中國民眾普遍信任的動態變遷

摘 "要 "利用中國綜合社會調查數據（2003～2021）， 描述分析了中國民眾普遍信任的動態變遷趨勢及其影響因素。研究發現， 普遍信任隨個體年齡的增長呈現出“U”型曲線趨勢（年齡效應）， 且隨不同測量時期總體上呈現為上升趨勢（時期效應）， 同時， 普遍信任隨不同世代呈倒“U”型趨勢（世代效應）：自1925世代起逐步上升， 于1940世代由負轉正， 隨后1945世代至1970世代間進入相對穩定的平臺時期， 1975世代后開始迅速下降， 1990世代落到建國后的最低值， 此后緩慢回升。研究還發現， 親屬關系和收入差距對普遍信任的變遷產生顯著的負向影響， 而市場化系數、人口流動率、社會組織數量、平均受教育年限和政府信任指數等變量則對普遍信任的變遷產生正向影響。論文將普遍信任的歷時性變遷特征嵌入到近百年來中國社會發展的不同階段以及由此而生成的不同信任模式中加以解釋， 研究結果豐富了學術界對我國民眾普遍信任變遷趨勢的描述及其理論解釋。

關鍵詞 "普遍信任， 年齡?時期?世代效應， 社會變遷

分類號 "B849： C91

1 "引言

信任與人類社會的發展密切相關， 并伴隨著人類發展過程的始終。從20世紀初的中國革命到新中國成立再到目前以中國式現代化推進全面建設小康社會的過程中， 我國政治、經濟、社會、文化、技術等各個領域都發生了深刻的變革， 這些變化同時也帶來了中國人的微觀價值觀和社會心態巨大的嬗變， 沖擊了社會成員之間的信任環境， 并因此導致了民眾普遍信任的變遷。深入分析我國民眾普遍信任變遷的歷史與邏輯， 對推進社會治理現代化具有重要的現實意義， 也有助于夯實中國式現代化的社會心態基礎（陳滿琪， 2023）。

目前學術界對我國普遍信任現狀及其變遷特征的研究大多運用截面數據進行跨區域（敖丹 等， 2013; 趙文龍， 馮淵， 2011）、跨城鄉（胡康， 胡榮， 2008）等的差異比較， 近年來也有少量研究對信任存量以及變遷趨勢進行縱向分析（Hu， 2015; 楊明 等， 2011; Li amp; Guo， 2022）。現有研究雖然有助于理解我國普遍信任現狀的基本樣態， 但仍存在以下不足和有待進一步拓展的空間：第一， 已有為數不多的有關普遍信任變遷的縱向研究囿于數據來源的不充分或變量測量方式的不統一導致不同研究之間的差異性結果甚至是矛盾結果， 因此很難對我國普遍信任及其變遷的全貌有整體性的把握。第二， 已有研究大多是直接將在西方較為穩定的社會結構和背景中得到的有關信任的理論用于解釋當代中國社會的普遍信任變遷特征， 忽視了當代中國普遍信任這一社會事實生成的結構性現實背景。第三， 已有為數不多的研究僅僅是對我國民眾普遍信任的變遷進行描述性考察， 缺乏對變遷機制或影響因素的深入探討。

基于此， 本研究通過使用HAPC （Hierarchical Age-Period-Cohort）模型以及CGSS2003～CGSS2021近20年的大規模代表性樣本數據（N = 95283）來解決上述局限性， HAPC模型能克服傳統趨勢研究中年齡效應（不同年齡組間的差異）?時期效應（同時影響所有年齡組的隨時間推移而產生的差異）?世代效應（出生于不同時代的群體間的差異）混合的問題， 并為相關效應提供精確估計和趨勢描繪。本研究的核心在于考察我國民眾普遍信任的變遷趨勢及其背后可能的影響因素， 我們從發生學和歷時性的視角管窺中國民眾普遍信任的具體變遷特征， 特別是將普遍信任的變遷模式及其特征嵌入到近百年來中國社會發展的不同階段加以考察。

1.1 "普遍信任的概念界定

對普遍信任的理解往往是在信任的概念框架中進行的， 而信任通常被定義為個體對他人的善良所抱有的信念或期待（Erikson， 1950）， 這里的他人既可以是個體所在群體內的成員或面對面互動的對象（Mayer et al.， 1995; Uslaner， 2002）， 也可以是“那些我們不了解和與我們不一樣的人”或在廣泛的社會背景下“沒有任何具體信息的人” （馬克·E·沃倫， 2004; Rotter， 1967）， 以前者為對象的信任可以稱之為特殊信任， 而以后者為對象的信任則被稱為普遍信任。Robinson和Jackson （2001）將普遍信任定義為人們對普遍他人可信度的估計， 與普遍信任類似的概念還有社會信任、陌生人信任等不同的表述， 它們之間的區別主要體現在信任對象所包含的范圍上， 相對而言， 社會信任更多指的是對社會上絕大多數人的信任， 陌生人信任則指向對陌生人的信任， 而普遍信任的對象則較為多元， 包括除特殊信任對象之外的其他所有人。但在具體的研究中， 很多學者對這些概念并沒有進行嚴格的區分， 如Dincer和Uslaner （2010）直接將普遍信任定義為“對陌生人的信任”。

1.2 "中國民眾普遍信任的變遷及其理論解釋

1.2.1 "中國民眾普遍信任的總體變遷趨勢及其理論解釋

對普遍信任變遷趨勢的研究最早要追溯到普特南的開拓性研究， 他指出， 在過去的四分之一世紀或更長時間里， 美國社會的信任狀況大幅下降（Putnam， 1995a）， 這一研究啟發了大量有關美國社會普遍信任變遷特征的討論， 很多研究發現了普遍信任隨時間推移而逐步下降的趨勢（Paxton， 1999; Brehm amp; Rahn， 1997; Trzesniewski amp; Donnellan， 2010; Twenge et al.， 2014）。就中國社會普遍信任的變遷狀況而言， 大多數研究得出了“總體上處于下降趨勢”的結論（李路路， 王鵬， 2018; 辛自強， 2019; Xin amp; Xin， 2017; 翟學偉， 2008; 俞國良， 王浩， 2016）。由此， 我們的一個基本判斷是， 中國民眾的普遍信任可能隨著時間變化呈現下降趨勢（假設1）， 這一總體性假設的得出主要是基于已有關于普遍信任變遷的理論解釋以及相應的文獻依據：首先， 信任的文化主義理論認為， 信任是建立在傳統、宗教、歷史習俗等文化機制上的源于群體共享的一套價值系統， 跨文化比較的相關研究發現， 生活于儒家文化圈（如東亞）中的個體相比于西方社會的公民體現出了較低水平的普遍信任 （Delhey et al.， 2011; Inglehart amp; Wayne， 2000）， 近些年來的一些實證研究也發現儒家文化對普遍信任的負向影響（胡安寧， 周怡， 2013）。其次， 信任的公平解釋模型認為， 普遍信任與公平密切相關， 大量研究發現了收入不平等與社會信任之間高度的負相關（Bj?rnskov， 2007; Alesina amp; Ferrara， 2002; Morselli amp; Glaeser， 2018; Twenge et al.， 2014）。改革開放以來， 伴隨著中國經濟快速發展和人民生活質量的大幅提高， 收入不平等也日益加劇（Xie amp; Zhou， 2014）， 這導致人們的社會信任水平顯著下降（申廣軍， 張川川， 2016; 丁從明 等， 2020; Lin et al.， 2023）。

