齊秀琳 伍駿騫

(1.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001；2.西南財經(jīng)大學(xué) 中國西部經(jīng)濟研究中心，四川 成都 610000)

身份異質(zhì)性、差序格局與社會信任

齊秀琳1伍駿騫2

(1.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001；2.西南財經(jīng)大學(xué) 中國西部經(jīng)濟研究中心，四川 成都 610000)

本文構(gòu)建了身份異質(zhì)性對社會信任影響機制的非合作博弈模型，采用2013年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)進行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)：基于民族和宗教的身份異質(zhì)性并不影響社會信任，基于收入差距的身份異質(zhì)性對社會信任有顯著負(fù)向影響；基于收入差距的身份異質(zhì)性對社會信任的影響有賴于個體對其當(dāng)前身份的認(rèn)同；基于差序格局的身份異質(zhì)性使社會信任呈現(xiàn)出以個體為中心的嵌套式的“同心圓”結(jié)構(gòu)。

身份異質(zhì)性；差序格局；社會信任；族群差異；收入差距

一、引言

基于身份差異的不同群體間的互動模式及效應(yīng)，一直是制度經(jīng)濟學(xué)和政治經(jīng)濟學(xué)研究的熱點話題①。本文考察身份差異與社會信任間的關(guān)系。社會信任作為社會資本的重要組成部分，對經(jīng)濟增長、制度質(zhì)量、腐敗以及集體行動等皆有重要影響。決定社會信任水平的因素可分為個體特征和社會特征，前者包括個體的性別、年齡、收入、教育程度、婚姻狀況和生活經(jīng)歷等；后者主要包括因某種社會屬性的不同而帶來的群體差異，如種族、民族、宗教信仰和收入差距等。由于群體差異往往賦予某類人群一個標(biāo)簽或身份(如種族差異將人分為“白人”與“黑人”，信仰差異將人分為“信徒”與“非信徒”，收入差異將人分為“富人”與“窮人”等)，因此本文將其稱為“身份異質(zhì)性”(identity heterogeneity)②。

關(guān)于民族或種族身份異質(zhì)性對社會信任的影響，Alesina和La Ferrara在控制個體特征后發(fā)現(xiàn)族群差異越大的地區(qū)社會信任水平越低[1]。Hooghe等對歐洲數(shù)據(jù)的分析結(jié)果表明，族群差異對社會信任的負(fù)向影響主要在個體層面，在國家層面并不顯著[2]。Putnam、Wang和Steiner從語言差異角度論證了種族身份異質(zhì)性對社會信任水平有顯著負(fù)向影響[3][4]。關(guān)于宗教身份異質(zhì)性對社會信任的影響，Zak和Knack認(rèn)為“等級型的宗教”(hierarchical religion)與其他宗教相比更不利于社會信任的形成，原因在于前者對社會的垂直分割比整合作用更強[5]。Johanssonstenman等在孟加拉國的實驗表明，印度教徒和穆斯林都更傾向于相信自己教派的人[6]。 Chuah等進一步從“歧視”形成的角度討論了宗教對社會信任的影響機制[7]。關(guān)于收入身份異質(zhì)性對社會信任的影響,Gustasson 和 Jordahl利用瑞典數(shù)據(jù)證明收入不平等對社會信任有顯著負(fù)向影響[8]。李濤等采用2004年對廣東省城市居民的調(diào)查數(shù)據(jù)，證明個人因素、社區(qū)因素和社會因素三者皆會顯著影響居民的社會信任水平，其中在對社區(qū)因素影響的考察中，他們發(fā)現(xiàn)相對收入水平對社會信任沒有影響[9]。申廣軍和張川川通過對中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)收入分配不平等會顯著降低城鄉(xiāng)居民的社會信任水平，并明確指出社會地位的分化是主要的影響渠道[10]。

