非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民的社會信任:基于福山命題的實證考察

向 楠,樂 章

(中南財經(jīng)政法大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖北 武漢 430073)

中國傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會中的信任因血緣、地緣關(guān)系取向呈現(xiàn)出明顯的鄉(xiāng)土性:一方面,熟人社會中成員構(gòu)成的同質(zhì)性與穩(wěn)定性維系著村莊內(nèi)部高水平的互信;另一方面,受社會環(huán)境的封閉性、人際交往的局限性以及傳統(tǒng)儒家文化的影響,這種依賴于血緣、地緣關(guān)系的信任難以突破熟人社會的圈子向外拓展,從而表現(xiàn)為對外界的信任排斥。福山將此特征概括為較高的信任水平與較窄的信任半徑[1],在中國則被描述為信任的差序格局、內(nèi)外有別。然而,信任本身是嵌入在社會結(jié)構(gòu)和制度之中的一種功能化的社會機(jī)制,它與社會結(jié)構(gòu)、制度的變遷轉(zhuǎn)型存在著明顯的互動關(guān)聯(lián)[2]。始于20世紀(jì)70年代末的經(jīng)濟(jì)改革,迅速推動了農(nóng)村生產(chǎn)秩序由單一的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式向多元產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化。在這一過程中,過去依靠土地謀生的農(nóng)民逐漸擺脫農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的束縛,大量農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。非農(nóng)就業(yè)帶來農(nóng)村居民身份地位和職業(yè)結(jié)構(gòu)的多元分化[3],極大地沖擊著傳統(tǒng)農(nóng)村以熟人社會為基礎(chǔ)的人際交往秩序,也在無形中重塑著農(nóng)村居民的社會信任。

一直以來,中國由于缺乏普遍、廣泛的社會信任而被西方學(xué)者所詬病,馬克斯·韋伯曾指出,“中國人之間存在明顯的不信任,這與基督教文化中人們普遍的信任和誠實構(gòu)成鮮明的對比”[4]。但1990年世界價值觀調(diào)查以來的多次調(diào)查數(shù)據(jù)均穩(wěn)定地顯示,中國的社會信任水平居于世界前列[5],是一個典型的高信任度國家。這一證據(jù)似乎未對西方學(xué)者的觀點形成有力駁斥,反而因現(xiàn)實中一些顯而易見的誠信缺失事實陷入“中國社會信任之謎”的矛盾與疑惑之中(1)一面是顯而易見的誠信缺失等諸多事實強(qiáng)化了人們對信任危機(jī)的感性認(rèn)識;另一面是各種調(diào)查顯示的不可辯駁的高社會信任水平,這一現(xiàn)象被稱為“中國社會信任之謎”。。對此,有學(xué)者指出,信任研究既要考慮信任的水平與強(qiáng)度,也要考慮信任的半徑與范圍[6-8],對這兩類概念的區(qū)分有助于解釋和澄清“中國社會信任之謎”。信任半徑被視為信任構(gòu)成中的第二精髓,它決定著個人愿意與誰合作,從而影響社會內(nèi)部生產(chǎn)性社會交換的范圍[9]。但從現(xiàn)有文獻(xiàn)對信任的實證研究來看,由于忽視了對信任半徑的考察,從而無法完整刻畫出社會信任的特征與全貌。鑒于此,本文采用2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù),基于福山提出的信任水平與信任半徑的概念,從強(qiáng)度與廣度兩個維度來考察當(dāng)前我國農(nóng)村居民的社會信任特征,并探討在社會轉(zhuǎn)型背景下非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)村居民信任水平與信任半徑的影響,從而為加深對轉(zhuǎn)型時期社會信任變遷的理性認(rèn)識、重新審視“中國社會信任之謎”提供思路與啟發(fā)。

