转型期社会信任的影响机制——市场化、个人资本与社会交往因素探讨，本文主要内容关键词为：转型期论文,机制论文,资本论文,因素论文,社会交往论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
以工业化和市场化为主要内容的社会转型，极大地改变了中国社会的生活方式与交往方式，也冲击了原有的社会链接模式和社会信任环境。由于人们之间的关系最终需要依靠信任来维持、协调或调整，因此，对于生活在异质性和流动性较高而又匿名化的现代社会中的人们来说，基于普遍主义的社会信任如何产生并受哪些因素以何种机制影响，便是一个亟待回答的理论与现实问题。而对于转型期中国社会而言，“社会信任的产生途径及其影响机制”已骤然成为一个紧迫而重要的问题。
一、研究综述
20世纪90年代后，信任问题伴随社会转型的深入而成为中国社会一个显著性的社会问题，随即也就进入了中国社会学家的视野，并很快成为社会学研究的热点之一。社会学研究信任的逻辑起点与分析视角与心理学有着很大不同。后者主要关注个体信任，从个体的心理特征、行为或人格特质的角度去理解信任（转引自郑也夫，2001:16-17）。社会学对信任的研究虽然并不排斥个体因素，但主要还是从个体之间的关系而不是个体特质来考察。甚或可以说，社会学更多的是从社会关系结构、社会制度和文化规范的角度去研究信任。西方学术界提出了对社会信任的多种解释模式，较有影响的几种代表性观点包括福山的“道德规范论”，帕特南的“社会资本论”，科尔曼的“理性博弈论”，格兰诺维特的“网络嵌入论”，等等。而最为流行的观点则是将信任理解为社会制度和文化规范的产物，视信任为建立在法理（法规制度）或伦理（社会文化规范）基础上的一种社会现象。遵循这一进路的中国学者通过研究指出，自己人概念表达了中国人将他人包容进自己的自我（家）边界之内而形成一个信任边界，而“自己人”这种信任建构是从传统的“自家人”信任建构发展而来的，是一种关系性信任（杨宜音，1998）。虽然持道德或文化解释的学者众多，但问题犹存。对社会信任的文化解释视角往往容易导致这样的悖论，即认为某种文化传统或伦理规范有助于催生社会信任的培育和形成，将社会信任的产生渊源解释为特定的文化制度规范，同时又将社会信任视作文化之固有的一部分。如此，文化与社会信任到底何为因、何为果便成为一个无法自解的难题，因而倾向于循环论证的文化解释难以站住脚。
也有不少研究考察市场化、个人资本、社会交往与社会信任之间的关系。巴伯尔关注社会转型对社会信任的影响，指出社会信任与社会变迁具有密切的关系，因为不同的社会结构对信任的需要不一样。在传统社会，人际关系是既定的身份角色关系，而现代社会则变成了合同角色关系。相应的，人际信任也随之由注重对他人托付的义务承担型，转为对人际关系及制度角色的技能掌握型(Barber,1983)。利伊伯尔曼则认为，现阶段西方社会已由“现代”进入“当代”社会，而“当代”社会之特点是人际关系更加复杂化、多元化且多变化。人们已不得不由比较死板的合同关系，进入另一个阶段的托付关系。只不过这一次的托付关系不同于“传统”社会的托付关系。它建立在人们把自己的利益押在假定一般人是有能力并有责任感去履行他人托付给他们的事务这一概括化的信念之上(Lieberman,1981)。国内学者杨中芳和彭泗清指出，中国社会由传统向现代的转型对原有的人际信任产生强烈的冲击。在商品经济大潮中，不少生意人发现骗他们的往往正是那些老乡、同事与朋友。原因在于市场经济的发展导致社会流动性增强，关系网的异质性、松散性也越来越高，故关系网对个人的约束力也就随之而降低（杨中芳、彭泗清，1999）。
