高等教育对社会信任的影响及其作用机制变迁

蔡蔚萍

（武汉大学社会学系，湖北武汉 430072）

·教育论丛

高等教育对社会信任的影响及其作用机制变迁

蔡蔚萍

（武汉大学社会学系，湖北武汉 430072）

鲜有研究分析高等教育对社会信任的影响及其作用机制，尤其是对比分析不同时代背景下高等教育对社会信任影响的动态变迁过程。利用线性概率模型对CGSS2003和CGSS2013数据进行分析，结果发现：2003年和2013年，高等教育对社会信任的形成有显著的促进作用，但具体作用机制存在显著差异。2003年，高等教育以其经济效应机制和非经济效应机制作为影响社会信任形成的重要途径；而2013年，高等教育的影响主要通过非经济效应机制——提升个体的主观幸福感认知来作用于社会信任的形成。结果说明，中国已经很好地释放了高等教育的经济效应，并且正在向释放高等教育的非经济效应转变，这对我国的高等教育建设和社会信任的培育有重要启示作用。

高等教育；社会信任；变迁；作用机制

一、研究背景

“信任不仅可以降低交易成本，还可以简化交易过程，因而成为一种简化社会复杂性的机制；”[1]信任也是社会生活的基础，它有利于提高政策的执行效率，有利于公共产品的提供，有利于社会的融合，有利于提高个人对生活的满意度。[2](p3)总之，信任在促进城市经济和社会发展方面有着重要意义。在此，我们所关注的信任是社会信任或一般信任，社会信任指一般人之间的非个人信任，它从根本上不同于个人信任的地方在于被给予社会信任的人与社会信任给予者没有直接关系。前人已经做了大量的理论研究和实证探讨来论述影响社会信任的因素。其中，教育作为一个重要的影响因素，已被大量学者证实对信任有积极的促进作用，它是社会信任的关键决定因素，社会信任水平与受教育程度成正比。而教育效用的大小却鲜有人论及。教育通常被作为一个外生自变量被置于社会信任等式中，少有人尝试将教育的因果效应从众多混杂变量的影响中隔离出来。黄健等人对高等教育与社会信任的因果机制进行了研究，对比中（CGSS2003）英数据，他们发现中国数据支持高等教育通过经济效应促进社会信任的形成的假设；而英国的数据不仅支持高等教育与社会信任的经济效应假设，而且还支持非经济效应假设。那么，随着社会的持续发展和高等教育的大众化，在社会转型和变迁的背景下，高等教育与社会信任之间的关系又存在何种变迁？

福山在《信任——社会美德与创造经济繁荣》一书中说道，中国社会在传统上属于低信任度的社会。传统的“熟人社会”以“关系”为基础，人与人之间关系的核心是“差序格局”；然而，随着社会的变迁与发展，以“契约精神”为核心的“陌生人社会”逐渐瓦解传统的“关系”，契约开始代替人情。在这个从“熟人社会”向“陌生人社会”转型的过程中，信任作为社会意识的一个层面，必然随普遍的社会存在的变迁而变迁。转型期的中国，现代化和市场经济的冲击使传统的建立在熟人社会基础之上的人际信任大大弱化，而此时一种理性的制度信任建构又没有完全成型，新旧规范、功能交替时呈现出某种程度的结构性断层状态，社会危机感正是来自于此种新旧规范与功能交替时期形成的结构性断层。与此同时，1999年我国的高等教育改革政策（即高校扩招），不断扩大大学本科、研究生招生人数，促进并实现中国的高等教育由精英教育向大众教育转变。正是在社会转型和高等教育转型的双重情境下，我们提出了研究问题：高等教育是如何影响社会信任的？从2003年到2013年，高等教育是如何对社会信任产生作用的？从2003年到2013年，高等教育对社会信任的作用机制存在何种变化？因此，本文的研究目的有两个：一是从微观上测量2003年和2013年高等教育对社会信任的作用效应。二是探讨中国高等教育对社会信任形成的作用机制，尤其是对比分析不同时代背景下高等教育对社会信任影响的动态变迁过程。

