高等教育對社會信任的影響及其作用機制變遷

蔡蔚萍

（武漢大學社會學系，湖北武漢 430072）

·教育論叢

高等教育對社會信任的影響及其作用機制變遷

蔡蔚萍

（武漢大學社會學系，湖北武漢 430072）

鮮有研究分析高等教育對社會信任的影響及其作用機制，尤其是對比分析不同時代背景下高等教育對社會信任影響的動態變遷過程。利用線性概率模型對CGSS2003和CGSS2013數據進行分析，結果發現：2003年和2013年，高等教育對社會信任的形成有顯著的促進作用，但具體作用機制存在顯著差異。2003年，高等教育以其經濟效應機制和非經濟效應機制作為影響社會信任形成的重要途徑；而2013年，高等教育的影響主要通過非經濟效應機制——提升個體的主觀幸福感認知來作用于社會信任的形成。結果說明，中國已經很好地釋放了高等教育的經濟效應，并且正在向釋放高等教育的非經濟效應轉變，這對我國的高等教育建設和社會信任的培育有重要啟示作用。

高等教育；社會信任；變遷；作用機制

一、研究背景

“信任不僅可以降低交易成本，還可以簡化交易過程，因而成為一種簡化社會復雜性的機制；”[1]信任也是社會生活的基礎，它有利于提高政策的執行效率，有利于公共產品的提供，有利于社會的融合，有利于提高個人對生活的滿意度。[2](p3)總之，信任在促進城市經濟和社會發展方面有著重要意義。在此，我們所關注的信任是社會信任或一般信任，社會信任指一般人之間的非個人信任，它從根本上不同于個人信任的地方在于被給予社會信任的人與社會信任給予者沒有直接關系。前人已經做了大量的理論研究和實證探討來論述影響社會信任的因素。其中，教育作為一個重要的影響因素，已被大量學者證實對信任有積極的促進作用，它是社會信任的關鍵決定因素，社會信任水平與受教育程度成正比。而教育效用的大小卻鮮有人論及。教育通常被作為一個外生自變量被置于社會信任等式中，少有人嘗試將教育的因果效應從眾多混雜變量的影響中隔離出來。黃健等人對高等教育與社會信任的因果機制進行了研究，對比中（CGSS2003）英數據，他們發現中國數據支持高等教育通過經濟效應促進社會信任的形成的假設；而英國的數據不僅支持高等教育與社會信任的經濟效應假設，而且還支持非經濟效應假設。那么，隨著社會的持續發展和高等教育的大眾化，在社會轉型和變遷的背景下，高等教育與社會信任之間的關系又存在何種變遷？

福山在《信任——社會美德與創造經濟繁榮》一書中說道，中國社會在傳統上屬于低信任度的社會。傳統的“熟人社會”以“關系”為基礎，人與人之間關系的核心是“差序格局”；然而，隨著社會的變遷與發展，以“契約精神”為核心的“陌生人社會”逐漸瓦解傳統的“關系”，契約開始代替人情。在這個從“熟人社會”向“陌生人社會”轉型的過程中，信任作為社會意識的一個層面，必然隨普遍的社會存在的變遷而變遷。轉型期的中國，現代化和市場經濟的沖擊使傳統的建立在熟人社會基礎之上的人際信任大大弱化，而此時一種理性的制度信任建構又沒有完全成型，新舊規范、功能交替時呈現出某種程度的結構性斷層狀態，社會危機感正是來自于此種新舊規范與功能交替時期形成的結構性斷層。與此同時，1999年我國的高等教育改革政策（即高校擴招），不斷擴大大學本科、研究生招生人數，促進并實現中國的高等教育由精英教育向大眾教育轉變。正是在社會轉型和高等教育轉型的雙重情境下，我們提出了研究問題：高等教育是如何影響社會信任的？從2003年到2013年，高等教育是如何對社會信任產生作用的？從2003年到2013年，高等教育對社會信任的作用機制存在何種變化？因此，本文的研究目的有兩個：一是從微觀上測量2003年和2013年高等教育對社會信任的作用效應。二是探討中國高等教育對社會信任形成的作用機制，尤其是對比分析不同時代背景下高等教育對社會信任影響的動態變遷過程。

