一、理论背景与问题的提出

自上世纪70年代以来，西方社会学界兴起了研究信任的热潮，许多社会学家从各种角度对信任问题进行了理论探讨和实证研究。1979年，N·卢曼发表了一篇关于信任的文章，把信任与不断增长的复杂性、不确定性和风险等当代社会的特征联系起来。这是第一次有人提出信任不是传统社会特有的、已过时的东西，而是随着现代社会形式的发展变成了目前现代性阶段真正的不可缺少之物。N·卢曼还将信任分为人际信任与制度信任，前者建立在熟悉度及人与人之间感情联系的基础上，后者则是用外在的像法律一类的惩戒式或预防式的机制，来降低社会交往的复杂性(卢曼，[1975]2005)。另一位研究者伯纳德·巴伯(Bernard Barber)受他的启发，回顾了现代社会的各种制度和职业领域中信任的表现方式，根据信任包含的预期(expectation)的种类，通过使用富有洞察力的原创的受托信任(fiduciary trust)范畴，提出了一种有用的类型学。B·巴伯在划分信任类型的基础上，根据信任产生过程中出现的期望，将信任的发生进一步界定在三个不同层面上：(1)重视对自然的与道德的社会秩序的能持续与运作的期望；(2)对那些与自己保持人际关系和有制度性角色交往的人，能按照角色要求行动的期望；(3)对与自己交往的人能完全担负其被委以的责任及义务，即必要时为他人利益而牺牲自己利益的期望(巴伯，[1983]1989)。继B·巴伯之后，1988年，迪格·甘必特(Gambetta，1988)把以往研究者以各种方式，从各种视角对信任的思考集中在一起，呈现了对封闭的排他性团体(如黑手党)中的信任的一个分析，而他自己把信任看作是基于对他人的个人特质和社会约束的计算之后与他人合作的决定。1990年，詹姆斯·科尔曼(James Coleman)在他的社会理论的全面论述中用两章的篇幅讨论了信任问题，在理性选择理论的框架内，他提供了把信任看成是完全理性的交换的一个分析模型。1990年代，拉塞尔·哈丁(Hardin, 1991, 1993, 1996)沿着这条路径做出了很多贡献，他最近扩展了理性选择框架来分析不信任。与此同时，安东尼·吉登斯与乌尔里克·贝克和斯科特·拉什等(Giddens, 1990, 1991；Beck，Giddens & Lash，1994)把信任作为晚期现代性的典型特征来处理，详细阐述了复杂性、不确定性和风险性等卢曼式的主题。1995年，广为人知的“历史终结”的预言者弗朗西斯·福山以中国、日本和其他东南亚社会的经验为论辩的基础，为信任是有生存能力的经济系统不可缺少的组成部分的观点提供了全面的说明和辩解。1997年，亚当·塞利格曼(Adam Seligman)提出了一个解释，他把信任看作是与劳动分工、角色的分化和多元化以及作为结果的角色期待的不确定性与可磋商性相关联的特殊的现代现象(参见什托姆普卡，[1999]2005)。

