媒體信任與人際信任的關系及社會交往的調節作用
——基于中國綜合社會調查(CGSS 2010)數據的實證研究

曾潤喜 斗維紅

一、引言

近年來,媒體在人際關系的建立和發展過程中發揮著不可或缺的作用,不斷地影響著人際傳播的過程、行為與模式[1],并在人際信任的構建過程中扮演著重要角色。一方面,依據“權變理論”,外部情境的變化會使人們對不同的對象做出不同的信任評價[2],而隨著媒介技術的變革和力量的彰顯,人類社會以及生活情境發生了巨大的變化;另一方面,從媒體守望社會的功能出發,經由媒體傳播的信息影響著人們對現實社會的認知與態度,進而影響對社會群體的信任。因此,在人際信任的建立、塑造及變化過程中,媒體的作用不容忽視。

有關人際信任影響因素的研究一直忽略了一個重要的因素——媒體信任。關于媒體信任的研究主要集中在分析其現狀、影響因素、面臨的危機等[3-4],很少涉及其產生的后置影響和功能,而人際信任是后置影響之一。：當前中國正經歷著巨大的社會轉型,傳統人際關系受到威脅,社會斷裂最主要的表征便是信任危機的產生[5]。如果人際信任持續不斷地下降,信任危機引發的社會危機更不容小覷[6]。因此,探討媒體信任對人際信任的影響具有重要意義。其一,我國媒體是由中國共產黨領導的,始終堅持黨性原則和為人民服務的根本原則[7],因而媒體信任有其特殊的含義與影響;其二,有助于厘清媒體信任在人際信任構建過程中的機制,從而幫助媒體提升公信力,進一步作用于人際信任。此外,考慮到現實生活中公眾社會交往的異質性對信任關系亦有影響,因此,我們將進一步探究社會交往在媒體信任影響人際信任機制中的調節效應。

二、文獻述評：人際信任的研究視角

學界對信任的界定存在兩種基本取向：一是根據社會發展理論和個人學習理論,認為信任是源于經驗的個人特質;二是基于社會交換理論,認為信任產生于資源互換過程中,是一種愿意與他人交換的行為意向。本研究認為,人際信任是對特定對象心理預期的一種態度和行為意向,信任程度會依據與對象之間的關系來確立。現有關于人際信任的研究整體上有三類視角：其一是社會結構與制度的視角,其二是文化環境的視角,其三是到微觀層面的個人特質的視角。

社會結構與制度的視角強調了社會系統中專業化、規則化的內容對人際信任的影響。從祖爾克的制度主義視角來看,個體之間的信任建立在與個體相對的規則、約束以及制度基礎上,與正式的社會結構相關聯[8]。盧曼關于系統信任的觀點也是從社會結構變動和制度變遷的角度提出來的,其認為制度因素通過規范、懲戒等方式為個體的社會交往減少外在威脅,從而提升交往對象之間的信任[9]。一項針對鄉村醫患信任的研究發現,患者對醫生的信任不僅僅是簡單的對其作為醫生個人的信任,更是基于當前專家系統與醫療體制的信任[10];還有一項關于上海的經驗分析亦表明,國家通過調整社區組織政策的方式介入到鄰里社會,不同的政策對鄰里間的人際信任會產生不同的影響[11]。

文化環境的視角是從人們實際生活的具體情境和文化空間展開分析的,強調社會共同的文化意識、價值信仰等對信任的作用。該視角的理論中,福山的觀點最具代表性。他認為,信任來源于宗教、倫理、歷史習慣等文化要素,處于不同文化環境中的社會擁有不同的信任程度,由此他將中國定義為低信任度社會[12]。此外,社會資本論也是文化環境視角的根基：社會資本是由網絡、互惠和信任構成的,關系網絡是建立信任的基礎[13],而獲得關系的社會交往生發于相應的文化環境。在中國情境下,信任也被認為是文化鼓勵的結果,通過人文關懷培養公眾的道德品質,從而實現互動策略上的信任[14]。有研究從“個體生活在文化中”的前提出發,指出中國人的信任是基于人際關系發生的,強調了我國根植于儒家思想的社會文化環境對人際信任的影響[15];另一項關于美國、厄瓜多爾、津巴布韋人際信任的研究亦表明,各國文化傳統與社會凝聚力的不同造成了人際信任的差異[16]。