二、高等教育與信任

有關教育對信任的影響的研究主要有兩大類：一類是從教育的積極作用出發，認為信任產生于教育系統，因為當個體接受到更多的知識時，他們能夠對所接受的信息進行更好的解釋，能夠更好的感知個體自己和他人行為的結果。[3](p289)他們對別人行為的潛在動機也具有更好的判斷能力，從而對別人的真正“真實性”做出精確的推斷。[4](p3)學校對年輕人有積極的社會化作用，使他們擁有積極的人際交往態度。[5](p121-147)因此，社會信任水平和受教育程度成正比。[6](p1251-1288)其中，高等教育是影響個體信任形成的最重要的因素。[7](p65-78)風險認知和控制能力隨著個體受教育水平的提高而提升，這在一定程度上也會提升個體的信任水平。來自海利維爾和普特南的研究表明，高等教育水平有利于建立一種信任的氛圍，即受過高等教育的人傾向于更加信任他人。他們認為，高等教育（大專、本科及以上）與居民社會信任水平成正比。[8](p81-96)

對于教育如何影響社會信任的途徑可以概括為兩個方面。一方面是物質層面：在經濟和社會文化層面，人們普遍認為教育是決定個人社會信任的關鍵性因素。受過良好教育的人通常有著較好的經濟收入，而經濟和社會資源上的優勢使得他們能夠更自信地處理信任他人所帶來的風險。信任陌生人的可能性與個體的收入和地位成正相關。一個人的收入和地位越高，其信任陌生人的可能性越大。“居民較高的收入會提高其在社會上被尊重和平等對待的可能性，并且較高的收入也會增強其對不恰當的信任決策所造成損失的承受能力，因而可能提高其信任水平。”而住所和工作穩定的個體，往往具有更高的社會信任水平。[9](p207-234)黃健等人通過對中英高等教育對信任的促成機制的研究發現，在控制了人口特征、早期成長背景的條件下，中國受過大專及以上教育的被訪者其信任社會上一般人的概率比沒有接受過大專及以上教育的被訪者高11.5%，而英國的這項數據是13.8%。這表明：“在中國，高等教育影響社會信任形成的重要實現途徑是經濟效應機制，即包括收入、富裕程度、工作社會地位和工作性質在內的個體經濟狀況，而英國的高等教育卻主要經由非經濟效應機制，即通過加強個體對價值規范與制度安排的認同而作用于社會信任的形成。”[10](p98)

另一方面，教育影響社會信任的途徑還包括非物質層面。大學教育之所以促進了個體的社會信任，是因為它在擴展個體在經濟和社會變遷中的視野、使得個體能夠開放性地接受異質群體的差異性以及鼓舞價值規范一致，并認可制度安排方面具有積極和基礎作用。J.Huang等人對國際兒童發展研究（NCDS）中英兩國的同期群數據表明：個體對文化和社會結構的理解和認可是大學教育和社會信任因果聯系的主要途徑；盡管個體對文化和社會結構的認知能夠解釋77%的教育與社會信任的因果效應，大學教育通過后期生活經歷和發展的途徑來影響個體社會信任的假設卻沒有得到驗證。[11](p308-309)梁江、王娜對烏魯木齊市和天津市的社會信任狀況的比較研究中也發現教育水平、生活滿意度、個人道德水平以及認同域對個體社會信任有顯著的正面影響。[12](p70-71)

當然，教育對信任的影響并不總是正面的。已有研究發現受教育水平對信任的負面作用。戶籍分割所帶來的信任降低和城鄉信任顯著差距，并不能通過教育程度和收入水平的增加得以緩解。[8](p81-96)高學德和翟學偉研究居民政府信任時發現，教育和收入水平的提升也并不能提升居民的政府信任。也就是說越高受教育水平和高收入水平的居民，其信任政府的可能性反而越小。[13](p12-13)

