙，A代表美国，36代表36个国家，31代表31个国家。
2.5 元分析过程
2.5.2 模型的选定
元分析旨在通过一定的分析手段，整合现有研究，得到自然真实的平均效应量(effective size)。为了研究社会阶层和信任的关系，使用相关系数r作为效应值。在编码的过程中，部分文章并未明确汇报社会阶层和信任间的r 值，而是提供了F 值、t 值，或者χ 2值，这里我们可以用王洁、陈健芷、杨琳和高爽(2013)设计的公式将它转变为r 值，详细的转变公式为：r =[t 2/(t 2+df )]1/2，df =n1+n2-2；r =[F /(F +df )]1/2，df =n1+n2-2；r =[χ 2/(χ 2+N )]1/2。
2.5.1 效应量计算
元分析通常用固定效应模型和随机效应模型，二者最大的差别就是权重成分不一样。固定效应模型一般假定元分析中全部研究实际上仅有一个真实的效应量，每个具体研究效应量的差异是由抽样误差造成的。而随机效应模型的观点是，各项研究的真实效应量都不一样，各研究效应量的不一致是由真实效应量的差异和抽样误差一起造成的(Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein, 2009)。这两种模型的不同假定将使元分析中区间估计、平均效应量、调节变量的显著性检验方式变得不一样(Hunter & Schmidt, 2000)。在选择模型时，若觉得元分析里的研究在作用上是一样的，而由元分析计算出的总的效应量仅仅是针对纳入的研究所涉及的总体，不推广到其他总体，那么就应当用固定效应模型。反之，若元分析纳入的研究中受试者来源、度量方式不一样，同时有充分证据表明这种差异会对结果造成影响时，采用随机效应模型更为恰当(Borenstein et al., 2009)。
在最后纳入的12篇文章中，社会阶层与信任的度量方式各不相同，受试者群体来源多样(来自不同的国家、年龄段等)，不宜使用固定效应模型。此外，本研究的元分析将考察社会阶层类型、信任测量方式、信任类型等因素的调节效应，因此，随机效应模型更为合适。
2.5.3 发表偏差
如果已发表的研究未能完全地代表这一领域的全部研究，就可以断定出现了发表偏差(Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2006)。存在发表偏差就意味着该领域的研究并不完善，元分析结果也会因此受到严重影响，因为它可能会使最后计算出的效应值虚假地升高(Kuppens, Laurent, Heyvaert, & Onghena, 2013)。在文献检索环节尽可能多地搜集没有公开发表的研究可以有效解决发表偏差问题。在下面的元分析中，将会使用漏斗图(funnel plot)、Egger’s检验以及剪补法(trim and fill method)来对发表偏差进行考察。
漏斗图能对发表偏差进行有效的初步检验，如果漏斗图的效应量均匀地分布在两侧，就认为元分析不存在发表偏差，相反，则存在发表偏差(Rothstein et al., 2006)。Egger’s检验使用线性回归考察发表偏差，通常情况下，首先计算出线性回归方程的截距(Egger’s intercept)和95%CI ，然后进行假设检验(截距是否为0)，若结果不显著， 则可认为没有发表偏差(Egger, Smith, Schneider, & Minder, 1997)。剪补法是使用先剪后补的方法让每个研究在平均效应量的两侧尽可能的对称分布，然后对合并效应量的真实值进行重新评估(Duval & Tweedie, 2000)，若通过剪补后的效应量差异不显著，就能判定没有发表倚差(吴鹏, 刘华山, 2014)。
2.5.4p -curve分析
p -curve对已发表的研究中p 值的分布情况进行分析，来辨别这些研究结果是否有为真实现象提供证据价值(evidential value)的作用。或者它是否反映了出版偏差和p -hacking(用来形容那些只提供有显著结果的数据的做法：检查所有研究数据，根据自己的需要选择那些有用的数据来公开发表。例如，要决定删除哪些不正常的值，什么时候结束数据的收集或是否包含协变量)。以上论述是依据以往的研究结果来进行的，有证据证实，真实效应(H1为真)的研究存在更大的几率出现极低的p 值(ps <0.025)，而非较高显著性范畴内p 值(0.025<ps <0.05)。因此，真实效应存在时，p 值的分布(p -curve)应当是右偏的(right-skewed)。而那些零效应(H1为假)的研究则会产生均匀(uniform)分布的p 曲线。这种“平坦”的p 曲线说明，这些研究没有证据价值(Simonsohn, Nelson, & Simmons, 2014)。
