我國民眾警察信任變遷的時期效應和世代效應——基于ABS2002和ABS2015數據的實證研究

龔志文，沈 薇，馬雨辰

（北京科技大學，北京 100083）

自1829年英國倫敦大都市警察制度開啟警務現代化轉型以來，世界范圍內的警務發展經歷了三次變革：20世紀20年代的專業化運動，警察跳脫政治的束縛，發展成為一個自治、高效且受人尊敬的職業；20世紀30年代的現代化運動，新型警用設備和器材，大大提升了警察的職業能力；20世紀70年代的社區警務運動，積極主動的服務型警務開始取代傳統被動反應的控制型警務。［1］它通過警民交融合作的新模式來預防犯罪、維護治安、矯正秩序。顯然，良好的警民關系和深度的警民信任是社區警務的核心。我國也積極融入社區警務運動大潮，2002年公安部“杭州會議”首次提出實施社區警務戰略，并要求于2004年底前在全國大中城市全面推行社區警務，同年8月公安部和民政部聯合印發《關于加強社區警務建設的意見》。2006年9月，公安部又下發《關于實施社區和農村警務戰略的決定》，將社區警務推向全國的城市社區與農村。此后，面對復雜的經濟和治安形勢，全國各級警務部門又多次開展了以“四進四送”為主題的“全國公安民警大走訪”愛民實踐活動。

經過十多年的建設，我國社區警務的觀念、機制與方式已基本確立和形成。那么，自2002年我國開始社區警務建設以來，民眾對警察的信任發生了怎樣的變化？目前學界對此關注尚顯缺乏，僅有的研究中，李峰以2011年上海市2300份樣本數據分析發現，80后比80前更信任警察，即民眾對警察的信任在上升。［2］73黃鵬等根據CGSS2010和CGSS2013的數據進行簡單對比發現，民眾對警察的信任從2010年的73.8%下降到2013年的64.1%，警察信任狀況不容樂觀。［3］可見，我們對警察信任的動態認知有待深化。據此，在縱貫序列上對警察信任研究，能夠準確把握警察信任在長時間維度上的變化，對于改善警民關系，深化警務改革，護持經濟社會轉型都具有重大意義。基于ABS2002和ABS2015數據，本文首先在梳理文獻的基礎上提出假設，接著運用有序logit回歸模型分析我國民眾警察信任變遷中的時期效應和世代效應，最后對研究發現進行分析并提出政策建議。

一、文獻與假設

自新世紀初以來，關于中國警察信任的研究不斷涌現，為警務理論與實踐的發展搭建了智識基礎。但由于警察信任的抽象性、復雜性和跨域性，既有的研究分散在心理學、社會學、政治學、法學、經濟學、傳播學等多個學科領域。總體而言，我國警察信任的研究經歷了螺旋演進的三個階段：

第一階段：厘定警察信任的內涵結構。警察信任被視為政治信任的一個子域，關涉著權力機構的公共形象與政治合法性問題。［4］88早期的研究主要從心理學視角出發，認為警察信任是民眾對警察產生的與其預期相一致的信心或信念，是一種認知、情感和態度。［5］176但其他研究卻證實，警察信任不是單維的而是多維的：（1）內容多維，警察信任可從體恤民情、受尊重、信賴度、勝任度、滿意度多個維度進行測量［6］，也可分為程序信任和結果信任［7］，或者安全信任、執法信任、情感信任、互動信任；［8］（2）層次多維，既表現為公眾對不同層級和不同類別警察的信任、警察上下級之間的信任，也表現為對警察的信任、對警察組織的信任、對警務制度的信任；［9］（3）結構多維，警察信任是“民眾-警察-社會”的三維體，據此將警察信任分為21種類型，不同類型下警民地位和距離均不同。［10］