上述對不同層面、不同地區(qū)的研究雖能深化我們對身份異質(zhì)性與社會信任之間關(guān)系的認(rèn)識，但它們在理解中國現(xiàn)實時仍有不足。首先，雖然近年來中國社會中(尤其在農(nóng)村)宗教發(fā)展非常迅猛，并在一些社會性事務(wù)上發(fā)揮了相當(dāng)作用，但中國畢竟不是宗教社會，宗教力量對社會群體的整合和分化作用十分有限[11][12]。類似的還有族群問題，與西方相比，中國社會不僅少有基于人種的族群劃分，民族之間的大規(guī)模緊張關(guān)系也不多見。這意味著在中國語境下，宗教和族群可能并不影響社會信任或影響程度較低，這不同于以西方社會為主要研究對象的學(xué)界共識。第二，在收入階層尚未固化的中國社會[13]，收入階層間的流動性使收入身份異質(zhì)性并不穩(wěn)定，那么個體如何認(rèn)識自己在目前和未來社會收入譜系中的地位和身份就可能會影響其社會信任水平。第三，中國社會的一個重要特征是人際關(guān)系呈差序格局分布。在差序格局下，每個人都以自己為中心結(jié)成網(wǎng)絡(luò)，這就像把一塊石頭扔到湖水中，和別人所形成的社會關(guān)系，像水的波紋一樣一圈圈推出去，愈推愈遠，也愈推愈薄[14](P23—29)。因此，不同于西方社會僅因收入、族群、宗教等差異帶來“團體格局”式的身份異質(zhì)性，中國亦有根據(jù)親緣或地緣關(guān)系形成的差序格局式的身份異質(zhì)性。本文認(rèn)為，這種基于差序格局的身份異質(zhì)性會對社會信任產(chǎn)生不同于西方的、中國式的深刻影響。

基于上述認(rèn)識，為進一步理解中國語境下身份異質(zhì)性對社會信任的影響，本文構(gòu)建了一個非合作博弈模型，并采用2013年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)進行了實證分析。本文不僅考察了各種身份異質(zhì)性是否影響社會信任水平，而且深入討論了基于收入和差序格局的身份異質(zhì)性的影響機制。與以往文獻相比，本文可能的貢獻在于：首先，以規(guī)范的博弈模型來討論身份異質(zhì)性與社會信任間的經(jīng)濟邏輯；其次，將中國當(dāng)前的社會結(jié)構(gòu)和傳統(tǒng)文化納入分析，刻畫了中國語境下身份異質(zhì)性與社會信任間的關(guān)系。由于考慮了以往文獻未予重視的收入階層間的流動性和社會的差序格局特征，本研究將有助于更好地理解中國現(xiàn)實。

本文剩余部分安排如下：第二部分構(gòu)建理論模型并提出假設(shè)；第三部分為數(shù)據(jù)來源、變量測度及說明；第四部分驗證假設(shè)并進行穩(wěn)健性檢驗；第五部分總結(jié)全文。

二、理論分析與研究假設(shè)

社會信任作為一種人的心理狀態(tài)或偏好，本身無法利用一般的經(jīng)濟學(xué)理論進行建模。但是根據(jù)顯示性偏好理論的邏輯，即人的現(xiàn)實行動能夠顯示其內(nèi)在的偏好特征，可以認(rèn)為人們在社會中表現(xiàn)出的行動本身代表了其內(nèi)在的社會信任水平[15]。這構(gòu)成了本文建模的基本理論依據(jù)。

在博弈中，當(dāng)兩個博弈參與者達成“合作”均衡，本文就認(rèn)定他們是互相信任的。但是由于非合作博弈下的均衡具有自我實施性，僅僅把信任等同于合作將使得對兩者關(guān)系的推演陷入循環(huán)論證。為避免此困境，也為更準(zhǔn)確地刻畫現(xiàn)實，本文假設(shè)博弈參與者在決策中有一定概率發(fā)生系統(tǒng)性和非系統(tǒng)性的“顫抖”[16]。非系統(tǒng)性的“顫抖”是指在博弈某一期，當(dāng)“合作”為占優(yōu)策略，參與者卻選擇“不合作”；系統(tǒng)性的“顫抖”是指在博弈的每一期，即使“合作”為占優(yōu)策略，參與者卻始終選擇“不合作”。后者用以刻畫身份異質(zhì)性存在時的個體行為方式：博弈參與者將以一貫的“不理性”在“合作”策略收益更大時拒絕合作。