与仅仅对信任本身的分析不同，学界对信任探讨的另一种方法是把信任放在更广阔的社会背景中进行考察。例如，美国哈佛大学教授帕特南(R. Putnam，[1993]2001)在研究意大利的民主制度时，就是从社会资本的角度来研究信任问题的。帕特南把社会资本定义为“社会组织中诸如信任、规范以及网络等特点，它们可以通过促进合作的行动而提高社会的效率。”他用社会资本的概念解释为什么意大利北部许多地方政府的表现都比南部城市好。他发现在社会资本建构比较好的北部城市，市民热衷参与社团和公益事务，整个社会充满了互信与合作的风气，使得地方政府在政府的稳定、财政预算的制定、法律改革、社会服务的推行、工农业改革等方面都比其他社会资本较低的地区要好。因此，在帕特南看来，信任是社会资本的一项重要内容，它与社会资本的其他方面，诸如社团的参与息息相关。根据帕特南(同上：204)的观点，社会信任能够从两个相互联系的方面产生：互惠规范和公民参与网络。这些网络既有正式的，也有非正式的；既有横向的，也有垂直的。帕特南更强调横向的网络在建立信任中的作用，而垂直的网络无论对参与者多么重要，都无法维系社会信任与合作。同时，横向的网络参与增加了人们在任何单独交易中进行欺骗的潜在成本，即公民参与网络会增加博弈的重复性和各种博弈之间的联系性。另外，公众参与网络促进了交往，促进了有关个人品行的信息的流通。他写道：“信任与合作，依赖于人们对潜在伙伴的以往行为和当前利益的真实了解，而不确定性则强化了集体行动的困境。因此，假设其他条件相同，参与者之间的交往(直接的或间接的)越多，他们之间的互信就越大，合作也就更容易。”

国内对信任研究的第一篇受到学界普遍关注的论文是张建新和Michael H. Bond(1993)合作完成的“指向具体人物对象的人际信任：跨文化比较及认知模型”一文。近十年来，中国人的信任问题成为了国内社会学界学术研究的一大热点，有关的研究文献(陆小娅、彭泗清，1995年；彭泗清、杨中芳，1995；彭泗清，1997；杨宜音，1999；彭泗清，1999；杨中芳、彭泗清，1999；王飞雪、山岸俊男，1999；王绍光、刘欣，2002；李伟民、梁玉成，2002；童志锋，2003；胡荣，2005)也日渐增多。但这些研究仍较多地局限在对信任本身的研究，而较少涉及将信任作为社会资本的一个主要组成部分进行探讨。因此，本文将把信任放在社会资本的理论框架下进行分析，不仅分析作为社会资本重要内容的信任的构成，而且还要探讨社会资本的其他方面(诸如社团的参与)对信任的影响。

本文的数据来自于2004年厦门大学社会学系进行的一项有关厦门市居民生活状况的调查研究。2004年末，全市户籍总人口1，467，731人，其中城镇人口910，424人，占户籍人口的62.0%；岛内的思明、湖里两区人口占全市人口的43.9%，岛外人口占56.1%(厦门市统计局，2005)。厦门市下辖思明、湖里、海沧、集美、同安和翔安6个区。本次调查选取城市化程度较高的思明和湖里两个区进行。厦门岛内的思明区下辖10个街道，共92个社区居委会；湖里区下辖5个街道，共31个社区居委会。按随机原则，我们在这两个区的123个社区居委会中抽取了20个社区居委会，每个社区居委会抽取50户，总计1，000户，成功访问的样本量为669人，其中男性占46.6%，女性占51.4%；不同文化程度的受访者比例分别为，小学13.5%、初中19%、高中35.3%、大专21.9%、本科及本科以上10.2%；从年龄层次看，30岁以下占35.7%，31-40岁占29.2%，41-50岁占18.7%，51-60岁占8.6%，60岁以上占7.8%。

二、人际信任的基本结构

信任涉及两个方面的行动者，即信任者和被信任者。按照什托姆普卡([1999]2005：33)的定义，“信任就是相信他人未来的可能行动的赌博”。我们先看被信任者的情况，即在人们所交往和接触的人中，哪些人能被人所信任，哪些人不能被人所信任。

在本次调查中，我们用了13个指标来测量城市居民的信任度，即单位同事、单位领导、邻居、一般朋友、亲密朋友、家庭成员、直系亲属、其他亲属、社会上大多数人、一般熟人、生产商、网友和销售商。我们将信任程度分为5个等级，请被调查对象分别回答对这13种信任对象的信任程度，即“非常信任”、“较信任”、“一般”、“较不信任”、“很不信任”，且根据所示信任度的高低，分别记作4分至0分。

