信与疑之间——民众对医生“反常”信任的实证分析

信与疑之间

——民众对医生“反常”信任的实证分析

《社会学研究》2021年第3期

牛冠朝、刘军强 | 文

图片来源：人民日报

信任为良性医患关系之必需。本文呈现了民众对医生群体的“反常”信任：民众对医生总体信任度较高，但对其医术、医德缺乏信任。为何会存有这种信任度差别？本文发现：中国医生职业信任主要源于民众对国家医疗制度的认同；医术、医德对医生信任具有塑造作用，但制度信任对其塑造力具有强烈的替代作用；制度信任会促进民众对医生抽象层面和具体层面的信任反差。通过对职业与国家关系的讨论，本文有助于理解复杂医患关系的形成机制。

一、引言

信任在医疗活动中具有重要作用，患者对医生越信任越有助于双方的良性互动，有助于实现医疗活动目标（Branch, 2000; Dugan et al.，2005）。民众对医生的信任程度是衡量医患关系和谐与否的尺度之一（Rhodes & Strain，2000）。

《中国青年报》一项超过25万人的调查显示，中国民众对医生的信任状况堪忧，66.8%的受访者表示不信任医生的诊疗（孙震、王梦莹，2013）。《人民日报》等官方媒体也在呼吁拆除医患“信任隔离墙”（张铁，2011），“重建医患信任”（申卫星，2015；李泓冰，2016），“给医生多一些信任”（曾繁琪，2016）。然而，与媒体报道形成鲜明反差的是，学术研究发现，“中国居民对医生的总体信任水平比较高，并不像媒体报道的那样糟糕”（池上新、陈诚，2018），中国大型综合调查数据就呈现了另外一幅图景。2012年中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）数据显示，对医生秉持“比较信任”“非常信任”态度的民众高达82.85%（池上新、陈诚，2018）；2015年中国社会状况综合调查（CSS）数据显示，公众对医生的信任度为78.4%（邹宇春、周晓春，2016）。

一面是不信任，另一面又是高度信任，这些矛盾的数据令人困惑——中国民众究竟是否信任医生？进一步的数据分析没能回答这一问题，而是发现了另外一个令人困惑的事实：中国民众对医生的总体信任度极高，持高信任度的民众占比达到83.49%；但中国民众对医生的医术、医德等具体层面的信任度极低，持高信任态度的民众占比均在20%左右（详见图1）。概括而言，民众对医生持有一种“反常”的信任形态：“总体肯定”但“具体否定”。

无论是从常识出发还是从理论出发，我们都很难理解这样一种信任与不信任并存的状态。这种信疑混杂的局面部分呼应了大众媒体与学术研究中相互矛盾的发现，也构成了一个亟待解答的谜题。

职业社会学理论认为，职业信任是由道德信任或专业技能信任塑造的。但中国民众对医生的信任分布状况证实，高职业总体信任和低职业技能信任、低职业道德信任可以并存。为什么主流职业社会学理论无法有力回应中国民众对医生的“反常”信任？原因在于“英美职业社会学的主流理论并未认真对待职业与国家的关系问题”（刘思达，2006），职业与国家关系问题被学术界相对忽视，有关讨论也被纳入到市场控制（market-controlling）的框架下进行（Jones, 1991: viii）。不同于英美等西方国家，20世纪50年代以来，在中国医生职业化发展过程中，国家有着决定性的影响。在计划经济时代，政府财政支出成为各级医疗机构稳定的物质基础，国家是医疗卫生事业“当然的和唯一的举办者”（张栋，2011）。在此背景下，医生成为依附于公立医疗机构的社会主义国家“雇员”（姚泽麟，2015）。20世纪80年代后，中国医疗卫生事业进行的市场化改革并未实现真正的市场化（周其仁，2008；顾昕，2011）。公立医院对行政体系的隶属关系没有发生改变（顾昕，2011），医生对公立医疗机构的依附关系也没有发生改变（姚泽麟，2015）。信任的本质在于“超越可以得到的信息，概括出一种行为期待，以内心保证的安全感代替信息匮乏”（Luhmann，1979:93）；换言之，信任源自确定性（郑也夫，2006）。相比职业技术、职业道德的力量，中国医生背后的社会制度力量更能为民众提供内心的“安全感”，更能保证“确定性”。社会制度的力量不但塑造了中国医生职业化发展，也塑造了民众对医生的职业信任。

本文运用经验数据来解析中国民众对医生的信任（下文简称“医生信任”）状况。研究发现，中国民众对医生的“反常”信任主要受到其对医疗制度信任的调节。对社会制度的认同塑造了中国民众对医生的职业信任，但制度信任也强化了民众对医生职业群体“总体肯定，具体否定”的态度。

