媒体信任与人际信任的关系及社会交往的调节作用——基于中国综合社会调查(CGSS 2010)数据的实证研究

曾润喜 斗维红

一、引言

近年来,媒体在人际关系的建立和发展过程中发挥着不可或缺的作用,不断地影响着人际传播的过程、行为与模式[1],并在人际信任的构建过程中扮演着重要角色。一方面,依据“权变理论”,外部情境的变化会使人们对不同的对象做出不同的信任评价[2],而随着媒介技术的变革和力量的彰显,人类社会以及生活情境发生了巨大的变化;另一方面,从媒体守望社会的功能出发,经由媒体传播的信息影响着人们对现实社会的认知与态度,进而影响对社会群体的信任。因此,在人际信任的建立、塑造及变化过程中,媒体的作用不容忽视。

有关人际信任影响因素的研究一直忽略了一个重要的因素——媒体信任。关于媒体信任的研究主要集中在分析其现状、影响因素、面临的危机等[3-4],很少涉及其产生的后置影响和功能,而人际信任是后置影响之一。：当前中国正经历着巨大的社会转型,传统人际关系受到威胁,社会断裂最主要的表征便是信任危机的产生[5]。如果人际信任持续不断地下降,信任危机引发的社会危机更不容小觑[6]。因此,探讨媒体信任对人际信任的影响具有重要意义。其一,我国媒体是由中国共产党领导的,始终坚持党性原则和为人民服务的根本原则[7],因而媒体信任有其特殊的含义与影响;其二,有助于厘清媒体信任在人际信任构建过程中的机制,从而帮助媒体提升公信力,进一步作用于人际信任。此外,考虑到现实生活中公众社会交往的异质性对信任关系亦有影响,因此,我们将进一步探究社会交往在媒体信任影响人际信任机制中的调节效应。

二、文献述评：人际信任的研究视角

学界对信任的界定存在两种基本取向：一是根据社会发展理论和个人学习理论,认为信任是源于经验的个人特质;二是基于社会交换理论,认为信任产生于资源互换过程中,是一种愿意与他人交换的行为意向。本研究认为,人际信任是对特定对象心理预期的一种态度和行为意向,信任程度会依据与对象之间的关系来确立。现有关于人际信任的研究整体上有三类视角：其一是社会结构与制度的视角,其二是文化环境的视角,其三是到微观层面的个人特质的视角。

社会结构与制度的视角强调了社会系统中专业化、规则化的内容对人际信任的影响。从祖尔克的制度主义视角来看,个体之间的信任建立在与个体相对的规则、约束以及制度基础上,与正式的社会结构相关联[8]。卢曼关于系统信任的观点也是从社会结构变动和制度变迁的角度提出来的,其认为制度因素通过规范、惩戒等方式为个体的社会交往减少外在威胁,从而提升交往对象之间的信任[9]。一项针对乡村医患信任的研究发现,患者对医生的信任不仅仅是简单的对其作为医生个人的信任,更是基于当前专家系统与医疗体制的信任[10];还有一项关于上海的经验分析亦表明,国家通过调整社区组织政策的方式介入到邻里社会,不同的政策对邻里间的人际信任会产生不同的影响[11]。

文化环境的视角是从人们实际生活的具体情境和文化空间展开分析的,强调社会共同的文化意识、价值信仰等对信任的作用。该视角的理论中,福山的观点最具代表性。他认为,信任来源于宗教、伦理、历史习惯等文化要素,处于不同文化环境中的社会拥有不同的信任程度,由此他将中国定义为低信任度社会[12]。此外,社会资本论也是文化环境视角的根基：社会资本是由网络、互惠和信任构成的,关系网络是建立信任的基础[13],而获得关系的社会交往生发于相应的文化环境。在中国情境下,信任也被认为是文化鼓励的结果,通过人文关怀培养公众的道德品质,从而实现互动策略上的信任[14]。有研究从“个体生活在文化中”的前提出发,指出中国人的信任是基于人际关系发生的,强调了我国根植于儒家思想的社会文化环境对人际信任的影响[15];另一项关于美国、厄瓜多尔、津巴布韦人际信任的研究亦表明,各国文化传统与社会凝聚力的不同造成了人际信任的差异[16]。