p -curve对已经发表的研究里p 值分布的偏态性进行考察，来确定最终录入的研究是否具有证据价值(即使在仅有较少的低统计检验力的研究情形下)。当前，p 曲线偏态性的检验主要有两种方式： (1)二项检验，对比p <0.025和p >0.025的概率；(2)连续检验，计算pp 值的大小(虚无假设成立时得到小于该值的几率，均匀分布时pp =p /0.05)，接着通过Stouffer检验对其是否为右偏态进行考察(Simonsohn et al., 2014)。p 曲线的主要目的是考察已经公开发表的研究中p 值的分布，因此，进行p 曲线检验时，没有公开发表的文章和没有达到p <0.05的文章都要排除在外。
2.5.5 数据分析及处理程序
首先使用Excel对确定纳入的文章进行初步整理和编码，接着用R语言的Metafor程序包计算元分析的效应量、检验发表偏差和调节作用(Viechtbauer, 2010)。
包括宏观经济因素和微观经济因素。宏观经济因素主要指人口、国民收入等，而微观经济因素主要指企业所在地的居民收入水平和消费偏好及就业程度等。我国涉农企业发展环境中经济方面的因素主要有利率变动、税率、贷款的难易程度等。人民币利率的变动，极大地影响着涉农企业的发展。利率升高，在吸引居民增加储蓄的同时，间接增加了居民的利息收入，增加了消费需求和投资需求，促进了涉农企业的发展。
3 研究结果
3.1 异质性检验
最后，选定Duval和Tweedie(2000)设计的剪补法来探讨发表偏差对元分析结果形成的影响。从结果来看，剪粘研究后，随机效应模型得到的总效应并未发生明显变化。
依据如下准则，决定是否要将检索到的文献录入元分析：(1)研究是对社会阶层与信任关系的实证研究，具有完整的统计数据和清晰的样本量，纯理论和文献综述类文献不包括在内；(2)研究探讨了社会阶层和信任间的相关，且文章中有具体的r 值或者F 值、t 值、χ 2值(可以通过相关公式将其转化成r 值)，另外，采用结构方程模型、回归分析等方法得到的数据要排除在外；(3)研究是针对信任者的社会阶层，那些针对受信者阶层的文献要排除在外；(4)参与者为正常个体，排除精神病患者等异常被试群体。
3.2 发表偏差检验
第一步，用漏斗图(funnel plot)对本元分析的发表偏差进行检验，如图2所示，水平轴是效应量Fisher’s Z ，纵轴为标准误(Standard Error)。由漏斗图可以看出，元分析所包含的文献并未均匀分布在总效应的两侧，这说明本元分析可能有发表偏差。为了进一步明确是否存在发表偏差，接着实施Egger’s分析。Egger’s分析的结果说明，本元分析有一定的可能会存在发表偏差，Z =-2.71,p =0.007。
最后，信任测量方式的差异可能会导致社会阶层与信任之间的关系产生明显的不同。以往研究中，信任水平的测量通常分为问卷调查和行为博弈。有研究表明，使用不同的度量方式会导致两个变量间关系的强度有所差异(丁凤琴, 陆朝晖, 2016; Eisenberg, & Miller, 1987)。Glaeser, Laibson, Scheinkman 和Soutter(2000)将问卷测量与行为游戏(行为博弈)进行了比较，结果表明，问卷法得到的信任度和行为游戏的结果间的正相关关系不显著。所以，信任度量方式可能会影响社会阶层与信任间的关系。
杜伟民与吴浈是江西老乡，又起步于江西卫生系统，且是吴下属尹红章的行贿人。其是否与吴浈存在利益输送关系，有关情况尚待官方披露。
图2 涉及社会阶层与信任关系研究的漏斗图
对社会阶层与信任之间关系的元分析数据进行异质性检验，Q 分析结果发现，元分析中每个研究的效应量都是异质的，Q (27)=683.56,p <0.001,I 2=97.77%。依据Borenstein等人(2009)对I 2的诠释，表明在本研究中由二者关系中真正差异所导致的观察变异达到了97.77%。由异质性分析可以得出这样的结论：最终采用随机效应模型进行元分析是非常正确的。
3.3 主效应
对社会阶层与信任关系的研究进行主效应分析，结果表明，社会阶层与信任之间的相关系数r 为0.05(CI =0.01～0.09,Z =2.62,p =0.008)，两者之间存在显著的正相关，但相关系数很小，见图3。