本文的研究意义在于：首先，拓宽了对职业社会学理论的认识。主流职业社会学理论认为现代职业合法性的确立表现为职业信任从基于道德转向基于专业技术。但中国民众对医生的信任态势表明，道德信任、技术信任之外的社会制度信任也可以塑造职业信任。本文深化了职业社会学理论，推进了对职业合法性来源以及职业信任、社会制度信任关系的认识。其次，20世纪90年代以来，中国医患冲突不断，医疗纠纷事件每年逾百万起，且恶性事件时有发生，一些医患纠纷事件甚至演变为伤医、弑医的暴力行为（黄照权，2013；李隼、江传月，2017）。本文采用实证手段考察医生信任的影响因素，研究结论能够深化人们对中国医患关系的认识，有助于进一步挖掘中国医患关系紧张状况产生的原因。

二、文献回顾

（一）民众对医生的信任：从非技术信任到技术信任

职业是如何形成的？现代职业的形成可以视作同质且无知的客户对技术专家的依赖过程（Lowrey & Anderson, 2006），客户认识到自己的决策是低效的，因此将决策权委托给职业人（富兰德等，2004：209）。客户对职业人的信任是二者互动的基础，基于专业知识、专业技能的职业信任是现代职业的最本质特征。

相比其他职业，民众或客户（患者）对医生的信任显得尤为重要。医疗服务被直接定义为“信任品”（Gottschalk et al.，2017），有学者指出，“对医生的信任是生活的必需品之一”（Imber，2008：XI）。对医生的信任之所以如此重要，是因为医生所承担的医疗活动专业性强、准入门槛高且分工精细。医生的职业化程度高，因此医生群体也被视作职业社会学研究对象的典型代表（Faulconbridge & Muzio，2012）。

从非技术信任到专业技术信任，民众对医生职业群体的信任经历了历史转型。在早期美国社会，大量民众拒绝信任医生、信任医学，甚至认为只有凭借常识（common sense）和先天智力（native intelligence）才能有效应对健康问题（Starr，1982：17）；患者对医生信任与否主要取决于医生的性格及医患的亲密程度（Starr，1982：19）。直至19世纪末，“美国医疗业才接受了真正的合法化方式”，细菌学革命促使现代科学技术取代临床信任成为美国民众对医生信任的基石（阿伯特，2016：276）。《信任医生：美国医学道德权威的衰落》一书论述了美国医生信任的历史转变：早期美国医疗活动带有浓厚的宗教色彩，宗教权威塑造了民众对医生的信任；现代生理学的发展打破了医疗领域的宗教权威，专业技术权威的影响力逐渐提升并最终获得支配地位（Imber，2008）。有学者将东非地区阿赞德巫医视为未经现代职业化的传统医生代表，并将其与现代医生进行了比较，发现前者的权威源于非洲文化中的超自然力量信仰，而后者的职业地位建基于医疗实践和专业医学知识（Freidson，1988: 7）。这些研究将医生信任的根源归纳为两类：传统的道德、宗教层面信任和现代的专业技术信任。虽然以品格为代表的传统道德信任在职业合法化结构中仍起着重要作用（阿伯特，2016：279），但基于专业知识和技术的信任被视为现代职业化的标志特征。

（二）度量及影响因素：作为实证变量的医生信任

职业社会学理论家对医生信任有诸多论述，本部分主要介绍医生信任在实证研究中的应用。按照研究对象的不同，医生信任可分为两类：个别医生信任和普遍医生信任。

个别医生信任指在某项医疗活动中患者对特定医生的信任。安德森与戴德里克开发了一个包含11个问题的量表来度量患者对其慢性病初级保健师的信任状况（Anderson & Dedrick，1990）；也有学者用“我相信（医师姓名）在医疗活动中将我的医疗需求作为首要考虑”这一问题来测度患者对医师的信任程度（Kao et al.，2010）。个别医生信任度量问卷主要针对患者发放，考察的信任对象为医疗活动中的具体医务工作者。

普遍医生信任指社会大众对整个医生职业群体的信任。鉴于“目前对医生信任还没有一个广为接受的实证定义”，有学术团队开发了维克森林医生信任量表（Wake Forest Scales Measuring Trust，WFSMT），通过忠诚、能力等指标来度量普遍医生信任（Hall et al.，2002）。2010年，该团队又系统回顾了医生信任的量化问题，强调了对医生信任的五个维度：尽责度（fidelity）、技能度（competence）、诚实度（honesty）、机密度（confidentiality）和整体信任度（global Trust）（Hall et al.，2010）。