个人特质的视角不同于上述两种视角,以人际信任发生的外部环境为出发点,而是从信任主体自身的角度来看的。个人特质视角认为,信任是一种能力,这种能力因人而异,具备不同特质的人其信任能力也有所差异[17]。从更微观的层面看,个人特质视角分为两种,即信任者视角和被信任者视角,信任的发生既依赖于信任者自身的人格特质,也依赖于信任者对被信任者人格特质的信念与依靠[18]。该视角最常用于社会心理学的研究中,一项基于大五人格特质的实证研究表明,不同人际特征与人际信任呈显著的正相关[19];亦有关于大、中学生的实证研究发现,人格特征对人际信任有正向预测作用[20]。

以上三种视角从不同角度对人际信任做出了分析与解释,但都忽视了媒体属性及其作为大众传播媒介在其中的作用,尤其是媒体信任的作用。首先,从社会结构与制度的视角来看,尽管有研究指出我国的媒体信任是一种制度的信任[21],但并未进一步探索其对人际信任的影响。我国媒体是党和政府的喉舌,既有新闻报道的义务,也有宣传的责任,媒体报道在很大程度上反映了官方的意志。因此,对媒体的信任一定程度上体现为对我国国家制度、宣传体制等方面的信任。从制度信任会促进人际信任[22]的观点来看,媒体信任应当是预测人际信任的有效因素。

其次,文化环境视角强调文化因素对人际信任的作用。媒体在文化认知过程中起着建构作用[23],其通过信息传播,将受众不能全面触及的更为广阔丰富的现实社会呈现在受众面前,提升受众的文化感知与知识获取,从而改变受众认知、态度及行为。受众是否认可和接受媒体所传播的内容取决于媒体的公信力[24],即对媒体的信任。因此,媒体信任越高时,媒体传播的内容和营造的文化环境对受众的影响越大,受众认知与态度的改变越强,人际信任也会随之变化。从这一角度来看,文化环境视角强调了历史、传统、现实文化因素在信任构建中的作用,忽视了大众传播在其中的作用。

再次,个人特质的视角一贯强调个人自身特质对人际信任的影响,而对塑造个人特质的外部因素不加重视。媒体通过影响个人特质作用于人际信任可以从两方面来分析：其一,就被信任者而言,如果被信任者身上带有媒体所传播与倡导的人格特质,譬如正直、善良等,信任者一旦信任媒体,则会对带有这种气质的群体产生信任;其二,就信任者而言,当对媒体产生信任时,其会对媒体所传递的价值观进行自身实践与探索,从而改变自己的特质。因此,媒体作为影响受众个人特质的外部有利因素,对人际信任的影响亦不能忽视。

总体而言,上述三种视角在更为细致的分析中忽视了媒体信任在人际信任构建中的作用。社会结构与制度视角没有从媒体所从属的制度,以及媒体反映的社会结构层面对人际信任进行考察;文化环境视角忽视了大众传媒反映社会现实,进而营造文化环境、影响受众认知和态度的作用;个人特质视角则忽视了媒体在塑造个人特质过程中的作用。因此,从媒体属性及大众传播视角探讨媒体信任对人际信任的影响是有必要的。

仅有的个别有关媒体信任与人际信任关系的实证研究存在两种对立观点。一是认为媒体信任与人际信任呈正相关。随着国家民主的发展与媒体环境的变化,人们对媒体内容真实性的信任强化了他们对社会与他人的信任[25]。二是认为媒体信任与人际信任呈负相关。一项关于电视媒体信任的研究发现,电视媒体所属的媒体环境由于媒介融合等因素变成了多元媒体的生发环境,随着整个媒体环境的消极化,人们对电视媒体的信任导致了对他人的不信任[26]。媒体要实现专业主义和平衡报道,必然会有负面新闻报道[27],面对负面新闻时,受众对社会的感知和态度会发生变化,其人际信任也可能会降低;受众对单一媒体的信任并不代表对整个媒体环境的信任,当整体环境出现娱乐化、低俗化倾向时[28],必然对受众的人际信任产生消极影响。概括来说,对媒体信任与人际信任关系的研究不仅较少,而且结果还存在明显的分歧,所以二者的具体关系和作用机制还有待深入考察。