更具體的，設(shè)博弈參與者為A、B二人，博弈為A先行動的兩期序貫博弈。為簡化分析，也為將分析聚焦于參與者在決策時的“顫抖”對均衡的影響，設(shè)若A在第一期選擇“不合作”，博弈結(jié)束；設(shè)若B在第一期選擇“合作”，他將在第二期繼續(xù)選擇“合作”。

(一)無身份異質(zhì)性

作為基準(zhǔn)，本文首先考察沒有身份異質(zhì)性時的情況。博弈樹見圖1。

圖1 博弈樹：無身份異質(zhì)性

(二)有身份異質(zhì)性

沒有證據(jù)表明身份異質(zhì)性的影響必然是雙向的，為簡化分析，設(shè)博弈中A的策略選擇不會直接受到身份異質(zhì)性的影響，但與A有身份異質(zhì)性的B將以ε的概率在博弈兩期都拒絕合作。表現(xiàn)在博弈樹上，B在決策中以ε的概率發(fā)生系統(tǒng)性“顫抖”，博弈兩期始終選擇“不合作”。博弈的其他特征均與“無身份異質(zhì)性”的模型相同。博弈樹見圖2。

與“無身份異質(zhì)性”的模型不同，若B在第一期“不合作”，A不能判斷該行為是出自B在行動時不小心所致的非系統(tǒng)性“顫抖”，還是身份異質(zhì)性所致的系統(tǒng)性“顫抖”，這時A無法進行信念上的貝葉斯更新，逆推法失效。但是，我們可以找到該博弈的一個評估均衡。在均衡中，A在第一期選擇“合作”，B在第二期選擇“合作”，而其他所有策略都是混合策略。這意味著，A在第二期和B在第一期選擇“合作”或“不合作”對他們應(yīng)該是無差異的。

圖2 博弈樹：有身份異質(zhì)性

(三)研究假設(shè)

1.身份異質(zhì)性與社會信任

根據(jù)上文分析，在沒有身份異質(zhì)性時，形成“合作”均衡的概率π1=1；當(dāng)有身份異質(zhì)性時，形成“合作”均衡的概率π2=(1-p)+pq。因為p<1，q<1，有pq

H1:身份異質(zhì)性會降低區(qū)域內(nèi)個體社會信任水平。

由于可直接驗證的身份異質(zhì)性包括民族身份異質(zhì)性、宗教身份異質(zhì)性和收入身份異質(zhì)性，我們將假設(shè)1細(xì)化為3個假設(shè)：

H1a：民族身份異質(zhì)性會降低區(qū)域內(nèi)個體社會信任水平；

H1b：宗教身份異質(zhì)性會降低區(qū)域內(nèi)個體社會信任水平；

H1c：收入身份異質(zhì)性會降低區(qū)域內(nèi)個體社會信任水平。

2.收入身份異質(zhì)性與社會信任

上文模型中的一個隱含假設(shè)為個體身份不會發(fā)生變化。從本質(zhì)上而言，正是這種身份的不可變性導(dǎo)致了擁有不同身份的個體間的隔閡，進而表現(xiàn)為較低的社會信任水平。對民族和宗教所賦予的個體身份來說，在可預(yù)期的未來是很難變動的，但收入差距所賦予的個體身份卻有所不同。中國目前的收入階層間雖有流動性減弱的趨勢，但尚未形成固化的收入階層[18]，個體“窮人”或“富人”的身份并非如其所屬民族或所信仰宗教般一成不變。因此，收入身份異質(zhì)性與社會信任間的關(guān)系需要進一步討論。