虽然普遍医生信任更富社会学意涵，但目前针对个别医生信任的研究更为丰富。同时，针对个别医生信任影响因素的研究多集中在公共卫生领域。有研究证实，有效的医患沟通、治疗中的医患合作有助于提升患者对医生的信任（Mechanic, 1996）；医疗活动的最终治疗效果与患者对医生的信任呈现高度的正相关关系（Safran et al.，1998）；如在医院获得转诊的机会小，父母对其子女主治大夫的信任程度就会显著降低（Grumbach et al.，1999）；医疗费用支付方式也会影响患者对医生的信任程度（Kao et al.，1998）；此外，患者对医疗计划的满意度、医患关系持续时间以及患者择医自由度等都会影响患者对医生的信任（Cleary et al.，1991）。

本文将关注普遍医生信任，考察中国民众对整个医生职业群体的信任。因此，本文实证分析环节会将常见的个人社会学特征变量纳入解释变量范畴，对中国医生信任的社会分布状况进行细致的描述与刻画。

（三）“直接塑造”：作为社会制度依附品的中国医生

医患关系既是医患双方在医疗活动中形成的一种技术关系，二者的互动也构成一种社会关系（马力，2003）。作为一个复杂的社会问题，医患关系主题研究需要跨学科的综合、多元讨论。虽然中国医患关系的紧张状况催生了大量研究成果，但遗憾的是，既有研究多集中在医学、伦理学领域，社会学视域下的探讨并不多见（林寒，2017）。想要真实把握中国医患关系逻辑，尚有待更多进一步的社会科学理论探索与数理逻辑分析。

已有学者运用实证手段对中国医生信任问题进行了探索。池上新与陈诚（2018）考察了社会资本对医生信任的影响，他们发现，社会网络、社团参与不利于农村居民对医生的信任；社会信任度高对城乡居民的医生信任具有积极作用。朱博文与罗教讲（2017）考察了互联网使用对医生信任的影响，研究发现，网民对医生的信任程度更低，网络媒体加剧了患者对医生的不信任。这些研究以医生信任为被解释变量，引入了特定的解释变量，考察某个（些）因素对医生信任的影响。这类研究对认识中国医生的信任问题提供了有益的帮助，但它们仅关注了民众对医生的总体信任，忽略了民众对医生的具体信任（如对医德、医术的信任等）。更重要的是，这类研究并未捕捉到中国医生职业化的最本质特征。

与西方国家不同，中国医生职业发展是“国家所直接塑造的”（刘思达，2016）。中国医生与患者之间的关系不是单纯的双向关系，而是包含患者、医生与国家的三方关系（房莉杰等，2013）。姚泽麟通过梳理近代以来中国医生的职业化进程发现，新中国成立后，医生成为国家机器的一部分，医生群体对公立机构具有极强的依附性（姚泽麟，2015）。房莉杰等学者指出，中国基层民众对医生存在不同的信任逻辑，对村医的信任源于互动中形成的“人际信任”，对县级医院医生的信任源于对医生背后科层组织的制度信任（房莉杰等，2013）。中国医生的独特性体现在：他们一方面是具有专业技能的特殊专家，另一方面因为依附于公立组织而具有“体制内”身份。“在当今复杂的社会中，相对于信任个体，我们通常更倾向于信任系统”（施奈尔，2013），相对于专业知识和专业技能，中国医生背后的社会制度力量甚至更有可能增进民众对他们的信任。

三、数据、变量及模型

（一）数据来源

本文利用中国综合社会调查数据研究中国民众对医生的信任问题。中国综合社会调查是中国人民大学相关团队主持的一项全国性、综合性的学术调查项目，该项目数据涵盖受访人社会人口属性、社会态度等多方位内容，可提供较为充实的宏观、微观层面信息。基于研究目的，本文须获得受访人对医生的信任信息。在剔除了未询问受访人对医生信任状况与仅询问了受访人对医生总体信任状况的样本后，本文获得5620个有效样本量。

（二）变量

1.被解释变量

中国综合社会调查数据询问了受访人对五个有关中国医生的说法的同意度。问题为：“您同不同意下面这些对于中国医生的说法？”回答选项包括“非常同意”“同意”“说不上同意不同意”“不同意”“非常不同意”“无法选择”等。本文剔除“无法选择”回答项，根据这一数据中受访人对有关医生说法的同意度回答设置了如下“医生信任”变量。

变量一：总体信任。本文认为，受访人对“总的来说，医生还是可以的”这一说法同意度越高，表明受访人对医生的总体信任度越高。“总体信任”变量反映了受访人对医生的整体看法。变量赋值为1-5，数值越大，代表受访人对医生的总体信任度越高。

变量二：医术信任。这一变量反映受访人对医生职业技能水平的信任。本文认为，受访人对“医生的医术没有他们应该有的那样好”这一说法的同意度越高，代表受访人对医生医术的信任度越低。本文对该问题回答选项进行反向赋值，生成“医术信任”变量，变量赋值为1-5，数值越大，代表受访人对医生的医术信任度越高。