我们先运用主成分法对测量居民信任度的13个项目进行因子分析，再经过变值精简法旋转，共得到3个信任因子(详见表 1)，我们分别将其取名为“普遍信任因子”、“一般信任因子”和“特殊信任因子”。其中普遍信任因子，是测量居民对社会上其他关系(不确定或不稳定交往关系)的人(包括陌生人)的信任度，该因子包含的对象有：社会上大多数人、一般熟人、生产商、网友和销售商；一般信任因子是指与被调查者在工作或生活中具有一般合作关系的人，包含的对象有：单位领导、单位同事、邻居和一般朋友；特殊信任因子，主要是指与被调查者存在着血缘关系和情感交换关系的人，包含的对象是亲密朋友、家庭成员、直系亲属和其他亲属。我们由此得出的结论是，中国城市居民的人际信任结构是由特殊信任、一般信任和普遍信任这三个部分构成的。

根据受访者对13种信任对象的回答赋值(即从4分表示“非常信任”到0分表示“很不信任”)，计算其平均值(详见表 2)，我们可以发现：特殊信任的信任度最强，其平均值从2.735至3.65分之间，表明受访者对这些对象都是回答“非常信任”或“较信任”；一般信任的信任度次之，其平均值在2.268至2.573分之间，表明受访者对这些对象都是回答“较信任”或“一般”；而普遍信任的信任度最低，这些都是不具有稳定社会交往关系的人(如社会上大多数人、生产商、销售商和网友等)，其分值在1.092至1.979之间，表明受访者对这些信任对象的回答属于“较不信任”和“一般”。这也证明了以往关于中国人信任的研究结论——即中国人所信任的其他人仍以与自己具有血缘家族关系的家庭成员和各类亲属为主，其中家庭成员得到的信任程度最大。另外，我们还看到，“亲密朋友”的信任值(3.205)远远高于具有家族血缘关系的“其他亲属”的信任值(2.735)。这也表明中国人对他人的信任，既受双方之间所存在的血缘家族关系的影响制约，同时也受双方之间所形成的亲近密切的交往和情感关系所影响。我们这一研究结果进一步证实了李伟民和梁玉成在2002年应用“广东社会变迁基本调查”项目中有关信任问题的调查内容所作的结论——在血缘家族关系之外的“外人”中，只有有亲近密切交往关系的一类朋友才能明显获得较多的信任，甚至是获得比一般亲属还要多的信任。而这样的信任结构实际上也反映了人们在日常社会交往中的人际关系结构。

中国社会传统上是一个熟人社会，人们彼此都是在认识的基础上生活，自己人和外人明确地把信任的范围给圈定了出来，但自己人和外人的界定在中国又是独具特色的，二者的边界是相对的和不确定的，富有弹性，二者各自包括的范围是不同的，可大可小，正如同费孝通所说的“差序格局”。时隔半个多世纪，“差序格局”理论的说服力非但没有减少，而且还在当代的中国城市中得到验证。有学者则据此进一步提出信任同心圈理论，认为每个人以自己为中心，按自己与他人的信任关系的强弱程度划出一个个圈子，圈子里的人被称为自己人，圈子外的人则是外人，对自己人远比对外人信任，对圈内人比对圈外人信任(什多姆普卡，[1999]2005；童志锋，2003)。根据上文对居民信任结构的研究分析，可以认为，中国人的基本信任格局就是以自我为中心，再分别以“亲友——同事——陌生人”为半径推开出去所构成的同心圆。当然，李伟民和梁玉成(2002)也提到，实际上“差序格局”也存在于其他国家和地区(如意大利南部的菲尔德以及美国的一些地区)。

中国人的人际关系似乎比西方的概念要复杂得多，其中牵涉到关系基础、人情及忠诚度等层面，这些层面所可能带来的信任都不是西方研究人际信任时所论及的理性层面及感情层面，或义务层面及能力层面所能涵盖的。由于在关系格局基础上还有信任度的纵向差别，信任的差序格局较之于关系格局实则更加复杂。

