費佐蘭，高啟杰

(1.貴州大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文與發(fā)展學(xué)院，北京 100193)

人際交往是指人與人之間在社會空間中的溝通與交流活動，即人與人之間傳遞信息、溝通思想、交流情感和交換資源的活動[1]。交往方式包括面對面交往和遠程交往兩種。改革開放40多年來，我國經(jīng)濟快速發(fā)展，人民生活水平不斷提升，現(xiàn)代傳播技術(shù)在生活中應(yīng)用廣泛，人與人之間交往的方式發(fā)生了翻天覆地的變化，傳統(tǒng)社會中主要以地緣為中心的面對面交往方式大有被遠程交往取代的趨勢。

國內(nèi)外研究表明，人際交往、相互接觸是人際信任等社會資本產(chǎn)生的基礎(chǔ)[2]，信任是一種信任關(guān)系，若沒有關(guān)系存在即無信任關(guān)系[3]。同時，熟悉度、滿意度、親密度等理性或者情感的因素都是產(chǎn)生人際信任的關(guān)鍵因素。在傳統(tǒng)社會中，根據(jù)人與人之間交往的性質(zhì)和關(guān)聯(lián)，人際信任被分為特殊信任和普遍信任，其中特殊信任是建立在血緣、親情或友情之上的信任，這種信任使得人們將信任的范圍局限于自己所屬的家庭、親密朋友和自己的群體；而普遍信任是對自己所屬團體之外的陌生人的信任[4]。在此種情況下，人際信任表現(xiàn)出差序格局的特征。那么，在當(dāng)前的中國，居民人際交往和交往滿意度是否依然存在差序格局的特征？這是本文欲解決的第一個問題。

在市場經(jīng)濟環(huán)境下，行業(yè)競爭不可避免，爾虞我詐的現(xiàn)象時有發(fā)生，人際信任受到挑戰(zhàn)。周建國等研究表明，信任妨礙抑或促進經(jīng)濟發(fā)展[5]。因此，在市場經(jīng)濟環(huán)境下，人際交往、交往滿意度和人際信任對經(jīng)濟發(fā)展是不可忽視的影響因素。那么，當(dāng)前我國居民人際交往、交往滿意度和人際信任有著怎樣的影響作用，影響的傳導(dǎo)機制是怎樣的？這將是本文欲解答的第二個問題。

結(jié)構(gòu)方程模型被歸類于高等統(tǒng)計學(xué)范疇中，屬于多變量統(tǒng)計。它整合了因素分析和路徑分析兩種統(tǒng)計方法，同時檢驗?zāi)Ｐ椭邪娘@性變量、潛在變量、干擾或誤差變量間的關(guān)系，進而獲得自變量對因變量影響的直接效果、間接效果和總效果[6]3-6，因此近年來被廣泛應(yīng)用于各領(lǐng)域的研究中。該模型是對驗證性因子分析、路徑分析、多元回歸及方差分析等方法的綜合運用和改進。本文將運用該模型檢驗差序格局下當(dāng)代中國居民人際交往對人際信任的影響及這種影響的實現(xiàn)路徑。

一、理論分析

按照費孝通的說法，中國傳統(tǒng)社會的人際交往關(guān)系呈現(xiàn)出一種以個人為中心的差序性的社會格局[7]25-34，如圖1所示。建立在人際交往關(guān)系上的人際信任自然也是如此。據(jù)研究，當(dāng)前我國居民的人際信任也普遍具有差序格局的特征。當(dāng)代城市青年的人際信任表現(xiàn)出與傳統(tǒng)中國鄉(xiāng)土社會高度一致的差序格局特征，即對親人關(guān)系的信任程度最高，較親密、穩(wěn)定的工作關(guān)系和熟人關(guān)系次之，而對陌生人關(guān)系的信任度最低[8]。農(nóng)民人際信任同樣呈現(xiàn)明顯的由親到疏、由內(nèi)到外遞減的差序格局，其中自己家的人、親戚、朋友在十余年間較為穩(wěn)定地位居信任排序的前三項，構(gòu)成差序信任的內(nèi)圈；而自己家人的信任又是其中程度最強的，家庭本位的信任格局較為明顯；信任度較低的則為經(jīng)常有生意往來的人、同學(xué)、社會上大多數(shù)人，構(gòu)成差序信任的外圈；其余對象則處于差序信任的中圈[9]。