如果一個“窮人”并不認(rèn)同自己當(dāng)前的身份，認(rèn)為自己在可預(yù)見的未來有機會成為“富人”，在模型中，這意味著雖然有身份異質(zhì)性，但ε=0，即因為身份差異導(dǎo)致堅決不合作的概率為0。這時模型實際上退化為無身份異質(zhì)性時的情形，根據(jù)上文分析，“信任”將始終存在。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

H2：收入身份異質(zhì)性是否會降低區(qū)域內(nèi)個體社會信任水平，取決于個體對其目前身份的認(rèn)同與否。

3.差序格局與社會信任

H3：基于差序格局的身份異質(zhì)性使社會信任呈現(xiàn)以個體為“圓心”的“同心圓”結(jié)構(gòu)，越接近圓心，越為“自己人”，越可信任；越遠離圓心，越為“外人”，越不可信任。

三、數(shù)據(jù)來源、變量測度及說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2013年的數(shù)據(jù)為研究樣本。在CGSS(2013)中，除包含被調(diào)查者的性別、教育程度、政治面貌、健康狀況等個人特征外，還包含民族、宗教、收入等相關(guān)信息，這為計算區(qū)域內(nèi)的身份異質(zhì)性指標(biāo)提供了數(shù)據(jù)支持。另外，問題“一般來說，您對現(xiàn)在社會上的陌生人是否信任？”使測度個體社會信任水平成為可能。本文以CGSS(2013)為原始數(shù)據(jù)，剔除涉及收入、信任等指標(biāo)的異常樣本，共獲得8040個觀測值的數(shù)據(jù)。

(二)變量測度及方法

1.社會信任水平指標(biāo)

信任分為一般性信任和特殊性信任。前者指陌生人間的信任，后者指基于面對面交往和聲譽機制形成的熟人間的信任關(guān)系。正如Fukuyama所言，當(dāng)“社會上共享一系列促成對規(guī)則遵守和誠信行為的道德標(biāo)準(zhǔn)時，陌生人之間的信任會增加”，因此我們把個體對陌生人的信任水平作為衡量社會信任度的指標(biāo)[17]。在調(diào)查問卷中，對問題“一般來說，您對現(xiàn)在社會上的陌生人是否信任”的回答包括從低到高5個選項：“非常不信任”“不信任”“一般”“信任”和“非常信任”。為避免高估社會信任程度，我們將選擇“信任”或“非常信任”的個體社會信任水平賦值為1，將選擇其他選項的個體社會信任水平賦值為0，由此構(gòu)造關(guān)于社會信任的0-1變量。

2.身份異質(zhì)性

考慮到在中國少有基于種族的族群問題，本文直接驗證的身份異質(zhì)性包括民族身份異質(zhì)性、宗教身份異質(zhì)性和收入身份異質(zhì)性。對本文十分關(guān)心的另一種身份異質(zhì)性，即基于差序格局的身份異質(zhì)性，由于缺少能直接衡量的指標(biāo)，本文將以間接的方式檢驗其對社會信任的影響。

3.控制變量

參照以往研究，本文將個體年齡、性別、教育程度、收入的對數(shù)、是否黨員、身體狀況、是否全職工作、18歲以下子女個數(shù)、是否結(jié)婚和所在地作為控制變量[9][18][19]。本文的主要變量及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計說明

從表1來看，個體社會信任水平的均值僅為0.193，方差為0.395，這意味著中國社會中人們的社會信任水平較低，且各地有一定差別。關(guān)于身份異質(zhì)性指標(biāo)，民族身份異質(zhì)性指標(biāo)的均值為0.067，方差為0.124，說明中國雖民族眾多，但在村(社區(qū))層面的民族身份異質(zhì)性較小。宗教身份異質(zhì)性指標(biāo)均值為0.143，方差為0.143，表明村(社區(qū))層面的宗教身份異質(zhì)性并不大，這與中國非宗教國家這一特征十分相符。收入身份異質(zhì)性指標(biāo)，即基尼系數(shù)均值為0.400，小于國家統(tǒng)計局2013年公布的全國范圍內(nèi)的基尼系數(shù)0.473。這可能是因為本文基尼系數(shù)是按照地區(qū)數(shù)據(jù)計算得到的，其均值平衡了區(qū)域間的差異。

