范長煜

遮掩效應與中介效應：戶籍分割與地方城市政府信任的中間作用機制

范長煜

（南京大學社會學院，南京210023）

長期以來，戶籍分割的經(jīng)濟、社會后果受到學界的廣泛關注，但其政治影響卻被普遍忽視了。本文試圖在新型城鎮(zhèn)化進程背景下，考察戶籍分割對城市政府信任的影響及其內(nèi)在中間作用機制。基于全國7省13市（區(qū)）問卷數(shù)據(jù)的分析，本文發(fā)現(xiàn)在戶籍分割與城市政府信任之間存在“遮掩效應”和“中介效應”兩種不同的作用機制。具體而言，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價等制度績效變量的作用機制為遮掩效應，而不是中介效應，控制這三個變量會顯著擴大農(nóng)民工與城市居民之間的城市政府信任度差異；而正式組織活動參與和民間團體活動參與等社會資本變量發(fā)揮部分中介效應，亦即提高農(nóng)民工的正式組織和民間團體活動參與率，有助于縮小兩者的城市政府信任度。針對上述發(fā)現(xiàn)，本文提出了相應政策建議。

戶籍分割；城市政府信任；制度績效；社會資本；遮掩效應；中介效應

一、引言

到目前為止，國內(nèi)外學者已對戶籍制度做了許多扎實細致的研究，包括勾畫了中國戶籍制度形成的基本過程與趨勢，揭示戶籍制度的各種后果，并對這些影響的程度、方式、路徑和主要特征進行了探討，但多數(shù)研究主要限于勞動力市場、收入不平等、社會福利、社會分層和流動、社會融合等經(jīng)濟和社會領域，極少涉及戶籍制度的政治影響。

2014年6—8月，筆者所在課題組對全國7省13個市（區(qū)）農(nóng)民工和城市居民所進行的較大規(guī)模問卷調(diào)查。在數(shù)據(jù)分析過程中，筆者發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工對各級政府的平均信任評分均低于城市居民，且隨著政府級別的降低這種信任度差異不斷擴大，尤其是在地方城市政府，平均信任評分差異從地級市政府的0.12上升到街道辦事處的0.35（見圖1）。①如何理解農(nóng)民工與城市居民在基層城市政府信任上的差距？

圖1　農(nóng)民工與城市居民對城市政府信任程度差異

顯然，從以上發(fā)現(xiàn)可以看出戶籍分割對政府信任有影響，而從目前的城鎮(zhèn)化政策來看，這種影響不容忽視。2011年，中國的城鎮(zhèn)居住人口達到51.27%，城鎮(zhèn)化已經(jīng)成為中國未來發(fā)展的一個主要趨勢。但這只是事物的一面，事物的另一面是戶籍人口城鎮(zhèn)化的滯后（謝桂華，2014）。2013年，戶籍人口城鎮(zhèn)化率只有36%左右，即使到2020年這一比例也只提升到45%左右。換言之，到2020年仍會有15%左右的城鎮(zhèn)常住人口②處于持有農(nóng)村戶籍的“半城市化”狀態(tài)（王春光，2006）。對于這種半城市化現(xiàn)狀，李愛民基于全國第六次普查數(shù)據(jù)研究表明，全國80%以上的地級以上城市存在不同程度的半城市化現(xiàn)象，且高常住人口城鎮(zhèn)化往往伴隨高半城鎮(zhèn)化和低戶籍人口城鎮(zhèn)化（李愛民，2013）。就是說，在目前及未來很長一段時間內(nèi)，城市中仍會存在大量未能入戶的農(nóng)村人口，其中絕大多數(shù)是農(nóng)民工，戶籍仍是影響城市生活的主要制度，因而考察戶籍分割對政府信任的影響顯得十分必要。

自上世紀60年代以來，政府信任（government trust）③作為公民與政府的互動，反映了公民對政府的支持意向，因而得到國際學術界的廣泛關注和研究。經(jīng)過幾十年的探索，學術界普遍認識到，政府信任是政權合法性的重要基礎（Levi&Stoker，2000；Gilley，2006），是政權支持的重要影響因素（Easton，1975；Mishler&Rose，1997）。具體而言，較高的民眾政府信任有助于強化政權的合法性基礎，維護社會穩(wěn)定，同時有助于政府政策的貫徹，進而拓展政府施政空間（Tianjian Shi，2001；馬得勇，2007）。未來的城鎮(zhèn)化進程，城市政府是城鎮(zhèn)化政策貫徹實施的主體，研究戶籍分割背景下城鎮(zhèn)常住居民對城市政府的信任，對于城鎮(zhèn)化的有序推進具有重要意義。

本研究以戶籍制度作為主要解釋變量，考察戶籍性質(zhì)對城市政府信任的作用機制。戶籍分割對城市政府信任產(chǎn)生了什么影響？以往研究表明，制度績效和社會資本是政府信任的重要影響因素，這兩者是否在戶籍與城市政府信任之間產(chǎn)生了中介效應，及相應作用效果如何？本文將通過實證研究解析這些命題。

二、文獻回顧與研究假設

目前，國內(nèi)對政府信任（或政治信任）的研究已有不少，也有針對不同群體的政府信任研究。這些單一群體的政府信任研究顯然不能反映戶籍分割的影響。值得注意的是，汪匯等人（2009）以上海經(jīng)驗數(shù)據(jù)研究了戶籍對民眾信任的影響，其中涉及到了政府信任，發(fā)現(xiàn)戶籍對政府信任具有顯著影響；高學德等人（2013）比較了城市居民與農(nóng)民對中央至地方各級政府的信任程度，通過卡方檢驗發(fā)現(xiàn)兩者具有顯著差異。但他們的分析仍存在問題和不足，如汪匯等人（2009）在分析中把人際信任與政府信任相混合，但事實上兩者的作用機制并不一樣，且數(shù)據(jù)來源僅限于上海，結論也不具有普遍性；高學德等人（2013）在統(tǒng)計分析中把城鄉(xiāng)居民分別單獨做回歸分析，不能確證兩者的差異是否受到其他變量的影響。因此，本研究試圖對戶籍分割的政治影響做進一步深入分析。下面，本文將分別對政府信任的解釋路徑和戶籍分割的后果，及兩者之間的關系路徑進行文獻梳理和討論。