表1 基本變量描述性分析

三、數據與模型

（一）數據。

本研究所使用數據來自中國綜合社會調查（Chinese General Social Survey，簡稱CGSS）2003、2013年合并數據。CGSS旨在收集多層次（包括社會、社區、家庭以及個人層面）數據，從而探索并總結社會發展和變遷的趨勢。CGSS開始于2003年，目前公開數據已更新至2013年。CGSS2003作為最早一期，其數據僅涉及城鎮數據，共125個縣級單位，599個居委會，5900名被訪者，有效問卷5895份，廢卷率為0.1%。CGSS2013數據則涵蓋了全國28個省/市/自治區的478村/居委會，有效問卷11559份。本研究數據來自CGSS2013年數據“十年回顧”模塊，該模塊的調查題目都是從2003年CGSS的調查問卷中挑選出來的原題，為了保證比對研究的準確性和科學性，該模塊里的所有題目和對應的選項都和2003年相對應的題目和選項保持完全一致，其中包括關于社會信任的問題。因此，該數據非常適合我們對社會信任跨越十年的發展趨勢以及教育對社會信任影響機制的變遷過程進行研究和總結。另外，由于CGSS2003年的樣本都是中國大陸的城市樣本，而CGSS2013年的樣本則包括中國大陸的城市和農村樣本，因此進行歷時性分析時，為了保證分析的科學性，我們選擇CGSS2003數據（3907個樣本）與CGSS2013數據的城市樣本數據（5121個樣本）進行對比分析。

（二）模型。

對于社會信任的測量，一般是基于一個標準的調查問題：“Generally speaking,would you say that most people can be trusted or that you can’t be too careful in dealing with people?”在世界上的經驗研究和調查中這個操作化定義已經被廣泛使用了四十年。CGSS2003和CGSS2013中都設置了關于社會信任的問題：“一般說來，您對現在社會上的陌生人是否信任？”和“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”在此，我們將回答“非常信任”“信任”/“非常同意”“比較同意”賦值為1；回答“非常不信任”“比較不信任”/“非常不同意”“比較不同意”者賦值為0；回答“不清楚者”處理為缺失值。對于教育變量，我們將上過大專及其以上的教育程度（即本文的高等教育）賦值為1，低于大專的教育程度賦值為0。在此，我們用父/母親的受教育水平來代表家庭背景變量。其中，父/母受教育程度為高中及其以上時，賦值為1；低于高中教育程度則賦值為0。

另外，我們在人口特征變量的賦值上也采取虛擬變量形式：被調查者為男性時，賦值為1，女性則賦值為0；被調查者為少數民族時，賦值為1，漢族則賦值為0；我們將“初婚有配偶”“再婚有配偶”“同居”賦值為1，其余“未婚”“離婚”“喪偶”賦值為0。戶籍為“城市”者賦值為1，反之為0。

在此，我們采用線性概率模型（（Linear Probability Model，簡稱LPM））來預測高等教育（接受過大專及其以上教育）經歷對個體社會信任（即信任社會上大多數人的概率，下文簡稱“社會信任概率”）的影響。“線性概率模型的回歸系數表示因解釋變量的變化所導致的成功概率（probability of success）的變化，系數之間可進行直接比較，所以常見于對含0-1結果變量的應用研究中。線性概率模型會出現異方差（heteroskedasticity），但通常情況下對最小二乘法（OLS）的統計檢驗結果沒有太大影響。”[10](p103)回歸方程如等式（1）（2）（3）所示。其中trust代表因變量：社會信任的概率。自變量為：hedu（高等教育）。控制變量包括：gender（性別），ethnicity（民族），spouse（有伴侶），feduc（父親受教育程度），meduc（母親受教育程度），age（年齡），ginc（收入水平），happiness（幸福感）。為了檢驗高等教育作用于社會信任的物質途徑和非物質途徑，我們首先必須驗證高等教育能夠提高個體的物質水平和非物質層面的社會公平認同和主觀幸福感，在此基礎上，分別將物質層面的指標和非物質層面的社會認同指標和主觀幸福感的指標引入等式（1），并依次建構等式（2）（3）。在此，我們用主觀幸福感指標檢驗非物質層面的作用機制。

