高等教育与社会信任：基于中英调查数据的研究，本文主要内容关键词为：高等教育论文,中英论文,社会论文,数据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
长期以来，社会信任是众多学科关注的热门课题。所谓社会信任，又称普遍信任，是指对陌生人或社会上大多数人的信任，它反映了个体对人性善的信赖。①社会信任作为社会资本的重要组成部分，②关乎一个国家的经济增长和文明进步，是一个社会能否良性运行的保障，③因为它不但有助于化解集体行动困境，减少经济与社会交易的成本，而且是善治的润滑剂。④很多国家的政府和相关机构都将社会信任作为社会评价的重要指标。
有关社会信任形成的研究主要有两大类：一类是从国家或社会的层面探讨社会信任的宏观差异，将社会文化、价值规范与制度安排视为影响社会信任形成的主要因素。社会文化与价值规范有可能形成一个激励结构，从而敦促人们在日常生活中践行互信规则。⑤当社会因急剧变迁而处于失范状态时，我们往往观察到更多互不信任甚至欺诈的现象。⑥制度安排也会影响社会信任水平，如一个社会的制度在总体上的公正性、可信性和效率度，都会对信任的产生及其维系产生作用。⑦
另一类是在个体层面探讨社会信任微观差异存在的原因，侧重考察个体客观因素与生活经历的影响，例如人口特性、经济状况、个体的流动性以及受教育程度等因素的作用。阿勒斯纳和李涛等人的研究都发现：个体社会信任水平会随年龄的增长而提高；一个人的收入和地位越高，其信任陌生人的可能性越大；而住所和工作稳定的个体，往往具有更高的社会信任水平。⑧另外，有研究表明，社会信任水平与受教育程度成正比，⑨其中，高等教育还被普特南视作影响个体信任形成的最重要因素。⑩
本研究主要探讨高等教育对社会信任的影响。在已有研究中，学者主要从以下两方面阐述高等教育对社会信任形成的积极作用。首先，根据经典人力资本理论，高等教育因传播知识与技能，而有助于个体获得较好职位、较丰收入和较高社会地位，对个体的发展具有经济效应。(11)而个体经济状况的好坏与其对陌生人的信任直接相关，因为在经济资源上的优势为其应对社会交往中的决策风险提供了物质保障。什托姆普卡和王绍光等人提出“相对易损性”(relative vulnerability)概念，用以表示“甲对乙失信所可能带来的损失有多大的承受能力”。他们认为，一个人掌握的资源越少，相对易损性越高，就越有可能因害怕风险而不敢信任他人。反之，一个人掌握的资源越多，相对易损性越低，就越有可能信任他人。(12)此外，经济状况较好的人们往往生活于更为安全舒适的社区，他们成为犯罪受害者的可能性更低，因而往往具有更高的安全感，从而更有可能信任陌生人。(13)
其次，高等教育强调道德规范的培育和健全人格的塑造，担负传承社会文化和提高公民素质的职责，对个体社会信任的形成具有非经济效应。(14)在有关高等教育系统规范理论的论述中，克拉克认为，高等教育机构可以通过开设人文课程，增进个体对文化传统的认识；可以通过组织各种活动，引导个体参与公共讨论，增进对民主和社会的理解，增强对文化传统与社会制度的认同。(15)另外，高等教育机构为不同的社会群体提供了互动与合作的机会，由此可以增进群体间的了解，加强隶属不同群体的个体对社会规范价值的共识。(16)而有了共识，人们在互动过程中对他人的社会行为就会有较高的预测度，从而更有可能信任陌生人。在这个意义上，高等教育能够通过增强个体对价值规范及制度安排的认同进而促进社会信任的形成。
有关高等教育影响社会信任形成的作用机制，现有文献以理论探讨居多，缺乏经验研究。本文利用2003年中国综合社会调查(China General Social Survey)和2008年英国全国儿童发展研究(National Child Development Study)的数据，探讨中英两国的高等教育对社会信任形成的影响。之所以选择中英两国进行研究，出于以下两个原因：首先，中国和英国分别是东西方社会的典型代表，我们预期高等教育影响社会信任的机制可能会因两国在文化背景、社会结构与经济发展水平上的差异而不同。因此，考察中英两国高等教育与社会信任之间的关系，不但可以为社会信任研究提供新视角，而且对中国高等教育改革和诚信社会建设具有启示意义。其次，选择中英两国进行比较研究，还与数据的可及性有关。中国综合社会调查和英国全国儿童发展研究调查，都是有关个人发展及其价值认同情况的全国性调查，且有关社会信任的调查指标相同或类似。因此，可以应用相同的模型设定，利用这两个数据库探讨中英两国高等教育影响社会信任的机制。
