一、问题的提出

布劳(Blau，1977：5)曾指出，“社会流动的过程是大多数形式的结构变迁的一个基本因素”。社会流动不仅会影响人们在社会结构中的位置以及社会资源和权力的分配格局，也会影响他们的生活方式、行为模式、认知态度和价值观念等。在西方学界，从托克维尔、马克思到李普赛特、本迪克斯，再到后来的许多学者，都给予社会流动的后果与影响持续而广泛的关注。在这一研究分支中，关于社会流动与政治信任间关系的研究是其中一个重要组成部分(Turner，1992)。众所周知，民众的政治信任对政权的合法性至关重要(Gilley，2006)。较高的民众政治信任为政权提供合法性并维护社会稳定(Easton，1965)，丧失民众的政治信任则可能引发政治和社会动荡(Gamson，1968)，从这种意义上，民众对政府的信任度可以作为判断政权稳定性的一个有效指标(Wang，2005)。正因如此，社会流动对政治信任的影响也成为关心社会流动的政治后果的研究者关注的重要议题之一。

1949年以来，在国家宏观制度和政策的安排下，中国社会经历了一系列重大变革。在这一过程中，中国人的政治和社会地位及经济状况发生了显著变化，特别是改革开放之后，在进行体制改革的同时，工业化、城市化和市场化也在不断推进，过去一些阻碍人们社会流动的藩篱被逐渐打破，一些新的社会流动机制得以确立，使社会流动的机会和频次增加，流动也变得更具多样性和复杂性。中国学者在这个领域已做了大量扎实细致的工作，但大部分研究一般都仅致力于勾画社会流动的基本类型与总体趋势，揭示影响社会流动的各种因素，并对这些因素发挥作用的程度、方式、路径机制和主要特征予以探讨(陆学艺，2004；李路路，2006；边燕杰、吴晓刚、李路路，2008)。虽然近期有研究开始关注社会流动对人们的主观阶层地位评价、生活方式、社会交往和健康水平等的影响(秦广强，2011；王甫勤，2011)，但社会流动对政治信任的影响很少进入研究者的视野，还缺乏系统研究。本研究利用中国综合社会调查(CGSS2006)的数据，尝试对社会流动与政治信任的关系进行考察。本文从客观和主观两个维度对社会流动进行测量，旨在回答中国民众客观经历的社会流动，以及主观感知和预期的社会流动对政治信任会产生怎样的影响。对这一问题的系统分析，无论从理论层面还是现实层面，都会对理解当代中国社会流动的政治影响与后果有所裨益。

二、社会流动与政治态度

社会变迁对人们态度和行为的影响一直是社会科学关注的重要议题之一。社会流动一方面受制度变革和政治经济发展的影响，另一方面其本身又会引发社会结构、政治经济和文化价值观念的变迁，因此，社会流动研究不仅探讨导致和影响社会流动的因素和机制，同时也非常关注社会流动的后果。虽然后者在关注度和影响力上无法与前者相比，但学界对社会流动的影响和后果的探索有长期的理论传统，积累了不少有启发意义的理论和经验研究。

关于社会流动的社会和政治后果有两种迥异的理论观点。一种认为，迅速的社会经济变迁以及由此引发的社会流动可能会导致社会不稳定。托克维尔(Tocqueville，1955)分析法国大革命的起源时指出，社会经济发展和阶级结构变动增加了社会动荡的潜在可能性，“虽然路易十六世统治时期是整个王朝最繁盛的阶段，但这种高度的繁荣加速了革命的爆发”。他还提醒人们，个人财富的增加和向上流动导致了一种“不安分的心理状态”的产生，因而“那些生活水平显著提高的地区成为法国革命运动的中心”(Tocqueville，1955：169-179)。

涂尔干(Durkheim，1951：246-254)延续了托克维尔的逻辑，他强调，无论是向上还是向下的流动，都会比社会结构稳定不变时产生更多的社会病症。戴维斯在其研究中对托克维尔的分析逻辑作了一些修正，认为“当经历了长期的经济和社会发展之后，忽然出现短期的急剧逆转，这时革命最可能发生”(Davies，1962：5)。社会经济先发展后逆转的过程会使人产生强烈的不满情绪，从而引发革命或叛乱。社会政治经济发展和社会流动之所以会引发各种社会问题，导致社会不稳定，一个根本原因就是发展模式。如果一个社会的政治经济发展变动过于剧烈，但又缺少相应的制度规范和价值观念等方面的配套支持，就可能面临大规模的“失范”，这时的社会流动就可能会加速社会的瓦解，引发动荡。

当一个社会具有比较成熟和相对稳定的发展模式及经济增长，并始终保持着较高的社会流动时，一般就不容易崩溃，因此第二种理论观点认为，社会流动有利于维持社会稳定。托克维尔(Tocqueville，1945：53-54)认为，“普遍的(向上或向下)社会流动的制度化具有其‘政治后果’，即民主秩序的稳定化”。因而对他而言，社会流动是有利于还是有损于社会稳定，主要是取决于社会经济发展模式和社会流动模式。帕雷托(Pareto，1935：1430-1431)对政治稳定所需社会条件的分析表达了与托克维尔相似的观点，他认为，精英生产越开放(统治阶级从底层阶级中招募成员)，政治系统就越健康；当精英循环变慢，底层阶级中流动受阻的优秀人士会产生沮丧与不满情绪，从而开始支持推翻现有的统治阶级，革命就会发生。