个人的社会地位和社会资本是否会影响人的社会信任？对这一问题有两种不同的看法，道德基础论者认为，收入多寡、个人经历不太重要，重要的是宏观环境，社会的不平等程度将造成社会的信任度低下（转引自王绍光、刘欣，2002）；王绍光、刘欣在吉登斯和卢曼等社会学家的基础上发展了“相对易损性”这一概念来解释社会信任。相对易损性是指甲对乙失信所可能带来的损失有多大的承受能力。相对易损性取决于潜在损失的绝对值在潜在受损者所拥有的总资源中占多大比重。具体而言，个人所掌握的社会资源量越多，则其相对易损性越低，他越愿意冒险信任别人，反之则不愿意去相信别人。他们由此推论出，一个人的个人资本对社会信任具有重要的正向影响（王绍光、刘欣，2002）。
社会关系网络与社会信任之间的关系历来是社会学关注的一个重要问题。格兰诺维特的网络嵌入论的基本观点便是，人们之间的社会信任来源于他们的社会关系网络(Granovetter,1985)。乌兹认为，嵌入性把行动者的动机从直接经济利润的狭窄追求转向通过信任和互惠充实关系。他的经验研究表明，基于信任关系之上的社会网络对商业交易乃至企业生存至关重要(Uzzi,1996 & 1999)。莱维斯和维格尔特等人对人际信任进行了较为深入的研究，认为人际信任是人际交往的产物，它基于人际交往关系中的理性算计和情感关联(Lewis & Weigert,1985)。福山对这一观点有进一步的发展，他用自发性社交这一概念分析为什么中国、法国和意大利是低信任社会，而美国、德国和日本是高信任社会。福山认为中国、法国和意大利这些国家的社会组织以家族和亲属为基础，家族关系很强，但外人之间信任关系相对较弱，而美国、德国和日本则具有较高的自发性社交，因而他们对外人具有较高的信任（福山，2001）。在以帕特南为代表的社会资本论那里，信任是社会资本中不可缺少的一项重要内容，社会的普遍信任是长期的社会交往和社会互动的结果，是日常的社会规则和规范有效作用的产物（帕特南，2001）。
改革以来，中国社会开始经历一场深刻的社会转型，这一转型的核心就是市场化改革。这场社会转型或者说市场转型不仅仅体现为经济模式和经济关系的变革，更意味着社会关系和社会信任的重建。而信任问题的社会学研究不仅具有现实意义，也有相当的学理价值。从既往研究来看，中国的社会信任问题研究已取得诸多成效，但理论探讨和定性分析占据主流。国内的相关研究主要还是因循西方学界的理路，多从文化角度解释中国的社会信任。其中，少数定量研究主要通过因子分析抽离出社会信任这一概念，但是在具体解释时，没有引入其他外生变量，①因此理论解释没有得到较强的数据支撑。
二、本文的研究进路与分析方法
本文主要在上述研究的基础上，引入市场化、个人资本与社会交往三个外生变量，通过结构方程模型来考察上述变量对社会信任的影响机制。以往关于社会信任的定量研究主要采取因子分析（如王绍光、刘欣，2002；王飞雪、山岸俊男，1999），或回归分析的方法（如胡荣，2005）。但是因子分析只能从具体的观测变量中抽离出几个抽象的信任因子，无法通过其他变量做进一步的因果分析，而回归分析则只能处理观测变量与单一因变量的关系，无法处理类似市场化、个人资本和社会关系网络这类抽象的变量。而且，回归分析也无法解决变量之间的多重共线性等问题。为了解决上述问题，我们采取结构方程模型的方法进行分析。结构方程模型方法的优势在于，它可以同时处理多个因变量，容许自变量和因变量含测量误差，同时估计因子结构和因子关系以及容许更大弹性的策略模型，等等。
结构方程模型包括测量模型和结构模型，由下列三个矩阵方程式来表示：
η=Bη+Γξ+ζ(1)
y=Λyη+ε(2)
x=Λxξ+δ(3)
其中，方程(1)是结构模型，主要用以分析潜变量间的相互关系，方程(2)、(3)是测量模型，主要用以分析观测变量与潜变量间的关系。η为内生潜在变量组成的向量；ξ为外生潜在变量组成的向量；ζ是结构方程的误差向量；ε和δ分别为内生变量和外生变量的测量误差向量。B是内生变量间通径系数组成的矩阵；Λy和Λx为内生标识和外生标识的负载矩阵。模型假设：(1)测量方程误差项ε、δ的均值为0；(3)结构方程残差项ζ的均值为0；(3)误差项ε、δ与因子η、ξ之间不相关，ε与δ不相关；(4)残差项ζ与ξ、ε、δ之间不相关。