二、高等教育与信任

有关教育对信任的影响的研究主要有两大类：一类是从教育的积极作用出发，认为信任产生于教育系统，因为当个体接受到更多的知识时，他们能够对所接受的信息进行更好的解释，能够更好的感知个体自己和他人行为的结果。[3](p289)他们对别人行为的潜在动机也具有更好的判断能力，从而对别人的真正“真实性”做出精确的推断。[4](p3)学校对年轻人有积极的社会化作用，使他们拥有积极的人际交往态度。[5](p121-147)因此，社会信任水平和受教育程度成正比。[6](p1251-1288)其中，高等教育是影响个体信任形成的最重要的因素。[7](p65-78)风险认知和控制能力随着个体受教育水平的提高而提升，这在一定程度上也会提升个体的信任水平。来自海利维尔和普特南的研究表明，高等教育水平有利于建立一种信任的氛围，即受过高等教育的人倾向于更加信任他人。他们认为，高等教育（大专、本科及以上）与居民社会信任水平成正比。[8](p81-96)

对于教育如何影响社会信任的途径可以概括为两个方面。一方面是物质层面：在经济和社会文化层面，人们普遍认为教育是决定个人社会信任的关键性因素。受过良好教育的人通常有着较好的经济收入，而经济和社会资源上的优势使得他们能够更自信地处理信任他人所带来的风险。信任陌生人的可能性与个体的收入和地位成正相关。一个人的收入和地位越高，其信任陌生人的可能性越大。“居民较高的收入会提高其在社会上被尊重和平等对待的可能性，并且较高的收入也会增强其对不恰当的信任决策所造成损失的承受能力，因而可能提高其信任水平。”而住所和工作稳定的个体，往往具有更高的社会信任水平。[9](p207-234)黄健等人通过对中英高等教育对信任的促成机制的研究发现，在控制了人口特征、早期成长背景的条件下，中国受过大专及以上教育的被访者其信任社会上一般人的概率比没有接受过大专及以上教育的被访者高11.5%，而英国的这项数据是13.8%。这表明：“在中国，高等教育影响社会信任形成的重要实现途径是经济效应机制，即包括收入、富裕程度、工作社会地位和工作性质在内的个体经济状况，而英国的高等教育却主要经由非经济效应机制，即通过加强个体对价值规范与制度安排的认同而作用于社会信任的形成。”[10](p98)

另一方面，教育影响社会信任的途径还包括非物质层面。大学教育之所以促进了个体的社会信任，是因为它在扩展个体在经济和社会变迁中的视野、使得个体能够开放性地接受异质群体的差异性以及鼓舞价值规范一致，并认可制度安排方面具有积极和基础作用。J.Huang等人对国际儿童发展研究（NCDS）中英两国的同期群数据表明：个体对文化和社会结构的理解和认可是大学教育和社会信任因果联系的主要途径；尽管个体对文化和社会结构的认知能够解释77%的教育与社会信任的因果效应，大学教育通过后期生活经历和发展的途径来影响个体社会信任的假设却没有得到验证。[11](p308-309)梁江、王娜对乌鲁木齐市和天津市的社会信任状况的比较研究中也发现教育水平、生活满意度、个人道德水平以及认同域对个体社会信任有显著的正面影响。[12](p70-71)

当然，教育对信任的影响并不总是正面的。已有研究发现受教育水平对信任的负面作用。户籍分割所带来的信任降低和城乡信任显著差距，并不能通过教育程度和收入水平的增加得以缓解。[8](p81-96)高学德和翟学伟研究居民政府信任时发现，教育和收入水平的提升也并不能提升居民的政府信任。也就是说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 基本变量描述性分析