圖1 人際交往差序格局理論示意圖

國內(nèi)外文獻顯示，研究影響居民人際信任的因素，如居民個體特征、社會支持、社會經(jīng)濟地位等的成果很多，研究居民人際交往對其人際信任影響的成果很少，把人際交往滿意度作為中介變量的成果更少，從差序格局特征角度出發(fā)的研究幾乎沒有。文獻顯示，在組織管理中，成員溝通對創(chuàng)業(yè)團隊認知型信任和情感型信任均產(chǎn)生顯著影響[10]。簡言之，溝通是人際交往的一種方式。同時，人際交往會產(chǎn)生人際關(guān)系，人際信任的基礎(chǔ)是人際關(guān)系，關(guān)系是信任的一個途徑，即關(guān)系-中介-信任模型，這里的中介既有感情的因素又有理性的因素[11]。社會支持對人際信任和人際關(guān)系起到了調(diào)節(jié)作用[12]。此外，人際關(guān)系效用正向塑造人際信任，山岸等學(xué)者認為關(guān)系的效用有助于群體內(nèi)成員對特殊照顧的接受程度[13]103。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)。

H1：目前我國社會居民人際交往和人際交往滿意度依然存在差序格局的特征。

H2：結(jié)合人際交往的差序格局特征，不同圈層的人際交往通過不同圈層的人際交往滿意度對其信任產(chǎn)生影響，即不同圈層的居民人際交往顯著地正向影響其人際交往滿意度，不同圈層的人際交往滿意度顯著地正向影響其人際信任。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于2017年北京市16區(qū)的實地調(diào)查。本調(diào)查采用簡單隨機抽樣，根據(jù)抽樣方法確定樣本規(guī)模，在置信度為95%的條件下，3%抽樣誤差的最小樣本規(guī)模為1 067[14]4。根據(jù)北京市16區(qū)居民2015年常住人口數(shù)量計算各地區(qū)所需的最小樣本規(guī)模，采用網(wǎng)絡(luò)自填和實地訪談相結(jié)合的方法完成問卷調(diào)查，收集調(diào)查問卷1 338份，有效問卷1 328份。考慮到數(shù)據(jù)在區(qū)域分布上的科學(xué)性與代表性，本文根據(jù)16區(qū)的最小樣本規(guī)模，采用隨機抽樣的方法抽取了1 070份問卷進行分析。

在分析樣本中，表1顯示，東城區(qū)、西城區(qū)、朝陽區(qū)、豐臺區(qū)、石景山區(qū)、海淀區(qū)、順義區(qū)、通州區(qū)、大興區(qū)、房山區(qū)、門頭溝區(qū)、昌平區(qū)、平谷區(qū)、密云區(qū)、懷柔區(qū)和延慶區(qū)等各區(qū)樣本所占比例依次是4.2%、6.0%、18.1%、10.7%、3.0%、17.0%、4.7%、6.4%、7.2%、4.8%、1.5%、9.1%、2.0%、2.2%、1.8%和1.5%；男女所占比例分別為51.4%和48.6%；20歲及其以下居民占樣本總數(shù)的10.6%，21-35歲居民占樣本總數(shù)的59.1%，36-50歲居民占樣本總數(shù)的20.3%，51-65歲居民占樣本總數(shù)的6.8%，66歲及其以上居民占樣本總數(shù)的3.3%；除學(xué)生群體外，月均可支配收入為5 000元及以下的居民占樣本總數(shù)的比率為34.3%，5 000-10 000元的居民所占比率為34.9%，10 000-15 000元的居民所占比率為4.4%，15 000-20 000元的居民所占比率為3.4%，20 000元及以上的居民所占比率為2.2%。從總體上講，樣本分布狀況較為均勻，具有一定的代表性和典型性。

表1 樣本分布狀況

(二)變量描述

本文的關(guān)鍵變量包括人際交往、人際交往滿意度和人際信任3個。在心理學(xué)領(lǐng)域，人際交往采用Buhrmester等人(1988) 編制、王英春等人修訂的人際關(guān)系能力問卷進行測量[15-16]，該量表包括5個維度：發(fā)起交往、提供情感支持、施加影響、自我袒露和沖突解決，問卷中的題項均采用5級評分，從“完全不符合”到“完全符合”，得分越高，表示人際交往某方面的能力越強。所以，本文借鑒現(xiàn)有學(xué)者的測量方法，設(shè)計“您月均與朋友、家人、親戚、同事或同學(xué)聚餐等近距離交往和通電話或視頻等遠程交往的頻率”量表測量人際關(guān)系。量表共8個題項，被訪者在“總是、經(jīng)常、有時、很少、從不”5個選項中選擇，5個選項分別被賦值為1、2、3、4、5，數(shù)值越高，表明個人人際交往頻率越低。變量定義如表2所示。