個人特質的視角不同于上述兩種視角,以人際信任發生的外部環境為出發點,而是從信任主體自身的角度來看的。個人特質視角認為,信任是一種能力,這種能力因人而異,具備不同特質的人其信任能力也有所差異[17]。從更微觀的層面看,個人特質視角分為兩種,即信任者視角和被信任者視角,信任的發生既依賴于信任者自身的人格特質,也依賴于信任者對被信任者人格特質的信念與依靠[18]。該視角最常用于社會心理學的研究中,一項基于大五人格特質的實證研究表明,不同人際特征與人際信任呈顯著的正相關[19];亦有關于大、中學生的實證研究發現,人格特征對人際信任有正向預測作用[20]。

以上三種視角從不同角度對人際信任做出了分析與解釋,但都忽視了媒體屬性及其作為大眾傳播媒介在其中的作用,尤其是媒體信任的作用。首先,從社會結構與制度的視角來看,盡管有研究指出我國的媒體信任是一種制度的信任[21],但并未進一步探索其對人際信任的影響。我國媒體是黨和政府的喉舌,既有新聞報道的義務,也有宣傳的責任,媒體報道在很大程度上反映了官方的意志。因此,對媒體的信任一定程度上體現為對我國國家制度、宣傳體制等方面的信任。從制度信任會促進人際信任[22]的觀點來看,媒體信任應當是預測人際信任的有效因素。

其次,文化環境視角強調文化因素對人際信任的作用。媒體在文化認知過程中起著建構作用[23],其通過信息傳播,將受眾不能全面觸及的更為廣闊豐富的現實社會呈現在受眾面前,提升受眾的文化感知與知識獲取,從而改變受眾認知、態度及行為。受眾是否認可和接受媒體所傳播的內容取決于媒體的公信力[24],即對媒體的信任。因此,媒體信任越高時,媒體傳播的內容和營造的文化環境對受眾的影響越大,受眾認知與態度的改變越強,人際信任也會隨之變化。從這一角度來看,文化環境視角強調了歷史、傳統、現實文化因素在信任構建中的作用,忽視了大眾傳播在其中的作用。

再次,個人特質的視角一貫強調個人自身特質對人際信任的影響,而對塑造個人特質的外部因素不加重視。媒體通過影響個人特質作用于人際信任可以從兩方面來分析：其一,就被信任者而言,如果被信任者身上帶有媒體所傳播與倡導的人格特質,譬如正直、善良等,信任者一旦信任媒體,則會對帶有這種氣質的群體產生信任;其二,就信任者而言,當對媒體產生信任時,其會對媒體所傳遞的價值觀進行自身實踐與探索,從而改變自己的特質。因此,媒體作為影響受眾個人特質的外部有利因素,對人際信任的影響亦不能忽視。

總體而言,上述三種視角在更為細致的分析中忽視了媒體信任在人際信任構建中的作用。社會結構與制度視角沒有從媒體所從屬的制度,以及媒體反映的社會結構層面對人際信任進行考察;文化環境視角忽視了大眾傳媒反映社會現實,進而營造文化環境、影響受眾認知和態度的作用;個人特質視角則忽視了媒體在塑造個人特質過程中的作用。因此,從媒體屬性及大眾傳播視角探討媒體信任對人際信任的影響是有必要的。

