范長(zhǎng)煜

遮掩效應(yīng)與中介效應(yīng)：戶籍分割與地方城市政府信任的中間作用機(jī)制

范長(zhǎng)煜

（南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院，南京210023）

長(zhǎng)期以來，戶籍分割的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)后果受到學(xué)界的廣泛關(guān)注，但其政治影響卻被普遍忽視了。本文試圖在新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程背景下，考察戶籍分割對(duì)城市政府信任的影響及其內(nèi)在中間作用機(jī)制。基于全國(guó)7省13市（區(qū)）問卷數(shù)據(jù)的分析，本文發(fā)現(xiàn)在戶籍分割與城市政府信任之間存在“遮掩效應(yīng)”和“中介效應(yīng)”兩種不同的作用機(jī)制。具體而言，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)等制度績(jī)效變量的作用機(jī)制為遮掩效應(yīng)，而不是中介效應(yīng)，控制這三個(gè)變量會(huì)顯著擴(kuò)大農(nóng)民工與城市居民之間的城市政府信任度差異；而正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與等社會(huì)資本變量發(fā)揮部分中介效應(yīng)，亦即提高農(nóng)民工的正式組織和民間團(tuán)體活動(dòng)參與率，有助于縮小兩者的城市政府信任度。針對(duì)上述發(fā)現(xiàn)，本文提出了相應(yīng)政策建議。

戶籍分割；城市政府信任；制度績(jī)效；社會(huì)資本；遮掩效應(yīng)；中介效應(yīng)

一、引言

到目前為止，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已對(duì)戶籍制度做了許多扎實(shí)細(xì)致的研究，包括勾畫了中國(guó)戶籍制度形成的基本過程與趨勢(shì)，揭示戶籍制度的各種后果，并對(duì)這些影響的程度、方式、路徑和主要特征進(jìn)行了探討，但多數(shù)研究主要限于勞動(dòng)力市場(chǎng)、收入不平等、社會(huì)福利、社會(huì)分層和流動(dòng)、社會(huì)融合等經(jīng)濟(jì)和社會(huì)領(lǐng)域，極少涉及戶籍制度的政治影響。

2014年6—8月，筆者所在課題組對(duì)全國(guó)7省13個(gè)市（區(qū)）農(nóng)民工和城市居民所進(jìn)行的較大規(guī)模問卷調(diào)查。在數(shù)據(jù)分析過程中，筆者發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工對(duì)各級(jí)政府的平均信任評(píng)分均低于城市居民，且隨著政府級(jí)別的降低這種信任度差異不斷擴(kuò)大，尤其是在地方城市政府，平均信任評(píng)分差異從地級(jí)市政府的0.12上升到街道辦事處的0.35（見圖1）。①如何理解農(nóng)民工與城市居民在基層城市政府信任上的差距？

圖1　農(nóng)民工與城市居民對(duì)城市政府信任程度差異

顯然，從以上發(fā)現(xiàn)可以看出戶籍分割對(duì)政府信任有影響，而從目前的城鎮(zhèn)化政策來看，這種影響不容忽視。2011年，中國(guó)的城鎮(zhèn)居住人口達(dá)到51.27%，城鎮(zhèn)化已經(jīng)成為中國(guó)未來發(fā)展的一個(gè)主要趨勢(shì)。但這只是事物的一面，事物的另一面是戶籍人口城鎮(zhèn)化的滯后（謝桂華，2014）。2013年，戶籍人口城鎮(zhèn)化率只有36%左右，即使到2020年這一比例也只提升到45%左右。換言之，到2020年仍會(huì)有15%左右的城鎮(zhèn)常住人口②處于持有農(nóng)村戶籍的“半城市化”狀態(tài)（王春光，2006）。對(duì)于這種半城市化現(xiàn)狀，李愛民基于全國(guó)第六次普查數(shù)據(jù)研究表明，全國(guó)80%以上的地級(jí)以上城市存在不同程度的半城市化現(xiàn)象，且高常住人口城鎮(zhèn)化往往伴隨高半城鎮(zhèn)化和低戶籍人口城鎮(zhèn)化（李愛民，2013）。就是說，在目前及未來很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)，城市中仍會(huì)存在大量未能入戶的農(nóng)村人口，其中絕大多數(shù)是農(nóng)民工，戶籍仍是影響城市生活的主要制度，因而考察戶籍分割對(duì)政府信任的影響顯得十分必要。

自上世紀(jì)60年代以來，政府信任（government trust）③作為公民與政府的互動(dòng)，反映了公民對(duì)政府的支持意向，因而得到國(guó)際學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注和研究。經(jīng)過幾十年的探索，學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)識(shí)到，政府信任是政權(quán)合法性的重要基礎(chǔ)（Levi&Stoker，2000；Gilley，2006），是政權(quán)支持的重要影響因素（Easton，1975；Mishler&Rose，1997）。具體而言，較高的民眾政府信任有助于強(qiáng)化政權(quán)的合法性基礎(chǔ)，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定，同時(shí)有助于政府政策的貫徹，進(jìn)而拓展政府施政空間（Tianjian Shi，2001；馬得勇，2007）。未來的城鎮(zhèn)化進(jìn)程，城市政府是城鎮(zhèn)化政策貫徹實(shí)施的主體，研究戶籍分割背景下城鎮(zhèn)常住居民對(duì)城市政府的信任，對(duì)于城鎮(zhèn)化的有序推進(jìn)具有重要意義。

本研究以戶籍制度作為主要解釋變量，考察戶籍性質(zhì)對(duì)城市政府信任的作用機(jī)制。戶籍分割對(duì)城市政府信任產(chǎn)生了什么影響？以往研究表明，制度績(jī)效和社會(huì)資本是政府信任的重要影響因素，這兩者是否在戶籍與城市政府信任之間產(chǎn)生了中介效應(yīng)，及相應(yīng)作用效果如何？本文將通過實(shí)證研究解析這些命題。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

目前，國(guó)內(nèi)對(duì)政府信任（或政治信任）的研究已有不少，也有針對(duì)不同群體的政府信任研究。這些單一群體的政府信任研究顯然不能反映戶籍分割的影響。值得注意的是，汪匯等人（2009）以上海經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)研究了戶籍對(duì)民眾信任的影響，其中涉及到了政府信任，發(fā)現(xiàn)戶籍對(duì)政府信任具有顯著影響；高學(xué)德等人（2013）比較了城市居民與農(nóng)民對(duì)中央至地方各級(jí)政府的信任程度，通過卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩者具有顯著差異。但他們的分析仍存在問題和不足，如汪匯等人（2009）在分析中把人際信任與政府信任相混合，但事實(shí)上兩者的作用機(jī)制并不一樣，且數(shù)據(jù)來源僅限于上海，結(jié)論也不具有普遍性；高學(xué)德等人（2013）在統(tǒng)計(jì)分析中把城鄉(xiāng)居民分別單獨(dú)做回歸分析，不能確證兩者的差異是否受到其他變量的影響。因此，本研究試圖對(duì)戶籍分割的政治影響做進(jìn)一步深入分析。下面，本文將分別對(duì)政府信任的解釋路徑和戶籍分割的后果，及兩者之間的關(guān)系路徑進(jìn)行文獻(xiàn)梳理和討論。