三、社团参与以及其他因素对信任的影响

以上我们探讨了构成中国城市居民信任的三个层次，即普遍信任、一般信任和特殊信任。那么，哪些因素影响这三个方面的不同信任呢？在本项研究中，我们把社会信任看作是社会资本的一项重要内容，因此，我们除了从受访者的性别、年龄、文化程度和个人收入等方面分析其对信任的影响外，还要重点分析社团参与对信任的影响。

如前所述，帕特南认为，社会信任能够从互惠规范和公民参与网络这两个相互联系的方面产生。公民参与网络增加了人们在任何单独交易中进行欺骗的潜在成本；公民参与网络培育了强大的互惠规范；公民参与网络促进了交往，促进了有关个人品行的信息的流通；公民参与网络还体现了以往合作的成功，可以把它作为一种具有文化内涵的模板，未来的合作可在此基础上进行。根据他对意大利的研究，意大利北方的民主运作得比较好，主要原因就是那里有众多的横向社团，如邻里组织、合唱队、合作社、体育俱乐部、大众性政党等。这些社团成员之间有着密切的横向社会互动。这些网络是社会资本的基本组成部分，因为在一个共同体中，这类网络越密，其公民就越有可能进行共同利益的合作。许多调查也表明，人与人之间的普遍信任和社会资本来自志愿性团体内部个体之间的规范化、习惯性互动，这些团体是通过推动个体之间的合作而促进社会信任的形成和提高的。

随着改革开放的深入，城市里各种各样的协会、社团及中间组织大量涌现，非“官方”社团和民间社团参与已日益成为都市生活的一项十分重要的内容。那么，这些社团参与对居民的信任到底产生了什么样的影响呢？在研究中我们先用8个问题测量居民的社团参与程度：(1)你是否经常参加同乡聚会？(2)是否经常参加校友聚会？(3)是否经常参加老战友、老知青聚会?(4)是否经常参加行业协会活动? (5)是否经常参加社区居委会召开的会议? (6)是否经常参加寺庙或教会的活动? (7)是否经常参加学术社团活动?(8)是否经常参加单位组织的集体活动(如聚餐旅游)?这8个问题的答案都设有5个选项，既“经常参加”、“一般”、“较少参加”、“很少参加”和“从未参加”，根据所示的参与程度依次分别记作4至0分。我们先运用主成分法对测量居民社团参与的8个项目进行因子分析，再经过变值精简法旋转，共得到2个因子(详见表 3)。第一个因子可称作“社交团体参与因子”，包括5个变量：参加同乡聚会、参加校友聚会、参加单位组织的集体活动、参加行业协会活动和参加学术社团活动。第二个因子可称作“社区团体参与因子”，包括3个变量：参与社区居委会召开的会议、参加寺庙或教会的活动和参加老战友、老知青聚会，其中以参与社区居委会召开的会议的因子负载最高。

为了厘清社团参与以及其他因素对于居民三种信任的影响情况，我们建立了三个回归模型。同时，为了便于读者直观地了解不同对象的信任程度，我们在此先用公式将三种信任的因子转换为1至100之间的指数。¹转换前的普遍信任因子的最大值是3.25004，最小值是-2.46891，平均数是0，标准差是1；转换后的最大值是100，最小值是1，平均数是43.7390，标准差是17.31087。转换前一般信任因子的最大值是2.88645，最小值是-4.31594，平均数是0，标准差是1；转换后的最大值是100，最小值是1，平均数是60.3245，标准差是13.745437。转换前特殊信任因子的最大值是8.71921，最小值是-3.74524，平均数是0，标准差是1；转换后的最大值是100，最小值是1，平均数是30.7469，标准差是7.9425887。我们分别以转换后的普遍信任因子、一般信任因子和特殊信任因子为因变量，以社交团体参与因子和社区团体参与因子为主要预测变量，同时加入受访者的性别、年龄、文化程度、个人月收入作为控制变量(详见表 4)进行回归分析。在这里，性别为虚拟变量，文化程度为定序变量，我们将其看作定距变量。