马克思、恩格斯以及后来一些研究者在试图解释美国为什么能维持政治稳定，无法形成无产阶级意识和缺乏“左派”运动时，都强调了美国较高的社会流动率在减少社会冲突方面发挥的积极作用(Marx and Engels, 1942；Lipset and Bendix, 1959；Blau and Duncan, 1967)。埃里克森和戈德索普(Erikson and Goldthorpe, 1985)的研究显示，较频繁的社会流动使美国避免出现过于激进的工人阶级组织和运动。在对工业社会的社会流动研究中，李普赛特和本迪克斯(Lipset and Bendix, 1959)发现，社会流动对保守性政党比较有利，因为绝大多数向上流动到中产阶级的人都变得更加保守，而那些沦落到工人阶级中的人也依然继续支持保守派。通过对20世纪60年代初554位英国青年男性经历的代际社会流动对其政治态度影响的研究，阿布拉姆森和布克斯(Abramson and Books, 1971)发现，只要个人相信阶级之间的藩篱已被打破，即使他们经历向下社会流动，也不太会产生对社会的不满情绪，而且因为经历流动的人仍然会保留着一些自己原来所属阶级的态度和观点，这在一定程度上消除了不同阶级之间的某些态度差异。基于这些发现，一些学者将社会流动视为一种社会“安全阀”，有助于维持社会稳定(Mayer，Kraus and Schmidt, 1992)。

以上研究都有一个基本假设，即认为社会流动会显著影响个人的政治态度和价值取向。在这个基础上，一些研究又进一步考察社会流动影响个人的哪些态度和价值观，发生了怎样的变化，社会流动本身对这些变化起到多大作用等。这一前提假设后来受到一些质疑，其中较有影响的是李普赛特和本迪克斯(Lipset and Bendix, 1959)的研究，他们通过对不同国家代际职业流动的分析发现，那些与父代相比经历了向上或向下流动的人的家庭阶级出身仍旧会继续影响他们的政治立场，例如，在欧洲和北美的国家，那些中产阶级出身但向下流动成劳动阶级的人在投票时，比那些原本就出身劳动阶级的体力劳动者更倾向支持保守立场，而那些向上流动成中产阶级的人有时则仍然会受工人阶级出身的影响。这表明，社会流动本身并不能彻底改变个人的政治立场和价值取向，某些政治态度和观点可能比较容易受自身生活环境的影响而转变，但个人的基本价值观念是在长期的成长过程中逐渐形成的，从小就受家庭和学校教育的影响，更加根深蒂固，一般很难完全改变(Kelley，1992)。李普赛特和本迪克斯(Lipset and Bendix, 1959)的研究指出，个人的家庭阶级出身、目前获得的阶级地位和经历的社会流动都会对他们的政治态度和行为产生影响，但在不同条件和背景之下，影响会有差异。因此，在具体研究中对这些因素的各自影响进行考察时，需要注意做出区分。

一些研究对“社会流动影响政治态度”的假设提出了明确质疑(Turner，1992)，它们从国际比较的视角出发，分析世界十个国家民众的社会流动经历对政治态度和行为的影响，发现了一些与先前研究不一样的结果。首先，传统上认为社会流动本身必然影响政治态度的假设并不成立，真正型塑个人政治态度和政党偏好的是其目前获得的阶级地位和家庭出身，而不是所经历的社会流动；其次，民众对于社会流动的主观感受有时会比他们所经历的客观流动对其政治态度产生更大的影响(Turner，1992：9)。这些结果在美国、印度、英国、尼日利亚、丹麦、澳大利亚、日本和阿根廷等国家都得到了验证，同样的情况在中国是否也存在，尚待验证。另外，这些研究关注的政治态度主要涉及政党偏好和价值取向(如保守取向或自由取向)，并没有对政治信任做专门考察，因此，以上结论是否完全适用于政治信任也有待进一步检验。

以上关于社会流动与政治态度关系的研究为考察中国的社会流动对民众政治信任的影响提供了启示。基于以往的研究与学术争论，本研究提出以下理论假设：在控制其他因素后，社会流动对个人的政治信任仍会产生影响。那些在客观上经历了向上流动或在主观上感受或预期向上流动的民众将拥有更高的政治信任(H)。这一假设背后的逻辑是，个人作为理性的行动者，对政府所持态度主要是出于自身利益的考虑。如果个人能持续地从现有制度和政府政策中获益，社会经济地位不断提高，生活质量得到改善，那么他们就会对现有制度和政府报以较高的政治信任。反之，如果政府的决策损害其利益，致使其社会经济地位下降，生活状况恶化，利益受损者就会对政府丧失信心。客观的社会流动是衡量个人从现有制度条件下是否获益的一个重要指标，主观感知的社会流动则反映个人对已获得的社会经济地位和目前生活状态的认可度和满意度。而主观预期的社会流动则体现个人对现有制度和政府能否提供更好生活机会的信心和希望，这些都会影响个人对现有制度和政府的基本态度。

