转型期人口流动与信任变迁(2005—2015)

韩彦超

(东华大学 人文学院，上海 200051)

较强的特殊信任与较弱的一般信任共同构成了中国社会的信任结构。韦伯通过对儒教与道教的分析最早提出了中国社会的信任是基于家庭和血缘关系的特殊信任，并没有发展出与西方社会类似的一般信任[1]。后续研究者又借用“差序格局”“拟亲化”等概念来探讨传统中国社会人际信任的结构特征及其背后的运作机制[2-3]。进入现代社会，人们的生活方式、思维观念都发生了巨大变化。传统文化在社会转型期间逐渐式微，这是否意味着中国人的信任结构会随着社会转型而发生改变呢？

社会转型在不同地区之间的不同步造成了国内发展程度的空间差异。为追求更高的收入和更好的生活条件，相对落后地区的居民会大量涌入发展程度较高的地区。人口流动的增加对于人们的社会生活产生了两个影响：一是极大地拓展了个体的交往半径，使得人们的交往对象不再局限于身边的亲人、朋友；二是将个体从熟人社会带入到一个以陌生人为主的社会，这就为不同阶层、背景的个体之间的交流提供了可能。交往带来信任，无论是交往半径的拓展还是交往对象异质性的增加都对信任结构的变化产生着潜移默化的影响。这是否意味着人口流动作为一种影响机制也促进了中国人信任结构的变迁？

户籍是一种重要的社会分割制度。随着人口流动的加剧，越来越多的外来人口来到大城市就业并长期居留。由于缺少本地户籍，外来人口在城市中的各种公共服务都受到限制，甚至会受到本地人的歧视。歧视性经历对于个人信任的发展具有非常负面的影响[4]。这是否意味着信任结构的变迁存在户籍差异？

以往关于信任的研究已经取得了丰硕的成果，但是由于各种原因的限制，以上三个问题尚未得到很好的回答。中国综合社会调查2015年的数据提供了十年回顾板块，为我们解决这些问题提供了机会。本文考察2005—2015年间中国社会人口流动与信任结构变迁之间的关系，以及户籍制度的调节作用。

一、文献回顾与研究假设

现代生活很大程度上要建立在人们彼此间的信任之上。但是对于何为信任，不同学科却有着不同的定义,或是作为一种普遍的价值观念，一种积极的态度，一种利益攸关的关系，一种决策，一种行动，抑或是作为一种社会资本[5-11]。这些对于信任的定义可以遵循两个维度进行划分，第一个维度为理性选择的解释与非理性道德的解释，前者服从于结果逻辑，后者依照拥有逻辑[12]，第二个维度则是一般信任与特殊信任的区分，一般信任是指对于社会中一般他人或者说陌生人的信任，特殊信任则是针对熟人、朋友、亲人的信任[13]。对于身边的熟人，无论东西方社会，都会得到人们较高程度的信任。一般信任在不同的社会中则会呈现出巨大的差异。个体对于社会中一般性他人的信任程度是一个社会发展水平的重要指标，对于整个社会的经济、政治发展都具有重要意义[14-15]。然而，中国人却保留着稳定而低度的一般信任[16]。对于这一现状，大多学者都将其归于中国传统文化。

(一)社会转型与信任结构的变迁

费孝通将“土”作为中国传统社会最大的特色[17]。农耕文明下的传统中国，土地对人们的生活发挥着巨大作用。土地的一个重要特征即在于其不可移动性，随之而来的是居于土地之上人的低流动性。由于活动范围受限、交往对象单一，乡土社会中个人对于身边的人多是重复性交往，对于外界的人则甚少有接触机会。如果一个人在与身边的人交往中失信，就会造成极大损失。一方面，导致其声誉受损，受到礼俗社会的谴责，另一方面，周围的人很可能会与其中断交往，使其丧失社会网络中的资源而在生活中寸步难行。与此不同的是，因较少有与外人接触的机会，乡土社会中的人与外人的交往多为一次性买卖，自然难以产生信任。长此以往，农民的社会网络与信任结构都具有了差序格局的特征，而且二者之间存在一种对应关系，呈现很强的同构性[18]。关系越近、互动越频繁，彼此之间信任水平越高。翟学伟将这种信任称之为基于空间的格局关系，在一个不发生流动的社会里，即使社会不强调信任，也可以确保同一空间格局内的个体彼此之间全方位的信任[19]，对于空间格局外的人则体现出固有的不信任。到了现代社会，由于社会转型带来的人口流动，消解了传统乡土社会的稳定性，人们的交往范围得到极大拓展，熟人社会开始向陌生人社会转变，人们的交往方式也发生了变化，传统社会稳定、长久、可预期的社会交往模式，逐渐被易变的、暂时的、匿名的交往模式所取代。