表2 變量描述

國內(nèi)外學(xué)者對滿意度的測量普遍采用李克特5級分量表表示，其中1表示“完全不同意”、5代表“完全同意”，分數(shù)越高，表明滿意度越高[17]。當(dāng)然，也有學(xué)者設(shè)置了“非常滿意、比較滿意、不太滿意和非常不滿意”4個選項來測量[18]。此外，金江等(2011)采用了11級量表進行測量[19]。相比4級和5級的測量，11級量表測量更加準確。所以本文設(shè)置“您對與家庭成員、親戚、朋友、同事或同學(xué)關(guān)系的滿意程度”這一量表來測量人際交往滿意度，量表共4個題項，11級評分，被訪者分別在0-10之間選擇，分值越高，滿意度越高。

在人際信任的測量方面，在世界價值觀調(diào)查(World Value Survey)中，調(diào)查信任的問題是“總的來說，您認為大多數(shù)人是可信的還是相處時要非常小心？”回答有“大多數(shù)人是可信的”和“不可信，需要小心”2個選項；而蘭林火等(2015)采用了4級選項測量受訪者對其家人、鄰居、朋友、陌生人、與自己不同信任的人、外國人等11個不同對象的信任程度，答案為“完全不信任”“不太信任”“一般信任”“完全信任”4個，分別賦值1、2、3、4[20]。相比2和5個選項的測量方法，11級量表更加精確。所以本文通過“您對家人(直系親屬)、親戚、朋友、同事或同學(xué)和陌生人的信任程度如何”這一量表來反映人際信任，量表共5個題項，11級評分，被訪者分別在0-10分之間選擇，分值越高，信任程度越高。

(三)模型構(gòu)建

為了驗證以上理論假說，本文構(gòu)建了結(jié)構(gòu)方程模型。相比于傳統(tǒng)的回歸分析，結(jié)構(gòu)方程模型更適合于分析多原因、多結(jié)果以及間接影響的問題，該模型由結(jié)構(gòu)方程和測量方程兩部分組成，具體形式如下：

η=Βη+Γξ+ζ

(1)

Χ=ΛΧξ+δ，Y=ΛYη+ε

(2)

公式(1)為結(jié)構(gòu)方程，反映潛變量之間的因果關(guān)系。式中η為內(nèi)因潛變量，即內(nèi)層交往滿意度和中層交往滿意度；ξ為外因潛變量，即內(nèi)層交往、內(nèi)層信任、中層交往、中層信任；Β和Γ為回歸系數(shù)；ζ為內(nèi)因潛在變量的誤差項。公式(2)為測量方程，反映潛變量與其觀測變量間的線性關(guān)系。式中Χ為外因潛變量的觀測變量；Y為內(nèi)因潛變量的觀測變量；ΛΧ和ΛY分別為觀測變量在相應(yīng)潛變量上的因子載荷矩陣；δ和ε分別為相應(yīng)測量方程的誤差項。

三、結(jié)果與分析

(一)描述性分析

在居民人際交往中，表3顯示，在近距離交往中，與家人聚餐等近距離交往的頻率最高，均值為2.237；其次是與朋友交往，頻率為2.833；交往頻率排序第三和第四的依次是與同事或同學(xué)、親戚交往，頻率分別為3.043和3.463。在遠程交往中，交往頻率最高的是與家人通電話等遠程交往，均值為2.237；其次是與朋友的交往，頻率為2.755；與同事或同學(xué)、親戚交往的頻率分別為2.995和3.303，排序第三和第四?？梢姡瑹o論是近距離交往還是遠程交往，交往的頻率從高到低依次是家人、朋友、同事或同學(xué)、親戚。在人際交往滿意度方面，與家人關(guān)系的滿意度最高，評分為8.056；其次是與朋友關(guān)系的滿意度，評分為7.554；滿意度排在第三的是與同事或同學(xué)的關(guān)系，評分為7.319；與親戚關(guān)系滿意度排在末位，評分僅為7.214。可見，人際交往滿意度評分從高到低仍然是家人、朋友、同事或同學(xué)、親戚。然而，在人際信任方面，對親戚的信任程度排序躍居第二，僅次于對家人的信任程度，居民對朋友、同事或同學(xué)、陌生人的信任程度分別為7.501、6.841和3.38，依次排在第三、第四和第五位。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型變量的描述性統(tǒng)計與信度效度檢驗

