《破坏与重建：流动人口对我国城镇居民社会信任的“U型”影响.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《破坏与重建：流动人口对我国城镇居民社会信任的“U型”影响.docx（22页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、破坏与重建：流动人口对我国城镇居民社会信任的U型影响2022-08-01摘要：利用2005年、2015年中国综合社会调查数据和2005年、2015年全国1%人口抽 样数据，研究发现，流动人口对我国城镇居民社会信任产生“U型”影响，曲线最低点处流 动人口比重在29%左右。存在这一动态关系的原因是，流动人口比重的提升起初降低了城镇 居民对陌生人的社会认同感和对制度保障的感知水平，从而降低了社会信任，但在流动人口 比重到达临界值后，流动人口比重的提高增强了城镇居民对陌生人的社会认同感和对制度保 障的感知，从而提高了社会信任。本文揭示了社会转型中人口流动对社会信任的破坏与重建 作用，有助于为理解和改善
2、我国的社会信任状况提供参考。关键词：社会转型，流动人口，社会信任，社会认同，制度感知一、引言“信任”问题一直都受到学界的高度关注，有研究说明，信任对经济增长(吕朝凤等， 2019)、社会稳定(Luhmann, 1979)、幸福感(Yamamura et al. , 2015)等方面都 具有积极作用。关于信任的分类，Durlauf和Fafchamps (2005)把个体间的信任分为个 人化信任(personalized trust)和一般化信任(generalized trust)o前者是那些来自反 复屡次的人际交往的信任，即对认识的人的信任；后者是那些基于对象群体的构成、动机、 教养等一般性知
3、识产生的信任，即对陌生人或者社会上大多数人的信任，也称作社会信任。 显然,对于交易匿名性越来越强的现代社会而言，社会信任的作用更为突出(Zak and Knack, 2001) 5o值得注意的是，改革开放以来我国人口迁移的活跃程度迅速提高(杨云彦，2003) 6, 尤其是进入21世纪，流动人口规模不断扩大。第七次人口普查数据显示，我国流动人口约 为3. 76亿，约占总人口的1/4, “流动中国”成为我国重要的社会经济特征之一。关于人 口流动如何影响居民的社会信任，已有研究尚未获得一致结论(吕炜等,2017；韩彦超,2021) “3 一方面，大规模的人口流动作为一股强大的力量，打破了原有封闭的城
4、乡二元社会， 在一定程度上改变了城镇户籍居民生活的社会环境，加强了他们对社会环境复杂性和风险性 的感知，从而对他们的信任产生不利影响。另一方面，人口流动也会增加城镇户籍居民与外 来人口之间的接触和交流，增进城镇居民对流动人口的了解，从而有助于信任水平的提高。 那么流动人口到底会如何影响城镇居民的社会信任，其内在机制是什么？对这一问题的回答 不仅有助于理解大规模人口流动对社会信任的作用，从现实角度对完善社会治理、促进社会 融合和城镇化开展也具有重要启示。本文利用2005年、2015年中国综合社会调查数据和2005年、2015年全国1%人口抽样 调查数据，实证研究了流动人口对我国城镇居民社会信任的
5、影响。研究发现，流动人口对城 镇居民的社会信任水平产生先下降后上升的“U型”影响，曲线最低点处流动人口比重在29% 左右。存在上述动态关系的原因是，流动人口比重的提升起初降低了居民对陌生人的社会认 同感，也降低了对制度保障的感知水平从而降低了社会信任，但在流动人口到达阈值后，流 动人口比重的进一步提升会增强居民对陌生人的社会认同感和对制度保障的感知从而提高表3内生性讨论被解释变H：社会信任解祥变质解祥变质第一阶段第一阶段第二阶段流动人口比币流动人口比币-21.209-(5.533)流动人口比承平方项37.173(10.037)2003年1月最低气温2003年1月最低气温0.000(0.000)
6、0.001 (0.000)2003年I月平均气温0.003(0.001)o.oo r(0.000)控制变量控制 控制控制地区固定效应6控制控制控制年份固定效应控制控制控制常数项7.796-(0.022)-1.224-(0.018)9.585-(2.610)观测值107911079110791注:控制变量与表2第（1）列基准估计相同；为了克服异方差问题，括号内为稳健标准误广分别表示在5%和1% 的水平上显著O2,稳健性检验。本文从替换流动人口比重的度量、调整社会信任的度量和调整样本和 控制可能的遗漏变量等三个方面进行稳健性检验。第一，替换流动人口比重的度量。本文进一步用城乡地区流动人口比重（包括