（一）政府信任的兩種解釋路徑

多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，政府信任是民眾對(duì)政府能夠按照他們的期望進(jìn)行運(yùn)作的信念或信心（Easton，1957；Miller，1974；Citrin，1974；Hetherington，1998）。Mishler和Rose（2001）總結(jié)了關(guān)于政治信任來源的兩種相互競(jìng)爭(zhēng)的解釋路徑：一是以理性選擇理論為基礎(chǔ)的制度解釋，二是以社會(huì)資本理論為基礎(chǔ)的文化解釋。

制度解釋假設(shè)政府信任內(nèi)生于政治制度（Mishler&Rose，2001）。從理性選擇理論出發(fā)，政府信任可以解釋為民眾對(duì)政府提供公共物品等實(shí)際利益的計(jì)算，即民眾對(duì)政府的信任是基于政府對(duì)民眾利益的滿足（Coleman，1994；Hetherington，1998），它是政府績(jī)效的結(jié)果，而不是原因。政府的施政表現(xiàn)好，就會(huì)贏得民眾的信任，而表現(xiàn)糟糕的政府會(huì)引致懷疑和不信任。例如，政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上表現(xiàn)不如預(yù)期或是民眾對(duì)政府解決財(cái)政問題的能力評(píng)價(jià)不高，都會(huì)引致對(duì)政府的不信任（Mansbridge，1997；Nye，1997；Newton&Norris，2000）；Kampen等人（2006）認(rèn)為民眾對(duì)于政府和民主政治表示滿意有利于政府信任，而最能增進(jìn)政府信任的因素是對(duì)于公共服務(wù)的滿意度；而政治上不斷出現(xiàn)的腐敗則是造成政府信任下降的重要原因（Job，2005；Rothstein&Uslaner，2005）。在微觀層面上，Silver（1989）研究發(fā)現(xiàn)失業(yè)人員或者個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況受到政府政策負(fù)面影響的人可能對(duì)政府信任度較低。Mishler和Rose（2001）針對(duì)宏微觀制度表現(xiàn)的實(shí)證研究表明，在決定公民對(duì)政治機(jī)構(gòu)的信任水平方面，微觀層面上個(gè)人對(duì)政治和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的評(píng)價(jià)遠(yuǎn)比社會(huì)化經(jīng)歷或制度的實(shí)際績(jī)效重要得多。從這些研究可知，基于理性選擇的政府績(jī)效論表明政府信任容易受到短期內(nèi)政府表現(xiàn)和成績(jī)影響而產(chǎn)生波動(dòng)，民眾對(duì)政府的信任度可以看作是民眾對(duì)政府看法的風(fēng)向標(biāo)，民眾對(duì)政府的信任程度低意味著政府需要在政策執(zhí)行上做出調(diào)整，以滿足民眾的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)需求。然而，這種解釋仍存在一定缺陷，即政府績(jī)效論很難解釋當(dāng)政府表現(xiàn)好，而民眾的政府信任依然很低的現(xiàn)象。有不少研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度、通貨膨脹、失業(yè)率等客觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r與公眾對(duì)政府的信任有一定的聯(lián)系，但相互間的作用十分微弱（Lawrence，1997；Miller&Listhaug，1999；MacAllister，1999）。

文化解釋則假定政府信任是外生的，認(rèn)為政府信任同社會(huì)關(guān)系的基本形式相關(guān)聯(lián)并自發(fā)形成（Mishler&Rose，2001）。在社會(huì)化的過程中，一方面長(zhǎng)期存在的社會(huì)文化規(guī)范賦予個(gè)體對(duì)他人信任和合作的習(xí)慣；另一方面，在這一社會(huì)化過程中個(gè)體通過參與各類社會(huì)組織團(tuán)體形成社會(huì)資本，這兩者都對(duì)政府信任產(chǎn)生有重大影響（Putnam，1993；Jackman&Miller⑻1996）。具體而言，民眾在本地眾多正式和非正式的組織系統(tǒng)中相互合作，然后向上溢出，形成與政府討價(jià)還價(jià)的制度網(wǎng)絡(luò)，加上長(zhǎng)期的信任傾向，有利于兩者達(dá)成合作博弈，進(jìn)而產(chǎn)生對(duì)政府的信任（Putnam⑻1993；Inglehart，1997）。因?yàn)樯鐣?huì)組織的存在可以克服民眾有限理性的局限，民眾參與到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中可以增加與各種政府機(jī)構(gòu)的互動(dòng)次數(shù)，擴(kuò)展信息來源，提高民眾與政府博弈的能力；同時(shí)，社會(huì)組織內(nèi)部個(gè)體之間的互動(dòng)合作會(huì)形成組織化力量，通過組織的中介作用，促成民眾與政府間的合作。其結(jié)果是，民眾與政府之間的穩(wěn)定關(guān)系有助于民眾對(duì)政府產(chǎn)生信任。簡(jiǎn)言之，文化理論強(qiáng)調(diào)兩個(gè)主要因素，一是民眾之間的互惠規(guī)范和信任（Erikson，1968；Newton &Norris，2000），二是參與社會(huì)組織團(tuán)體所構(gòu)建起來的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（Paxton，1999；Putnam，2000）。

基于上述理論，有學(xué)者通過美國(guó)GSS（General Social Survey）數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任、參與自愿性社團(tuán)兩者都對(duì)政治信任有正向影響（Brehm& Rahn，1997；奧蘭多·帕特森，2004）。Hall（1999）和Newton等人（2000）也發(fā)現(xiàn)在微觀個(gè)體層次上社會(huì)信任與政治信任顯著相關(guān)。但也有研究顯示社會(huì)信任、組織參與同政治信任關(guān)系不大，例如馬得勇（2007）基于“2001—2003亞洲民主調(diào)查”（Asian Barometer）的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在韓國(guó)、日本、中國(guó)大陸、蒙古與臺(tái)灣等國(guó)家和地區(qū)中，僅日本與中國(guó)大陸的個(gè)體層次數(shù)據(jù)支持社會(huì)信任影響政治信任的理論預(yù)期；Torcal與Montero（1999）對(duì)西班牙的實(shí)證研究甚至沒有發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任與政治信任在個(gè)體層次上有顯著相關(guān)。這些研究表明，文化理論的解釋也存在矛盾和不一致，需要做進(jìn)一步研究。

從以上論述可知，無論是制度理論還是文化理論都對(duì)政府信任存在一定的解釋力，兩者相互競(jìng)爭(zhēng)，又各自存在相應(yīng)的缺陷。Keele（2007）基于美國(guó)宏觀層面的數(shù)據(jù)，通過分析社會(huì)資本與政府績(jī)效在不同時(shí)期的波動(dòng)來解釋政府信任的宏觀變化，實(shí)證研究表明，政府績(jī)效和社會(huì)資本兩者對(duì)政府信任都具有一定的影響，但在過去40年里，社會(huì)資本是導(dǎo)致政府信任下降的主要因素。