盡管關于普遍信任變化的大部分討論都集中在對下降趨勢的關注上， 但也有一些研究發現了普遍信任隨時間的推移而增加的證據（Smith， 1997; Yuan et al.， 2022）。有關中國社會普遍信任變遷趨勢的部分研究發現， 受訪者的普遍信任呈現出隨時間增加的特點（韓彥超， 2021a; 余泓波， 2017）。由此， 我們形成的另一個判斷是， 中國民眾的普遍信任可能隨著時間變化呈現上升趨勢（假設2）， 這一總體性變遷趨勢的假設得到了以下信任理論及其相關文獻的充分解釋：首先， 對普遍信任及其變遷機制的解釋需要考慮信任發生的社會背景和社會環境（Barber， 1983）， 就中國社會而言， 城市化和市場化帶來了人口的頻繁流動， 這在一定程度上提升了居民的普遍信任水平（韓彥超， 2021b; Romano et al.， 2021; Thomson et al.， 2018）。同時， 伴隨著全球范圍內的現代化變遷， 民眾的個人主義日益流行（蔡華儉 等， 2020; Hamamura amp; Xu， 2015）， 而個人主義水平較高的社會具有更高水平的普遍信任（Jing et al.， 2021）。其次， 信任的制度主義解釋視角指出， 特定的制度環境及其效能對普遍信任有重要的影響（Freitag amp; Traunmueller， 2009; Rothstein amp; Dietlind， 2003）。對于當下的中國社會而言， 通過制度約束提升普遍信任是包括學者和政府管理人員在內的共識（趙昶， 董翀， 2019; 鐘興菊， 蘇沛濤， 2022; 楊慧， 黃鈺婷， 2022）。再次， 社會資本理論認為， 積極參與社會組織和志愿活動有助于產生跨越群體界限的合作經驗并進而提升對他人的信任（Putnam， 2001）， 苑明亮等人（2024）的研究發現， 中國社會陌生人之間的合作行為水平隨時間而上升， 而陌生人之間的合作行為與普遍信任往往有密切關系（Balliet amp; Van Lange， 2013; Pletzer et al.， 2018）。最后， 信任的進化解放理論認為， 由于人類賦權的解放沖動， 信任會推廣到外部群體（Welzel， 2014）， 在這一賦能過程中， 教育水平及其技能的獲得是普遍信任產生的重要推動力， 越來越多的研究發現， 中國背景下教育水平的提升能夠顯著賦能社會信任（Huang et al.， 2011; 黃健， 鄧燕華， 2012; 蔡蔚萍， 2017）。

1.2.2 "社會轉型與中國民眾普遍信任變遷的階段性特點

信任與其所處的社會環境有密切聯系， 它“嵌入”并深刻地受制于特定行動者存在的社會背景（Luhmann， 1979）， 特別是某些結構性的社會變動， 必然會帶來信任的變遷（Barber， 1983）。運用整體的、脈絡化的思路將普遍信任變遷特征的分析嵌入到其生成的社會發展歷史背景中才有可能得到我國民眾普遍信任在年齡、時期和世代效應中的全貌。本文認為， 我國社會普遍信任的發生大致包含在以下三個大的歷史階段內， 伴隨著不同的社會發展階段， 普遍信任表現出了不同的特點。

第一階段是新中國成立前的中國傳統社會， 這一階段的信任模式是以傳統和習俗為來源建構起來的關系信任， 它是基于血緣和地緣建立起來的以家本位為特征的信任模式， 在傳統社會中， 人們生活在一個較少流動甚至不流動的同質性社區里， 交往對象主要是熟人， 人際關系具有時間上的長程性和空間上的低選擇性（翟學偉， 2023）， 在這樣的交往環境下， 信任違背所產生的風險水平是極低的。在這一過程中， 特殊信任占主導地位， 普遍信任發生的空間較小。因此， 我們預測， 這一階段出生的世代的普遍信任水平整體較低。

第二階段是新中國成立后到改革開放初期， 這一階段的信任模式是伴隨著計劃經濟的盛行而出現的以庇護和分配為核心建構起來的單位信任。作為新中國成立以來中國社會的基本社會構架， 單位制被認為是新中國社會整合與管理的典型制度， 它培育了單位體成員共享的道德觀念和價值體系（呂方， 梅琳， 2016）， 這對于中國社會普遍信任的建立具有特殊重要的意義。這一階段又可以分為三個比較重要的時期， 一是50年代初期， 共產主義革命導致了個人交換關系的衰落， 以同志關系為名的普遍主義倫理逐漸取代了中國傳統社會以親緣關系為基礎的特殊主義倫理（Vogel， 1965）; 二是20世紀60年代中后期至70年代末， “文化大革命”的影響掩蓋了傳統社會關系的重要性， 朋友、親戚和同事之間的個人關系轉變為政治關系（Li amp; Guo， 2022）; 三是改革開放初期（20世紀80年代）， 市場經濟的萌芽、高等教育系統的重建、改革開放的推進為公民個人與不同社會背景的人互動創造了更多的機會， 而單位制的社會整合功能還未完全消退。基于以上分析， 我們預測， 這一階段出生的世代普遍信任整體上表現出較高的水平。

第三階段是改革開放后特別是20世紀90年代以后， 這一階段的信任模式是伴隨著市場化的發展， 基于契約和理性而發展起來的制度信任。改革開放的深入推進和社會主義市場經濟體制的確立使得城市化進程加快， 人口流動也愈加頻繁， 人們進入了一種完全不同于傳統的涂爾干意義上的“有機團結”的現代性話語體系中， 原有的熟人社會和單位社會向生人社會轉變， 社會互動的匿名性、短暫性與互動范圍也不斷擴大， 交往的風險和不確定性日益增加， 人與人之間的信任更需要契約和制度來約束。但在這個階段， 市場和制度層面的弱信任機制還遠未建立起來（翟學偉， 2013）， 而與此同時， 傳統鄉土社會熟人關系網絡對個人行為的約束作用日漸減弱， 昔日由單位組織承載的社會公共性也不可避免地發生嚴重的萎縮（田毅鵬， 呂方， 2009）， 這些因素導致普遍信任的時空環境具有很大的不確定性。基于以上判斷， 我們預測， 與第二階段相比， 本階段出生世代的普遍信任水平有下降的趨勢。

