李峰

 

 

 

 

 

    自20世纪80年代后社会学逐渐关注软变量以来，信任问题就成为其中的一个热点。就其研究主题而言，诸多的探讨大致可分为社会信任研究和制度信任研究两类，而在制度信任研究中，政治信任又是重中之重。

 

    但对于政治信任，学界并没有统一的界定。从当前的研究来看，对此大致有三种不同的看法。第一种观点认为，“严格来讲，‘政治信任’并不是一个概念，而是一种现象。它是发生在政治生活中的各种信任关系的总成（周治伟，2007:26）”，是对包括政治体制、政治机构和政治人物等在类的政治客体的一套积极的态度和弥散性的支持（Easton,1965; Miller ，1974；Norris，1999；Johnson,2005；谢岳，2002），此是为广义的政治信任。第二种观点认为，政治信任虽可包含诸多内容，但其核心是对政府的信任（Stocks，1962；Hetherington,1998、2007:10；胡荣，2011:96），此是为狭义的政治信任。第三种观点则认为，与社会信任不同，政治信任是不能够成立的，政府不是信任的对象，只存在合法性问题（罗素·哈丁，2004；琼·科恩，2004：208；郑也夫，2005）。

 

    如果承认政治信任的客观存在，不论作何界定，其研究实质都有着共同的问题意识：即考察不同类型的人群在政治信任方面的差异。而从具体的分析框架来看，这又有着文化论和制度论两种基本取向。

 

    文化论的理论假设在于它对政治信任外生性的强调，认为对制度的信任源自政治领域之外，是根植于社会中的一种信仰，政治信任只不过是人际信任的延伸，是个体对他人信任的函数，它是与政治因素无关的个人因素的结果（Lane，1969；Aberbach，1970）。但它们也有宏观和微观两种视角之分。宏观视角强调民族文化传统（韦伯，2004；阿尔蒙德，2008；史天健，2001；Mansbridge，1997；Fukuyama, 1999；Uslaner, 2002），微观视角强调个体早期社会化的经历（Erikson,1963）及其掌握的社会资本状况（福山，1998；Putnam,1993、1995；Fukuyama, 1999）。制度论的理论假设则强调政治信任的内生性，它是以理性为基础，认为“社会交换的过程——它可能以纯粹自身利益的形式出现——通过它们的周期性和逐步扩大的特性在社会关系中产生信任。（布劳，1988:111）”。科尔曼（1999）进一步指出，信任取决于委托人对受托人守信概率、可能的损失和可能的收益的判断。基于此，制度信任也就是制度运作的结果，而非原因，它是民众对政治运行的满意度和可预期的有效性的评估。这种取向也有宏观和微观两种视角。宏观视角着重于强调政治信任与经济状况（Feldman，1983；Miller，1991；Hibbing & Patterson，1994；Citrin，1998； Hetherington，1998）、政治绩效和清廉（Aberbach & Walker，1970；Feldman，1983；Williams，1985；Erber，1990；Garment，1991；Craig，1993；Orren，1997）以及对诸如总统、国会等具体政治实体的评价（Ctitin & Green，1986；Norris，1999）等的关系。微观视角则强调个体对制度执行评价过程中还受个体偏好与经历（Mishiler，2001），以及个体对自我生活满意度的判断（Uslaner, 2002；Helliwell,2003）等影响。当然，还有些学者提出综合的视角，如什托姆普卡（2005：79-87）认为信任包括关系、心理和文化三种维度，关系维度强调信任基于理性的计算取向，心理维度强调信任的人格心理取向，文化维度则强调信任的文化规则取向。

 

    学界对中国社会中政治信任的探讨也基本沿袭着上述两种路径。首先，在政治信任的界定方面，大多数学者都持广义的理解，如王（Wang zhengxu，2005）认为，中国的政治信任包括对整个国家政治的信任。姜晓秋等人（2006）则将之具体为对政府公务人员、政府机构和政府提供的公共服务的信任。梅祖荣（2009）提出测量中国政治信任水平的六个指标：公民政治态度、公民对政府廉洁与腐败的认知程度、政治信任外部化倾向、对改革开放成果的评价、对政治信息的真实度评价和政治合作。在对中国社会政治信任的总体判断上，学界一般认为，民众的政治信任程度比较高（Yang & Tang，2005；肖唐镖、王欣，2009）。具体而言，在文化论倾向方面，有学者认为，中国社会的高政治信任主要源于儒教文化传统与威权主义（史天健，2001；马德勇，2007、2008）。还有些学者从综合的视角进行探讨，如胡荣等人从社会资本、政府绩效等方面对政治信任进行了探讨，认为社会资本和政府绩效与政府信任存在着正向相关性（胡荣、胡康、温莹莹，2011）。马德勇（2007）通过亚洲8个国家和地区的政治信任进行比较，认为文化论与制度论在中国政治信任中都存在着有效性。王钦（2010）则从政府绩效、公共政策、传统文化、政治效能感和个体差异等侧面对中国农民的政治信任进行了研究。

 