一、非農(nóng)就業(yè)與社會信任:一個分析框架

(一)概念與測度:信任水平與信任半徑

信任水平(the level of trust)與信任半徑(the radius of trust)最初是福山在《信任:社會美德與創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)繁榮》中提出的概念,前者指信任的深度,決定了合作的強(qiáng)度;后者指信任的廣度,強(qiáng)調(diào)人們愿意與之合作的范圍[1]。福山認(rèn)為,中國人的信任范圍僅局限于家庭與親屬之中,對非親屬以及陌生人有著強(qiáng)烈的不信任。這一命題曾在20世紀(jì)末引起學(xué)術(shù)界的爭鳴[10-11]。遺憾的是,由于概念抽象且難以操作,信任半徑在實證研究中鮮有論及。與信任水平的概念相比,信任半徑展現(xiàn)了信任的另一維度——對沒有實質(zhì)聯(lián)系或聯(lián)系較弱群體的信任排斥程度,其大小直接決定了一個社會是否能夠形成超越特定對象、面向一般社會成員的普遍信任。

信任半徑的概念容易使人聯(lián)想到中國社會結(jié)構(gòu)的基本特性——差序格局[12]。鄉(xiāng)土信任形成于這種差序格局之中,因社會關(guān)系的親疏遠(yuǎn)近而不斷向外推開形成多重同心圓,通過“自己人”和“外人”的區(qū)分明確將信任范圍圈定下來,構(gòu)成了福山所說的信任半徑。將信任半徑的概念放在中國特有的社會結(jié)構(gòu)中進(jìn)行本土化解讀,可以認(rèn)為信任半徑是與差序格局密切聯(lián)系的,即信任半徑越大,內(nèi)外一致性越強(qiáng),差序?qū)傩跃驮饺?信任半徑越小,內(nèi)外差異性越大,差序?qū)傩跃驮綇?qiáng)。

目前關(guān)于社會信任水平的研究大多采用的是國際標(biāo)準(zhǔn)問題,即“總體而言,你覺得這個社會上的大多數(shù)人可信嗎”,但越來越多的學(xué)者意識到,由于文化背景的差異,不同國家和地區(qū)的被調(diào)查者對“大多數(shù)人”的認(rèn)知有不同的指向[6]。例如,中國人所理解的“大多數(shù)人”與熟人高度相關(guān),而歐美國家的人則認(rèn)為“大多數(shù)人”指向陌生人[13]。基于這一點,Delhey等[6]將信任半徑視為對內(nèi)群體與外群體信任之間的相對偏好程度,提出了一種通過回歸系數(shù)差分來判斷信任半徑的方法(2)他以“內(nèi)信任”(對家人、鄰居、自己了解的熟人信任水平的均值)、“外信任”(對第一次見面的人、宗教信仰不同的人、外國人信任水平的均值)為自變量,以對“大多數(shù)人”的信任水平為因變量,分別構(gòu)造兩個回歸得到系數(shù),這兩個回歸系數(shù)的差值反映了“大多數(shù)人”在多大程度上代表的是對外的信任而非對內(nèi)的信任,以此作為判斷一個國家信任半徑大小的指標(biāo)。。這種方法主要關(guān)注信任半徑在一個群體中所呈現(xiàn)出的整體性特征,適用于國際比較與跨文化研究,卻難以對個體異質(zhì)性進(jìn)行深入探究。鑒于此,Hu[8]提出了一種基于梯度(gradient-based)的測算方法,將信任半徑定義為隨著與不同信任對象(如家人、鄰居、同鄉(xiāng)、陌生人等)的關(guān)系強(qiáng)度變化而導(dǎo)致的信任水平發(fā)生改變的幅度,即個體信任的差序程度。這一方法具有較強(qiáng)的操作性,并且將差序格局的抽象概念與信任半徑的經(jīng)驗研究勾連起來,為描述與刻畫信任特征提供了新的思路。考慮到現(xiàn)有文獻(xiàn)對社會信任的研究大多只關(guān)注信任水平,本文將從兩個維度測度社會信任:一是沿襲通用的測量方法,將信任水平定義為對大多數(shù)人的信任程度。二是借鑒Hu[8]的做法,將信任半徑定義為個體信任的差序程度,它反映的是對不同親疏、遠(yuǎn)近對象信任水平的相對差異所構(gòu)成的信任格局。