對上述三個階段的信任特征進行系統性整理和總結后， 我們得到了如下表格， 表1更清晰地展示了不同社會發展階段的信任模式和特點， 以及我們對每個階段出生世代普遍信任水平的預測。

1.3 "普遍信任的年齡、時期和世代效應

普遍信任的年齡效應反映了由生理年齡主導的身體機能的改變以及社會角色和地位等的變化對“普遍他人”信任水平的影響。從現有文獻來看， 大多數研究發現了年齡與普遍信任間大致呈正向關系的結論（Hu， 2015; 楊明 等， 2011）， 這一現象在其他國家公民的樣本中也得到了證實（Li amp; Fung， 2013; Robinson amp; Jackson， 2001; Clark amp; Eisenstein，

2013）。然而， 年齡與普遍信任的關系真的是如此簡單的線性關系嗎？已有大多數研究只是在模糊意義上得出了老年人更信任他人、年輕人更不信任他人的概括化結論， 而對于特定年齡群體（如中年人）的普遍信任特點關注不夠， 當考慮到個體生命周期的不同年齡段時， 其普遍信任可能呈現出較為復雜的特點， 如林卡等人（2010）有關中國民眾的研究發現， 青年組對于普遍信任題項的積極回答顯著高于老年組的比例， 但中年組則呈現得更加復雜， 有關美國公民普遍信任的調查結果也發現了非線性的老齡化效應（Robinson amp; Jackson， 2001; Twenge et al.， 2014）。我們預測， 年齡與普遍信任并非簡單的線性關系， 民眾的普遍信任變遷趨勢可能隨不同年齡段表現出或降或升的不同特點。

普遍信任的時期效應反映了特定時期的社會經濟環境、文化氛圍和歷史事件等外生性背景變化對該時期所有個體信任“普遍他人”的影響。有關時期效應的研究集中在美國公民樣本上， 且大量研究發現了普遍信任隨時間推移日趨下降的趨勢（Putnam， 1995b; Paxton， 1999; Twenge et al.， 2014）。與美國社會普遍信任隨時期呈下降的趨勢相比， 有關中國社會普遍信任的變遷趨勢呈現出了較為復雜的特點， “上升”與“下降”趨勢都有相應的實證研究證據及其理論支撐， 對此我們在1.2.1一節中已有詳盡的討論。有鑒于此， 本研究將使用較長時期、同類型、大規模、代表性的樣本數據對普遍信任的時期效應進行再次檢驗， 提供更為穩健的實證結論。

普遍信任的世代效應假設是， 出生在不同歷史階段的個體由于經歷了不同童年教育和社會變革因而會形成差異性的“集體記憶”或“習慣” （Hu， 2015）， 這會對他們的信任感知產生影響。有關中國民眾普遍信任世代效應的研究才剛剛起步， 從目前能夠搜集到的文獻來看， 運用縱向數據進行針對性研究的文章僅有兩篇（楊明 等， 2011; Hu， 2015）， 且表現出了較大的結果差異性。楊明等人（2011）的研究發現， 社會信任水平伴隨著出生同期群的推移逐漸遞減， 而Hu （2015）的研究則發現， 中國民眾普遍信任的世代效應大致呈U形的模式。進一步比較可以發現， 兩個研究結論的不同主要體現在出生于建國后到改革開放前世代和出生于改革開放后世代的信任差異上， 楊明等人的研究發現了后者比前者信任更低的結論， 而Hu的研究則發現了相反的結論， 即經歷毛澤東時代的人比成長于改革時代的人更加不信任他人。上述實證結果可能受到樣本數據質量的影響而需謹慎看待其結論：楊明等人的研究混合使用了多類調查數據進行分析， 而Hu則使用的是世界價值觀調查的同質化數據， 各自都僅僅只有4輪調查數據， 數據范圍相對較小。既有研究在結論上的差異有待本研究采用多期同質化數據進一步驗證。同時， Hu關于研究結果的原因解釋也有待進一步商榷。Hu將“經歷了毛澤東時代的人的普遍信任更低的原因”歸結為20世紀50年代至70年代中國大陸經歷的一系列社會歷史事件（如再分配經濟體系以及文化大革命等）， 正如我們在1.2.2一節所分析的， 這可能忽視了當時背景下共產主義“同志關系”和單位制對普遍信任的強化作用。

2 "數據、變量與模型

2.1 "數據來源

本研究采用數據來源為“中國社會綜合調查（CGSS）”數據庫， CGSS是我國最早的全國性、綜合性、連續性學術調查項目， 截止2021年， CGSS已針對全國31個省、直轄市、自治區開展了共計12期社會調查， 獲取了豐富的樣本數據。CGSS調查范圍廣泛、時間跨度大、各期調查內容前后銜接， 具有良好的代表性、跨度性、連續性， 能夠較好地滿足APC分析所需條件。由于2006年、2008年、2011年3期調查中未包含普遍信任相關測量題項， 因此這些數據被排除在研究數據庫之外。最終， 研究選取了2003年、2005年、2010年、2012年、2013年、2015年、2017年、2018年、2021年共9期數據進行分析， 數據前后時間跨度共19年。對9期數據進行合并， 得到總量為95737條的原始樣本數據庫， 剔除部分變量數據缺失的樣本后， 共得到95283個有效樣本。

2.2 "變量測量

2.2.1 "結果變量

本研究的結果變量為個體的普遍信任水平。本研究從2010年至2021年CGSS問卷中選擇的題項文本為：“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？”而2003年、2005年中選擇了近似的替代題項進行測量 ， 測量題項分別為：“對陌生人的信任程度”和“在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中， 您覺得陌生人可以信任的人多不多呢？”考慮到兩種表述方式的差異， 本研究將在研究結果解釋時對三種文本措辭的差別影響予以考慮。全部題項的回答選項均為5級李克特量表， 從“1-非常不同意”到“5-非常同意”。

2.2.2 "解釋變量

本研究中， 主要解釋變量包含年齡（age）、時期（period）、世代（cohort）三類變量， 以分別從年齡效應、時期效應、世代效應三個方面解釋我國民眾普遍信任的演變趨勢。根據Yang與Land （2013）的建議， 本研究將年齡變量作為固定效應變量， 并納入年齡的二次函數形式進行估計。時期變量包含2003、2005、2010、2012、2013、2015、2017、2018、2021共9個不等距值， 對應相應的調查時期。世代變量以5年為一組， 有1925～2005共17個世代組。