（一）政府信任的兩種解釋路徑

多數(shù)學者認為，政府信任是民眾對政府能夠按照他們的期望進行運作的信念或信心（Easton，1957；Miller，1974；Citrin，1974；Hetherington，1998）。Mishler和Rose（2001）總結了關于政治信任來源的兩種相互競爭的解釋路徑：一是以理性選擇理論為基礎的制度解釋，二是以社會資本理論為基礎的文化解釋。

制度解釋假設政府信任內(nèi)生于政治制度（Mishler&Rose，2001）。從理性選擇理論出發(fā)，政府信任可以解釋為民眾對政府提供公共物品等實際利益的計算，即民眾對政府的信任是基于政府對民眾利益的滿足（Coleman，1994；Hetherington，1998），它是政府績效的結果，而不是原因。政府的施政表現(xiàn)好，就會贏得民眾的信任，而表現(xiàn)糟糕的政府會引致懷疑和不信任。例如，政府在經(jīng)濟發(fā)展上表現(xiàn)不如預期或是民眾對政府解決財政問題的能力評價不高，都會引致對政府的不信任（Mansbridge，1997；Nye，1997；Newton&Norris，2000）；Kampen等人（2006）認為民眾對于政府和民主政治表示滿意有利于政府信任，而最能增進政府信任的因素是對于公共服務的滿意度；而政治上不斷出現(xiàn)的腐敗則是造成政府信任下降的重要原因（Job，2005；Rothstein&Uslaner，2005）。在微觀層面上，Silver（1989）研究發(fā)現(xiàn)失業(yè)人員或者個人經(jīng)濟狀況受到政府政策負面影響的人可能對政府信任度較低。Mishler和Rose（2001）針對宏微觀制度表現(xiàn)的實證研究表明，在決定公民對政治機構的信任水平方面，微觀層面上個人對政治和經(jīng)濟績效的評價遠比社會化經(jīng)歷或制度的實際績效重要得多。從這些研究可知，基于理性選擇的政府績效論表明政府信任容易受到短期內(nèi)政府表現(xiàn)和成績影響而產(chǎn)生波動，民眾對政府的信任度可以看作是民眾對政府看法的風向標，民眾對政府的信任程度低意味著政府需要在政策執(zhí)行上做出調(diào)整，以滿足民眾的經(jīng)濟和社會需求。然而，這種解釋仍存在一定缺陷，即政府績效論很難解釋當政府表現(xiàn)好，而民眾的政府信任依然很低的現(xiàn)象。有不少研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長速度、通貨膨脹、失業(yè)率等客觀經(jīng)濟發(fā)展狀況與公眾對政府的信任有一定的聯(lián)系，但相互間的作用十分微弱（Lawrence，1997；Miller&Listhaug，1999；MacAllister，1999）。

文化解釋則假定政府信任是外生的，認為政府信任同社會關系的基本形式相關聯(lián)并自發(fā)形成（Mishler&Rose，2001）。在社會化的過程中，一方面長期存在的社會文化規(guī)范賦予個體對他人信任和合作的習慣；另一方面，在這一社會化過程中個體通過參與各類社會組織團體形成社會資本，這兩者都對政府信任產(chǎn)生有重大影響（Putnam，1993；Jackman&Miller⑻1996）。具體而言，民眾在本地眾多正式和非正式的組織系統(tǒng)中相互合作，然后向上溢出，形成與政府討價還價的制度網(wǎng)絡，加上長期的信任傾向，有利于兩者達成合作博弈，進而產(chǎn)生對政府的信任（Putnam⑻1993；Inglehart，1997）。因為社會組織的存在可以克服民眾有限理性的局限，民眾參與到社會網(wǎng)絡中可以增加與各種政府機構的互動次數(shù)，擴展信息來源，提高民眾與政府博弈的能力；同時，社會組織內(nèi)部個體之間的互動合作會形成組織化力量，通過組織的中介作用，促成民眾與政府間的合作。其結果是，民眾與政府之間的穩(wěn)定關系有助于民眾對政府產(chǎn)生信任。簡言之，文化理論強調(diào)兩個主要因素，一是民眾之間的互惠規(guī)范和信任（Erikson，1968；Newton &Norris，2000），二是參與社會組織團體所構建起來的社會網(wǎng)絡（Paxton，1999；Putnam，2000）。

基于上述理論，有學者通過美國GSS（General Social Survey）數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，社會信任、參與自愿性社團兩者都對政治信任有正向影響（Brehm& Rahn，1997；奧蘭多·帕特森，2004）。Hall（1999）和Newton等人（2000）也發(fā)現(xiàn)在微觀個體層次上社會信任與政治信任顯著相關。但也有研究顯示社會信任、組織參與同政治信任關系不大，例如馬得勇（2007）基于“2001—2003亞洲民主調(diào)查”（Asian Barometer）的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在韓國、日本、中國大陸、蒙古與臺灣等國家和地區(qū)中，僅日本與中國大陸的個體層次數(shù)據(jù)支持社會信任影響政治信任的理論預期；Torcal與Montero（1999）對西班牙的實證研究甚至沒有發(fā)現(xiàn)社會信任與政治信任在個體層次上有顯著相關。這些研究表明，文化理論的解釋也存在矛盾和不一致，需要做進一步研究。

從以上論述可知，無論是制度理論還是文化理論都對政府信任存在一定的解釋力，兩者相互競爭，又各自存在相應的缺陷。Keele（2007）基于美國宏觀層面的數(shù)據(jù)，通過分析社會資本與政府績效在不同時期的波動來解釋政府信任的宏觀變化，實證研究表明，政府績效和社會資本兩者對政府信任都具有一定的影響，但在過去40年里，社會資本是導致政府信任下降的主要因素。