(二)信度效度檢驗

為了確保問卷的可靠性，本文采用了Cronbach’s Alpha指數(shù)對各潛變量和整體問卷的信度進行檢驗。表3顯示，各潛變量和整體問卷的Cronbach’s Alpha均在0.7以上，表明問卷可靠性較好。為了進一步分析問卷內(nèi)部結(jié)構(gòu)是否合理，本文對問卷效度進行了檢驗。由表3可知，絕大部分觀測變量的標準因子載荷系數(shù)在0.5以上，表明觀測變量的內(nèi)在一致性良好。同時，3個潛變量的KMO值分別為0.701、0.808和0.761，均高于0.7，且Bartlett球形檢驗的近似卡方值均在1%水平上顯著，說明問卷效度較好，適合做因子分析。

通過因子分析，居民人際交往和人際交往滿意度均被降維為2個公因子，而人際信任則被降維為3個公因子。解釋的總方差結(jié)果顯示，以未旋轉(zhuǎn)前特征值大于1作為判斷標準，3個變量的第一個因子的解釋變異量小于50%，說明不存在嚴重的共同方法偏差。表3顯示，在居民人際交往中，公因子1由居民個人與家人和親戚聚餐等近距離交往、與家人和親戚通電話等遠程交往4個變量決定，故命名為內(nèi)層交往；公因子2由居民個人與朋友和同事或同學(xué)聚餐等近距離交往、朋友和同事或同學(xué)通電話等遠程交往4個變量決定，故命名為中層交往。在人際交往滿意度方面，公因子1由居民個人對家人和親戚關(guān)系滿意度所決定，命名為內(nèi)層滿意；公因子2由居民對朋友和同事或同學(xué)關(guān)系滿意度所決定，命名為中層滿意。在居民人際信任方面，公因子1由居民個人對家人、親戚的信任程度決定，故命名為內(nèi)層信任；公因子2由居民個人對朋友、同事或同學(xué)的信任程度所決定，故命名為中層信任；公因子3由居民個人對陌生人的信任程度所決定，故命名為外層信任(見表3)。結(jié)合描述性分析結(jié)果可知，居民個人人際交往、交往滿意度和人際信任呈現(xiàn)圈層結(jié)果的差序格局特征。此結(jié)果驗證了本文的第一個研究假設(shè)H1：目前我國社會居民人際交往和人際交往滿意度依然存在差序格局的特征。

(三)適配度檢驗與模型結(jié)果

由于人際交往和交往滿意度都被降維為2個公因子，分別是內(nèi)層交往和中層交往、內(nèi)層交往滿意度和中層交往滿意度，缺乏外層交往和外層交往滿意度，因此外層交往、外層交往滿意度和外層信任不在本文討論的范圍內(nèi)。本文運用計量分析軟件Amos 24.0分別對內(nèi)中層交往模型進行參數(shù)估計與修正，并相應(yīng)地命名為模型1、模型2、模型3和模型4，結(jié)果如表4所示。模型1探討的是內(nèi)層交往、內(nèi)層交往滿意度和內(nèi)層信任之間的關(guān)系；模型2探討的是中層交往、中層交往滿意度和中層信任間的影響路徑；模型3是將內(nèi)層和中層交往、內(nèi)層和中層滿意度及內(nèi)層和中層信任同時納入模型，探討交往、交往滿意度和信任之間的關(guān)系；模型4僅僅將交往分為內(nèi)層和中層，而交往滿意度和信任度則不分類，所進行的分析，用于驗證人際交往、交往滿意度和人際信任的關(guān)系。從模型整體適配度指標來看，4個模型的絕對擬合指數(shù)和增值適配度指數(shù)均在建議值范圍內(nèi)，說明模型整體擬合情況好，具有良好的解釋能力。

結(jié)構(gòu)方程模型估計結(jié)果如表5所示，對比4組模型的標準化路徑系數(shù)可以看出，各因素對居民內(nèi)中層交往信任的影響存在差異。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型估計結(jié)果