7、城镇和 农村）和城区流动人口比重.（只考虑城区，不考虑镇区）作为代理变量。这两个指标也是根 据2005年和2015年1%人口抽样资料测算所得，测算方法和上文相同。本文分别报告了 oprobit回归结果和工具变量的估计结果，工具变量的选择和上文相同，回归结果见表4。第（1）列和第（2）列核心解释变量用的是城乡地区的流动人口比重，可见，无论是 oprobit回归还是2sLs回归，流动人口对居民社会信任均产生先下降后上升的“U型”影响。 第（3）列和第（4）列中核心解释变量用的是城区的流动人口比重，同样可发现流动人口比重和居民社会信任呈现“U型”关系。值得注意的是，在第（2）列和第（4）列的2SLS
8、回 归中，“U型”曲线的拐点分别约为16%和37%,分别低于和高于表3第（3）列拐点值29%, 这与现实中农村地区流动人口相对较少，而城区流动人口相对较多是一致的。14督毓瞅口比醐H耐人口随_城饰蚓漩姒口也k颠(1 )oprobit(2)2SI5(3)oprnbit(4)2SLS耐人叱480P (1.571)-4瞅 (1.295)W (1.153)-l9.005m(4.711)翻人口雌 平方项4眦 (L7I0)1212r (3.023)5.223,(1231)25.49F(6.528)喊棚棚棚醐躯瞰应醐醐醐棚棚醐棘项9.006M，(2.538)24261 (0.695)Pseudo R刑0.0
9、2220.0226O110791107911079110791注:楣媚减2和例楙邮棚为物解力枷鼠标勋力躺标献;标和砌坪上踮。第二，调整社会信任的度量。本文根据上文中社会信任的调查问题，把回答为“绝大 多数不可信”和“多数不可信”的合并为“不可信”并赋值为L回答“可信者与不可信者 各半”赋值为2,回答“多数可信”和“绝大多数可信”合并为“可信”并赋值为3,以此 为被解释变量，重新估计流动人口对社会信任的影响。回归结果见表5第（1）列和第（2） 列。结果显示，无论是在第（1）列的。probit回归还是第（2）列的2sLs回归中，流动人 口对城镇居民社会信任的影响依然呈现“U型”关系。在2SLS回归
10、中，“U型”曲线的拐点 值约为31%o第（3）列和第（4）列报告的是基于第（1）列的边际效应，可见，在第（3） 列以“陌生人不可信”为被解释变量的回归中，流动人口与该变量呈现倒“U型”关系，即 流动人口起初增加了对陌生人的不信任，在到达临界值后转向降低对陌生人的不信任。在第 （4）列以“陌生人可信”为被解释变量的回归中，流动人口与该变量呈现“U型”关系， 即流动人口起初降低了对陌生人的信任，在到达临界值后转向提升对陌生人的信任。这些结 果与上文回归结果是一致的。*5即曲懵:舱於船糠I1坏桶Z绊&嗨浙就(1 )opiobit(2)2815（3环确丽值前人口踊-523 r (1.560)-I4J0
11、T”66)I触r (0.491)W (0.179)献人口时6巡.2336“4()州“0157-(1.677)(5.758)(0.527)(0.193)喊糊酬棚糊曾蒯岖雕胧酬(05)锄雕蚪购购椭4jsr (1.524)Pseudo R阳0.0245加脆10791107911079110791在麻40第三，调整样本和控制可能的遗漏变量。上文城镇本地户籍居民的筛选标准是户口登 记地在本区（县），本文进一步缩小口径范围，把筛选标准界定为户口登记地在本乡（镇、 街道）。回归结果见表6第（1）列和第（2）歹人可见，无论是oprobit回归还是2sLs回归， 流动人口对城镇居民社会信任依然产生了 “U型”影
12、响，2SLS回归中曲线拐点值约为28虬止匕外，尽管回归中控制了一些地区特征变量和固定效应，但依然可能存在因为遗漏变 量而造成的估计偏误。地形起伏度和方言种类可能既影响一个地区的流动人口比重，又影响 该地区城镇居民的社会信任。就地形起伏度而言，一个地区的地形起伏度越大，越可能给该 地区的人口流动带来障碍，使该地区越闭塞，进而形成一个个内部交往的隔离圈，降低了社 会信仟。就方言种类而言，一个地区的方言种类直接影响了方言距离，而地区间的方言距 离会影响人口流动（刘毓芸等，2015） 36,同时，方言作为一种身份识别的媒介，也会影响 社会信任（黄玖立和刘畅，2017） 15,因此进一步控制上述两个变量