交往模式的变化带来了人们信任结构的变迁。传统中国社会较低的流动性使得个人只能掌握身边的人是否可信的信息，因此也只信任身边的强关系。随着现代化的发展，人们的交往对象与交往模式都发生了巨大变化。伴随着人口流动，人们不得不更多地与陌生人交往，这就为中国社会信任结构的变迁提供了可能。

鉴于此，本文提出研究假设1：相对于2005年，2015年中国人的信任结构发生了明显变化。

(二)人口流动与信任结构的变迁

由于二元经济结构在中国社会长期存在，农村地区的发展程度远远落后于城市。在市场经济和劳动力自由流动的前提下，人们往往会通过迁移和流动来改善自身的生活条件。人口流动带来的一个结果就是人们进入了陌生的情境中，交往对象随之发生变化。信任往往发生在有联系的人之间。在任何文化中人们都不大可能去考虑是否信任一个与自己完全没有任何关系的人[20]。即使是一般信任也多是指在社会关系上与自己不是那么密切而非完全没有任何关系的陌生人。交往对象的改变会对个体的信任结构产生两种不同的影响：一方面拓展个体的交往半径，增强其对于他人的一般性了解，进而增强个体的一般信任，另一方面，交往范围扩大意味着个人社会网络中短暂性与不确定性关系的增加，不确定性带来的风险反而会降低个体的一般信任。究竟哪种效应起作用则取决于个人是否敢于将信任半径拓展到短暂性、不确定性强的交往对象，户籍在其中发挥着重要作用。

信任结构由一般信任与特殊信任共同构成且二者存在此消彼长的关系。人口流动通过拓展人们的交往半径改变了个体的一般信任，无论其上升还是下降都会改变人们的信任结构。

鉴于此，本文提出研究假设2：个人所在地区流动人口越多，其信任结构改变越大。

(三)转型期户籍与信任结构的变迁

社会转型是影响信任结构变迁的主要社会力量，2005至2015年间，中国社会处于转型加速期，鉴于其间多重并发的社会变化，一般信任理应存在重要的时期效应，而一般信任的发展会侵蚀特殊信任存在的空间，一般信任的衰落同样会促进特殊信任的发展。因此，相对于2005年，2015年中国人的信任结构会因一般信任的改变而产生重大变化。同时，由于户籍这一重要社会分割性制度的存在，社会转型对本地人与流动人口的信任结构产生了不同影响。

对于流动人口来说，户籍制度是他们改善自身生活的阻碍，将其禁锢在低端劳动力市场中，扩大了与本地人的收入差距，使其难以真正融入城市[21]。信任的产生往往需要以长期的交往为前提，户籍制度造成的社会分割使得流动人口很难在居留地定居，与当地居民的交往也难以维系，信任水平就会降低。作为一种重要的分割性制度[22],户籍对于流动人口有着诸多歧视性规定。而信任是对过去生活经验的一种总结[23]。难以从社会转型中获得与本地人同样的收益而产生的被剥夺感，以及在日常生活中受到来自本地人的歧视都会降低流动人口的一般信任。一般信任的降低往往会给特殊信任留下更多的空间，使得个体更加依赖、信任身边的强关系。

对于本地人来说，现代化带来的社会转型使其获得了相对于流动人口更多的收益。由于受到户籍制度的保护，他们也无须担心像外来人口那样受到种种歧视。在过去的生活中受到的公正和慷慨对待也使他们更容易拓展信任半径。大规模的人口流动也使得本地人获得了更多的了解外地人的机会，并通过与外地人交往来扩大自己的交往半径进而提升自己的一般信任。一般信任的提升则会侵蚀特殊信任存在的空间。