三、研究假设

媒体信任是人们对媒体行为的预期[29],是媒体具备社会影响力的核心要素之一[30]。对媒体越信任的人越能接受媒体所阐述的内容,并对存在的社会问题有自己的价值判断[31]。在我国,公众对政府的信任呈现出“央强地弱”的差序格局,即对中央政府的信任显著高于对地方政府的信任[32-33]。相应地,公众对作为党和政府喉舌的媒体的信任也可能存在“央强地弱”的差序格局。基于此,本研究提出如下假设：

假设1：媒体信任存在信任程度上的差序格局,公众对中央媒体的信任高于地方媒体

根据所指对象的不同,人际信任被分为特殊信任和普遍信任[34],前者以亲缘关系为基础,后者以信任共同体为基础。这提供了一种参考框架：关系亲疏远近的差异可能导致对特定个体的信任差异。类似地,费孝通提出的“差序格局”理论认为,人际关系是以自我为中心、亲属为主轴并向外延伸的网络关系[35]。因此,人际信任也可能存在层次性和多维性。依据关系远近程度,人的信任对象也会被分为不确定交往关系的人、有一般合作关系的人、存有血缘关系和情感联系的人等[36]。基于此,本研究提出如下假设：

假设2：人际信任存在信任程度上的差序格局,血缘或情感关系越近,人际信任就越高

少有研究直接考察媒体信任对人际信任的影响。有研究在探讨媒体信任的后置影响时,着重分析了媒体建构的“拟态环境”引导受众认知的作用,并表明媒体信任是其中的关键因素[37],即受众认知和态度受媒体影响是通过媒体信任发生的。就媒体对受众态度的影响而言,心理学上的“说服理论”也提供了一定的解释：媒体对受众的影响即说服者对接纳者的影响[38],因而受众一旦对媒体产生信任,便能接纳媒体的说服。关于如何影响人际信任,过去的讨论中还存在社会因素影响论。社会因素影响论认为,个人对社会及社会组织、机构的态度和评价是影响其人际信任的主要因素[39]。因此,受众对媒体的态度和信任评价能作用于人际信任。

此外,奥斯古德的“调和理论”指出,当受众对媒体产生信任时,其对媒体所描述的内容会持有与媒体相一致的态度,从而验证或有选择地改变原有对社会事物的信任程度,这表明受众态度受媒体引导的强度和效果会受到媒体信任度的直接影响。美国社会学家科尔曼亦指出,媒体通过信息传播影响受众对社会及诸多事务的判断,大众传媒正逐渐成为影响信任的中介[40]。因此,人际信任作为一种态度和倾向,会受到媒体信任的促进作用。基于此,本研究立足于媒体属性和大众传播的视角,提出如下假设：

假设3：媒体信任对人际信任差序格局中的各个维度均有正向影响

简单考察媒体信任对人际信任的直接影响,可能会忽略二者关系发生的边界条件,因此我们以社会交往作为调节变量来进一步检验二者关系。在我国,媒体信任是一种制度信任。制度信任是“以制度换时间”“借观念替过程”的信任。前者表示当社会交往的时间不足时,人们很难信任他人,只能凭借制度因素去做出信任判断;后者表示信任建立的过程是复杂的,而抽象、条理化的制度形式和制度内容往往蕴含着共同的价值观念和社会共识,因而制度信任促进了人际信任[41]。由此分析,随着社会交往频率的增加,人们建立人际信任需要的时间和过程被充分满足,制度和观念的作用可能弱化,由于制度要素产生的人际信任也随之受到干扰,很可能当社会交往的频率提高时,制度信任对人际信任的影响会降低。

此外,文化环境的作用表现在媒体信任通过知识影响人际信任。媒体通过向受众传递知识和经验来促进人际信任,但不容忽视的是,我国媒体在报道时往往存在选择性报道和正面报道的倾向,所以受众获得的知识是相对单一的。与此不同的是,社会交往中人们的沟通渠道和范围可能更加多样和广泛,获得的知识也可能更加丰富。因此,与基于从媒体获得的知识产生的人际信任相比较,通过社会交往获得的知识可能更能预测人际信任,所以随着社会交往频率和受众知识的增加,媒体信任对人际信任的影响可能会弱化。个别实证研究也探讨了社会交往的调节作用,一项针对互联网与社会信任关系的研究发现,随着社会交往频率的增加,互联网对社会信任的负向作用被削弱了[42]。基于此,本研究提出如下假设：