本研究同时从客观和主观两个维度测量社会流动。在客观维度上，测量了个人的代际职业流动、代际教育流动和代内职业流动；在主观维度上，测量了个人感知的社会流动和预期的社会流动。依据这些测量维度和内容，上面的理论假设可被进一步细化为代际流动假设(H1)、代内流动假设(H2)、感知的社会流动假设(H3)和预期的社会流动假设(H4)4个研究假设：

H1：经历了向上代际流动的人将持有更高的政治信任度；

H2：经历了向上代内流动的人将持有更高的政治信任度；

H3：感知自己在近些年经历了向上流动的人将持有更高的政治信任度；

H4：预期自己在今后几年将会实现向上流动的人将持有更高的政治信任度。

本文尝试从社会流动的视角，考察社会流动的客观经历和主观感知与预期对政治信任态度的影响。因为基于经济发展的社会流动对个人政治态度的影响会通过民众切身的客观经历与主观体验发挥作用，所以，将社会流动作为影响个人政治信任的一个解释变量的第一个优势在于，能将宏观层次上社会经济的发展变化与微观层次上个体社会经济地位的流动变化及其感受同时纳入考量。政治信任的宏观层次理论认为，民众对政府机构的信任受政府绩效的影响，微观层次理论则认为个人对政府绩效的评价不仅反映政府总体绩效的好坏，也反映个人对自身社会经济地位状态的评价。例如，那些结构性失业者或者那些认为是政府政策失误导致他们生活窘迫的人，通常比那些生活条件得到改善的人更不信赖政府(Mishler and Rose, 2001：36)。

以社会流动作为解释变量的另一个优势是，当用对政府绩效的主观满意度解释对政府的信任态度时，用客观指标来测量政府的绩效可以有效避免可能产生的内生性问题。以前的一些研究发现，民众对政治领导人的政绩、经济发展状况和政府绩效的满意度会显著影响他们的政治信任(Citrin，1974；Citrin and Green, 1986；Feldman，1983；Hetherington，1998；Miller and Borrelli, 1991)。关于政治信任的研究也指出，中国近些年来保持了令人瞩目的持续快速经济增长，大多数民众都从中受益，因此他们对政府绩效(尤其是经济绩效)比较满意，从而产生较高的政治信任(Wang，2005；胡荣、胡康、温莹莹，2011)。例如，王正绪(Wang，2005)基于2001年“世界价值观调查”的数据研究发现，中国民众对政府绩效的满意度与他们对政府的信任度之间存在显著正相关。虽然完全有理由相信经济发展和生活水平提高有助于增强民众对政府的信任，但这类研究的一个潜在问题是，使用被调查者的主观评价而非客观经济发展指标测量政府经济绩效，分析中的解释变量与被解释变量都是个人的主观态度，被调查者对政府工作的满意度和他们对政府的信任度可能同时被某些遗漏变量影响，而那些真正的影响变量却并没有被纳入分析，这可能会产生内生性问题，影响分析的有效性。所以有必要对政府绩效满意度背后的影响因素做进一步的探讨，而社会流动可能就是这类遗漏变量之一。

三、数据、变量和估计模型 (一) 数据

本文数据来自中国人民大学社会学系的2006年“中国综合社会调查”(CGSS2006)，调查采用四阶段按规模大小成比例概率抽样法(Four-Stage Probability Proportional to Size Sampling)抽取了18-70周岁的10 151个成年人样本，调查范围覆盖全国28个省、市、自治区(不包括青海、宁夏和西藏)。其中，59%为城市居民，41%为农村居民。¹

(二) 变量

1.因变量：政治信任  源于调查中询问受访者的“在下列一些话题中，当各种渠道的信息不一致时，您对下表第一行列示的五种信息渠道的信任程度如何？”一题。问卷列出的八个话题基本上都是目前中国民众普遍关心的社会热点问题，分别是“房价的涨跌”、“股市的走势”、“国内的腐败问题”、“贫富差距问题”、“大学生的就业形势”、“对社会治安形势的判断”、“某次矿难的伤亡数字”和“某地方近期将有大地震”。给出的五种信息渠道分别为“政府机构”、“中央级媒体”、“相关领域的专家学者”、“法律机构人员”和“民间传闻”。

因为人们对某种信息渠道所提供信息的信任水平在一定程度上可以反映人们对其本身的信任程度，所以，可以用人们对信息渠道所提供信息的信任分值测量对信息渠道的信任度。运用这题所提供的数据信息，笔者构建了一个测量被调查者政治信任度的指标——“政治信任指数”。建构这一指数的操作过程如下：

第一步，针对每种信息渠道，将每位被调查者在所有八个社会话题上的信任分值相加，每种信息渠道生成一个新变量，被依次命名为“对政府机构的信任”、“对中央级媒体的信任”、“对相关领域专家学者的信任”、“对法律机构人员的信任”和“对民间传闻的信任”。这些新变量显示的是每位被调查者对每种信息渠道的总信任分值，其值域范围为8-40。被调查者在某种信息渠道上的信任分值越大，代表对这种信息渠道就越信任。