鉴于此，本文提出研究假设3：本地人与外地人信任结构的变迁呈现出不同的模式。3a：相对于2005年，2015年本地人的一般信任程度更高，特殊信任更低。3b：相对于2005年，2015年流动人口的一般信任程度更低，特殊信任更高。

二、数据、变量与方法

(一)数据

本文微观层面的数据主要使用中国人民大学中国调查与数据中心所发布的2005和2015年的中国综合社会调查(CGSS)。中国综合社会调查始于2003年，是我国最早、最权威的全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目，该调查历年的资料都包括了中国除港澳台地区外所有的省级行政单位。为了更好地考察近年来中国社会的变迁特征，CGSS2015专门设计了“十年回顾”这一板块，该模块中的题目与CGSS2005完全一致，其中正好涉及了有关信任的诸多问题，为我们的研究提供了很大的方便。

宏观层面的数据主要涉及各省区流动人口数量，主要来自2005和2015年的全国1%人口抽样调查资料。这两个数据库都来自权威机构且被各个领域的学者反复使用，具有较高的信度和效度。基于本文的研究问题，对数据集进行了如下处理：首先将CGSS2005和CGSS2015中相同的问题抽出来，然后将两个数据库合并成为CGSS2005—2015，并剔除数据库中信任问题拒答和缺失的样本；然后按照省份变量将CGSS2005—2015数据库与2005和2015年各省份人口数据进行匹配。本文最终得到样本量20116个，涉及中国除港澳台地区外31个省级行政区划单位。

(二)变数与操作

本研究的因变量为个体的信任结构，包括一般信任与特殊信任。以往大多数研究在测量一般信任时都会采用“总体而言，您认为社会上绝大多数人是可信的吗”这一单题测量法，这一测法来自罗森伯格[24]，因其简洁、高效、规范的优势而被广泛运用。但这一测法至少存在两个问题：一是简洁的同时往往伴随着信息的缺失；二是人们如何理解“绝大多数人”这一概念，由于社会、文化等差异，不同国家、地区的被调查者观念中的“绝大多数人”会有不同的指代对象。有些人认为绝大多数人是指亲戚、朋友，有的被访者则会联想到陌生人。高学德等人的研究发现，中国人理解的绝大多数人与熟人有较高的关联[25]。鉴于此，本文借鉴唐有财[26]、高学德[27]、王绍光[28]等人的研究，以因子分析的方式从一些具体的观测指标中提取不同的信任因子来测量一般信任与特殊信任。

在CGSS2005和2015中，调查者都以量表的形式询问了被访者完全相同的一组问题，即“在不直接涉及金钱利益的一般社会交往/接触中，您觉得下列人士中可以信任的人多不多呢？a)邻居；b)(城镇的)远邻/街坊或(乡村)邻居以外的同村居民；c)同村的同姓人士；d)同村的非同姓人士；e)亲戚；f)同事；g)交情不深的朋友/相识；h)老同学；i)在外地遇到的同乡(以同市或同县为界限)；j)一起参加文娱、健身、进修等业余活动的人士；k)一起参加宗教活动的人士；l)一起参加社会活动/公益活动的人士；m)陌生人”。这些问题的选项依次为：绝大多数不可信、多数不可信、可信者与不可信者各半、多数可信、绝大多数可信和无法回答。

本文对该量表做了因子分析，根据特征值大于1的统计规则，提取两个公因子。第一个公因子包括：a)邻居；b)(城镇的)远邻/街坊或(乡村)邻居以外的同村居民；c)同村的同姓人士；d)同村的非同姓人士；e)亲戚；f)同事；g)交情不深的朋友/相识；h)老同学。可以发现，这一公因子涉及的群体都是与个人关系较为亲密的对象，可以将其命名为特殊信任。

第二个公因子包括：i)在外地遇到的同乡(以同市或同县为界限)；j)一起参加文娱、健身、进修等业余活动的人士；k)一起参加宗教活动的人士；l)一起参加社会活动/公益活动的人士；m)陌生人。这一公因子涉及的信任对象都是与个人关系较远的群体，可以命名为一般信任。