13、。地形起伏度根据封志 明等（2007）所的计算方法得到，方言种类来自徐现祥等（2015）的计算的各省方言片数 量，回归结果见表6后两列。可以发现，控制了这两个变量后，无论是oprobit回归还是 2sLs回归，流动人口与城镇居民社会信任的“U型”关系这一基本结论没有改变。表6鲍健金岫林礴舸鞠麻变I*斓阑软=户口&跚楙乡隰!）棚觥帆前揍(1 )probil(2)2SLS(3)probil 2sLs财人口比14794- (1.507)4,810”(19329)489T (1.340)-811321(43,470)耐人口腿 m5.185-(1.622)84.8890(35,670)4242.(1.4
14、51)128.6221(68,560)0. (0.21)0.157(0.060)方前M或-0.268(0.174)0M (0.116)棚姊棚棚躺省删岖雕颇曲棚棚棚料隘棚糊顶203660(8370)2.905(1935)Pseudo R/R?0.02650.0222醐906290621079110791击糊蚓麻2加I）列赫府桐;为了飙昉新慨别呐城邮傩谐：分麻神10%、5的慨 WtSfo五、作用机制探讨与进一步讨论（一）作用机制探讨1 .社会认同机制。正如上文分析的，流动人口可能通过影响城镇居民的社会认同进而 影响社会信任。关于社会认同的测量，由于前文使用的CGSS2005和CGSS2015没有合
15、适的关 于社会认同的调查问题，本文结合数据的可得性，利用CGSS2003和CGSS2013的数据进行分 析。本文利用两年都调查的问题：“您是否同意进城农民工应该享受与城市居民相同的待遇? 1.同意；2.不同意”，将回答为“同意”的赋值为1, “不同意”赋值为0。如果城镇居民 表示“同意”，在一定程度上说明城镇居民对进城农民工认同感较高；反之那么说明对进城农 民工认同感较低。用上述变量作为社会认同的代理变量，考察流动人口对城镇居民社会认同 的影响，同样考虑到内生性问题，采用工具变量法，估计结果见表7。表7作用机制:社会认同（2SLS）解释变址(1)(2)流动人口比iR-9.160”(3.825)
16、-3.570-(1.237)流动人口比重12.980-3.956-平方项(6.037)(2.001)控制变址控制控制地区固定效应未控制控制年份固定效应控制控制常数项2.81L (0.935)1302- (0.289)观测值98359835注:控制变址的选取和表2基准估计中一致;控制变状 中的个体特征变ht均根据CGSS2OO3和CGSS2OI3生成.人 均CDP和收入差距变址均相应调整到2003年和2013年；为 了克服异方差问题,括号内为稳健标准误厂厂分别表示在 5%和1%的水平上显著o第（1）列没有控制地区固定效应，可见，起初随着流动人口比重的提高，城镇居民同 意“进城农民工享受与城里人同
17、等待遇”的概率在下降；在到达阈值后，随着流动人口比重 的进一步提高，城镇居民同意“进城农民工享受与城里人同等待遇”的概率在上升。第（2） 列进一步控制了地区固定效应，也发现相同的结论，此时流动人口比重拐点值在45%左右。 这说明，城镇居民对进城农民工的社会认同起初随着流动人口比重的提高而降低，在流动人 口比重到达临界值后，城镇居民对进城农民工的社会认同随着流动人口比重的进一步提高而 增强。这在一定程度上解释了流动人口对社会信任的“U型”影响，验证了研究假说1中的 社会认同机制。2 .制度感知机制。人们对陌生人信任水平较低，原因之一是担忧可能会遭受到陌生人 的违法犯罪行为侵害。那么，如果地方政府
18、在打击犯罪方面的工作做得越好，他们越能够预 期自己的权益得到制度保障，从而制度保障感知越强，也更愿意相信陌生人。止匕外，社会的 公平公正也会影响人们的信任水平（闫佳等，2017） 39,那么政府如果在公平执法、秉公办 事、维护公平方面的工作做得越好，人们对制度保障的感知也越强。参考Nunn和Wantchekon（2011）.的做法，制度保障感知可通过受访者对所在地方政府工作的评价来度量，我们采 用CGSS2005和CGSS2015年均调查的四个问题：（1） “您对政府在打击犯罪方面的工作是否 满意？ ” ；（2） “您对政府在公平执法方面的工作是否满意？ ” ；（3） “您对政府在秉公办 事方
