摘要：普遍信任對社會安定與協(xié)調發(fā)展十分重要?；贑GSS2015數(shù)據(jù)，文章對普遍信任的兩個影響因素，即媒介使用與社會經(jīng)濟地位進行分析。研究結果顯示：一是使用傳統(tǒng)媒體表現(xiàn)出高普遍信任，使用新媒體表現(xiàn)出低普遍信任；二是客觀經(jīng)濟地位對普遍信任的預測程度不如主觀社會地位，但普遍信任值隨社會階層認同的提高而提高。因此，提升普遍信任水平，仍須加強主流媒體的正向報道，主動回應民眾關切；同時著力推進民生工程建設，以增強民眾社會階層認同和幸福感。

關鍵詞：媒介使用；社會經(jīng)濟地位；社會階層認同；幸福感；普遍信任

中圖分類號：C912.6 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8883（2022）02-0001-03

一、引言

有關中國人際信任問題的討論一直是社會的焦點之一。社會結構分化以及人口大量激增讓人與人之間的關系逐漸疏遠，熟人比例下降，陌生人比例上升，隨之而來的是社會成員間信任因素減少、影響社會團結穩(wěn)定的不確定性增加。大量信任問題層出不窮，似乎也與“信任危機”的論斷不謀而合。由此，探究普遍信任的提升成為一項十分重要的議題。一方面，普遍信任表現(xiàn)出的積極預期為社會成員之間達成合作提供可能，也為集體行動困境提供合理的解決方案。另一方面，通過社會矛盾的緩和、信任危機的化解能夠達到重塑政府信任形象的目的，進而通過普遍信任的提升提高民眾對政府行為的理解度與認可度[1]。因此，文章希望通過探究普遍信任的影響因素及原因，為重塑信任社會尋求對策。

二、文獻回顧與研究假設

媒體是民眾獲取信息的主要渠道，對普遍信任的建構具有重要作用[2]。信息時代，以互聯(lián)網(wǎng)、手機為代表的新媒體成為個體的主要信息源，其生產(chǎn)出更加個性化的信息，既能滿足民眾差異化、多樣化的需求，更極大地拓展了個體交往半徑。然而，不加“過濾”而產(chǎn)生的負面信息也更多，無疑加劇了社會成員間的信任緊張[3]。

據(jù)此提出H1：媒介使用與普遍信任顯著相關，普遍信任值隨傳統(tǒng)媒體的使用頻次提高而提高。

客觀經(jīng)濟地位受個體擁有資源影響。當民眾擁有的資源越多，其在面對風險時則更加鎮(zhèn)靜，抗擊能力也就越強，越傾向于給予他人高信任值；而缺乏資源的人囿于承受的損失有限，對于潛在風險表現(xiàn)為更多不信任。但有學者在對教育影響普遍信任的研究中發(fā)現(xiàn)，普遍信任值隨本科教育的提升而降低[4]。由此可見，客觀經(jīng)濟地位雖然提升了個體對他人的信任，但并非一直呈正向影響。譬如，當民眾上升空間受到限制或者資源分配不公平的現(xiàn)象頻發(fā)時，普遍信任就會降低[5]。

據(jù)此提出H2：社會經(jīng)濟地位與普遍信任顯著相關，普遍信任值隨主觀社會地位的提高而提高。

三、假設操作化

（一）數(shù)據(jù)來源

中國綜合社會調查數(shù)據(jù)來自社會、家庭、個人等多層次的樣本，囊括了經(jīng)濟、社會、政治、文化多領域，樣本信度和效度較高，是文章數(shù)據(jù)來源。

（二）變量說明

第一，因變量。普遍信任選取題目A33。設置回答不同意的為不信任，回答中立、模棱兩可的為弱信任，回答非常同意的為強信任，依次賦值1～3。

第二，自變量。媒介使用選取題目A28。將傳統(tǒng)媒體（報紙、雜志、廣播與電視）與新媒體（互聯(lián)網(wǎng)與手機定制消息）的使用頻次加總平均，賦值范圍1～5。

客觀經(jīng)濟地位包括最高教育程度、家庭經(jīng)濟情況、戶口登記狀況、政治面貌。最高教育程度選取題目A7a，設置小學及以下學歷為教育程度低，初中到大專為教育程度中，大專及以上為教育程度高，依次賦值1～3。家庭經(jīng)濟情況選取題目A64，文章根據(jù)當年經(jīng)濟情況，依次設置低收入、中收入、高收入。戶口登記狀況選取題目A18，設置虛擬變量，將城鎮(zhèn)人口、鄉(xiāng)村人口賦值1與0。政治面貌選取題目A10，同樣設置虛擬變量，將共產(chǎn)黨員、其他回答賦值1與0。

主觀社會地位包括社會階層認同和幸福感。社會階層認同選取題目A43。設置1～4為低階層、5～7為中階層、8～10為高階層，依次賦值1～3。幸福感選取題目A36。設置回答不幸福的為不幸福，回答中立、模棱兩可的為一般幸福，回答非常幸福的為高度幸福，依次賦值1～3。

第三，控制變量。性別、年齡、民族與婚姻狀況是文章需要控制的變量。性別、民族、婚姻狀況按照虛擬變量處理，分別賦值1與0。年齡為連續(xù)變量，加入年齡的平方（見表1）。