第二步，对在第一步中生成的五个新变量作因子分析。²在旋转因子之后，前两个变量(“对政府机构的信任”和“对中央级媒体的信任”)在第一个因子上同时具有较高的因子负荷，分别达到0.749和0.794，这个因子就是“政治信任因子”。³为确认这两个变量在测量民众政治信任度上的可靠性，笔者检查了它们的信度系数(Cronbach’s alpha系数)，得到较高数值0.791，这证明可以用这两个变量构建“政治信任指数”。

第三步，构建“政治信任指数”。具体操作如下：将用于构建这个指数的变量——“对政府机构的信任”和“对中央级媒体的信任”标准化。对标准化后的两个变量取平均值，得到一个新的平均值变量，然后将这个新变量转化成值域为0-1的连续变量，就得到本研究的因变量“政治信任指数”，指数的数值越大，代表信任度越高。⁴

2.关键自变量：社会流动  为全面考察社会流动对政治态度的影响，本研究不仅在客观维度上测量社会流动，也在主观维度上测量被调查者对社会流动的感知和预期。

问卷中询问了被调查对象的第一份职业、目前职业、父亲职业、个人教育程度、父母教育程度、对以往生活工作状况和社会经济地位变化的感受，以及对将来生活工作状况和社会经济地位变化的预期等一系列问题。基于这些问题收集到的数据，可以同时从客观和主观两个维度上对社会流动进行测量：

(1) 代际职业流动  根据测量内容的不同，代际流动可分为代际职业流动和代际教育流动。代际职业流动可通过比较子代的职业地位与父代的职业地位测量。为便于比较分析，笔者首先采用六分类的EGP职业代码对职业变量进行编码。EGP职业代码按职业地位由高到低将所有职业分成六大类，依次为：专业技术人员和管理者(Ⅰ、Ⅱ)、一般行政人员和非体力劳动者(Ⅲ)、小业主和个体经营者(Ⅳa、Ⅳb)、领班和技术工人(Ⅴ、Ⅵ)、非技术工人(Ⅶa)和自雇农和农业劳动者(Ⅳc、Ⅶb)(Wu and Treiman, 2007；Erikson，Goldthorpe and Potocarero, 1979；Ganzeboom，de Graaf and Treiman，1992；Ganzeboom and Treiman, 1996)。然后将被调查对象当前所获得的职业地位EGP值与其父亲所获得的最高职业地位EGP值相减，得到的就是“代际职业流动值”，它可测量出代际职业流动的方向和流动距离。如果大于0，则表明子代经历了向上的职业流动；如果小于0，则表明子代经历了向下的职业流动；如果等于0，则表明子代的职业地位与其父亲相同。

(2) 代际教育流动代际流动还可以通过代际教育流动测量。一般是将被调查者的最高学历与跟个人同性别家长的最高学历相比较(即儿子与父亲比，女儿与母亲比)，如果被调查对象的学历比其父亲或母亲的学历高，那么就可认为这个人经历了向上的代际教育流动，否则就是向下或不变的代际教育流动。

(3) 代内流动代内流动可通过将被调查者第一份职业的EGP值与其目前职业的EGP值进行比较，如果被调查者目前职业的EGP值大于其第一份职业的EGP值，那么就认为其经历了向上的代内流动，否则就是向下或不变的代內流动。

(4) 感知的社会流动除了在客观维度上对社会流动进行测量外，笔者还从主观维度上把被调查者对以往生活工作状况和社会经济地位变化的感知以及对未来的预期也考虑进来。虽然考察个人主观感知和预期的社会流动对其政治信任的影响可能会引发内生性问题，但这种分析可以作为在客观维度上分析社会流动对政治信任影响的一种补充，能加深关于社会流动对政治信任影响机制的了解，仍具有研究价值。

问卷中有一个问题“与三年前相比，您本人在下列各方面有什么变化”，包括五个方面，分别是“收入状况”、“资产”、“职位”、“工作条件”和“社会经济地位”。每个方面都有“上升了”、“差不多”、“下降了”和“不好说”四个答案。

笔者通过如下步骤构建“感知的社会流动”变量：第一步，将“不好说”重新编码，归入“差不多”；⁵第二步，将对应生活工作状况和社会经济地位五个方面的变量按照与“政治信任指数”相同的步骤构建“感知的社会流动”变量。数值越大，代表被调查者在越多方面感受到向上流动。

(5) 预期的社会流动  问卷中另一个问题“在您看来，三年后您本人下列各方面的状况将会发生什么变化”同样是针对生活工作状况和社会经济地位的五个方面，也包括同样四个答案。这一问题用于主观维度上测量“预期的社会流动”。笔者运用与“感知的社会流动”变量相同的步骤和方法构建“预期的社会流动”变量，数值越大，代表被调查者在越多方面预期向上流动。

3.控制变量  在进行回归分析时，笔者除了对基本的人口变量如年龄、性别等加以控制外，还对其他一些可能对中国民众政治信任产生影响的变量，如职业地位、教育、居住地和党员身份等进行控制。以往研究发现，个人当前的社会经济地位是其政治态度和价值取向的重要影响因素，而教育作为社会化的重要机制，一方面起着宣传意识形态和教化的作用，另一方面也起着传播现代价值理念的作用(Wang，2004)。大众教育的发展与普及可能引发个人价值观的转变，促进“批判性公民”(critical citizens)的产生，影响公众的政治态度(Norris，1999)。