本文的核心自变量包括时间、个体所在省区的流动人口数量、户籍等。对于时间这一变量，本文建构了调查年份的虚拟变量，具体而言，2015年的调查对象赋值为1,2005年的调查对象赋值为0。个体所在省区的流动人口数量则通过统计人户分离数来测量。流动人口是指那些临时性的人口迁移，目前学术界通常使用的流动人口这一概念包括了所有没有办理户口迁移手续的人口流动，无论其流动是短期的抑或是长期的。在2005和2015的全国1%人口调查中，通过调查户籍不在居住地的人口数量来测量各个地区的流动人口数量。户籍则通过询问被调查者的户口所在地来测量。如果被调查者的户籍就在调查所在地，则被命名为本地人，赋值为1；反之，如果被调查者的户籍不在调查地，则被命名为流动人口，赋值为0。

以往的众多研究证明，居民的个体特征对于民众的一般信任具有重要影响。主要包括个人的性别(男=1，女=0)、年龄、民族(汉=1，其他=0)、婚姻(未婚=1，其他=0)、教育程度(大专及以上=1，大专以下=0)、居住地(城市=1，农村=0)政治面貌(党员=1，其他=0)、收入水平(取对数)、社会地位自评(与您的同龄人相比，您认为您的社会地位怎么样？答案为较高=1，差不多=2，较低=3。为了分析的方便，我们将答案进行反向计分，得分越高，自评社会地位越高)等。因此，本文也将这些变量纳入到模型中作为控制变量。具体的变量信息见表1。

(三)分析方法

本文所使用的数据分析方法主要是描述性分析、多层线性回归模型(HLM)以及混合线性回归模型(pooled OLS)。本文首先使用描述性分析来对比2005年和2015年调查对象在13个具体信任对象上得分的差异以验证研究假设1；接着建立多层线性回归模型来考察人口流动对于两种不同信任的作用以检验研究假设2;最后，通过混合线性回归模型来考察2005到2015年间本地人和外地人信任水平的变化来检验假设3。之所以采用混合线性回归模型而非固定效应或者随机效应是因为数据本身的限制。

对于时间序列或者面板数据的分析,固定效应与随机效应模型显然更具有说服力。本文所使用的数据虽然也是两个时间点所采集的，但是由于两次调查的对象并不是同一批人，这就造成了个体之间不可比的问题，因而传统的固定效应与随机效应无法使用。因此，我们只能把合并后的数据当作截面数据来分析，但是由于时间这一虚拟变量的存在，我们依然可以看出时间趋势。

表1 变量描述性信息

三、主要研究发现

(一)转型期间社会信任变迁的描述性分析

在进行回归分析之前，本文首先对2005至2015十年间信任变化状况进行了描述性分析。表2展示了被调查者在2005年和2015年对于不同信任对象的得分,分值越高表明信任程度越高。

表2 2005—2015年社会信任的变迁状况

从表2可以看出，与2005年相比，2015年中国人对于代表强关系的近邻、远邻、同村人士(无论同姓与否)、亲戚、同事、朋友、老同学的信任都呈现出一种下降趋势。而对于代表弱关系的外地遇见的同乡，一起参加文娱、健身、进修等业余活动的人士，一起参加宗教活动的人士，一起参加社会或公益活动的人士以及陌生人则表现出了更高程度的信任。因此，整体而言，2005—2015年间中国人的信任结构发生了很大变化，一般信任在上升，特殊信任在下降。但这一变化是否存在户籍差异还需要下文更深入的分析。

(二)人口流动与信任结构的变迁

本文以前文因子分析所提取的两个公因子特殊信任与一般信任为因变量，将分别代表个人层次与省级层次的变量共同纳入模型来考察人口流动对于信任结构变迁的影响。其中，模型1、2的因变量为一般信任，模型3和4的因变量为特殊信任。模型1中同时纳入了控制变量与人口流动。模型2在模型1的基础上纳入了年份这一虚拟变量来控制时间效应。模型3则主要考察人口流动对于特殊信任的影响，模型4在模型3的基础上加入了年份这一虚拟变量。具体结果见表3。

