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摘要：利用CGSS2010数据，从人际信任、社会参与、互惠规范三个维度探讨社会资本与政治信任之间的关系发现：人际信任是政治信任的强有力来源，基层选举参与助推政治信任的生成，互惠规范对政治信任具有明显的正向效应。因此，从社会资本的研究视角出发，提高整个社会的人际信任水平、鼓励公民有序的基层选举参与、培育广泛的互助文化与合作精神，是社会转型期提升公众政治信任水平的有效途径。
关键词：政治信任；社会资本；人际信任；社会参与
中图分类号：D621.5 文献标志码：A 文章编号：1008-2921（2018）06-116-009
古有名言：“得民心者得天下，失民心者失天下。”对于任何政治系统而言，民心的得失实质上就是公民信任的托付与否。2014年3月18日习近平总书记在视察河南省兰考县时指出：“古罗马历史家塔西佗提出了一个理论，说当公权力失去公信力时，无论发表什么言论、无论做什么事，社会都会给以负面评价，这就是‘塔西佗陷阱’。”[1]“塔西佗陷阱”的提出，是习近平总书记对社会转型期公众政治信任缺失现实的敏锐感知，更是对当今突出社会问题的集中概括。因此，在社会转型期，政治信任研究的现实意义更加凸显。政治信任是民众对于政治系统是否值得托付所产生的一种信心与评价。众所周知，人心向背是决定一个政党、政权兴亡的关键因素，因此，研究政治信任的现状并探寻背后的生成机制是社会转型期维护政治稳定、实现社会有效治理的应有之义。
但是，从什么样的研究视角来看待“政治信任”却是一个至关重要的问题。在长期的学术探讨与研究过程中，宏观上从制度生成论和文化生成论两种研究范式出发进行研究的学术论文不胜枚举，但一直以来，我国学界对社会资本与政治信任的关系研究却鲜有提及，在现有的研究中，研究结论也众口不一、甚至相互矛盾。那么，社会资本与政治信任究竟存在何种关联？社会资本诸要素是否是影响政治信任生成的关键因素？这是本文的研究重点。
一、文献综述与研究假设
“社会资本”这一概念大约于20世纪80年代由法国社会学家皮埃尔·布迪厄首次明确提出并加以系统阐述，后又经过詹姆斯·科尔曼、罗伯特·帕特南、林南、福山等学者的发展与补充，社会资本理论逐渐成为西方众多学科研究的主导范式与热点话题。在众多学者当中，从政治学角度研究社会资本政治效应的学者是帕特南，他关注社会资本对制度绩效、政府信任与社会稳定等的影响，并以此来解释意大利南北地区政府之间的差异。他认为“社会资本是社会组织的特征，诸如信任、规范以及网络，它们能够通过合作行为来提高社会的效率。”[2]人际信任、社会参与以及互惠规范是社会资本的重要组成部分，它们之间相互关联又彼此影响，并对社会的其它方面发挥作用。因此，社会资本与政治信任的实证研究也大多依靠社会资本的三要素来展开。
（一）人际信任与政治信任的关系
关于人际信任对政治信任的影响，对这一问题的讨论使学者们着重关注发生在社会领域范围内的人际信任是否具有“溢出”效应，即基于社团参与、人际合作所产生的信任能否延伸到政治领域，从而提升公众的政治信任水平。在诸多实证研究中，大部分学者都肯定了人际信任的“溢出”效应。莱恩就认为，政治信任就如同一个人对他人信任的函数，即信任政治系统被视为是信任他人的一种延伸。[3]Brehm也认为人际信任与政治信任两者之间存在较为显著的相关关系，在某种程度上，人际信任为政治信任的产生提供了微观基础上的解释。[4]
但Kim在检验韩国社会资本和政治信任之间的关系时却对以上结论提出了质疑，他发现社会资本与政治信任之间的正向关系往往被政府绩效变量所中和，这显示出政府绩效、而非社会资本才是决定公民政治信任水平的关键变量。[5]国内学者熊美娟、肖唐镖、孟天广等学者也在研究中对此观点持肯定态度。[6][7][8]
此外，还有一部分学者认为人际信任与政治信任之间存在复杂关系，这是因为不同的信任半径对政治信任的影响往往不同。韦伯和福山就认为，传统中国社会的信任往往是基于血缘关系的特定性信任，由于缺乏广泛的社会交往，其很难产生明显的“溢出”效应，因此，中国人对家族以外的陌生人往往普遍地不信任，更不用说对于政治体系的信任了。[9][10]国内学者胡荣、雷叙川、刘米娜等在实证研究中也部分地佐证了以上的结论。[11][12][13]不同类型的人际信任对政治信任的影响仍有待做进一步深入地探讨，因此，笔者在参考以往学者研究结论的基础上，提出以下假设：
假设1：不同性质的人际信任对政治信任产生不同的影响。
假设1a：亲缘性信任与政治信任存在负相关关系。
假设1b：关系性信任对政治信任具有显著的正向影响。
假设1c：普遍性信任对政治信任具有明显的促进作用。
（二）社会参与与政治信任的关系
在社会资本研究中，社会资本的另一重要维度就是社会参与，社会参与能为公民形成不同性质的关系网络，亦成为影响政治信任的重要变量。托克维尔认为，广泛参与正式社会团体以及非正式网络，将激励公众相互协作和信任，以至于他们会采取行动来監督政府行为，防止国家权力变异，从而提升政府的公信力。[14]依此逻辑，Yaojun在探究英国的社会参与和信任的关系时，他将社会参与区分为三种类型：社区参与、社团参与、公民政治参与，其中，社区参与及社团参与被定义为非正式参与，公民政治参与被定义为正式参与，研究发现，非正式参与，尤其是社区参与比正式参与更能促进信任的产生。[15]国内学者胡荣在测量社会资本与城市居民的政府信任时，基于厦门市居民的问卷调查将社会资本操作化为社团参与、社会信任与公共事务的参与，研究发现，从整体上社会资本对政府信任产生积极的影响。[11]因此，公众参与社团活动、宗教活动、娱乐活动、各种聚会等集体活动越多，其社会网络就越广，就越可能获取高质量的关系资本，在此过程中，密集的社交网络不仅培育了公民的参政技能，也深刻地影响了公民对政治体系的认知与态度。 然而，并非所有的学者都认同社会参与的政治效应。Newton等学者就对长期以来社会政治理论家和公民社会理论家强调的社会资本理论提出了质疑，基于个体研究数据，他认为，社团参与对政治信任的影响是令人怀疑，因为由于时间、精力有限，大部分人对待志愿活动并不如工作与学习那样积极，因此，志愿性组织的成员身份与信任之间也存在着微弱的和部分的联系。[16]Maria在对芬兰的社会资本与政治信任的关系进行研究时同样也发现，志愿性的社团参与并不是预测政治信任水平的显著指标。[17]
一直以来，在社会资本的研究中，社会参与被诸多学者认为是公民构建自身社会资本的重要渠道。公众参与的社团活动、宗教活动、娱乐活动、各种聚会等集体性活动越多，其社会网络就越广，政治信任度也就越高。因此，在本文中，笔者对社会参与的政治影响持乐观态度，故提出如下研究假设：
假设2：有更多社团活动或社会活动参与的个体，政治信任度越高。
（三）互惠规范与政治信任的关系
以互惠为核心的规范是社会资本不可分割的重要组成部分，但在以往的大多数研究中，对社会资本的测量主要集中于人际信任与社会参与两个维度，帕特南认为“在一个互惠系统内行动的每一个人，通常都兼具两个特征，可以称为短期的利他与长期的利己，二者結合起来……通常会让所有参与者都受益。”[18]（P148）公民间普遍的互惠行为有助于培育广泛合作精神与人际信任，而这将产生“溢出”效应，从而延伸到政治领域，产生对政治系统的积极性评价与普遍性支持。