（二）戶籍分割的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)后果

上世紀(jì)50年代，國(guó)家通過戶籍管理立法取消了居民在國(guó)內(nèi)自由遷徙和定居的權(quán)利，并在此后20、30年里陸續(xù)出臺(tái)一系列政策，將中國(guó)的戶口管理與勞動(dòng)用工、住房、醫(yī)療、教育、就業(yè)、人事關(guān)系、社會(huì)福利和社會(huì)保障等公民權(quán)益相掛鉤（Lijiang Zhu，2003），形成了目前中國(guó)戶籍制度的現(xiàn)狀。從中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷程看，戶籍制度對(duì)中國(guó)社會(huì)產(chǎn)生了兩方面影響：一是戶籍制度導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間，城市人口與農(nóng)村人口之間巨大的社會(huì)鴻溝，造成農(nóng)業(yè)人口與非農(nóng)業(yè)人口之間事實(shí)上的不平等，制造了城鄉(xiāng)分離的“二元戶籍結(jié)構(gòu)”（萬川，1999）；另一方面，戶籍制度服從于各種國(guó)家利益的更廣泛的經(jīng)濟(jì)和政治制度，成為社會(huì)管理的行政基石（吳開亞、張力，2010），它把個(gè)體利益與國(guó)家利益、個(gè)人生活與政府管理直接關(guān)聯(lián)起來，使國(guó)家政策與政府管理直接影響到了個(gè)體的利益和個(gè)人生活的軌跡。顯然，戶籍制度的存在給中國(guó)社會(huì)帶來廣泛的影響。

在經(jīng)濟(jì)福利領(lǐng)域，由于沒有當(dāng)?shù)爻鞘袘艨?，農(nóng)民工難以得到當(dāng)?shù)爻鞘姓峁┑难a(bǔ)貼、福利及更好的就業(yè)機(jī)會(huì)。城市政府為實(shí)現(xiàn)新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，常常以戶籍制度及其他有關(guān)規(guī)定作為控制工具，促使農(nóng)民工到城市居民不愿去的行業(yè)、干城市居民不愿干的活，把農(nóng)民工排斥在一級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)之外；并在政策上區(qū)別對(duì)待，城市下崗失業(yè)職工可以得到很多政策優(yōu)惠，而農(nóng)民工則很難得到（王美艷，2005）。因此，客觀上農(nóng)民工相對(duì)于城市居民在經(jīng)濟(jì)上處于不利地位。實(shí)證研究表明，在控制個(gè)人特征和行業(yè)后，城鎮(zhèn)就業(yè)人口的人均收入一般高于農(nóng)村外出務(wù)工人口，表明在城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)上不同戶籍就業(yè)人口在經(jīng)濟(jì)福利方面被區(qū)別對(duì)待（金成武，2009），甚至在克服樣本選擇性偏差后，這種差異依然顯著（魏萬青，2012；萬海遠(yuǎn)、李實(shí)，2013；吳曉剛、張卓妮，2014）。此外，地方政府在政策執(zhí)行上傾向于從地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)考慮更多維護(hù)資本的利益，由此形成的中國(guó)農(nóng)民工勞動(dòng)體制給城市和工業(yè)企業(yè)家提供了縮減成本、任意剝削的機(jī)會(huì)（范芝芬，2013），嚴(yán)重?fù)p害了農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)、身心等諸多方面的勞動(dòng)權(quán)益。

值得注意的是，戶籍分割除了影響到農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)福利外，還影響到他們的社會(huì)資本存量，但目前這方面的研究還不多。林南認(rèn)為社會(huì)資本在不同群體中同樣存在不平等性，由于在一定的社會(huì)中不同的社會(huì)群體處于不同的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，而歷史進(jìn)程或制度建構(gòu)為不同的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位提供了不同的機(jī)會(huì)，這些不同社會(huì)結(jié)構(gòu)上優(yōu)勢(shì)或劣勢(shì)使不同的群體在獲得社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源上產(chǎn)生了差異（Lin N，2000）。基于美國(guó)社會(huì)的實(shí)證研究表明，白人的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和多樣性高于西班牙裔，更高于黑人（Marsden，1988）；甚至在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源最為貧乏的黑人內(nèi)部，不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的黑人也存在差異，如生活在城市中的黑人擁有更多參與城市組織的機(jī)會(huì)（Martineau，1977），而黑人精英往往通過參加教堂禮拜和俱樂部獲得更多的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源（Drake，1965）。從以上分析可知，社會(huì)資本存在結(jié)構(gòu)性的差異，優(yōu)勢(shì)階層在社會(huì)資本占有上更具優(yōu)勢(shì)。

當(dāng)前國(guó)內(nèi)對(duì)社會(huì)資本不平等的研究還較少。程誠和邊燕杰（2014）通過對(duì)“春節(jié)拜年網(wǎng)”的分析證實(shí)農(nóng)民工的社會(huì)資本存量顯著低于城市居民。由于工作目標(biāo)和工作方式的限制，農(nóng)民工很難參與到一些社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中去。農(nóng)民工外出打工是為了掙錢，在缺乏福利的情況下，他們更愿意把時(shí)間投入到工作，在加班中獲得更多的報(bào)酬（劉林平、張春泥、陳小娟，2010），同時(shí)大多數(shù)農(nóng)民工往往居住在遠(yuǎn)離市區(qū)的工業(yè)區(qū)中，空間上出現(xiàn)居住區(qū)分割（陳釗等，2012）。此外，與城市居民相比，頻繁的換工作，居無定所等高流動(dòng)性特征也使農(nóng)民工缺乏參與社會(huì)組織的動(dòng)機(jī)。這些因素都使農(nóng)民工喪失參與各種組織團(tuán)體及其活動(dòng)的機(jī)會(huì)和興趣。

當(dāng)然，這種社會(huì)資本的差異也可以從社會(huì)信任方面進(jìn)行解釋。農(nóng)村往往被認(rèn)為是熟人社會(huì)，農(nóng)村居民更偏向于信任那些與自己有血緣和地緣關(guān)系的人（費(fèi)孝通，2006；翟學(xué)偉，2006），當(dāng)農(nóng)村人來到城鎮(zhèn)打工時(shí)就進(jìn)入了由大量流動(dòng)人口構(gòu)成的陌生人社會(huì)，由于他們的交往半徑更多局限于血緣和地緣關(guān)系范圍，所以在城市社會(huì)交往中，他們很難建立起同那些陌生的人和組織的信任。

（三）戶籍分割與城市政府信任及其中介作用機(jī)制

根據(jù)上述戶籍分割的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)后果可知，農(nóng)民工與城市居民相比在各方面都處于劣勢(shì)地位。那么這種劣勢(shì)地位是否會(huì)影響他們對(duì)政府的信任？關(guān)于社會(huì)結(jié)構(gòu)與政府信任，Howell和Fagan （1988）指出美國(guó)的政治信任研究長(zhǎng)期忽視了種族差異的影響，他們引入了一種政治現(xiàn)實(shí)模型（the political reality model），這個(gè)模型假定政府給予黑人的待遇沒有白人好，同時(shí)還假定黑人缺乏政治權(quán)利，因此黑人處于劣勢(shì)的政治現(xiàn)實(shí)決定了他們對(duì)政府的低信任度?；?984年的美國(guó)全國(guó)數(shù)據(jù)和一個(gè)黑人當(dāng)市長(zhǎng)并執(zhí)政8年的地方城市數(shù)據(jù)，他們從正反兩面證實(shí)了黑人對(duì)政府的信任度顯著低于白人（Howell&Fagan，1988）。Lee和Glasure （2002）基于1995年世界價(jià)值觀調(diào)查的韓國(guó)數(shù)據(jù)研究也發(fā)現(xiàn)，自認(rèn)為利益受損的韓國(guó)人對(duì)政府明顯持否定態(tài)度。這些研究表明，處于劣勢(shì)的群體對(duì)政府的信任度會(huì)低于優(yōu)勢(shì)群體。基于以上論述，本文提出假設(shè)1：戶籍性質(zhì)對(duì)城市政府信任具有顯著影響，具體而言，農(nóng)民工對(duì)城市政府的信任度顯著低于城市居民（H1）。