(二)非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民社會信任的影響

改革開放40余年是農(nóng)村經(jīng)歷社會轉(zhuǎn)型的重要時期,工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的加速推進(jìn)促使農(nóng)村人口向城市、青壯年勞動力向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度探討非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民消費(fèi)的作用[14-15],本文通過轉(zhuǎn)換視角,試圖探尋非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民社會信任影響的理論邏輯與經(jīng)驗證據(jù)。

1.非農(nóng)就業(yè)與信任水平

農(nóng)耕生產(chǎn)方式的特性決定了社會較低的流動能力,狹小且封閉的人際網(wǎng)絡(luò)保證了博弈的可重復(fù)性。孕育于熟人社會中的高水平互信,其根基正是由于人口的不流動[16]。與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的性質(zhì)不同,非農(nóng)就業(yè)使得農(nóng)村居民的生活環(huán)境不再拘泥于過往的“一畝三分地”,其所面對的社會交往空間也明顯區(qū)別于同質(zhì)性較強(qiáng)且結(jié)構(gòu)穩(wěn)定的熟人社會。與之相伴隨的是,交往對象的異質(zhì)化與陌生化、人口流動的加劇與社會分工的增強(qiáng)。假設(shè)人的社會交往時間是一定的,那么當(dāng)個體社會交往空間與規(guī)模擴(kuò)大時,其與某一特定對象交往的頻率與強(qiáng)度就會降低,重復(fù)博弈次數(shù)也將減少,從而弱化了人們之間的熟悉度與信任感。此外,信任包含著一種在不確定情況下的樂觀預(yù)期,預(yù)期被證實的積極經(jīng)驗將會進(jìn)一步增強(qiáng)信任,而背叛所產(chǎn)生的消極經(jīng)驗則會加劇懷疑[17]。在社會資本相對豐富的熟人社會中,村莊輿論對失信行為形成了強(qiáng)有力的約束,個人在維系信任關(guān)系方面有著高度的自覺性,從而保證了信任的自我增強(qiáng)與良性循環(huán)。而非農(nóng)就業(yè)帶來了關(guān)系網(wǎng)絡(luò)松散化,日漸式微的熟人社會無法對個體行為起到規(guī)范約束作用,從而導(dǎo)致以信任為核心的村莊社會資本的流失[18]?；谝陨戏治?本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1:相較于一直從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的居民,有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)村居民信任水平更低。

2.非農(nóng)就業(yè)與信任半徑

吉登斯曾從“時空脫域”的角度闡釋信任模式的現(xiàn)代轉(zhuǎn)型,指出建立在時空“缺場”基礎(chǔ)上的普遍信任將會逐漸取代“在場”條件下的特殊信任。傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會中的信任建立在血緣、地緣等先天性因素基礎(chǔ)之上,人際交往的局限性阻礙了信任范圍的拓展。非農(nóng)就業(yè)降低了農(nóng)村居民對土地的依賴,“脫域”機(jī)制作為現(xiàn)代化的后果改變了人們社會交往的時間與空間,使得信任關(guān)系具有脫離具體環(huán)境并在更為廣闊的時空范圍內(nèi)重建的特征[19]。市場理性的滲入使得建立在契約與公平基礎(chǔ)上的抽象系統(tǒng)信任成為簡化復(fù)雜的重要方式,推動信任結(jié)構(gòu)由基于特殊主義的人際信任向基于普遍主義的系統(tǒng)信任轉(zhuǎn)變,從而拓展了信任范圍。并且,信任解放的觀點也認(rèn)為,在人口流動加劇、異質(zhì)性增強(qiáng)的背景下,僅從相對封閉的共同體中獲取信任的傳統(tǒng)模式將帶來一定的“機(jī)會成本”——失去了與外界合作以獲取資源的機(jī)會[20]。因此,信任不再局限于一定的地域范圍內(nèi),后天因一系列社會關(guān)系而熟識的個體也成為值得信任的對象。國外研究發(fā)現(xiàn),適當(dāng)條件下的接觸可以提高社會個體對外部對象的信任度。通過接觸,個體能夠把從互動對象那里獲得的認(rèn)知經(jīng)驗推廣到?jīng)]有接觸但有類似特征的其他人身上,從而將外群體拉入信任圈內(nèi)[21]。基于以上分析,本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2:相較于一直從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的居民,有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)村居民信任半徑更廣,信任的差序程度更弱。