假设4：媒体信任对人际信任的作用受到社会交往的调节影响。即低频率的社会交往会增强媒体信任对人际信任各个维度的正向影响

四、数据和方法

(一)样本来源

本研究所采用数据来自2010年中国综合社会调查(CGSS2010)样本资料。一方面是基于其调查的全国性、综合性、连续性、专业性等特点,另一方面该调查的最新数据为CGSS2015,而与本研究变量有关的量表集中在CGSS2010。由于本研究的变量关系具有时间钝性,对时间变化的敏感性较低,因而使用2010年数据可以客观反映基本问题,不影响研究的效度。本次调查在全国范围内共涉及11783人,剔除在所需变量上存在缺失值的样本后(如“不适用”“拒绝回答”等),本研究的最终样本为9354人。

(二)研究变量及测量

1.因变量：人际信任

本研究的因变量是公众的人际信任水平,采用CGSS2010中的8个指标来测量。首先根据题项“总的来说,您是否同意在这个社会上,绝大多数人都是可以信任的?”的得分获取“普遍信任”值。受访者需要根据李克特五级量表中的选项进行选择,对选项分别赋值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。结合题项“请受访者回答对7种不同对象：自己家里人、亲戚、朋友、同学、同事、老乡、领导干部的信任度”,对选项分别赋值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。

对上述对象的信任水平进行探索性因子分析,发现KMO=0.821且球形检验统计值的显著性水平P＜0.001。运用主成分法分析,保留特征值大于1的部分,再经过正交旋转法,发现上述7个指标高度聚合为两个信任因子,累计方差贡献率为61.86%。对两因子包含项目进行分析后,结合韦伯[43]和胡荣[36]的划分方式将其命名为“社群信任”与“亲密信任”,加上前文的“普遍信任”,三者共同构成本研究的因变量。其中,普遍信任衡量公众对社会不确定关系的信任程度(社会上的大多数人,本研究将其概括为“陌生人”),这早在先前研究中就已经被提出,即在中国社会环境中对相对于亲属以及熟人的“外人”(陌生人)的信任称为普遍信任[34];社群信任指涉与受访者存在一般合作关系的人(包括老乡、同事、同学、领导干部、朋友,即“熟人”);而亲密信任则针对与受访者有血缘关系或与受访者家庭有婚姻关系的人(包括自己家里人、亲戚,指涉“亲人”)。

2.自变量：媒体信任

本研究所考察的媒体信任的主体是基于制度的信任,是对广义媒体的信任,因此不局限于人们对特定、单一媒体,或是对媒体所传播特定内容的信任。在CGSS2010问卷中,询问受访者“您对中央媒体的信任度怎么样?”和“您对地方媒体的信任度怎么样?”受访者需要根据李克特五级量表中的选项进行选择,对选项分别赋值1—5分(1=完全不可信,5=完全可信)。两个题项的Cronbach's Alpha=0.781,表示具有良好的信度。媒体信任变量值取中央媒体信任与地方媒体信任的均值。

3.调节变量：社会交往

在CGSS2010问卷中,询问受访者“过去一年,您是否经常在您的空闲时间做下面的事情—社交?”受访者需要根据李克特五级量表中的选项进行选择,对选项分别赋值1—5分(1=从不,5=总是),得分越高,表示受访者社会交往的频率越高。

4.控制变量

除了上述自变量,本研究还在模型中纳入了性别、年龄、年收入、户口做控制变量。添加年收入的自然对数这一变量以减小收入的波动差距;年龄(2010—出生年份)在做自变量解释因变量时往往并非是单调线性关系,故加入年龄的平方项(除以100)作为单独变量,以考察年龄的增加对人际信任水平是否存在“U型”或“倒U型”影响。其中年龄、年龄的平方项、收入的自然对数为定比变量;性别和户口为定类变量,转换为虚拟变量,即性别(男性为1,女性为0),户口(农村为1,城市为0)。

(三)数据分析方法

本研究主要使用SPSS22.0软件对样本数据进行统计分析。由于三个因变量皆为定距变量,故采用多元线性回归分析的方法来验证假设。要特别指出的是,为避免多重共线性,本研究针对普遍信任、社群信任、亲密信任分别建立回归模型。