    在众多的政治信任中，对宗教与政治信任的关系的专题性实证研究则要逊色得多。不过从应然的角度就宗教对政治的影响的研究却是不乏其人。他们普遍认为，对于兼具文化和制度双重特征的宗教来说，它不仅影响着政治系统，而且还是许多社会政治信仰和价值观的源泉（Williams,1999），大多数宗教能很好起到维护市民社会有效性的作用（托克维尔，1988; Coleman 1988; Wuthnow，2002；帕特南，2011），仅是那些特别是保守的宗教可能不利于有效的民主参与（Macedo,1986,1990）。在国外对宗教与政治信任关系的有限实证研究来看，其主旨观点在于考察不同宗教群体，以及同一宗教内宗教性不同的人的政治信任的差异。这主要集中于三个方面：

 

    第一，不同宗教间以及不同教派的政治信仰差异。对此有三种判断：其一是基于文化论的判断。由于在人际信任方面，新教社会和受儒教影响的社会比历史上属于罗马天主教和伊斯兰教的社会表现出更高的人际信任水平（英格尔哈特，2004：86），由此，在政治信任上也表现出类似的特征。但马克斯维尔对英国穆斯林的研究却表明，穆斯林对政府信任的程度要高于基督教（Maxwell,2010）。

 

    其二是强调在基督教中不同教派的政治信任差异。根据对圣经的理解不同，基督教分为左翼和右翼。右翼基督教常又被称为保守派，主要包括福音派和基要派等，其共同之点在于坚信末世论、原罪和救世主（马斯登，2004）。大多数研究显示，右翼或保守基督教的政治信任度往往较低（Wald, Owen & Hill, 1990; Huckfeldt, Plutzer & Sprague, 1995; Popper，2007）。因为这些相信圣经绝对无误论的人都坚信人之原罪，作为人类的一员，政府官员也具有原罪，为此，对他们的信任也会随之降低。

 

    其三是分析民主体制中宗教少数派与多数派的政治信任差异。斯密斯（Smith，2009）的研究表明，一个国家和地区最大的宗教团体越大，少数族群越担心来自政府的控制，为此，宗教少数派对政府的信任就越低。

 

    第二，宗教性与政治信任的关系。宗教性是指个体的宗教虔诚度。对此，学界形成两种截然对立的观点。一是以博帕教授（Poppe）为代表，其研究表明，仅是相信圣经无误论并不对其政治信任产生直接影响，而是宗教参与等宗教行为有着显著影响：有着更频繁宗教行为的人更信任政府，即便是那些相信圣经无误论的人，其宗教活动越积极，他们更相信政府能促进社会进步。为此，他认为，政府信任由圣经无误论教义和宗教行为共同影响。同时，那些对政府更高信任的人宗教虔诚度也较高，表现为经常的祷告、阅读圣经，积极的教会参与，视宗教为生活中重要的部分。斯米德特也认为，即便是在控制教派变量，社会信任与教会参与呈正相关（Smidt,1999）。卢云峰教授也认为，“在自认为是佛教徒的被访者中，有明确宗派归属的佛教徒与无宗教派归属的信众在公共参与行为上存在显著的差异。虔诚的宗教信徒能够进行更多的公共参与，并且在这种参与过程中加强互相的交流，提高相互对公共活动的认可度，反过来也有可能进一步提升信徒的公共参与水平。”【1】另一种从社会资本的负面影响出发，认为，信徒越虔诚，对作为内群体的宗教组织委身程度越高，他对外群体的信任度就越低（Welch ect.,2004）。

 

    学界对中国社会的宗教与信任的关系已有零星的成果。在社会信任方面，高师宁和杨凤岗（2009）教授通过对天主教徒的访谈资料分析，认为宗教信仰有助于提高人际信任和普遍信任。王佳和司徒剑萍（2010）的研究表明，无论何种宗教信仰都不会显著增强亲缘信任和熟人信任的水平，但却能显著增强普遍的外人信任，且基督宗教比佛、道教具有更高的教内信任程度。关于中国社会中宗教与政治信任关系的研究目前还鲜有涉及。

 

    相比一般的政治研究而言，在议题和研究取向方面，不论是国外，还是国内对宗教与信任的探讨都显得过于狭隘，其分析框架基本在宗教场景中进行，缺乏对嵌入其中的其它社会因素的考虑。

 

    基于此，本文不仅试图考察宗教信仰与政治信任的关系，而且还将此置于文化论与制度论的分析框架之下进行尝试性研究。我们的问题是：（1）包括宗教信仰和宗教性等因素对政治信任有何影响，这不仅是探讨宗教与政治信任间的关系，由于宗教属于中国社会中的一种亚文化，因此，也就有必要将它置于文化论框架下检验；（2）宗教类因素与世俗性因素中的文化类变量对政治信任的比较；（3）与文化因素相比，制度性变量对政治信任产生何种影响。

 

 

 

    基于先行研究的成果，本文首先有必要就政治信任与宗教信仰两个核心概念进行理论和可操作化梳理。

 

 

