Page 79 - 《社会》2013年第4期

社会· ２０１３ · ４

测倾向值得分的变量包括父母亲的工作单位（ １＝ 党政机关、事业单位、
社会团体、国有企业； ０＝ 外资企业与私营企业）、性别、年龄、民族（ １＝ 少
数民族； ０＝ 汉族）以及教育水平（ １＝ 大学教育； ０＝ 其他）。
得到匹配样本后，我们通过常规的线性回归模型（ 犗犔犛 ）来探索单
位类型和 一 般 信 任 的 关 系。之 所 以 采 用 线 性 回 归 模 型 而 不 是 排 序
犔狅 犵 犻狊狋犻犮 模型，主要是考虑到模型之间的对比问题。在排序 犔狅 犵 犻狊狋犻犮 模
型中，由于方差的异质性，模型系数之间的对比可能会存在“不可比”的
问题（ 犕狅狅犱 ， ２０１０ ； 犠犻犾犾犻犪犿狊 ， ２００９ ）。根据穆德（ 犕狅狅犱 ， ２０１０ ）的建议，
本文采用传统的回归模型来解决此问题。对中介机制的分析，本文采
取索博尔中介分析法与古德曼中介分析法。 ７ 由于中介分析依赖于多
个模型的系数值和标准误，因此为了做到模型的可比性，我们采用了同
样的控制变量，包括性别、年龄、教育水平与收入（具体测量参见上文论
述）。通过控制同样的变量，我们尽可能地防止由于控制变量的不同带
来的人为系数差异和中介效果。最后，需要指出的是，我们在匹配样本
中采取了多元插补（ 犿狌犾狋犻 狆 犾犲犻犿 狆 狌狋犪狋犻狅狀 ）的方法处理缺失值。具体而
言，我们依据链式方程（ 犮犺犪犻狀犲犱犲 狇 狌犪狋犻狅狀 ）填充的方式建立了五个拓展
数据，然后根据鲁宾（ 犚狌犫犻狀 ， １９８７ ）所提供的公式，计算新的标准误并综
合统计量（例如回归系数）。

三、主要研究发现

（一）描述性发现
本研究所用变量的描述性信息参见表 １ 。由表 １ 可知，中国城市
居民的一般信任水平处在中等偏上，其均值在 １－５ 之间达到了 ３．４２ 。
由表 １ 还可发现，大于 ２６％ 的城市居民在党政机关、事业单位和社会
团体中工作，在国企工作的不足 ２０％ ，但却有超过半数的城市居民工
作在外资或私营企业。就本研究所涉及的中介变量而言，表 １ 说明个
人对自己的阶级认定是偏低的，在 １－１０ 的等级范围内其均值低于 ５ ，
但是其他中介变量的水平在 １－５ 之间，还是维持在中间偏上水平。例

７． 为了进行索博尔中介分析法与古德曼中介分析法，本文将国有企业与党政机关、事业单位、
社会团体合并，从而保证自变量是一个 ０－１ 变量。这种合并的依据在文中会有讨论。有关这
两种中介关系分析方法的具体原理，可参见麦金农等人（ 犕犪犮犓犻狀狀狅狀犲狋犪犾． ， １９９５ ）的研究。

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