（二）戶籍分割的經(jīng)濟、社會后果

上世紀50年代，國家通過戶籍管理立法取消了居民在國內(nèi)自由遷徙和定居的權利，并在此后20、30年里陸續(xù)出臺一系列政策，將中國的戶口管理與勞動用工、住房、醫(yī)療、教育、就業(yè)、人事關系、社會福利和社會保障等公民權益相掛鉤（Lijiang Zhu，2003），形成了目前中國戶籍制度的現(xiàn)狀。從中國社會經(jīng)濟發(fā)展的歷程看，戶籍制度對中國社會產(chǎn)生了兩方面影響：一是戶籍制度導致城鄉(xiāng)之間，城市人口與農(nóng)村人口之間巨大的社會鴻溝，造成農(nóng)業(yè)人口與非農(nóng)業(yè)人口之間事實上的不平等，制造了城鄉(xiāng)分離的“二元戶籍結構”（萬川，1999）；另一方面，戶籍制度服從于各種國家利益的更廣泛的經(jīng)濟和政治制度，成為社會管理的行政基石（吳開亞、張力，2010），它把個體利益與國家利益、個人生活與政府管理直接關聯(lián)起來，使國家政策與政府管理直接影響到了個體的利益和個人生活的軌跡。顯然，戶籍制度的存在給中國社會帶來廣泛的影響。

在經(jīng)濟福利領域，由于沒有當?shù)爻鞘袘艨?，農(nóng)民工難以得到當?shù)爻鞘姓峁┑难a貼、福利及更好的就業(yè)機會。城市政府為實現(xiàn)新的經(jīng)濟發(fā)展，常常以戶籍制度及其他有關規(guī)定作為控制工具，促使農(nóng)民工到城市居民不愿去的行業(yè)、干城市居民不愿干的活，把農(nóng)民工排斥在一級勞動力市場之外；并在政策上區(qū)別對待，城市下崗失業(yè)職工可以得到很多政策優(yōu)惠，而農(nóng)民工則很難得到（王美艷，2005）。因此，客觀上農(nóng)民工相對于城市居民在經(jīng)濟上處于不利地位。實證研究表明，在控制個人特征和行業(yè)后，城鎮(zhèn)就業(yè)人口的人均收入一般高于農(nóng)村外出務工人口，表明在城鎮(zhèn)勞動力市場上不同戶籍就業(yè)人口在經(jīng)濟福利方面被區(qū)別對待（金成武，2009），甚至在克服樣本選擇性偏差后，這種差異依然顯著（魏萬青，2012；萬海遠、李實，2013；吳曉剛、張卓妮，2014）。此外，地方政府在政策執(zhí)行上傾向于從地方經(jīng)濟增長考慮更多維護資本的利益，由此形成的中國農(nóng)民工勞動體制給城市和工業(yè)企業(yè)家提供了縮減成本、任意剝削的機會（范芝芬，2013），嚴重損害了農(nóng)民工的經(jīng)濟、身心等諸多方面的勞動權益。

值得注意的是，戶籍分割除了影響到農(nóng)民工的經(jīng)濟福利外，還影響到他們的社會資本存量，但目前這方面的研究還不多。林南認為社會資本在不同群體中同樣存在不平等性，由于在一定的社會中不同的社會群體處于不同的社會經(jīng)濟地位，而歷史進程或制度建構為不同的社會經(jīng)濟地位提供了不同的機會，這些不同社會結構上優(yōu)勢或劣勢使不同的群體在獲得社會網(wǎng)絡資源上產(chǎn)生了差異（Lin N，2000）?；诿绹鐣膶嵶C研究表明，白人的社會網(wǎng)絡規(guī)模和多樣性高于西班牙裔，更高于黑人（Marsden，1988）；甚至在社會網(wǎng)絡資源最為貧乏的黑人內(nèi)部，不同社會經(jīng)濟地位的黑人也存在差異，如生活在城市中的黑人擁有更多參與城市組織的機會（Martineau，1977），而黑人精英往往通過參加教堂禮拜和俱樂部獲得更多的社會網(wǎng)絡資源（Drake，1965）。從以上分析可知，社會資本存在結構性的差異，優(yōu)勢階層在社會資本占有上更具優(yōu)勢。

當前國內(nèi)對社會資本不平等的研究還較少。程誠和邊燕杰（2014）通過對“春節(jié)拜年網(wǎng)”的分析證實農(nóng)民工的社會資本存量顯著低于城市居民。由于工作目標和工作方式的限制，農(nóng)民工很難參與到一些社會網(wǎng)絡中去。農(nóng)民工外出打工是為了掙錢，在缺乏福利的情況下，他們更愿意把時間投入到工作，在加班中獲得更多的報酬（劉林平、張春泥、陳小娟，2010），同時大多數(shù)農(nóng)民工往往居住在遠離市區(qū)的工業(yè)區(qū)中，空間上出現(xiàn)居住區(qū)分割（陳釗等，2012）。此外，與城市居民相比，頻繁的換工作，居無定所等高流動性特征也使農(nóng)民工缺乏參與社會組織的動機。這些因素都使農(nóng)民工喪失參與各種組織團體及其活動的機會和興趣。

當然，這種社會資本的差異也可以從社會信任方面進行解釋。農(nóng)村往往被認為是熟人社會，農(nóng)村居民更偏向于信任那些與自己有血緣和地緣關系的人（費孝通，2006；翟學偉，2006），當農(nóng)村人來到城鎮(zhèn)打工時就進入了由大量流動人口構成的陌生人社會，由于他們的交往半徑更多局限于血緣和地緣關系范圍，所以在城市社會交往中，他們很難建立起同那些陌生的人和組織的信任。