    前文对政治信任的界定进行了一定的介绍，但何谓中国的政治信任？此中的关键是对“政治”的理解。政治作为一个破来品，在中国大体有两种不同的理解。一是知识精英眼中的政治。它基本沿袭西方政治内涵的谱系，虽有着不同的界定，但基本限定于有别于经济和社会生活的特有领域，尤其是以行政政府为核心，是国家的活动，制定和执行政策的过程。二是老百姓眼中的政治。在中国传统社会脱胎于宗法制度，在此基础上，我们形成了“以一个中心元点（君主）出发的单向辐射性政治仪式形态；天、君、国、家长合为一体的政治认知，以‘忠’‘孝’为核心的伦理至上的政治评价模式，丧失主体性的政治依附情感……都打上极其深刻的臣属型烙印（金太军、王庆五，2006:5）”，这突出表现为家国同构的社会结构特征，一切具有公共性的领域都被视之为政治领域。1949年后，我们逐步建构起了总体性社会结构，借助单位制，社会整合主要是以行政性整合手段实现的，实现了政治、经济和意识形态三个中心的高度重叠，政治被高度意识形态化，经济和其他社会生活则是高度政治化（孙立平，2004:31）。在历史传统和现实社会结构的双重形塑下，民众对政府、立法和司法等机构并未有清晰的划分，可能都被视为是政治。

 

    由此，综合相关的先行研究，本文将政治信任分为弥散性政治信任（diffuse political trust）和特定政治信任（specific political trust）两类。前者主要立足于民众立场的政治，强调其对整个政治领域是否可信任的认知，后者则重点考察某些近似西方政治概念的某些领域，强调个体对具体政治部门信任度的判断，同时，本文结合我国总体性社会的结构特征，集中于行政——政府、立法——人大和司法——法院，以及政治行动者——公务员四个对象。

 

 

    宗教性的测量是一直是学术界的一个难点。20世纪60年代之前，西方社会学和心理学发展出各种单维测量法（Vernon, 1962），其共同之点是通过单一维度对信徒的宗教虔诚度进行测量。随后格洛克和斯塔克（Glock & Stark，1965）提出了影响深远的多维测量法，他们主要从体验、仪式、信念、知识和应用等层面进行测量，并认为这五种维度是互相独立的（Glock & Stark，1965）。但随后的研究对这些维度提出了质疑，如洛文塔尔认为，五个维度很难进行操作化处理，需要对许多有意义的测量方法进行界定（洛文塔尔，2002:4），还有学者基于经验研究发现，五个维度之间具有正相关系，具有交互的线性关系（Joseph E. Faulkner与Gordon F. De Jong，1966）。此后，一方面，有些学者对测量的维度进行不断的修正、精细化（Morton B.King & Richard A. Hunt，1969）；另一方面，有些学者通过对不同的维度进行分析认为，实质只存在两个基本的宗教取向类型：行为的与意识形态的（behavioral versus ideational），或是“表现出来（acted out）的”宗教与“内化在信仰和态度中”的宗教（Harold S. Himmelfarb，1975）。同时，在另外一个研究思路上，沃泊特和罗斯（Allport & Ross，1966）根据信徒是否以工具性或终极意义性的态度看待宗教，提出了外在-内在宗教取向模型（intrinsic-extrinsic orientation to religion）的测量模型。新近的研究基于对宗教性（religiosity，religiousness）和灵性(spirituality)的概念区分实现了突破（Roof，1989、1993、1997），而戴维（Davie,1990）基于英国的研究，提出了信仰但不归属的命题。这种思路不仅对宗教性的测量指出了新的方向，而且对宗教认同的概念也提出了质疑。

 

    正如西美尔将宗教视为一种的社会形式或客观的建制形式，而宗教性是个体的一种主观的社会精神结构态（西美尔，1998：xix）。我们在考察受访者的宗教认同可能需要同时考虑的宗教团体身份归属和自我信仰认同两个方面。而这种区分也更符合中国人的信仰特征（李向平，2010）。

 

    同时，在宗教性的测量维度方面，囿于问卷设计，本文主要选择仪式（宗教行为）、信念（宗教重要性认知）和应用（与不同信仰者交往）等作为测量指标。

 

    由此就建构起本文的基本思路。我们将因变量设置为弥散性政治信任和特定性政治信任。在数据处理方法上，对于弥散性政治信任，本文采用OLS回归。对于特定性政治信任，我们采用二分Logistic回归。鉴于此方面探讨的不成熟，我们定位于探索性分析，而不提出具体的研究假设。

 

 

    （一）数据来源

 

    本研究采用2007年世界价值观调查（World Value Survey）中国部分的数据。中国的调查由北京大学中国国情研究中心负责。他们采用多层PPS抽样，在中国大陆选取18-70岁间对象进行调查，其样本容量为2873份，最后的有效回收问卷为1991份。

 

    （二）变量设定及基本情况

 

    结合原始问卷的数据特征，以及我们采用的统计方法，本文将变量设定如下（见表1）：

 

    1. 因变量

 

    （1）弥散性政治信任。我们利用因子分析，从客观数据来反映受访者对他们所认为的政治领域信任的主观判断。在结果上，弥散性政治信任就是一个新生成的定距性变量。

 