从三个回归模型的分析结果中可以看出：

第一，社团参与对于普遍信任有很大影响。在我们所建立的三个模型中，模型Ⅰ的拟合度较好，可以解释15.9%的方差，而模型Ⅱ和模型Ⅲ的拟合度却很低。模型Ⅰ的拟合度较好的主要原因是两个社团参与因子具有很强的解释力，社交团体参与因子和社区团体参与因子对普遍信任的影响不仅具有统计显著性，而且标准回归系数分别高达0.216和0.226。但是，与此形成鲜明对比的是，社团参与的两个因子中，只有社区团体参与因子对一般信任有一定影响，且两个因子对特殊信任都没有任何影响。这表明，参与的社团越多，参与社团的活动越频繁，受访者对社会上具有不确定交往关系或弱交往关系的人的普遍信任度也越高，而社团的参与并不会对建立在利益关系基础之上的一般信任产生太大影响，也不会对建立在家族血缘关系基础之上的特殊信任产生任何影响。以往一些研究已证实，发达的社团组织(如宗教团体、商会)，以及大量的中间组织有助于信任的建立，就如Kaiwachi(1997)发现低度信任与参与社团之间存在很强的负相关(r=-0.65)。换句话说，人与人之间的普遍信任来自志愿性社团内部个体之间的互动，是这些社团推动了人们之间的合作并促使信任的形成(Colman，1988；科尔曼，1990；Putnam，1993；福山，[1995]1998)。

第二，男女在普遍信任方面有很大差异，男性的普遍信任度比女性高8.5分，但在一般信任和特殊信任方面不存在显著差异。由于信任是一种带有风险的行为，所以对越不确定关系的对象产生信任，潜在的风险就越大。男女对待社会上无交往关系或弱交往关系的一般人的信任差异实则反映了两性在面对风险时的心理差异，究其原因，既有性别本身所致的生理心理差异，也有社会、社区、家庭等客观外界观念的潜在影响。一般认为，男性在面对不确定关系的对象时其信任感高于女性，或许是女孩在成长过程中比男孩较多地接受了“不要随便跟他人交往”，“女孩子在外要注意保护自己”等一系列的说教，而这样的社会化过程导致男女在对待与自己关系不确定的他人时，其社会心理开放程度是不同的，女性的不信任感高于男性。