僅有的個別有關媒體信任與人際信任關系的實證研究存在兩種對立觀點。一是認為媒體信任與人際信任呈正相關。隨著國家民主的發展與媒體環境的變化,人們對媒體內容真實性的信任強化了他們對社會與他人的信任[25]。二是認為媒體信任與人際信任呈負相關。一項關于電視媒體信任的研究發現,電視媒體所屬的媒體環境由于媒介融合等因素變成了多元媒體的生發環境,隨著整個媒體環境的消極化,人們對電視媒體的信任導致了對他人的不信任[26]。媒體要實現專業主義和平衡報道,必然會有負面新聞報道[27],面對負面新聞時,受眾對社會的感知和態度會發生變化,其人際信任也可能會降低;受眾對單一媒體的信任并不代表對整個媒體環境的信任,當整體環境出現娛樂化、低俗化傾向時[28],必然對受眾的人際信任產生消極影響。概括來說,對媒體信任與人際信任關系的研究不僅較少,而且結果還存在明顯的分歧,所以二者的具體關系和作用機制還有待深入考察。

三、研究假設

媒體信任是人們對媒體行為的預期[29],是媒體具備社會影響力的核心要素之一[30]。對媒體越信任的人越能接受媒體所闡述的內容,并對存在的社會問題有自己的價值判斷[31]。在我國,公眾對政府的信任呈現出“央強地弱”的差序格局,即對中央政府的信任顯著高于對地方政府的信任[32-33]。相應地,公眾對作為黨和政府喉舌的媒體的信任也可能存在“央強地弱”的差序格局。基于此,本研究提出如下假設：

假設1：媒體信任存在信任程度上的差序格局,公眾對中央媒體的信任高于地方媒體

根據所指對象的不同,人際信任被分為特殊信任和普遍信任[34],前者以親緣關系為基礎,后者以信任共同體為基礎。這提供了一種參考框架：關系親疏遠近的差異可能導致對特定個體的信任差異。類似地,費孝通提出的“差序格局”理論認為,人際關系是以自我為中心、親屬為主軸并向外延伸的網絡關系[35]。因此,人際信任也可能存在層次性和多維性。依據關系遠近程度,人的信任對象也會被分為不確定交往關系的人、有一般合作關系的人、存有血緣關系和情感聯系的人等[36]。基于此,本研究提出如下假設：

假設2：人際信任存在信任程度上的差序格局,血緣或情感關系越近,人際信任就越高

少有研究直接考察媒體信任對人際信任的影響。有研究在探討媒體信任的后置影響時,著重分析了媒體建構的“擬態環境”引導受眾認知的作用,并表明媒體信任是其中的關鍵因素[37],即受眾認知和態度受媒體影響是通過媒體信任發生的。就媒體對受眾態度的影響而言,心理學上的“說服理論”也提供了一定的解釋：媒體對受眾的影響即說服者對接納者的影響[38],因而受眾一旦對媒體產生信任,便能接納媒體的說服。關于如何影響人際信任,過去的討論中還存在社會因素影響論。社會因素影響論認為,個人對社會及社會組織、機構的態度和評價是影響其人際信任的主要因素[39]。因此,受眾對媒體的態度和信任評價能作用于人際信任。

此外,奧斯古德的“調和理論”指出,當受眾對媒體產生信任時,其對媒體所描述的內容會持有與媒體相一致的態度,從而驗證或有選擇地改變原有對社會事物的信任程度,這表明受眾態度受媒體引導的強度和效果會受到媒體信任度的直接影響。美國社會學家科爾曼亦指出,媒體通過信息傳播影響受眾對社會及諸多事務的判斷,大眾傳媒正逐漸成為影響信任的中介[40]。因此,人際信任作為一種態度和傾向,會受到媒體信任的促進作用。基于此,本研究立足于媒體屬性和大眾傳播的視角,提出如下假設：