    （2）特定性政治信任。如前所述，本文选择行政、立法、司法和公务员四个特定性政治信任的对象。为此，我们分别选取“中央政府信任”、“人大信任”和“法院信任”作为因变量。在原始问卷中，题项都是“很信任”、“信任”、“不太信任”和“根本不信任”，为便于分析，我们将“很信任”与“信任”合并为“高信任”，赋值为1；将“不太信任”和“根本不信任”合并为“低信任”，赋值为0，从而生成二分特征的变量。

 

    2. 自变量

 

    （1） 宗教团体归属认同。问卷中的宗教团体认同主要是询问对方的宗教归属，有基督教、佛教、伊斯兰教、东正教、道教、其它宗教和无信仰或无选择七个选项，由于选择道教、东正教和其它宗教的人数非常少，所以，我们将这三者合并为一个新的选项“其它宗教”，这样都组成了5个选项。据此，我们以基督教信仰为参照组，生成4个赋值为0、1的虚拟变量。

 

    （2） 自我信仰认同。宗教团体身份主要询问的是受访者有无宗教团体归属，考虑到中国人宗教信仰和我国国情的特殊性，问卷中还设计了“不管您是否参加宗教仪式，您觉得自己是有宗教信仰的人吗？”我们将“有宗教信仰的人”、“没有宗教信仰的人”和“坚定的无神论者”三个题项设置为2个虚拟变量。

 

    3. 控制变量

 

    3.1 宗教性控制变量

 

    （1）宗教行为。问卷问及受访者“除了婚礼、葬礼外，您多长时间参加一次宗教仪式？”我们依照次数的多少赋予1—8值间的值。

 

    （2）宗教重要性认知。在本问卷中，宗教重要性认知主要涉及受访者对“佛祖/上帝/真主/神明/在您生活中有多重要”问题，题项是从1（非常不重要）到10（非常重要）的值。

 

    （3）异教为邻居。测量宗教性的应用维度主要是考察其它维度在日常生活中的运用所达到的程度。我们选择该问卷的“您愿不愿意和不同宗教信仰者做邻居”一题，我们将“不愿意”赋值为0，将“愿意”赋值为1。

 

    3.2 个体先赋性变量。

 

    这包括年龄、性别。年龄为定距变量。我们将男性赋值为1，女性赋值为0。

 

    3.3 个体社会经济背景变量。

 

    这包括教育程度、家庭收入和主观阶层。教育程度的赋值分别为：0=没学历；1=小学；2=初中；3=高中（含中专）；4=大学（含中专）；5=硕士及以上。家庭收入从低到高的1~10的等级。主观阶层认同为下层、中下层、中层、中上层和上层，分别赋值为1~5。

 

    3.4 文化类变量

 

    （1）政治态度。政治态度主要集中于对受访者威权主义倾向的认知，它主要涉及 “您认为更加尊重权威是好事、坏事还是无所谓”，我们将“好事”赋值为1，“无所谓”为2，“坏事”为3；“应扩大私营经济成分还是国有经济成分”，题项是1-10间的值，我们将1-5合并为“支持扩大私营经济”，赋值为1，6-10合并为支持扩大国有经济，赋值为0；“假如我国采用这种政治体制：有一个不受人大选举干扰的强有力的领袖，您的态度”，我们将“非常好”和“好”合并为“需要强权领袖”，赋值为1，将“不好”、“非常不好”合并为“需要立法制衡”，赋值为0。

 

    （2）社会资本。社会资本的测量有着不同的方法。帕特南主张通过社会组织和公共事务的参与来进行测量（Putnam,2000）；福山则基本上将社会资本等同于社会信任（Fukuyama,1995）。结合问卷内容，本研究将社会资本分为组织参与社会资本、社会信任社会资本与人际关系社会资本。对于组织参与社会资本，我们对问卷中关于“运动/娱乐”、“教育/艺术/音乐/文化”、“工会”、“政治党派/团体”、“环境/生态保护组织”、“专业协会”、“人权或慈善组织”、“消费者协会”、“宗教团体”等组织的参与情况进行因子分析，提取四个共因子：公益和互益团体因子（包括环境/生态保护组织、专业协会和人权或慈善组织）、文体团体因子（包括运动/娱乐和教育/艺术/音乐/文化）、政治团体因子（包括工会和政治党派/团体）以及宗教团体因子（包括教会）。对于社会信任，我们延续大多数研究的做法，将“一般来说，您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处越小心越好”作为社会信任的一个关键指标，我们将“大多数人是可以信任的”赋值为1，“要越小心越好”赋值为0。同时，还考虑到对家人、邻居、熟人和第一次见面的人的人际信任状况，我们将“非常信任”和“比较信任”合并为“高信任”，赋值为1；将“不太信任”和“非常不信任”合并为“低信任”，赋值为0。

 