在1958年后中国建立起来的户籍制度造成了城乡之间的长期区隔(Wu and Treiman, 2004)。虽然改革开放后，随着社会经济体制改革的深化和城市化加速，城乡区隔正逐渐被打破和消解，但城乡居民在社会福利保障和工作生活条件等方面仍然存在较大差别，这种以居住地为代表的城乡差异可能会影响城乡居民的政治态度。

是否加入中国共产党本身也可以表明个人对于国家政治的卷入度和参与度，在一定程度上反映了个人对中国共产党的信赖度和忠诚度。把是否是中共党员作为控制变量是因为本研究假定中共党员更有可能对党所领导的政府持有更加信任和支持的态度。

(三) 估计模型

本研究运用普通最小二乘法(OLS)线性回归模型估计社会流动对个人政治信任的影响：

$ \hat P = a + b\left(M \right) + \sum\limits_{k = 1}^k {c\left({{X_k}} \right)} $

其中，P是政治信任分值；M是在不同维度上用不同指标测量得到的不同类型的社会流动，包括代际职业流动、代际教育流动、代内职业流动、感知的社会流动和预期的社会流动；X_k为一组控制变量，包括职业地位(专业/管理阶层、非体力劳动者和个体经营者阶层、工人阶层、农民阶层及以下)、教育程度(小学及以下、初中、高中和大学及以上)、性别、年龄、居住地(城/乡)和党员身份。

四、结果分析 (一) 中国的政治信任

以往的研究发现，中国民众对政府持有较高的政治信任(Tang 2005；Wang，2005；Wang，Dalton and Shin, 2006；Shi，2001；Li, 2004, 2008)。2001年的“世界价值观调查” (World Value Survey)中，有97%的被调查者表示对中央政府“相当信任”或“非常信任”，95%的被调查者对议会持有相同的信任度，92%的被调查者对执政党持有相同的信任度。虽然受访者对公务员和警察的信任度略低，但仍有66%的人“相当信任”或“非常信任”公务员，73%的人对警察持有相同的信任度(Wang，2005)。和其他30多个国家相比，中国民众对中央政府的信任度位居榜首，对执政党的信任程度位居第二，对议会的信任程度位居第四(Wang，2005)。近期哈佛大学政府学系的诺里斯(Norris，2011)基于2005-2007年第5次“世界价值观调查”中49个国家民众对自己国家的7个公共机构的信任度的测量数据，构建了一个值域为0-100的信任指数，中国以80.2分位居第二，仅次于越南(91.1分)。⁶除此之外，在1993年进行的一次全国随机抽样调查中，黎友安(Nathan，2003)发现，94%的被调查者“同意”或“强烈同意”这样的陈述：“我们应该相信和遵从政府，因为归根到底它服务于我们的利益”。同年，史天健等研究者(Shi，2001；Chen and Shi, 2001)对中国大陆和台湾地区民众的政治信任的比较研究也发现，处于权威主义体制下的中国大陆民众要比在民主体制下的台湾地区民众更信任他们的政府。本研究基于2006年中国综合社会调查的数据，也发现中国民众的确持有较高的政治信任度(见表 2)。

首先，在所有八个话题上，对五种信息渠道持信任态度的被调查者比例按照由大到小顺序的排列都一致，依次为：中央级媒体、政府机关、相关领域专家学者、法律机构人员和民间传闻。如果按被调查者在八个话题上对五种信息渠道的平均信任分值由高到低排列，也是同样的顺序。这表明，个人对中央级媒体和政府机构的信任程度明显高于其他信息渠道。中国较高的民众政治信任不仅体现在与其他国家民众政治信任的比较中，也体现在与国内其他组织和行动者所享有的民众信任的比较中。

其次，被调查者对“中央级媒体”的信任人数比例和信任分值在所有八个话题上都高于“政府机构”。一方面，这可能反映出民众对中央政府具有较高的政治信任。因为在问卷中，并没有明确区分政府的层级，只是笼统地询问了受访者对“政府机构”的信任程度，所以无法确切知道被调查者对中央政府和地方政府信任程度的差别，而被调查者对“中央级媒体”信任度的信息在一定程度上弥补了研究设计的不足。中央级媒体是中央政府的宣传工具，代表中央政府的权威，它们发布的信息和表达的观点是中央政府意志和立场的体现，因此对中央级媒体的信任可以作为对中央政府信任的一个近似测量。被调查者对“中央级媒体”的信任明显高于笼统的“政府机构”，在某种程度上验证了以往的研究结论，即中国民众对中央政府的信任比对地方政府的信任高(Wang，2004；Li, 2004, 2008；Jennings and Zhang, 2009；胡荣，2007)。另一方面，这也可能反映出民众对中央级媒体本身有较高的信任。虽然中央级媒体本质上是中央政府的宣传工具，但它们仍然拥有一定的自由度和独立性(Latham，2000)，有时它们是“社会安全阀”，为民众提供一个表达对社会问题的意见或发泄不满情绪的渠道；有时它们又作为“批判者”揭露社会的不良现象，甚至有时它们还会扮演“监督者”的角色督促政府。这些角色有助于中央媒体在公众心目中建立良好的形象，提高民众对它们的信任。