假設3：媒體信任對人際信任差序格局中的各個維度均有正向影響

簡單考察媒體信任對人際信任的直接影響,可能會忽略二者關系發生的邊界條件,因此我們以社會交往作為調節變量來進一步檢驗二者關系。在我國,媒體信任是一種制度信任。制度信任是“以制度換時間”“借觀念替過程”的信任。前者表示當社會交往的時間不足時,人們很難信任他人,只能憑借制度因素去做出信任判斷;后者表示信任建立的過程是復雜的,而抽象、條理化的制度形式和制度內容往往蘊含著共同的價值觀念和社會共識,因而制度信任促進了人際信任[41]。由此分析,隨著社會交往頻率的增加,人們建立人際信任需要的時間和過程被充分滿足,制度和觀念的作用可能弱化,由于制度要素產生的人際信任也隨之受到干擾,很可能當社會交往的頻率提高時,制度信任對人際信任的影響會降低。

此外,文化環境的作用表現在媒體信任通過知識影響人際信任。媒體通過向受眾傳遞知識和經驗來促進人際信任,但不容忽視的是,我國媒體在報道時往往存在選擇性報道和正面報道的傾向,所以受眾獲得的知識是相對單一的。與此不同的是,社會交往中人們的溝通渠道和范圍可能更加多樣和廣泛,獲得的知識也可能更加豐富。因此,與基于從媒體獲得的知識產生的人際信任相比較,通過社會交往獲得的知識可能更能預測人際信任,所以隨著社會交往頻率和受眾知識的增加,媒體信任對人際信任的影響可能會弱化。個別實證研究也探討了社會交往的調節作用,一項針對互聯網與社會信任關系的研究發現,隨著社會交往頻率的增加,互聯網對社會信任的負向作用被削弱了[42]。基于此,本研究提出如下假設：

假設4：媒體信任對人際信任的作用受到社會交往的調節影響。即低頻率的社會交往會增強媒體信任對人際信任各個維度的正向影響

四、數據和方法

(一)樣本來源

本研究所采用數據來自2010年中國綜合社會調查(CGSS2010)樣本資料。一方面是基于其調查的全國性、綜合性、連續性、專業性等特點,另一方面該調查的最新數據為CGSS2015,而與本研究變量有關的量表集中在CGSS2010。由于本研究的變量關系具有時間鈍性,對時間變化的敏感性較低,因而使用2010年數據可以客觀反映基本問題,不影響研究的效度。本次調查在全國范圍內共涉及11783人,剔除在所需變量上存在缺失值的樣本后(如“不適用”“拒絕回答”等),本研究的最終樣本為9354人。

(二)研究變量及測量

1.因變量：人際信任

本研究的因變量是公眾的人際信任水平,采用CGSS2010中的8個指標來測量。首先根據題項“總的來說,您是否同意在這個社會上,絕大多數人都是可以信任的?”的得分獲取“普遍信任”值。受訪者需要根據李克特五級量表中的選項進行選擇,對選項分別賦值1—5分(1=完全不同意,5=完全同意),得分越高表示普遍信任值越高。結合題項“請受訪者回答對7種不同對象：自己家里人、親戚、朋友、同學、同事、老鄉、領導干部的信任度”,對選項分別賦值1—5分(1=完全不可信,5=完全可信),得分越高表示信任值越高。

對上述對象的信任水平進行探索性因子分析,發現KMO=0.821且球形檢驗統計值的顯著性水平P＜0.001。運用主成分法分析,保留特征值大于1的部分,再經過正交旋轉法,發現上述7個指標高度聚合為兩個信任因子,累計方差貢獻率為61.86%。對兩因子包含項目進行分析后,結合韋伯[43]和胡榮[36]的劃分方式將其命名為“社群信任”與“親密信任”,加上前文的“普遍信任”,三者共同構成本研究的因變量。其中,普遍信任衡量公眾對社會不確定關系的信任程度(社會上的大多數人,本研究將其概括為“陌生人”),這早在先前研究中就已經被提出,即在中國社會環境中對相對于親屬以及熟人的“外人”(陌生人)的信任稱為普遍信任[34];社群信任指涉與受訪者存在一般合作關系的人(包括老鄉、同事、同學、領導干部、朋友,即“熟人”);而親密信任則針對與受訪者有血緣關系或與受訪者家庭有婚姻關系的人(包括自己家里人、親戚,指涉“親人”)。