    3.5 政治绩效变量。问卷中可归为此类的有“您对自己家庭的经济状况满意度”，题项是从1（非常不满意）到10（非常满意）。“您觉得我国的民主程度”，题项为从1（一点儿也不民主）到10（非常民主）的值。在logistic回归中，本文再将此两变量进行两分，1-5为“低满意”和“低民主”，赋值为0，5-10为“高满意”和“高民主”，赋值为1。“您认为当前我国尊重人权吗？”，题项为四个定序变量，根本不尊重=1，不太尊重=2，有些尊重=3，很尊重=4。在在logistic回归中，我们将前两者合并为“低尊重”，赋值0，后两者合并为“高尊重”，赋值为1。

 

 

 

    根据上述思路，我们在宗教信仰的认定方面，分别选取问卷中“您属于哪一个宗教团体？”“下面我将列举一些组织，请问，您是这个组织（宗教/教会）的成员吗？”和“不管您是否参加宗教意识，您觉得自己是有宗教信仰的人吗？”三个问题进行测量。其频数分布如下表2和表4。

 

 

 

 

    由表2可知，有宗教团体归属的占样本总数的10.8%。从表2的数据来看，属于宗教组织的成员比率为9.6%，与10.8%较为接近。但同时，表3中没回答者占到89.2%，虽然其中可能有部分受访者不愿表明自己的宗教团体归属，但没有明确宗教团体归属的应占选择该项的主体，这与表4中宣称自己不归属任何宗教组织的89.1%大致相当。故此，一方面，我们可以基本接受信教和不信教人数的比例。另一方面，表3反映的情况需要我们做进一步的分析。因为受访者认为自己是有宗教信仰的人占到21.3%，坚定的无神论者只占17.5%。这种信仰生态既与西方社会出现的“信仰但不归属”有类似之处，也与中国人的信仰的私人化特征（李向平，2010）、宗教环境等有关。这也印证了我们之前的判断。

 

    在对特定对象的政治信任方面，不论是就宗教团体认同，还是就主观的自我信仰认同而言，不同宗教信仰间的差别不大，若将“非常信任”与“比较信任”合并为信任，将“比较不信任”与“非常不信任”合并为信任，基督教徒对中央政府、人大和法院的信任为96.3%、97.3%和84.2%；佛教徒的这方面比例分别为95.1%、90.9%和81% 91.3%；穆斯林为100%、100%和93.6%；其它宗教为100%、100%和91.7%；无信仰者对中央政府、人大和法院的信任为92.2%、91.9%和82.1%。宣称自己为有信仰者对中央政府、人大和法院的信任为93.6%、93.6%和82.9%，无宗教信仰者为92.5%、92%和83.1%；坚定的无神论者为93.8%、92.8%和79.9%（见表5和图1）。

 

 

 

    总体来看，基督教、伊斯兰教以及其它宗教的信任要较佛教高，而佛教又比无信仰者略高。自我宗教认同为有宗教信仰者较无宗教信仰和坚定的无神论者的信任程度要略高。但这似乎与学界的先验判断相吻合，但它们仅能反映样本的数据情况，为进一步讨论总体信任状况，我们借助于回归分析。

 

    四、进一步的数据分析和发现

 

 

    基于前面的分析，因变量除了问卷中有着明确对应问题的特定性政治信任外，我们还要确定民众心目中的政治领域。本文通过方差最大正交旋转法，对问卷中涉及的系统信任进行因子分析，并试图从中找出结果。

 

    根据表6的数据特征，对中央政府、人大、政党、公务员、法院、警察和军队的信任具有一致性，这些系统也符合本文前面对政治信任的判断，我们将之界定为弥散性政治信任。其它的信任因子分布界定为社会组织信任（包括对妇女组织、慈善组织、环保组织和工会的信任）、媒体信任（对新闻出版业、电视台的信任）和宗教组织信任（对宗教团体的信任）四类，其方差累积贡献度为73.31%。

 

	弥散性政治信任	社会组织信任	媒体信任	宗教组织信任
中央政府	.854	.069	.165	.119
人大	.847	.147	.170	.086
政党	.843	.113	.176	.051
公务员	.731	.281	.180	-.004
法院	.703	.396	.112	-.273
警察	.640	.498	.032	-.341
军队	.488	.210	.477	.090
妇女组织	.236	.794	.252	.162
慈善组织	.146	.773	.290	.232
环境保护组织	.220	.762	.301	.151
工会	.479	.481	.130	-.249
新闻出版业	.187	.263	.871	.022
电视台	.184	.281	.850	.010
宗教团体信任	.042	.274	.060	.829

注：Cronbach α=0.858，KMO值为0.860，巴特利特球体检验的显著性为0。

 

 

    为进一步探讨宗教信仰对弥散性政治信任的影响，我们采用OLS回归进行数据分析。为分析何种变量对弥散性政治信任有实质性的作用，我们以弥散性政治信任为因变量，首先对宗教团体认同（模型1）、自我信仰认同（模型4）进行回归分析，然后加入宗教性控制变量（模型2、5），最后再加入世俗性控制变量生成模型3和模型6【2】。

 

 