国内学者雷叙川在梳理社会资本与政治信任的关系研究时，基于2012年“全国公民价值观状况”的调查数据发现：以互惠为核心的规范对于政治信任有着显著的正向关系。[12]刘米娜等学者在对转型期中国城市居民政府信任的研究中也发现，作为实质性社会资本， 公民间普遍、频繁的互助行为对政治信任的提升具有明显地促进作用。[13]据此，笔者提出如下假设：
假设3：公民越遵守以互惠为核心的规范，政治信任度越高。
二、数据来源与变量测量
（一）数据来源
为客观分析社会资本与政治信任之间的因果关系，本文采用中国综合社会调查2010年度（CGSS2010）的数据，该数据由中国人民大学中国调查与数据中心于2010年负责抽样与实施调查，在整个抽样过程中，为保证样本数据的代表性，采用了多阶分层概率抽样与系统抽样方法相结合的方法，调查点覆盖了中国大陆的数百个县区，总体样本量为11785。
（二）变量测量与操作化
1.政治信任的概念及操作化
政治信任有狭义与广义之分，狭义的政治信任对象仅仅包括各级政府机构的特定性信任，而广义的政治信任对象除了政府机构外，还包括对政治体系的其它机构以及政治精英等的信任。本文在对政治信任测量时，采用了广义的政治信任概念。在CGSS2010的数据中，问卷中有一问题“您对下面这些人的信任程度如何？”，一共包括了16类置信对象，本文选取了7类置信对象，分别为对领导干部、法院及司法系统、中央政府、本地政府、军队、公安部门、全国人民代表大会的信任程度来测量公众的政治信任水平。
这7类置信对象的选项均采用李克特5分量表，由“完全可信”至“完全不可信”5个选项来测量公众对不同政治机构的信任程度。在数据处理过程中，对于缺失值，笔者采用取平均值的办法来对其进行处理。同时，由于政治信任的测量指标较多，为了更准确地对政治信任进行操作化，笔者拟采用因子分析对其进行降维并通过主成分因子法将这7项测量指标简化为1个因子（如表1所示），我们标注为政治信任因子，作为模型分析的因变量。
2.社会资本的概念及操作化
依据帕特南对社会资本的定义，社会资本不仅包括人际信任与社会参与，也包括以互惠互助为核心的规范，因此，在本文中，笔者拟从以上三个维度来对社会资本进行测量与操作化。
首先，对于人际信任这一变量的操作化，在数据CGSS2010中，笔者主要选取了10项指标（如表2所示）来测量公众的人际信任水平。这10项指标的选项均采用李克特5分量表，由“完全可信”至“完全不可信”5个选项来测量公众对家人、亲戚、朋友等不同群体的信任程度。在数据处理过程中，对于缺失值，笔者采用取平均值的办法来对其进行处理。
同时，由于人际信任的测量指标较多，为了更准确地对人际信任进行操作化，笔者拟采用因子分析对其进行降维。因子分析完成后共形成了3个有意义的因子（如表2所示），其中，因子1与家人的信任、亲戚的信任关联性较为紧密。由于这种信任是基于某种血缘基础之上的，因此笔者将因子1命名为“亲缘性信任”；因子2中所代表的6类置信对象的因子载荷分别为0.5884、0.6714、0.6451、0.7027、0.7167、0.5421，由于这6项指标信访者所信任的对象都是基于与自身的某种关系，因此，笔者将因子2命名为“关系性信任”；最后，根据因子3的所表征的特征值，笔者将其命名为“普遍性信任”。
其次，关于对社会参与这一变量的操作化，囿于问卷内容的限制，笔者将着重四种典型的社会参与方式。首先，对于投票参与的操作化，问卷中有“上次居委会选举/村委会选举，您是否参加了投票？”这一具体的测量指标，笔者将“没有投票资格”和“没有投票”赋值为0，“参加投票”赋值为1，缺失值未做处理。其次是工会参与，笔者选取了问卷中“请问您是不是工会会员？”这一问题，将“以前是工会会员，现在不是”和“不是工会会员”赋值为0，“是工会会员”赋值为1，缺失值未做处理。第三，关于宗教参与这一变量，笔者选取了“您参加宗教活动的频繁程度是什么？”这一测量指标，选项为从1（从来没有参加过）到9（一周几次）的连续变量，为了方便对回归结果进行解释，笔者将其转化为0到1的区间连续变量。第四，关于社会福利活动参与这一变量，笔者选取了问卷中“您目前是否参加了以下社会保障项目？——城市基本医疗保险/新型农村合作医疗保险/公费医疗？”这一测量指标，将“没有参加”赋值为0，“参加了”赋值为1，缺失值未做处理。 最后，对互惠规范这一变量的操作化，笔者选取与对互惠规范的遵守与否相关的行为指标来测量，具体选取了问卷中“如果您住的社区或村庄有玩耍的孩子在破坏花木或公共物品，您是否会阻止他们？”和“您可以顺利地从邻居家借到扳手、螺丝刀之类的工具吗？”这两个测量指标，缺失值采用取平均值的方法，同时将两项指标先求和再取平均值产生“互惠规范”变量。
3.其它控制变量的操作化
除社会资本等诸要素外，在实际生活中，对政治信任的影响因素往往是多方面的，因此笔者仍然需要对影响政治信任的其它变量做出界定并进行操作化。
（1）人口学变量
首先，无论是国外还是国内，在诸多关于政治信任的研究中，均将性别、年龄、受教育程度和婚姻状况等人口学变量作为控制变量引入到模型中去，在这里，笔者也将其列为控制变量，具体的变量操作化如下：
①性别。在具体的操作化过程中，笔者将女性编码为1，男性编码为0。
②年龄。在数据CGSS2010中，被访者的年龄为17岁至96岁，因而年龄变量的取值范围为17～96。
③受教育程度。主要关注受访者的学历状况，区分了没有受过任何教育、小学、初中、高中/职专、大学专科/本科及其以上、其它五个类别，在实际数据处理时，将“没有受过任何教育”赋值为0，“小学”赋值为1，“初中”赋值为2，“高中/职专”赋值为3，“大学专科/本科及其以上”赋值为4，“其它”赋值为5。
④婚姻状况。考察个体不同的婚姻状况是否会导致政治信任水平的差异。这里区分了未婚/同居、已婚、离婚、丧偶四个类别，在实际数据处理时，将“未婚/同居”赋值为1，“已婚”赋值为2，“离婚”赋值为3，“丧偶”赋值为4。
（2）社会经济与文化变量
除了人口学变量，其它潜在影响政治信任的社会政治、经济、文化变量也必须引入到模型之中。笔者在参考以往研究的基础上，将制度绩效、媒体接触频率、威权主义价值观、政治效能感等也作为控制变量，其变量操作化如下：