二、假设、数据与模型
本文主要有两个研究目的：一是在微观层面上测量中国和英国的高等教育对社会信任的作用效应；二是探讨中英两国高等教育对社会信任形成的具体作用机制。基于前文对高等教育促进社会信任形成机制的讨论，本文提出以下两个假设：(1)高等教育通过提高个体经济成功的可能性而促进社会信任的形成(“经济效应假设”)；(2)高等教育通过增强个体对价值规范及制度安排的认同而促进社会信任的形成(“非经济效应假设”)。我们利用中英两国的数据，分别检验这两个机制在不同社会背景中的有效性。
要实现这两个目的，关键是在社会信任的模型构建和实证分析过程中，区分易受高等教育经历影响的当前变量和不受高等教育经历影响的人口特性及早期成长背景变量。在经验研究中，学者经常用受教育程度、人口特性以及当前的经济情况、生活状态和认同态度等指标(本文称之为“当前变量”)，去解释个体社会信任的微观差异。然而，这些当前变量一般深受教育水平的影响。若将受教育程度及当前变量一并引入社会信任回归方程，势必影响在教育与社会信任关系上所得出的因果推论的可信度。(17)因此，本文首先在控制了人口特性和早期成长背景影响的前提下，测量高等教育对社会信任的作用效应。在此基础上，我们再分别将反映被调查者当前经济地位与认同态度的指标引入回归分析，通过比较高等教育变量在各个社会信任方程中的解释份额，考察高等教育的经济效应机制和非经济效应机制在不同社会中的具体作用情况。
我们所使用的2003年中国综合社会调查，由中国人民大学社会学系和香港科技大学调查研究中心合作完成。该调查主要搜集了城镇居民的个人及家庭情况、经济活动、认同态度等信息，其有效样本个数为5894，样本年龄分布为15—77岁。2008年英国全国儿童发展调查由纵向研究中心(Centre for Longitudinal Studies)主持完成。工作人员对出生于1958年3月3日至9日的英国公民进行了大规模的调查，搜集到的信息十分丰富，包括被调查者的个人及家庭情况、健康状况、教育发展、经济活动、认同态度以及住房条件等信息，有效样本个数是4866。需要指出的是，英国的被调查者来自相同的出生同期群(birth cohort)，为进行有效对照，本文对2003年中国综合社会调查的样本进行了处理，保留1429名出生于1950年代的被调查者，平均年龄约48岁。因此，在本研究中，有关社会信任、经济状况和认同态度的信息，都来自在21世纪初对中英两国年龄介于44—53岁之间的群体所做的抽样调查。另外，2008年英国全国儿童发展调查是系列追踪研究的最近一次调查，本研究还从1958年和1974年的调查中，获取了有关被调查者的人口特性和早期成长背景的数据。
2003年中国综合社会调查和2008年英国全国儿童发展调查都采用以下问题测量社会信任：“一般来说，您认为社会上大多数人可以信任吗？”这一测量方法起源于诺艾尔-诺依曼(Noelle-Neumann)于1948年在西德开展的调查，后来被广泛运用于有关社会信任的实证研究。在本研究中，当被调查者对这一问题的回答是“认可”或“一般认可”时，其回答被赋值为1，若其明确选择“不认可”或者“不清楚”，(18)则其回答被赋值为0。对于这两个调查样本的高等教育变量，我们使用了类似的赋值方法：当被调查者受教育程度为大专或以上时，高等教育变量被赋值为1，反之为0。