需要注意的是，上述研究隱含著一個(gè)前提，即某個(gè)地位身份群體是否信任政府取決于政府對(duì)待他們的方式。也就是說，地位身份對(duì)政府信任的影響受到政府施政表現(xiàn)的間接影響。就中國(guó)而言，農(nóng)民工在城市受到普遍歧視，有研究顯示在利益受損時(shí)，他們不相信政府會(huì)維護(hù)他們的權(quán)益（劉林平、郭志堅(jiān)，2004）。簡(jiǎn)言之，戶籍賦予城鄉(xiāng)職工不同的待遇和機(jī)會(huì)，城市政府在政策執(zhí)行上更多偏向城市居民，農(nóng)民工因其農(nóng)村戶籍身份而遭到普遍歧視。根據(jù)前文所述可知，城市政府對(duì)城市居民的就業(yè)保護(hù)政策使農(nóng)民工更多從事下層職業(yè)，而職業(yè)地位低和社會(huì)保障的缺失又使城鄉(xiāng)居民在收入上存在嚴(yán)重的不平等。這種利益上的劣勢(shì)在很大程度上會(huì)降低他們對(duì)城市政府的信任度。就此，本文提出假設(shè)2：制度績(jī)效在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H2）。

具體而言，本文把制度績(jī)效操作為職業(yè)地位、收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)三個(gè)指標(biāo)，形成三個(gè)推論：職業(yè)地位在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H2a）；收入在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H2b）；主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H2c）。

此外，針對(duì)政府信任的第二個(gè)解釋路徑，本文認(rèn)為也可以從社會(huì)資本方面考慮農(nóng)民工對(duì)政府的信任度是否會(huì)顯著低于城市居民。根據(jù)前文所述，農(nóng)民工進(jìn)入城市，由于其農(nóng)村熟人社會(huì)文化的規(guī)范導(dǎo)致他們?cè)诔鞘猩鐣?huì)交往的低信任度，以及因城市工作的社會(huì)結(jié)構(gòu)喪失參與城市社會(huì)組織網(wǎng)絡(luò)的機(jī)會(huì)和動(dòng)機(jī)。因而在城市生活中，他們可能要么不了解城市政府，不與城市政府打交道；要么因?yàn)槿狈ξ有{(diào)解的中介機(jī)制，在危機(jī)時(shí)刻與城市政府產(chǎn)生激烈的矛盾沖突。劉林平等人（2011）對(duì)廣東省2011年發(fā)生的潮州古巷事件和增城新塘事件的調(diào)查表明，外地民工普遍對(duì)本地人和政府不信任，又沒有社工組織從中斡旋是發(fā)生農(nóng)民工群體性利益抗?fàn)幨录闹匾T因。換言之，進(jìn)入城市的農(nóng)民工由于缺乏相應(yīng)的城市社會(huì)資本，他們很難建立對(duì)城市政府的信任，據(jù)此提出假設(shè)3：社會(huì)資本在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H3）。

根據(jù)前文所述，本文把社會(huì)資本操作為社會(huì)信任、正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與三個(gè)指標(biāo)，也形成三個(gè)推論：社會(huì)信任在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H3a）；正式組織活動(dòng)參與在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H3b）；民間團(tuán)體活動(dòng)參與在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關(guān)系中起中介作用（H3c）。

綜上所述，本文嘗試建立圖2所示“戶籍性質(zhì)與城市政府信任研究的理論模型”，試圖通過農(nóng)民工和城市居民的數(shù)據(jù)資料，并采用中介回歸分析方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ统闪⑴c否。

圖2　戶籍性質(zhì)與城市政府信任研究的理論模型

三、數(shù)據(jù)、變量與分析策略

（一）數(shù)據(jù)來源

為完成教育部2013年度哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“戶籍限制開放背景下促進(jìn)農(nóng)民工中小城市社會(huì)融合的社會(huì)管理和服務(wù)研究”（13JZD018），項(xiàng)目課題組于2014年6-8月在山東泰安、肥城，陜西咸陽、興平，江蘇常州、武進(jìn)，浙江金華、義烏，貴州遵義、凱里和廣東廣州等7省13個(gè)市（區(qū)）對(duì)農(nóng)民工和城市居民進(jìn)行了較大規(guī)模的問卷調(diào)查。此次調(diào)查，把農(nóng)民工界定為農(nóng)業(yè)戶籍，跨縣區(qū)（鄉(xiāng)鎮(zhèn)）流動(dòng)，非正規(guī)大專及以下學(xué)歷的進(jìn)城務(wù)工者；城市居民界定為調(diào)查點(diǎn)當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)戶籍、年滿18周歲者。在抽樣方法方面，以往國(guó)內(nèi)對(duì)農(nóng)民工的調(diào)查主要采用配額抽樣，為改進(jìn)抽樣方法，此次調(diào)查引進(jìn)了被訪者驅(qū)動(dòng)抽樣（Respondent-Driven Sampling，簡(jiǎn)稱RDS）（唐納德·特雷曼，2012）。劉林平、范長(zhǎng)煜和王婭（2015）對(duì)樣本做了評(píng)估，此次農(nóng)民工RDS抽樣獲得了具有代表性的樣本。城市居民采用分層抽樣法。具體步驟是：首先確定街道和社區(qū)，每市至少調(diào)查2個(gè)街道，每個(gè)街道調(diào)查5～10個(gè)社區(qū)，每個(gè)社區(qū)至少調(diào)查5個(gè)人；然后在社區(qū)根據(jù)戶籍名單隨機(jī)抽取，并對(duì)空戶、不在家、拒訪等情況做了相應(yīng)處理。此次調(diào)查總共回收問卷3454份，廢卷120份，有效問卷3334份，有效問卷率為96.53%，其中農(nóng)民工問卷2017份，城鎮(zhèn)居民問卷1317份。本研究中居民樣本只保留有工作的城市居民，并在數(shù)據(jù)處理過程中去除有缺失值的樣本，最終進(jìn)入分析的樣本為2782個(gè)。

（二）變量設(shè)置及描述分析

本文的數(shù)據(jù)既包括客觀變量，也包括主觀感知量表，為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量有必要對(duì)各個(gè)變量的測(cè)量和處理進(jìn)行詳細(xì)說明。