除此之外， 本研究在個體層面還特別考慮了三個控制變量：戶籍、受教育程度和親屬關系， 以進一步探討不同群體間普遍信任變遷的差異性。在我國， 城鄉二元結構明顯， 城市和農村社會環境具有較大差異， 因此戶籍變量反映了我國制度因素對普遍信任的影響; 高等教育被普特南視為影響個體信任形成的最重要因素， 教育資源能夠通過社會活動轉化為經濟資源和社會地位， 對普遍信任的形成構成重要的社會支持; 親屬關系則某種程度上反映了我國傳統儒家文化中以“差序格局”為核心的社會關系， 強烈的親疏觀念會使個體更偏向于信任血緣、地緣等先賦或準先賦的社會關系， 排斥普遍信任。考慮到以上變量的重要地位， 既往研究通常將戶籍等因素作為一般控制變量納入APC模型， 將其與結果變量間的關系視作一種靜態的、不隨時間改變的相關關系。這樣的處理忽略了不同群體的普遍信任在年齡?時期?世代效應上可能存在的差異化趨勢。因此， 研究不僅將上述變量作為控制變量， 還構建了上述變量與年齡、時期、世代間的交互項， 將其嵌入年齡?時期?世代的變化過程， 進一步觀察這些因素在不同時間上對普遍信任產生的動態影響， 從制度、社會和文化層面上考察不同群體在普遍信任年齡?時期?世代效應上的獨有特征。性別、民族、政治面貌、婚姻狀況等4個變量作為常規控制變量納入模型。

最后， 為考察普遍信任變遷的影響因素， 本文還在宏觀層面納入了若干解釋變量。宏觀變量以社會為測量對象， 度量了不同時期（或不同世代）內某一方面的整體社會環境， 反映了該時段內影響普遍信任變遷的宏觀因素。具體來說， 在時期層面上， 本文納入了市場化系數、人口流動率、社會組織數量、政府信任指數、基尼系數、時期親屬關系、時期平均受教育年限共7個宏觀變量; 在世代層面納入了世代平均受教育年限、世代親屬關系、世代出生人口規模共3個宏觀變量。通過觀察宏觀變量是否部分解釋了時期、世代方差， 研究可以一定程度上驗證普遍信任的變遷是否符合本文所提出的理論假設。以上變量的數據來源與處理方法請參見網絡版附錄。樣本數據的描述性統計請見表2。

2.3 "分析模型

本研究的核心在于考察我國民眾普遍信任的變遷趨勢及其影響因素， 這種變遷不僅包括歷史變遷（時期效應和世代效應）， 也包括隨年齡而產生的個體和群體水平的變遷（年齡效應）， 它們共同構成了年齡?時期?世代效應的分析維度。然而， 由于年齡、時期、世代的變化共同作用于個體和群體的普遍信任變遷過程， 三個變量間存在完全共線性（個體年齡等于調查時期減去出生年份）， 因此傳統的統計方法無法分離出三者對結果變量的獨立影響。例如， 當樣本年齡為60歲、出生于1960世代的群體擁有較高的普遍信任水平時， 傳統的統計方法很難判斷較高的普遍信任水平究竟來源于年齡影響還是世代影響。在這樣的背景下， 年齡?時期?世代模型（Age-Period-Cohort model， 下稱APC模型）應運而生， 并衍生出多種求解策略， 為分離年齡?時期?世代效應提供了方法基礎。現有的方法包括：CGLM方法（Constrained Generalized Linear Regression）、代理變量法、IE方法（Intrinsic Estimator）、HAPC- CREM模型（Hierarchical APC Crossed-Classified Random-Effect Model）、APC-I模型（Age-Period-Cohort

Interaction Model）等5種（許琪 等， 2022）。相較于傳統的CGLM方法、代理變量法， HAPC-CREM模型的顯著優勢在于其不需要理論假設作為限制條件以求解模型， 只通過將年齡與時期、世代分置于兩個層次， 分別估計年齡的固定效應和時期、世代對于結果變量的隨機效應， 就能較好地解決三者共線性的問題， 得到年齡、時期、世代三者對結果變量的獨立效應。同時， HPAC模型適用于不等間距數據， 對本研究的理論內容和數據類型有較好的適應性， 在學界的使用也更為廣泛。因此， 經過綜合考慮， 本研究選用HAPC模型作為APC分析方法， 并使用IE和CGLM方法進行穩健性檢驗。

具體來說， 本研究所用模型的函數形式可以表示為：

固定效應模型：

（1）

隨機效應模型：

（2）

（3）

如上所示， HAPC模型由兩部分組成：方程（1）是個體層次的結果變量對解釋變量的線性回歸， 其中TRUSTijk代表個體的普遍信任水平， 即本模型的結果變量。β0jk表示個體在第j個時期和第k個世代上的普遍信任的平均水平。方程（2）使用回歸系數β0jk作為結果， 進一步估計時期和世代的隨機效應。其中 是方程的總截距， "代表普遍信任的時期趨勢， "。β1、β2分別表示年齡以及年齡平方項的固定效應， 即普遍信任的年齡效應。以上即普遍信任在沒有控制其他干擾因素情況下的年齡、時期和世代的變遷趨勢。變量Xn作為控制變量進入模型。 代表個體層次的殘差， 假定其服從均值為0、方差為 的正態分布。進一步地， 通過引入宏觀變量可以解釋時期效應和世代效應的來源。umj和vnk分別表示時期上的宏觀變量（如人口流動率）和世代上的宏觀變量（如世代出生人口規模）對普遍信任的影響。

最后， 如果允許年齡、時期、世代趨勢中存在群體性差異， 群體變量 進入模型， 方程（1）中β7與β8即代表群體變量Xp與年齡的交互效應， 這代表年齡效應的群體性差異。β9jk代表控制變量Xp對于結果變量的其他效應。此時， 變量Xp的固定效應在方程（3）中表示為 ， 時期效應的群體性差異表示為 ， 世代效應的群體性差異表示為 。通過將年齡效應和時期效應、世代效應分層估計， HAPC模型有效地解決年齡、時期、世代三者間的共線關系， 在得到主效應的基礎上， 還可以獲得不同群體在年齡、時期、世代中的差異趨勢。

本研究首先構建了一個基礎的HPAC模型， 以期獲得個體普遍信任水平在年齡、時期、世代三個維度上的主要變遷趨勢。隨后， 加入全部宏觀變量構建模型1， 觀察宏觀變量對時期?世代效應的綜合影響， 初步檢驗本研究所提出的理論假設。最后， 以戶籍類型、受教育程度、親屬關系3個變量為標準區分樣本群體， 分別構建模型2、模型3、模型4， 以探究不同群體間普遍信任水平的差異性。