三、分析框架及变量的处理
（一）市场化
在本文中，各地区的市场化程度通过市场化指数来衡量。该数据直接来源于樊纲等编著的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2006年报告》（参见樊纲，2007:6）。为保持与本文所使用数据的时间一致，我们选取了该报告中2004年的数据。在该报告中，市场化程度主要通过政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度和市场中介组织的发育及法律制度环境等5个方面的指标来衡量。这套指数共有23个基础指标构成，具体形成方法说明见该书详细介绍（樊纲，2007）。
（二）个人资本
简单地说，个人资本就是个体在行动中可以获得回报的资源。舒尔茨提出过著名的人力资本概念，他指出个人的知识、技能，甚至健康水平都会产生追加的经济价值，从而增加回报(Schultz,1961)。王卫东通过中国综合社会调查(CGSS)2003年的数据证明，个人资本可以通过其个人年收入、职业的声望、职业的管理级别来测量（王卫东，2006）。王卫东对职业声望的测度采用的是“国际标准职业社会经济指数”(ISEI)这一指标。本文与其不同，采用李春玲的职业声望回归方程。相对而言，这一测度公式更具有针对性，而且符合中国国情，因此可以作为有效的指标。在本文中，个人资本主要通过个人月收入、职业声望、职业的管理级别三个变量来测度。
（三）社会交往
这里的社会交往包括两种情形。第一种类似于福山所说的自发性社会交往，是指与血缘、地缘关系之外的人交往，我们将其定义为社团性社会交往。在中国综合社会调查(CGSS)2005年的问卷中，社团性社会交往主要通过“在业余时间里，您有没有参加由您工作单位以外的社团组织”这一问题来测定，这些社团组织活动包括健身／体育活动、娱乐／文艺活动、同学／同乡／同行联谊活动、宗教信仰活动、有助于增进培养／教育子女能力的活动、有助于提高个人技能／技术的活动、公益／义务活动（如扶贫、社会救济、赈灾、扫盲、环保等）等7个方面。本文尝试通过探索性因子分析，以这7个观测变量来测量社会交往。因子分析表明，除了宗教信仰活动不适合用来测度社会交往因子外（在社团性社会交往上的载荷系数仅为0.169），其他6个社交活动均适合（在社团性社会交往上的载荷系数均高于0.6）。因此，这里把宗教信仰活动剔除，用其余6个社交活动来表示社团性社会交往。第二种社会交往是指与原本就熟悉的人们之间的交往情况，我们将这类社会交往称为熟人间社会交往。在该问卷中，这类社会交往通过两个问题来测定，分别是“您和邻居、街坊／同村其他居民互相之间的熟悉程度”和“在日常生活中，您与您的邻居、街坊／同村其他居民之间有互助行为吗？”。
（四）社会信任
本文援用福山的信任思想，将社会信任定义为：社会成员对他人行动合乎社会规则规范的一种期待，体现为一种诚实、合作并符合常规的行为逻辑。社会信任是一个相对抽象的变量，无法直接测量。社会信任的过往研究主要是通过因子分析的方法从一些具体的观测指标中提取不同的社会信任因子。如王绍光提取了4个因子，分别定义为亲人、朋友、熟人和陌生人。王飞雪、山口俊男则提取了3个因子，分别定义为人性善良、人情和信任行为。中国综合社会调查(CGSS)2005年数据采用的是“在不直接涉及金钱利益的一般社会交往／接触中，您觉得下列人士中可以信任的人多不多呢？”这一问题来测量社会信任。其中城市居民和农民共同调查的置信对象包括（近）邻居、（城镇的）远邻／街坊或（乡村）邻居以外的同村居民、亲戚、同事、交情不深的朋友／相识、老同学、在外地相遇的同乡（以同市或同县为界限）、一起参加文娱健身进修等业余活动的人士、一起参加宗教活动的人士、一起参加社会活动／公益活动的人士、陌生人。此外，在问卷中，对农民还调查了同村的同姓人士和同村的非同姓人士两类置信对象。不过，为了比较的方便，我们在本文中将这类人剔除。信任程度包括5个等级，分别是绝大多数不可信、多数不可信、可信者与不可信者各半、多数可信、绝大多数可信。