1.因變量：城市政府信任

對(duì)于被訪者的政府信任程度，本文采用了該問項(xiàng)：“在本市，您對(duì)下列機(jī)構(gòu)的信任程度如何？”評(píng)估項(xiàng)為：“很不信任”、“不太信任”、“一般”、“比較信任”、“非常信任”，依次賦予1至5等評(píng)分。被評(píng)估的機(jī)構(gòu)包括：社區(qū)居委會(huì)、街道辦、縣（區(qū)）政府、市政府（地級(jí)）、省政府和中央政府。本研究主要關(guān)注農(nóng)民工與城市居民對(duì)城市政府的信任，地方城市政府包括地級(jí)市（區(qū)）政府、縣（區(qū)）政府、街道辦事處。為獲得一個(gè)綜合城市政府信任變量，本研究采用因子分析法將3個(gè)政府信任項(xiàng)目轉(zhuǎn)化為一個(gè)城市政府信任因子。測(cè)量城市政府信任3個(gè)項(xiàng)目的KMO系數(shù)為0.663，總體Bartlett球形檢驗(yàn)卡方值為6476.335（df=3，p＜0.000），測(cè)量項(xiàng)在0.000水平上顯著相關(guān)，符合因子分析的要求。因子分析產(chǎn)生一個(gè)公因子，命名為“城市政府信任”，該公因子的累積方差貢獻(xiàn)率為81.54%（見表1）。

表1　城市政府信任的因子分析

2.自變量、中介變量與控制變量

本文的自變量是戶籍性質(zhì)，根據(jù)戶籍類型把被訪者分為城市居民和農(nóng)民工。樣本中城市居民占29.08%，農(nóng)民工占70.92%。

本文的中介變量包括職業(yè)地位、收入、主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)、社會(huì)信任、正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與等6個(gè)變量。先看主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)，本文采用因子分析處理該變量。問卷中有針對(duì)被調(diào)查城市的綜合測(cè)評(píng)量表，內(nèi)容包括“就業(yè)狀況”、“生活質(zhì)量”、“社會(huì)治安”、“公共服務(wù)”和“政府廉潔”，回答項(xiàng)按李克特量表分為“很差”、“較差”、“一般”、“較好”和“很好”5個(gè)等級(jí)，依次從低到高賦值1至5分。量表評(píng)估表明，5個(gè)測(cè)量指標(biāo)的KMO系數(shù)為0.80，總體Bartlett球形檢驗(yàn)卡方值為4291.420（df=10，p＜0.000），測(cè)量項(xiàng)在0.000水平上顯著相關(guān)，較好地滿足因子分析的要求。因子分析模型解釋總方差的83.90%，最終獲得1個(gè)公因子，命名為“主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)”，如表2所示。

表2　主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)的因子分析

其他客觀中介變量設(shè)置如下。職業(yè)地位根據(jù)邁克爾·豪特（2012）的《流動(dòng)表分析》對(duì)被訪者所填職業(yè)進(jìn)行分類編制，最終分為兩組，一組是上層職業(yè)，另一組是下層職業(yè)。收入采用被訪者2013年家庭年收入為測(cè)量指標(biāo)。社會(huì)信任采用量表“您對(duì)下列人員的信任程度如何”中對(duì)“陌生人”一項(xiàng)的回答，選項(xiàng)包括“很不信任”、“不太信任”、“一般”、“比較信任”和“非常信任”，依次分別賦予1～5的5等評(píng)分，本研究把該變量視為連續(xù)變量使用。關(guān)于兩個(gè)組織活動(dòng)參與變量，本文采用問項(xiàng)“最近3個(gè)月是否參加過下列組織的活動(dòng)”，相應(yīng)的組織包括中共黨組織、共青團(tuán)、工會(huì)、同鄉(xiāng)會(huì)和非政府組織。其中，把參與了中共黨組織、共青團(tuán)和工會(huì)活動(dòng)的設(shè)置為“正式組織活動(dòng)參與”，至少參加一個(gè)組織活動(dòng)為一組，沒有參加任何活動(dòng)為一組；把參與了同鄉(xiāng)會(huì)和非政府組織的設(shè)置為“民間團(tuán)體活動(dòng)參與”，至少參與過一個(gè)團(tuán)體活動(dòng)為一組，沒有參與任何活動(dòng)為一組。

在影響政府信任的控制變量中，本文選擇了年齡、性別、婚姻、教育和黨員身份等基本人口學(xué)特征，這些變量在不同的研究中均有使用，并對(duì)政府信任或多或少有顯著影響，此外還會(huì)控制地區(qū)變量。

（三）分析策略

本文采用中介分析法。近年來中介分析方法又有了不少新的發(fā)展，溫忠麟等人（2014）對(duì)這些進(jìn)展做了總結(jié)，本文將根據(jù)他們總結(jié)的流程對(duì)戶籍分割與地方政府信任之間是否存在中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。下列回歸方程描述了中介分析中變量間的關(guān)系。

在方程（1）中，c為自變量X對(duì)因變量Y的總作用效果；方程（2）中，a為自變量X對(duì)中介變量M

的作用效果；在方程（3）中，b為控制自變量X后，中介變量M對(duì)因變量Y的作用效果，而c'為控制中介變量M后，自變量X對(duì)因變量Y的直接作用效果；e1～e3為回歸殘差。根據(jù)溫忠麟等人（2014）提供的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，首先要檢驗(yàn)戶籍分割對(duì)地方政府信任的回歸系數(shù)c是否顯著；其次判斷戶籍分割對(duì)職業(yè)地位、家庭年收入、主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)、社會(huì)信任、正式組織活動(dòng)參與、民間團(tuán)體活動(dòng)參等6個(gè)中介變量的回歸系數(shù)a是否顯著，以及這6個(gè)中介變量對(duì)地方政府信任的回歸系數(shù)b的顯著性；最后，根據(jù)戶籍分割對(duì)地方政府信任的直接效應(yīng)c'的顯著狀況，進(jìn)一步判斷假定的6個(gè)中介變量在戶籍分割與地方政府信任之間是否存在中介作用。

以往的中介分析僅有一種效應(yīng)，即中介效應(yīng)；但新近發(fā)展的中介分析方法提出在自變量與因變量之間的關(guān)系中增加第三個(gè)變量進(jìn)入分析會(huì)出現(xiàn)三種相似的機(jī)制，分別是中介效應(yīng)（mediation effect）、混淆效應(yīng)（confounding effect）和遮掩效應(yīng)（suppressing effect）。MacKinnon（2000）對(duì)這三種效應(yīng)之間的差異做了細(xì)致區(qū)分。具體而言，中介效應(yīng)變量和混淆效應(yīng)變量均可以減少自變量與因變量之間的總效應(yīng)。兩者的區(qū)別在于，中介效應(yīng)變量處于自變量與因變量的因果鏈條上，而混淆效應(yīng)變量在兩者之間不必然是因果關(guān)系，例如年齡可能會(huì)混淆年收入和癌癥發(fā)生率之間的關(guān)系，年長(zhǎng)的人收入高同時(shí)癌癥的發(fā)生率也高，如果認(rèn)為收入與癌癥發(fā)生率之間存在正向相關(guān)關(guān)系，就忽視了年齡對(duì)兩者的混淆。遮掩效應(yīng)與前兩種效應(yīng)相反，它會(huì)增加自變量與因變量之間的總效應(yīng)，也就是說，控制遮掩變量后自變量對(duì)因變量的作用力會(huì)變大。本研究將以溫忠麟等人（2014）在《中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展》一文所建議的中介作用檢驗(yàn)程序進(jìn)行檢驗(yàn)，具體流程見該文。