五、研究结果

(一)描述性分析

由表1统计发现,在本次调查对象中：男性占总人数50.8%、女性占49.2%,他们的平均年龄约为47岁;受访对象的平均年收入约为20058元;其中农村人口占50.4%,城市人口占49.6%。此外,受访者对中央媒体的信任非常高,平均值达到了4.06(1=完全不可信,5=完全可信;SD=0.909),虽然对地方媒体的信任值不如中央媒体高,但也达到了3.61(SD=1.015),表明我国公众对中央媒体的信任高于对地方媒体的信任。结合配对样本T检验发现,中央媒体信任与地方媒体信任平均数差异达到显著性水平(P＜0.001),因此我国公众的媒体信任存在“央强地弱”的差序格局,研究假设1得到了支持。受访者的社会交往均值为2.65(SD=1.016),表明我国公众空闲时间的社交介于很少到有时之间。受访者的亲密信任均值为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),表明人们对“亲人-熟人-陌生人”的信任值存在差异,且依次递减。结合多相关样本检验发现,三者平均数的差异达到显著性水平(P＜0.001),因此中国公众的人际信任呈现差序格局,研究假设2得到了支持。

表1 各变量描述性统计分析

(二)相关分析

表2相关分析显示,媒体信任与亲密信任、社群信任、普遍信任均显著正向相关,相关系数r分别为0.193(P＜0.001),0.326(P＜0.001),0.208(P＜0.001)。控制变量中,性别与亲密信任、社群信任显著正向相关,相关系数r分别为0.023(P＜0.05),0.033(P＜0.01);年龄与亲密信任、社群信任、普遍信任显著正向相关,相关系数r分别为0.025(P＜0.05),0.068(P＜0.001),0.139(P＜0.001);户口与亲密信任、社群信任、普遍信任显著正向相关,相关系数r分别为0.03(P＜0.01),0.043(P＜0.001),0.051(P＜0.001);收入则与三者显著负向相关,相关系数r分别为-0.028(P＜0.01),-0.026(P＜0.05),-0.065(P＜0.001)。

表2 各变量相关分析

(三)基于多元线性回归模型的统计分析

1.媒体信任与亲密信任的多元回归分析

模型1以亲密信任为因变量,主要探究亲密信任与媒体信任之间的线性关系。结果显示(见表3),媒体信任对亲密信任有显著影响(P＜0.001),影响方向为正向(β=0.196),表示对媒体越信任的人,对自己的亲人也越信任。控制变量中,仅性别对亲密信任有显著影响(P＜0.01,β=0.029),即男性对亲人的信任高于女性。

2.媒体信任与社群信任的多元回归分析

相较于模型1,模型2以社群信任为因变量。结果显示(见表3),媒体信任对社群信任有显著影响(P＜0.001),影响方向为正向(β=0.325),表示对媒体越信任的人,对熟人也越信任。控制变量中,性别显著影响社群信任(P＜0.05,β=0.026),即男性对熟人的信任高于女性;户口显著影响社群信任(P＜0.001,β=0.051),即农村居民对熟人的信任高于城市居民。

3.媒体信任与普遍信任的多元回归分析

相较于模型1,模型3以普遍信任为因变量。结果显示(见表3),媒体信任对普遍信任有显著影响(P＜0.001),影响方向为正向(β=0.183),表示对媒体越信任的人,对陌生人也越信任。控制变量中,年龄与年龄的平方项对普遍信任分别呈显著正(P＜0.001,β=0.337)、负向(P＜0.001,β=-0.203)影响,表示年龄对普遍信任的影响呈“倒U型”;户口对普遍信任有显著影响(P＜0.001,β=0.055),即农村居民对陌生人的信任高于城市居民。

表3 影响公众人际信任的多元回归模型(标准系数)

总结三个模型的具体数据,本研究发现,媒体信任对亲密信任、社群信任、普遍信任均有显著正向影响,研究假设3得到了支持。

(四)社会交往的调节效应检验

调节效应的检验以温忠麟[44]等人提出的方法为标准,即第一步做因变量(Y)对自变量(X)和调节变量(M)的回归,得到测定系数R21,第二步做Y对X、M、XM(交互项)的回归,得到测定系数R22,若R22显著高于R21,则调节效应显著;或者,作XM的回归系数检验,若显著,则调节效应显著,二者只存在其一便可证明调节效应存在。