3 "實證分析結果

本研究HAPC模型分析所使用的軟件為SAS Studio， 對樣本數據進行分析得到如下結果。

3.1 "年齡效應

3.1.1 "年齡主效應

由表3可知， 年齡變量的一次項、二次項系數均顯著。基于β1、β2回歸系數， 將年齡變量代入模型， 可以將年齡主效應表示為圖1。

圖1表明， 年齡對于個體普遍信任水平的影響總體呈現“U”型曲線趨勢。個體青年時（15～30歲）

的普遍信任水平下降較快， 并且年齡效應在30歲由正轉負; 進入中年（30～50歲）后， 個體普遍信任水平的下降速度減緩， 并在40歲左右達到最低點， 隨后緩慢回升。而隨著個體逐漸步入晚年（50歲后）， 年齡效應由負轉正， 普遍信任水平開始加速上升。

這一結果與已有中國背景中年齡與普遍信任線性關系的結論有所不同（Hu， 2015; 楊明 等， 2011）， 對這一結果的解釋或許仍需要回到個體的生命歷程中尋找答案， 在生命歷程的早期， 15～25歲間， 個體由與世無爭的少年人走向懵懵懂懂的青年人， 人際交往觀念在生命成長的過程中迅速得到洗禮。隨著個體不斷成熟， 其人格獨立性迅速增強， 對于其他個體的不信任感也隨之加重， 因此普遍信任水平快速下降。可以說， 青年時期是個體人際觀念形成的關鍵時期， 生活經歷對個體的普遍信任水平產生了相較于其他時期更大的影響。30歲前后， 大部分個體結束了教育歷程走上工作崗位， 并開始組建自己的家庭。職業關系和家庭關系帶來了嶄新的人際環境， 因此也帶來了相對明顯的信任挑戰。從個體的視角來看， 外界在這一時期由資源供給方轉為了資源競爭方， 由此不再具有可以信任的屬性。這是個體從被動接受資源到自己獨立獲取資源的立場轉變， 也是從家庭庇護走向社會競爭的生命歷程。個體于孩童、少年時期形成的普遍信任在這一歷程中受到挑戰， 并迅速被削弱， 年齡效應由正轉負。在中年時期， 個體處于職業發展、家庭完善的關鍵階段。隨著個體的生活閱歷不斷增多， 其面臨的人際利益沖突也不斷加劇， 對社會與他人的信任程度不斷降低。而隨著職業生涯和家庭結構的逐步穩定， 這種“不信任感”也有所緩解。50歲以后， 個體的職業生涯步入后期， 下一代也多已長大成人。個體的人際環境開始走向穩定， 利益沖突相對減少， 不再需要警惕人際間的欺騙和背叛， 年齡對普遍信任的效應轉正， 并加速回升。在生命歷程的晚期， 個體偏向于較高的普遍信任水平。

3.1.2 "年齡效應的群體差異

圖2～4展示了年齡效應在不同群體之間的差異。總體來看， 城市戶籍受訪者的普遍信任水平隨年齡變化呈出更明顯的U形趨勢， 而農村戶籍受訪者的普遍信任水平是隨著年齡增長而逐漸累積的;

高等教育帶給人生命早期的普遍信任優勢隨著年齡的增長而逐漸減小， 最后甚至逆轉; 高親屬關系人群的普遍信任水平在不同年齡段有較大的波動， 而低親屬關系人群的普遍信任水平在整個年齡段波動則相對更穩定 。

3.2 "時期效應

3.2.1 "時期主效應

圖5顯示了2003年至2021年間不同時期對個體普遍信任水平產生的影響， 時期效應總體上呈現為上升趨勢， 這說明隨著時期的變化， 個體對于他人的信任程度是逐步升高的。其中， 有兩個關鍵點值得注意：第一， 2003年到2005年間， 個體的普遍信任水平經歷了短暫的下降趨勢， 而在2005年到2010年間， 個體普遍信任水平由降轉升， 顯著增長。這一研究結果與既往研究是相對吻合的。第二， 在經歷了2010年～2015年間短暫的穩定期后， 2017年時期效應趨勢從相對穩定轉入明顯的上升趨勢， 2017年到2021年間， 時期效應逐年遞增， 顯示出個體的普遍信任水平隨時間推移而提高， 假設2得到驗證， 假設1未得到驗證。

3.2.2 "時期效應的群體差異

圖6、圖7和圖8分別顯示的是時期效應的戶籍差異、教育水平差異和親屬關系差異。可以發現， 農村戶籍受訪者普遍信任的時期效應總體上高于城市戶籍受訪者的時期效應， 但二者之間的差距隨著時間的推移漸趨減小。在教育維度和親屬關系維度下， 兩類群體間普遍信任的時期效應差異較小， 但二者的趨勢具有較高的重合性， 這表明在不同社會群體間普遍信任水平的變化可能受到相似的時期性因素的影響。

3.3 "世代效應

3.3.1 "世代主效應

圖9顯示了普遍信任水平在1925世代至2005世代之間的變化情況， 可以發現， 普遍信任的世代效應具有更為顯著的變化趨勢， 其總體成一個倒“U”型趨勢：普遍信任水平自1925世代起逐步上升， 于1940世代由負轉正， 隨后1945世代至1970世代間進入相對穩定的平臺時期， 1975世代后開始迅速下降， 1990世代落到建國后的最低值， 此后緩慢回升。這一結果與本研究的預測基本一致， 對這一結果的深入分析可以結合表1中所呈現的近百年中國社會發展的不同階段以及由此型塑而成的信任模式進行解釋。

從具體的歷史時期來看， 在新中國建立以前的歷史時期中， 世代效應始終為負， 并具有相對更高的變動速率。1925年～1940年的社會環境對相應世代的普遍信任產生了長期、負向的影響， 時間越靠前， 這種負向的影響就愈嚴重， 而隨著時間的推移， 這種影響在新出生的世代身上逐漸削弱。值得注意的是， 這種趨勢顯然沒有因國內局勢變動而產生大的轉變。從社會相對穩定的十年內戰時期（1927年～1937年）到社會相對混亂的全面抗戰早期（1937年～1940年）， 普遍信任水平都始終處于上升趨勢之中。這說明可能存在一種超越政治變動、社會變遷的宏觀文化變遷在推動普遍信任水平的不斷上升。這一階段因社會變遷的劇烈程度可能存在先后兩種普遍信任模式， 在社會變動較不劇烈的早期（如1927～1937年）， 社會信任模式仍然是基于傳統社會中的以關系信任為代表的特點， 它是基于血緣和地緣建立起來的， 在這樣的信任模式中， 特殊信任占主導地位， 普遍信任發生的空間較小。但是在社會變動較劇烈的后期（如全面抗戰以及解放戰爭期間）， 傳統的關系信任逐漸式微， 人們不得不因為戰爭或生活所迫走出原有的熟人圈子并與陌生人建立新的聯系， 這可能是這一階段新近世代的普遍信任逐漸上升的重要原因。