19、面的工作是否满意？ ” ；（4） “您对政府在维护社会公平方面的工作是否满意？ ”。回 答的选项都是“1.非常满意；2.满意；3.一般；4.不满意；5.非常不满意”。在变量处理时， 将回答为“非常不满意”和“不满意”分别赋值为1和2,回答为“一般”“满意”和“非 常满意”分别赋值为3、4和5。本文分别以上述四个变量作为被解释变量，估计流动人口对城镇居民制度保障感知的 影响。同样考虑到内生性问题，采用工具变量法，工具变量的选择与表3中相同，结果见表 8o表中第（1）列至第（4）列依次是对打击犯罪、公平执法、秉公办事、维护社会公平四 个方面的回归结果，可见，流动人口与这四个反映制度感知的变量都呈“
20、U型”关系，拐点 值处流动人口比重在27%29%,和表3中估计的拐点值很接近。这说明，流动人口起初降 低了城镇居民对打击犯罪、公平执法、秉公办事、维护社会公平的保障感知，但在流动人口 比重到达拐点后，又增强了居民对打击犯罪、公平执法、秉公办事、维护社会公平的保障感 知。因此，这几个角度都较好地解释了流动人口对社会信任的“U型”影响，证实了研究假 说2中制度保障的感知机制。聂8作脚机艇蜘2sM傩如（i）(2)(3)(4)mibw的幡豺肝前人口踊38,66P (6.456)34578”(6.594)-31 (6.168)33,89- (6234)漏从口的6 m6Z80T (11,709)63.3O
21、P (11,958)58,518-(11,146)59,943(11300)酬1糊酬棚战能糊醐惭瞰她酬醐棚17,322-(1058)19,088 (1144)1&跳. (2.917)I5.67F(2.968)10820107241068610819阴表4。（二）进一步讨论：公共资源如何影响流动人口的作用公共资源供给缺乏往往会导致人们对资源的竞争从而降低社会信任（史宇鹏和李新荣, 2016） 18,而流动人口有可能形成对公共资源的竞争从而对信任产生影响。现实中，不同地 区公共资源的供给是存在差异的，那么是不是在公共资源供给较为匮乏的地区，人们对有限 资源的竞争导致该地区居民的社会信任受流动人口的
22、影响更为敏感，本文接下来将对此进行 探讨。本文的公共资源以各省医疗机构卫生技术人员数作为度量指标，以该变量对数值的中 位数（12. 373）为临界值生成一个虚拟变量，中位数及以下赋值为0,代表公共资源供给相 对匮乏；中位数以上的赋值为1,代表公共资源供给相对充足。回归结果见表9第（1）列 和第（2）歹！J。结果显示，无论是在资源供给相对匮乏还是充足的地区，流动人口对城镇居 民社会信任均产生了 “U型”影响，但“U型”曲线拐点处的流动人口比重不同，前者约为 37%,后者约为21%。这说明，在公共资源供给相对匮乏的地区，流动人口转向促进社会信 任的拐点更大，原因可以用上文讨论的社会认同机制来解释，
23、即可能因为在这些地区人们对 公共资源的竞争增加了促进社会认同的难度。这一发现意味着，在公共给资源供给相对匮乏 的地区，人们的社会信任受流动人口的影响更为敏感，也导致流动人口转向提升社会信任的 拐点在推迟。表9颂翘的作别2SLS）肿域为分独以醯粉瓶神傲及肝（2冲碱肚（泄献肝(4)Wi獭人口踊-18.196-3.5011-11.9751(4.156)(2.114)(21,862)(6.564)前人口踊2446T”8242“88320H22M楸(7.275)(1939)(35,024)(11,859)7318”4.065-28289“6.61 r(3.533)(1.344)(12,595)(2.85
24、9)假表9）注桐表6。棚枝1糊酬棚糊嫩雕颇糊棚惭雕如酬棚酬5515500144656326止匕外，本文还以医疗机构卫生技术人员数对数值的均值（12. 228）为临界值生成一个 虚拟变量，均值及以下的赋值为3代表公共资源供给相对匮乏；均值以上的赋值为1,代 表公共资源供给相对充足。回归结果见表9第（3）列和第（4）歹U,可见，前者的拐点值约 为34%,后者的拐点值约为27%,基本结论和前两列一致。六、结论与启示（一）研究结论社会信任在推进社会治理、促进社会融合、加强社会稳定等方面具有重要作用。本文 利用2005年、2015年中国综合社会调查数据和2005年、2015年全国1%人口抽样调查数据，