第二階段：分析警察信任的影響因素。基于對警察信任內涵的認知，研究者們依據信任理論、期望理論、沖突理論、社會資本理論等分析警察信任的影響因素。（1）人口特征因素：諸多研究測量了性別、年齡、戶籍、婚姻、教育、收入、民族、宗教、區域、職業、就業狀態、政治面貌、受害經歷等因素對警察信任的影響，但得出的結論卻不盡相同。而且，大多都是將人口特征因素作為控制變量，缺少對其影響機理的分析。李峰將戶籍作為自變量發現，本地人口較外來人口更信任上海警察，并給出了“文化擠壓、制度擠壓”的解釋。［2］73李曉飛等指出高認知型社會資本塑造了“批判性公民”，使得高等教育人口的警察信任程度低于非高等教育人口。［11］48（2）警察表現因素：社會治安評價/社會安全感評價［12］、警察素養/技能評價［13］40、警察執法的合法性和公平性［14］85［15］45、獲得警察服務的容易度［16］137都正向地影響警察信任，警察腐敗感知［17］128、犯罪恐懼感［13］40則反向影響警察信任，警察接觸形式/經歷/頻率［18］44的影響方向不確定。（3）政府表現因素：政治效能感［4］186、政治參與［19］93、政府腐敗感知［14］85對警察信任的影響表現出多樣性和復雜性。（4）社會表現因素：社會公平感［19］93、生活滿意度［20］、鄰里關系［21］、社區參與［18］45與警察信任基本呈正相關關系，社會地位/階層［21］388的影響不夠確定。此外，社會信任［21］388、一般信任［22］、特殊信任［19］87、人際信任［23］、媒介信任［15］52、法律意識［24］也都顯著影響警察信任。

第三階段：探索警察信任的修復策略。近年來，負面涉警輿情顯著增多，警察頻頻面臨信任危機，甚至陷入“塔西佗陷阱”，警察信任建設或信任修復逐漸成為關注的焦點。李輝指出，個體負面感知對跨層次警民信任具有負向影響，民眾個體歸因方式、群體憤怒情緒是誘發警民信任危機的主要原因，故信任修復應綜合考慮不同修復策略、解釋水平以及時間距離三項因素。［25］李想研究發現，民眾自我建構水平、修復策略與修復時機三者之間存在三維交互效應，警民信任修復工作需要精準施策，盡量做到“因人施策”，注意對依存型人格人群的因勢利導。［26］

從整體上看，已有的研究取得了很多積極成果，但依然存在些許不足：基于截面數據探究警察信任影響因素的研究已經較為充分，但這些研究過多聚焦較短時間內的警察信任狀況，缺乏呈現警察信任在較長時間序列上的變遷。而信任深受特定的政治、經濟、社會、文化環境的影響和塑造。同一世代的人群會經歷同樣的社會變革，形成相似的警察信任認知（世代效應）；社會的快速發展又使得不同世代的人群也會經歷同樣的社會變革，獲得類似的體驗和認知（時期效應）。因此，在縱觀序列上對警察信任的研究應該從時期效應和世代效應兩個維度進行分析，以呈現社會變遷、代際交替對警察信任的塑造。

二、數據、變量與方法

（一）數據來源

本文采用2002年東亞社會動態調查（ABS2002）和2015年東亞社會動態調查（ABS2015）的數據來分析我國民眾警察信任的變遷。ABS系列數據是由臺灣大學胡佛東亞研究中心與十三個亞洲國家或組織共同合作完成的一項綜合性、連續性、跨地區的面訪調查所形成的數據庫，調查針對居住在城市或鄉村的18歲以上的公民，收集的信息包括被調查者的經濟社會背景、機構信任度、社會資本、公共服務等。其目的在于通過定期、系統的數據收集，總結和比較不同國家/地區社會變遷的長期趨勢。第一波和第四波在中國大陸的調查時間分別是2002年3—6月、2015年7—12月，ABS2015數據采用ABS2002同樣的抽樣方案，兩次調查都采用多階分層PPS隨機抽樣方法，將城市地區、農村地區、城鄉混合地區分為10個層次、125個初級抽樣單元，涵蓋了中國大陸除新疆、西藏外的29個省、自治區和直轄市，每個分層中的PSU數量與相應分層的人口規模成正比，且數據樣本收集都經過嚴格科學的抽樣，數據具有較強的代表性和可信度。在剔除了缺失值、無效值之后，符合要求的樣本量分別為3183個和4068個。