(1)居民內(nèi)層交往不能直接對其內(nèi)層信任產(chǎn)生影響，需要居民內(nèi)層交往滿意度作為橋梁。表5的模型1顯示，居民內(nèi)層交往對其內(nèi)層交往滿意度的標準化系數(shù)為-0.225，表明居民內(nèi)層交往頻率越高，其內(nèi)層交往滿意度越高；居民內(nèi)層交往滿意度正向影響其內(nèi)層信任，標準化系數(shù)為0.572，表明居民內(nèi)層交往滿意度提高1單位，其內(nèi)層交往信任則會提高0.572個單位。居民內(nèi)層交往滿意度對其內(nèi)層信任的間接效果值和總效果值均為-0.129，因為居民內(nèi)層交往與內(nèi)層信任間不存在直接效果。

(2)居民中層交往同樣不能直接影響其中層信任，需要居民中層交往滿意度為橋梁。表5的模型2顯示，居民中層交往正向影響其中層交往滿意度，系數(shù)為-0.19，表明居民中層交往頻率提高1個單位，其中層交往滿意度便會提高0.19個單位；居民中層交往滿意度對其中層交往信任的標準化系數(shù)為0.559，說明居民中層交往滿意度越高，其中層交往信任也會更高。居民中層交往對其中層信任的標準化間接效果為-0.106。

(3)居民內(nèi)層和中層交往均對其內(nèi)層信任有著顯著影響，但是影響路徑有所不同。表5的模型3顯示，居民內(nèi)層交往對其內(nèi)層信任的影響路徑有4條。第一條是內(nèi)層交往→內(nèi)層滿意度→內(nèi)層信任。居民內(nèi)層交往對其內(nèi)層滿意度的直接影響效果為-0.271，內(nèi)層交往滿意度對其內(nèi)層信任的標準化系數(shù)(直接效果值)為0.466；居民內(nèi)層交往對其內(nèi)層信任的間接效果值和總效果值均為-0.126，因為居民內(nèi)層交往沒有對其內(nèi)層信任產(chǎn)生直接影響。第二條是內(nèi)層交往→內(nèi)層滿意度→中層滿意度→內(nèi)層信任。居民內(nèi)層交往滿意度對其中層滿意度的影響系數(shù)為0.895，表明居民內(nèi)層交往滿意度越高，其中層交往滿意度也會越高；居民中層交往滿意度與內(nèi)層信任存在負向影響作用，系數(shù)為-0.363，表明了居民中層交往滿意度越高，其內(nèi)層交往滿意度便會降低。第三條是內(nèi)層交往→內(nèi)層滿意度→中層滿意度→中層信任→內(nèi)層信任。在此路徑中，居民中層交往滿意度正向地影響其中層信任，系數(shù)為0.567，說明居民中層交往滿意度提高1個單位，其中層信任便會提高0.567個單位；居民中層信任對其內(nèi)層信任的影響系數(shù)為0.848。第四條便是內(nèi)層交往→中層滿意度→內(nèi)層信任。在此路徑中，居民內(nèi)層交往對其中層交往滿意度的影響系數(shù)為0.187， 表明居民內(nèi)層交往頻率越高，其中層交往滿意度則會下降；居民中層交往滿意度與居民內(nèi)層信任存在負向影響作用，系數(shù)為-0.363，表明居民中層交往滿意度提高1個單位，其內(nèi)層信任便會下降0.363個單位。

居民中層交往對其內(nèi)層信任的影響路徑有兩條，分別是中層交往→中層滿意度→內(nèi)層信任和中層交往→中層滿意度→中層信任→內(nèi)層信任。在第一條路徑中，居民中層交往對其中層滿意度的影響系數(shù)為-0.181，表明居民中層交往頻率越高，其中層滿意度則會越高；居民中層交往滿意度提高1個單位，其內(nèi)層信任便會下降0.363個單位，因為其影響系數(shù)為-0.363。在第二條路徑中，居民中層交往滿意度對其中層信任的系數(shù)為0.567，存在正向影響作用；居民中層信任正向影響居民內(nèi)層，系數(shù)為0.848。

(4)為了驗證居民內(nèi)、中層交往對人際信任不存在直接影響，需要居民交往滿意度作為橋梁才能產(chǎn)生作用，文中還構(gòu)建了整體模型。表5的模型4顯示，居民內(nèi)、中層交往對居民交往滿意度的影響系數(shù)分別為-0.098和-0.129，表明居民內(nèi)、中層交往頻率越高，居民交往滿意度越高，并且居民中層交往的影響程度較大；居民交往滿意度正向影響居民人際信任，系數(shù)為0.575，說明居民交往滿意度提高1個單位，居民人際信任便會提高0.575個單位。綜合以上分析，結(jié)果驗證了本文的研究假設(shè)H2：不同圈層的人際交往通過不同圈層人際交往的滿意度對其信任產(chǎn)生影響。