	宗教团体认同			自我信任认同
	模型1	模型2	模型3	模型4	模型5	模型6
宗教团体认同（参照组为基督教）
佛教	-.050	-.114	-.163*
伊斯兰	-.111	-.138	-.128*
其它宗教	-.049	-.085	-.161*
无信仰	.085	.093	.172
自我信仰认同（参照组为有宗教信仰者）
没有宗教信仰者				.107*	.019	.143
坚定的无神论者				.027	.090	.216
宗教性变量
宗教行为		—	—		—	—
宗教重要性认知		—	—		—	—
是否原因选择不同信仰者为邻居			—		—	—
个人先赋性变量			—			—
年龄			—<, ;, /DIV>,			—
性别			—			—
个人社会经济背景变量
婚姻			—			—
阶层认同			—			—
工作单位（参照组为政府和国有企事业单位）			—			—
私营企事业单位			.191			.126
民间非营利组织			-.034			-.064
其它组织			.019			-.094
文化类变量
尊重权威（参照组为不支持重视权威）			—			—
支持重视权威			.051			-.051
无所谓			.146			.147
支持经济所有制性质			—			—
强权领导			-.155			-.148
社会资本			—			—
组织参与社会资本			—			—
社会信任社会资本			—			—
政治绩效变量
收入满意度			-.316***			-.265**
人权状况			.365***			.349**

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

F	7.348	3.608	3.899	3.131	.753	3.620
模型sig	.000	.007	.000	.044	.473	.001
R2	.041	.067	.659	.009	.007	.584
VIF最大值	3.364	2.665	2.232	1.402	1.097	2.289

*p＜0.05, ** p≤0.01,*** p≤0.001

 

   在模型1-3中，第一，从整体来看，随着变量的加入，模型的R平方值也不 断增加，模型1的R²值仅为0.041，解释能力非常弱，而且回归系数都不显著性。模型2加入宗教性控制变量，并对其采取逐步回归分析，其R²值若有提高，为0.067，但其解释能力也较弱。当模型3加入其它世俗类控制变量，并对之进行回归分析后，模型的解释能力得以极大的提高，R²值上升到0.659。这种变量说明这些世俗类因素对弥散性政治信任有着显著作用。第二，从具体情况来看，当引入世俗类变量后，宗教信仰的sig值开始具有显著性。数据表明，基督教没增加一个单位，分别比佛教徒、穆斯林和其它宗教教徒的信任度高出6.3%、2.8%和6.1%。即基督徒比佛教徒、穆斯林和其它宗教教徒的信任度略高，而穆斯林又较佛教徒和其它宗教的信任略高，佛教徒和其它宗教徒则大致相当。由于无信仰的sig值不具显著性，仅能说明在本样本中，无信仰者的信任程度较基督徒高。第三，在世俗性控制变量中，具有统计显著性的因素为“收入满意度”和“尊重人权程度”，都为政治绩效变量。

 

    模型4-6大致表现出与模型1-3类似的特征。首先，从整体来看，随着世俗性变量的加入，模型的解释能力也得到增强，模型6的R²提高到0.584。其次，在直接将自我信仰认同与弥散性政治信任进行回归的模型4中，自我宣称没有宗教信仰者较自我宣称有信仰者的信徒度略高，仅高7%，几乎不存在太大差异。模型3、5和6的这一数据虽然没有显著性，但所反映出的样本中的趋势却是相似的。最后，加入世俗性控制变量后，宗教类因素都变得不显著，而具有统计显著性的因素仍是政治绩效变量中的“收入满意度”和“尊重人权程度”。

 

 

    本研究分别对中央政府信任、人大、法院和公务员系统信任进行二分Logistic回归。与对弥散性政治信任的回归分析一样，本文先对宗教认同进行分析，将宗教信仰变量作enter法分析，然后加入宗教性控制变量进行逐步回归，最后加入世俗类控制变量进行逐步回归。前两个步骤的结果也同于弥散性政治信任，宗教性变量没有进入模型，不论是宗教团体认同，还是自我信任认同，其回归系数都不具有显著性，即均无统计学意义。

 

    在加入世俗类变量，然后对所有变量采取逐步回归之后，得到8个模型，其中模型1、模型3、模型5和模型7分别是对政府、人大、法院和公务员系统的回归分析，采用的宗教归属是宗教团体认同变量；模型2、模型4、模型6和模型8则采用的是自我信仰认同变量（表10）。

 