四、計量結(jié)果分析

(一)身份異質(zhì)性與社會信任

為考察身份異質(zhì)性對社會信任的影響，模型設(shè)置如下：

(1)

其中，trust為因變量，代表個體的社會信任水平。由于trust為0-1變量，本文采用logit模型進行估計，計量軟件為stata13。為了處理嵌套型數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問題，本文以聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差代替原標(biāo)準(zhǔn)差進行假設(shè)檢驗。主要自變量包括民族身份異質(zhì)性指標(biāo)EFI_nation、宗教身份異質(zhì)性指標(biāo)EFI_religion和收入身份異質(zhì)性指標(biāo)gini。controli為控制變量。

表2中的列(1)報告了身份異質(zhì)性對社會信任影響的回歸結(jié)果。民族和宗教身份異質(zhì)性的影響在統(tǒng)計上并不顯著，基于收入差距的身份異質(zhì)性對個體社會信任產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，區(qū)域內(nèi)gini系數(shù)每增加1個單位，個體社會信任水平隨之下降0.17個單位③，這與Knack、Uslaner以及申廣軍和張川川的結(jié)論相同[20][21][10]。

表2 身份異質(zhì)性與社會信任

注：***、**、*分別表示通過1%、5%和10%的顯著性檢驗；括號內(nèi)為t值；限于篇幅，控制變量回歸結(jié)果未予列示，留存?zhèn)渌鳌Ｏ卤硗?/p>

由表2可知，實證結(jié)果支持了H1c，拒絕了H1a和H1b。就民族身份異質(zhì)性而言，首先，中國雖有多達56個民族，但多數(shù)區(qū)域為漢族聚居區(qū)，同時，少數(shù)民族的區(qū)域自治政策也減少了同一區(qū)域內(nèi)多民族混居的情況。根據(jù)CGSS(2013)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，村(社區(qū))一級層面上，僅有不到1/3的地區(qū)(31.7%)存在多民族混居，這自然會減少由民族差異而導(dǎo)致的區(qū)域內(nèi)族群分割及因族群分割而導(dǎo)致的身份差異，進而降低民族身份異質(zhì)性對個體社會信任水平的影響。其次，即使在多民族聚居地區(qū)，中國境內(nèi)也少有因民族矛盾產(chǎn)生的大規(guī)模緊張狀態(tài)，這與一些民族矛盾根深蒂固的多民族國家十分不同。就宗教身份異質(zhì)性而言，雖然在村(社區(qū))層面上有68.6%的地區(qū)存在基于宗教的身份異質(zhì)性，但信教群體將信仰其他宗教者或無神論者視作“異教徒”的現(xiàn)象在中國社會中非常罕見。此外，中國宗教組織的事務(wù)性功能也比宗教國家弱得多。根據(jù)Greif的觀點，作為制度要素的組織和信念之間是相互促進的，因此中國宗教先天弱質(zhì)的組織功能會降低宗教信念本身[22]。這也就意味著，宗教在中國社會中無論是對人群的分割抑或整合作用都不足，反映在實證結(jié)果中，即為宗教身份異質(zhì)性對個體社會信任沒有影響。