3.4p 曲线(p -curve)分析结果
对社会阶层与信任关系的研究进行p 曲线分析。结果发现，p 曲线呈显著右偏态(Binomial test :p =0.0001,Continuous test :z =-16.20,p <0.0001)。22个小于0.05的p 值中有20个p 值是低于0.025。这些结果说明，元分析的结果反映了社会阶层和信任间的关系存在真实的效应，并非出版偏差或者p -hacking造成的。
3.5 调节效应检验
对社会阶层与信任关系的随机效应模型实施调节作用检验。结果发现，社会阶层类型(Q B(2)=5.34,p =0.069)、信任类型(Q B(2)=1.12,p =0.572)的调节作用都没有达到显著水平。信任测量方式(Q B(1)=11.61,p <0.001)的调节效应显著，相比于采用信任博弈任务(r =-0.26)，采用问卷测量(r =0.07)信任时，社会阶层与信任之间存在着更大的正相关关系。
图3 社会阶层与信任行为关系的效应量分布图
4 讨论
本研究通过元分析技术，对以往社会阶层与信任之间关系的研究进行考察，并检验了二者间可能的调节变量。元分析结果在一定程度上支持了社会阶层的“资源因素理论”，也就是说，社会阶层与信任之间存在正相关关系。调节效应分析的结果表明，信任的度量方法会影响社会阶层与信任的关系。
4.1 社会阶层与信任行为之间的关系
结果表明，社会阶层与信任行为之间存在显著的正相关关系，这与前人的大量研究结果一致(敖丹等, 2013; 鲍威, 2015; 谭旭运, 2016; 涂敏霞等, 2017; 王俊秀, 2018; 王永杰等, 2015; Hamamura, 2012; Navarro-Carrillo et al., 2016)。信任是一种风险性行为，个体信任水平的高低会受其自身抵御风险的能力影响(王绍光, 刘欣, 2002; Bjφrnskov, 2007; Delhey et al., 2005)，同时，抵御风险的能力又与个体的经济物质等条件有关(Giddens, & Anthony, 1991; Luhmann, 1993)。高低阶层个体拥有的资源(经济物质等条件)不同，他们抵抗风险的能力也会不同，因而信任水平也就有所差异。Giddens等人(1991)认为，个体的内在、外在条件越好，他们越乐观，对人生越积极、自在，更多依靠自己，而非受制于资源，从而也会更愿意信任别人，相反，内在、外在条件不好的人则不敢轻易的相信他人。王绍光等人(2002)也持相同观点，即可能的损失在个体所拥有的全部资源中的比例大小直接影响了个体的信任水平。Luhmann(1993)提出“灾难线”(Disaster Threshold)(灾难阈值)的概念，认为这种可能的损失对个人来说也许是非常糟糕的，具有毁灭性。任何人都有属于自己的风险底线，如果他人失信带来的损失自己无法承担，个体就不会选择相信对方。这条底线的水平与个体实际可用的资源量有关。一个人可使用的资源量越少，他们的灾难线和风险容忍度就越低，越不愿意承担风险和信任他人，反之亦如此(敖丹等, 2013)。因此，社会阶层与信任之间存在着正相关关系。
需要指出的是，元分析也表明，社会阶层与信任行为之间的相关性相对较小。这表明，还有其他诸多因素会影响社会阶层与信任之间的关系。如，认知理论强调个体的认知推理会对其行为决策产生重要影响，而归因作为认知推理的一部分，人们可能会因为对自身所处阶层的原因的理解不同而产生信任的差异(丁凤琴等, 2016)。总体而言，社会阶层与信任之间存在着一定的关系，但社会阶层与信任的关系也受到许多其他因素的影响。
4.2 信任测量方式对社会阶层与信任行为的相关的调节效应
元分析结果表明，信任的不同测量方式会影响社会阶层与信任行为之间的关系。相比于采用信任博弈任务，采用问卷测量信任时，社会阶层与信任之间会有更大的正相关。这一结果与Batson和Ahmad (2001)、Lamm等人(2007)的观点一致，即使用的测量方法不一样会使两个变量间关系的强度发生变化。信任的测量通常采用的都是普遍适用且信效度都较高的问卷，而且国内外大部分研究都是进行的大规模数据调查，数据样本量足够大，所得到的结果也更加稳定；相较于问卷测量的大样本，实验室条件下的行为数据则样本量较小，此外，行为数据的收集过程包含对实验条件的严格控制，即会人为操纵一些变量，由此得到的心理现象会过分简化，这会使实验结果与实际情况有所不同。因此，信任测量方式对社会阶层与信任有调节作用。