变量三：医德信任。这一变量反映受访人对医生职业道德的信任。职业人提供服务必然要获得报酬，但职业道德在尽可能地使人们将服务供给与报酬脱钩（Jones, 1991: 45）。医疗活动直接关系到人的健康乃至生命，因此医生的职业道德尤为重要。从古希腊“希波拉底医学誓言”到20世纪医学界《日内瓦宣言》，医生职业群体始终强调要将患者利益置于首要考虑（杜丽燕，2006）。受访人对“医生重视金钱大于重视患者”这一说法越认同，表明其对医生的职业道德越不信任。本文认为，受访人对“比起关心病人，医生更关心自己的收入”这一说法越认同，则其对医生的职业道德信任度越低。“医德信任”变量操作化方式与“医术信任”变量相同，使用反向赋值法生成新变量。

变量四：公正信任。这一变量反映受访人对医疗差错中医生公正度的信任。职业人在知识和技术方面具有天然优势，保证客户不因这种天然不对称而受损的理念被嵌入到职业道德中（Jones, 1991: 45）。本文认为，受访人对“如果医生在治疗中出了错，他们会告诉病人”这一说法的同意度越高，代表其对医疗差错中医生的公正度更信任。“公正信任”变量操作化方式与“总体信任”变量相同，变量赋值为1-5，数值越大，代表受访人对医生的公正信任度越高。变量赋值为1-5，数值越大，代表受访人对医生的医德信任度越高。

以上四个“医生信任”变量可以作为医生信任的代理变量，总体信任变量反映了民众对医生的整体信任程度；医术信任、医德信任、公正信任可以反映民众对医生的具体信任，医术信任变量可以视作民众对医生职业技能的信任，医德信任和公正信任两个具体信任变量可以反映民众对医生职业道德的信任状况。

问卷还询问了受访人对“医生会同病人讨论所有可能的方案”这一说法的同意度，有学者曾将医生、患者的互动模式归纳为三种类型：主动—被动模式、指导—合作模式以及共同参与模式（Szasz & Hollender，1956）。在这三种模式下，患者在医疗活动中的参与程度逐渐提升。对“医生会同病人讨论所有可能的方案”这一说法的同意度能够反映受访人认知视角下的中国医患互动模式。但该问题并不带有鲜明的价值判断色彩，同时维克森林量表等学术界常用的医生信任量表中也未纳入医患互动模式的相关指标。因此，本文最终确定了“总体信任”“医术信任”“医德信任”“公正信任”四个医生信任变量。

为了更直观地呈现中国民众对医生的信任感，本文设定医生信任变量取值“4”（比较信任）或“5”（非常信任）为“高信任度”，取其他值时认定为“低信任度”。表1呈现了对医生信任度的统计结果。

表1显示，对医生持高总体信任度的受访人占比较多，达到83.49%，但在三个具体医生信任指标上，受访人表现出一致性低信任态度，持高信任度的受访人占比仅分别为22.03%、20.05%、19.99%。由此可见，中国民众对医生职业群体呈现“总体肯定，具体否定”的信任形态。

2.解释变量

本文引入了性别、年龄等社会学研究中的常用变量作为解释变量，力图通过这些变量勾勒出中国民众对医生的信任分布状况。具体变量包括：性别、年龄、城乡、民族、宗教信仰、婚姻状况、政治身份、收入对数、教育年限、健康状况和地区等。

是否拥有医疗保险会对个人就医选择、就医成本产生影响，也可能会对医生信任存在潜在作用。本文以是否参加社会医疗保险项目为标准设置了“医疗保险”二分变量，0代表未参加，1代表参加。此外，媒体会影响甚至直接塑造个人认识（Dellavigna & Kaplan，2007；Geschke et al.，2010）。部分媒体在医疗事件的报道中存在道德失范现象，恶意炒作、不公正报道、误导群众等行为加深了医患之间的信任危机（傅伟韬、郭自力，2015）。一些性质恶劣的医闹事件通过网络渠道发酵，各种谣言在不明真相的网民中迅速传播，致使医务工作人员长期陷入“污名化”的不利境地（张敏等，2016；罗以澄、王继周，2016）。为了考察互联网媒介使用对医生信任的影响，本文设置了“上网频次”这一解释变量。上网频次变量为二分变量，0值代表低频次上网（上网频次为“从不”及“一年数次或更少”），1代表高频次上网（上网频次为“每天”“每周数次”及“每月数次”）。

民众对医疗制度的认同程度也可能影响医生信任。中国综合社会调查未直接询问受访人对医疗制度的认同程度或信任度，但包含了受访人对中国医疗卫生系统满意度的调查。受数据可及性限制，本文认为民众对中国医疗卫生系统的满意度可以反映民众的认可、信任等正向态度，故利用该问题生成“制度信任”变量作为民众对医疗制度认同度的代理变量。