三、数据与模型

（一）数据。

本研究所使用数据来自中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，简称CGSS）2003、2013年合并数据。CGSS旨在收集多层次（包括社会、社区、家庭以及个人层面）数据，从而探索并总结社会发展和变迁的趋势。CGSS开始于2003年，目前公开数据已更新至2013年。CGSS2003作为最早一期，其数据仅涉及城镇数据，共125个县级单位，599个居委会，5900名被访者，有效问卷5895份，废卷率为0.1%。CGSS2013数据则涵盖了全国28个省/市/自治区的478村/居委会，有效问卷11559份。本研究数据来自CGSS2013年数据“十年回顾”模块，该模块的调查题目都是从2003年CGSS的调查问卷中挑选出来的原题，为了保证比对研究的准确性和科学性，该模块里的所有题目和对应的选项都和2003年相对应的题目和选项保持完全一致，其中包括关于社会信任的问题。因此，该数据非常适合我们对社会信任跨越十年的发展趋势以及教育对社会信任影响机制的变迁过程进行研究和总结。另外，由于CGSS2003年的样本都是中国大陆的城市样本，而CGSS2013年的样本则包括中国大陆的城市和农村样本，因此进行历时性分析时，为了保证分析的科学性，我们选择CGSS2003数据（3907个样本）与CGSS2013数据的城市样本数据（5121个样本）进行对比分析。

（二）模型。

对于社会信任的测量，一般是基于一个标准的调查问题：“Generally speaking,would you say that most people can be trusted or that you can’t be too careful in dealing with people?”在世界上的经验研究和调查中这个操作化定义已经被广泛使用了四十年。CGSS2003和CGSS2013中都设置了关于社会信任的问题：“一般说来，您对现在社会上的陌生人是否信任？”和“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”在此，我们将回答“非常信任”“信任”/“非常同意”“比较同意”赋值为1；回答“非常不信任”“比较不信任”/“非常不同意”“比较不同意”者赋值为0；回答“不清楚者”处理为缺失值。对于教育变量，我们将上过大专及其以上的教育程度（即本文的高等教育）赋值为1，低于大专的教育程度赋值为0。在此，我们用父/母亲的受教育水平来代表家庭背景变量。其中，父/母受教育程度为高中及其以上时，赋值为1；低于高中教育程度则赋值为0。

另外，我们在人口特征变量的赋值上也采取虚拟变量形式：被调查者为男性时，赋值为1，女性则赋值为0；被调查者为少数民族时，赋值为1，汉族则赋值为0；我们将“初婚有配偶”“再婚有配偶”“同居”赋值为1，其余“未婚”“离婚”“丧偶”赋值为0。户籍为“城市”者赋值为1，反之为0。

在此，我们采用线性概率模型（（Linear Probability Model，简称LPM））来预测高等教育（接受过大专及其以上教育）经历对个体社会信任（即信任社会上大多数人的概率，下文简称“社会信任概率”）的影响。“线性概率模型的回归系数表示因解释变量的变化所导致的成功概率（probability of success）的变化，系数之间可进行直接比较，所以常见于对含0-1结果变量的应用研究中。线性概率模型会出现异方差（heteroskedasticity），但通常情况下对最小二乘法（OLS）的统计检验结果没有太大影响。”[10](p103)回归方程如等式（1）（2）（3）所示。其中trust代表因变量：社会信任的概率。自变量为：hedu（高等教育）。控制变量包括：gender（性别），ethnicity（民族），spouse（有伴侣），feduc（父亲受教育程度），meduc（母亲受教育程度），age（年龄），ginc（收入水平），happiness（幸福感）。为了检验高等教育作用于社会信任的物质途径和非物质途径，我们首先必须验证高等教育能够提高个体的物质水平和非物质层面的社会公平认同和主观幸福感，在此基础上，分别将物质层面的指标和非物质层面的社会认同指标和主观幸福感的指标引入等式（1），并依次建构等式（2）（3）。在此，我们用主观幸福感指标检验非物质层面的作用机制。