（三）戶籍分割與城市政府信任及其中介作用機制

根據(jù)上述戶籍分割的經(jīng)濟、社會后果可知，農(nóng)民工與城市居民相比在各方面都處于劣勢地位。那么這種劣勢地位是否會影響他們對政府的信任？關于社會結構與政府信任，Howell和Fagan （1988）指出美國的政治信任研究長期忽視了種族差異的影響，他們引入了一種政治現(xiàn)實模型（the political reality model），這個模型假定政府給予黑人的待遇沒有白人好，同時還假定黑人缺乏政治權利，因此黑人處于劣勢的政治現(xiàn)實決定了他們對政府的低信任度。基于1984年的美國全國數(shù)據(jù)和一個黑人當市長并執(zhí)政8年的地方城市數(shù)據(jù)，他們從正反兩面證實了黑人對政府的信任度顯著低于白人（Howell&Fagan，1988）。Lee和Glasure （2002）基于1995年世界價值觀調(diào)查的韓國數(shù)據(jù)研究也發(fā)現(xiàn)，自認為利益受損的韓國人對政府明顯持否定態(tài)度。這些研究表明，處于劣勢的群體對政府的信任度會低于優(yōu)勢群體?；谝陨险撌觯疚奶岢黾僭O1：戶籍性質(zhì)對城市政府信任具有顯著影響，具體而言，農(nóng)民工對城市政府的信任度顯著低于城市居民（H1）。

需要注意的是，上述研究隱含著一個前提，即某個地位身份群體是否信任政府取決于政府對待他們的方式。也就是說，地位身份對政府信任的影響受到政府施政表現(xiàn)的間接影響。就中國而言，農(nóng)民工在城市受到普遍歧視，有研究顯示在利益受損時，他們不相信政府會維護他們的權益（劉林平、郭志堅，2004）。簡言之，戶籍賦予城鄉(xiāng)職工不同的待遇和機會，城市政府在政策執(zhí)行上更多偏向城市居民，農(nóng)民工因其農(nóng)村戶籍身份而遭到普遍歧視。根據(jù)前文所述可知，城市政府對城市居民的就業(yè)保護政策使農(nóng)民工更多從事下層職業(yè)，而職業(yè)地位低和社會保障的缺失又使城鄉(xiāng)居民在收入上存在嚴重的不平等。這種利益上的劣勢在很大程度上會降低他們對城市政府的信任度。就此，本文提出假設2：制度績效在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H2）。

具體而言，本文把制度績效操作為職業(yè)地位、收入和主觀政府績效評價三個指標，形成三個推論：職業(yè)地位在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H2a）；收入在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H2b）；主觀政府績效評價在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H2c）。

此外，針對政府信任的第二個解釋路徑，本文認為也可以從社會資本方面考慮農(nóng)民工對政府的信任度是否會顯著低于城市居民。根據(jù)前文所述，農(nóng)民工進入城市，由于其農(nóng)村熟人社會文化的規(guī)范導致他們在城市社會交往的低信任度，以及因城市工作的社會結構喪失參與城市社會組織網(wǎng)絡的機會和動機。因而在城市生活中，他們可能要么不了解城市政府，不與城市政府打交道；要么因為缺乏斡旋調(diào)解的中介機制，在危機時刻與城市政府產(chǎn)生激烈的矛盾沖突。劉林平等人（2011）對廣東省2011年發(fā)生的潮州古巷事件和增城新塘事件的調(diào)查表明，外地民工普遍對本地人和政府不信任，又沒有社工組織從中斡旋是發(fā)生農(nóng)民工群體性利益抗爭事件的重要誘因。換言之，進入城市的農(nóng)民工由于缺乏相應的城市社會資本，他們很難建立對城市政府的信任，據(jù)此提出假設3：社會資本在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H3）。

根據(jù)前文所述，本文把社會資本操作為社會信任、正式組織活動參與和民間團體活動參與三個指標，也形成三個推論：社會信任在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H3a）；正式組織活動參與在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H3b）；民間團體活動參與在戶籍性質(zhì)與城市政府信任的關系中起中介作用（H3c）。

綜上所述，本文嘗試建立圖2所示“戶籍性質(zhì)與城市政府信任研究的理論模型”，試圖通過農(nóng)民工和城市居民的數(shù)據(jù)資料，并采用中介回歸分析方法檢驗模型成立與否。

圖2　戶籍性質(zhì)與城市政府信任研究的理論模型

三、數(shù)據(jù)、變量與分析策略

（一）數(shù)據(jù)來源

為完成教育部2013年度哲學社會科學重大課題攻關項目“戶籍限制開放背景下促進農(nóng)民工中小城市社會融合的社會管理和服務研究”（13JZD018），項目課題組于2014年6-8月在山東泰安、肥城，陜西咸陽、興平，江蘇常州、武進，浙江金華、義烏，貴州遵義、凱里和廣東廣州等7省13個市（區(qū)）對農(nóng)民工和城市居民進行了較大規(guī)模的問卷調(diào)查。此次調(diào)查，把農(nóng)民工界定為農(nóng)業(yè)戶籍，跨縣區(qū)（鄉(xiāng)鎮(zhèn)）流動，非正規(guī)大專及以下學歷的進城務工者；城市居民界定為調(diào)查點當?shù)胤寝r(nóng)戶籍、年滿18周歲者。在抽樣方法方面，以往國內(nèi)對農(nóng)民工的調(diào)查主要采用配額抽樣，為改進抽樣方法，此次調(diào)查引進了被訪者驅(qū)動抽樣（Respondent-Driven Sampling，簡稱RDS）（唐納德·特雷曼，2012）。劉林平、范長煜和王婭（2015）對樣本做了評估，此次農(nóng)民工RDS抽樣獲得了具有代表性的樣本。城市居民采用分層抽樣法。具體步驟是：首先確定街道和社區(qū)，每市至少調(diào)查2個街道，每個街道調(diào)查5～10個社區(qū)，每個社區(qū)至少調(diào)查5個人；然后在社區(qū)根據(jù)戶籍名單隨機抽取，并對空戶、不在家、拒訪等情況做了相應處理。此次調(diào)查總共回收問卷3454份，廢卷120份，有效問卷3334份，有效問卷率為96.53%，其中農(nóng)民工問卷2017份，城鎮(zhèn)居民問卷1317份。本研究中居民樣本只保留有工作的城市居民，并在數(shù)據(jù)處理過程中去除有缺失值的樣本，最終進入分析的樣本為2782個。