(二)收入身份異質(zhì)性與社會信任

為驗證H2，我們分別對“非務(wù)農(nóng)者”和“務(wù)農(nóng)者”、“不學(xué)習(xí)者”和“學(xué)習(xí)者”兩組子樣本進行回歸。關(guān)于子樣本劃分，針對問題“您的工作經(jīng)歷及狀況是？”，我們將回答“目前從事非農(nóng)工作”的個體視為“非務(wù)農(nóng)者”，將回答“目前務(wù)農(nóng)，沒有過非農(nóng)工作”的個體視為“務(wù)農(nóng)者”；針對問題“在過去一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時間學(xué)習(xí)充電？”，我們將回答“經(jīng)?！焙汀胺浅ｎl繁”的個體視為“學(xué)習(xí)者”，其他個體視為“不學(xué)習(xí)者”。

首先，相對于“務(wù)農(nóng)者”，“非務(wù)農(nóng)者”面對更為復(fù)雜的社會環(huán)境，處于個體掌控之外的收入影響因素更多。換言之，“非務(wù)農(nóng)者”會更傾向于將因收入而帶來的個人身份歸結(jié)于外部環(huán)境。那么如果H2成立，相較于“務(wù)農(nóng)者”，收入身份異質(zhì)性對“非務(wù)農(nóng)者”的社會信任影響更大。第二，當(dāng)其他條件不變時，“學(xué)習(xí)者”在空閑時間進行學(xué)習(xí)的行為本身就顯示了他比“不學(xué)習(xí)者”更相信自身努力對改變目前境遇的作用，他將更不認(rèn)同其基于目前收入獲得的身份。相反，“非學(xué)習(xí)者”更傾向于將由目前收入所決定的身份視作不可控的外部環(huán)境的結(jié)果。那么如果H2成立，則相較于“學(xué)習(xí)者”，“不學(xué)習(xí)者”的收入身份異質(zhì)性會對其社會信任產(chǎn)生更大的影響。估計方程如下：

(2)

表2中的列(2)和列(3)分別報告對“非務(wù)農(nóng)者”和“務(wù)農(nóng)者”子樣本進行回歸的結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，對“非務(wù)農(nóng)者”而言，收入身份異質(zhì)性每增加1個單位，個體社會信任水平降低0.21個單位；對“務(wù)農(nóng)者”而言，收入身份異質(zhì)性雖對個體社會信任產(chǎn)生負(fù)向影響，但在統(tǒng)計上并不顯著。由此可見，相較于“務(wù)農(nóng)者”，“非務(wù)農(nóng)者”的收入身份異質(zhì)性對其社會信任水平的影響更大，驗證了H2。表2中的列(4)和列(5)分別為對“不學(xué)習(xí)者”和“學(xué)習(xí)者”子樣本的回歸結(jié)果。對“不學(xué)習(xí)者”而言，收入身份異質(zhì)性每增加1個單位，則個體社會信任水平降低0.17個單位；對“學(xué)習(xí)者”而言，收入身份異質(zhì)性對個體社會信任的負(fù)向影響在統(tǒng)計上并不顯著。這意味著，相較于“學(xué)習(xí)者”，“不學(xué)習(xí)者”的收入身份異質(zhì)性對其社會信任水平影響更大。這與我們的推論一致，進一步驗證了H2。

(三)基于差序格局的身份異質(zhì)性與社會信任

基于差序格局的身份異質(zhì)性本身很難通過指標(biāo)構(gòu)建來直接測度，因此本文通過考察收入身份異質(zhì)性的影響在差序格局下的不同變化，來間接探求基于差序格局的身份異質(zhì)性對個體社會信任的影響。本文以兩種間接的方法驗證H3。首先，將與親人、朋友聯(lián)系的密切度作為衡量個體對熟人信任水平的指標(biāo)，并將因變量由個體的社會信任替換為對熟人的信任，CGSS(2013)問卷中，詢問了被調(diào)查者“您和親人、朋友之間的接觸和聯(lián)系的情況怎么樣？”，答案有“非常不密切”“不密切”“一般”“密切”“非常密切”5個選項，并分別賦值為1～5。為避免高估個體對熟人的信任度，我們將選擇4或5的個體對熟人的信任水平賦值為1，將其他個體對熟人的信任水平賦值為0。如果H3成立，則推論是，收入身份異質(zhì)性不會降低個體對熟人的信任水平。估計方程為模型(3)：