二、數(shù)據(jù)來源、變量測量與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

基于以上理論分析,本文利用2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(China Labor-force Dynamic Survey,CLDS)數(shù)據(jù)對非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民的社會信任進(jìn)行實證檢驗。個體問卷詳細(xì)詢問了被調(diào)查者的普遍信任與對不同對象的特殊信任水平,樣本覆蓋中國29個省市(西藏、海南和中國香港、澳門、臺灣除外),樣本規(guī)模為401個村居(農(nóng)村230個,城市171個),14 226戶家庭,21 066個個體(農(nóng)村13 305人,城市7 761人)。本文將研究對象確定為18歲以上且有過工作經(jīng)歷的農(nóng)村居民,剔除關(guān)鍵信息缺失的樣本后,共計得到9 968個農(nóng)村樣本,覆蓋了我國東中西部地區(qū)。

(二)變量測量

1.被解釋變量

本研究將從信任水平與信任半徑兩個維度考察農(nóng)村居民的社會信任。對于信任水平,采取“總的來說,您是否同意大多數(shù)人是可以信任的這種看法”來衡量,其回答被賦值1～4(表示“非常不同意”到“非常同意”)。對于信任半徑,采取基于梯度的測量方法[8],將信任半徑視為隨著與不同類別對象的關(guān)系強(qiáng)度變化而導(dǎo)致的信任水平發(fā)生改變的幅度,表示為:

STL=α+β×SIT

(1)

式(1)中,STL代表個體對不同類別對象(包括父母、親戚、鄰居、陌生人等)的信任程度。SIT指與不同類別對象的關(guān)系強(qiáng)度,借鑒胡安寧[22]的做法,采用心理學(xué)中的項目反應(yīng)理論(Item Response Theory,IRT)的相關(guān)模型得到。IRT模型的原理是,不同對象的受信任程度是由兩個因素決定的:一個是受訪者,另一個是信任對象。前者捕捉了受訪者在信任或不信任傾向方面的特性,后者揭示了特定信任對象(父母、親戚、鄰居等)平均被認(rèn)為值得信任或不值得信任的程度。IRT模型在修正了被調(diào)查者的特質(zhì)后,估計了一個特定對象類型被信任的平均“輕松程度”或“困難程度”,這一方法也常被運(yùn)用于信任半徑的測算中[23-24]。它描述了不同類別對象在以個體為中心的社會網(wǎng)絡(luò)中所處的相對位置,距離中心越近則關(guān)系越強(qiáng),SIT值也就越小。β是指伴隨著與信任對象關(guān)系強(qiáng)度的增強(qiáng)(或減弱)而導(dǎo)致的信任水平升高(或降低)的變化幅度,即本文所關(guān)注的信任半徑[7]。如圖1所示,與個體B相比,個體A的信任水平伴隨著關(guān)系強(qiáng)度的減弱下降的幅度更大,因此信任的差序程度更強(qiáng),信任半徑更小。

圖1 基于梯度的信任半徑測算

根據(jù)這一測算方法,本文選取了六個對于農(nóng)村居民而言比較典型的交往對象:家人、親戚朋友、鄰居、一起工作或做事的人(同事)、買東西接觸到的生意人、陌生人,涵蓋了遠(yuǎn)近、親疏不同的社會關(guān)系,其回答被賦值1～5(表示“完全不可信”到“完全可信”)。借鑒胡安寧[22]的做法,通過擬合項目反映理論中的1-PL模型,結(jié)果為“父母=-3.702;親戚朋友=-2.968;鄰居=-2.342;同事=-1.535;生意人=-0.286;陌生人=1.043”。SIT數(shù)值越大表明該類對象在人際網(wǎng)絡(luò)中距離中心較遠(yuǎn),關(guān)系越弱[22]。根據(jù)基于梯度的信任半徑測算方法,以SIT為自變量,不同對象的信任水平為因變量對式(1)進(jìn)行線性回歸,得到的β值為每個農(nóng)村居民的信任半徑。