（二）變量設置及描述分析

本文的數(shù)據(jù)既包括客觀變量，也包括主觀感知量表，為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量有必要對各個變量的測量和處理進行詳細說明。

1.因變量：城市政府信任

對于被訪者的政府信任程度，本文采用了該問項：“在本市，您對下列機構的信任程度如何？”評估項為：“很不信任”、“不太信任”、“一般”、“比較信任”、“非常信任”，依次賦予1至5等評分。被評估的機構包括：社區(qū)居委會、街道辦、縣（區(qū)）政府、市政府（地級）、省政府和中央政府。本研究主要關注農(nóng)民工與城市居民對城市政府的信任，地方城市政府包括地級市（區(qū)）政府、縣（區(qū)）政府、街道辦事處。為獲得一個綜合城市政府信任變量，本研究采用因子分析法將3個政府信任項目轉(zhuǎn)化為一個城市政府信任因子。測量城市政府信任3個項目的KMO系數(shù)為0.663，總體Bartlett球形檢驗卡方值為6476.335（df=3，p＜0.000），測量項在0.000水平上顯著相關，符合因子分析的要求。因子分析產(chǎn)生一個公因子，命名為“城市政府信任”，該公因子的累積方差貢獻率為81.54%（見表1）。

表1　城市政府信任的因子分析

2.自變量、中介變量與控制變量

本文的自變量是戶籍性質(zhì)，根據(jù)戶籍類型把被訪者分為城市居民和農(nóng)民工。樣本中城市居民占29.08%，農(nóng)民工占70.92%。

本文的中介變量包括職業(yè)地位、收入、主觀政府績效評價、社會信任、正式組織活動參與和民間團體活動參與等6個變量。先看主觀政府績效評價，本文采用因子分析處理該變量。問卷中有針對被調(diào)查城市的綜合測評量表，內(nèi)容包括“就業(yè)狀況”、“生活質(zhì)量”、“社會治安”、“公共服務”和“政府廉潔”，回答項按李克特量表分為“很差”、“較差”、“一般”、“較好”和“很好”5個等級，依次從低到高賦值1至5分。量表評估表明，5個測量指標的KMO系數(shù)為0.80，總體Bartlett球形檢驗卡方值為4291.420（df=10，p＜0.000），測量項在0.000水平上顯著相關，較好地滿足因子分析的要求。因子分析模型解釋總方差的83.90%，最終獲得1個公因子，命名為“主觀政府績效評價”，如表2所示。

表2　主觀政府績效評價的因子分析

其他客觀中介變量設置如下。職業(yè)地位根據(jù)邁克爾·豪特（2012）的《流動表分析》對被訪者所填職業(yè)進行分類編制，最終分為兩組，一組是上層職業(yè)，另一組是下層職業(yè)。收入采用被訪者2013年家庭年收入為測量指標。社會信任采用量表“您對下列人員的信任程度如何”中對“陌生人”一項的回答，選項包括“很不信任”、“不太信任”、“一般”、“比較信任”和“非常信任”，依次分別賦予1～5的5等評分，本研究把該變量視為連續(xù)變量使用。關于兩個組織活動參與變量，本文采用問項“最近3個月是否參加過下列組織的活動”，相應的組織包括中共黨組織、共青團、工會、同鄉(xiāng)會和非政府組織。其中，把參與了中共黨組織、共青團和工會活動的設置為“正式組織活動參與”，至少參加一個組織活動為一組，沒有參加任何活動為一組；把參與了同鄉(xiāng)會和非政府組織的設置為“民間團體活動參與”，至少參與過一個團體活動為一組，沒有參與任何活動為一組。

在影響政府信任的控制變量中，本文選擇了年齡、性別、婚姻、教育和黨員身份等基本人口學特征，這些變量在不同的研究中均有使用，并對政府信任或多或少有顯著影響，此外還會控制地區(qū)變量。

（三）分析策略

本文采用中介分析法。近年來中介分析方法又有了不少新的發(fā)展，溫忠麟等人（2014）對這些進展做了總結，本文將根據(jù)他們總結的流程對戶籍分割與地方政府信任之間是否存在中介作用進行檢驗。下列回歸方程描述了中介分析中變量間的關系。

在方程（1）中，c為自變量X對因變量Y的總作用效果；方程（2）中，a為自變量X對中介變量M

的作用效果；在方程（3）中，b為控制自變量X后，中介變量M對因變量Y的作用效果，而c'為控制中介變量M后，自變量X對因變量Y的直接作用效果；e1～e3為回歸殘差。根據(jù)溫忠麟等人（2014）提供的中介效應檢驗流程，首先要檢驗戶籍分割對地方政府信任的回歸系數(shù)c是否顯著；其次判斷戶籍分割對職業(yè)地位、家庭年收入、主觀政府績效評價、社會信任、正式組織活動參與、民間團體活動參等6個中介變量的回歸系數(shù)a是否顯著，以及這6個中介變量對地方政府信任的回歸系數(shù)b的顯著性；最后，根據(jù)戶籍分割對地方政府信任的直接效應c'的顯著狀況，進一步判斷假定的6個中介變量在戶籍分割與地方政府信任之間是否存在中介作用。

以往的中介分析僅有一種效應，即中介效應；但新近發(fā)展的中介分析方法提出在自變量與因變量之間的關系中增加第三個變量進入分析會出現(xiàn)三種相似的機制，分別是中介效應（mediation effect）、混淆效應（confounding effect）和遮掩效應（suppressing effect）。MacKinnon（2000）對這三種效應之間的差異做了細致區(qū)分。具體而言，中介效應變量和混淆效應變量均可以減少自變量與因變量之間的總效應。兩者的區(qū)別在于，中介效應變量處于自變量與因變量的因果鏈條上，而混淆效應變量在兩者之間不必然是因果關系，例如年齡可能會混淆年收入和癌癥發(fā)生率之間的關系，年長的人收入高同時癌癥的發(fā)生率也高，如果認為收入與癌癥發(fā)生率之間存在正向相關關系，就忽視了年齡對兩者的混淆。遮掩效應與前兩種效應相反，它會增加自變量與因變量之間的總效應，也就是說，控制遮掩變量后自變量對因變量的作用力會變大。本研究將以溫忠麟等人（2014）在《中介效應分析：方法和模型發(fā)展》一文所建議的中介作用檢驗程序進行檢驗，具體流程見該文。