表2 个体物质指标和非物质指标定义及其赋值

等式（1）中的高等教育系数B1反映了在其他条件（性别、民族、婚姻状况、父母教育背景）一致的情况下高等教育对社会信任概率的影响。等式（2）中，我们用年收入来表示物质层面指标。CGSS2003和CGSS2013中都有明确设置关于年收入的问题。高等教育系数B1表示在控制了人口特征、父母教育背景和当前物质条件等变量情况下，高等教育对社会信任的影响。证明高等教育影响社会信任的物质途径有以下两个决定因素：一是等式（2）中的高等教育系数B1系数估计值显著小于等式（1）中的高等教育系数b1系数估计值；二是验证高等教育能显著提升个体的物质水平。普遍认为，与等式（1）相比，等式（2）中高等教育系数（b1）估计值变化越大，越能说明高等教育是通过提升个体的物质水平来影响社会信任的形成的，即高等教育影响社会信任的物质作用机制得到验证。

在等式（3）中，我们分别用社会公平认同指标和主观幸福感指标来验证高等教育影响社会信任的非物质途径。同样，我们需要两个条件：一是等式（3）中的高等教育系数β1系数估计值显著小于等式（1）中的高等教育系数b1系数估计值；二是验证高等教育能显著提升个体主观幸福感。CGSS2003和CGSS2013中都有“您对您的生活是否感到满意”的问题设置。（见表2）

等式（3）的高等教育系数β1表示：在控制了人口特征变量、父母教育背景变量和当前主观幸福感变量的条件下，接受高等教育（大专及其以上教育）与否对社会信任的影响差异。

四、实证分析

（一）社会信任水平十年变迁。

图1描述的是社会信任水平十年来的变化过程。从2003年到2013年，社会信任水平的总趋势是剧增，从2010年开始出现缓慢下降。较2003年5.53%的社会信任水平，2013年的社会信任水平高达66.25%，增加了近11倍。

图1 社会信任水平十年来的变化

（二）高等教育对社会信任的影响及其作用机制。

首先，我们测量了2003年和2013年高等教育对信任的影响。从表3的回归结果我们可知道：基于CGSS2003数据的回归估计值为0.268；基于CGSS2013数据的回归估计值是0.181，分别在0.000和0.10水平上具有统计显著性。也就是说，在保持其他因素（性别、民族、户籍、年龄、婚姻状况和父母教育背景）不变的情况下，2003年数据中，受过高等教育的人比没有受过高等教育的人信任社会上一般人的概率（社会信任概率）高0.268，即26.8个单位。而在2013年数据中，受过高等教育的被访者比没有受过高等教育的被访者信任社会上一般人的概率（社会信任概率）高0.181，即18.1个单位。相对于2003年的42.8个单位，2013年高等教育对社会信任概率的影响下降了68%。尽管2003年和2013年高等教育对社会信任都具有促进作用，但是作用效应却骤减。

此外，表3还报告了人口特征、父母教育背景变量的回归结果。其中，2003年，社会信任概率在性别上并不存在显著差异；2013年，男性信任社会上一般人的概率要比女性要高8.5个单位，其显著性水平小于0.05；无论是2003年还是2013年，社会信任的概率并不存在族群差异。2003年，社会信任概率在年龄上并不存在显著差异。相反，社会信任概率的年龄差异在2013年却是显著的，随着年龄的增长，社会信任概率反而增长。是否有伴侣对社会信任的概率也有着显著的影响：2003年，有伴侣的被访者其社会信任的概率要比没有伴侣的被访者低13.4个单位，在0.05水平上具有显著性；2003年，有伴侣的被访者其社会信任的概率比没有伴侣的被访者高10.7个单位，在0.05水平上具有显著性。而父母的教育情况却对被访者相信社会上一般人的概率并无显著影响。

通过对比2003年和2013年的回归结果，我们发现，高等教育对社会信任存在显著的正面影响，但是这种促进作用正在逐渐减少；同样，社会信任的性别差异、年龄差异却在逐渐显现；有伴侣与否对社会信任概率的影响逐渐从消极向积极转变，也就是说，高等教育对社会信任影响的婚姻的差异正在逐渐拉大。