（三）模型

本文医生信任变量可设定为二分变量（0代表低信任度，1代表高信任度），针对二分变量可利用probit模型进行分析。但将测量结果设为二分变量会增加信息流失风险，因此本文还将使用oprobit（ordered probit）模型考察有序性质的五分类医生信任变量影响因素。oprobit模型需通过平行线检验，即回归效应不会随被解释变量分类等级的变化而不同。但是本文数据无法满足这一条件，平行线检验未通过。平行线检验具有过度限制性，在现实操作中经常难以满足（Williams，2006）；即使未能通过平行性检验，oprobit等模型回归结果依然具备参考性（Long & Freese，2014：331）。故本文将保留oprobit模型作为分析手段，同时还将引入对平行性假设要求较低的有序多分类变量分析工具goprobit（general ordered probit）模型进行分析。

四、实证分析

表2报告了probit模型回归结果。性别、年龄、城乡等变量的回归结果有助于将中国民众对医生的信任进行细致的描述与刻画。医保参与状况、上网频次、制度信任变量回归结果有助于挖掘中国民众对医生信任形成的内在机制。

首先，对总体信任变量的回归结果显示，共产党员和西部地区民众对医生的总体信任度显著高于非党员民众和东、中部地区民众，然而性别、年龄、城乡等变量对总体信任变量不存在显著影响。中国民众对医生的医术信任存在年龄分布差异，年龄越大对医术的信任度越低，同时民众对医生的医术信任度还存在“U”形分布特征。医德信任受健康因素影响，越健康的人越信任医生医德。健康状况对公正信任变量也存在显著的正向影响，同时有宗教信仰的民众更倾向于信任医生会秉持公正、客观的态度。这些变量的回归结果呈现了对医生持高（低）信任态度民众的特征，对中国医生信任状况进行了社会画像。

其次，医疗保险对医德信任存在正向影响，且在0.1统计水平上显著，但对其他医生信任变量无显著影响。上网频次变量对总体信任、医德信任、医术信任的回归系数全部显著为负，网络媒介会降低民众对医生的信任感，但上网频次对公正信任不存在显著影响。

最后，制度信任变量对四个医生信任变量的回归系数分别为0.341、0.190、0.260、0.186，系数全部为正且均在0.01水平上显著。制度信任变量是唯一一个对所有医生信任变量均存在正向高显著影响的解释变量。这表明民众对医疗制度的认可度越高，对医生就会越信任。

oprobit模型回归结果与probit模型基本一致，个别变量的回归结果发生了改变。制度信任变量始终是唯一一个对四个医生信任变量均存在高显著影响的变量；同时，上网频次对总体信任、医术信任、医德信任存在负向影响结果也具有稳健性。

表3呈现了goprobit模型回归结果。当被解释变量为有序性的五分类变量时，每个goprobit模型会产生四组回归结果。在第一组回归中，被解释变量类别1（非常不信任）与类别2、3、4、5（比较不信任、一般、比较信任、非常信任）相比较；在第二组回归中，被解释变量类别1、2与类别3、4、5相比较；依此类推，在第四组回归中，被解释变量类别1、2、3、4与类别5相比较。本文goprobit模型回归结果基本印证了probit模型和oprobit模型回归结果。如表3所示，在4个goprobit模型生成的16组回归结果中，绝大多数情况下的制度信任变量呈现0.01显著水平上的正向影响。

probit、oprobit以及goprobit模型的回归结果显示，部分社会学常见的变量会对个别医生信任变量产生影响，但民众对医生的信任似乎并不存在明显的系统性社会差异；互联网媒介使用会降低民众对医生的信任，这一结论可与朱博文与罗教讲（2017）的研究相互印证。实证回归结果呈现了中国民众对医生信任的分布状况，也证实了部分解释变量会对医生信任产生影响。但基于理论分析及实证研究结果，本文认为，中国医生的职业信任主要取决于社会大众对医疗卫生制度的认可程度，制度信任直接塑造了中国医生的职业信任。在具有代表性的全国综合调查数据基础上，本文考察了中国民众对医生信任的影响因素，并提出中国医生职业信任的“制度塑造”结论。实证分析虽然考察了医生信任的影响因素，但回归结果依然无法回应和解释为什么中国民众对医生的信任呈现出“总体肯定，具体否定”的“反常”形态；同时，“制度塑造”结论是否具备可靠性也有待进一步检验。

五、进一步分析

（一）“反常”信任的实证解析

中国民众对医生的信任存在一种“反常”的分布态势——对医生表现出高度的总体信任，但对医术、医德等具体层面高度不信任。初步分析无法回应为什么医生信任存在这样的“反常”分布形态，本部分将对“反常”信任进行实证解析。