四、描述分析與假設檢驗

（一）描述分析

各變量的具體賦值和描述情況見表3。從表中可知，農(nóng)民工的城市政府信任度因子值為55.56，低于城市居民的60.4。從職業(yè)地位看，城市居民以上層職業(yè)居多（占45.61%），農(nóng)民工獲取上層職業(yè)的不到兩成，存在明顯的職業(yè)隔離。家庭年收入方面，農(nóng)民工比城市居民低2.94萬元。雖然在職業(yè)和收入方面，城市居民占優(yōu)勢，但農(nóng)民工對政府績效的主觀評價卻比城市居民高。在社會信任方面，城市居民對陌生人的平均信任度高于農(nóng)民工，但兩者對陌生人的信任都處于“不太信任”水平。也就是說，無論農(nóng)民工還是城市居民的社會信任度都比較低，且差異很小。在組織活動參與方面，正式組織和民間團體的活動參與，農(nóng)民工均明顯低于城市居民?？梢哉f，農(nóng)民工在兩類組織中的參與度幾近于無（前者為2.58%，后者為1.37%）。此外，在控制變量中，農(nóng)民工的平均受教育程度比城市居民低4年多，入黨的比例也非常低。顯著性檢驗表明，除了主觀政府績效評價和性別，其他變量均在0.000水平上有顯著差異。

從以上描述分析可知，無論在經(jīng)濟還是社會領域，城市中存在明顯的戶籍分割現(xiàn)象。與城市居民相比，農(nóng)民工在各方面都明顯處于劣勢地位，這與農(nóng)民工的政府信任低于城市居民相一致，且兩者在多方面存在顯著差異。

（二）假設檢驗

1.戶籍性質(zhì)與城市政府信任關系檢驗

表4中模型1顯示了戶籍性質(zhì)對城市政府信任的OLS穩(wěn)健回歸結果。從表中可知，在控制年齡、性別等變量后，戶籍性質(zhì)對城市政府信任具有顯著的負向影響。也就是說，農(nóng)民工對城市政府的信任程度顯著低于城市居民，假設H1得到驗證。

2.制度績效的中介效應檢驗

根據(jù)中介分析步驟，第二步檢驗戶籍性質(zhì)對3個制度績效變量是否存在顯著影響，回歸結果見表4。從表中可知，戶籍性質(zhì)對職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價都有顯著影響。具體而言，農(nóng)民工的職業(yè)地位顯著低于城市居民（見模型2），家庭年收入也顯著低于城市居民（見模型3），但農(nóng)民工對政府的績效評價顯著高于城市居民（見模型4）。也就是說，雖然農(nóng)民工的職業(yè)地位低、家庭收入低，但在主觀認知上卻對政府在就業(yè)、治安等管理方面所做的工作頗為認可。

第三步檢驗3個制度績效變量對戶籍性質(zhì)和城市政府信任的關系是否存在中介效應。模型5表明，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價均對城市政府信任存在顯著影響，此外，收入平方項的結果表明，家庭年收入對政府信任的影響呈開口向上的正U型模式，即低收入和高收入群體比中等收入群體的城市政府信任度高。

在職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價的間接效應顯著情況下，需要進一步考察模型5中戶籍性質(zhì)對城市政府信任的直接效應c'的顯著性以及3個中介變量的間接效應ab與c'的符號方向。從模型5可知，戶籍性質(zhì)的直接效應c'顯著，但根據(jù)MacKinnon等人（2000）關于中介效應和遮掩效應（suppressing effects）的判斷方法，可知職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價對戶籍性質(zhì)和城市政府信任的間接效應性質(zhì)不是“中介效應”，而是“遮掩效應”。具體表現(xiàn)為，一方面職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價等變量的間接效應ab均為正號，與戶籍性質(zhì)的回歸系數(shù)c'負號相反；另一方面戶籍性質(zhì)對城市政府信任的總效應c（-2.489）（見模型1）的絕對值小于直接效應c' （-4.099）的絕對值。如何理解這種“遮掩效應”現(xiàn)象？

圖3顯示了職業(yè)地位同戶籍性質(zhì)交互作用對城市政府信任的影響。從圖中可知，農(nóng)民工的城市政府信任度低于城市居民，同時上層職業(yè)者的城市政府信任度低于下層職業(yè)者；當農(nóng)民工進入上層職業(yè)時，農(nóng)民工的城市政府信任度進一步降低，且下降速度比城市居民還快。與此類似，從圖4可知，隨著家庭年收入的上升，城市政府信任形成了先下降后上升的正U型趨勢，但農(nóng)民工的U型曲線開口明顯比城市居民窄。就是說，在曲線下降階段（農(nóng)民工90%的被訪者家庭年收入在10萬元及以下，城市居民90%的被訪者家庭年收入在15萬元及以下），家庭收入越高，農(nóng)民工對城市政府的信任度下降比城市居民快。圖5的主觀政府績效評價與城市政府信任的擬合曲線顯示，城市居民的曲線斜率大于農(nóng)民工的，亦即隨著主觀政府績效評價的提高，城市居民對政府的信任度提升快于農(nóng)民工，于是主觀政府績效評價的提高也會擴大兩者的城市政府信任度差異。由此可見，在沒有控制職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價的情況下，農(nóng)民工與城市居民的城市政府信任度差異被遮掩了，一旦控制兩個變量，兩者之間的差異旋即擴大。

上述檢驗結果表明，H2a、H2b和H2c的中介效應假設不成立，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價等變量在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間的作用機制不是中介效應，而是遮掩效應，控制這些變量后，會顯著擴大農(nóng)民工與城市居民之間的政府信任度差異。