在新中國成立后到改革開放初期， 世代間的普遍信任維持在相對穩定的高水平上， 也即“毛澤東時代”出生的世代能夠更信任他人。并且， 1945年到1970年出生的世代具有幾乎相同的世代效應， 這意味著這一時期是普遍信任相對穩定的大時代。這一結果與現有研究結論截然相反（Hu， 2015）。如何解釋這一現象呢？正如本文在1.2.2節論述“社會變遷與普遍信任”時所指出的， 建國后到改革開放初期的信任模式是伴隨著計劃經濟的盛行而出現的以庇護和分配為核心建構起來的單位信任， 在這一過程中， 以同志關系為名的普遍主義倫理逐漸取代了中國傳統社會以親緣關系為基礎的特殊主義倫理（Vogel， 1965）， 朋友、親戚和同事之間的個人關系轉變為更具有普遍意義的政治關系（Li amp; Guo， 2022）， 再加上單位制對單位內成員形成的“保護?束縛”機制（揭愛花， 2000）， 這些都是該階段普遍信任得以生成并處于高位的重要原因。

進入改革開放新時期， 1975世代到1990世代的普遍信任水平經歷了斷崖式的下跌， 至1985世代， 世代效應由正轉負， 之后， 1990世代成為了建國后普遍信任水平的最低谷。上述現象可能與這一階段急劇的社會轉型和社會變遷有關， 改革開放、人口流動、市場競爭以及網絡普及帶來了全新的人際關系， 傳統的“鄉土社會”受到沖擊， 而現代市場和制度層面的弱信任機制還遠未建立起來（翟學偉， 2017）， 這為人際交往帶來了更多不確定性， 并進而導致了普遍信任的式微。

值得注意的是， 在1990年以后出生的世代普遍信任水平出現了緩慢的回升。在經歷了制度變革的短期動蕩后， 伴隨著經濟的迅速騰飛， 新的人際關系正在緩慢地成型， 并逐漸塑造著個體對于他人的信任感知。結合時期效應和世代效應來看， 普遍信任水平目前也處于上升趨勢之中。盡管無法斷言個體的普遍信任水平是否會逐漸回到最高水平， 甚至迎來“比歷史上都更信任他人”的時代， 但有一點是可以確信的， 社會變遷就意味著“不確定性”增長， 這種不確定性正是在歷史上反復推動普遍信任水平變化的關鍵因素。

3.3.2 "世代效應的群體性差異

研究發現， 世代效應中， 農村戶籍與城市戶籍受訪者的普遍信任具有更明顯的群體性差異（見圖10）。不同世代的農村戶籍人群的普遍信任水平均高于城市戶籍人群， 但農村戶籍對于時代變化具有更強的敏感性， 在相對穩定的時代中出生的農村世代會更加信任他人， 而在急劇變化的時代中出生的農村世代的普遍信任會與相鄰世代差異較大， 并與城市戶籍相接近; 親屬關系維度下， 在社會急劇變化時出生的同世代中（如1945世代以前）， 低親屬關系人群會逐漸擁有相對較高的普遍信任水平， 而在社會穩定時（如1945世代至1980世代）則有相反現象（見圖12）。由于教育維度下的世代方差并不顯著（見圖11）， 本節不再贅述。

3.4 "普遍信任變遷的影響因素分析

模型1中納入了宏觀變量以期對時期效應和世代效應的影響因素進行解釋。在構建模型1的過程

中， 本研究首先將單個宏觀變量依次放入模型進行了分析， 以獲取單個宏觀變量對模型的獨立影響。由于本步驟使用了10個模型以單獨對應10個宏觀變量， 分析結果較多， 其他部分結果基本一致， 現僅將與分析目的有關的結果呈現如下。

“變量系數”表明了在不考慮其他宏觀變量影響的情況下單個宏觀變量對時期效應或世代效應的影響方向。如表4所示， 時期效應中時期親屬關系、基尼系數對普遍信任呈現出顯著的負向影響， 這說明， 在宏觀社會背景下， 親屬關系的強化和收入差距的擴大會對普遍信任產生阻礙作用。較強的親屬關系一定程度上反映了中國傳統以“差序格局”為核心的人際關系， 這種人際關系是以較強的特殊信任和較弱的普遍信任為特征的。收入差距則直接影響著人們對社會制度公平性的感知， 同時也反映了社會中經濟層級的差異程度。分配越不公平、財富差距越大的社會越容易形成對立和懷疑; 而市場化系數、人口流動率、社會組織數量、時期平均受教育年限、政府信任指數等變量則對普遍信任呈現出正向影響。市場化系數等變量主要反映的是我國社會與制度層面的發展， 這說明社會的進步和制度的完善構成了時期效應中普遍信任逐漸增強的來源。在世代效應中， 世代平均受教育年限和世代親屬關系對普遍信任的變化呈現出負向影響。這可能是因為：改革開放后， 教育水平的快速提高和普遍信任的下降是同時段發生的， 教育水平沒有直接導致普遍信任的上升， 并一定程度上代理了同世代的其他變化， 最終呈現出負向的影響。

“模型方差”是單個宏觀變量模型下所輸出的時期或世代方差， “方差變化”表明了與基礎模型相比， 單個宏觀變量解釋了多少比例的方差， 這相對衡量了宏觀變量對趨勢的解釋效力。在時期效應中， 時期親屬關系可以解釋基礎模型中絕大部分時期方差（Δ = 98.93%）， 是最重要的宏觀變量; 在世代效應中， 解釋效力由高到低分別是世代平均受教育年限、出生人口規模、世代親屬關系。可以看到， 親屬關系在世代效應中幾乎沒有影響， 這說明在較長的歷史中， 親屬關系不構成普遍信任世代變化的影響因素。

將上述宏觀變量全部納入模型1后， 研究發現了更多有趣的結論。首先， 多宏觀變量的加入進一步降低了模型的時期方差和世代方差， 優于單個宏觀變量模型中的方差表現; 其次， 人口流動率、時期平均受教育年限、基尼系數、政府信任指數等變量由顯著轉為不顯著， 而時期親屬關系、市場化系數、社會組織數量依舊顯著或臨界顯著。這說明一部分宏觀變量的解釋力被具有更強解釋力的共線變量所取代， 親屬關系再一次被證明是最重要的時期效應影響因素; 最后， 在加入其他宏觀變量后， 市場化系數的影響方向由正轉負。這說明， 盡管在大趨勢中市場化的發展是與普遍信任的升高同方向的， 但結合其他社會、制度的影響因素來看， 市場化系數的提高也許快于社會進步和制度完善， 正是這種經濟與社會發展的脫節導致了市場化系數對普遍信任的負向影響。世代效應中宏觀變量的結果與單個變量模型基本一致， 此處不再贅述。宏觀變量的分析結果一定程度上反映了時期與世代變遷背后的影響因素， 佐證了本文所提出的理論假設， 但這些發現仍然是探索性的。