1.“反常”信任的定义

本文认为，按照民众对医生总体信任和具体信任的分布状况可以将医生信任分布态势归纳为四种类型。

（1）双低信任：个体对医生的总体信任度和具体信任度均较低。

（2）具体肯定、总体否定：个体对医生具体信任度高，但总体信任度低。

（3）总体肯定、具体否定：个体对医生总体信任度高，但具体信任度低。

（4）双高信任：个体对医生的总体信任度和具体信任度均较高。

“双高信任”和“双低信任”代表个体对医生的总体信任与具体信任相同（同“高”或同“低”），这两种信任分布类型可以用主流职业社会学理论加以解释——职业道德或职业技术的认同/不认同塑造了职业信任/不信任。但是，“总体肯定，具体否定”或“总体否定，具体肯定”的分布态势表现出民众对某职业的总体信任和具体信任（道德信任、技术信任等）相冲突，本文将其视作职业信任的一种“反常”的分布态势。

2.“反常”信任的量化操作

为了剖析“反常”信任的产生原因，本文在四个有关医生信任的二分医生信任变量的基础上生成一组Y值变量充当“反常”信任的代理变量。当总体信任与具体信任同高或同低时，Y变量赋值为0，代表医生信任呈现“正常”态势；当总体信任度高、具体信任度低时，Y变量赋值为1，代表医生信任呈现“反常”态势。

表4呈现了Y变量的具体赋值方式和描述统计结果。描述结果显示，三个Y值变量中“1”值比重均超过60%，这进一步表明中国民众对医生主要持“总体肯定，具体否定”态度。

“总体否定，具体肯定”信任状况也可以视为一种“反常”信任的表现形式。但在本文研究样本中该类型信任占比极少（占比分别为2.08%、1.49%、1.97%），非本文所关注的重点，故未将这些少量观测对象纳入考察范围。

3.“反常”信任实证解析

中国民众对医生的信任呈“反常”分布的原因是什么？为解答这一问题，本文以Y变量作为被解释变量，考察各类变量对“反常”信任的影响。鉴于Y变量为二分变量，将引入probit模型进行实证分析。

表5呈现了“反常”信任影响因素回归分析表。probit回归结果显示个别个人特征变量（年龄、城乡等）对部分被解释变量存在影响。但整体来看，无论是个人特征变量还是医保参与状况、上网频次等均无法回应和解释中国民众对医生“总体肯定，具体否定”的信任分布态势。

制度信任变量是唯一对所有Y变量均存在显著影响的解释变量，回归系数全部为正且都在0.01水平上显著。这表明，民众对医疗卫生制度的认可程度越高，就越倾向于对医生秉持“总体肯定，具体否定”的信任态度。这一结论回应和解释了为什么中国民众对医生的信任存在“反常”的分布态势。中国医生职业群体是医疗卫生制度的组成部分，医生背后社会制度力量的参与塑造了民众对医生的信任，但这种“制度塑造”效应并不均衡，它强化了民众对医生群体在抽象层面（总体信任）和现实层面（医德、医术信任）的信任反差。

（二）具体信任对总体信任的塑造过程分析

本研究发现并提出中国医生信任的“制度塑造”结论，我们还发现，中国民众对医疗卫生制度的认可程度会强化其对医生的“反常”信任态度。那么，“职业技能或职业道德塑造职业信任”的理论在中国是否依然适用？在解释变量中加入具体信任后，“制度塑造”结论是否依然稳定？制度信任是否影响具体信任对总体信任的塑造过程？为了回应这些问题，本文将考察总体信任形成过程中具体信任与制度信任的作用；同时，还将考察制度信任在医生总体信任塑造过程中的调节效应。

表6呈现了具体信任对总体信任影响的分析结果，以医生总体信任为被解释变量，以具体信任为解释变量，解释变量中还包含了具体信任与制度信任的交互项。为了更清晰地呈现交互项与被解释变量的共变性关系，本文将医生信任变量（有序性质的五分类变量）设定为连续变量，使用常规最小二乘（Ordinary Least Squares，OLS）考察了制度信任在医生总体信任塑造过程中的调节效应。

从具体信任对总体信任的主效应来看，医术信任、医德信任、公正信任三个变量的回归系数分别为0.206、0.288、0.092，回归系数均为正，且在0.01统计水平上显著。这表明，民众对医生医术、医德及公正态度的认同感能够有力地塑造个体对医生的总体信任，中国民众对医生的“反常”信任分布态势未能推翻职业社会学理论中“职业技能、职业道德塑造职业信任”的基本观点。同时，三组模型中即使加入了具体信任变量，制度信任变量对总体信任的回归系数依旧为正，且在0.01的水平上统计显著，这也表明中国医生信任的“制度塑造”结论具有稳健性。