2.解釋變量與控制變量

本文的解釋變量為非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷。CLDS個體問卷詳細(xì)調(diào)查了每一位受訪者的工作史,據(jù)此可以判斷其是否從事過非農(nóng)工作。目前農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)主要表現(xiàn)為兩種形式:“離土不離鄉(xiāng)”的本地非農(nóng)就業(yè)與“離土又離鄉(xiāng)”的外出務(wù)工就業(yè)。通過“您是否有外出務(wù)工(跨縣流動半年以上)經(jīng)歷”這一問題,進(jìn)一步將具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)村居民分為有外出務(wù)工經(jīng)歷與只有本地務(wù)工經(jīng)歷兩類。為減少遺漏變量對結(jié)果產(chǎn)生的影響,本文的主要控制變量包括個體的人口學(xué)特征以及所擁有的資源稟賦,具體變量定義與描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

(三)模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)回歸模型

為探究非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)村居民社會信任的影響,本文構(gòu)建的回歸模型如下:

(2)

2.內(nèi)生性處理:工具變量

采用普通的OLS回歸可能存在遺漏變量和反向因果所造成的內(nèi)生性問題,從而導(dǎo)致非農(nóng)就業(yè)對信任的影響系數(shù)存在偏誤。為解決這一問題,本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入工具變量。借鑒以往文獻(xiàn)中有關(guān)非農(nóng)就業(yè)的研究[14],從村莊問卷中選取“村莊非農(nóng)就業(yè)率”作為農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的工具變量。在考察農(nóng)民務(wù)工影響的相關(guān)文獻(xiàn)中,就業(yè)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)常被用來作為個體或家庭是否參與務(wù)工的工具變量[25-26]。人們可以通過村莊的非農(nóng)就業(yè)網(wǎng)絡(luò)來獲取就業(yè)信息、熟人推薦和幫助等,從而增加農(nóng)村居民從事非農(nóng)就業(yè)的可能性。工具變量的識別假設(shè)為,村莊非農(nóng)就業(yè)率僅通過影響農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)從而影響信任水平與信任半徑。

三、實證結(jié)果分析

(一)農(nóng)村居民的社會信任水平與信任半徑

如表2所示,農(nóng)村居民對“大多數(shù)人”的平均信任水平為2.863,73.04%的農(nóng)村居民對“大多數(shù)人是可以信任的”表示同意。農(nóng)村居民對不同交往對象的平均信任水平隨著同心圓的向外拓展而減弱。除買東西接觸到的生意人外,距離同心圓中心越遠(yuǎn)的交往對象,農(nóng)村居民對其信任水平的標(biāo)準(zhǔn)差越大,表明對同一類型交往對象信任水平的異質(zhì)性隨著同心圓的外推而增大。按照是否有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對樣本進(jìn)行分組,通過T檢驗發(fā)現(xiàn)是否有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)村居民對親戚朋友、鄰居、同事、生意人、大多數(shù)人的信任水平有著顯著的相關(guān)性,但非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與社會信任之間的因果關(guān)系還有待控制其他變量進(jìn)行檢驗。信任半徑的測量結(jié)果顯示,農(nóng)村居民的平均信任半徑(β)為0.624,這可以理解為:信任對象與個體的關(guān)系強(qiáng)弱每降低1個單位,信任水平將平均降低0.624。

表2 對不同對象的平均信任程度

以信任水平與信任半徑的均值為分界線,將農(nóng)村居民的信任劃分為四種類型,結(jié)果如表3所示。僅從信任水平來看,80.46%的農(nóng)村居民信任水平高于均值;而在信任半徑上,52.33%的農(nóng)村居民信任半徑低于平均水平。與普遍較高的信任水平相比,農(nóng)村居民中的信任半徑相對偏低,這意味著他們對不同群體的信任程度差異較大,陌生人之間的信任缺失可能加劇人們的信任危機(jī)。分類結(jié)果顯示:具有高信任水平與低信任半徑特征的農(nóng)村居民占比最高,達(dá)到42.18%。對于這一群體而言,較高的信任水平并不意味著普遍信任的形成,較窄的信任半徑暗示這種高水平信任僅針對特定的社會關(guān)系,難以面向一般的社會成員擴(kuò)展。