25、研究发现，流动人口对城镇居民社会信任水平产生先下降后上升的“U型”影响，曲线最低 点处流动人口比重在29%左右。存在上述“U型”动态关系的原因是，流动人口比重的提升 起初降低了城镇居民对陌生人的社会认同感和对制度保障的感知水平，从而降低了社会信任, 但在流动人口比重到达临界值后，流动人口比重的进一步提升增强了城镇居民对陌生人的社 会认同感和对制度保障的感知，从而提高了社会信任。研究还发现，在公共资源相对匮乏的 地区，上述“U型”曲线拐点值更大，人们的社会信任受流动人口的影响更敏感。（-）启示与建议上述的“U型”曲线关系说明了流动人口起初降低了社会信任，但在流动人口比重到达 一定程度后，转向促进
26、社会信任，揭示了流动人口对城镇居民社会信任的破坏与重建。本文 的发现有助于增加对人口流动如何影响社会信任的理解，即流动人口并不总是破坏信任，在 流动人口比重到达一定程度后，也会促进信任的形成。从流动人口作用的拐点值29%来看， 我国绝大多数地区的流动人口比重都没有到达这一比例，因此，用行政手段限制人口向城市 集聚，排斥外来人口的做法并不利于本地区社会信任的长期开展。习近平总书记在党的十九大报告中指出要“加强和创新社会治理”。社会信任既可以 说是社会治理的内容，也可以说是社会治理的基础。良好的社会信任水平可以大大降低社会 治理的本钱，促进我国社会治理工作，从而促进社会融合和社会稳定。本文的对策建
27、议有以 下三点：（1）大力促进人口自由流动，消除阻碍流动人口的制度壁垒，不仅能够为城镇化带 来最核心的“人”，而且长期来看还有助于提升信任，有利于社会融合，为城镇化开展提供 内在动力；（2）促进流动人口与城镇户籍居民之间的互动，有助于提升彼此的认同感从而提 升地区信任水平；（3）提高公共资源的供给水平，也有助于流动人口更快地转向促进社会信 任。（三）缺乏与展望本文存在以下三点缺乏：第一，限于数据可得性，本文使用的是混合截面数据，未能 使用面板数据进行分析；第二，由于公开的CGSS数据只能识别到省级层面，本文未能在城 市层面进行分析；第三，在测量流动人口比重上，由于人户别离人口中的市内人户别离人
28、口 不是流动人口，但2005年和2015年1%人口抽样调查数据没有公布市内人户别离人口数量， 因此，这局部人口未能从人户别离人口中剔除。鉴于此，后续研究需要对上述缺乏进行完善。注释：根据CGSS数据中的省份编码把CGSS数据与的各省份流动人口比重及特征变量 合并。之所以没有分析到城市层面，是因为公开的CGSS数据只能识别到省份。本文关于东中西部和东北的划分，遵照国家统计局的划分标准。当然，这一指标也存在一定的缺陷，因为严格来说需要从分子人户别离人数中减去 市辖区内人户别离人口，但遗憾的是1%人口抽样资料没有公布这一数值。可能因为没有从人户别离人数中减去市辖区内人户别离人口，导致测算的流动人口
29、比重偏大。数据来自国家气象信息中心，是由中国气象数据网提供的中国地面气候资料月值数 据集。各省的平均气温是根据该省各地级市的平均气温计算均值得到；最低气温是根据该省 各地级市的最低气温计算均值得到。此外，之所以选取2003年，是因为兼顾下文社会认同 机制检验中使用到的2003年的数据。2sLs回归中因为工具变量共线性问题，此时控制了基于东部、中部、西部和东北的 地区固定效应。方言距离是根据某一行政单位（如县级单位）是否属于同一方言片、方言区、方言 大区来定义的；属于不同方言大区，方言距离最大。具体可参考刘毓芸等（2015）雨的研究。工具变量选取的是2003年1月最低气温及其平方项。数据来自20
30、06年中国卫生统计年鉴和2016年中国卫生和计划生育统计年鉴。参考文献：1吕朝凤，陈汉鹏，Santos L6pez-Leyva.社会信任、不完全契约与长期经济增长J. 经济研究，2019, 54 （3）： 4-20.2Luhmann N. Trust and PowerM. New York： John Wiley & Sons, 1979.3 Yamamura E, Tsutsui Y, Yamane C, et al. Trust and Happiness： Comparative Study before and after the Great East Japan Earthquak