3.社會資本的中介效應檢驗

本文的社會資本變量包括社會信任、正式組織活動參與和民間團體活動參與等3個變量，回歸結果見表5。

表3　各變量賦值及描述（N=2782）

從表5可知，戶籍性質(zhì)對正式組織活動參與和民間團體活動參與均呈顯著的負向影響（見模型7和模型8）。就是說，農(nóng)民工在城市中參與各種組織或團體的活動均顯著低于城市居民，進一步從社會組織網(wǎng)絡參與角度驗證了農(nóng)民工與城市居民之間的社會資本不平等。模型6表明，戶籍性質(zhì)對社會信任沒有顯著影響，說明社會信任的戶籍差異沒有得到驗證。

表4　戶籍性質(zhì)、制度績效與城市政府信任的穩(wěn)健回歸結果

結合第二步中戶籍性質(zhì)對正式組織活動參與和民間團體活動參與的顯著性檢驗結果可知，兩個變量對城市政府信任的間接效應ab顯著，而社會信任的間接效應ab需要通過Bootstrap法加以檢驗（溫忠麟等，2014）。MacKinnon（2004）研究認為偏差校正的百分位Bootstrap法（bias-corrected Percentile bootstrap）在檢驗中的統(tǒng)計功效最高。通過bootstrap法抽樣1000次，計算得到ab的估計值為0.002，95%置信區(qū)間為（0.001，0.003），置信區(qū)間不包含0，且雙尾檢驗顯著（p=0.006），結果表明社會信任在戶籍分割與地方政府信任之間的間接效應顯著，假設H3a成立。

再看，模型9中戶籍性質(zhì)的直接效應c'（-1. 411）顯著，同時c'分別與正式組織活動參與和民間團體活動參與的間接效應ab符號相同，皆為負號。由此可以判斷正式組織活動參與和民間團體活動參與在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間存在部分中介效應，效應水平顯著。就影響水平看，民間團體活動參與的對城市政府信任的影響（5.743）高于正式組織活動參與（4.921），同時前者的間接效應（|-11.308|）大于后者（|-6.387|）。換言之，民間團體活動參與在提升城市政府信任上的作用大于正式組織活動參與，缺乏參與民間團體活動的機會對農(nóng)民工的城市政府影響較大。

上述社會資本變量的中介效應檢驗結果表明，假設H3a、H3b和H3c得到了支持。整體上，社會資本在戶籍性質(zhì)和城市政府信任之間起部分中介效應。

圖3　城市政府信任的戶籍性質(zhì)與職業(yè)

圖4　家庭年收入對城市政府信任

圖5　主觀政府績效評價對城市政府信任擬合曲線

四、結論與政策含義

（一）基本發(fā)現(xiàn)與討論

（1）農(nóng)民工對城市政府的信任度顯著低于城市居民。樣本分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工對各級城市政府的平均信任評分均低于城市居民，且隨著政府級別的降低這種信任度差異不斷擴大，具體表現(xiàn)為，平均信任度差異從地級市政府的0.12上升到街道辦事處的0.35，回歸分析確證了這一差異的顯著性。

（2）農(nóng)民工與城市居民在職業(yè)地位、家庭年收入、主觀政府績效評價、正式組織活動參與和民間團體活動參與等方面存在顯著差異。描述分析表明，農(nóng)民工僅有18.2%的人獲得了上層職業(yè)，而城市居民占有上層職業(yè)的比例近46%；農(nóng)民工2013年的家庭年收入比城市居民低2.94萬元。社會參與方面，農(nóng)民工僅有不到3%的人參與了中共黨組織、共青團和工會等正式官方組織舉辦的活動，而城市居民的比例近31%，兩者的差距懸殊；民間團體活動的參與也存在類似情況，農(nóng)民工的參與率為1.37%，城市居民的參與比例則有13.97%。顯然，在城市中存在明顯的戶籍隔離問題，農(nóng)民工在經(jīng)濟發(fā)展和社會參與中受到了普遍歧視。雖然如此，農(nóng)民工對政府績效的評價卻顯著高于城市居民。

（3）值得關注的是，職業(yè)地位、家庭年收入和主觀政府績效評價三個變量在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間不表現(xiàn)為中介效應，而是遮掩效應?；貧w分析表明，職業(yè)地位越高，城市政府信任越低；主觀政府績效評價越高城市政府信任度越高；家庭年收入對城市政府信任的作用呈正U型模式。從整體上看，制度績效在戶籍性質(zhì)和城市政府信任之間起遮掩效應，控制這些變量會顯著擴大農(nóng)民工與城市居民之間的政府信任度差異。

（4）社會信任、正式組織活動參與和民間團體活動參與對戶籍性質(zhì)和城市政府信任之間的關系存在部分中介效應?；貧w分析表明，正式組織活動和民間團體活動的參與可以顯著提高民眾的城市政府信任度，但農(nóng)民工在城市被排斥在黨組織、共青團、工會、同鄉(xiāng)會和NGO等正式和非正式組織之外，成為他們對城市政府信任度顯著低于城市居民的重要原因，尤其是民間團體活動參與機會的缺失。社會信任方面，雖然農(nóng)民工與城市居民沒有顯著差異，但社會信任的提高可以縮小兩者的城市政府信任度差距。

表5　戶籍性質(zhì)、社會資本與政府信任的穩(wěn)健回歸結果

本文考察了微觀層面上的制度績效和社會資本變量在戶籍性質(zhì)與城市政府信任之間的作用機制。從研究結論可以看出，社會資本變量對城市政府信任具有積極影響，這與帕特南為代表的文化解釋學派的認識相一致，農(nóng)民工對城市政府不信任部分原因就在于他們在城市的社會資本缺失，導致他們在與政府互動中缺乏直接或間接的有效溝通渠道，尤其是民間團體活動參與機會的缺失影響較大。