①制度绩效。受理性选择主义的影响，很多学者都认为社会经济状况、社会公平程度、居民主观幸福感、社会贫富差距程度、官员腐败程度等是决定制度绩效水平的重要方面，同时也是影响政治信任的重要因素。但囿于问卷内容的限制，笔者仅选取了体现政府绩效水平的社会公平、居民主观幸福感、社会贫富差距程度这三个变量来探究其与政治信任的关系。首先，对社会公平变量的操作化，笔者将CGSS2010问卷中“总的来说，您认为当今社会公不公平？”作为具体的测量指标，将选项中的“完全不公平”与“比较不公平”合并命名为“不公平”，赋值为0；将“说不上公平但也不能说不公平”命名为“态度一般”，赋值为1，将“比较公平”和“完全公平”合并命名为“公平”，赋值为2。其次，对居民主观幸福感变量的操作化，笔者选取的测量指标为“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”，在具体操作化过程中，笔者将“很不幸福”与“比较不幸福”合并命名为“不幸福”，赋值为0，将“说不上幸福但也不能说不幸福”命名为“态度一般”，赋值为1，将“比较幸福”与“完全幸福”合并命名为“幸福”，赋值为2。最后，对于社会贫富差距变量的处理，笔者选取的具体测量指标为“政府能通过收税与支出来减少贫富悬殊吗？”，在受访者对此问题的回答中，笔者将“完全不同意”与“比较不同意”合并命名为“贫富差距较大”，赋值为0，将“无所谓同意不同意”命名为“贫富差距一般”，赋值为1，将将“比较同意”与“完全同意”合并命名为“贫富差距较小”，赋值为2。
②媒体接触频率。在当今中国，媒介使用对居民政治信任态度的影响不容忽视。因此，本文选取电视（传统媒体）与互联网（新兴媒体）的使用频率作为主要控制变量将其引入到模型之中。首先，對于电视使用频率的操作化，笔者选取了“在过去一年，您对以下媒体的使用频率是什么？——电视”作为测量指标，选项采用李克特5分量表，取值范围从1（从不）至5（总是），笔者将其转化为从0至1的区间连续性变量，对缺失值未做处理。其次，在对互联网使用频率的操作化过程中，笔者选取了“在过去一年，您对以下媒体的使用频率是什么？——互联网”作为测量指标，选项同样采用李克特5分量表，取值范围从1（从不）至5（总是），笔者将其转化为从0至1的区间连续性变量，对缺失值未做处理。
③威权主义价值观。威权主义价值观是传统中国社会文化的核心要素，在实践中，仍然是影响人们政治认知与评价的重要价值观念。基于此，笔者将其作为主要控制变量，在操作化过程中，选取了“如果有人在公共场合发布批评政府的言论，政府不应该干涉，您同意吗？” “生多少孩子是个人的事情，政府不应该干涉。您同意吗？”作为具体的测量指标，选项采用李克特5分量表，取值从1（完全不同意）至5（完全同意），笔者将两项指标先求和、再取平均值、而后将其转化为0至1的区间连续变量的方法来产生“威权主义价值观”变量。
三、研究发现
为了回应学术界关于社会资本与政治信任之间关系的争论，笔者在对主要变量测量与操作化的基础上，参照多元线性回归分析的研究逻辑，以政治信任为因变量，人际信任为主要的解释变量，并采用逐步法依次将各控制变量引入回归方程。在社会科学研究中，一般使用调整系数（Adj R-squared）对回归方程的拟合优度进行判断，调整系数越大，说明方程的拟合程度越好。通过多次的方程模型的构建，调整系数达到了0.28，这说明整个方程的拟合程度尚可。
首先，在模型1中，笔者主要引入的是人口学变量，它反映出个体的整体社会化水平，其中，对政治信任表现出显著影响的是教育程度，总体上，与没有受过任何教育的群体相比，随着教育程度的提高，个体的政治信任水平呈下降趋势，这可能与高教育程度人群获取与分析信息的能力有关，而性别、年龄、婚姻状况对政治信任的影响并不显著。
其次，在模型2中，笔者主要将制度绩效、媒体接触频率、威权主义价值观等社会经济与文化变量作为控制变量引入回归模型之中，研究发现，制度绩效与政治信任之间存在显著的正相关关系，具体来讲，社会越公平、居民的主观幸福感越高、社会贫富差距越小，民众的政治信任度就越高；作为传统与新兴媒体的典型代表，公民电视和互联网使用频率对政治信任具有显著影响，生活中民众越多观看电视节目，其政治信任度就越高，而越多通过互联网来接收信息与了解时事，反而会显著降低其对政治体系的信任程度；对于东亚的许多国家来讲，威权主义价值观往往会影响民众对政治体系的认知与评价，本研究也发现，威权主义倾向越明显的个体，政治信任度就越高， 最后，作为社会资本的三个主要维度，人际信任、社会参与、互惠规范是影响政治信任的主要因素。在模型3中，笔者研究发现，人际信任和政治信任之间存在显著的正相关关系。在测量人际信任的3个因子中，亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任的标准化回归系数分别为0.177、0.212、0.059并且在p<0.01水平下具有统计显著性，这说明在逐次引入控制变量的前提下，亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任分别每增加1个单位，相应地，将会导致居民的政治信任度分别上升17.7%、21.2%、5.9%。社会参与对政治信任具有复杂影响，在引入回归模型的四种典型的社会参与方式中，仅有投票参与对政治信任具有积极的正向影响，在控制其它变量对政治信任的影响下，其标准化回归系数为0.015并且在p<0.01水平下具有统计显著性，也就是说，与不参与投票的公民相比，参与投票公民的政治信任水平高1.5%，而工会参与、宗教活动参与、社会福利活动参与对政治信任的解释力度有限，并不构成影响公民政治信任水平的关键变量。除此之外，互助规范能够有效地提升民众的政治信任水平，在模型3中，它的标准化回归系数为0.042并且在p<0.01水平下具有统计显著性，这说明在控制其它变量对政治信任的影响下，遵守互惠规范居民的政治信任度比不遵守互惠规范居民的政治信任度高4.2%，也就是说，民众在实际生活中越遵守互惠规范，人际间的互助行为发生的频率与次数越多，其政治信任水平就越高。
四、主要结论与讨论
（一）人际信任是政治信任的强有力来源
人际信任是个体在社会交往过程中对与自身产生某种联系和互动的个体是否值得托付的信心与评价。在人际信任与政治信任的关系研究中，笔者发现，虽然一直以来我国社会中存在差序信任的格局，但人际信任对政治信任依然存在显著的正相关关系。回归分析中，在逐次引入控制变量的前提下，亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任分别每增加1个单位，相应地，将会导致居民的政治信任度分别上升17.7%、21.2%、5.9%。在这三种信任类型中，无论是亲缘性信任，还是普遍性信任都能显著地提升居民对政治体系的信任程度，而其中关系性信任对政治信任的影响最大。
胡荣在对城市居民的人际信任与政治信任关系研究中，根据人际信任的层次性特征将其区分为三种不同的类型，结果发现“无论是属于普遍主义的熟人信任，还是特殊主义的亲友信任，都能提升个人对政府的信任度，而以兼具特殊主义和普遍主义的同事信任的影响最大。”[11]某种意义上讲，本文中的亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任分别对应国内学者胡荣所区分的亲友信任、同事信任、熟人信任，本文的研究結论与胡荣的一致，即人际信任对政治信任具有显著的正向影响，而在人际信任的3个因子中，关系性信任对公民政治信任度的提升影响最大。
（二）基层选举参与助推政治信任的生成