但是三个具体信任变量和制度信任的交互项均显著为负。这表明，制度信任在具体信任塑造总体信任的过程中具备调节作用。从交互项的回归系数来看，制度信任变量每提升一个单位，三个具体信任变量对总体信任的正向作用分别下降0.033、0.045和0.012个单位。

交互项回归结果说明，制度信任不但直接塑造民众对医生的总体信任，而且影响和制约着具体信任对总体信任的塑造。民众对国家医疗制度的认同程度越高，医德、医术等具体信任对总体信任的塑造力度就越小，制度信任对医术、医德的塑造力具有强烈的替代作用。因此，即便医术信任、医德信任处于较低水平，较高水平的制度信任依然能保证对医生的总体信任保持在较高水平。这一回归结果回应了为什么高总体信任和低具体信任可以并存的“反常”分布态势。

交互项与构成它的低次项变量可能存在较强的相关关系，进而对分析结果产生潜在的不利影响（谢宇，2010：246）。因此本文对低次项（制度信任、具体信任）进行中心化处理（变量减去其均值后生成新变量）后构造交互项进行分析；同时，重新将医生信任变量视为分类变量进行交互项分析。这两种稳健性检验结果均显示，表6的分析结论具有稳健性。因版面限制，相关回归结果此处未呈现，留存备索。

（三）“制度塑造”结论可靠吗？

无论是初步实证分析结果，还是具体信任对总体信任的塑造过程分析，均显示制度信任对医生总体信任存在显著的正向影响。结合理论与前文诸多回归分析结果，本文提出了中国医生信任的“制度塑造”结论。这一结论可靠吗？

内生性问题决定了基于调查数据的实证分析经常难以保证因果推断的科学性（陈云松、范晓光，2010）。面对制度信任与医生总体信任潜在的内生性问题，本文拟使用工具变量法来加以处理。

本文计算了受访人所在社区其他民众对医疗制度信任的均值，生成“社区制度信任”变量充当工具变量。在以个体为单位的分析模型中，宏观层次（社区、市、省等）的集聚数据可以被视为来自“上层”的变量（陈云松，2012）。一般观点认为，这些来自“上层”的变量是外生的，不会影响原模型的被解释变量；同时，“同侪效应”又保证了集聚数据和解释变量存在相关性（Card & Krueger, 1992）。

本文以“社区制度信任”作为工具变量，使用IV-probit、IV-oprobit模型进行工具变量回归。为了避免信息损失风险以及便于后续检验，本文将有序性质五分类变量视为连续变量，引入两阶段最小二乘法（Two-Stage Least Squares，TSLS）进行分析。表7呈现了工具变量模型第二阶段的回归结果。结果显示，制度信任变量回归系数全部为正且均在0.01水平上统计显著。这表明，在排除内生性问题后，制度信任变量对医生信任变量存在显著正向影响的结果具有稳健性。

基于“上层”单位聚集性变量设置思路以及学术界的既往研究，本文以社区制度信任变量作为工具变量，以此为基础的工具变量模型回归结果也证实了“制度信任能够塑造医生信任”结果的稳健性。但也有学者指出，来自“上层”的聚集数据不一定是外生的，甚至可能增加分析偏误（陈云松，2012）。如果从变量间的共变关系分析，工具变量的“相关性”“外生性”条件实际难以共同实现：解释变量对被解释变量的回归结果存在显著性直接表明解释变量和被解释变量之间存在共变关系，“相关性”条件又需要解释变量和工具变量存在共变性关系，因此工具变量很难保证与被解释变量“毫不相关”。这一“矛盾”充分体现了探索工具变量过程中“充满艰辛，难以驾驭”的特性（陈云松，2012）。

由于“外生性”要求难以满足，康利（Timothy G. Conley）等学者认为外生性假设可以适当放宽，在不满足该条件的情况下，仍应该允许进行工具变量法估计与推断（Conley et al.，2012）。康利等指出，在工具变量不满足“外生性”要求的情况下，研究者可利用先验信息获取解释变量的区间估计值（Conley et al.， 2012）。遵循康利等学者的思路，本文首先获得工具变量（社区制度信任）对被解释变量（总体信任）的回归系数估计值区间。在此基础上，利用stata14.0计量软件plausexog命令考察解释变量（制度信任）的回归系数分布区间。

分析结果显示，制度信任对医生信任的回归系数分布区间为［0.052，0.354］。图2呈现的plausexog分析结果图中，横坐标代表社区制度信任对总体信任的影响强度，纵坐标代表制度信任变量对总体信任变量回归系数取值。图2显示，随着工具变量外生影响强度的增大，制度信任系数区间下限出现了递减的趋势。但即使存在系数区间下限的递减趋势，解释变量的回归系数估计的最小值（0.052）仍为正值。这一分析结果证实，“制度塑造”这一结论具有稳健性。