（二）變量處理

因變量：如前所述，雖然警察信任是多維的，但鑒于文章的目的在于測量在一般意義上民眾對警察的整體信任的變化，而且ABS數據也無法支持對多維信任的測量，故這里民眾對警察的信任是通過單一問題測量的，問卷中對應的問題是“您對警察的信任度有多大”。2002年的回答選項是“1.完全不信任；2.不怎么信任；3.比較信任；4.非常信任”，但2015年的回答選項是“1.非常信任；2.比較信任；3.不怎么信任；4.完全不信任”。為了方便數據處理，將2015年的數據進行重新編碼，使其回答選項的順序與2002年的數據保持一致。

自變量：（1）時期，這里用調查年份來衡量，即2002、2015，將其轉化為虛擬變量，第一個時期是2002年，賦值為0，第二個時期是2015年，賦值為1；（2）世代，2002年的樣本總量3183個，刪除缺失值后最終用于研究的樣本數是2987個，覆蓋出生年份是1912～1984年，2015年的樣本總量4068個，刪除缺失值后最終用于研究的樣本數是3748個，覆蓋出生年份是1921～1998年，按照慣例，間隔距離設定為10年。

控制變量：根據已有的研究和兩期調查數據的連續可及性來設置控制變量，性別方面，女性賦值為0，男性賦值為1；戶籍方面，農村賦值為0，城市賦值為1；宗教信仰方面，無宗教信仰賦值為0，有宗教信仰賦值為1；婚姻方面，未婚賦值為0，其他婚姻狀態賦值為1；教育程度，按受教育年限作為連續變量；民族，漢族賦值1，其他民族賦值0；主觀社會階層，將低層和中低層合并為“低”賦值1，將中層等同于“中”賦值2，將中高層和高層合并為“高”賦值3；政治效能感，根據問題“我有能力參與政治”，將非常不同意和不太同意合并為“低”，賦值0，將有些同意和非常同意合并為“高”，賦值1；普遍信任，根據問題“大部分人是值得信任的”，將“是”賦值1，“否”賦值0；媒介信任，根據問題“你對電視的信任度有多高”，很低賦值1，較低賦值2，較高賦值3，很高賦值4。

表1 變量賦值及描述性統計

（三）方法選擇

在進行縱貫的趨勢研究中，研究者通常基于生命歷程理論，進行年齡、時期和隊列（APC）分析。由于既有的研究中對年齡的關注較多，相對忽略時期和隊列效應，故為了避免年齡與時期、隊列的共線性問題，本研究選擇時期效應和世代效應作為切入點。

它強調個體的自身發展與社會歷史變遷的交互作用對不同世代的人群產生的長期的累積性影響。為了估計警察信任的時期效應和世代效應，我們首先建立分時期的有序logit模型，測量世代效應，然后利用兩個時期數據中相同世代的資料并加入時期變量，測量時期效應。

三、結果與發現

（一）我國民眾警察信任變化的基本情況

2002年的ABS數據中，受訪者選擇完全不信任、比較不信任、比較信任、完全信任的比例分別為7.7%、11.9%、23.9%、56.5%，總信任比（比較信任+完全信任）是80.4%，總不信任比（完全不信任+比較不信任）是19.6%。2015年的ABS數據中，受訪者選擇完全不信任、比較不信任、比較信任、完全信任的比例分別為2.2%、13.9%、62.3%、21.6%，總信任比是83.9%，總不信任比是16.1%。

可以看出，我國民眾對警察的總體信任度在上升，十多年間增長3.5%，總體不信任度在下降，十多年間降低3.5%。但通過獨立樣本T檢驗得出2002和2015警察信任的均值分別為3.29和3.03，T值為12.527，P值為0.000，表明警察信任的這種變化具有統計學意義上的顯著性，但卻是2015年的警察信任顯著低于2002年的警察信任。其原因何在？對數據的進一步分析發現，絕對不信任（完全不信任）比重下降5.5%，相對不信任（比較不信任）比重上升2%，絕對信任（完全信任）比重下降34.9%，相對信任（比較信任）比重上升38.4%。表明，相對信任的上升表面上拉高了總體信任，但絕對信任的下降卻實質性拉低了總體信任。與此同時，盡管2015年的絕對不信任的比重已經下降到2.2%，但按照全國13.95億總人口計算，有近2800萬人完全不信任警察。