表3 高等教育（大专及其以上教育）、人口特征和家庭背景对社会信任的影响

为了增强高等教育与社会信任因果推断的可信度，我们检验了高等教育与个体经济状况、社会公平认知和主观幸福感之间的关系。此外，为了解释上的方便，我们没有报告已经控制后的人口特征、父母教育背景等变量的回归系数。表4表明，无论是2003年还是2013年，高等教育给个体所带来的经济回报都是相当可观的。其中，2003年，年收入的回归系数为0.9527，显著性水平低于0.001。这表明，高等教育能够帮助个体获得较高的经济收入。具体而言，相对于没有受过高等教育的人，受过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，这个差距高达1.057。总体来说，与2003年比，2013年高等教育对个体经济收入的影响逐渐变大。

高等教育对个体主观幸福感有十分显著的影响。2003年，相对于没有受过高等教育的人，受过高等教育的人其觉得幸福的概率要高0.2988；2013年，这个值增达0.3923，二者显著性水平均小于0.001。

通过上述研究，我们已经验证了高等教育对社会信任的积极影响，以及高等教育对个体经济状况和主观幸福感的促进作用。鉴于此，高等教育究竟是通过提升个体的物质水平从而影响社会信任还是通过提升个体的主观认知来影响社会信任？还是物质与非物质影响机制兼在？以及从2003年到2013年来高等教育影响社会信任的机制是否存在变化？这是我们接下来需要讨论的问题。在这个基础上，验证高等教育影响社会信任的物质机制和非物质机制的两个条件已经满足。鉴于此，我们在控制了性别、年龄、民族、户籍等人口特征变量、父母受教育水平的情况下，在模型中分别引进个体经济收入状况和主观幸福感认知指标，并对个体的社会信任进行probit回归，具体回归结果如表5所示。其中，组（1）和组（2）报告了基于CGSS2013数据并分别依照等式（2）和（3）所得到的probit回归结果。组（3）和组（4）报告了根据CGSS2013数据并分别依照等式（2）和（3）所得到的probit回归结果。

组（1）的回归结果显示，2003年个体的收入水平对社会信任有显著正面影响。在保持其他因素不变的情况下，个体收入水平在平均数以上的人其社会信任概率要比收入水平低于平均数的人高19.8个百分点。在引进个体当前的物质水平指标后，高等教育系数的估计值为0.257。也就是说，相对于控制了人口特征和父母教育背景因素后高等教育的系数估计值0.268，高等教育系数估计值在引入了个体经济状况指标后下降了4%。因此，我们可以说：高等教育对社会信任的影响是通过个体的物质条件的提升而实现的。

表4 高等教育（大专及其以上教育）、人口特征和家庭背景对社会信任的影响

组（2）的回归结果显示，2003年个体的主观幸福感能显著提升个体社会信任。在其他因素一致的情况下，认为自己幸福的个体社会信任概率要比认为自己不幸福的个体高32.5个百分点。在引进个体的主观幸福感指标后，高等教育系数的估计值为0.210，其显著性水平小于0.05。这个回归系数值要比引进主观幸福感指标之前的系数低22%。也就是说，高等教育能够通过影响个体主观幸福感的提升来促进个体的社会信任的形成。

组（3）的回归结果显示，2013年个体的收入水平对个体的社会信任有显著影响。在其他因素一致的情形下，个体收入水平在平均数以上的人其社会信任概率要比收入水平低于平均数的人低15.4个百分点。在引进个体当前的物质水平指标后，高等教育系数的估计值为0.206，显著性水平低于0.05。这个回归估计值显然大于引进经济收入指标之前的系数估计值。因此，我们并没有在2013年的数据中找到高等教育能通过经济效应促进社会信任形成的证据。