四、計量檢驗分析

文章對自變量與因變量進行序數(shù)多分類Logistic回歸分析，結果如表2所示。兩個模型的置信水平均小于0.01，統(tǒng)計檢驗顯著，表明兩個模型均具有較強的解釋力。

文章對控制變量進行解釋。在模型1中，性別與普遍信任呈現(xiàn)顯著正向相關；在模型2中，除年齡之外，性別、婚姻狀況也與普遍信任呈現(xiàn)顯著正向相關。表明年齡越大，越容易表現(xiàn)出對他人的高信任值；男性相較女性表現(xiàn)出更高的普遍信任；未婚相較已婚同樣表現(xiàn)出更高的普遍信任。

文章對媒介使用的回歸結果進行初步解釋。模型1與2均顯示，傳統(tǒng)媒體與普遍信任呈現(xiàn)顯著正向關系，新媒體與普遍信任呈現(xiàn)顯著負向關系。在加入社會經(jīng)濟地位后，結果顯示，傳統(tǒng)媒體對普遍信任不再呈現(xiàn)顯著正向相關，而新媒體仍舊保持對普遍信任的顯著負相關。H1得到驗證。

文章對客觀經(jīng)濟地位的回歸結果進行初步解釋。模型2結果顯示，家庭經(jīng)濟狀況、政治面貌對普遍信任不具有顯著相關關系；教育程度、戶口登記狀況對普遍信任呈現(xiàn)顯著負向關系。表明普遍信任水平隨教育程度提高而下降；戶籍能夠影響普遍信任。

文章對主觀社會地位的回歸結果進行初步解釋。分析顯示，社會階層認同和幸福感均與普遍信任呈顯著正相關，表明主觀階層認同感、幸福感越強，給予他人的普遍信任也越高。H2得到驗證。

五、計量研究發(fā)現(xiàn)

文章對回歸分析結果進行總結與進一步闡釋，得出以下三個結論，并提出對策建議。

第一，傳統(tǒng)媒體與普遍信任呈顯著正向相關，新媒體與普遍信任呈顯著負向相關。這進一步證明，新媒體的使用的確是造成“信任危機”的原因之一。新媒體信息交換的互動性強、使用成本低，且趨向個性化發(fā)展，致使以互聯(lián)網(wǎng)和手機為主要信息源的個體接觸不加過濾的負面消息的可能性遠高于使用傳統(tǒng)媒體，其普遍信任值隨之降低。隨著媒體融合時代到來，作為發(fā)聲渠道的新媒體更考驗著社會的良性治理[6]，亟須加強主流媒體的正向報道，主動回應民眾關切，通過提升媒體信任以提升普遍信任。

第二，教育、家庭經(jīng)濟情況、戶籍、政治面貌等客觀經(jīng)濟變量對普遍信任的影響存在差異。結果表明，越高的教育水平更傾向于表現(xiàn)出不信任。對此一個合理的解釋是，教育提高了個體接觸新媒體的可能，從而表現(xiàn)低普遍信任。

第三，主觀階層認同感、幸福感越強，越表現(xiàn)出對他人的高信任，但社會階層認同感對普遍信任的影響略小于幸福感。相關研究發(fā)現(xiàn)，階層認同與幸福感均反映個體心理預期，當階層認同感越強，就越可能認為社會是公平的，從而表現(xiàn)高普遍信任[7]。因此須大力推進民生工程建設，增強個體社會階層認同感和幸福感。

六、結語

基于CGSS2015數(shù)據(jù)，文章探討媒介使用、社會經(jīng)濟地位對普遍信任的影響。盡管存在一些微小的差異，研究結果仍證實了文章假設。文章尚存在以下局限：文章結論有助于支持“媒介使用、社會經(jīng)濟地位影響普遍信任水平”的推論，但有可能存在雙向因果關系，因此需要對變量關系做進一步探討。

參考文獻：

[1] 朱春奎，毛萬磊.政府信任的概念測量、影響因素與提升策略[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2017（3）：89-98.

[2] 曾潤喜，斗維紅.媒體信任與人際信任的關系及社會交往的調節(jié)作用：基于中國綜合社會調查（CGSS2010）數(shù)據(jù)的實證研究[J].新聞與傳播評論，2019，72（5）：46-57.

[3] 趙曉航，李建新.當代青年的互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任：基于CGSS2013數(shù)據(jù)的實證研究[J].青年研究，2017（1）：19-27，94.

[4] 王紹光，劉欣.信任的基礎：一種理性的解釋[J].社會學研究，2002（3）：23-39.

[5] 高學德.社會流動與人際信任：基于CGSS數(shù)據(jù)的實證研究[J].西南大學學報（社會科學版），2015，41（6）：29-37，189.

[6] 盧春天，權小娟.媒介使用對政府信任的影響：基于CGSS2010數(shù)據(jù)的實證研究[J].國際新聞界，2015，37（5）：66-80.

[7] 張海東，劉曉曈.我國居民階層地位認同偏移對社會政治態(tài)度的影響：基于CGSS2010的實證分析[J].福建論壇（人文社會科學版），2019（9）：80-94.

作者簡介 歐陽巧玲，碩士在讀，研究方向：公共政策分析、研究方法。