在以往的研究中，关于社会参与和政治信任相关关系，当今学术界众说纷纭，研究结论仍未达成一致。本文研究发现，在四种社会参与方式中，工会参与、宗教活动参与、社会福利活动参与对政治信任并不产生直接影响，也就是说，居民是否成为工会会员、是否参加宗教活动、是否参与社会福利活动与其本身的政治信任水平没有显著的直接关联。而对于投票参与来讲，与没有参与投票的公民相比，参与投票公民的政治信任度高1.5%，换句话说，居民越多地参与居委会、村委会的投票活动，其对政治体系的信任度就会显著提高。
与西方社会参与的政治影响不同，在我国，大部分社会参与方式或多或少的带有某种被动的痕迹，参与人数与参与频率与西方相比相差甚远，因此，大部分的社会参与方式对政治信任的影响微乎其微，甚至不起任何作用。但在基层，由于大部分公共事务与居民的切身利益紧密相关，与其它社会参与方式相比，基层选举更有利于公民个人与基层政权的良好互动。徐勇曾对我国基层选举中出现的“信任票”现象分析时指出，以参与促进政治信任的重建能够强化选民的主人翁意识，使选民在积极参与投票选举过程中，消除对基层政府与领导的政治隔阂，对基层公共事务的政治冷漠、对基层公共活动的政治抵制。[19]帕特南也认为：“投票在相当程度上是最普遍的政治参与形式，它体现了公平这一最基本的民主原则……与符合人口特征的非投票者相比，投票者更加热衷于政治、慈善事业、志愿服务、陪审团、社区学校董事会、公众游行及同其他公民合作处理的社区事务。”[18]（P26）因此，从这个意义上讲，沿着选举参与——政治信任的路径来重塑转型期居民的政治信任度仍具有一定的意义。
（三）互惠规范对政治信任具有正向效应
与人际信任和社会参与相比，在以往的研究中，学术界对互惠规范的测量存在着诸多分歧，但学者们普遍认为互惠是规范中最核心的要素，帕特南也将其定义为“高度生产性的社会资本”。那么，互惠规范是否会像帕特南所讲的那样产生强大的政治效应，促进政治信任的产生？由回归分析结果可知，在逐次加入控制变量的情况下，互惠规范与政治信任之间仍呈显著的正相关关系，研究显示，与不遵守互惠规范的公民相比，经常遵守互惠规范并实施互助行为的公民的政治信任度高4.8%，也就是说，公民间的互助行为发生的频率与次数越多，相应地，公民的政治信任度越高。
实质上，在社会资本的诸要素中，互惠与信任的关系相互关联、密不可分。按照帕特南的研究逻辑，信任是互惠的有效前提，公民乐于帮助社区里的居民以及对那些身陷囹圄的陌生人施以援手，是因为本身具有高度的信任感；而反过来，互惠又是信任的必然结果，人际间较高的信任水平营造了良好人际氛围，促进了公民之间交流与合作，提高了互助行为发生的次数与频率。也就是说，乐于奉献与帮助的公民，往往其自身的人际信任度也越高，而这将产生“溢出”效应，提高公众对政治机构、政治精英等的信任程度。
哲学家史里斯·博克说：“信任是需要保护的社会利益，就像我们需要保护我们呼吸的空气或喝的水一样。当它被破坏时，整体的连续性就会受损害；当它被摧毁时，社会就会不稳固和崩溃。”[20]同样地，政治信任也是我们整个社会必须保护的东西，它不仅是巩固政权合法性的逻辑起点，也是维持政治系统正常运转的关键所在。因此，保持全社会较高的政治信任水平是社会转型期党和政府必须高度关注的重要课题，而从社会资本的研究视角出发，提高整个社会的人际信任水平、鼓励公民有序的基层选举参与、培育广泛的互助文化与合作精神无疑是社会转型期提升公众政治信任水平的有效途径。 参考文献
[1] 学习小组：习近平在兰考县委常委扩大会上的讲话[EB/OL].新华网，2015-09-08，http：//
www.xinhuanet.com/politics/2015-09/08/c_128206459.htm
[2] [美]罗伯特·D·帕特南.使民主运转起来：现代意大利的公民传统[M] .王列，等，译.北京：中国人民大学出版社，2014：216.
[3] Lane，Robert E. Political Life. Glencoe： Free Press， 1964：164.
[4] Brehm， John， and Wendy Rahn. “Individual-Level Evidence for the Causes and Consequences of Social Capital.”American Journal of Political Science， vol. 41， no. 3， 1997， pp. 999–1023.
[5] Kim， Ji-Young. “‘Bowling Together’ Isn't a Cure-All： The Relationship between Social Capital and Political Trust in South Korea.” International Political Science Review / Revue Internationale De Science Politique， vol. 26， no. 2， 2005， pp. 193–213.
[6] 熊美娟.社会资本与政治信任——以澳门为例[J].武汉大学学报（哲学社会科学版），2011（04）.
[7] 肖唐鏢，王 欣.中国农民政治信任的变迁——对五省份60个村的跟踪研究（1999～2008）[J].管理世界，2010（09）.
[8] 孟天广.转型期的中国政治信任：实证测量与全貌概览[J].华中师范大学学报（人文社会科学版），2014（02）.
[9] [德]马克斯·韦伯：儒教与道教[M].王荣芬，译. 北京：商务印书馆，1995.
[10] [美]弗朗西斯·福山.信任：社会美德与创造经济繁荣[M].彭志华，译.海南：海南出版社，2001.
[11] 胡 荣，胡 康，温莹莹.社会资本、政府绩效与城市居民对政府的信任[J].社会学研究，2011（01）.
[12] 雷叙川，赵海堂.中国公众的社会资本与政治信任——基于信任、规范和网络视角的实证分析[J].西南交通大学学报（社会科学版），2017（02）.
[13] 刘米娜，杜俊荣.转型期中国城市居民政府信任研究——基于社会资本视角的实证分析[J].公共管理学报，2013（02）.
[14] [美]托克维尔.论美国的民主[M].董果良，译.北京：商务印书馆，1997：639.
[15] Li， Yaojun， et al. “Social Capital and Social Trust in Britain.”European Sociological Review， vol. 21， no. 2， 2005， pp. 109–123.
[16] 肯尼斯·纽顿，于宝英，索娟娟.信任、社会资本、公民社会与民主[J].国外理论动态，2012（12）.
[17] B?ck， Maria and Elina Kestil. “Social Capital and Political Trust in Finland： An Individual-Level Assessment.”Scandinavian Political Studies， vol. 32， no. 2， June 2009， pp. 171-194.
[18] [美]罗伯特·D·帕特南.独自打保龄：美国社区的衰落与复兴[M].刘波，等，译.北京：北京大学出版社，2011.