職業(yè)地位、家庭收入和主觀政府績效評價等對城市政府信任的影響大概可以從相對剝奪感角度進行解釋。擁有上層職業(yè)和較高家庭收入者可能對公共服務的需求大、要求高，權利意識強烈，同相關政府部門接觸的機會多，因此城市政府不能滿足其需求進而降低信任度的可能性很大；進一步說，當農(nóng)民工進入上層職業(yè)，獲得更多收入時，由于戶籍分割的存在，城市政府不能滿足公共服務需求的相對剝奪感將會更加強烈，進而導致信任度更大幅度的降低。與此類似，從相對剝奪感看，農(nóng)民工的主觀政府績效評價高于城市居民，可能與農(nóng)民工評價的參照對象有關，他們更可能是與過往的生活經(jīng)歷相比較，而不是當下的打工城市生活。筆者以不公平感對主觀政府績效評價做調(diào)節(jié)分析發(fā)現(xiàn)，隨著不公平感的上升，城市居民的政府績效滿意度下降幅度比農(nóng)民工大（見附表和附圖）。也就是說，在其他條件相同的情況下，農(nóng)民工對政府的公共服務供給及質(zhì)量的敏感度較城市居民遲鈍，因此他們的城市政府信任度隨主觀政府績效滿意度提高而上升的速率會慢一些。

（二）政策含義

以往研究表明，農(nóng)村居民的政治信任顯著高于城市居民（盛智明，2013；Yang Q，Tang W.，2010），④但本研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民進入城市打工后，其政府信任度反而低于城市居民。無疑，忽視這種負面轉(zhuǎn)變很可能對當前及未來很長一段時間內(nèi)的城鎮(zhèn)化進程帶來不利影響。本文從制度績效和社會資本兩個方面解釋了這種轉(zhuǎn)變的原因，這些發(fā)現(xiàn)具一定的政策意義。

（1）農(nóng)民工在進入上層職業(yè)后，不僅與城市居民信任度差異擴大，而且在農(nóng)民工群體內(nèi)上下層職業(yè)之間的差異也比城市居民內(nèi)部要大。家庭收入也存在類似的情況。從農(nóng)民工內(nèi)部差異大于城市居民內(nèi)部差異看，城市政府應該在現(xiàn)有入戶政策的設計和實施基礎上擴大和加快對那些具有上層職業(yè)、家庭收入較高的農(nóng)民工入戶，緩解這部分農(nóng)民工的信任危機；而要消弭農(nóng)民工與城市居民之間的信任差異，仍要通過所有農(nóng)民工的市民化才能實現(xiàn)。

（2）由于主觀政府績效滿意度的提高可以明顯提高城市政府信任度，同時這也是農(nóng)民工與城市政府機構的直接互動，所以城市政府應該設置一些公共服務滿意度評價機制，允許農(nóng)民工對城市政府機構的服務進行評價。其好處是，一方面可以反映農(nóng)民工對政府部門服務的滿意度，監(jiān)督各部門的工作表現(xiàn)；另一方面可以通過積極改進服務提升農(nóng)民工對政府的滿意度，進而提高其信任度。

（3）正式組織和民間團體活動的參與都有助于提升城市政府信任度，但當前農(nóng)民工在這些組織中的活動參與率極低；因此，一方面城市黨組織、共青團和工會等正式組織應該深入到農(nóng)民工群體中開展活動，幫助他們解決問題，協(xié)調(diào)他們與其部門、組織和群體的關系；另一方面同應該開放、鼓勵和引導同鄉(xiāng)會、聯(lián)誼會和NGO等城市民間團體的發(fā)展，為農(nóng)民工參與組織活動提供更多機會。路易斯·芒福德在《城市是什么？》一文中明確指出，城市生活的一個重要特征就是“不同團體通過經(jīng)濟合作得以維持，其性質(zhì)或者是共同自治的，或者是被公開管理的”，“正是在城市中，人們表演各種活動并獲得關注，人、事、團體通過不斷的斗爭與合作，達到更高的契合點?！保⒏５?，2006：3）。芒福德所揭示的城市本質(zhì)，其啟示是顯而易見的，把占據(jù)城市人口構成重要組成部分的農(nóng)民工排除在城市組織團體活動之外，無疑違背了城市發(fā)展的基本規(guī)律。

（感謝南京大學劉林平教授、吳愈曉教授、畢先進、王開慶、朱艷婷、李瀟曉、陳立娟、蔣和超以及華東理工大學孫中偉博士和中南大學雍昕博士等同仁的指導和幫助。作者文責自負。）

注釋：

①除上述說明外，本文還比較了以往政府信任的測量研究，發(fā)現(xiàn)本次調(diào)查的農(nóng)民工和城市居民對政府信任分布情況表現(xiàn)出一貫的“央強地弱”態(tài)勢，與以往的國內(nèi)調(diào)查發(fā)現(xiàn)相一致（Li，Lianjiang.，2004；胡榮，2007，2011；肖唐鏢、王欣，2010；符平，2013，高學德、翟學偉，2013），也表明這種測量方式具有很高的效度。

②在本文中，需要注意區(qū)別城鎮(zhèn)常住人口、城鎮(zhèn)人口和農(nóng)民工等概念。城鎮(zhèn)常住人口是指長期居住于城鎮(zhèn)的人口，包括城鎮(zhèn)戶籍人口和外來非戶籍人口。城鎮(zhèn)人口僅指具有本地城鎮(zhèn)戶籍的人口，不包括外來城鎮(zhèn)戶籍人口。農(nóng)民工屬于城鎮(zhèn)常住人口，但沒有城鎮(zhèn)戶籍。

③本文關注的是農(nóng)民工和市民對城市政府的信任，所以僅在政府機構層面上進行討論。

④這里需要注意，盛智明（2013）和Yang等人（2010）研究的是政治信任，其內(nèi)容包含了中央至地方各級政府及相關的行政、事業(yè)機構，這與本文單純的城市政府信任有一定的差異。

附表不公平感與主觀政府績效評價的調(diào)節(jié)作用模型

注：顯著性水平：+p＜0.10，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001。

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（編輯：部娜）

D668

A

1009-4997（2016）03-0098-13

2016－05-15

范長煜（1985-），男，南京大學社會學院博士生，研究方向：勞工研究。

本文為教育部2013年度哲學社會科學重大課題攻關項目“戶籍限制放開背景下促進農(nóng)民工中小城市社會融合的社會管理和服務研究”（批準號：13JZD018）的階段性成果之一。