表3 人口流动与信任结构变迁

表3展示了在控制个人层次变量后时间效应与人口流动对于信任结构的影响。控制变量方面，由模型1可知居住在城镇、收入高、年龄大、地位自评高的个体，一般信任水平更高。这应该是因为一方面这些人具有更多的社会资本，应对他人失信的能力更强，更敢于相信他人；另一方面他们大多是社会转型中的受益者，更有可能受到公正和慷慨的对待，在过去生活中的正面经历更容易使个体信任他人。从模型3可知，居住在城镇、教育程度较高、较高的地位自评、党员身份都有利于提高个体的特殊信任水平。这些因素的共同特征即在于表征着较多的社会资本。可见社会资本多的人无论特殊信任还是一般信任都具有较高的水平。

在核心自变量方面，首先看时间效应。由模型2可知，相对于2005年，2015年中国人的一般信任水平要高出7.7%，且统计结果在99%的置信水平上显著。模型4则表明，相比于2005年，2015年中国人的特殊信任水平要低10.2%，且统计结果在99%的置信水平上显著。这与前文的描述性分析结果一致，本文可以验证研究假设1，即在不考虑户籍因素的情况下相对于2005年，在2015年中国人的信任结构发生了很大变化，表现为特殊信任水平更低，一般信任水平更高。

在人口流动方面，由模型1可知，个体所在省份的流动人口规模越大，个体的一般信任水平越高，且统计结果在99.9%的置信水平上显著。模型2在模型1的基础上加入了时间效应，统计结果依然显著。因此我们可以说，人口流动可以改变个体的一般信任水平。个体所在地区流动人口越多，其一般信任水平越高。可见，大规模的人口流动有利于来自不同群体与地区的人处于同一空间，为不同背景的人相互交流与熟悉提供了可能性，而信任来自熟悉。因此，对于整个中国社会而言，人口流动可以提升一般信任。

流动人口对于特殊信任的影响方面，从模型3可知，个体所在地区的流动人口越多，其特殊信任水平越低。但是当本文在模型4中加入年份这一虚拟变量以控制时间效应后发现，人口流动对于特殊信任的影响不再显著。这说明特殊信任的削弱与人口流动的增加都是随着时间变化而变化的，二者并不具有因果关系。因此，个体所在省区流动人口的增多只能提升个体的一般信任。

综上，表3的四个模型表明，随着时间的发展，中国人的信任结构发生了很大变化，人口流动在其中发挥着重要作用，但是人口流动只能改变人们的一般信任，且这一变化是否存在户籍差异需要进一步的分析。

(三)户籍与信任结构的变迁

本研究依据被调查者是否拥有本地户籍将研究对象区分为本地人与流动人口，并在此基础上进行混合线性回归来考察户籍制度造成的社会分割是否会对本地人与流动人口的信任结构变迁产生不同的影响。其中模型5纳入控制变量以及年份和是否拥有本地户籍两个核心自变量考察二者对于一般信任的主效应。模型6在模型5的基础上纳入户籍与年份的交互项以考察户籍的调节效应。模型7与模型8的因变量为特殊信任，其中模型7只纳入控制变量与核心自变量，模型8在模型7的基础上纳入交互项。具体结果见表4。

表4 户籍与一般信任的变迁

图1 调节效应图

由表4可知，本地人与流动人口的信任结构变迁具有不同的特征。首先来看一般信任的变迁。由模型5可知，与2005年相比，2015年中国人一般信任水平更高，且统计结果在99.9%的置信水平上显著。户籍方面，本地人的一般信任水平要比流动人口高出7.4%，且统计结果在95%的置信水平上显著。模型6显示，年份与户籍的交互项在95%的置信水平上显著，拥有本地户籍的人在2015年的一般信任水平更高。为了更直观地展示交互效应，图1展示了年份、户籍与一般信任的边际效应图。

由图1可知，2005—2015年间，本地人的一般信任水平在不断提高，而流动人口的一般信任水平在不断降低，且结果在95%的置信水平上显著。因此，本文的研究假设3a、3b均得到部分验证。