4 "結論與討論

伴隨著中國改革開放和市場化、工業化、城市化進程的加快， 建立在陌生人交往基礎上的更具抽象性、廣泛性的普遍信任日益得到學術界的關注。本研究基于2003年～2021年的9輪中國綜合社會調查數據， 運用“年齡?時期?世代”模型評估了近20年來中國民眾普遍信任的變遷趨勢。本研究得出如下4個主要結論。第一， 普遍信任隨個體年齡的增長呈現出“U”型曲線趨勢， 這一結果與已有中國背景中年齡與普遍信任線性關系的結論有所不同， 對這一結果的解釋需要回到個體的生命歷程中尋找答案。第二， 時期效應總體上呈現為上升趨勢。這一結果支持了“中國民眾的普遍信任隨時間變化呈現上升趨勢”的假設2， 對主流觀點形成了一定挑戰。究其原因， “中國民眾普遍信任呈現下降趨勢”的假設1主要立足于文化主義理論， 認為以儒家文化為核心、以差序格局為特征的中國式人際關系會增強特殊信任的水平， 而對普遍信任水平有所削弱。理論所述因果關系本身并無不妥， 從本文對于宏觀變量的檢驗來看， 親屬關系也確實與普遍信任呈負相關。但關鍵是， 當下中國社會的現實狀況已經與傳統理論的分析背景產生了一定偏離。隨著市場化進程的不斷加快、普遍人際交往的增多， 社會整體的“親屬關系”強度在2003年至2021年間不斷削弱， 傳統的“內親外疏”觀念事實上正處于分解之中。正是差序格局的這種弱化為普遍信任的增強騰出了空間， 最終得出了支持假設2的實證結果。這再次提醒研究者們， 中國社會正處于高速發展之中， 應該以動態的視角去追蹤最新的現實情況， 敏銳地捕捉時代變化中隱藏著的關鍵變量， 與時俱進地完善理論解釋。第三， 普遍信任的世代效應呈倒“U”型趨勢：普遍信任水平自1925世代起逐步上升， 于1940世代由負轉正， 隨后1945世代至1970世代間進入相對穩定的平臺時期， 1975世代后開始迅速下降， 1990世代落到建國后的最低值， 此后緩慢回升。世代效應的分析結果基本支持了本文對三個階段的理論預測， 為理解中國民眾普遍信任的變遷過程提供了更多實證證據。上述結果在一定程度上揭示了普遍信任隨社會變遷的“不確定性”而呈現出一定的周期性變遷規律， 而這種社會轉型所導致的社會秩序的變動或許是普遍信任變遷的更深層次原因。第四， 從宏觀社會環境來看， 影響普遍信任變遷的因素是多樣的， 親屬關系和收入差距會分別對普遍信任的變遷產生顯著的負向影響， 而市場化系數、人口流動率、社會組織數量、時期平均受教育年限和政府信任指數等變量則分別對普遍信任的變遷產生正向影響。文化、社會、制度等方面的因素實際上構成了一個影響普遍信任的有機系統， 當文化過快變遷， 而制度與社會的完善速度難以協同時， 普遍信任亦會受到削弱。這啟示研究者用系統論的思維去審視普遍信任變遷的影響因素， 將對普遍信任變遷特征根源的分析嵌入到其生成的文化、社會、制度等背景中加以解釋。

本研究同時考察了戶籍、教育水平和親屬關系對普遍信任年齡效應、時期效應和世代效應的影響。首先， 就戶籍的影響而言， 農村戶籍經歷比城市戶籍對普遍信任的年齡效應有更大的影響; 農村戶籍比城市戶籍對普遍信任的時期效應同樣有更大的影響， 但二者之間的差距隨著時期的推移漸趨減小; 農村戶籍對于世代變化具有更強的敏感性， 即在相對穩定的時代中出生的農村世代會更加信任他人。其次， 就教育水平的影響而言， 高等教育帶給人生命早期的普遍信任優勢會隨著年齡的增長而逐漸減小; 時期效應對于不同教育水平人群的差異影響正在逐漸消失; 教育水平的世代效應未呈現出獨立趨勢。最后， 就親屬關系的影響而言， 高親屬關系人群的普遍信任水平在不同年齡段有較大的波動， 而低親屬關系人群的普遍信任水平在整個年齡段則相對更穩定。不同親屬關系人群的時期效應在2013年后逐漸趨于一致; 在社會急劇變化時出生的同世代中， 低親屬關系人群擁有較高的普遍信任， 而在社會穩定時出生的同世代中則有相反現象。

本文運用較長時段的同質性數據克服了已有相關研究囿于數據來源的不充分或變量測量方式的不統一而導致的結論不準確的窠臼， 對我國民眾近20年來普遍信任及其變遷的全貌有了整體性的把握， 特別是關于普遍信任世代效應和年齡效應的結論及其解釋突破了已有研究過于簡單化的傾向， 因而在研究結論的科學性和結果解釋的謹慎性方面有所推進。同時， 本文運用整體的、脈絡化的分析思路將普遍信任變遷特征的分析嵌入到其生成的社會轉型和發展歷史背景中， 從“連續論”和“階段論”兩種視角審視我國民眾普遍信任的變遷特征， 特別是將普遍信任的世代效應置于近百年來中國社會發展的不同階段以及由此而生成的不同信任模式中加以解釋， 并運用實證數據從文化、制度、社會等不同的視角考察了我國民眾普遍信任變遷的影響因素， 這對于理解從傳統社會向現代社會轉型過程中出生的不同世代的中國民眾普遍信任的歷時性變遷特征具有重要意義， 也從總體上豐富了學術界對我國民眾普遍信任變遷趨勢的理論解釋視角。此外， 作為理解社會變遷趨勢的前沿分析方法， HAPC模型克服了傳統APC模型的參數識別問題， 能夠對年齡、時期和世代三個時間維度各自的純凈效應進行有效剝離， 從而精確把握宏觀社會因素對個體普遍信任產生的影響， 而運用IE方法和CGLM方法進行的穩健性檢驗進一步強化了分析結果的科學性。