第三，年龄越大者的一般信任度越高，但年龄对普遍信任的影响呈U型，对特殊信任没有影响。在模型Ⅱ中，年龄对受访者的一般信任度具有统计显著性，年龄每增加1岁，一般信任值增加0.165。由此可以推断40岁的受访者要比30岁的受访者在一般信任方面高1.65分，50岁又比30岁高出3.3分，这表明年龄越大的居民对一般信任因子中包含的单位同事、单位领导、邻居和一般朋友几种对象的信任值也越高。以往的一些研究(王绍光、刘欣，2002；胡荣，2005)也表明，随着年龄的增长，对他人的信任度也会提高。在通常情况下，年龄越大者参加工作的时间较长，他们在工作中与同事、领导以及邻居的接触较多，因此他们的一般信任度也较高；另一方面，目前许多工作单位的晋升还是论资排辈，资历与个人在工作单位的地位有着紧密的联系，年长者因为有着较高的地位，所以能够在与同事的交往中更具有自信，因而对同事也具有更高的信任度。与此不同，在模型Ⅰ中，我们加入了年龄的平方这一自变量，分析结果显示年龄和年龄的平方对普遍信任的影响均有统计显著性。这表明，年龄对普遍信任的影响呈U型，即年龄较小者的普遍信任度较高，随着年龄的增长其普遍信任度有所下降，到中年达到最低点，之后又随着年纪的增长逐渐上升。单因素分析也表明(表未列出)，41-50岁年龄组的一般信任平均值最低，只有36.62，比30岁以下年龄组的一般信任值(46.82)低10.2，也比51-60岁年龄组的一般信任值(46.52)低9.9。为什么41岁到50岁的居民相对于其他年龄段的受访者而言，其一般信任的平均值会如此之低呢？年龄对受访者一般信任的影响可从两个方面加以解释：一是从个人生命周期来分析，二是把不同年龄群体与其生活的特定时代相联系来分析。从生命周期来看，41-50岁年龄组一般信任较低，可能是因为他们肩负的家庭和工作负担较重，其一般信任因此受到影响。如果是这样，那么，不管哪个年代，受访者在这个年龄段的一般信任值都偏低，但是，这种解释似乎有点牵强。我们更倾向于第二种解释，即把现在中年群体普遍信任值较低的情况与他们成长的特定年代联系起来。根据信任的认识发生理论，人们的信任度都是从自身以往的经验里学习而来的，幼年时期的生长环境对于信任感的产生和形成起着十分重要的作用。如果一个人幼年期生活在不完整的家庭，如父母离异，或受到父母的虐待，或是生长在充斥着暴力和犯罪的社区里，目睹了弱肉强食的现实，很难使人对外部世界产生信任感；相反，如果他出生在一个美满幸福的家庭，成长在安定祥和的社区里，就很容易对他人产生信任。调查发现，年龄处于41岁至50岁的居民正是在十年文革中出生或成长的那一代人，其信任感自然可能低于文革后成长的(目前30多岁和30岁以下)一代人。

第四，个人月收入对普遍信任和特殊信任的影响都有一定的显著性。收入对普遍信任的回归系数为0.000403，这表明月收入每增加100元，受访者的一般信任值增加0.0403分。收入对特殊信任的回归系数为0.000173，表明月收入每增加100元，受访者的特殊信任值就增加0.0173分。不过，收入对一般信任的影响不具统计显著性。收入是衡量个人社会经济地位的一个重要指标，收入越高者其社会经济地位也越高，在与他人的交往过程中也越自信，也更能够建立对别人的信任。个人收入对特殊信任具有影响的另一个重要原因是与中国人的送礼习俗相联系的。在中国，不管是城市还是乡村，在有来往的亲朋好友之间不管是逢年过节，还是遇有红白喜事，通常都要请客送礼(阎云翔，[1996]2000)，而这要以一定的经济实力为基础。低收入者在与亲友的交往中往往处于劣势而缺乏自信，而高收入者则能够与亲友保持经常的往来和维持较高的信任关系。该结果也与以往的研究结论是一致的。

第五，受教育程度对三种信任的影响都不具有统计显著性。以往一些研究表明(Yamagishi，2001；王绍光、刘欣，2002)，文化程度较高者的综合信任度较高，学历程度也是评价一个人社会地位的重要指标，所以从理论上讲，教育程度越高，信任度也越高。但是，在本文的三个回归模型中，教育程度对三种信任的影响均不具有统计显著性，这有待于我们在进一步的研究中加以探讨。

以上分析表明，在普遍信任方面，男性高于女性，高收入者高于低收入者。这表明社会经济地位越高者对他人的信任度也越高。我们可以从以下三点来解释：首先、社会地位之所以影响人们的信任度，是因为它会影响人的相对易损性，即个体潜在损失的绝对值在其所拥有的总资源中的比重。而能影响相对易损性的莫过于一个人的自我安全感。如果一个人的生存都得不到保障，我们很难设想他会冒险相信别人(王学芳，2005)。社会地位越高的人，拥有的权力就越大，拥有权力就意味着占有更多的社会资源，而占有社会资源越多，抵御风险的能力就越强，也就越能承担起信任别人所产生的风险。其次、社会地位高的人往往也是那些在人际交往中占有优势的人，对自己与他人的交往也更有自信，与其他人相比，他们更懂得自主地运用与他人的关系来发展并壮大自己，因此更能主动信任他人。吉登斯也认为，占有大量资源可以使人具有一种更加开放、乐观、更富有同情心，更自在的人生态度，而这种人生态度可以增强对他人的信任感(Giddens，1991：79)。再次、社会地位越高，别人对他失信的代价也会越大。因此，一个人的社会地位越高，就越会信任他人。