[19] 徐 勇.政治参与：政治信任的重建——源于乡村选举中“信任票”的一种分析范式[J].当代中国政治研究报告，2004（10）.
[20] [波]什托姆普卡.信任——一种社会学理论[M].程胜利，译.北京：中华书局，2005：137.
关键词：政治信任；社会资本；人际信任；社会参与
中图分类号：D621.5 文献标志码：A 文章编号：1008-2921（2018）06-116-009
古有名言：“得民心者得天下，失民心者失天下。”对于任何政治系统而言，民心的得失实质上就是公民信任的托付与否。2014年3月18日习近平总书记在视察河南省兰考县时指出：“古罗马历史家塔西佗提出了一个理论，说当公权力失去公信力时，无论发表什么言论、无论做什么事，社会都会给以负面评价，这就是‘塔西佗陷阱’。”[1]“塔西佗陷阱”的提出，是习近平总书记对社会转型期公众政治信任缺失现实的敏锐感知，更是对当今突出社会问题的集中概括。因此，在社会转型期，政治信任研究的现实意义更加凸显。政治信任是民众对于政治系统是否值得托付所产生的一种信心与评价。众所周知，人心向背是决定一个政党、政权兴亡的关键因素，因此，研究政治信任的现状并探寻背后的生成机制是社会转型期维护政治稳定、实现社会有效治理的应有之义。
但是，从什么样的研究视角来看待“政治信任”却是一个至关重要的问题。在长期的学术探讨与研究过程中，宏观上从制度生成论和文化生成论两种研究范式出发进行研究的学术论文不胜枚举，但一直以来，我国学界对社会资本与政治信任的关系研究却鲜有提及，在现有的研究中，研究结论也众口不一、甚至相互矛盾。那么，社会资本与政治信任究竟存在何种关联？社会资本诸要素是否是影响政治信任生成的关键因素？这是本文的研究重点。
一、文献综述与研究假设
“社会资本”这一概念大约于20世纪80年代由法国社会学家皮埃尔·布迪厄首次明确提出并加以系统阐述，后又经过詹姆斯·科尔曼、罗伯特·帕特南、林南、福山等学者的发展与补充，社会资本理论逐渐成为西方众多学科研究的主导范式与热点话题。在众多学者当中，从政治学角度研究社会资本政治效应的学者是帕特南，他关注社会资本对制度绩效、政府信任与社会稳定等的影响，并以此来解释意大利南北地区政府之间的差异。他认为“社会资本是社会组织的特征，诸如信任、规范以及网络，它们能够通过合作行为来提高社会的效率。”[2]人际信任、社会参与以及互惠规范是社会资本的重要组成部分，它们之间相互关联又彼此影响，并对社会的其它方面发挥作用。因此，社会资本与政治信任的实证研究也大多依靠社会资本的三要素来展开。
（一）人际信任与政治信任的关系
关于人际信任对政治信任的影响，对这一问题的讨论使学者们着重关注发生在社会领域范围内的人际信任是否具有“溢出”效应，即基于社团参与、人际合作所产生的信任能否延伸到政治领域，从而提升公众的政治信任水平。在诸多实证研究中，大部分学者都肯定了人际信任的“溢出”效应。莱恩就认为，政治信任就如同一个人对他人信任的函数，即信任政治系统被视为是信任他人的一种延伸。[3]Brehm也认为人际信任与政治信任两者之间存在较为显著的相关关系，在某种程度上，人际信任为政治信任的产生提供了微观基础上的解释。[4]
但Kim在检验韩国社会资本和政治信任之间的关系时却对以上结论提出了质疑，他发现社会资本与政治信任之间的正向关系往往被政府绩效变量所中和，这显示出政府绩效、而非社会资本才是决定公民政治信任水平的关键变量。[5]国内学者熊美娟、肖唐镖、孟天广等学者也在研究中对此观点持肯定态度。[6][7][8]
此外，还有一部分学者认为人际信任与政治信任之间存在复杂关系，这是因为不同的信任半径对政治信任的影响往往不同。韦伯和福山就认为，传统中国社会的信任往往是基于血缘关系的特定性信任，由于缺乏广泛的社会交往，其很难产生明显的“溢出”效应，因此，中国人对家族以外的陌生人往往普遍地不信任，更不用说对于政治体系的信任了。[9][10]国内学者胡荣、雷叙川、刘米娜等在实证研究中也部分地佐证了以上的结论。[11][12][13]不同类型的人际信任对政治信任的影响仍有待做进一步深入地探讨，因此，笔者在参考以往学者研究结论的基础上，提出以下假设：
假设1：不同性质的人际信任对政治信任产生不同的影响。
假设1a：亲缘性信任与政治信任存在负相关关系。
假设1b：关系性信任对政治信任具有显著的正向影响。
假设1c：普遍性信任对政治信任具有明显的促进作用。
（二）社会参与与政治信任的关系
在社会资本研究中，社会资本的另一重要维度就是社会参与，社会参与能为公民形成不同性质的关系网络，亦成为影响政治信任的重要变量。托克维尔认为，广泛参与正式社会团体以及非正式网络，将激励公众相互协作和信任，以至于他们会采取行动来監督政府行为，防止国家权力变异，从而提升政府的公信力。[14]依此逻辑，Yaojun在探究英国的社会参与和信任的关系时，他将社会参与区分为三种类型：社区参与、社团参与、公民政治参与，其中，社区参与及社团参与被定义为非正式参与，公民政治参与被定义为正式参与，研究发现，非正式参与，尤其是社区参与比正式参与更能促进信任的产生。[15]国内学者胡荣在测量社会资本与城市居民的政府信任时，基于厦门市居民的问卷调查将社会资本操作化为社团参与、社会信任与公共事务的参与，研究发现，从整体上社会资本对政府信任产生积极的影响。[11]因此，公众参与社团活动、宗教活动、娱乐活动、各种聚会等集体活动越多，其社会网络就越广，就越可能获取高质量的关系资本，在此过程中，密集的社交网络不仅培育了公民的参政技能，也深刻地影响了公民对政治体系的认知与态度。 然而，并非所有的学者都认同社会参与的政治效应。Newton等学者就对长期以来社会政治理论家和公民社会理论家强调的社会资本理论提出了质疑，基于个体研究数据，他认为，社团参与对政治信任的影响是令人怀疑，因为由于时间、精力有限，大部分人对待志愿活动并不如工作与学习那样积极，因此，志愿性组织的成员身份与信任之间也存在着微弱的和部分的联系。[16]Maria在对芬兰的社会资本与政治信任的关系进行研究时同样也发现，志愿性的社团参与并不是预测政治信任水平的显著指标。[17]
一直以来，在社会资本的研究中，社会参与被诸多学者认为是公民构建自身社会资本的重要渠道。公众参与的社团活动、宗教活动、娱乐活动、各种聚会等集体性活动越多，其社会网络就越广，政治信任度也就越高。因此，在本文中，笔者对社会参与的政治影响持乐观态度，故提出如下研究假设：
假设2：有更多社团活动或社会活动参与的个体，政治信任度越高。
（三）互惠规范与政治信任的关系
以互惠为核心的规范是社会资本不可分割的重要组成部分，但在以往的大多数研究中，对社会资本的测量主要集中于人际信任与社会参与两个维度，帕特南认为“在一个互惠系统内行动的每一个人，通常都兼具两个特征，可以称为短期的利他与长期的利己，二者結合起来……通常会让所有参与者都受益。”[18]（P148）公民间普遍的互惠行为有助于培育广泛合作精神与人际信任，而这将产生“溢出”效应，从而延伸到政治领域，产生对政治系统的积极性评价与普遍性支持。