31、eJ. Social Indicators Research, 2015, 123 (3)： 919-935.4Durlauf S, Fafchamps M. Social Capital, Handbook of Economic Growth, Edited by Aghion P, Durlauf SM. Amsterdam： Elsevier, 2005.5 Zak P J, Knack S. Trust and Growth J. The Economic Journal, 2001, 111 (470)： 295-321.6杨云彦.中国人口迁移的规模测算与强度分析J.中国社会科学，
32、2003 (6)： 97-107+207.7吕炜，姬明曦，杨沫.流动人口能否影响社会信任一一基于中国综合社会调查(CGSS) 的经验研究J.经济学动态,2017 (12)： 61-72.8韩彦超.转型期流动人口与信任变迁(20052015) J.东南大学学报(哲学社会 科版)，2021, 23 (3)： 108-116+148.9杨明，孟天广，方然,变迁社会中的社会信任：存量与变化一一19902010年J. 北京大学学报(哲学社会科学版)，2011, 48 (6)： 100-109.10Smith , T W. Factors Relating to Misanthropy in Contem
33、porary American SocietyJ. Social Science Research, 1997, 26 (2)： 170-196.11黄健，邓燕华.高等教育与社会信任：基于中英调查数据的研究中国社会科学, 2012 (11)： 98-111+205-206.12李涛，黄纯纯，何兴强，等.什么影响了居民的社会信任水平一一来自广东省的经 验证据J.经济研究,2008 (1)： 137-152.13Delhey J, Newton K. Who Trusts ? The Origins of Social Trust in Seven SocietiesJ. European Soc
34、ieties, 2003, 5 (2)： 93-137.14 Alesina A, La Ferrara E. Who Trusts Others J. Journal of Public Economics, 2002, 85 (2)： 207-234.15黄玖立,刘畅.方言与社会信任J.财经研究，2017, 43 (7)： 83-94.16周广肃，李沙浪.消费不平等会引发社会信任危机吗J.浙江社会科学，2006(7)： 11-21+53.17申广军，张川川.收入差距、社会分化与社会信任J.经济社会体制比拟,2016(1)： 121-136.了社会信任。研究还发现，在公共资源供给相对缺乏的地
35、区，上述“U型”曲线的拐点值更 大，这意味着这些地区城镇居民的信任受流动人口的影响更敏感。本文的主要贡献有以下三点：（1）丰富和补充了人口流动对信任影响的相关研究，已 有研究探讨了流动人口对流入地居民社会信任影响的线性关系，忽视了两者之间的非线性动 态关系，本文探讨了流动人口对城镇户籍居民社会信任的“U型”作用，有助于增加对流动 人口如何影响城镇居民社会信任的理解；（2）已有研究尚没有清晰回答流动人口影响城镇户 籍居民社会信任的机制是什么，本文认为社会认同和制度保障感知是其中的作用机制并进行 实证检验，有助于厘清两者之间的因果逻辑；（3）在当前及未来大规模人口迁移时代，本文 的发现对改善社会信
36、任、促进社会融合具有一定的政策启示。二、文献综述与理论机制（-）文献综述现有关于社会信任影响因素的研究比拟丰富，这些因素大体可以分为内外两类。一类 是受访者个体特征因素，包括年龄、受教育程度、收入水平等。就年龄而言，杨明等（2011） 研究发现，年龄越大，其“信任”相对于“不信任”的发生比越高。就教育程度和收入而 言，拥有较高受教育程度和收入的人们，其社会经济地位也较高，通常拥有较高的社会信任 水平（Smith, 1997） C10o黄健和邓燕华（2012） u还进一步探讨了高等教育在社会信任形 成中的作用，研究发现，中英两国接受了高等教育的个体，他们的社会信任水平往往要高于 没有接受高等教育