人口特性和早期成长背景因素包括性别、民族或种族、成长地区、父母受教育情况。同时，我们以家庭变故(父母去世或离婚)作为英国被调查者早期成长背景的一个指标。中国社会综合调查没有关于个体早期家庭变故的信息，我们使用被调查者上山下乡的经历作为替代指标。上山下乡运动是20世纪50—70年代青年离开城市，到农村“接受贫下中农再教育”的政治运动。对很多出生于1950年代的被调查者(约30％)而言，上山下乡是他们早期生活的重要组成部分，对其人生轨迹有着深刻影响。以上指标均为虚拟变量，是在社会信任回归方程中所使用的基本解释变量，其具体赋值如下：当被调查者为女性时，性别变量的赋值为1，若为男性则赋值为0；若被调查者为少数民族或少数族裔，其族群变量的赋值为1，汉族或白人被调查者在该变量上的赋值为0；如果被调查者在少年时期生活于城市地区，其成长地区的变量被赋值为1，反之为0；有关父母受教育程度变量的赋值，在中国样本中，若被调查者的父(母)亲曾经有一年或以上的高中教育经历，则该变量的赋值为1，反之为0，对于英国的被调查者，如果他们的父(母)亲有高中或以上文凭，父(母)亲受教育程度变量的赋值为1，反之为0；如果中国被调查者曾经参加过上山下乡运动，上山下乡变量的赋值为1，反之为0；若英国被调查者早期经历家庭变故，其家庭变故的变量赋值为1，反之为0。有关这些变量的统计描述见表1。
本研究采用线性概率模型研究高等教育经历对个体“信任社会上大多数人的概率”(下称“社会信任概率”)的影响，(19)回归方程如等式(1)所示。其中，y代表结果变量，即社会信任；控制变量包括：he(高等教育)、gender(性别)、ethnicity(族群)、city(成长地)、feduc(父亲受教育状况)、meduc(母亲受教育状况)、lifeexp(在中英数据的回归方程中分别代表上山下乡经历和家庭变故)、age和agesqrt(分别代表年龄和年龄二次项变量；因为英国的被调查者来自相同的出生同期群，这两个变量只出现在中国的回归方程中)。等式(1)中的高等教育系数
反映了在人口特性和早期成长背景一致的条件下，高等教育对个体社会信任概率的影响。(20)
为了获取充分的证据支持高等教育促进社会信任形成的经济效应假设和非经济效应假设，本文首先需要确认高等教育能够提升个体在经济上的成功以及高等教育可以增强个体对价值规范及制度安排的认同，然后再分别将有关被调查者当前经济地位和认同态度的指标(相关变量的定义及赋值见表2)引进等式(1)，依次构建等式(2)和等式(3)，通过比较高等教育变量在各个社会信任方程中的解释份额，间接识别高等教育作用于社会信任形成的经济效应和非经济效应。
等式(2)中的当前经济状况指标包括个体接受调查时的收入情况(income)、富裕程度(financial)、工作社会地位(jobsc)和工作性质(jobfunct)。中国综合社会调查和英国全国儿童发展研究在这几方面均提供了相关信息。(21)该方程的高等教育系数
表示，在人口特性、早期成长背景和当前个体经济状况一致的情况下高等教育对社会信任的影响。如果回归分析结果显示等式(2)中的高等教育系数估计值显著小于等式(1)中的系数估计值，且有证据表明高等教育对个体的收入状况和工作地位具有积极而显著的影响，那么说明高等教育通过提升个体在经济上的成功(即经济效应)促进了社会信任的形成。一般而言，高等教育系数估计值变化越大，越能说明高等教育的经济效应在社会信任形成过程中的作用。
等式(3)在等式(1)的基础上引进hetergroup、lawvalidity、distribution和civil这四个变量，分别代表被调查者对异质群体之间的平等性、严厉法律的必要性、收入分配的公平性以及公民权利或法律权利的平等性等问题的看法。对异质群体平等性的态度反映了被调查者在因社会群体异质性而产生的利益多元化上的立场。一旦个体认为不同社会群体之间没有共同规范价值或存在利益冲突，他对不同社会群体拥有平等权利这一道德规范的接受度就会降低，而该个体对他人具有合作意愿的信任也相应降低。(22)对严厉法律必要性的看法反映了被调查者对因社会价值认同的异质性和信息分配的不对称性而可能导致的道德风险的态度。(23)倾向于要求国家采取更严格的监管和使用更严厉的刑罚的人们，通常对价值观念共识的存在持有悲观态度，他们更担心因信息分配的不对称性而在社会交往中被欺骗或利用。个体对资源分配的公平性以及公民权利或法律权利平等性的感知，同样与其社会信任情况密切相关。(24)公平、公正的资源分配制度和诚信监管机制，有助于信任的产生和维持。一个人越认为分配制度、法律制度和公共机构是不可信的或不公正的，越不相信不诚信行为能被防止或得到惩罚，因而对他人的信任度也越低。