(3)

其中，trust_fami為個體對熟人的信任指標(biāo)，該指標(biāo)為0-1變量，估計方程為logit模型。

上述作法雖可大致判斷差序格局下身份異質(zhì)性與個體社會信任間的關(guān)系，但是由于本文所考察的核心被解釋變量是個體的社會信任，因此用對熟人的信任指標(biāo)代替社會信任會造成估計上的偏差。另外，上述作法也只能判斷基于差序格局的身份異質(zhì)性是否影響個體信任，而不能測度該影響的結(jié)構(gòu)性特征。為此，本文進一步比較省級、市級、鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)和村(社區(qū))級的收入身份異質(zhì)性對個體社會信任的影響。從直覺上來說，似乎區(qū)域范圍越小，與個體生活越相關(guān)，收入身份異質(zhì)性對其社會信任的影響會越大。但是，如果H3成立，即個體依據(jù)差序格局下的身份認(rèn)同將人群分為“自己人”和“外人”，對“自己人”的社會信任大于對“外人”的社會信任，那么范圍越大區(qū)域的收入身份異質(zhì)性對社會信任的影響反而應(yīng)該越強，其背后的邏輯為，隨著“圈子”范圍的擴大，人群中“自己人”的比例會降低。估計方程為模型(4)：

(4)

其中，gini1、gini2、gini3和gini4分別代表省、市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)和村(社區(qū))四個層級上的收入身份異質(zhì)性?；貧w結(jié)果見表3。

表3中的列(6)報告了收入身份異質(zhì)性對個體熟人信任水平的影響。從結(jié)果上來看，與對個體社會信任的影響不同，當(dāng)收入身份異質(zhì)性每增加1個單位，個體對熟人的信任水平反而增加了0.14個單位。一個可能的解釋是，就個體而言，對熟人與對陌生人的信任在一定程度上存在替代性。也就是說，當(dāng)收入身份異質(zhì)性提高，個體對陌生人抱有更不可信任的態(tài)度時，將更傾向于相信所謂的“自己人”。這與我們的推論一致，從而從一個方面驗證了H3。

表3中的列(7)至列(10)分別報告了省、市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)和村(社區(qū))四個層級收入身份異質(zhì)性對個體社會信任的影響。實證結(jié)果再次與我們的推論一致，以個體為圓心的“圈子”越小，收入身份異質(zhì)性對個體社會信任水平的影響越小。省、市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)(街道)和村(社區(qū))級收入身份異質(zhì)性每增加1個單位，個體社會信任水平分別降低0.58、0.24、0.20和0.17個單位。這說明基于差序格局的身份異質(zhì)性不僅會降低個體社會信任水平，而且這種影響呈現(xiàn)嵌套式的“同心圓”結(jié)構(gòu)，即隨著圈層的縮小，人群中所謂“自己人”的比例越高，個體的社會信任水平越高，這進一步驗證了H3。

表3 身份異質(zhì)性、差序格局與社會信任

(四)穩(wěn)健性檢驗

在CGSS(2013)中，對社會信任水平的測度來自問題“一般來說，您對現(xiàn)在社會上的陌生人是否信任？”，該問題的選項包括“非常不信任”“不信任”“一般”“信任”“非常信任”5項，并分別賦值為1、2、3、4、5。這使我們能夠以oprobit和ologit模型重新進行估計?；貧w結(jié)果顯示，各種身份異質(zhì)性對個體社會信任水平的影響是穩(wěn)健的，不隨估計方法的改變而改變。另外，由于衡量收入身份異質(zhì)性的指標(biāo)gini系數(shù)為區(qū)域變量，因此內(nèi)生性問題不會十分嚴(yán)重，但為了進一步確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，我們依然采用工具變量法(IV)對其內(nèi)生性進行處理。參考Alesina將本地從事制造業(yè)的勞動力比例作為gini系數(shù)工具變量的做法，我們將本地在黨政機關(guān)或事業(yè)單位工作的勞動力比例作為工具變量[1]?；貧w結(jié)果顯示，當(dāng)引入工具變量后，收入身份異質(zhì)性對個體信任水平的影響系數(shù)有很大提高，且在5%的水平上顯著(囿于篇幅，本文沒有報告上述回歸結(jié)果)。