4.3 研究意义与展望
本元分析结果证实了“资源因素理论”——个体的社会阶层越高，信任水平越高。这对理解不同个体信任水平差异的机制具有重要的理论意义。此外，研究还发现信任测量方式会影响二者间的关系，因此，未来的研究需要根据特定的研究目的选择合适的测量工具和样本量。需要指出的是，本元分析也存在一些不足之处：(1)本元分析仅考察了阶层类型、信任类型、信任测量方式等变量的调节效应，因此，今后还可以对其他潜在的调节变量进行检验。(2)调节效应的分析中，有些样本因做脑电、眼动研究，参与者的数量较少，这可能会对调节效应的分析产生一定的影响。
5 结论
本项元分析的结果表明，社会阶层与信任间存在显著的正相关，二者之间的关系受到信任测量方式的调节，相较于采用行为游戏，采用问卷测量信任时，社会阶层与信任间的正相关更强。
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The Relationship between Social Class and Trust :A Meta-analysis
GONG Jiao; LI Weiqiang; CHEN Ming; TANG Ming; YUAN Bo
(Department of Psychology ,Ningbo University ,Ningbo 315211,China )
Abstract
A large body of research has examined the relationship between social class and trust-yet the findings are still inconclusive. A meta-analysis was conducted to explore the relationship between social class and trust, as well as potential moderators of this relationship. A literature searched yielded 12 qualified papers with 27 effects sizes and 115771 participants. Results showed that social class was significantly associated with trust (r =0.05,p <0.05), and this relationship was moderated by the type of trust measurement. No other moderators were found. The p -cure analysis showed that the p -cures of the meta-analysis was significant right skew states, indicating that the relationship between social class and trust had real effect, not caused by publishing bias or p -hacking.
式中，u(k)为第k次采样时刻的温度（湿度）控制输出（带限值）；uP(k)为第k次采样时刻的P作用（带限值）；uI(k)为第k次采样时刻的I作用（带限值）；uD(k)为第k次采样时刻的D作用（带限值）；e(k)为第k次采样时刻的温度（湿度）偏差；T为采样周期；Ti为温度（湿度）积分参数；e(j)为第1次到第k次采样时刻的温度（湿度）偏差；TD为温度（湿度）微分参数；e(k-1)为第k-1次采样时刻的温度（湿度）偏差。
Key words : social class; trust; meta-analysis; moderate effect; p -cure
分类号 B849
DOI :10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.06.004
基金项目: 教育部人文社会科学青年基金项目(15YJC190026)；浙江省哲学社科规划项目(16NDJC105YB)。
通讯作者: 袁博, E-mail: yuanbopsy@gmail.com