2.自變量：媒體信任

本研究所考察的媒體信任的主體是基于制度的信任,是對廣義媒體的信任,因此不局限于人們對特定、單一媒體,或是對媒體所傳播特定內容的信任。在CGSS2010問卷中,詢問受訪者“您對中央媒體的信任度怎么樣?”和“您對地方媒體的信任度怎么樣?”受訪者需要根據李克特五級量表中的選項進行選擇,對選項分別賦值1—5分(1=完全不可信,5=完全可信)。兩個題項的Cronbach's Alpha=0.781,表示具有良好的信度。媒體信任變量值取中央媒體信任與地方媒體信任的均值。

3.調節變量：社會交往

在CGSS2010問卷中,詢問受訪者“過去一年,您是否經常在您的空閑時間做下面的事情—社交?”受訪者需要根據李克特五級量表中的選項進行選擇,對選項分別賦值1—5分(1=從不,5=總是),得分越高,表示受訪者社會交往的頻率越高。

4.控制變量

除了上述自變量,本研究還在模型中納入了性別、年齡、年收入、戶口做控制變量。添加年收入的自然對數這一變量以減小收入的波動差距;年齡(2010—出生年份)在做自變量解釋因變量時往往并非是單調線性關系,故加入年齡的平方項(除以100)作為單獨變量,以考察年齡的增加對人際信任水平是否存在“U型”或“倒U型”影響。其中年齡、年齡的平方項、收入的自然對數為定比變量;性別和戶口為定類變量,轉換為虛擬變量,即性別(男性為1,女性為0),戶口(農村為1,城市為0)。

(三)數據分析方法

本研究主要使用SPSS22.0軟件對樣本數據進行統計分析。由于三個因變量皆為定距變量,故采用多元線性回歸分析的方法來驗證假設。要特別指出的是,為避免多重共線性,本研究針對普遍信任、社群信任、親密信任分別建立回歸模型。

五、研究結果

(一)描述性分析

由表1統計發現,在本次調查對象中：男性占總人數50.8%、女性占49.2%,他們的平均年齡約為47歲;受訪對象的平均年收入約為20058元;其中農村人口占50.4%,城市人口占49.6%。此外,受訪者對中央媒體的信任非常高,平均值達到了4.06(1=完全不可信,5=完全可信;SD=0.909),雖然對地方媒體的信任值不如中央媒體高,但也達到了3.61(SD=1.015),表明我國公眾對中央媒體的信任高于對地方媒體的信任。結合配對樣本T檢驗發現,中央媒體信任與地方媒體信任平均數差異達到顯著性水平(P＜0.001),因此我國公眾的媒體信任存在“央強地弱”的差序格局,研究假設1得到了支持。受訪者的社會交往均值為2.65(SD=1.016),表明我國公眾空閑時間的社交介于很少到有時之間。受訪者的親密信任均值為4.51(SD=0.508),高于社群信任均值3.54(SD=0.626),后者又略高于普遍信任均值3.52(SD=1.101),表明人們對“親人-熟人-陌生人”的信任值存在差異,且依次遞減。結合多相關樣本檢驗發現,三者平均數的差異達到顯著性水平(P＜0.001),因此中國公眾的人際信任呈現差序格局,研究假設2得到了支持。

表1 各變量描述性統計分析

(二)相關分析

表2相關分析顯示,媒體信任與親密信任、社群信任、普遍信任均顯著正向相關,相關系數r分別為0.193(P＜0.001),0.326(P＜0.001),0.208(P＜0.001)。控制變量中,性別與親密信任、社群信任顯著正向相關,相關系數r分別為0.023(P＜0.05),0.033(P＜0.01);年齡與親密信任、社群信任、普遍信任顯著正向相關,相關系數r分別為0.025(P＜0.05),0.068(P＜0.001),0.139(P＜0.001);戶口與親密信任、社群信任、普遍信任顯著正向相關,相關系數r分別為0.03(P＜0.01),0.043(P＜0.001),0.051(P＜0.001);收入則與三者顯著負向相關,相關系數r分別為-0.028(P＜0.01),-0.026(P＜0.05),-0.065(P＜0.001)。