四、描述分析與假設(shè)檢驗(yàn)

（一）描述分析

各變量的具體賦值和描述情況見表3。從表中可知，農(nóng)民工的城市政府信任度因子值為55.56，低于城市居民的60.4。從職業(yè)地位看，城市居民以上層職業(yè)居多（占45.61%），農(nóng)民工獲取上層職業(yè)的不到兩成，存在明顯的職業(yè)隔離。家庭年收入方面，農(nóng)民工比城市居民低2.94萬元。雖然在職業(yè)和收入方面，城市居民占優(yōu)勢(shì)，但農(nóng)民工對(duì)政府績(jī)效的主觀評(píng)價(jià)卻比城市居民高。在社會(huì)信任方面，城市居民對(duì)陌生人的平均信任度高于農(nóng)民工，但兩者對(duì)陌生人的信任都處于“不太信任”水平。也就是說，無論農(nóng)民工還是城市居民的社會(huì)信任度都比較低，且差異很小。在組織活動(dòng)參與方面，正式組織和民間團(tuán)體的活動(dòng)參與，農(nóng)民工均明顯低于城市居民?？梢哉f，農(nóng)民工在兩類組織中的參與度幾近于無（前者為2.58%，后者為1.37%）。此外，在控制變量中，農(nóng)民工的平均受教育程度比城市居民低4年多，入黨的比例也非常低。顯著性檢驗(yàn)表明，除了主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)和性別，其他變量均在0.000水平上有顯著差異。

從以上描述分析可知，無論在經(jīng)濟(jì)還是社會(huì)領(lǐng)域，城市中存在明顯的戶籍分割現(xiàn)象。與城市居民相比，農(nóng)民工在各方面都明顯處于劣勢(shì)地位，這與農(nóng)民工的政府信任低于城市居民相一致，且兩者在多方面存在顯著差異。

（二）假設(shè)檢驗(yàn)

1.戶籍性質(zhì)與城市政府信任關(guān)系檢驗(yàn)

表4中模型1顯示了戶籍性質(zhì)對(duì)城市政府信任的OLS穩(wěn)健回歸結(jié)果。從表中可知，在控制年齡、性別等變量后，戶籍性質(zhì)對(duì)城市政府信任具有顯著的負(fù)向影響。也就是說，農(nóng)民工對(duì)城市政府的信任程度顯著低于城市居民，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

2.制度績(jī)效的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)中介分析步驟，第二步檢驗(yàn)戶籍性質(zhì)對(duì)3個(gè)制度績(jī)效變量是否存在顯著影響，回歸結(jié)果見表4。從表中可知，戶籍性質(zhì)對(duì)職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)都有顯著影響。具體而言，農(nóng)民工的職業(yè)地位顯著低于城市居民（見模型2），家庭年收入也顯著低于城市居民（見模型3），但農(nóng)民工對(duì)政府的績(jī)效評(píng)價(jià)顯著高于城市居民（見模型4）。也就是說，雖然農(nóng)民工的職業(yè)地位低、家庭收入低，但在主觀認(rèn)知上卻對(duì)政府在就業(yè)、治安等管理方面所做的工作頗為認(rèn)可。

第三步檢驗(yàn)3個(gè)制度績(jī)效變量對(duì)戶籍性質(zhì)和城市政府信任的關(guān)系是否存在中介效應(yīng)。模型5表明，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)均對(duì)城市政府信任存在顯著影響，此外，收入平方項(xiàng)的結(jié)果表明，家庭年收入對(duì)政府信任的影響呈開口向上的正U型模式，即低收入和高收入群體比中等收入群體的城市政府信任度高。

在職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)的間接效應(yīng)顯著情況下，需要進(jìn)一步考察模型5中戶籍性質(zhì)對(duì)城市政府信任的直接效應(yīng)c'的顯著性以及3個(gè)中介變量的間接效應(yīng)ab與c'的符號(hào)方向。從模型5可知，戶籍性質(zhì)的直接效應(yīng)c'顯著，但根據(jù)MacKinnon等人（2000）關(guān)于中介效應(yīng)和遮掩效應(yīng)（suppressing effects）的判斷方法，可知職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)對(duì)戶籍性質(zhì)和城市政府信任的間接效應(yīng)性質(zhì)不是“中介效應(yīng)”，而是“遮掩效應(yīng)”。具體表現(xiàn)為，一方面職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)等變量的間接效應(yīng)ab均為正號(hào)，與戶籍性質(zhì)的回歸系數(shù)c'負(fù)號(hào)相反；另一方面戶籍性質(zhì)對(duì)城市政府信任的總效應(yīng)c（-2.489）（見模型1）的絕對(duì)值小于直接效應(yīng)c' （-4.099）的絕對(duì)值。如何理解這種“遮掩效應(yīng)”現(xiàn)象？

圖3顯示了職業(yè)地位同戶籍性質(zhì)交互作用對(duì)城市政府信任的影響。從圖中可知，農(nóng)民工的城市政府信任度低于城市居民，同時(shí)上層職業(yè)者的城市政府信任度低于下層職業(yè)者；當(dāng)農(nóng)民工進(jìn)入上層職業(yè)時(shí)，農(nóng)民工的城市政府信任度進(jìn)一步降低，且下降速度比城市居民還快。與此類似，從圖4可知，隨著家庭年收入的上升，城市政府信任形成了先下降后上升的正U型趨勢(shì)，但農(nóng)民工的U型曲線開口明顯比城市居民窄。就是說，在曲線下降階段（農(nóng)民工90%的被訪者家庭年收入在10萬元及以下，城市居民90%的被訪者家庭年收入在15萬元及以下），家庭收入越高，農(nóng)民工對(duì)城市政府的信任度下降比城市居民快。圖5的主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)與城市政府信任的擬合曲線顯示，城市居民的曲線斜率大于農(nóng)民工的，亦即隨著主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)的提高，城市居民對(duì)政府的信任度提升快于農(nóng)民工，于是主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)的提高也會(huì)擴(kuò)大兩者的城市政府信任度差異。由此可見，在沒有控制職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)的情況下，農(nóng)民工與城市居民的城市政府信任度差異被遮掩了，一旦控制兩個(gè)變量，兩者之間的差異旋即擴(kuò)大。

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，H2a、H2b和H2c的中介效應(yīng)假設(shè)不成立，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)等變量在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間的作用機(jī)制不是中介效應(yīng)，而是遮掩效應(yīng)，控制這些變量后，會(huì)顯著擴(kuò)大農(nóng)民工與城市居民之間的政府信任度差異。

3.社會(huì)資本的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文的社會(huì)資本變量包括社會(huì)信任、正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與等3個(gè)變量，回歸結(jié)果見表5。