	政府信任		人大信任		法院信任		公务员
	模型1	模型2	模型3	模型4	模型5	模型6	模型7	模型8
宗教团体认同变量 (基督教为参照组)
佛   教	—		—		—		—
伊斯兰教	—		—		—		—
其它信仰	—		—		—		—
无 信 仰	—		—		—		—
自我信仰认同（是宗教信仰者为参照组）
不是宗教信仰者		—		—		—		—
坚定的无神论者		—		—		—		—
宗教性变量		—
宗教行为	—	—	—	—	—	—	—	—
宗教重要性	—	—	—	—	—	—	—	—
异教邻居	—	—	—	—	—	—	—	—
个人先赋性变量
年龄	—	—	—	—	—	—	—	—
性别	—	—	—	—	—	—	—	—
个人社会经济背景变量
婚姻	—	—	—	—	—	—	—	—
阶层认同	—	—	—	—	—	—	—	—
工作单位（参照组为政府和国有企事业单位）
私营企事业单位	—	—	—	—	—	—	—	—
民间非营利组织	—	—	—	—	—	—	—	—
其它组织	—	—	—	—	—	—	—	—
文化类变量	—	—	—	—	—	—	—	—
尊重权威（参照组是坏事）
不支持重视权威	—	—	—	—	—	—	.287	463
无所谓	—	—	—	—	—	—	.069*	.091**
支持经济所有制性质	—	—	—	—	—	—	—	—
领导类型	—	—	—	7.125*	14.390*	—	—	—
社会资本
组织参与社会资本	—	—	—	—	—	—	—	—
社会信任社会资本	—	—	—	—	—	—	—	—
政治绩效变量
收入满意度	—	—	—	—	2.883*	2.284*	—	—
人权状况	7.187*	7.109*	—	—	2.891*	2.286*	7.520*	5.081*
-2 Log likelihood	56.308	56.223	58.345	60.654	119.761	119.439	71.632	82.936
模型sig	.007	.008	.006	.001	.006	.007	.000	.000
Over percntage	92.3	92.2	88.7	90.1	75.7	75.4	86.4	85.7

*p＜0.05, ** p≤0.01

 

    从8个模型的结果来看，宗教信仰认同和宗教性变量都未进入模型，而“尊重人权”变量则都进入大多数模型，并具有统计学意义。具体而言，在政府信任中，不论选择何种宗教归属，只有属于政治绩效变量中的“尊重人权”进入模型，并具有统计学意义，其社会意义为对人权状况持肯定态度者较否定态度者的政府信任度高，模型1中高7.187倍，模型2中高7.109倍。在人大信任中，属于文化类变量的“领导类型”具有统计学意义，认为需要立法制约领导人者对人大的信任度较持对立面者高，尊重人权只有在此回归模型中未进入，这可能与人大的立法和制约性质有关。在法院信任中，政治绩效中的“收入满意度”和“尊重人权”进入模型，具有统计学意义，对自己家庭收入满意者和对人权状况持肯定态度者的信任度高。在公务员信任中，除了“尊重人权”外，与科层制密切相关的权威类变量也具有显著性，那些对“更加尊重权威”的态度持“无所谓”者的信任度是认为是“好事”者的0.69或0.91倍，即低31%或9%。

 

 

    根据上述分析结果，本文得出以下结论：

 

    1.单纯的宗教信仰与弥散性政治信任无显著的影响，宗教信仰只有与政治绩效交互作用才对政治信任产生显著影响。为此，对宗教徒的政治信任而言，文化论和制度论的解释都具可行性。

 

    在讨论宗教与信任问题时，中西方社会的信任的确具有一定的共同性，但中国人的信仰却与西人具有极大的差异。一方面，“宗教在中国作为一个独立的社会组织以一种高度去中心化的模式出现”（杨庆堃，2007：306），宗教对于社会道德秩序的功能主要在于对来源于世俗伦理价值的认可。另一方面，多数中国人的信仰并不具有强烈的委身性，其信仰对世俗活动的影响有限。这“促使那些宗教徒必须在两种相异却又相容的经验领域中生活，保持精神的平衡……他们必须既与终极性相联系，也与尘世相联系。这些联系与需要在何时变得重要、急需，则完全取决于他们的现实生活的要求，取决于他们的政治、文化地位（李向平，2006：50）”。由于，我们应该摆脱过度社会化的分析逻辑，这种逻辑将信徒视为一个完全角色化了宗教人，宗教伦理的被动载体，而忽视了信徒内化宗教伦理的复杂性（李峰，2010），以及信徒首先作为一个社会人的存在。其行为还受到诸多非宗教的社会性因素的影响。

 

    另外，即便撇开对社会性因素的考虑，对宗教信仰认同与信任关系讨论的实质等同于对宗教教义与信任关系的研究，而这极易引起理论上的混乱，因为任何具有合法地位的宗教的教义都可能包含对政治领域的普遍信任和特殊信任的内容和要求。以基督教为例，如前所述，基于“原罪”论，一方面，我们可由此推论出由人组成的政治组织也就不可避免地具有人的缺点，为此，我们更多不是信任不信任政府，而是要如何限制和监督它；另一方面，由此我们还可以得出另外一种结论，即由于人有罪，因此，在世间也需要一个外在强有力的约束力量，即政府之类的政治组织，《圣经》如是说：“在上有权柄的，人人当顺服他，因为没有权柄不是出于神的，凡掌权的都是　神所命的。所以抗拒掌权的，就是抗拒神的命；抗拒的必自取刑罚。作官的原不是叫行善的惧怕，乃是叫作恶的惧怕。你愿意不惧怕掌权的吗？你只要行善，就可得他的称赞，因为他是神的用人，是与你有益的。你若作恶，却当惧怕，因为他不是空空地佩剑。他是神的用人，是伸冤的，刑罚那作恶的。所以你们必须顺服，不但是因为刑罚，也是因为良心。你们纳粮也为这个缘故，因他们是神的差役，常常特管这事。凡人所当得的，就给他；当得粮的，给他纳粮；当得税的，给他上税；当惧怕的，惧怕他；当恭敬的，恭敬他。（罗马书，13:1-7）”