那么，警察信任變化的群體特征是什么？警察信任在變量類別內部的分布上，2002年數據中完全不信任的類別均值是9.9%，其中主觀階層低層（11.7%）、普遍信任較低（10.6%）、媒介信任很低（55.6%）、媒介信任較低（17%）中的完全不信任分布高于均值；2015年數據中完全不信任的類別均值是3.4%，其中主觀階層低層（3.6%）、媒介信任很低（25.5%）的完全不信任分布高于均值。這表明，媒介信任度低的民眾、主觀階層低的民眾對警察的不信任度呈現出極化的特征。2002年數據中完全信任的類別均值是54%，其中農村戶籍（65.6%）、有宗教信仰（61.9%）、少數民族（69.4%）、普遍信任高（66.4%）、媒介信任很高（70.2%）的完全信任分布高于均值；2015年數據中完全信任的類別均值是19.5%，其中農村戶籍（21.8%）、少數民族（27%）、主觀階層高層（21.8%）、政治效能高（23.6%）、普遍信任高（20.8%）、媒介信任很高（62%）高于均值。這表明，農村人口、少數民族人口、普遍信任度高的人口、媒介信任度很高的人口對警察的絕對信任具有持續穩定性。

表2 我國民眾警察信任變化的群體特征（單位：%）

（二）我國民眾警察信任變化的世代效應

世代效應的含義是出生在不同時期的人群，由于其人生經歷不同導致他們的警察信任會出現差異。相比于計劃經濟時期，改革開放以來的轉軌時期，社會利益分殊擴大，資源信息流動加速，民眾的需求日趨多元化，故年輕世代的人群對警察的信任度應該更低。［27］為了測量這種效應及其影響因素，我們將世代作為自變量，將性別、戶籍、宗教信仰、婚姻、民族、主觀階層、政治效能、媒介信任、普遍信任、教育年限作為控制變量，分別建立2002年數據的有序logit回歸模型一和2015年數據的有序logit回歸模型二，如表3。

表3 我國民眾警察信任的世代效應和時期效應的ologit回歸結果

模型一顯示的世代效應比較微弱，與80后相比，20后、30后、40后的警察信任高于80后，50后、60后、70后的則低于80后，呈現出U型特點，但這些效果只在20后世代上表現出顯著性。模型二顯示的世代效應則比較強，與90后相比，30后、40后、50后、60后、70后的警察信任都要顯著高于90后，80后的信任則低于90后（盡管不顯著），也呈現出U型特點，而且印證了年輕世代人群對警察的信任度要低于年長世代的已有結論。［19］90從總體上可以看出，50后和80后是警察信任的拐點。這點不難理解，50后是新中國成立后的“一代”，代表著新舊中國的分野，80后是市場化改革后的“一代”，代表著計劃經濟時代與市場經濟時代的分野，各自經歷著懸殊的歷史變遷。

那么，世代效應模型中哪些微觀因素影響警察信任呢？通過模型一和模型二可以看出，戶籍、民族、媒介信任、普遍信任四個變量在2002年和2015年對警察信任的影響都是顯著的，表明：（1）不論是2002年還是2015年，農村居民對警察的信任都要顯著高于城鎮居民，可能的原因在于，隨著經濟社會的發展農民等弱勢群體的生活境況較之過去有了明顯的改善，而城鎮居民對收入不公的批判性評價部分是基于其與身邊涌現的新權貴們比較后的情緒反應［15］50。但戶籍對信任的影響系數在變小，說明城鄉居民對警察的信任差異在減少。（2）與已有的研究一致，少數民族民眾對警察的信任都要顯著高于漢族民眾，這或許得益于國家長期實施的少數民族政策，警察等公共部門會給予少數民族更多的注意力分配與關懷，故信任度更高。（3）民眾的媒介信任度越低，對警察的信任度也越低。其原因在于媒介使用與政治信任之間關系緊密，若是媒介的內容是積極的、肯定的、挺體制的內容，人們對政治的信任度隨之升高；媒介的形式也會影響政治信任，一般而言，電視、報紙的使用與政治信任呈現正相關，自媒體的使用則多呈負相關。［28］（4）普遍信任信任度越高，對警察的信任度也越高，這與許多的研究結論一致。［19］189其原因在于，普遍信任是一種對陌生人的無差別信任，它反應出社會的公平程度及民眾的樂觀情緒，普遍信任水平越高，意味著民眾對政治體制、社會制度、公共生活的認可度越高［29］，故普遍信任與警察信任呈正相關。