英国全国儿童发展研究的问卷提供了与以上四个认同态度变量相应的指标：对种族平等的态度、对严厉法律的偏好、对社会财富分配公平性的认知以及对法律公平性的看法。中国综合社会调查在认同态度指标的设计上与英国有所不同，差异主要体现为前者缺乏有关被调查者如何看待严厉法律的必要性的信息。不过，其他三个认同态度变量在问卷中都有相应的指标，分别是对农民工平等权利的态度、对社会财富分配公平性的认知以及对讨论国家事务这一权利的看法(具体定义及相关赋值，参见表2)。(25)
等式(3)中的高等教育系数
表示，在人口特性、早期成长背景以及个体的认同态度一致的情况下，接受了高等教育的群体和未接受高等教育的群体在社会信任上的差异。如果等式(3)中的高等教育系数估计值显著小于等式(1)的系数估计值，且高等教育对个体的认同具有积极而显著的影响，表明高等教育可通过增强个体对价值规范及制度安排的认同(非经济效应)而促进社会信任的形成。一般而言，高等教育系数估计值变化越大，越能说明高等教育的非经济效应在社会信任形成过程中的作用。
三、实证分析
分析步骤如下：首先依照等式(1)测量中英两国的高等教育对社会信任的影响，主要的回归结果反映在表3中；然后就高等教育与个体当前的经济状况和认同态度之间的关系进行回归分析，相关结果列于表4；最后依照等式(2)和等式(3)分别检验高等教育的经济效应假设和非经济效应假设，所得发现见表5。
表3显示，等式(1)中的高等教育系数，基于中国调查数据的回归估计值为0.115，基于英国调查数据的回归估计值是0.138，显著性水平均低于1％。换言之，在人口特性、早期成长背景一致的条件下，中国接受了高等教育的被调查者，其社会信任概率比没有接受过高等教育的被调查者高11.5个百分点；而在英国，接受了高等教育的被调查者，其社会信任概率比没有接受高等教育的被调查者高出13.8个百分点。这说明，两国的高等教育都促进了社会信任的形成，且作用效应的大小程度相似。
表3还报告了等式(1)中其他解释变量的回归结果。首先，社会信任在两国具有一定的性别差异。中国女性群体的社会信任概率比男性低5个百分点，而英国女性群体的社会信任概率比男性稍高。其次，民族或种族差异对社会信任的影响在统计上并不显著，青少年时期生活地域的差异与社会信任的关系也不大。再次，父母(尤其是母亲)的受教育情况，对个体的社会信任有着积极的影响。最后，早期的生活经历是决定社会信任的重要因素。在中国，具有上山下乡经历的群体，其社会信任概率显著低于没有这一经历的群体。英国的分析结果也显示，早期生活中的创伤性经验(即家庭变故)，会阻碍社会信任的形成。通过比较回归方程所有参数的估计值，我们可以看到，高等教育是对社会信任影响最大的因素，普特南的观点在我们的经验研究中得到了证实。
至于高等教育与当前经济状况及认同态度的关系，我们在进行回归分析时同样控制了人口特性、早期成长背景这些变量，但为了解释上的方便，文章没有报告这些变量的回归系数。表4所显示的回归发现与人力资本理论相符：高等教育能够帮助个体获得较丰厚收入和较高社会经济地位。具体而言，中英两国接受了高等教育的公民，其当前的年收入低于1万元人民币或周收入低于200英镑的概率显著低于没有接受高等教育的本国公民。另外，高等教育也显著降低了个人生活贫困的可能性。在就业上，接受过高等教育的群体更有可能从事管理性职务，从事体力劳动的可能性也明显低于没有高等教育经历的被调查者。