国内学者雷叙川在梳理社会资本与政治信任的关系研究时，基于2012年“全国公民价值观状况”的调查数据发现：以互惠为核心的规范对于政治信任有着显著的正向关系。[12]刘米娜等学者在对转型期中国城市居民政府信任的研究中也发现，作为实质性社会资本， 公民间普遍、频繁的互助行为对政治信任的提升具有明显地促进作用。[13]据此，笔者提出如下假设：
假设3：公民越遵守以互惠为核心的规范，政治信任度越高。
二、数据来源与变量测量
（一）数据来源
为客观分析社会资本与政治信任之间的因果关系，本文采用中国综合社会调查2010年度（CGSS2010）的数据，该数据由中国人民大学中国调查与数据中心于2010年负责抽样与实施调查，在整个抽样过程中，为保证样本数据的代表性，采用了多阶分层概率抽样与系统抽样方法相结合的方法，调查点覆盖了中国大陆的数百个县区，总体样本量为11785。
（二）变量测量与操作化
1.政治信任的概念及操作化
政治信任有狭义与广义之分，狭义的政治信任对象仅仅包括各级政府机构的特定性信任，而广义的政治信任对象除了政府机构外，还包括对政治体系的其它机构以及政治精英等的信任。本文在对政治信任测量时，采用了广义的政治信任概念。在CGSS2010的数据中，问卷中有一问题“您对下面这些人的信任程度如何？”，一共包括了16类置信对象，本文选取了7类置信对象，分别为对领导干部、法院及司法系统、中央政府、本地政府、军队、公安部门、全国人民代表大会的信任程度来测量公众的政治信任水平。
这7类置信对象的选项均采用李克特5分量表，由“完全可信”至“完全不可信”5个选项来测量公众对不同政治机构的信任程度。在数据处理过程中，对于缺失值，笔者采用取平均值的办法来对其进行处理。同时，由于政治信任的测量指标较多，为了更准确地对政治信任进行操作化，笔者拟采用因子分析对其进行降维并通过主成分因子法将这7项测量指标简化为1个因子（如表1所示），我们标注为政治信任因子，作为模型分析的因变量。
2.社会资本的概念及操作化
依据帕特南对社会资本的定义，社会资本不仅包括人际信任与社会参与，也包括以互惠互助为核心的规范，因此，在本文中，笔者拟从以上三个维度来对社会资本进行测量与操作化。
首先，对于人际信任这一变量的操作化，在数据CGSS2010中，笔者主要选取了10项指标（如表2所示）来测量公众的人际信任水平。这10项指标的选项均采用李克特5分量表，由“完全可信”至“完全不可信”5个选项来测量公众对家人、亲戚、朋友等不同群体的信任程度。在数据处理过程中，对于缺失值，笔者采用取平均值的办法来对其进行处理。
同时，由于人际信任的测量指标较多，为了更准确地对人际信任进行操作化，笔者拟采用因子分析对其进行降维。因子分析完成后共形成了3个有意义的因子（如表2所示），其中，因子1与家人的信任、亲戚的信任关联性较为紧密。由于这种信任是基于某种血缘基础之上的，因此笔者将因子1命名为“亲缘性信任”；因子2中所代表的6类置信对象的因子载荷分别为0.5884、0.6714、0.6451、0.7027、0.7167、0.5421，由于这6项指标信访者所信任的对象都是基于与自身的某种关系，因此，笔者将因子2命名为“关系性信任”；最后，根据因子3的所表征的特征值，笔者将其命名为“普遍性信任”。
其次，关于对社会参与这一变量的操作化，囿于问卷内容的限制，笔者将着重四种典型的社会参与方式。首先，对于投票参与的操作化，问卷中有“上次居委会选举/村委会选举，您是否参加了投票？”这一具体的测量指标，笔者将“没有投票资格”和“没有投票”赋值为0，“参加投票”赋值为1，缺失值未做处理。其次是工会参与，笔者选取了问卷中“请问您是不是工会会员？”这一问题，将“以前是工会会员，现在不是”和“不是工会会员”赋值为0，“是工会会员”赋值为1，缺失值未做处理。第三，关于宗教参与这一变量，笔者选取了“您参加宗教活动的频繁程度是什么？”这一测量指标，选项为从1（从来没有参加过）到9（一周几次）的连续变量，为了方便对回归结果进行解释，笔者将其转化为0到1的区间连续变量。第四，关于社会福利活动参与这一变量，笔者选取了问卷中“您目前是否参加了以下社会保障项目？——城市基本医疗保险/新型农村合作医疗保险/公费医疗？”这一测量指标，将“没有参加”赋值为0，“参加了”赋值为1，缺失值未做处理。 最后，对互惠规范这一变量的操作化，笔者选取与对互惠规范的遵守与否相关的行为指标来测量，具体选取了问卷中“如果您住的社区或村庄有玩耍的孩子在破坏花木或公共物品，您是否会阻止他们？”和“您可以顺利地从邻居家借到扳手、螺丝刀之类的工具吗？”这两个测量指标，缺失值采用取平均值的方法，同时将两项指标先求和再取平均值产生“互惠规范”变量。
3.其它控制变量的操作化
除社会资本等诸要素外，在实际生活中，对政治信任的影响因素往往是多方面的，因此笔者仍然需要对影响政治信任的其它变量做出界定并进行操作化。
（1）人口学变量
首先，无论是国外还是国内，在诸多关于政治信任的研究中，均将性别、年龄、受教育程度和婚姻状况等人口学变量作为控制变量引入到模型中去，在这里，笔者也将其列为控制变量，具体的变量操作化如下：
①性别。在具体的操作化过程中，笔者将女性编码为1，男性编码为0。
②年龄。在数据CGSS2010中，被访者的年龄为17岁至96岁，因而年龄变量的取值范围为17～96。
③受教育程度。主要关注受访者的学历状况，区分了没有受过任何教育、小学、初中、高中/职专、大学专科/本科及其以上、其它五个类别，在实际数据处理时，将“没有受过任何教育”赋值为0，“小学”赋值为1，“初中”赋值为2，“高中/职专”赋值为3，“大学专科/本科及其以上”赋值为4，“其它”赋值为5。
④婚姻状况。考察个体不同的婚姻状况是否会导致政治信任水平的差异。这里区分了未婚/同居、已婚、离婚、丧偶四个类别，在实际数据处理时，将“未婚/同居”赋值为1，“已婚”赋值为2，“离婚”赋值为3，“丧偶”赋值为4。
（2）社会经济与文化变量
除了人口学变量，其它潜在影响政治信任的社会政治、经济、文化变量也必须引入到模型之中。笔者在参考以往研究的基础上，将制度绩效、媒体接触频率、威权主义价值观、政治效能感等也作为控制变量，其变量操作化如下：
①制度绩效。受理性选择主义的影响，很多学者都认为社会经济状况、社会公平程度、居民主观幸福感、社会贫富差距程度、官员腐败程度等是决定制度绩效水平的重要方面，同时也是影响政治信任的重要因素。但囿于问卷内容的限制，笔者仅选取了体现政府绩效水平的社会公平、居民主观幸福感、社会贫富差距程度这三个变量来探究其与政治信任的关系。首先，对社会公平变量的操作化，笔者将CGSS2010问卷中“总的来说，您认为当今社会公不公平？”作为具体的测量指标，将选项中的“完全不公平”与“比较不公平”合并命名为“不公平”，赋值为0；将“说不上公平但也不能说不公平”命名为“态度一般”，赋值为1，将“比较公平”和“完全公平”合并命名为“公平”，赋值为2。其次，对居民主观幸福感变量的操作化，笔者选取的测量指标为“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”，在具体操作化过程中，笔者将“很不幸福”与“比较不幸福”合并命名为“不幸福”，赋值为0，将“说不上幸福但也不能说不幸福”命名为“态度一般”，赋值为1，将“比较幸福”与“完全幸福”合并命名为“幸福”，赋值为2。最后，对于社会贫富差距变量的处理，笔者选取的具体测量指标为“政府能通过收税与支出来减少贫富悬殊吗？”，在受访者对此问题的回答中，笔者将“完全不同意”与“比较不同意”合并命名为“贫富差距较大”，赋值为0，将“无所谓同意不同意”命名为“贫富差距一般”，赋值为1，将将“比较同意”与“完全同意”合并命名为“贫富差距较小”，赋值为2。