为了更准确地界定社会信任，本文也采取主成分因子分析法。在问卷中，缺省值编码为6，我们均用平均值来替代。本文不人为预先设定要提取的因子数，而是直接利用SPSSl5.0的数据分析结果，通过使用方差极大化原则对因子负荷进行正交变换(varimax rotation)。最后，我们提取到了3个因子，它们的累积解释贡献达到了57.47%（见表1）。
从表1可以看出，上述11类置信对象可以归为三类。其中，因子1包括的置信对象是邻居、同村（社区）居民、亲戚、同事，这类人是基于传统的血缘、地缘和业缘而形成的社会关系，他们长期在一起生活和交往，具有很强的社会联系，可解释为强社会联系；因子2包含的置信对象是一起参加文娱、健身、进修等业余活动的人士，一起参加宗教活动的人士和一起参加社会活动的人士，这类人即前述的一般社会联系；因子3包括的置信对象是交情不深的朋友／相识、在外地相遇的老乡和陌生人，这类人虽然也可能具有传统的地缘或业缘关系，但是相互间从来没有社会交往或者交往很少，相互联系很弱，可以解释为弱社会联系。值得注意的是，老同学这一置信对象很难简单地将其归为一个因子，该变量在因子1上的因子载荷为0.498，在因子3上的因子载荷为0.297。不过，这样的因子载荷分布具有很强的合理性。也就是说，老同学这一身份本身并不是信任的充分条件，而在很大程度上取决于社会交往和联系的频率。老同学代表的实际上是过去的强关系，如果在缺乏较强互动的条件下，其信任关系也逐渐淡化，变成弱社会联系。
与王绍光将信任关系分为亲人、朋友、熟人和陌生人不同，我们将社会信任分为强社会联系、一般社会联系和弱社会联系。从表2可以看出，邻居、村（居）民、亲人和同事在王绍光的信任关系中分属不同的群体，但在本文的信任关系中，他们均归属强社会联系。特别是邻居在强社会联系上的载荷系数还要高于亲戚，这也验证了“远亲不如近邻”这一俗语。另外交情不深的朋友／相识被归入了弱社会联系，其在该因子上的载荷系数仅次于陌生人，这说明，这一置信对象重要的不是“朋友／相识”身份，而在于“交情不深”。老同学在强社会联系和弱社会联系这两个因子上都有一定的因子载荷，相对其他置信对象而言，很难将其简单归为哪一类因子。这也说明，以前是否熟悉本身并不重要，重要的是在现时的互动情况。现时互动仍然较强的老同学便归为强社会联系，而现时互动弱的老同学则属于弱社会联系。因此，相对于王绍光的划分，我们更强调信任的实践性和动态性。
四、模型建构及检验
根据上述研究设想，我们建构了本研究的路径图，见图1（在拟合模型时，我们首先根据模型的修正系数对一些变量间的关系进行了修正，即对一些变量的相互关系采用了自由估计）。在本模型中，我们不仅要分析潜变量之间的关系，同时也将考察潜变量与观测变量之间的关系。为了检验这一模型是否具有解释力，我们首先考察模型的各项主要拟合系数。结构方程模型最常采用的拟合系数包括模型的卡方检验、CFI、GFI、AGFI和RMSEA检验。一般而言，一个好的模型应达到卡方检验的显著性水平大于0.05，CFI、GFI和AGFI值均大于0.9，RMSEA值小于0.1。不过，由于卡方值χ[2]=(N-1)min(F)，也就是说卡方值很大程度上取决于样本量的大小，样本量越大，则卡方值越大，越有可能通不过显著性检验，因此卡方值不是一个理想的指数（侯杰泰等，2004）。本模型的χ[2](211)=7447.679，显著性水平小于0.05。这是因为本次调查数据共有10372个样本，导致了很大的卡方值。进一步考察其他拟合系数，CFI值为0.883，GFI值为0.939，AGFI值为0.920，RMSEA值为0.058，除了CFI值略小外，其他拟合系数均通过检验，这说明该模型是可接受的。