表3 農(nóng)村居民信任水平與信任半徑及分布

(二)非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民社會信任的影響

1.非農(nóng)就業(yè)對信任水平與信任半徑的影響:基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先采用OLS模型估計非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)村居民信任水平與信任半徑的影響,結(jié)果如表4所示。模型(1)和模型(3)中的主要解釋變量為是否有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷,模型(2)與模型(4)進(jìn)一步將非農(nóng)就業(yè)細(xì)分本地務(wù)工與外出務(wù)工。結(jié)果顯示,非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民的信任水平在1%的顯著性上負(fù)相關(guān),與一直從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村居民相比,無論是本地務(wù)工經(jīng)歷還是外出務(wù)工經(jīng)歷都顯著降低了其對“大多數(shù)人”的信任水平,且影響系數(shù)差異不大。相較農(nóng)業(yè)生產(chǎn),非農(nóng)就業(yè)在時間與空間上的靈活性使得農(nóng)村居民難以建立起穩(wěn)固且親密的社會關(guān)系,在一定程度上造成了信任水平的降低。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

采用差序程度(斜率)來衡量信任半徑需要注意的是,由于對父母信任程度的差異,導(dǎo)致圖1中線性擬合的截距不同,從而無法直接對斜率進(jìn)行比較。為解決這一問題,本文在分析信任半徑時在模型中控制了對父母的信任水平這一變量,以確保信任半徑是在相同的截距下進(jìn)行比較[8]。結(jié)果顯示,與一直從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村居民相比,具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)村居民的信任半徑更廣,且在1%的水平上顯著。這說明非農(nóng)就業(yè)拓展了農(nóng)村居民的信任半徑,使得農(nóng)村居民信任格局的差序程度有所減弱。

2.非農(nóng)就業(yè)對信任水平與信任半徑的影響:考慮內(nèi)生性

基準(zhǔn)回歸模型并未考慮遺漏變量與反向因果可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。對此,在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上選擇“村莊非農(nóng)就業(yè)率”作為工具變量,采用兩階段最小二乘法進(jìn)一步探討非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對于農(nóng)村居民信任水平與信任半徑的影響。如表5所示,首先通過Durbin-Wu-Hausman檢驗判斷OLS回歸模型中是否存在內(nèi)生性問題,檢驗結(jié)果在1%的顯著性水平上拒絕了非農(nóng)就業(yè)為外生變量的原假設(shè)。第一階段的回歸結(jié)果顯示,村莊人均耕地面積與非農(nóng)就業(yè)在1%的水平上負(fù)相關(guān),工具變量具備較好的解釋力。弱工具變量的檢驗結(jié)果顯示F值為769.928,不存在弱工具變量的問題。不可識別檢驗顯示,LM統(tǒng)計量為682.740,在1%的水平上強(qiáng)烈拒絕不可識別的原假設(shè)。模型(5)和模型(6)是在基準(zhǔn)回歸基礎(chǔ)上加入工具變量得到的結(jié)果,對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理后,非農(nóng)就業(yè)對信任的影響系數(shù)雖然發(fā)生了一定變化,但方向仍保持一致,表明基準(zhǔn)回歸中的結(jié)論是穩(wěn)健的,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷降低了農(nóng)村居民的信任水平,但拓展了個體的信任半徑,假設(shè)1與假設(shè)2得到驗證。