六、结论

医生群体是职业社会学研究对象的典型代表，民众对医生的信任度能够反映出医患关系的和谐程度。虽然医生信任研究兼具理论意义与现实意义，但中国医生信任研究尚存在诸多空白区域。本文对医生信任研究进行回顾，并利用数据考察了中国民众对医生的信任状况。本文的研究成果和意义体现在以下方面。

首先，虽然有部分文献使用实证手段分析了中国医生信任问题，但这些文献均关注民众对医生的总体信任，忽略了民众对医生的具体信任。本文在具有全国代表性调查数据基础上，设置了四个变量作为医生信任的代理变量，并使用probit、oprobit、goprobit等模型全面分析了医生信任的制约因素，呈现了总体信任、医术信任、医德信任、公正信任的分布及影响因素，对中国医生信任状况进行了细致的描述与刻画。

其次，本文推进了对社会制度信任和职业信任关系的讨论，深化了职业社会学理论关于国家和职业关系的认识。本文发现并提出中国医生信任的“制度塑造”说——民众出于对社会制度的信任而产生对医生的职业信任。随着福利社会的建设，许多西方国家逐渐承担了为民众提供医疗保障服务的法理义务（Harrison & Ahmad，2000；Kuhlmann，2006：187）。在此背景下，医生职业充当了民众和国家之间“调解人”（mediator）的角色（Kuhlmann，2006: 3），民众对医生的职业信任成为国家医疗卫生制度合法性的重要来源（Kuhlmann，2006: 181）。但不同于西方国家“医生信任促进制度信任”，中国社会存在“制度信任塑造医生信任”的现象。“制度塑造”说不但厘清了中国医生信任的来源，体现出中国医生职业化进程的发展特性，也反映出不同社会背景下“国家—职业”关系的异质性。

再次，本文深化了对总体职业信任和职业技术信任、职业道德信任关系的认识。主流职业社会学理论将目光聚焦在职业道德和职业技能对职业信任的影响上，认为现代职业化的核心在于专业技能信任取代职业道德，塑造了民众的职业认同。但中国民众对医生的“反常”信任形态表明，高职业总体信任和低职业道德、低职业技能信任可以并存。本文对“反常”信任形态及具体信任塑造总体信任的过程进行了解析。研究发现，社会制度信任能够抵消和替代“职业道德/职业技术”对“职业信任”的塑造力；民众对国家制度越认同，越倾向于形成对医生抽象层面和现实层面（如医术、医德）的信任反差。

最后，本文的研究结论具有较强现实意义。医患关系既关系到医疗活动效率，又对社会稳定产生影响。中国的医患关系不容乐观。面对紧张的医患关系，大量学者将原因归咎于市场化改革背景下医生职业道德的缺失（郭乡村，1996；李景波，2006；何昕，2014；韩艳娥等，2007），社会大众和新闻媒体对医德下降乃至缺失发起猛烈批判（何昕，2014；朱力、袁迎春，2014）；在具体的医疗活动中，部分患者在就医过程中也表现出对医生职业技能的极度不信任，甚至出现通过不提供、隐瞒病历的方式考验医生水平，利用影音设备记录诊疗过程以防范医生的现象（张文娟等，2014）。不可否认，个别医师医德败坏、医术不精降低了民众对医生的信任，破坏了医患关系，但不能简单地将中国医患关系的紧张局势完全归因于医生。中国医生职业群体深深地嵌入在国家医疗卫生体系之中，民众对医生的信任为制度环境所调节。在这一背景下，医生信任塑造过程并不是均衡、稳定的，对具有权威性、抽象性的社会制度越认同，民众越倾向于形成对医生的信任反差。这种信任反差不利于和谐医患关系的构建，建立在“反常”信任之上的“总体肯定”并不具有稳定性，应避免“具体否定”的放任发展冲击职业信任乃至制度信任。

本文尚存在诸多缺陷，有待未来研究予以补充。一方面，虽然中国综合社会调查数据是具有权威性和代表性的全国性综合调查数据，但医生信任问题设置的精细度有待进一步提升。本文利用民众对中国医疗卫生系统的满意度代表对医疗系统的制度信任，相关调查数据也有待进一步完善。另一方面，信任是一个存在隐蔽性和主观性的研究变量，使用实证手段分析调查数据来推进信任研究具有天然的弊端。要对中国医生信任问题，尤其是中国医生信任分布态势问题进行更为深入的研究，还有赖基于定性材料进一步展开分析。

作者单位：中山大学政治与公共事务管理学院

责任编辑：张志敏