表3　各變量賦值及描述（N=2782）

從表5可知，戶籍性質(zhì)對(duì)正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與均呈顯著的負(fù)向影響（見模型7和模型8）。就是說，農(nóng)民工在城市中參與各種組織或團(tuán)體的活動(dòng)均顯著低于城市居民，進(jìn)一步從社會(huì)組織網(wǎng)絡(luò)參與角度驗(yàn)證了農(nóng)民工與城市居民之間的社會(huì)資本不平等。模型6表明，戶籍性質(zhì)對(duì)社會(huì)信任沒有顯著影響，說明社會(huì)信任的戶籍差異沒有得到驗(yàn)證。

表4　戶籍性質(zhì)、制度績(jī)效與城市政府信任的穩(wěn)健回歸結(jié)果

結(jié)合第二步中戶籍性質(zhì)對(duì)正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果可知，兩個(gè)變量對(duì)城市政府信任的間接效應(yīng)ab顯著，而社會(huì)信任的間接效應(yīng)ab需要通過Bootstrap法加以檢驗(yàn)（溫忠麟等，2014）。MacKinnon（2004）研究認(rèn)為偏差校正的百分位Bootstrap法（bias-corrected Percentile bootstrap）在檢驗(yàn)中的統(tǒng)計(jì)功效最高。通過bootstrap法抽樣1000次，計(jì)算得到ab的估計(jì)值為0.002，95%置信區(qū)間為（0.001，0.003），置信區(qū)間不包含0，且雙尾檢驗(yàn)顯著（p=0.006），結(jié)果表明社會(huì)信任在戶籍分割與地方政府信任之間的間接效應(yīng)顯著，假設(shè)H3a成立。

再看，模型9中戶籍性質(zhì)的直接效應(yīng)c'（-1. 411）顯著，同時(shí)c'分別與正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與的間接效應(yīng)ab符號(hào)相同，皆為負(fù)號(hào)。由此可以判斷正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間存在部分中介效應(yīng)，效應(yīng)水平顯著。就影響水平看，民間團(tuán)體活動(dòng)參與的對(duì)城市政府信任的影響（5.743）高于正式組織活動(dòng)參與（4.921），同時(shí)前者的間接效應(yīng)（|-11.308|）大于后者（|-6.387|）。換言之，民間團(tuán)體活動(dòng)參與在提升城市政府信任上的作用大于正式組織活動(dòng)參與，缺乏參與民間團(tuán)體活動(dòng)的機(jī)會(huì)對(duì)農(nóng)民工的城市政府影響較大。

上述社會(huì)資本變量的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，假設(shè)H3a、H3b和H3c得到了支持。整體上，社會(huì)資本在戶籍性質(zhì)和城市政府信任之間起部分中介效應(yīng)。

圖3　城市政府信任的戶籍性質(zhì)與職業(yè)

圖4　家庭年收入對(duì)城市政府信任

圖5　主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)對(duì)城市政府信任擬合曲線

四、結(jié)論與政策含義

（一）基本發(fā)現(xiàn)與討論

（1）農(nóng)民工對(duì)城市政府的信任度顯著低于城市居民。樣本分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工對(duì)各級(jí)城市政府的平均信任評(píng)分均低于城市居民，且隨著政府級(jí)別的降低這種信任度差異不斷擴(kuò)大，具體表現(xiàn)為，平均信任度差異從地級(jí)市政府的0.12上升到街道辦事處的0.35，回歸分析確證了這一差異的顯著性。

（2）農(nóng)民工與城市居民在職業(yè)地位、家庭年收入、主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)、正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與等方面存在顯著差異。描述分析表明，農(nóng)民工僅有18.2%的人獲得了上層職業(yè)，而城市居民占有上層職業(yè)的比例近46%；農(nóng)民工2013年的家庭年收入比城市居民低2.94萬元。社會(huì)參與方面，農(nóng)民工僅有不到3%的人參與了中共黨組織、共青團(tuán)和工會(huì)等正式官方組織舉辦的活動(dòng)，而城市居民的比例近31%，兩者的差距懸殊；民間團(tuán)體活動(dòng)的參與也存在類似情況，農(nóng)民工的參與率為1.37%，城市居民的參與比例則有13.97%。顯然，在城市中存在明顯的戶籍隔離問題，農(nóng)民工在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)參與中受到了普遍歧視。雖然如此，農(nóng)民工對(duì)政府績(jī)效的評(píng)價(jià)卻顯著高于城市居民。

（3）值得關(guān)注的是，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)三個(gè)變量在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間不表現(xiàn)為中介效應(yīng)，而是遮掩效應(yīng)?；貧w分析表明，職業(yè)地位越高，城市政府信任越低；主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)越高城市政府信任度越高；家庭年收入對(duì)城市政府信任的作用呈正U型模式。從整體上看，制度績(jī)效在戶籍性質(zhì)和城市政府信任之間起遮掩效應(yīng)，控制這些變量會(huì)顯著擴(kuò)大農(nóng)民工與城市居民之間的政府信任度差異。

（4）社會(huì)信任、正式組織活動(dòng)參與和民間團(tuán)體活動(dòng)參與對(duì)戶籍性質(zhì)和城市政府信任之間的關(guān)系存在部分中介效應(yīng)。回歸分析表明，正式組織活動(dòng)和民間團(tuán)體活動(dòng)的參與可以顯著提高民眾的城市政府信任度，但農(nóng)民工在城市被排斥在黨組織、共青團(tuán)、工會(huì)、同鄉(xiāng)會(huì)和NGO等正式和非正式組織之外，成為他們對(duì)城市政府信任度顯著低于城市居民的重要原因，尤其是民間團(tuán)體活動(dòng)參與機(jī)會(huì)的缺失。社會(huì)信任方面，雖然農(nóng)民工與城市居民沒有顯著差異，但社會(huì)信任的提高可以縮小兩者的城市政府信任度差距。

表5　戶籍性質(zhì)、社會(huì)資本與政府信任的穩(wěn)健回歸結(jié)果

本文考察了微觀層面上的制度績(jī)效和社會(huì)資本變量在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間的作用機(jī)制。從研究結(jié)論可以看出，社會(huì)資本變量對(duì)城市政府信任具有積極影響，這與帕特南為代表的文化解釋學(xué)派的認(rèn)識(shí)相一致，農(nóng)民工對(duì)城市政府不信任部分原因就在于他們?cè)诔鞘械纳鐣?huì)資本缺失，導(dǎo)致他們?cè)谂c政府互動(dòng)中缺乏直接或間接的有效溝通渠道，尤其是民間團(tuán)體活動(dòng)參與機(jī)會(huì)的缺失影響較大。