表5 引进个体经济状况、主观幸福感后的回归结果

组（4）的结果表明，2013年个体的主观幸福感与社会信任有着显著的相关关系。在保持其他因素不变的情况下，认为自己幸福的个体社会信任概率要比认为自己不幸福的个体高45.5%，在引进个体的主观幸福感指标后，高等教育系数的估计值为0.144。这个回归系数值要比引进主观幸福感指标之前的系数低20%。也就是说，高等教育能够通过影响个体主观幸福感的提升来促进个体的社会信任的形成。

五、结论与讨论

我们分析了CGSS2003和CGSS2013数据，来检验高等教育与信任的关系。我们首先控制了人口特征和父母教育背景变量，来测量高等教育对信任的影响。2003年和2013年的数据都表明，社会信任的水平在上升，2013年社会信任水平要远远高于2003年的社会信任水平，也就是说，人们越来越倾向于信任社会上的一般人；高等教育对社会信任有显著的正面影响，但是，显然2003年高等教育对社会信任的作用要大于2013年。在此基础上，我们在回归模型里分别加入经济指标（年收入）和非经济指标（主观幸福感）。然后通过比较高等教育变量在两个社会信任方程中的解释份额，间接检验高等教育的经济效应假设和非经济效应假设。我们发现，2003年高等教育通过经济效应和非经济效应来影响社会信任的形成；2013年，高等教育影响社会信任的作用机制不再是经济指标，而是通过影响个体主观幸福感的提升从而促进社会信任的形成。

总的来说，我们的研究探讨了高等教育与社会信任的关系，以及这种关系在不同的时代背景下是如何变化的。结果显示，高等教育对社会信任的作用在逐渐减弱，这与当前的社会转型的背景有着很大的关系。信任受到社会情境的影响，转型期的国家面临更多的腐败与不稳定。当前中国正处于转型期，中国社会正处于由传统的熟人社会向现代化的陌生人社会转变，信任文化和氛围等文化水平的发展必然滞后于社会经济水平的发展，社会的失范和信任危机层出不穷。当社会的诚信水平偏低，且整个社会氛围对失信的惩罚不是严厉并有效，尤其是处于转型期社会，[14](p188)居民较高的受教育水平使得其对社会中的失信现象以及信任的风险认知更为全面，这种受教育程度越高越不信任社会上一般人的负面情景效应在一定程度上阻碍了居民社会信任水平的提升，甚至是起到了负面作用。[15](p146)我们还发现，高等教育影响社会信任的作用机制在由经济效应向非经济效应转变。人们在教育经历中所累积的知识水平和生产技能使人们具备了更高的生产能力，这些生产能力不仅会在未来的劳动力市场上转化为经济回报，绝对收入和相对收入都会提升个体生活满意度；也会转化为相应的非经济回报，诸如与人沟通的能力、提出并实施某种计划的能力、逻辑与理性思考的能力、独立性与判断力等，通过教育获得的知识增强个人自信。信任很大程度上取决于个体的乐观态度。埃里克·尤斯勒认为乐观态度和控制感是社会信任的两个关键决定因素。[16](p726)信任陌生人是有风险的，然而，这种风险对乐观主义来说似乎变得并不很重要。如果人们相信世界是美好的并且即将会变得更美好，那么他们在实现这个愿望的时候与陌生人交往带来的机会要远超过风险。反之亦然。那些相信下一代的生活会更好、对当前生活满意以及认为努力工作（而非运气）是获得成功的关键的人倾向于更信任他人。[14](p228)

社会信任水平的提高是一个复杂的社会过程，在这个过程中，我们既要重视高等教育的作用，进一步改进高等教育模式和教育理念；也要思考社会转型背景下如何发挥并完善高等教育的非经济效应在社会信任形成中的作用。

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责任编辑 张豫

G40-052

A

1003-8477（2017）02-0167-07

蔡蔚萍（1989—），女，武汉大学社会学系博士研究生。

中国现代化建设与社会治理的实证研究项目（410100007）。