第三，针对不同的社会话题，被调查者对某一信息渠道的信任度也存在差异。以往关于中国政治信任的研究只关注了个人对不同层级政府的信任，而没有注意到在不同类型的社会问题上，个人对某层级政府(中央政府或地方各级政府)的信任度也会有所不同。这种民众在不同社会问题上对某级政府信任度的差异，可以从侧面反映出这级政府在解决此类问题上的成效和民众的满意度。例如，表 2中，在“国内腐败问题”和“某次矿难的伤亡数字”话题上，对政府机构所提供的信息持信任态度的被调查者比例(60.6%和59.7%)都低于在其他话题上对政府机构持信任态度的被调查比例(61.4-72.5%)，平均信任值也最小(3.65和3.60)。与此同时，对政府机构在这两个话题上所提供的信息持不信任态度的被调查者比例(17.8%和18%)又明显大于其他话题(9.7-15.3%)。这在一定程度上反映出民众对政府所提供的关于国内腐败和矿难伤亡数字信息的不信任和对解决这两种社会问题成效的不满意。

这些不信任和不满意的产生都有其原因。在国内腐败问题上，对政府的不信任发生在近期中国腐败问题加剧的背景下，腐败的加剧源于政府行政不透明和官员的权力寻租(Wedeman，2004)。由于缺乏有效的权力制衡机制和第三方监督，一些中国民众开始对政府惩治腐败的意愿和能力产生怀疑，从而降低了民众在这个问题上对政府的信任。在矿难伤亡信息上，个人对政府也不太信任的原因在于，近些年来，一些地方政府以牺牲生产安全等为代价追求高速的经济发展，不能严格按照国家安全生产条例等法律规章的要求对企业的各项安全生产措施进行有效监管，导致各种安全生产事故(例如矿难)频发(Wright，2004)。当矿难发生后，一些地方政府官员为掩盖其工作失职，甚至与矿场主串通一气，刻意瞒报或少报矿难伤亡人数。这种渎职和欺骗行为一旦被媒体曝光，就会使地方政府及官员在民众心目中的形象和声望一落千丈，严重损害民众对政府的信任。

通过把民众对政府机构以及中央级媒体信任的结合，笔者构建了“政治信任指数”，并测得中国民众的平均政治信任分值为0.71。这对于一个值域为0-1的变量而言算是偏高的数值，反映出中国民众较高的政治信任。

(二) 中国的社会流动

表 3是基于调查数据制作的代际职业流动表，⁷从表中可以看到，对于那些父亲拥有较高职业地位(专业技术人员或管理者)的人而言，有35%的人保持住了这种地位，近22%的人下降成为办公室行政人员或其他非体力劳动者，还有43%的人则向下流动为职业地位更低的一般劳动者；那些父亲为一般行政人员或其他非体力劳动者的人中，近37%的人仍然停留在这一职业地位上，约21%的人向上流动为拥有更高职业地位的专业技术人员和管理者，还有约42%的人经历了向下代际流动；那些父亲为小业主和个体经营者的人，大约31%仍为小业主和个体经营者，40%向上流动到更高阶层，而另外约30%的人则经历向下职业流动；父亲为技术工人的被调查者，有约30%仍为技术工人，另外49%向上流动，21%向下流动。那些父亲为非技术工人的人中，约22%仍为非技术工人，47%向上流动到更高职业阶层，约31%的人职业地位下降；而父亲为自雇农和农业劳动者的被调查者，有约一半(51%)仍停留在此职业地位上，另外一半则向上流动获得了更高的职业地位。

综合而言，在代际职业流动方面(见表 4)，大约36%的人拥有与其父亲相似的职业地位，约43%的人实现了向上代际流动，只有14.7%的人职业地位下降了。在代际教育流动方面，因为中国一直努力推广九年制义务教育，1999年后又开始推进高校扩招，明显提高了国民的受教育程度，反映在调查数据中就是有近48%的被调查者比其父母受到更高程度的教育，约17%的被调查者受过与其父母相同的教育，只有2.7%的被调查者学历比其父母低。

与代际社会流动相比，代内职业流动的模式基本相似，但又稍微不同。表 4显示，大部分人(53.4%)在2006年之前没有经历过职业地位上的流动。约28%的被调查者获得过比第一份职业更好的工作。只有约5.6%的被调查者处在比首份工作职业地位更低的位置上。所有这些都表明在过去几十年中，中国民众实现了较大规模的向上流动，尤其是向上代际流动机会较大。

以上是在客观维度上测量了中国民众的代际和代内社会流动。接下来将从主观维度上考察个人对自己社会经济地位变化的感知和预期。

表 5显示，与三年前相比，从日常生活经济状况五个方面看，除了在收入状况上有许多人(43.1%)感觉上升了之外，大多数人(63.7-83.1%)都觉得在生活工作经济状况的其他四个方面(资产、职位、工作条件和社会经济地位)没有明显改善，有一些人(7.6-12.4%)甚至觉得他们的生活工作条件和社会经济地位下降了。这表明，人们主观感受到的社会流动与实际存在较大出入。产生这种差别的原因可能有两个：第一，虽然很多被调查者与父代相比实现了向上流动，但他们只有少部分人实现了代内向上流动，因而会有不少人主观上觉得自己的生活工作条件和社会经济地位与前几年相比并没有明显改善；第二，根据“参照群体”理论(Merton，1968)，个人总是将自己与参照群体相比较，并以此来评价自身的才能、成就和境况等(Thompson and Hickey, 2005)。近几十年，中国整个国民生活水平和生活质量得到普遍提高，即使被调查者的工作生活条件和社会经济状况在客观上已经获得改善，但如果周围的参照群体的状况与他们差不多，甚至比他们更好时，他们对这种改善的主观感知就会减弱，对生活满意度就会下降，甚至有可能会觉得相对生活质量反而下降了。