四、結(jié)論與討論

本文根據(jù)2017年北京市16區(qū)1 070名居民的實地調(diào)查數(shù)據(jù)，利用因子分析和結(jié)構(gòu)方程模型探討了居民個體人際交往對其人際信任的影響作用及路徑。通過以上分析，得到了以下結(jié)論。

(1)居民人際交往、交往滿意度和人際信任存在差序格局的特征。在居民人際交往方面，無論是近距離交往還是遠程交往，居民交往頻率排序從高到低依次是家人、朋友、同事或同學(xué)、親戚；在人際交往滿意度方面，滿意度從高到低的排序依然是家人、朋友、同事或同學(xué)、親戚；然而，在人際信任方面，個體對親戚的信任程度躍居第二，僅次于對家人的信任程度，對朋友、同事或同學(xué)、陌生人的信任程度排序分別是第三、第四和第五?？梢?，隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展和社會的迅猛進步，現(xiàn)代社會居民的交往方式或模式雖然發(fā)生了翻天覆地的變化，但是以血緣為中心的人際信任仍然沒有改變。這與學(xué)者譚日輝的研究結(jié)論：現(xiàn)代社會“個人在注重拓展社會關(guān)系的同時，親緣關(guān)系才是他們社會交往的回歸”[18]基本一致。

從因子分析結(jié)果可知，居民人際交往和交往滿意度均被降維為2個公因子，分別為內(nèi)層、中層交往和滿意，其中內(nèi)層由家人和親戚的交往所構(gòu)成；中層由朋友和同事或同學(xué)所構(gòu)成。人際信任則被降維為3個公因子，分別為內(nèi)、中、外層信任，其中內(nèi)層仍然是家人和親戚；中層仍然是朋友、同事或同學(xué)；外層為陌生人?？梢?，在現(xiàn)代社會，我國居民人際交往、交往滿意度和人際信任均呈現(xiàn)圈層的特征，符合費孝通先生等大部分國內(nèi)外學(xué)者所提出的我國社會人際關(guān)系的差序格局。

(2)居民內(nèi)層交往正向影響其內(nèi)層交往滿意度或者交往滿意度，進而正向影響其內(nèi)層信任或者人際信任；同時，居民中層交往正向影響其中層交往滿意度或者交往滿意度，進而正向影響其中層信任或者人際信任。具體來說，在相同圈層中，居民個體與家人和親戚交往的頻率越高，那么與他們交往的滿意度則會越高，從而正向影響個體對他們的信任程度；居民個體與朋友、同事或同學(xué)的交往頻率越高，其交往的滿意度也會越高，進而正向影響該個體對他們的信任程度。在不同的圈層中，居民個體與家人和親戚交往的頻率越高，那么其與朋友、同事或同學(xué)的交往頻率則會越少，從而降低了該個體對朋友、同事或同學(xué)交往的滿意度，說明居民內(nèi)層交往負向影響中層交往滿意度；居民中層交往滿意度同樣負向影響其內(nèi)層信任，即居民個體對朋友、同事或同學(xué)交往的滿意度越高，則對家人和親戚的信任程度會降低。

(3)根據(jù)人際交往的差序格局特征，居民內(nèi)層交往對其內(nèi)層信任的影響需要內(nèi)層交往滿意度為中介變量；居民中層交往通過中層交往滿意度這一橋梁對中層信任產(chǎn)生影響作用。此外，居民內(nèi)層和中層人際交往對其人際信任的影響需要交往滿意度作為橋梁才能產(chǎn)生作用。這與學(xué)者朱虹提出的“關(guān)系—中介—信任”模型一致[11]，居民內(nèi)層和中層交往均顯著地正向影響居民內(nèi)層和中層交往滿意或交往滿意度，居民內(nèi)層和中層滿意度或交往滿意度同樣顯著地正向影響其內(nèi)層和中層信任或人際信任，分析結(jié)果與學(xué)者鄭也夫的觀點一致：人際關(guān)系效用正向塑造人際信任。基于以上分析結(jié)果，若居民個體想要提高他人對自己的信任程度，首先需要提高他人對與自己交往的滿意度；若想要提高他人對與自己交往的滿意度，則需要提高他人與自己的交往頻率。

注釋：

① 間接效果值為直接效果的路徑系數(shù)值相乘，其中直接效果值為標準化回歸系數(shù)(Beta系數(shù))，即值。

② 總效果值為直接效果值加上間接效果值。