特殊信任的变迁呈现出与一般信任不同的趋势。由模型7可知，相对于2005年，2015年中国人的特殊信任水平呈下降趋势且统计结果在99.9%的置信水平上显著，本地人的特殊信任水平要高于流动人口。模型8显示，户籍与年份的交互项并不显著，说明本地人与流动人口在特殊信任的变化方面并无差别。在2005到2015年间二者的特殊信任都呈不断下降趋势。

综上，由表4可知，中国社会转型期间，本地人与流动人口的信任结构都发生了改变，但变化的形式存在差异。具体表现为随着时间的推移，本地人的一般信任水平在不断升高，特殊信任水平在不断下降。对于流动人口，无论是特殊信任还是一般信任都随着时间的变化而不断降低。这应该是因为中国社会中人口流动基本上属于候鸟式迁徙，流动人口虽然在城市务工但其根并不在城市，流动经历并没有帮助流动人口与本地人建立新的关系、拓展交往半径，反而削弱了其与户口所在地的已有关系，降低了其特殊信任。

对于本地人而言，由于占据户籍的优势，他们更有可能受到城市公平对待，也更有可能从社会转型中获益，这些都有利于一般信任的发展。借助户籍制度的庇护，本地人并不需要担心外地人抢走自己的优势资源，在这一情况下，与外地人接触可以使得本地人拓展交往半径，增加对于流动人口的了解进而促进其一般信任水平提高。因此，户籍作为一种社会分割制度在社会转型期间对人们的信任结构变迁产生了不同的影响。

四、结论与讨论

社会转型对中国社会的经济发展和人民生活都带来了巨大影响。一方面，现代化可以促进资源的有效配置，促进经济更好更快的发展，巨大的流动人口也成为工业城市兴起的一个标志[29]。另一方面，社会转型期间大规模的人口流动对于人们走出熟悉环境进入陌生人社会具有重要意义。交往模式的变化、交往范围的扩大改变了人们的信任结构。然而，户籍制度造成的社会分割却使得人口流动对于信任结构的重塑存在城乡差异。

首先，人口流动可以改变人们的信任结构，具体表现为个人所在省份的流动人口越多，其一般信任变化越大。当前中国社会由于区域发展不平衡带来的人口流动为人们走出熟人社会进入更广阔的社会情境提供了契机。交往模式的改变会对一般信任产生两种不同的影响。一方面可以拓展个人的交往半径，有更多的机会了解其他人而增强一般信任，另一方面也会增加社会网络中的短暂性关系，加强交往后果的不确定性而削弱一般信任。究竟哪一种效应起作用一定程度上取决于个体的户籍，前者更多地体现在本地人中，后者更有可能作用在流动人口身上。但无论哪一种效应都为改变信任结构提供了可能。

其次，中国人信任结构的变迁存在户籍差异。现代化理论认为，随着现代化的推进人们的一般信任水平会不断提高，特殊信任会不断下降。然而，本文却发现这一论断其实忽略了中国独特的户籍制度所造成的影响。作为一种社会性分割制度，拥有户籍与否决定了个体在现代化中受益的多寡，对其信任结构的影响也是不同的。具体而言，在2005至2015年间，本地人的一般信任水平在不断提高，特殊信任水平在不断下降。流动人口的一般信任与特殊信任在这些年间都在不断下降。由于预期无法长期居留在打工地，流动人口就缺乏在当地培养社会资本的动力。再加上可能受到的来自本地人的歧视，流动人口往往倾向于聚居在一起。这就造成流动人口的交往半径并没有因流动经历而得到拓展，反而因为长期离开户籍所在地而削弱了其与家乡已有关系的强度。

信任是一种社会复杂性的简化机制[30]，帮助人们在风险社会获得安全感。社会转型与人口流动有利于中国从传统的封闭社会走向一个更加开放的社会，促进特殊主义道德原则向普遍主义转变。但是，户籍制度的存在却在一定程度上延缓了这一进程。人口流动带来的交往模式变化促进了人们信任结构的变迁，一定程度上证明了信任来源于社会交往。持续的互动、可重复的博弈对于信任的建立和提升具有重要意义。