有关高等教育对认同态度形成的影响，基于中英两国数据的回归结果存在较大差异。我们没有观察到中国的被调查者因高等教育经历的有无，而在“异质群体是否应被一视同仁”、“现行收入分配制度是否公平”、“公民权利是否应该平等”这些认同态度方面表现出明显差异。但对英国的被调查者而言，是否接受过高等教育在很大程度上影响了他们的认同态度：有高等教育经历的群体对异质群体的接受度更高，对当前法律监管力度的信心更大，对现行分配制度和法律制度公平性的认同感更强。
表3的回归结果表明了高等教育对社会信任具有积极影响，不过其中的信息只反映了影响程度，没能揭示高等教育对社会信任形成的影响途径。表4的回归结果显示，中英两国的高等教育都显著地提升了个人的经济境况，而且英国的高等教育还有效地增强了个体对价值规范与制度安排的认同。那么，这是否说明在中国，高等教育以其经济效应作为影响社会信任的一个主要实现途径，而英国的高等教育不仅通过提高个体的经济地位，还通过增强个体对价值规范和制度安排的认同而作用于社会信任的形成？对此，本研究在控制人口特性、早期成长背景变量的基础上，分别引进被调查者在接受访问时的经济状况和认同态度指标，对社会信任进行四组回归分析，相应的实证发现列于表5。其中，组(1)和组(2)报告了基于中国调查数据并分别依照等式(2)和等式(3)所获得的回归结果；组(3)和组(4)报告了基于英国调查数据并分别依照等式(2)和等式(3)所获得的回归结果。
组(1)的回归结果显示，对于中国被调查者，个人收入、富裕程度、工作社会地位和工作性质均与社会信任有显著关系。在其他条件相同的情况下，年收入为1万元或1万元以下的被调查者，其社会信任概率比年收入在1万元以上的被调查者低5.7个百分点；生活贫困的被调查者的社会信任概率比其他被调查者低5.2个百分点；不从事管理工作的被调查者，其社会信任概率比具有管理职务的被调查者低6.7个百分点；另外，体力劳动者的社会信任概率比脑力劳动者低4.8个百分点。在引进个体经济状况指标之后，高等教育系数的估计值仅为0.052，在统计上也不显著。而表3显示同一变量在引进个体经济状况指标之前的系数估计值为0.115，换言之，引进个体经济状况指标使高等教育系数估计值下降了55％。因此，高等教育影响社会信任形成的经济效应假设在中国的调查数据中得到经验支持。
组(2)的回归结果显示，在中国，对现行收入分配制度抱有负面看法的被调查者，其社会信任概率比持正面看法或者对此看法不清楚的被调查者低5个百分点，并且回归系数在统计上显著。那些认为城镇居民与农民工待遇差别合理或者认为讨论国家事务的权利应因人的才能和学历而异的被调查者，其社会信任概率比其他被调查者低约1个百分点，然而这两个解释变量的回归系数在统计上并不显著。可以看到，在引进对价值规范和制度安排的认同态度指标之后，高等教育系数的回归估计值为0.115，显著性水平远低于1％。这个回归估计值与引进有关价值规范和制度安排的认同态度指标之前的系数估计值基本相同。因此，我们没有在中国调查数据中找到证据，以证明高等教育通过影响个体的认同态度而促进社会信任形成这一非经济效应假设。
组(3)的回归结果显示，对于英国的被调查者，个人收入、富裕程度和工作社会地位都是影响社会信任之个体差异的重要因素。在其他条件保持不变的情况下，周收入为200英镑或以下的被调查者，他们的社会信任概率比周收入高于200英镑的被调查者低4.4个百分点；生活贫困的被调查者，其社会信任概率比其他被调查者低9.6个百分点；无管理职务的被调查者的社会信任概率比有管理职务的被调查者低3.5个百分点。在引进个体经济状况指标之后，高等教育系数的回归估计值为0.116，显著性水平远低于1％。表3显示同一变量在引进个体经济状况指标之前的系数估计值为0.138，即引进个体经济状况指标使高等教育系数估计值下降约16％。表4的回归结果已显示，中英两国的高等教育对个体经济状况都有积极影响，但这一影响在中国表现得更为明显。由此可见，英国的高等教育在一定程度上通过其积极的经济效应促进了个体社会信任的形成，但其经济效应明显小于中国。