对变量做中心化处理后将其带入回归方程和模型,得到回归结果。根据表3,模型1中,交互项XM的系数并不显著,即社会交往在媒体信任对亲密信任的正向影响中无显著调节作用,表明人们因媒体信任产生的对亲人的信任并不受社会交往的影响;模型2中,交互项XM的系数显著(P＜0.05,β=-0.021),表明社会交往在媒体信任对社群信任的正向影响中起调节作用;模型3中,交互项XM的系数显著(P＜0.01,β=-0.027),表明社会交往在媒体信任对普遍信任的正向影响中起调节作用。

将社会交往分为高社会交往(高于平均值一个标准差)和低社会交往(低于平均值一个标准差)两个不同水平,分别检验二者对媒体信任影响社群信任、普遍信任的具体调节作用,结果如图1、图2所示。图1显示,高社会交往明显削弱了媒体信任对普遍信任的正向影响,表明对媒体越信任的人,如果其社会交往的频率相对较高时,他们对陌生人的信任反而会降低;相反,低社会交往有助于增强媒体信任对普遍信任的正向影响。图2显示,低社会交往增强了媒体信任对社群信任的正向影响,表明对媒体越信任的人,如果其社会交往的频率相对较低时,他们对熟人的信任反而会越高。因此,研究假设4得到了部分支持。

图1 高、低社会交往对媒体信任影响普遍信任的调节作用

图2 高、低社会交往对媒体信任影响社群信任的调节作用

(五)多重共线性检验

相关分析结果显示,自变量以及主要控制变量间存在显著的相关关系,为确保模型估计准确,须对模型1、模型2和模型3进行多重共线性诊断。依据模型中各变量的方差膨胀因子(Variance Inflation Factor,VIF)值的大小,即可判断模型是否存在多重共线性。

表4多重共线性诊断结果显示,所有VIF值∈(1,2)。根据多重共线性的判定标准：必须同时满足所有变量中的“最大VIF值大于10”与“平均VIF值大于1”两个条件才能说明模型具有多重共线性。从表中数据可知,三个模型并不存在多重共线性问题,即模型预测结果有效。

表4 多重共线性检验结果

续表

六、研究结论与讨论

本研究分析了媒体信任和人际信任各个维度的异同,并从媒体属性及大众传播的视角探讨了媒体信任对人际信任的影响机制,检验了社会交往在媒体信任与人际信任关系中的调节作用。研究发现：①媒体信任呈现“央强地弱”的状态,人际信任的三个维度亦呈现差序格局状态;②公众对媒体的信任不同程度正向影响亲密信任、社群信任、普遍信任;③社会交往在媒体信任影响社群信任和普遍信任的机制中起调节作用。由此,本研究有助于进一步理解媒体信任对人际信任的影响,为公众对发生于社会生活中的人际信任从媒体与社会交往的层面提供了经验性的解释。

本研究从媒体的视角考察了人际信任差序格局的形成。笔者首先验证了我国公众的人际信任呈现出差序格局,对血缘或是情感上越亲近的人越信任,具体表现为对亲人最为信任,其次是熟人,最后则是陌生人,这证实了什托姆普卡的信任同心圈理论,每个人都以自我为中心,根据关系远近向外画圈,对圈内人的信任要高于圈外人[45]。在差序格局中,“差”指的是个体所拥有的社会关系网络的“差等”结构,“序”指的是个体在该结构下的态度、行为等方面呈现出来的“级序性”[46]。媒体是受众获取信息的主要渠道,因此从这个角度而言,媒体亦是造成人际信任差序格局的因素之一。同样的,从整体上看,中国公众对中央媒体的信任要高于地方媒体,也体现了从中央到地方的差序变化。地方在执行中央出台的政策时往往衔接、沟通不畅,致使落实效果不足,使得人们对中央政府的信任往往高于地方政府。类似地,内生于中国政治架构之中、覆盖不同地域的媒体在公众信任评价上也呈现出此般差异。

媒体信任对普遍信任、社群信任、亲密信任都有显著正向促进作用,即对媒体越信任的人,对陌生人、熟人、亲人都会越信任,支持了已有研究中二者关系为正向的结论,也对祝建华提出的“媒介动员效果假说”中媒体能够促进人际信任的观点提供了支持[47],媒体信任是其中的中介。同时,这验证了人际信任构建中媒体所属制度要素的合理性。