五、結(jié)論

為考察身份異質(zhì)性對個體社會信任的影響，本文以非合作博弈模型構(gòu)建了分析框架并提出了一系列假設(shè)，進而利用CGSS(2013)數(shù)據(jù)進行驗證。本文的研究表明：第一，基于民族和宗教的身份異質(zhì)性不會影響個體社會信任；第二，基于收入差距的身份異質(zhì)性是否影響社會信任，取決于個體對自己目前身份的認(rèn)同與否；第三，基于差序格局的身份異質(zhì)性對個體社會信任的影響呈現(xiàn)嵌套式的“同心圓”結(jié)構(gòu)。

個體社會信任水平的提高是一個長期的過程，其中，如何處理社會中的身份異質(zhì)性是十分重要的環(huán)節(jié)。本文的發(fā)現(xiàn)對提高社會信任水平具有一定的政策涵義：首先，民族和宗教賦予個體的身份本身是很難改變的，而這種身份差異所導(dǎo)致的族群沖突在全球范圍內(nèi)屢見不鮮。為提高社會信任水平，推行良性的民族和宗教政策、化解民族和宗教矛盾十分必要。第二，收入差距本身并不對社會信任產(chǎn)生影響，但收入階層的固化會降低社會信任水平。當(dāng)前中國的收入差距較大，且收入階層有相對固化的趨勢，這亟須相應(yīng)的經(jīng)濟、社會政策予以應(yīng)對。最后，中國社會獨特的差序格局結(jié)構(gòu)通過賦予人們基于親緣或地緣的某種身份，進而影響其社會信任水平。這種差序格局特征在短期內(nèi)不會發(fā)生根本性的改變，其對社會信任的結(jié)構(gòu)性影響會一直存在，因此在制定和推行相關(guān)政策時應(yīng)予以充分的考慮。

注釋：

①在2013年NBER的項目報告中，Alesina將該問題作為當(dāng)前和未來政治經(jīng)濟學(xué)研究中最重要的論題列在首要的位置。

②在文獻中，群體差異一般被稱為“社區(qū)異質(zhì)性”(heterogeneity of community)，但因為中文“社區(qū)”一詞與英文“community”含義并不完全重疊，且這種基于社會屬性的異質(zhì)性將以個體的某種身份為載體并發(fā)揮作用，故而本文認(rèn)為將其定義為“身份異質(zhì)性”(identity heterogeneity)更為合適。相應(yīng)的，基于民族、宗教、收入差距形成的身份異質(zhì)性在下文中分別簡稱為“民族身份異質(zhì)性”“宗教身份異質(zhì)性”和“收入身份異質(zhì)性?！?/p>

③由于logit回歸模型的估計參數(shù)并不是直接的邊際效應(yīng)，需要通過stata命令mfx計算得出邊際效應(yīng)，如估計方程中變量gini的回歸系數(shù)為-1.129，則邊際效應(yīng)為-0.18。下文中處理方式相同。

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(責(zé)任編輯：胡浩志)

2016-12-06

國家自然科學(xué)基金項目“空間計量經(jīng)濟學(xué)視角下產(chǎn)業(yè)集群對農(nóng)村減貧作用的研究”(71503212)

齊秀琳(1986— )，男，河南洛陽人，鄭州大學(xué)商學(xué)院講師，博士； 伍駿騫(1986— )，男，四川自貢人，西南財經(jīng)大學(xué)中國西部經(jīng)濟研究中心講師，博士。

F323.89

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1003-5230(2017)02-0041-09