组(4)的回归结果显示，在英国，介意同事种族的被调查者的社会信任概率比完全不介意者低7.4个百分点；认为现有法律应更加严厉的被调查者的社会信任概率比不同意这一观点的被调查者低10.3个百分点；对现行收入分配制度持有负面看法的被调查者，社会信任概率比持有正面看法的被调查者低3.5个百分点；认为个人在法律面前会因贫富差距而存在权利不平等的被调查者，其社会信任概率比其他被调查者低8.7个百分点。所有的认同态度指标对社会信任的影响都具有统计显著性。在引进个体对价值规范和社会制度的认同态度指标后，高等教育系数的估计值下降了45％。同时，表4的回归结果证实高等教育能明显加强个体对价值规范与制度安排的认同。由此可见，英国高等教育所产生的非经济效应对个体社会信任的形成具有显著作用。
需要指出的是，出生于1950年代的中国被调查者具有一定的时代特殊性。他们在青少年时期经历了“文化大革命”等各种政治运动，大部分人还因高考取消而失去在适龄阶段接受高等教育的机会。为进一步验证研究发现的可信度，我们用出生于1960年代的中国被调查者的数据重复了本节所有回归分析。结果发现，基于这两个不同时代的被调查者的数据的回归发现基本一致。(26)其中，在等式(1)的基础上引入个体经济状况作为社会信任的解释变量后，高等教育系数的回归估计值下降约40％，而引入个体的认同态度指标没有显著改变高等教育系数的估计值。
四、结论
本文利用2003年中国综合社会调查数据与2008年英国全国儿童发展研究的数据，探讨高等教育与社会信任的关系。我们首先在控制人口特性和早期成长背景影响的前提下，测量高等教育对社会信任的作用效应。研究发现，中英两国的高等教育都有效地促进了个体社会信任的形成。在此基础上，本文将当前经济地位和认同态度指标引入回归分析，通过比较高等教育变量在各个社会信任方程中的解释份额，间接检验高等教育的经济效应假设和非经济效应假设。分析结果显示，在中国，高等教育以其经济效应机制作为影响社会信任形成的重要实现途径，非经济效应假设并未获得经验支持。在英国，经济效应假设和非经济效应假设都获得经验证据的支持，但高等教育更主要是经由非经济效应机制，即通过加强个体对价值规范与制度安排的认同而对社会信任的形成发生作用。
培育社会信任是中国社会建设的重要任务，而高等教育可以在信任培育过程中发挥主要作用。本研究显示，中国已经很好地释放了高等教育的经济效应，即有效地通过改善个体的经济社会地位而提高社会信任水平；但是，在通过高等教育增进个体对价值规范和制度安排的认同方面仍有很大的完善空间。因此，中国应进一步改进高等教育的教育模式和教育理念，通过不断深化的改革，完善社会制度，创造更加公平的环境，从而更好地发挥高等教育的非经济效应在社会信任培育中的作用。
*英国纵向研究中心(Centre for Longitudinal Studies)Maggie Hancock女士协助整理英国数据，阿姆斯特丹大学和马斯特里赫特大学“Wider Benefit of Education”研究项目对本研究提供资助，《中国社会科学》匿名审稿人提出修改建议，特此致谢。
责任编审：冯小双
注释：
①Jan Delhey and Kenneth Newton,"Predicting Gross-National Levels of Social Trust:Global Pattern or Nordic Exceptionalism?" European Sociological Review,vol.21,no.4,2005,pp.311-327；有关人际信任的概念探讨，参见杨中芳、彭泗清：《中国人人际信任的概念化：一个人际关系的观点》，《社会学研究》1999年第2期。
②James S.Coleman,Foundations of Social Theory,Cambridge:Harvard University Press,1990; Robert D.Putnam,Making Democracy Work:Civic Traditions in Modern Italy,Princeton:Princeton University Press,1993.