職業(yè)地位、家庭收入和主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)等對(duì)城市政府信任的影響大概可以從相對(duì)剝奪感角度進(jìn)行解釋。擁有上層職業(yè)和較高家庭收入者可能對(duì)公共服務(wù)的需求大、要求高，權(quán)利意識(shí)強(qiáng)烈，同相關(guān)政府部門接觸的機(jī)會(huì)多，因此城市政府不能滿足其需求進(jìn)而降低信任度的可能性很大；進(jìn)一步說，當(dāng)農(nóng)民工進(jìn)入上層職業(yè)，獲得更多收入時(shí)，由于戶籍分割的存在，城市政府不能滿足公共服務(wù)需求的相對(duì)剝奪感將會(huì)更加強(qiáng)烈，進(jìn)而導(dǎo)致信任度更大幅度的降低。與此類似，從相對(duì)剝奪感看，農(nóng)民工的主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)高于城市居民，可能與農(nóng)民工評(píng)價(jià)的參照對(duì)象有關(guān)，他們更可能是與過往的生活經(jīng)歷相比較，而不是當(dāng)下的打工城市生活。筆者以不公平感對(duì)主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)做調(diào)節(jié)分析發(fā)現(xiàn)，隨著不公平感的上升，城市居民的政府績(jī)效滿意度下降幅度比農(nóng)民工大（見附表和附圖）。也就是說，在其他條件相同的情況下，農(nóng)民工對(duì)政府的公共服務(wù)供給及質(zhì)量的敏感度較城市居民遲鈍，因此他們的城市政府信任度隨主觀政府績(jī)效滿意度提高而上升的速率會(huì)慢一些。

（二）政策含義

以往研究表明，農(nóng)村居民的政治信任顯著高于城市居民（盛智明，2013；Yang Q，Tang W.，2010），④但本研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民進(jìn)入城市打工后，其政府信任度反而低于城市居民。無疑，忽視這種負(fù)面轉(zhuǎn)變很可能對(duì)當(dāng)前及未來很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程帶來不利影響。本文從制度績(jī)效和社會(huì)資本兩個(gè)方面解釋了這種轉(zhuǎn)變的原因，這些發(fā)現(xiàn)具一定的政策意義。

（1）農(nóng)民工在進(jìn)入上層職業(yè)后，不僅與城市居民信任度差異擴(kuò)大，而且在農(nóng)民工群體內(nèi)上下層職業(yè)之間的差異也比城市居民內(nèi)部要大。家庭收入也存在類似的情況。從農(nóng)民工內(nèi)部差異大于城市居民內(nèi)部差異看，城市政府應(yīng)該在現(xiàn)有入戶政策的設(shè)計(jì)和實(shí)施基礎(chǔ)上擴(kuò)大和加快對(duì)那些具有上層職業(yè)、家庭收入較高的農(nóng)民工入戶，緩解這部分農(nóng)民工的信任危機(jī)；而要消弭農(nóng)民工與城市居民之間的信任差異，仍要通過所有農(nóng)民工的市民化才能實(shí)現(xiàn)。

（2）由于主觀政府績(jī)效滿意度的提高可以明顯提高城市政府信任度，同時(shí)這也是農(nóng)民工與城市政府機(jī)構(gòu)的直接互動(dòng)，所以城市政府應(yīng)該設(shè)置一些公共服務(wù)滿意度評(píng)價(jià)機(jī)制，允許農(nóng)民工對(duì)城市政府機(jī)構(gòu)的服務(wù)進(jìn)行評(píng)價(jià)。其好處是，一方面可以反映農(nóng)民工對(duì)政府部門服務(wù)的滿意度，監(jiān)督各部門的工作表現(xiàn)；另一方面可以通過積極改進(jìn)服務(wù)提升農(nóng)民工對(duì)政府的滿意度，進(jìn)而提高其信任度。

（3）正式組織和民間團(tuán)體活動(dòng)的參與都有助于提升城市政府信任度，但當(dāng)前農(nóng)民工在這些組織中的活動(dòng)參與率極低；因此，一方面城市黨組織、共青團(tuán)和工會(huì)等正式組織應(yīng)該深入到農(nóng)民工群體中開展活動(dòng)，幫助他們解決問題，協(xié)調(diào)他們與其部門、組織和群體的關(guān)系；另一方面同應(yīng)該開放、鼓勵(lì)和引導(dǎo)同鄉(xiāng)會(huì)、聯(lián)誼會(huì)和NGO等城市民間團(tuán)體的發(fā)展，為農(nóng)民工參與組織活動(dòng)提供更多機(jī)會(huì)。路易斯·芒福德在《城市是什么？》一文中明確指出，城市生活的一個(gè)重要特征就是“不同團(tuán)體通過經(jīng)濟(jì)合作得以維持，其性質(zhì)或者是共同自治的，或者是被公開管理的”，“正是在城市中，人們表演各種活動(dòng)并獲得關(guān)注，人、事、團(tuán)體通過不斷的斗爭(zhēng)與合作，達(dá)到更高的契合點(diǎn)?！保⒏５?，2006：3）。芒福德所揭示的城市本質(zhì)，其啟示是顯而易見的，把占據(jù)城市人口構(gòu)成重要組成部分的農(nóng)民工排除在城市組織團(tuán)體活動(dòng)之外，無疑違背了城市發(fā)展的基本規(guī)律。

（感謝南京大學(xué)劉林平教授、吳愈曉教授、畢先進(jìn)、王開慶、朱艷婷、李瀟曉、陳立娟、蔣和超以及華東理工大學(xué)孫中偉博士和中南大學(xué)雍昕博士等同仁的指導(dǎo)和幫助。作者文責(zé)自負(fù)。）

注釋：

①除上述說明外，本文還比較了以往政府信任的測(cè)量研究，發(fā)現(xiàn)本次調(diào)查的農(nóng)民工和城市居民對(duì)政府信任分布情況表現(xiàn)出一貫的“央強(qiáng)地弱”態(tài)勢(shì)，與以往的國(guó)內(nèi)調(diào)查發(fā)現(xiàn)相一致（Li，Lianjiang.，2004；胡榮，2007，2011；肖唐鏢、王欣，2010；符平，2013，高學(xué)德、翟學(xué)偉，2013），也表明這種測(cè)量方式具有很高的效度。

②在本文中，需要注意區(qū)別城鎮(zhèn)常住人口、城鎮(zhèn)人口和農(nóng)民工等概念。城鎮(zhèn)常住人口是指長(zhǎng)期居住于城鎮(zhèn)的人口，包括城鎮(zhèn)戶籍人口和外來非戶籍人口。城鎮(zhèn)人口僅指具有本地城鎮(zhèn)戶籍的人口，不包括外來城鎮(zhèn)戶籍人口。農(nóng)民工屬于城鎮(zhèn)常住人口，但沒有城鎮(zhèn)戶籍。

③本文關(guān)注的是農(nóng)民工和市民對(duì)城市政府的信任，所以僅在政府機(jī)構(gòu)層面上進(jìn)行討論。

④這里需要注意，盛智明（2013）和Yang等人（2010）研究的是政治信任，其內(nèi)容包含了中央至地方各級(jí)政府及相關(guān)的行政、事業(yè)機(jī)構(gòu)，這與本文單純的城市政府信任有一定的差異。

附表不公平感與主觀政府績(jī)效評(píng)價(jià)的調(diào)節(jié)作用模型

注：顯著性水平：+p＜0.10，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。

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（編輯：部娜）

D668

A

1009-4997（2016）03-0098-13

2016－05-15

范長(zhǎng)煜（1985-），男，南京大學(xué)社會(huì)學(xué)院博士生，研究方向：勞工研究。

本文為教育部2013年度哲學(xué)社會(huì)科學(xué)重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“戶籍限制放開背景下促進(jìn)農(nóng)民工中小城市社會(huì)融合的社會(huì)管理和服務(wù)研究”（批準(zhǔn)號(hào)：13JZD018）的階段性成果之一。