表2 個體物質指標和非物質指標定義及其賦值

等式（1）中的高等教育系數B1反映了在其他條件（性別、民族、婚姻狀況、父母教育背景）一致的情況下高等教育對社會信任概率的影響。等式（2）中，我們用年收入來表示物質層面指標。CGSS2003和CGSS2013中都有明確設置關于年收入的問題。高等教育系數B1表示在控制了人口特征、父母教育背景和當前物質條件等變量情況下，高等教育對社會信任的影響。證明高等教育影響社會信任的物質途徑有以下兩個決定因素：一是等式（2）中的高等教育系數B1系數估計值顯著小于等式（1）中的高等教育系數b1系數估計值；二是驗證高等教育能顯著提升個體的物質水平。普遍認為，與等式（1）相比，等式（2）中高等教育系數（b1）估計值變化越大，越能說明高等教育是通過提升個體的物質水平來影響社會信任的形成的，即高等教育影響社會信任的物質作用機制得到驗證。

在等式（3）中，我們分別用社會公平認同指標和主觀幸福感指標來驗證高等教育影響社會信任的非物質途徑。同樣，我們需要兩個條件：一是等式（3）中的高等教育系數β1系數估計值顯著小于等式（1）中的高等教育系數b1系數估計值；二是驗證高等教育能顯著提升個體主觀幸福感。CGSS2003和CGSS2013中都有“您對您的生活是否感到滿意”的問題設置。（見表2）

等式（3）的高等教育系數β1表示：在控制了人口特征變量、父母教育背景變量和當前主觀幸福感變量的條件下，接受高等教育（大專及其以上教育）與否對社會信任的影響差異。

四、實證分析

（一）社會信任水平十年變遷。

圖1描述的是社會信任水平十年來的變化過程。從2003年到2013年，社會信任水平的總趨勢是劇增，從2010年開始出現緩慢下降。較2003年5.53%的社會信任水平，2013年的社會信任水平高達66.25%，增加了近11倍。

圖1 社會信任水平十年來的變化

（二）高等教育對社會信任的影響及其作用機制。

首先，我們測量了2003年和2013年高等教育對信任的影響。從表3的回歸結果我們可知道：基于CGSS2003數據的回歸估計值為0.268；基于CGSS2013數據的回歸估計值是0.181，分別在0.000和0.10水平上具有統計顯著性。也就是說，在保持其他因素（性別、民族、戶籍、年齡、婚姻狀況和父母教育背景）不變的情況下，2003年數據中，受過高等教育的人比沒有受過高等教育的人信任社會上一般人的概率（社會信任概率）高0.268，即26.8個單位。而在2013年數據中，受過高等教育的被訪者比沒有受過高等教育的被訪者信任社會上一般人的概率（社會信任概率）高0.181，即18.1個單位。相對于2003年的42.8個單位，2013年高等教育對社會信任概率的影響下降了68%。盡管2003年和2013年高等教育對社會信任都具有促進作用，但是作用效應卻驟減。

此外，表3還報告了人口特征、父母教育背景變量的回歸結果。其中，2003年，社會信任概率在性別上并不存在顯著差異；2013年，男性信任社會上一般人的概率要比女性要高8.5個單位，其顯著性水平小于0.05；無論是2003年還是2013年，社會信任的概率并不存在族群差異。2003年，社會信任概率在年齡上并不存在顯著差異。相反，社會信任概率的年齡差異在2013年卻是顯著的，隨著年齡的增長，社會信任概率反而增長。是否有伴侶對社會信任的概率也有著顯著的影響：2003年，有伴侶的被訪者其社會信任的概率要比沒有伴侶的被訪者低13.4個單位，在0.05水平上具有顯著性；2003年，有伴侶的被訪者其社會信任的概率比沒有伴侶的被訪者高10.7個單位，在0.05水平上具有顯著性。而父母的教育情況卻對被訪者相信社會上一般人的概率并無顯著影響。

通過對比2003年和2013年的回歸結果，我們發現，高等教育對社會信任存在顯著的正面影響，但是這種促進作用正在逐漸減少；同樣，社會信任的性別差異、年齡差異卻在逐漸顯現；有伴侶與否對社會信任概率的影響逐漸從消極向積極轉變，也就是說，高等教育對社會信任影響的婚姻的差異正在逐漸拉大。