盡管如此， 本研究仍然存在有待進一步拓展的地方， 第一， 本文試圖從普遍信任發生的制度、社會和文化背景中探尋年齡效應、時期效應和世代效應的潛在影響因素， 盡管我們得到了一些有價值的結論， 但這些努力仍然是補充性和探索性的， 未來需要針對普遍信任變遷的影響機制進行更為專門化的研究。第二， 囿于本研究的核心目的和論文篇幅， 未深入分析戶籍、教育水平和親屬關系對APC效應影響的可能原因， 后續可以有針對性地進行APC效應的群體差異的分析。第三， 盡管本文使用HAPC模型分離了年齡、時期和世代各自的效應， 但仍然未能完全解決年齡、時期和世代間共線性所導致的模型識別問題。同時， HAPC模型中對世代進行分組的處理暗含著較強的理論假定：即同一世代的隨機效應是相同的。這可能也會導致統計結果的細微偏差。因此， 在模型結果的解釋上應更加謹慎。

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Changing trends of Chinese people's generalized trust：

A dynamic analysis of the age-period-cohort effect

GAO Xuede， MA Haoyun

（School of Management， Lanzhou University， Lanzhou 730000， China）

Abstract

Since the start of the Chinese Revolution in the early 20th century and the establishment of the People's Republic of China， China has undergone significant transformations in political， economic， social， and cultural aspects. These changes have significantly altered the values and social mentality of the Chinese people. They have disrupted traditional social bonds and trust networks， resulting in altered public trust. An analysis of the historical changes in general trust among the Chinese population is crucial for enhancing social governance and establishing a solid foundation for Chinese-style modernization.

To accurately describe these trends， this study uses large-scale representative sample data （N = 95， 283） from the Chinese General Social Survey （CGSS） conducted between 2003 and 2021 by Renmin University of China. Employing a stratified age-period-cohort （HAPC） model， it analyzes the changing trends of general trust among Chinese individuals across three dimensions： age， period， and birth cohort， while also offering preliminary explanations for group differences.

The study leads to six main conclusions： （1） General trust follows a \"U-shaped\" pattern with age， where middle-aged individuals have lower trust levels compared to both younger and older people. （2） Period effects exhibit an upward trend， marked by two significant points： a quick decline in general trust from 2003 to 2005， a stable phase from 2010 to 2015， and a notable rise in 2017. （3） The generational effect on general trust shows an inverted “U-shaped” trend. Trust gradually increases among the 1925 cohort， rises to positive levels by the 1940 cohort， stabilizes between the 1945 and 1970 generations， and sharply declines to the lowest point with the 1990 cohort. （4） Rural residents generally demonstrate higher levels of trust across most age groups， periods， and generations than urban residents， although this gap is narrowing over time. （5） Individuals with higher education levels exhibit greater general trust and more variability across different age groups. （6） Strong kinship ties and large income disparities negatively affect changes in general trust. In contrast， factors such as marketization， population mobility， the number of social organizations， average years of education， and the government trust index positively influence changes in trust.

By utilizing a consistent dataset over a lengthy period， this study addresses inaccuracies in previous research caused by insufficient data or inconsistent measurements. It provides a view of trust trends among the Chinese population over nearly two decades. By analyzing the effects of generation and age on general trust， this research enhances the scientific rigor of its conclusions. It integrates the dynamics of changing general trust with the broader context of social transformation and historical development. This analysis reveals the changes in trust among different generations of Chinese people through various stages of societal development over the past century. Additionally， the introduction of the HAPC model improves upon the traditional APC model， allowing for a more precise separation of the independent effects of age， period， and cohort. Robustness checks using IE and CGLM methods further confirm the reliability of the findings.

Keywords "generalized trust， age–period–cohort effect， social change

附錄：

1 "變量測量

宏觀協變量。市場化系數來源于北京國民經濟研究所“中國市場化指數數據庫”網站; 人口流動率、社會組織數量、基尼系數、出生人口規模數據均來源于國家統計局官方網站， 其中社會組織數量做了對數化處理; 政府信任指數來自愛德曼（Edelman）國際公關公司“愛德曼信任晴雨表（Edelman Trust barometer）項目”網站; 時期平均受教育年限來源于中國人力資本與勞動經濟研究中心“中國人力資本指數項目”網站; 受數據條件限制， 時期親屬關系、世代親屬關系、世代平均受教育年限等變量參考王俊秀、劉洋洋（2023）等人的做法經由CGSS微觀樣本數據計算獲得。如時期親屬關系是將一輪調查中全部樣本的親屬關系得分加總然后平均而來， 它反映的是該時期內社會中整體親屬關系強弱的程度。鑒于CGSS數據本身具有較好的代表性， 因此上述處理方式是基本可靠的。同理， 世代親屬關系、世代平均受教育年限是通過計算一個世代內（如1925世代）全部樣本在“親屬關系”題項、“受教育程度”題項下的得分均值得到， 以此作為世代內親屬關系、受教育程度的宏觀反映指標。

控制變量：戶籍、受教育程度和親屬關系。具體測量中， 戶籍類型分為農村戶口和城市戶口兩類。受教育程度分為高等教育和非高等教育兩類。親屬關系的測量題項為：“過去一年， 您是否常在空閑時間從事以下活動-與不住在一起的親戚聚會”。其回答選項分為“1-從不” “2-一年數次或更少” “3-一月數次” “4-一周數次” “5-每天”5個層級。2003年、2005年數據缺失相應題項， 研究選擇了相應的替代題項進行測量， 其文本內容分別為：“與親友接觸聯系情況”、“您和親戚/朋友之間的接觸和聯系的密切程度是怎樣的呢？”， 回答選項均為“1-非常不密切” “2-不密切” “3-一般” “4-密切” “5-非常密切”5個層級。根據數據分布情況， 將1-2編碼為低親屬關系， 將3-5編碼為高親屬關系。

2 "穩健性檢驗

考慮到HAPC方法雖然是目前主流的APC分析方法， 但其本身仍然存在一定缺陷， 如世代效應估計會傾向于不顯著。為確保個體普遍信任水平的年齡主效應、時期主效應、世代主效應穩健， 本研究運用IE方法和CGLM方法對基礎模型進行了相同估計。特別需要說明的是：由于IE方法要求個案間的年齡?時期?世代數據必須是等距的， 且不允許年齡?時期?世代矩陣出現空格， 因此研究對原有數據進行了等距處理， 具體來說年齡和時期按照5整數年±2年編為5整數年以最大程度減少數據處理對時期的影響， 世代由時期減去年齡計算得到。估計結果顯示， 雖然在具體系數上存在一定差異， 但普遍信任在年齡、時期、世代中變化的趨勢是大致相同的， 這說明正文所呈現的分析結論是基本穩健的。不同方法的分析結果對比請見附表1及附圖1～3。