图1 市场化、个人资本和社会交往对社会信任影响路径图
五、模型的解释与分析
从表3结构方程模型的分析结果不难看出，所有的测量模型都通过显著性检验。不过就本文研究目的而言，测量模型不是重点。我们主要是通过结构模型去关注市场化、个人资本、社会交往对社会信任的影响。
首先来看个人资本对社会信任的影响。从表3可以看出，无论是强社会联系、一般社会联系还是弱社会联系，个人资本对三类群体的信任都没有显著影响。这否定了王绍光等人的研究发现。也就是说，并不是一个人的个人资本量越多，他就越愿意去相信别人。而这与道德基础论者的看法恰好吻合，即社会信任根本不是个人层面的问题，而是社会层面的问题。王绍光和刘欣的研究中虽然通过“相对易损性”这一概念发展了一套关于信任的新的理性解释理论，但是在该文中，这一理论并没有得到数据的支撑，而只不过是一个基于理论演绎得出的观点。
对于市场化对社会信任的影响问题，我们这里的研究发现，市场化对强社会联系的信任没有显著影响，对一般社会联系和弱社会联系的信任都有显著的影响，不过影响并不大。前者的路径系数为0.036，后者的路径系数为0.02。这说明市场化增加了对一般社会联系和弱社会联系的信任，即市场化增加了对传统的血缘、地缘社团外的人群的信任，而对原先就很熟悉的人的信任则影响不大。这在现实中具有一定的合理性。如在一个封闭的社区，人际的信任仅限于在熟人之间，对外人则保持较高的警惕性，轻易不相信那些很少交往的人。而在一个相对开放的社区，随着社会流动和社会交往的增加，人们对传统血缘、地缘社团外的人信任度会有一定程度的增加。另一方面，市场化程度对强社会联系的社会信任也没有产生负面的影响。这也否定了学界对“杀熟”现象的通行解释，即认为在市场经济中，欺骗他们的往往是老乡、朋友、同事这些具有强社会联系的人。因此，“杀熟”将导致对强社会联系人群的不信任，并最终降低整个社会的信任度。本文的研究发现，市场化虽然没有增进对强社会联系人群的信任，但也没有导致对他们的不信任。这说明在市场经济中，“杀熟”现象的解释并不成立。
市场化意味着传统的身份关系逐渐向契约关系转变。从以上发现可以看出，市场化程度的提高增加了对非身份关系的信任。也就是说，市场化程度的提高会增加一个社会的信任度。不过，在中国的社会转型过程中，市场经济的制度化发展还很不完善，各种类型的社会信任机制有的尚未建立，有的即便建立也还缺乏有效运行的社会环境。在这一背景下，虽然市场化增进了对一般社会联系和弱社会联系人群的信任，但是增进的信任度并不高。随着市场化程度的深入及逐渐制度化，一般人之间的信任关系有望得到加强。这或许可以解释，西方社会的市场化程度越高，其社会信任度也越高。
至于社会交往对社会信任的影响，在因子分析中，我们将因子解释为强社会联系、一般社会联系和弱社会联系，本身就已经强调了社会交往对信任的影响。这与以往强调血缘和地缘的先赋性因素导致信任的观点具有很大的差异。在我们看来，先赋性身份只是信任的必要条件，而非充分条件。信任主要在互动中产生。研究发现也支持了我们的观点。首先，熟人之间的社会交往显著增加了社会信任，其对强社会联系的路径系数为0.382，对弱社会联系的路径系数为0.151，均通过了显著性检验。不过，熟人间的社会交往并没有增进对一般社会联系人群的信任。
进一步考察社团性社会交往对社会信任的影响。本文研究发现社团性社会交往对强社会联系和一般社会联系的信任均具有显著的影响。由于在该调查中，社团性社会交往采用的是频率从高到低的排序，信任采用的是从低到高的排序，因此两者的关系应从反向来理解。社团性社会交往对强社会联系的影响为0.099，这一影响并不大。但却表明，随着一个人对外界的社会交往增多，其对原先邻居、村（居）民、亲人、同事等强社会联系人群的信任反而略有降低。社团性社会交往对一般社会联系具有很大的影响，路径系数为－0.61。这说明社团性交往频率的提高将显著增加对一般社会联系的信任。另外，社团性社会交往对弱社会联系没有影响。总之，社团性交往仅增加对与其互动的那些人的信任，对原先的熟人的信任反而有负面影响，但是对其他陌生人的信任没有影响。