②媒体接触频率。在当今中国，媒介使用对居民政治信任态度的影响不容忽视。因此，本文选取电视（传统媒体）与互联网（新兴媒体）的使用频率作为主要控制变量将其引入到模型之中。首先，對于电视使用频率的操作化，笔者选取了“在过去一年，您对以下媒体的使用频率是什么？——电视”作为测量指标，选项采用李克特5分量表，取值范围从1（从不）至5（总是），笔者将其转化为从0至1的区间连续性变量，对缺失值未做处理。其次，在对互联网使用频率的操作化过程中，笔者选取了“在过去一年，您对以下媒体的使用频率是什么？——互联网”作为测量指标，选项同样采用李克特5分量表，取值范围从1（从不）至5（总是），笔者将其转化为从0至1的区间连续性变量，对缺失值未做处理。
③威权主义价值观。威权主义价值观是传统中国社会文化的核心要素，在实践中，仍然是影响人们政治认知与评价的重要价值观念。基于此，笔者将其作为主要控制变量，在操作化过程中，选取了“如果有人在公共场合发布批评政府的言论，政府不应该干涉，您同意吗？” “生多少孩子是个人的事情，政府不应该干涉。您同意吗？”作为具体的测量指标，选项采用李克特5分量表，取值从1（完全不同意）至5（完全同意），笔者将两项指标先求和、再取平均值、而后将其转化为0至1的区间连续变量的方法来产生“威权主义价值观”变量。
三、研究发现
为了回应学术界关于社会资本与政治信任之间关系的争论，笔者在对主要变量测量与操作化的基础上，参照多元线性回归分析的研究逻辑，以政治信任为因变量，人际信任为主要的解释变量，并采用逐步法依次将各控制变量引入回归方程。在社会科学研究中，一般使用调整系数（Adj R-squared）对回归方程的拟合优度进行判断，调整系数越大，说明方程的拟合程度越好。通过多次的方程模型的构建，调整系数达到了0.28，这说明整个方程的拟合程度尚可。
首先，在模型1中，笔者主要引入的是人口学变量，它反映出个体的整体社会化水平，其中，对政治信任表现出显著影响的是教育程度，总体上，与没有受过任何教育的群体相比，随着教育程度的提高，个体的政治信任水平呈下降趋势，这可能与高教育程度人群获取与分析信息的能力有关，而性别、年龄、婚姻状况对政治信任的影响并不显著。
其次，在模型2中，笔者主要将制度绩效、媒体接触频率、威权主义价值观等社会经济与文化变量作为控制变量引入回归模型之中，研究发现，制度绩效与政治信任之间存在显著的正相关关系，具体来讲，社会越公平、居民的主观幸福感越高、社会贫富差距越小，民众的政治信任度就越高；作为传统与新兴媒体的典型代表，公民电视和互联网使用频率对政治信任具有显著影响，生活中民众越多观看电视节目，其政治信任度就越高，而越多通过互联网来接收信息与了解时事，反而会显著降低其对政治体系的信任程度；对于东亚的许多国家来讲，威权主义价值观往往会影响民众对政治体系的认知与评价，本研究也发现，威权主义倾向越明显的个体，政治信任度就越高， 最后，作为社会资本的三个主要维度，人际信任、社会参与、互惠规范是影响政治信任的主要因素。在模型3中，笔者研究发现，人际信任和政治信任之间存在显著的正相关关系。在测量人际信任的3个因子中，亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任的标准化回归系数分别为0.177、0.212、0.059并且在p<0.01水平下具有统计显著性，这说明在逐次引入控制变量的前提下，亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任分别每增加1个单位，相应地，将会导致居民的政治信任度分别上升17.7%、21.2%、5.9%。社会参与对政治信任具有复杂影响，在引入回归模型的四种典型的社会参与方式中，仅有投票参与对政治信任具有积极的正向影响，在控制其它变量对政治信任的影响下，其标准化回归系数为0.015并且在p<0.01水平下具有统计显著性，也就是说，与不参与投票的公民相比，参与投票公民的政治信任水平高1.5%，而工会参与、宗教活动参与、社会福利活动参与对政治信任的解释力度有限，并不构成影响公民政治信任水平的关键变量。除此之外，互助规范能够有效地提升民众的政治信任水平，在模型3中，它的标准化回归系数为0.042并且在p<0.01水平下具有统计显著性，这说明在控制其它变量对政治信任的影响下，遵守互惠规范居民的政治信任度比不遵守互惠规范居民的政治信任度高4.2%，也就是说，民众在实际生活中越遵守互惠规范，人际间的互助行为发生的频率与次数越多，其政治信任水平就越高。
四、主要结论与讨论
（一）人际信任是政治信任的强有力来源
人际信任是个体在社会交往过程中对与自身产生某种联系和互动的个体是否值得托付的信心与评价。在人际信任与政治信任的关系研究中，笔者发现，虽然一直以来我国社会中存在差序信任的格局，但人际信任对政治信任依然存在显著的正相关关系。回归分析中，在逐次引入控制变量的前提下，亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任分别每增加1个单位，相应地，将会导致居民的政治信任度分别上升17.7%、21.2%、5.9%。在这三种信任类型中，无论是亲缘性信任，还是普遍性信任都能显著地提升居民对政治体系的信任程度，而其中关系性信任对政治信任的影响最大。
胡荣在对城市居民的人际信任与政治信任关系研究中，根据人际信任的层次性特征将其区分为三种不同的类型，结果发现“无论是属于普遍主义的熟人信任，还是特殊主义的亲友信任，都能提升个人对政府的信任度，而以兼具特殊主义和普遍主义的同事信任的影响最大。”[11]某种意义上讲，本文中的亲缘性信任、关系性信任、普遍性信任分别对应国内学者胡荣所区分的亲友信任、同事信任、熟人信任，本文的研究結论与胡荣的一致，即人际信任对政治信任具有显著的正向影响，而在人际信任的3个因子中，关系性信任对公民政治信任度的提升影响最大。
（二）基层选举参与助推政治信任的生成
在以往的研究中，关于社会参与和政治信任相关关系，当今学术界众说纷纭，研究结论仍未达成一致。本文研究发现，在四种社会参与方式中，工会参与、宗教活动参与、社会福利活动参与对政治信任并不产生直接影响，也就是说，居民是否成为工会会员、是否参加宗教活动、是否参与社会福利活动与其本身的政治信任水平没有显著的直接关联。而对于投票参与来讲，与没有参与投票的公民相比，参与投票公民的政治信任度高1.5%，换句话说，居民越多地参与居委会、村委会的投票活动，其对政治体系的信任度就会显著提高。