四、讨论与思考

在《乡土中国》一书中，费孝通([1947]1985)用精辟的语言为我们展示了中国乡土社会的基本结构：“我们的社会结构本身和西洋的格局是不相同的，我们的格局不是一捆一捆扎清楚的柴，而是好像把石头丢在水面上所发生的一圈圈推出去的波纹。每个人都是他社会影响所推出去的圈子的中心。被圈子的波纹所推及的就发生联系。”虽然人与人之间的血缘关系是先天赋予和无法改变的，但在后天生活中，人们仍能够通过多种方式——如认干亲、拜把子、套近乎、做人情等(杨宜音，1999；郭于华，1994；乔健, 1982, Yang，1994)，将这种先天注定的血缘关系进一步泛化，扩展和延伸到与没有血缘联系的其他人的交往关系之中，最终就形成了费孝通所言的具有弹性、可以延伸的，即使有明确界限的边界也是可以改变的、非常灵活的“差序格局”。也正因为这种内外有别、亲疏不同的差序格局的存在，使得不少人认为中国是一个低信任度的社会。例如韦伯([1920]1995)在关于中国宗教的研究中涉及信任问题时就明确指出，中国人彼此之间存在着普遍的不信任……中国人的信任不是建立在信仰共同体的基础之上，而是建立在血缘共同体之上，即建立在家族亲戚或准亲戚关系之上，是一种难以普遍化的特殊信任。F·福山([1995]1998)则更进一步将人际信任扩展到关于社会信任的分析之中，他认为诸如中国、意大利和法国这样的国家，一切社会组织都是建立在以血缘关系维系的家族基础之上，因而对家族之外的其他人缺乏信任，这样的社会是一种低信任度的社会，也即是一种缺乏普遍信任的社会。

虽然以往有许多研究认为中国人缺乏对外人的普遍信任(斯密斯，[1894]1989；柏赐福，[1916]1989；韦伯，[1920]1995；福山，[1995]1998)，但在多变性方面，近期的一些研究表明，中国人对外人的普遍信任正在发生与以往研究的结论不尽相同的转变(张建新、Bond，1993；王飞雪、山岸俊男，1999)。王飞雪的调查显示，中国人虽然对陌生人的信任低于美国和日本，但是对人性的估计却明显要比美国人和日本人更趋向正面，也就是说，中国人虽然不信任陌生人，但普遍认为陌生人不是坏人。张建新与Bond于1993年对北京、香港和美国的大学生对于具体对象的信任程度进行了跨文化的比较研究，结果发现三地大学生对他人的信任程度都随着与他人关系的亲密度的增加而增加；三组被试者对亲人的信任程度没有差异，但是北京被试者对熟人和陌生人的信任程度则要高于美国和香港的被试者。在复杂性方面，近期的一些研究也发现，中国人信任结构的构成有其本土和多元的特点，与西方人的信任结构有较为明显的差别(王飞雪、山岸俊男，1999；郑伯埙，1991)。彭泗清(1999)的实证研究显示，在中国人的人际信任建构中，相互之间的信任程度，并非取决于双方拥有的关系中所包含的先天的联结(如血亲关系)或后天的归属(如同学、同事关系)，而主要是取决于两人之间实质关系的好坏。