表2 各變量相關分析

(三)基于多元線性回歸模型的統計分析

1.媒體信任與親密信任的多元回歸分析

模型1以親密信任為因變量,主要探究親密信任與媒體信任之間的線性關系。結果顯示(見表3),媒體信任對親密信任有顯著影響(P＜0.001),影響方向為正向(β=0.196),表示對媒體越信任的人,對自己的親人也越信任。控制變量中,僅性別對親密信任有顯著影響(P＜0.01,β=0.029),即男性對親人的信任高于女性。

2.媒體信任與社群信任的多元回歸分析

相較于模型1,模型2以社群信任為因變量。結果顯示(見表3),媒體信任對社群信任有顯著影響(P＜0.001),影響方向為正向(β=0.325),表示對媒體越信任的人,對熟人也越信任。控制變量中,性別顯著影響社群信任(P＜0.05,β=0.026),即男性對熟人的信任高于女性;戶口顯著影響社群信任(P＜0.001,β=0.051),即農村居民對熟人的信任高于城市居民。

3.媒體信任與普遍信任的多元回歸分析

相較于模型1,模型3以普遍信任為因變量。結果顯示(見表3),媒體信任對普遍信任有顯著影響(P＜0.001),影響方向為正向(β=0.183),表示對媒體越信任的人,對陌生人也越信任。控制變量中,年齡與年齡的平方項對普遍信任分別呈顯著正(P＜0.001,β=0.337)、負向(P＜0.001,β=-0.203)影響,表示年齡對普遍信任的影響呈“倒U型”;戶口對普遍信任有顯著影響(P＜0.001,β=0.055),即農村居民對陌生人的信任高于城市居民。

表3 影響公眾人際信任的多元回歸模型(標準系數)

總結三個模型的具體數據,本研究發現,媒體信任對親密信任、社群信任、普遍信任均有顯著正向影響,研究假設3得到了支持。

(四)社會交往的調節效應檢驗

調節效應的檢驗以溫忠麟[44]等人提出的方法為標準,即第一步做因變量(Y)對自變量(X)和調節變量(M)的回歸,得到測定系數R21,第二步做Y對X、M、XM(交互項)的回歸,得到測定系數R22,若R22顯著高于R21,則調節效應顯著;或者,作XM的回歸系數檢驗,若顯著,則調節效應顯著,二者只存在其一便可證明調節效應存在。

對變量做中心化處理后將其帶入回歸方程和模型,得到回歸結果。根據表3,模型1中,交互項XM的系數并不顯著,即社會交往在媒體信任對親密信任的正向影響中無顯著調節作用,表明人們因媒體信任產生的對親人的信任并不受社會交往的影響;模型2中,交互項XM的系數顯著(P＜0.05,β=-0.021),表明社會交往在媒體信任對社群信任的正向影響中起調節作用;模型3中,交互項XM的系數顯著(P＜0.01,β=-0.027),表明社會交往在媒體信任對普遍信任的正向影響中起調節作用。

將社會交往分為高社會交往(高于平均值一個標準差)和低社會交往(低于平均值一個標準差)兩個不同水平,分別檢驗二者對媒體信任影響社群信任、普遍信任的具體調節作用,結果如圖1、圖2所示。圖1顯示,高社會交往明顯削弱了媒體信任對普遍信任的正向影響,表明對媒體越信任的人,如果其社會交往的頻率相對較高時,他們對陌生人的信任反而會降低;相反,低社會交往有助于增強媒體信任對普遍信任的正向影響。圖2顯示,低社會交往增強了媒體信任對社群信任的正向影響,表明對媒體越信任的人,如果其社會交往的頻率相對較低時,他們對熟人的信任反而會越高。因此,研究假設4得到了部分支持。