同時，主觀階層認同也顯著影響警察信任，有的研究發現階層越高越信任警察［21］388，有的則發現階層越高越不信任警察。［16］137本文的數據支持階層對警察信任的影響是正向的，但這種影響僅在模型二中表現出顯著性。其原因是改革開放40多年來，階層的利益差別日益彰顯，階層之間的矛盾沖突日益尖銳，這種沖突在較低階層中更為明顯。［30］頻發的利益沖突加劇了民眾與維護秩序的警察之間的緊張關系，故階層越低越不信任警察。此外，性別、宗教信仰只在模型一中顯著，女性比男性更信任警察，有宗教信仰的比沒有宗教信仰的更信任警察；教育年限僅在模型二中顯著，學歷越高越不信任警察。

（三）我國民眾警察信任變化的時期效應

時期效應的含義是，經濟社會的發展和變遷會同時作用于多個世代的人群，使得不同世代人群對警察信任的變化應該較為趨同。為了驗證這個假設，應該分別測量各個世代人群警察信任的變化情況。2002年和2015年的數據中都調查過的世代包括20后至80后，但由于20后的數據量過少無法進行有序logit回歸分析，所以這里只測量30后至80后警察信任變化的時期效應。我們以時期（2002、2015）作為自變量，警察信任作為因變量，性別等作為控制變量，分別建立30后至80后的有序logit回歸模型三、四、五、六、七、八。

數據顯示，以2015年為參照，30后、50后、60后、70后、80后2002年的警察信任均比2015年低，40后的信任變化不顯著。這意味著在時期效應上，我國多數世代民眾的警察信任度整體呈下降趨勢。對數據進行深入分析發現，30后到80后各個世代的總信任比（比較信任+完全信任）變動情況是+3.70%、+6%、+4.40%、+1.90%、+4.20%、-4.60%，而絕對信任變動情況是-30.3%、-24.5%、-14.3%、-14.2%、-34.3%、-40.7%。這表明，盡管總體信任在小幅上升，但絕對信任在大幅下降，其中80后降幅最大，其次是70后和30后。與此同時，民眾對警察的絕對不信任感也在降低，分別是30后的從6.7%下降到0%，40后的從5%下降到0.9%，50后的8.8%下降到1.4%，60后的從8.9%下降到5.6%，70后的從9.2%下降到3.3%，80后的從5.3%下降到3.2%。盡管當前對警察絕對不信任的比重較低，但由于我國人口基數大，使得絕對不信任的人口數量龐大。例如80后總人口2.28億，則2015年80后中絕對不信任警察的人數多達729萬。

在時期效應模型的控制變量中，媒介信任對警察信任變遷的時期效應影響具有普遍性、穩定性和一致性，各個世代民眾的媒介信任度越高，警察信任度也越高。戶籍對30后、40后、50后、60后都有顯著影響，對70后、80后的影響不顯著。可能的原因在于改革開放之后，戶籍對人口流動的限制作用大大降低，大量的農民進城務工，他們從熟人社會到法理社會的流動使得其與警察的距離日漸疏離。而且，隨著城鎮化水平的提升，大量農民變為市民，城鄉民眾的警察信任日趨均質化。普遍信任顯著影響30后、60后、70后和80后的警察信任，普遍信任度越高，對警察的信任度越高。普遍信任對40后、50后的影響不顯著，其可能的原因在于這兩個群體受十年動蕩的影響最為深刻，他們對公共體制、公共制度的認可度相對較低。模型六、七表明，60后、70后群體中受教育年限少者的警察信任度要高于受教育年限長的人，其原因可能在于高等教育群體更具“批判性”，初等教育群體更具“純樸性”［11］47。