本文的研究试图表明，中国城市居民的信任构成是分层次的，城市居民对于外人和陌生人的信任程度相对较低，这与以往的研究结果是一致的。中国城市居民的社会信任基本构成主要有三个部分：(1)与自己有血缘家族关系的亲属以及来往密切的朋友的特殊信任圈子，其信任值最高；(2)与自己具有合作关系的单位领导、同事和邻居的一般信任圈子，其信任值居中；(3)包括生产商、网友、销售商以及社会上的大多数人的普遍信任圈子，其信任值最低。这再次表明，中国人的信任结构存在着“差序格局”，特殊信任要远远高于普遍信任。

一个人与人之间相互信任的社会，要比一个人与人之间互不信任的社会健康得多。中国当前正面临着重建社会信任和信任结构转型的问题，市场经济体制的完善需要一个较高水平的普遍信任为基础，摆在我们面前的是如何从一个特殊信任为主的社会转型为一个以普遍信任为主的社会。那么在中国这样的社会中，有什么样的机制可以提高人们的普遍信任？以往的研究(费孝通，[1947]1985；金耀基，1992；杨国枢，[1989]1993；黄光国，1988；梁溯溟，1963)认为在“关系本位”的中国社会里，只有通过人们之间的关系才能建立起彼此的信任，而关系建构的核心就是血缘家族关系，围绕此核心建立起与血缘家族关系之外的其他人的社会联系，是不是除了基于血缘家族关系之外就没有其他的途径了呢？在本项研究中，我们引入社会资本中的社团参与因素对信任进行分析，多元回归分析表明，增加社团的参与是提升居民普遍信任的重要途径之一。这表明，中国人是可以在血缘家族关系之外建立信任的，而且建立这种普遍信任的途径也不限于认干亲、拜把子、套近乎、做人情等拟亲缘化的手段，而是可以通过参与横向社团来增加普遍信任的。

实际上，信任与风险是联系在一起的。根据科尔曼的理论，信任别人首先是件很冒险的事，信任别人就等于将自己拥有的资源主动放到人家手里。所以，理性的人在决定是否信任他人时，必须权衡两样东西：一是潜在的受益与潜在的损失相比孰重孰轻；二是对方失信的可能性有多大(Coleman，1990：90-101)。中国人对于家庭成员、亲戚和亲密朋友的信任度较高，是因为经常与这些人来往，与他们的交往已经形成了密集的网络。这些网络不仅有助于信任者对于被信任者的了解，而且也有足够的手段对于被信任者的失信实施有效的惩罚。但是，要建立对于更广范围的其他社会成员的信任，则必须更多地参与社团。帕特南认为，像信任、惯例以及网络这样的社会资本存量有自我强化和积累的倾向，公民参与的网络孕育了一般性交流的牢固准则，促进了社会信任的产生，这种网络有利于协调和交流、提高声誉，因而也有利于解决集体行动的困境。根据帕特南对意大利的研究，意大利北方的民主运作得比较好，主要原因就是在那里具有众多的横向社团，如邻里组织、合唱团、合作社、体育俱乐部、大众性政党等。我们调查中的8个社团参与变量其实正是帕特南所谓的“横向网络”，这些社团成员之间有着密切的横向社会互动，在这种网络中的互动常常渗透着信任，而且这种信任常常得到实现、归还或被回报以信任，它们为普遍信任倾向提供了良好的、茂盛生长的场地……它们的存在使给予外在于他们自己的网络的参与者或社会客体信任更加容易(什托姆普卡，[1999]2005)，所以也就有较高的普遍信任度。

既然社团的参与对于提升普遍信任具有如此重要的作用，为了建立一个更加和谐与诚信的社会，我们就应该培育更多的社团，鼓励市民更多地参与社团，以此使普遍信任的机制在中国孕育并成长起来。

注释：

1 转换公式是：转化后的因子值＝(因子值+B)*A，其中：A＝99/(因子最大值－因子最小值)，B＝(1 / A)－因子最小值，B的公式亦为：B＝[(因子最大值－因子最小值)/ 99]－因子最小值。