 

    基于此，我们认为，如果认可中国人信仰的特殊性以及信徒首先是作为一个社会人的判断，那么，仅依靠宗教信仰来探讨政治信任是不合适的，即便加入宗教性变量也似乎不太符合实质实际，这与博帕（Popper；Tan, 2005）等西方学者的研究不同，我们必须考虑世俗性的因素。这样，文化论与制度论共同影响着弥散性和各种特定性政治信任。

 

    2. 在弥散性政治信任方面，与现有对中国政治信任的文化论取向不同，不是世俗性传统文化和价值观，而是作为亚文化存在的宗教信仰对弥散性政治信任产生影响。具体来说，宗教徒的政治信任普遍较高。相对而言，更具制度化的宗教的政治信任更高。具体而言，基督徒的弥散性政治信任程度较佛教徒、穆斯林和其它宗教徒要高，穆斯林又高于佛教徒和其它宗教徒，后两者则大致相当。自我宣称没有宗教信仰者较宣称有宗教信仰者的弥散性政治信任略高，但无太大差异。

 

    与中国人的政治信仰一样，作为其中一员的宗教信徒也表现出较高的政治信任。众多的社会信任和人际信任研究表明，有信仰者较无信仰者的信任度高（Welch ect.,2004；王佳、司徒剑萍，2010），我们的研究表明，无信仰者较有信仰者的弥散性政治信任要略高，考虑到调查和样本等原因，两者的差别不是太大。即信徒与非信徒在弥散性政治信任方面的态度大致相似，这与中国人的信仰特征也较为吻合。

 

    对于信徒而言，首先，基督教、伊斯兰教有着明确的对政治态度的规定；其次，作为一种亚文化，且具有高度组织性的宗教，其团结契约本身就会产生一种强大的信任资源；最后，在中国社会，宗教的合法性不仅要来自于灵性的被认可，还要得到政治和社会领域的认可，这使得其更有意识地积极融入社会，从而表现出更高的政治信任。这与斯密斯（Smith，2009）的研究不同，而与马克斯维尔（Maxwell, 2010）的判断一致。同样的原理也适应于穆斯林。

 

    3. 在弥散性政治信任方面，制度论的政治绩效具有直接的影响，其中，对家庭收入满意度与弥散性政治信任呈负相关，对人权的尊重程度与之呈负相关。

 

    诸多的表明，对政府绩效的认知和感受是影响政治信任的重要因素（Aberbach & Walker 1970），尼（Nye,1997）将政治信任流失的原因归为经济、文化和政治三方面。在经济方面，这主要表现为个体对现行政治体制给自我物质生活的满足程度，政治上则表现为对个体各种权利的保护。本研究也支持这些判断。

 

    4. 对于特定政治信任，宗教信仰之间以及信徒与非信徒之间并未表现出显著的差异，政治绩效类因素对政府、法院和公务员系统的信任具有显著影响，文化类因素对人大信任产生显著影响。

 

    与弥散性政治信任不同，个体与具体的政治部门和群体存在着直接的互动，为此，特定的政治信任可能更多不是基于认知，而是基于实际的感受。这样，政治部门的绩效就成为个体对其信任判断的重要依据，这在很大程度上消弭了信教与不信教区别。同时，基于部门的不同，影响信徒信任的因素也有所细微区别。

 

    对于宗教信徒的政治信任而言，本研究既有与现有成果相互印证一面，也有不一致的一面。如有学者认为社会、政治信任和社会资本间并不一定存在着较强的相关性（Newton,2001；马德勇，2007），我们的研究也显示出相同的特征。彭心安（2010）提出阶层政治信任的差异，王向民（2009）指出不同年龄群体的政治信任差异。但我们的研究现实，对于信徒而言，这些似乎都不成立。

 

    当然，如前所述，本研究仅是试探性的研究，其中既有理论层面，也有数据层面的原因。在数据上，一方面，本研究所采用的数据并非专门针对本问题研究宗教与信任设计，为此，在有些指标的选择上还存在着极大的主观性，如政治态度和政治绩效变量的选择可能并非最优，对政府的信任仅只能选择问卷中有的对中央政府的信任，而中国人对不同级别的政府具有不同的信任态度（Li Lianjiang，2004；肖唐镖、王欣，2009；胡涤非，2010）。另一方面，虽然从性别、年龄等世俗性指标来检验可知问卷的数据具有较强的信度和效度，但在宗教团体归属中，天主教信徒没有出现，这与现实的宗教生态明显不符。因此，本研究更大的价值可能是抛砖引玉，期待更具专题性的实证研究。

 

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注释：

【1】 http://www.youth.pku.edu.cn/show_more.php?tkey=&bkey=&doc_id=2992
【2】进行回归分析之前，我们对所有的自变量进行相关矩阵分析，同时综合本研究的问题，故将家庭收入、教育程度和对民主程度的判断等变量删除。

 

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