表 6所展现的预期的社会流动模式与表 5呈现的感知的社会流动模式相类似，反映出人们对以往社会流动经历的感受会对其关于未来流动的预期产生一定影响。与表 5类似，表 6也只有在“收入状况”这一个方面上有较多人(46.5%)预期三年后情况会改善。大多数被调查者(61.1-80.1%)都认为三年之后自己在生活工作条件和社会经济地位其他四个方面都不会有太大的改变。只有很少一部分被调查对象(4.3-6.1%)觉得他们的生活工作经济状况和社会经济地位在三年后会恶化。这表明，2006年前后大多数中国民众对未来生活还是充满信心的。

(三) 社会流动与政治信任的关系

笔者利用OLS多元回归分析考察社会流动与政治信任之间的关系(见表 7)。在控制了相关变量之后，向上的代际和代内流动、对向上流动的感知和预期，以及居住地会对被调查者的政治信任在统计上有显著的影响，四个实证假设(H1-H4)都得到验证，进而支持了本文的理论假设。而被调查者的职业地位、教育、性别、年龄和党员身份对其政治信任没有显著影响。

首先看向上流动对个人政治信任的影响。数据显示，当控制其他变量之后，那些经历向上代际职业流动的人相对于那些没有经历流动的人，其所持有的平均政治信任分值要高0.015。那些经历了向上代际教育流动的人所持有的平均政治信任分值要比那些没有经历流动的人高0.017。而那些经历了代内职业流动的人所持有的平均政治信任分值要比那些没有经历流动的人高0.014。那些与前三年相比在生活工作条件和社会经济地位五个方面都感受到上升的人的平均政治信任分值要比那些都感受到下降的人高0.023。那些预期三年后在生活工作条件和社会经济地位五个方面都将上升的人的平均政治信任分值要比那些预期都将下降的人高0.044。这些都表明，那些已经经历了向上流动，或对向上流动具有明显感知和美好预期的民众一般会对政府有更高的政治信任。

除了向上流动之外，居住地对中国民众的政治信任度也有显著影响。数据结果显示，在控制了其他变量之后，城市居民的政治信任分值要比农村居民平均低0.04左右。对这一发现，有两种可能的解释。一种解释是基于“参照群体理论”，中国城市居民一般会比农村居民享有更好的生活条件和更多的社会福利，有更多改善生活状况的机会，这本应该会有助于提高城市居民的生活满意度，增强他们对政府的信任，但由于城市生活水平普遍较高，城市居民与其他城市居民相比，并没有多少优越感，因而他们对生活的满意度和幸福感可能并不比农村居民高。另一方面，城市中个人生活条件的异质性比农村大，贫富差距更悬殊，这会导致城市居民更容易产生不公平感和对现实的不满，降低他们的政治信任度。另一种解释是基于“批判性公民理论” (critical citizen theory)，该理论认为，城市现代化的发展、生活质量的改善和教育水平的提高有助于培养个人的批判性意识，导致“评判性公民”的产生，他们对政治权威倾向于持批判怀疑态度，这降低了他们对政府的信任(Norris，1999；Wang, 2004, 2005)。受以上这些可能效应的混合影响，中国城市居民相对于农村居民对政府持更加不信任的态度。

表 7中还有两点值得注意。首先，虽然向上流动的经历、感知和预期都显著提高了个人的政治信任度，但那些经历了向下流动的人持有的政治信任度与未流动的人相比并没有显著减少。这表明，那些经历向下流动的人没有显著降低他们对政府的信任。这或许是因为在调查时他们并没有把自身生活状况恶化和社会经济地位下降的原因归咎于政府，也或许是因为他们相信这只是自己面临的暂时困境，未来境况就会有所好转，因而这种向下流动没有显著影响他们对政府的态度。这也从另一个侧面部分地解释了中国民众为何具有较高的政治信任。

其次，模型5中“向上流动”的系数比其他模型中的同类系数更大，显著性水平也更高。这说明，个人对向上流动的期待会较强地影响他们的政治信任度，也即那些预期自己在将来可以过上更好生活和实现向上流动的人，相信政府能够为他们美好希望的实现提供更多机会和营造更有利的环境，因此支持和信任政府。这说明，确保民众不丧失实现向上流动的希望对维持他们的政治信任和保持社会稳定十分重要。近期的研究也表明，中国民众对未来生活持有的持续乐观的预期在很大程度上解释了中国社会在经历巨大政治经济转型过程中仍能保持相对稳定的原因(Frijters，Liu and Meng, 2012)。