与西方社会参与的政治影响不同，在我国，大部分社会参与方式或多或少的带有某种被动的痕迹，参与人数与参与频率与西方相比相差甚远，因此，大部分的社会参与方式对政治信任的影响微乎其微，甚至不起任何作用。但在基层，由于大部分公共事务与居民的切身利益紧密相关，与其它社会参与方式相比，基层选举更有利于公民个人与基层政权的良好互动。徐勇曾对我国基层选举中出现的“信任票”现象分析时指出，以参与促进政治信任的重建能够强化选民的主人翁意识，使选民在积极参与投票选举过程中，消除对基层政府与领导的政治隔阂，对基层公共事务的政治冷漠、对基层公共活动的政治抵制。[19]帕特南也认为：“投票在相当程度上是最普遍的政治参与形式，它体现了公平这一最基本的民主原则……与符合人口特征的非投票者相比，投票者更加热衷于政治、慈善事业、志愿服务、陪审团、社区学校董事会、公众游行及同其他公民合作处理的社区事务。”[18]（P26）因此，从这个意义上讲，沿着选举参与——政治信任的路径来重塑转型期居民的政治信任度仍具有一定的意义。
（三）互惠规范对政治信任具有正向效应
与人际信任和社会参与相比，在以往的研究中，学术界对互惠规范的测量存在着诸多分歧，但学者们普遍认为互惠是规范中最核心的要素，帕特南也将其定义为“高度生产性的社会资本”。那么，互惠规范是否会像帕特南所讲的那样产生强大的政治效应，促进政治信任的产生？由回归分析结果可知，在逐次加入控制变量的情况下，互惠规范与政治信任之间仍呈显著的正相关关系，研究显示，与不遵守互惠规范的公民相比，经常遵守互惠规范并实施互助行为的公民的政治信任度高4.8%，也就是说，公民间的互助行为发生的频率与次数越多，相应地，公民的政治信任度越高。
实质上，在社会资本的诸要素中，互惠与信任的关系相互关联、密不可分。按照帕特南的研究逻辑，信任是互惠的有效前提，公民乐于帮助社区里的居民以及对那些身陷囹圄的陌生人施以援手，是因为本身具有高度的信任感；而反过来，互惠又是信任的必然结果，人际间较高的信任水平营造了良好人际氛围，促进了公民之间交流与合作，提高了互助行为发生的次数与频率。也就是说，乐于奉献与帮助的公民，往往其自身的人际信任度也越高，而这将产生“溢出”效应，提高公众对政治机构、政治精英等的信任程度。
哲学家史里斯·博克说：“信任是需要保护的社会利益，就像我们需要保护我们呼吸的空气或喝的水一样。当它被破坏时，整体的连续性就会受损害；当它被摧毁时，社会就会不稳固和崩溃。”[20]同样地，政治信任也是我们整个社会必须保护的东西，它不仅是巩固政权合法性的逻辑起点，也是维持政治系统正常运转的关键所在。因此，保持全社会较高的政治信任水平是社会转型期党和政府必须高度关注的重要课题，而从社会资本的研究视角出发，提高整个社会的人际信任水平、鼓励公民有序的基层选举参与、培育广泛的互助文化与合作精神无疑是社会转型期提升公众政治信任水平的有效途径。 参考文献
[1] 学习小组：习近平在兰考县委常委扩大会上的讲话[EB/OL].新华网，2015-09-08，http：//
www.xinhuanet.com/politics/2015-09/08/c_128206459.htm
[2] [美]罗伯特·D·帕特南.使民主运转起来：现代意大利的公民传统[M] .王列，等，译.北京：中国人民大学出版社，2014：216.
[3] Lane，Robert E. Political Life. Glencoe： Free Press， 1964：164.
[4] Brehm， John， and Wendy Rahn. “Individual-Level Evidence for the Causes and Consequences of Social Capital.”American Journal of Political Science， vol. 41， no. 3， 1997， pp. 999–1023.
[5] Kim， Ji-Young. “‘Bowling Together’ Isn't a Cure-All： The Relationship between Social Capital and Political Trust in South Korea.” International Political Science Review / Revue Internationale De Science Politique， vol. 26， no. 2， 2005， pp. 193–213.
[6] 熊美娟.社会资本与政治信任——以澳门为例[J].武汉大学学报（哲学社会科学版），2011（04）.
[7] 肖唐鏢，王 欣.中国农民政治信任的变迁——对五省份60个村的跟踪研究（1999～2008）[J].管理世界，2010（09）.
[8] 孟天广.转型期的中国政治信任：实证测量与全貌概览[J].华中师范大学学报（人文社会科学版），2014（02）.
[9] [德]马克斯·韦伯：儒教与道教[M].王荣芬，译. 北京：商务印书馆，1995.
[10] [美]弗朗西斯·福山.信任：社会美德与创造经济繁荣[M].彭志华，译.海南：海南出版社，2001.
[11] 胡 荣，胡 康，温莹莹.社会资本、政府绩效与城市居民对政府的信任[J].社会学研究，2011（01）.
[12] 雷叙川，赵海堂.中国公众的社会资本与政治信任——基于信任、规范和网络视角的实证分析[J].西南交通大学学报（社会科学版），2017（02）.
[13] 刘米娜，杜俊荣.转型期中国城市居民政府信任研究——基于社会资本视角的实证分析[J].公共管理学报，2013（02）.
[14] [美]托克维尔.论美国的民主[M].董果良，译.北京：商务印书馆，1997：639.
[15] Li， Yaojun， et al. “Social Capital and Social Trust in Britain.”European Sociological Review， vol. 21， no. 2， 2005， pp. 109–123.
[16] 肯尼斯·纽顿，于宝英，索娟娟.信任、社会资本、公民社会与民主[J].国外理论动态，2012（12）.
[17] B?ck， Maria and Elina Kestil. “Social Capital and Political Trust in Finland： An Individual-Level Assessment.”Scandinavian Political Studies， vol. 32， no. 2， June 2009， pp. 171-194.
[18] [美]罗伯特·D·帕特南.独自打保龄：美国社区的衰落与复兴[M].刘波，等，译.北京：北京大学出版社，2011.
[19] 徐 勇.政治参与：政治信任的重建——源于乡村选举中“信任票”的一种分析范式[J].当代中国政治研究报告，2004（10）.
[20] [波]什托姆普卡.信任——一种社会学理论[M].程胜利，译.北京：中华书局，2005：137.