政治效能感僅對50后、60后顯著影響，研究指出，如果公民有較高的政治效能感，既對自己具有影響政府決策的知識和能力有信心（內在效能感），也對政府對自己的訴求做出反應有信心（外在效能感），他們對政府和警察有更高的信任度［19］86。本文數據的調查期內，50后、60后正是社會的中堅，有足夠的信念、知識、能力、資源、機會影響政治、經濟和社會變遷，比其他世代的政治效能感更高，故對警察信任的影響顯著。主觀階層對30后、40后、60后、80后的警察信任影響顯著，而對50后、70后的影響不顯著。這是因為前四個世代生活在社會動蕩或變革、階層相對分化的時期，后兩個世代則更多生活在社會高度集中、相對同質的時期［30］。

四、結論與建議

基于ABS2002和ABS2015數據，采用有序logit回歸模型分析了我國民眾警察信任十多年變遷的時期效應和世代效應。研究發現，我國民眾對警察信任的變遷受時期效應和世代效應的雙重驅動。但既有的研究更多基于截面數據，過于關注世代維度（尤其是年輕世代），相對忽略驅動警察信任變遷的時期效應。而我們認為時期效應對警察信任的認知有著重要意義，隨著經濟社會的轉型和發展，民眾對警察的信任度整體上升且日趨合理化，這種變化并非局限于某一個世代，而是存在于各個世代的群體中。

我國民眾對警察的信任日趨理性化的表現是，民眾對警察的總體信任上升，但絕對信任大幅下降，相對信任大幅上升，信任分布更加合理。在世代效應方面，與90后相比，30后、40后、50后、60后、70后的警察信任都要顯著高于90后，80后的信任則低于90后，呈現出U型特點，50后和80后是警察信任的拐點。在時期效應方面，以2015年為參照，30后、50后、60后、70后、80后2002年的警察信任均比2015年低，40后警察信任的時期變化不顯著。

民眾對警察信任的這種變化，以及在時期效應和世代效應中，警察信任因各種變量的不同而呈現出差異，其原因在于信任的起源和產生受到多種因素的影響。

微觀層面，多項研究和本文的研究均發現，受教育程度越高，對警察的信任度越低。［2］9［11］42［16］30認知社會資本理論指出，高等教育人口具有更強的認知力和批判力，對社會公共話語權的滲透與掌控度更高，能夠對警察行為和警務制度形成有力的外部監督。而轉型期，警察處于維穩處突的一線，其行為時常處于民眾和輿論的聚焦之下，當發生強制拆遷等事件時極易遭致高等教育人口的批判，警察行為的合法性與正當性頻遭質疑。［11］48我國高等教育人口從1982年的443萬，增長到2000年的4402萬，再到2015年的1.71億，占全國總人口的12.4%。［31］在本文2002年和2015年數據中，高等教育受訪者分別占比9.6%、31.1%，按此推論民眾的警察信任應大幅降低，但本文發現大幅降低的并非總體信任而是絕對信任，而大幅上升的并非不信任而是相對信任。所以，可以認為民眾批判警察卻沒有不信任警察，我國民眾對警察的信任正在實現從盲目信任向理性信任轉變。

這一規律在警務領域的表現是，人口的流動性與異質性不斷增強逐漸瓦解了傳統社區的同質性，警察所面臨的社區民眾不再是熟悉的社區鄰里，而是流動性的社區人口，原來那種群防群治、團結型、高頻率的警民互動關系逐漸被削弱。［18］43民眾對警務服務的期待不再局限于有無、高效的較低層次，而是追求更具合法性與公平性的高質量警務服務。換言之，民眾對警察的信任正從依賴關系的人際信任向依賴規則契約的制度信任轉型。

與此同時，經濟社會的發展催生了數量和規模龐大的中產階層，使得社會的政治信任（警察信任包含其中）呈現出均質化。據瑞信研究院2015年的數據顯示，中國中產階層規模達到1.09億，占成年人口的11%，為全球最多。［32］學者指出，現代政治制度信任發生與發展的前提是公民的獨立和自主人格，以及與政府之間平等、自由的對話關系的形成。［33］中產階層具有較高的知識素養，是構建公民社會的中堅，更是型塑整個社會獨立型、協商型、法理型現代人格主體，其數量規模的壯大必然推動著倫理型政治信任轉向制度型政治信任。而且，中產階層是現有秩序的受益者，具有支持維護現有秩序的動因和傾向，且這種價值取向和政治態度呈現出較高的一致性。