表3 高等教育（大專及其以上教育）、人口特征和家庭背景對社會信任的影響

為了增強高等教育與社會信任因果推斷的可信度，我們檢驗了高等教育與個體經濟狀況、社會公平認知和主觀幸福感之間的關系。此外，為了解釋上的方便，我們沒有報告已經控制后的人口特征、父母教育背景等變量的回歸系數。表4表明，無論是2003年還是2013年，高等教育給個體所帶來的經濟回報都是相當可觀的。其中，2003年，年收入的回歸系數為0.9527，顯著性水平低于0.001。這表明，高等教育能夠幫助個體獲得較高的經濟收入。具體而言，相對于沒有受過高等教育的人，受過高等教育的人其收入水平高于平均值的概率要高0.9527。2013年，這個差距高達1.057。總體來說，與2003年比，2013年高等教育對個體經濟收入的影響逐漸變大。

高等教育對個體主觀幸福感有十分顯著的影響。2003年，相對于沒有受過高等教育的人，受過高等教育的人其覺得幸福的概率要高0.2988；2013年，這個值增達0.3923，二者顯著性水平均小于0.001。

通過上述研究，我們已經驗證了高等教育對社會信任的積極影響，以及高等教育對個體經濟狀況和主觀幸福感的促進作用。鑒于此，高等教育究竟是通過提升個體的物質水平從而影響社會信任還是通過提升個體的主觀認知來影響社會信任？還是物質與非物質影響機制兼在？以及從2003年到2013年來高等教育影響社會信任的機制是否存在變化？這是我們接下來需要討論的問題。在這個基礎上，驗證高等教育影響社會信任的物質機制和非物質機制的兩個條件已經滿足。鑒于此，我們在控制了性別、年齡、民族、戶籍等人口特征變量、父母受教育水平的情況下，在模型中分別引進個體經濟收入狀況和主觀幸福感認知指標，并對個體的社會信任進行probit回歸，具體回歸結果如表5所示。其中，組（1）和組（2）報告了基于CGSS2013數據并分別依照等式（2）和（3）所得到的probit回歸結果。組（3）和組（4）報告了根據CGSS2013數據并分別依照等式（2）和（3）所得到的probit回歸結果。

組（1）的回歸結果顯示，2003年個體的收入水平對社會信任有顯著正面影響。在保持其他因素不變的情況下，個體收入水平在平均數以上的人其社會信任概率要比收入水平低于平均數的人高19.8個百分點。在引進個體當前的物質水平指標后，高等教育系數的估計值為0.257。也就是說，相對于控制了人口特征和父母教育背景因素后高等教育的系數估計值0.268，高等教育系數估計值在引入了個體經濟狀況指標后下降了4%。因此，我們可以說：高等教育對社會信任的影響是通過個體的物質條件的提升而實現的。

表4 高等教育（大專及其以上教育）、人口特征和家庭背景對社會信任的影響

組（2）的回歸結果顯示，2003年個體的主觀幸福感能顯著提升個體社會信任。在其他因素一致的情況下，認為自己幸福的個體社會信任概率要比認為自己不幸福的個體高32.5個百分點。在引進個體的主觀幸福感指標后，高等教育系數的估計值為0.210，其顯著性水平小于0.05。這個回歸系數值要比引進主觀幸福感指標之前的系數低22%。也就是說，高等教育能夠通過影響個體主觀幸福感的提升來促進個體的社會信任的形成。

組（3）的回歸結果顯示，2013年個體的收入水平對個體的社會信任有顯著影響。在其他因素一致的情形下，個體收入水平在平均數以上的人其社會信任概率要比收入水平低于平均數的人低15.4個百分點。在引進個體當前的物質水平指標后，高等教育系數的估計值為0.206，顯著性水平低于0.05。這個回歸估計值顯然大于引進經濟收入指標之前的系數估計值。因此，我們并沒有在2013年的數據中找到高等教育能通過經濟效應促進社會信任形成的證據。