③Stephen Knack and Philip Keefer,"Does Social Capital Have an Economic Payoff? A Cross-Country Investigation," Quarterly Journal of Economics,vol.112,no.4,1997,pp.1251-1288; Francis Fukuyama,Trust:The Social Virtues and the Creation of Prosperity,New York:Free Press,1995.
④Robert D.Putnam,Making Democracy Work:Civic Traditions in Modern Italy; Stephen Knack,"Social Capital and the Quality of Government:Evidence from the States," American Journal of Political Science,vol.46,no.4,2002,pp.772-785.
⑤Jack Knight,"Social Norms and the Rule of Law:Fostering Trust in a Socially Diverse Society," in Karen Cook,ed.,Trust in Society,New York:Russell Sage Foundation,2003,pp.354-371；张维迎等：《信息、激励与连带责任》，《中国社会科学》2003年第3期。
⑥Piotr Sztompka,Trust:A Sociological Theory,New York:Cambridge University Press,1999,pp.151-190；李汉林、魏钦恭、张彦：《社会变迁过程中的结构紧张》，《中国社会科学》2010年第2期。
⑦Paul Zak and Stephen Knack,"Trust and Growth," Economic Journal,vol.111,no.1,2001,pp.295-321；张维迎：《法律制度的信誉基础》，《经济研究》2002年第1期。
⑧Alberto Alesina and Eliana La Ferrara,"Who Trusts Others?" Journal of Public Economics,vol.85,no.2,2002,pp.207-234；李涛、黄纯纯、何兴强、周开国：《什么影响了居民的社会信任水平？》，《经济研究》2008年第2期。
⑨Stephen Knack and Philip Keefer,"Does Social Capital Have an Economic Payoff? A Cross-Country Investigation," pp.1251-1288; Toshio Yamagishi,"Trust as a Form of Social Intelligence," in Karen Cook,ed.,Trust in Society,pp.121-147.
⑩Robert D.Putnam,"Bowling Alone:America's Declining Social Capital," Journal of Democracy,vol.6,no.1,1995,pp.65-78.
(11)Theodore Schultz,"Investment in Human Capital," American Economic Review,vol.51,no.1,1961,pp.1-17.
(12)Piotr Sztompka,Trust:A Sociological Theory；王绍光、刘欣：《信任的基础：一种理性的解释》，《社会学研究》2002年第3期。
(13)John Brehm 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.
(14)John Brubacher,On the Philosophy of Higher Education,San Francisco:Jossey-Bass,1982；刘宝存：《大学理念的传统与变革》，北京：教育科学出版社，2004年，第241—248页。
(15)Burton Clark,The Higher Education System:Academic Organization in Cross-National Perspective,Berkeley and Los Angeles:University of California Press,1983.
(16)Roderick Kramer,"Collective Paranoia:Distrust between Social Groups," in Russell Hardin,ed.,Distrust,New York:Russell Sage Foundation,2004,p.152.
(17)有关因果推论的详细介绍，参见Judea Pearl,Causality:Models,Reasoning,and Inference,New York:Cambridge University Press,2000.