表5 工具變量回歸結(jié)果

3.非農(nóng)就業(yè)對不同類型信任影響的異質(zhì)性

因非農(nóng)就業(yè)導(dǎo)致的人地關(guān)系改變帶來了傳統(tǒng)差序格局的松動與信任結(jié)構(gòu)的重塑。當(dāng)農(nóng)村居民的社會交往逐漸擺脫地域的壁壘時,理性的居民會選擇脫離原有封閉性、同質(zhì)性的社會網(wǎng)絡(luò),轉(zhuǎn)而積極擴(kuò)展自己開放性、異質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系[27]。這在瓦解傳統(tǒng)地域型信任的同時,也為脫域型信任的建立奠定了基礎(chǔ)與條件。對此,本文將社會信任進(jìn)一步分解,以農(nóng)村居民對不同對象的信任水平為因變量,構(gòu)建回歸模型分析非農(nóng)就業(yè)影響的異質(zhì)性,結(jié)果如表6所示。內(nèi)生性檢驗的結(jié)果顯示,除血緣信任與業(yè)緣信任外,其他四個模型均存在內(nèi)生性問題,因此本文對血緣信任與業(yè)緣信任匯報OLS模型的回歸結(jié)果,對其他四種信任匯報工具變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,非農(nóng)就業(yè)顯著降低了農(nóng)村居民對親戚朋友以及鄰居的信任,但顯著提高了農(nóng)村居民對一起工作的人、買東西接觸到的生意人以及陌生人的信任。由此可見,非農(nóng)就業(yè)主要降低了傳統(tǒng)熟人社會中的親緣、地緣信任,提高了不依賴于特定地域的業(yè)緣、市場以及生人信任,對外群體信任程度的提升有利于促進(jìn)由強(qiáng)差序格局向弱差序格局轉(zhuǎn)變。

表6 非農(nóng)就業(yè)對不同類型信任影響的異質(zhì)性

四、結(jié)論與討論

中國鄉(xiāng)村正處于轉(zhuǎn)型期,植根于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會的鄉(xiāng)土信任伴隨著非農(nóng)化進(jìn)程的推進(jìn)正在逐漸發(fā)生改變。本研究將福山提出的信任半徑概念引入信任問題的分析框架中,基于2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)對農(nóng)村居民的信任水平與信任半徑進(jìn)行測算,并在此基礎(chǔ)上探討非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村社會信任的影響,以此作為理解中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會變遷的一個視角。研究結(jié)論顯示:非農(nóng)就業(yè)一方面侵蝕了過去建立在村莊共同體基礎(chǔ)上的高水平互信,另一方面將信任從地域情境中解放出來,推動信任格局由強(qiáng)差序格局向弱差序格局轉(zhuǎn)變,拓展了農(nóng)村居民的信任半徑。具體而言,非農(nóng)就業(yè)顯著降低了親緣信任與地緣信任,但提升了業(yè)緣信任、市場信任、生人信任,即通過脫域型信任的建立擴(kuò)大了農(nóng)村居民的信任半徑。

信任是農(nóng)民合作的基礎(chǔ),而農(nóng)民合作對于鄉(xiāng)村振興的實現(xiàn)具有重要的現(xiàn)實意義。本文的研究結(jié)論一定程度上深化了對農(nóng)村社會信任格局的理性認(rèn)識:“離土”的確給鄉(xiāng)土社會的人際關(guān)系帶來了極大挑戰(zhàn),傳統(tǒng)特殊信任的式微容易引發(fā)鄉(xiāng)村社會“人心不古”的焦慮與村莊失序的隱憂,但信任半徑的拓展與外部信任的提升則表明這只是農(nóng)村現(xiàn)代化進(jìn)程中必經(jīng)的階段性表現(xiàn),信任模式的改變反映了農(nóng)村居民對非農(nóng)就業(yè)環(huán)境下人際交往秩序重構(gòu)后的再適應(yīng)。在此背景下,應(yīng)重新審視新時代鄉(xiāng)村振興的現(xiàn)實基礎(chǔ),增強(qiáng)對鄉(xiāng)村發(fā)展和鄉(xiāng)村未來的信心。在鄉(xiāng)村治理層面,需要在尊重鄉(xiāng)村熟人社會的前提下,順應(yīng)社會變遷的趨勢,鼓勵引進(jìn)與市場經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的契約精神,推動信任模式由特殊主義的人際信任向普遍主義的系統(tǒng)信任轉(zhuǎn)型,增進(jìn)鄉(xiāng)村社會團(tuán)結(jié),構(gòu)建良好的鄉(xiāng)村秩序,進(jìn)一步提升鄉(xiāng)村治理效果。