表5 引進個體經濟狀況、主觀幸福感后的回歸結果

組（4）的結果表明，2013年個體的主觀幸福感與社會信任有著顯著的相關關系。在保持其他因素不變的情況下，認為自己幸福的個體社會信任概率要比認為自己不幸福的個體高45.5%，在引進個體的主觀幸福感指標后，高等教育系數的估計值為0.144。這個回歸系數值要比引進主觀幸福感指標之前的系數低20%。也就是說，高等教育能夠通過影響個體主觀幸福感的提升來促進個體的社會信任的形成。

五、結論與討論

我們分析了CGSS2003和CGSS2013數據，來檢驗高等教育與信任的關系。我們首先控制了人口特征和父母教育背景變量，來測量高等教育對信任的影響。2003年和2013年的數據都表明，社會信任的水平在上升，2013年社會信任水平要遠遠高于2003年的社會信任水平，也就是說，人們越來越傾向于信任社會上的一般人；高等教育對社會信任有顯著的正面影響，但是，顯然2003年高等教育對社會信任的作用要大于2013年。在此基礎上，我們在回歸模型里分別加入經濟指標（年收入）和非經濟指標（主觀幸福感）。然后通過比較高等教育變量在兩個社會信任方程中的解釋份額，間接檢驗高等教育的經濟效應假設和非經濟效應假設。我們發現，2003年高等教育通過經濟效應和非經濟效應來影響社會信任的形成；2013年，高等教育影響社會信任的作用機制不再是經濟指標，而是通過影響個體主觀幸福感的提升從而促進社會信任的形成。

總的來說，我們的研究探討了高等教育與社會信任的關系，以及這種關系在不同的時代背景下是如何變化的。結果顯示，高等教育對社會信任的作用在逐漸減弱，這與當前的社會轉型的背景有著很大的關系。信任受到社會情境的影響，轉型期的國家面臨更多的腐敗與不穩定。當前中國正處于轉型期，中國社會正處于由傳統的熟人社會向現代化的陌生人社會轉變，信任文化和氛圍等文化水平的發展必然滯后于社會經濟水平的發展，社會的失范和信任危機層出不窮。當社會的誠信水平偏低，且整個社會氛圍對失信的懲罰不是嚴厲并有效，尤其是處于轉型期社會，[14](p188)居民較高的受教育水平使得其對社會中的失信現象以及信任的風險認知更為全面，這種受教育程度越高越不信任社會上一般人的負面情景效應在一定程度上阻礙了居民社會信任水平的提升，甚至是起到了負面作用。[15](p146)我們還發現，高等教育影響社會信任的作用機制在由經濟效應向非經濟效應轉變。人們在教育經歷中所累積的知識水平和生產技能使人們具備了更高的生產能力，這些生產能力不僅會在未來的勞動力市場上轉化為經濟回報，絕對收入和相對收入都會提升個體生活滿意度；也會轉化為相應的非經濟回報，諸如與人溝通的能力、提出并實施某種計劃的能力、邏輯與理性思考的能力、獨立性與判斷力等，通過教育獲得的知識增強個人自信。信任很大程度上取決于個體的樂觀態度。埃里克·尤斯勒認為樂觀態度和控制感是社會信任的兩個關鍵決定因素。[16](p726)信任陌生人是有風險的，然而，這種風險對樂觀主義來說似乎變得并不很重要。如果人們相信世界是美好的并且即將會變得更美好，那么他們在實現這個愿望的時候與陌生人交往帶來的機會要遠超過風險。反之亦然。那些相信下一代的生活會更好、對當前生活滿意以及認為努力工作（而非運氣）是獲得成功的關鍵的人傾向于更信任他人。[14](p228)

社會信任水平的提高是一個復雜的社會過程，在這個過程中，我們既要重視高等教育的作用，進一步改進高等教育模式和教育理念；也要思考社會轉型背景下如何發揮并完善高等教育的非經濟效應在社會信任形成中的作用。

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責任編輯 張豫

G40-052

A

1003-8477（2017）02-0167-07

蔡蔚萍（1989—），女，武漢大學社會學系博士研究生。

中國現代化建設與社會治理的實證研究項目（410100007）。