(18)现有文献普遍将回答为“不清楚”的被调查者归为社会信任较低的一类，例如Alberto Alesina and Eliana La Ferrara,“Who Trusts Others?”李涛、黄纯纯、何兴强、周开国：《什么影响了居民的社会信任水平？》，《经济研究》2008年第2期。在本文所使用的两个样本中，选择“不清楚”的被调查者人数不多，不到0.5％的中国被调查者选择此项，而英国被调查者约有8％选择此项。经过我们的验证，将“不清楚”选项视为缺失值的处理方法，所得到的实证发现与将其赋值为0的处理方法所得的结果基本一致。
(19)线性概率模型会出现异方差(heteroskedasticity)，但通常情况下对最小二乘法(OLS)的统计检验结果没有太大影响。线性概率模型的回归系数表示因解释变量的变化所导致的成功概率(probability of success)的变化，系数之间可进行直接比较，所以常见于对含0—1结果变量的应用研究中(参见Joshua Angrist and J
rn-Steffen Pischke,Mostly Harmless Econometrics:An Empiricist's Companion,Princeton:Princeton University Press,2008,p.36)。本文运用线性概率模型的目的是为了方便评估高等教育对社会信任的影响，更好地检验高等教育的经济效应假设与非经济效应假设。
(20)本文没有将高等教育可能出现的内生性问题作为研究重点。目前并没有证据证明，在社会信任的经验研究中，教育的内生性问题会导致明显的偏差估计，这方面的具体研究参见Jian Huang,Henriette Maassen van den Brink and Wim Groot,"A Meta-Analysis of the Effect of Education on Social Capital," Economics of Education Review,vol.28,no.4,2009,pp.454-464.在对英国全国儿童发展调查数据库的分析中，黄健等人采用参数和非参数估计方法，测量不同教育程度对社会信任概率的影响。他们发现，使用工具变量估计(IV estimation)、非参数边界估计法(nonparametric bounds estimation)和最小二乘法，分析结果基本保持一致。参见Jian Huang,Henriette Maassen van den Brink and Wim Groot,"Does Education Promote Social Capital? Evidence from IV Analysis and Nonparametric-Bound Analysis," Empirical Economics,vol.42,no.3,2012,pp.1011-1034.
(21)中国被调查者年收入在1万元或以下、生活贫困、非管理者、其工作性质为蓝领的比例分别为58.3％、28.5％、66.8％、63.9％；英国被调查者周收入在200磅或以下、生活贫困、非管理者、其工作性质为蓝领的比例分别为14.4％、5.2％、54％、51.7％。
(22)Jack Knight,"Social Norms and the Rule of Law:Fostering Trust in a Socially Diverse Society," pp.354-371.
(23)Todd H.Chiles and John F.McMackin,"Integrating Variable Risk Preferences,Trust,and Transaction Cost Economics," Academy of Management Review,vol.21,no.1,1996,pp.73-99.
(24)张静：《信任问题》，《社会学研究》1997年第3期；Margaret Levi,"A State of Trust," in Valerie Braithwaite and Margaret Levi,eds.,Trust and Governance,New York:Russell Sage Foundation,1998.
(25)中国被调查者认为农民工与城镇居民之间应存在差别待遇、收入分配制度不公、讨论国家事务的权利应因人而异的比例分别为8.6％、85.2％、36.1％；英国被调查者对同事种族有所介意、支持法律应更严厉、认为收入分配制度不公、坚持法律权利因财富多寡而不同的比例分别为10.4％、73.8％、65.8％、50.8％。
(26)我们没有使用接受访问时年龄在30岁以内(即出生于七八十年代且平均年龄为24岁)的中国被调查者的数据重复本文的实证分析。一方面，在这个年龄段，已接受高等教育的青年群体因较晚进入就业市场，与未接受高等教育的青年群体在工作经验上有较大的差异。工作经验的差异对个体在职业生涯早期的经济社会地位有显著影响，因此他们不是研究高等教育经济效应的理想对象。另一方面，出生于七八十年代和出生于五六十年代的被调查群体，年龄差距较大。对于同一个体，高等教育在不同的年龄段的经济收益率和非经济收益率可能不同。显然，出生于五六十年代和七八十年代的被调查者既存在代际差异，又存在所处年龄阶段的差异(参见王绍光、刘欣：《信任的基础：一种理性的解释》，《社会学研究》2002年第3期)。因此，我们难以区分高等教育效应因历史时代不同而导致的社会信任差异和高等教育效应因所处年龄阶段不同而导致的社会信任差异。