五、结论与讨论

1949年以后，中国社会经历了一系列社会变革，人们的社会经济地位也随之发生相应变化。改革开放后的三十年，中国在经济绩效方面取得了举世瞩目的成就，宏观经济发展的微观体现就是公民日常生活水平的提高、社会福利的改善和向上流动的增加。随着经济体制改革的深化，之前僵化的单位身份等级制的基础也逐步被削弱和瓦解，促成了一个相对更加开放的社会阶层结构(Davis，1995)，使社会流动成为几乎每个中国民众都可能经历的一种生活过程(Bian，2002)。这种大规模社会流动的政治后果有哪些？它对中国民众的政治信任产生了怎样的影响？本研究考察了中国的社会流动对民众政治信任的影响。数据显示，中国社会经济的持续发展给民众提供了大量向上流动的机会，改善了生活状况，同时也给他们带来更美好的生活期待。这种向上的社会流动，以及个人对向上流动的感知和预期都显著增强了中国民众对政府的信任。在这个意义上，中国政府在社会经济绩效方面的良好表现有助于民众产生较高的政治信任，增加政权的合法性。

虽然良好的经济绩效带来的向上流动为中国政府提供了合法性来源，有助于维护社会和政治稳定，而一旦经济绩效出现问题，民众就会对建立在政府经济绩效单一合法性基础之上的政权的意识形态基础和程序基础提出质疑和挑战。亨廷顿(Huntington，1993)曾指出，政权合法性包含三个来源：一是意识形态合法性，即政权提倡的价值观念应得到社会大部分成员的认可；二是程序合法性，即政权的产生、更迭和组成、运行，必须通过公平公正民主透明的方式由全体公民自由投票来决定，统治者的权力受宪法法律和政治程序的约束；三是绩效合法性，即政府能有效地对社会事务进行管理，能推动和促进社会政治经济文化的长期平稳发展。从20世纪70年代初开始，在世界范围内发生的第三波民主化进程使极权主义和权威主义国家宣称的意识形态和政治程序受到不同程度的质疑，其意识形态合法性和程序合法性正在不断消退。当权威主义政体遭遇经济衰退，无法维持经济增长时，就可能产生较大的社会动荡和变革。因此，如果一个政权缺乏意识形态和程序合法性，而完全依赖经济绩效合法性作为唯一支撑，当遇到经济危机，人民的生活质量急速下滑时；或者经济发展的成果不能惠及广大民众，而是被既得利益集团独占，普通民众向上流动的机会被阻塞时；又或是随着现代化的发展，教育水平的提高，与国际社会增进交流，社会的价值观逐渐变化，促成“公民文化”兴起，出现“批判性公民”(Putnam，Leonardi and Nanetti, 1993)时，政权就将失去合法性根基。因此，对执政者而言，在努力发展经济，提高GDP的同时，也要坚持公平、公正、自由、开放的价值理念，努力建设和完善民主透明的执政程序，更加注重民生，为民众创造更多向上流动的机会和渠道，增强他们对未来美好生活的信心，重建政权的意识形态合法性和程序合法性。当社会足够自由和开放，即使有部分民众经历向下流动，他们也不会对生活失去希望，不至于产生极端不满情绪和行为，这样政权的稳定才有坚实的基础，社会才能够长治久安。

注释

1.与2005年全国总人口中城市和农村人口比例(分别为43%和57%)相比，该调查中城市人口被过度抽样。为了纠正抽样过程中产生的系统性偏差，本研究在分析数据时对数据进行了加权处理。加权变量是基于2005年中国全国总人口结构计算产生。

2.先用“主成分提取法”(the method of principle component extraction)，再用“方差极大化旋转法”(varimax rotation)提取因子。

3.顾名思义，第一个变量测量的是被调查者对政府机构的信任度，第二个变量测量的是被调查者对中央级媒体的信任度。因为在中国，中央级媒体与其他媒体相比地位特殊，它们是党和中央政府的重要宣传工具(Chen and Shi, 2001；Lynch，1999)，受其直接监管和领导，就相当于党和中央政府的宣传部门，因此，民众对中央级媒体的信任可以被看做是测量他们对中央政府信任的一个间接指标。这两个变量在“政治信任因子”上同时具有较高因子负荷也支持将其纳入“政治信任指数”的建构，成为建构此指数的候选变量。

4.本研究中的其他指标也基本是按照这些操作步骤构建起来的。为简化起见，后文中如果使用到相同的操作程序，将不再重复这些步骤。

5.之所以这样处理，是因为如果一个被调查者对自身生活工作状况和社会经济地位五个方面的变化说不清楚，则表明这些变化非常微小，以至于当事人很难明确感知到。

6.这七个公共机构分别为议会、政党、中央政府、公务员、司法机关、警察和军队。在这49个国家中，老牌自由民主国家(如英国、美国、加拿大等)的信任平均分为62.0分；新兴自由民主国家(如印度、韩国、波兰等)的平均分为57.9分；选举民主国家(如马来西亚、土耳其、埃塞俄比亚等)的平均分为62.8分；权威主义国家(如越南、中国、伊朗)为70.3分。

7.代际职业流动表一般只考虑男性的代际职业流动，通常是将儿子与父亲的职业相比较。在本研究中，出于分析的需要，也要将女性的代际职业流动考虑进来。借鉴由佩恩和艾伯特(Payne and Abbott, 1990)对女性社会流动的研究，笔者将女儿与父亲的职业相比较来测量女性的社会流动。