媒体信任正向影响人际信任,彰显了受众对传播者价值和属性的认同在信任构建中的作用。媒体信任有助于增强人们对社会个体及组织的信心[48],反映受众对媒介有效性和合理性的认同与接纳程度,它赋予媒介合法性,促进人们普遍意义上的信任[49]。分析媒体信任对人际信任三个维度的影响,本研究认为其他可能的具体原因在于：其一,对媒体的信任往往表现为对媒体传播内容的信任,这能增进受众对社会现实及大众的了解,降低人际间由于时空分离造成的距离感[50],从而实现对陌生人的信任;其二,媒体信任推进了媒体动员效果的发挥,使得个体更倾向于在所属群体内表达意见或参与基层投票等活动[51],有助于巩固群体凝聚力,提升相互之间的信任感;其三,对媒体的信任有助于加深受众对家庭、亲情、血缘以及社会真善美的感知与认识,投射到日常生活中便反映为对亲人信任感的提升。

社会交往在媒体信任对人际信任的正向影响中起调节作用。具体而言,低频率的社会交往增强了媒体信任对社群信任、普遍信任的正向影响,对媒体越信任的人,当其社会交往的频率较低时,对熟人和陌生人的信任会更高。一方面,这从侧面验证了制度信任是一种“以制度换时间”“借观念替过程”的信任,表明社会交往是通过时间和过程来影响人际信任的。时间和过程被充分满足后,制度和观念的作用被弱化,因而随着社会交往频率的增加,媒体信任对人际信任的正向影响被削弱。另一方面,这表明了以知识为主的文化环境对人际信任构建的重要意义。类似的研究也表明,信任分异是个体所处的文化环境所致的[52],培养信任的关键在于创造一个以信息和知识为基础的文化环境[53]。长期以来,我国媒体以正面报道为主,尽力规避冲突性议题报道引发的消极影响[54],在面对负面题材时亦经常缺位,即便报道也尽可能转化为正面报道,以发挥积极效应[55],这使得受众从媒体获取的信息多为单一的正面知识。而社会交往为交往双方提供了更为丰富的内容,随着社会交往频率的提升和范围的扩大,个体获取负面信息的比例增加,从而弱化了来自媒体相对单一的知识对人际信任的影响。同时,社会交往会进一步放大负面内容及其引发的后果[56]。因此,随着社会交往和知识的增加,个体因媒体信任产生的人际信任逐渐被削弱。

根据研究结果,本研究提出如下建议。其一,媒体信任是影响人际信任的关键因素,因此媒体要重视自身制度建设、规范内容生产、满足用户真实需求,通过真实、客观、多元的内容报道来改善受众认知的主观现实,进而提升客观现实;媒体工作者须提高自身的专业能力、职业道德、把关能力,生产更多优质并有利于社会和谐的内容;对受众而言,还要提高自身媒介素养,学会辨别媒体对社会负面信息的加工,避免掉入“卑鄙世界”的陷阱;也应明辨“低级红”和“高级黑”的“正面报道”。其二,社会交往层面,政府、社会以及个体要齐心协力为人际交往创造一个值得信赖的外部空间和文化环境,规范损害人际信任的内容;个体在实际交往过程中也要更加客观地认识双方的交往关系,认真理解相互传递的信息与知识,从而理性地做出信任判断。其三,中国人的人际信任呈现出差序格局状态,表明不同群体之间的社会认同与信任还存在一定的差异,因此,社会治理应当差异化。

要特别指出,通常情况下,微观层面发现的社会规律不一定能投射至宏观社会层面[57]。本研究所阐释的媒体信任与人际信任之间的关系只停留在个体层面,而非媒体机构的层面,即“媒体信任度越高的个体,人际信任评价更高”不能表示“当整个媒介公信力有所提升时,社会人际信任的情况就一定会越高”。不过我们可从制度完善和内容把关等方面着手,提高媒体的可信度,由整体影响局部,提升受众对媒体的信任度,影响多数个体的人际信任,进而充分发挥媒体对社会普遍信任的培育功能。

作为一项探索式实证研究,本研究还存在一些缺憾。后续研究将基于更丰富的数据、更完整的媒介分类进行分析,以验证、支撑和补充本研究的结论;或是完善媒体与信任关系的完整理论体系构建;或可采集纵向数据展开分析以进一步厘清三者的关系。