37、的个体。李涛等（2008）采用广东省城市居民调查数据发现，单身、有 宗教信仰、职业变动越少、越乐观、对生活或工作的满意度越高的居民的社会信任水平越高。 此外，那些认为社会冲突不明显、公共安全感高，以及在生活中更成功的个体，他们的社会 信任水平更高（Delhey and Newton, 2003） 13o另一类是受访者所处的外在环境因素，又可以分为三个子类：社会性因素、经济性因 素和政治性因素。在社会性因素方面，社会分割所带来的对某一群体的歧视会降低被歧视群 体的社会信任，在社会分割的条件下，处在异质性越强的环境中，人们的信任水平越低 （Alesina and Ferrara, 2002） E1
38、4o另外，在陌生人之间，使用同一种方言有利于建立社 会信任（黄玖立和刘畅，2017） 15o在经济性因素方面，周广肃和李沙浪（2016）使用 中国家庭追踪调查数据（CFPS）发现，县级层面消费差距的扩大显著降低了我国居民的信任 水平。同样利用这一数据，有学者发现，收入不平等显著地降低了城乡居民的社会信任（申 广军和张川川，2016） 17止匕外，公共资源供给的缺乏也会降低居民的社会信任（史宇鹏和 李新荣，2016） 18在政治性因素方面,Rothstein （2011）在瑞典和罗马尼亚的一项实 验说明，假设被试者见到警察接受贿赂，居民的社会信任会显著下降。Aghion等（2010） 20 基于
39、跨国的样本发现，政府管制程度显著降低了居民的社会信任。关于流动人口对居民社会信任的影响受到了少量研究的关注，但结论尚未达成一致。 一种观点认为，流动人口降低了流入地居民的社会信任。吕炜等（2017）基于CGSS2013 数据和2013年省级宏观数据，实证发现外来人口流入显著降低了人口流入省份居民的社会 信任。另一种观点认为，流动人口提高了流入地居民的社会信任。韩彦超（2021）基于 CGSS2005和2015年数据实证发现，一个省份流动人口越多，该省居民社会信任水平越高。 还有学者以大量的委内瑞拉难民流入哥伦比亚为例，发现委内瑞拉难民的流入并没有降低哥 伦比亚人的信任，并且还提高了城市居民对外
40、国人的信任（Lebow et al., 2021）如。18史宇鹏，李新荣.公共资源与社会信任：以义务教育为例J.经济研究，2016, 51 (5)： 86-100.19Rothstein, Bo.The Quality of Government： Corruption, Social Trust and Inequality in International PerspectiveM. Chicago： University of Chicago Press, 2011.20 Aghion P, Algan Y, Cahuc P, et al. Regulation and Distrust
41、 J. The Quarterly Journal of Economics, 2010, 125 (3)： 1015-1049.21Lebow J, Moreno Medina J, Coral H. Immigration and Trust ： The Case of Venezuelans in ColombiaR. Available at SSRN 3660641, 2021.22Stolle D,Soroka S, Johnston R. When Does Diversity Erode Trust? Neighborhood Diversity , Interpersonal
42、 Trust and the Mediating Effect of Social InteractionsJ. Political Studies, 2008, 56 (1)： 57-75.23Koopmans R. Veit S. Ethnic Diversity, Trust, and the Mediating Role of Positive and Negative Interethnic Contact： A Priming Experiment J. Social Science Research, 2014, 47： 91-107.24邹宇春，赵延东.社会网络如何影响信任一一
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