圖1 高、低社會交往對媒體信任影響普遍信任的調節作用

圖2 高、低社會交往對媒體信任影響社群信任的調節作用

(五)多重共線性檢驗

相關分析結果顯示,自變量以及主要控制變量間存在顯著的相關關系,為確保模型估計準確,須對模型1、模型2和模型3進行多重共線性診斷。依據模型中各變量的方差膨脹因子(Variance Inflation Factor,VIF)值的大小,即可判斷模型是否存在多重共線性。

表4多重共線性診斷結果顯示,所有VIF值∈(1,2)。根據多重共線性的判定標準：必須同時滿足所有變量中的“最大VIF值大于10”與“平均VIF值大于1”兩個條件才能說明模型具有多重共線性。從表中數據可知,三個模型并不存在多重共線性問題,即模型預測結果有效。

表4 多重共線性檢驗結果

續表

六、研究結論與討論

本研究分析了媒體信任和人際信任各個維度的異同,并從媒體屬性及大眾傳播的視角探討了媒體信任對人際信任的影響機制,檢驗了社會交往在媒體信任與人際信任關系中的調節作用。研究發現：①媒體信任呈現“央強地弱”的狀態,人際信任的三個維度亦呈現差序格局狀態;②公眾對媒體的信任不同程度正向影響親密信任、社群信任、普遍信任;③社會交往在媒體信任影響社群信任和普遍信任的機制中起調節作用。由此,本研究有助于進一步理解媒體信任對人際信任的影響,為公眾對發生于社會生活中的人際信任從媒體與社會交往的層面提供了經驗性的解釋。

本研究從媒體的視角考察了人際信任差序格局的形成。筆者首先驗證了我國公眾的人際信任呈現出差序格局,對血緣或是情感上越親近的人越信任,具體表現為對親人最為信任,其次是熟人,最后則是陌生人,這證實了什托姆普卡的信任同心圈理論,每個人都以自我為中心,根據關系遠近向外畫圈,對圈內人的信任要高于圈外人[45]。在差序格局中,“差”指的是個體所擁有的社會關系網絡的“差等”結構,“序”指的是個體在該結構下的態度、行為等方面呈現出來的“級序性”[46]。媒體是受眾獲取信息的主要渠道,因此從這個角度而言,媒體亦是造成人際信任差序格局的因素之一。同樣的,從整體上看,中國公眾對中央媒體的信任要高于地方媒體,也體現了從中央到地方的差序變化。地方在執行中央出臺的政策時往往銜接、溝通不暢,致使落實效果不足,使得人們對中央政府的信任往往高于地方政府。類似地,內生于中國政治架構之中、覆蓋不同地域的媒體在公眾信任評價上也呈現出此般差異。

媒體信任對普遍信任、社群信任、親密信任都有顯著正向促進作用,即對媒體越信任的人,對陌生人、熟人、親人都會越信任,支持了已有研究中二者關系為正向的結論,也對祝建華提出的“媒介動員效果假說”中媒體能夠促進人際信任的觀點提供了支持[47],媒體信任是其中的中介。同時,這驗證了人際信任構建中媒體所屬制度要素的合理性。

媒體信任正向影響人際信任,彰顯了受眾對傳播者價值和屬性的認同在信任構建中的作用。媒體信任有助于增強人們對社會個體及組織的信心[48],反映受眾對媒介有效性和合理性的認同與接納程度,它賦予媒介合法性,促進人們普遍意義上的信任[49]。分析媒體信任對人際信任三個維度的影響,本研究認為其他可能的具體原因在于：其一,對媒體的信任往往表現為對媒體傳播內容的信任,這能增進受眾對社會現實及大眾的了解,降低人際間由于時空分離造成的距離感[50],從而實現對陌生人的信任;其二,媒體信任推進了媒體動員效果的發揮,使得個體更傾向于在所屬群體內表達意見或參與基層投票等活動[51],有助于鞏固群體凝聚力,提升相互之間的信任感;其三,對媒體的信任有助于加深受眾對家庭、親情、血緣以及社會真善美的感知與認識,投射到日常生活中便反映為對親人信任感的提升。