综合上述两种类型的社会交往对社会互动的影响，我们发现，熟人间的社会交往增强了对熟人和相对接触不那么深的朋友的信任，社团间的社会交往增强了对该社团成员的社会信任。因此，我们可以得出结论，社会交往增加了社会信任，信任正是在互动关系中产生的。社会成员的互动频率对该社会的信任度有重要的影响，一个缺少互动、封闭的社区无法产生对他人的信任。这与前述市场化程度提高社会信任度的结论相吻合。市场化增加了社会流动，而这意味着社会互动更为频繁，由此产生了更强的社会信任。
六、讨论
韦伯将信任分成特殊主义信任与普遍主义信任两种类型，认为中国“一切信任，一切商业关系的基石明显地建立在亲戚关系或亲戚式的纯粹个人之上”（韦伯，1999:289），将中国社会的信任认定为一种特殊主义信任。这一观点得到明恩溥、雷丁、福山等人进一步的发展，被许多学者不加辨别地加以接受。在他们看来，由于中国的家族主义文化根深蒂固，整体社会于是呈现出私德有余而公德不足的局面，因而中国社会从总体上来说处于低信任度的层次。韦伯和福山等学者从文化的角度对传统中国的社会信任予以阐释，为我们理解社会信任的影响机制和产生途径提供了灵感。
但单一的文化解释不仅显得较为片面，而且也难以对处于变迁或转型之中的社会信任提供充分解释。本文主要基于动态视角从市场化、个人资本和社会交往角度来考察转型期中国的社会信任机制，以补充该方面探讨的不足。我们认为，无论是特殊主义信任还是普遍主义信任，都从社会交往中而产生出来。前者主要从熟人间的社会交往中产生，而后者则主要从与血缘和地缘关系之外的其他人之间的交往中而产生。而一个社会中的主要交往方式主要由其占主导地位的经济结构决定。传统的农业经济是一种“熟人经济”。在这种经济结构下，社会信任与人际关系的亲疏远近联系在一起。由于人们的社会交往对象多限于基于血缘和地缘关系的熟人，因而社会信任更多地遵循一种差序格局的机制，即以血缘和地缘关系、公私群己关系为标准来衡量他人是否值得或应该可信。在这种背景下，只会产生特殊主义的信任模式。故，与信任的社会道德论和文化规范解释论不同，我们认为所谓特殊主义信任是因为封闭的社区导致与社区外部的互动不够所导致的。而国家的经济模式从再分配向市场转变之后——市场经济从某种意义上来说是一种“生人经济”，社会中占主导地位的生计模式决定了人们需要与形形色色且之前不相识的人交往，交往对象也就随之扩展到了传统社区之外的陌生人。生计模式的市场化也致使人们在社会生活的方方面面变得依赖于他人（或社会经济组织），这事实上鼓励了相互信任与合作，抑制了欺诈和机会主义行为。因此，市场经济虽然未必是普遍主义信任产生的充分条件，却为这种信任模式的产生提供了社会环境。
需要指出的是，由于缺乏比较分析的对象及资料，我们在本文中无法对那些有着相同经济结构但却由于文化背景不同而导致相异甚或相悖之社会信任模式的现象做出解释。我们虽然着重强调并分析了经济变量特别是市场化程度与普遍主义信任之间的某种亲和关系，但并未否认文化因素对社会信任的重要影响和型塑作用。只不过在我们看来，一些文化解释论者将社会信任与文化规范相互定义，极易陷入循环论证甚至自我论证的陷阱之中。而如若能对文化变量与社会信任加以严格区分，并将其与经济变量结合起来，或许可以形成一种更为全面的社会信任解释框架。②
注释：
①最近的研究已经开始尝试引入一些外生变量来解释社会信任，如胡荣通过引入个体性变量以及社会交往因子来分析这些外生变量对中国农民信任的影响（参见胡荣，2005）。
②这里的反思得益于中国社科院社会学所罗琳老师对本文初稿的批评指正意见，谨此说明并致谢。
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