基于上述結論，文章的現實意義體現在：

其一，扭轉社會公共認知中警察信任不斷下降的負面印象。從2002年到2015年，我國民眾的警察信任度總體呈現上升趨勢，總體信任度上升3.5%，總體不信任度下降3.5%，這點有力反駁了諸多認為“我國民眾警察信任大幅降低”的論斷。本文與以往結論產生差異的可能原因有兩點：一是既有的認為警察信任在嚴重下降的觀點更多是基于典型事件或主觀感知的定性結論，主觀感知與現實情形存在差異甚至悖反的情況屢屢存在。尤其在互聯網和自媒體時代，新興媒介技術對個體的賦能，使得信息傳播的速率極高，但信息質量和秩序可控性卻相對較低，涉警輿情事件極易成為社會焦點，并直接影響到公眾對警察的信任度。［14］86這些對警察負面信息的過度關注甚至片面失真的報道，則會強化人們警察信任降低的主觀認知。二是調研中的受訪者故意隱藏了自己的真實態度，就如孫懿賢的文章所說“雖然研究人員向其保證對調查結果嚴格保密，外來務工者仍然心存顧慮而選擇謹慎評價執法部門的表現，故而形成有利于警方的測評結論。”［15］47

其二，優化與完善警察信任建設的科學路徑。信任是內生與外生因素共同作用的結果，它表現出因人因時因地的多變性和復雜性。民眾對警察信任所在時期效應和世代效應上的差異性，啟示我們在信任建設的過程中要遵循差異化的路徑，針對不同的人群采取不同的策略。例如，80、90后的警察信任深受自媒體的影響，故應該重視新興媒介在年輕世代中信息傳遞、警民溝通中的作用；又如，對公共體制、公共制度的認可度相對較低的40后、50后，政府應該加強對這兩個群體需求的制度回應性，尤其是這兩個群體在社會保障、權益維護方面的需求，從而提升他們對制度體制的認受度。

其三，為地方政府公信力建設提供借鑒和助益。我國的政府信任呈現出明顯的距離悖反，民眾更加信任中央政府，而相對不信任地方政府。民眾對基層政府的不信任，會增加經濟社會運行的成本，影響經濟社會的穩定和正常運轉。警察信任是政府信任的一個子類，比較警察信任與地方政府信任數據發現，2002年數據中，民眾對警察信任的完全信任（56.5%）、完全不信任比例（7.7%）分別優于對地方政府的完全信任（50.1%）、完全不信任（6.8%），差值分別為6.4%、0.9%；2015年數據中，民眾對警察信任的完全信任（21.6%）、完全不信任比例（2.2%）分別高于對地方政府的完全信任（8.5%）、完全不信任（5.2%），差值分別為13.1%、-3.0%。即，相比于地方政府，民眾更信任警察，民眾的警察信任下降幅度比地方政府信任下降幅度更小。表明，盡管警察處于維穩處突的一線，負面涉警事件/輿情較多，但其作為秩序安全類公共服務提供者，使得民眾對警察信任比對地方政府信任更具剛性。為此，警察信任建設可以在內容上和經驗上助益地方政府的公信力的提升。

其四，積極推動警務改革，構建理性警民關系。一方面要理性看待警察信任的下降，警察信任的轉型不是一蹴而就的，不能因暫時的信任危機而擾亂了警務變革的正常步伐，應該系統謀劃、有序推進。另一方面，面對民眾對警務認知的變化，警察和警務部門也應該積極革新求變，構建理性的警民關系，保持恰當的警民距離［34］，以期既有效維護警察的職業權威，又持續增強警民信任與合作。這是因為，距離太遠會強化警察的職業性，提高專業技能和執法效率，但會使警察脫離社區和公眾；距離太近則會降低警察權威、冷漠、猜疑的“工作人格”，削弱民眾對警察的職業敬畏和服從。［35］而且，在變革中要重點關注媒介信任、普遍信任、階層認同、政治效能等因素對警察信任的影響。