社會交往在媒體信任對人際信任的正向影響中起調節作用。具體而言,低頻率的社會交往增強了媒體信任對社群信任、普遍信任的正向影響,對媒體越信任的人,當其社會交往的頻率較低時,對熟人和陌生人的信任會更高。一方面,這從側面驗證了制度信任是一種“以制度換時間”“借觀念替過程”的信任,表明社會交往是通過時間和過程來影響人際信任的。時間和過程被充分滿足后,制度和觀念的作用被弱化,因而隨著社會交往頻率的增加,媒體信任對人際信任的正向影響被削弱。另一方面,這表明了以知識為主的文化環境對人際信任構建的重要意義。類似的研究也表明,信任分異是個體所處的文化環境所致的[52],培養信任的關鍵在于創造一個以信息和知識為基礎的文化環境[53]。長期以來,我國媒體以正面報道為主,盡力規避沖突性議題報道引發的消極影響[54],在面對負面題材時亦經常缺位,即便報道也盡可能轉化為正面報道,以發揮積極效應[55],這使得受眾從媒體獲取的信息多為單一的正面知識。而社會交往為交往雙方提供了更為豐富的內容,隨著社會交往頻率的提升和范圍的擴大,個體獲取負面信息的比例增加,從而弱化了來自媒體相對單一的知識對人際信任的影響。同時,社會交往會進一步放大負面內容及其引發的后果[56]。因此,隨著社會交往和知識的增加,個體因媒體信任產生的人際信任逐漸被削弱。

根據研究結果,本研究提出如下建議。其一,媒體信任是影響人際信任的關鍵因素,因此媒體要重視自身制度建設、規范內容生產、滿足用戶真實需求,通過真實、客觀、多元的內容報道來改善受眾認知的主觀現實,進而提升客觀現實;媒體工作者須提高自身的專業能力、職業道德、把關能力,生產更多優質并有利于社會和諧的內容;對受眾而言,還要提高自身媒介素養,學會辨別媒體對社會負面信息的加工,避免掉入“卑鄙世界”的陷阱;也應明辨“低級紅”和“高級黑”的“正面報道”。其二,社會交往層面,政府、社會以及個體要齊心協力為人際交往創造一個值得信賴的外部空間和文化環境,規范損害人際信任的內容;個體在實際交往過程中也要更加客觀地認識雙方的交往關系,認真理解相互傳遞的信息與知識,從而理性地做出信任判斷。其三,中國人的人際信任呈現出差序格局狀態,表明不同群體之間的社會認同與信任還存在一定的差異,因此,社會治理應當差異化。

要特別指出,通常情況下,微觀層面發現的社會規律不一定能投射至宏觀社會層面[57]。本研究所闡釋的媒體信任與人際信任之間的關系只停留在個體層面,而非媒體機構的層面,即“媒體信任度越高的個體,人際信任評價更高”不能表示“當整個媒介公信力有所提升時,社會人際信任的情況就一定會越高”。不過我們可從制度完善和內容把關等方面著手,提高媒體的可信度,由整體影響局部,提升受眾對媒體的信任度,影響多數個體的人際信任,進而充分發揮媒體對社會普遍信任的培育功能。

作為一項探索式實證研究,本研究還存在一些缺憾。后續研究將基于更豐富的數據、更完整的媒介分類進行分析,以驗證、支撐和補充本研究的結論;或是完善媒體與信任關系的完整理論體系構建;或可采集縱向數據展開分析以進一步厘清三者的關系。