诉讼经历者(原告或被告)的司法信任不仅直接影响其裁判遵从意愿，也关乎全面依法治国进程及和谐社会建设。然而，近年来多起辱骂殴打甚至杀害法官事件折射出诉讼经历者的司法信任有待提升。正因如此，党的十八届四中全会审议通过的《中共中央关于全面推进依法治国若干重大问题的决定》中专节阐述了保障司法公正和提高司法公信力问题，“让人民群众在每个司法案件中感受到公平正义”也成为了习近平总书记对新时代司法的殷切期盼。不过目前国内学者尚未对当事人的司法信任问题展开系统的实证研究。可以说，无论是理论发展还是以审判为中心的诉讼制度改革都要求法学研究者解答以下问题：中国诉讼经历者的司法信任如何？其具体的形成条件是什么？可采取何种应对策略？
二、文献回顾与理论框架
(一)司法信任内涵
关于何为司法信任目前国内学者尚未达成共识。传统理论法学倾向于使用“司法公信力”概念。比如，有学者认为，司法公信力是指信任方对司法机关在“正当的程序”“公正的结果”和“适格的司法人员”等方面因素所表现出来的信任程度。[6]“司法公信力作为赢得公众信任和信赖的能力，当然地包含着公众对司法裁判者的判断力能够予以信任和信赖的内容”。[7]形成鲜明对比的是，法社会学实证研究则更多采用“司法信任”概念，并倾向于将其信任的对象限定为司法机构。尤其是国外主流的实证研究文献皆把司法信任操作化为居民对法院的信任。可以看到，上述两个概念主要的分歧似乎仅在于，是否应将对司法人员的信任纳入到司法信任的内涵之中。
(二)程序正义论
1.程序正义的法治意义及基本内涵
2.程序正义与司法信任
(三)社会文化论
国内学者也对社会文化与司法信任的关系进行了初步的理论探讨。有学者认为，无讼文化所塑造的“息讼”和“厌讼”倾向已成为困扰当代中国法制现代化的重要现实问题。[25]无讼文化也可能对中国居民的法律认同兼具积极和消极的双重影响。[26]此外，重视关系作为中国人日常生活中的一种显著的社会取向，对居民的政治态度和行为具有深刻影响；[27]而有调查研究发现，这种影响对司法信任而言是腐蚀性的。[28]
（图略）
图1诉讼经历者司法信任的影响因素
综上所述，现有研究主要从程序正义和社会文化两个理论视角来解释居民的司法信任问题。不过相对而言，法社会学实证研究主要考察了司法信任的程序正义维度，而对社会文化所带来的影响重视不够。有鉴于此，本研究基于已有文献和生活经验总结了可能影响诉讼经历者司法信任的10种程序正义和社会文化变量(如图1所示)，并基于社会调查数据检验中国语境下当事人司法信任的具体影响因素。
三、研究设计
(二)分析策略
定性比较分析的两个核心指标为一致性(Consistency)和覆盖率(Coverage)。一致性主要考察不同变量之间的必要性和充分性关系；而覆盖率则描述条件变量对结果变量的解释力。通常而言，如果条件X是结果Y的必要条件，那么Y对应的集合是X对应集合的一个子集。当必要性指标大于0.9时，表示有90%以上的案例符合一致性条件，可以认为集合之间存在必要关系。类似地，如果条件X是Y的充分条件，那么X对应的集合是Y对应的集合的一个子集。当充分性一致性指标接近或大于0.8时可以认为集合之间存在充分关系。两种一致性的计算公式分别如下：
必要性一致性：Consistency(Yi≤Xi)=∑[min(Xi,Yi)]/∑Yi
充分性一致性：Consistency(Xi≤Yi)=∑[min(Xi,Yi)]/∑Xi
(三)变量测量
1.基层司法信任
参照已有研究，本文把司法信任操作化为居民对法院的信任。问卷要求调查对象对不同级别的法院做出信任评价，答案从“非常不信任”至“非常信任”分为五个层次，分别赋值1至5分，得分越高表示司法信任程度越高。需要说明的是，由于中国特殊的诉讼级别管辖制度，中级及以上级别法院的立案门槛较高，因而大部分当事人在诉讼中主要接触的是基层法院，所以本研究选用当事人的基层法院信任度来测量其司法信任水平。
2.程序正义
本研究从平等对待、审判独立、审判效率、法官品德和法官专业性五个方面来测量当事人的主观程序正义。具体的测量题目分别是“原告和被告不论有钱无钱，有权无权，法官都能一视同仁”“法院判决受到太多政治和经济利益的影响”“法院审判效率太低”“大盖帽两边靠，吃了原告吃被告”和“某些法官的法治意识不高”。每个题目的答案从“非常不同意”至“非常同意”分别赋值1至5分。由于对后四个问题的回答得分高反而意味着相应的程序正义评价低，因此需对原始数据进行倒序编码处理。
3.社会文化
表1居民信任倾向的因子分析
┌───────────┬───────────┬────────────┐
│信任对象│一般信任因子│特殊信任因子│
├───────────┼───────────┼────────────┤
│家庭成员│--│0.803│
│直系亲属│--│0.839│
│其他亲属│--│0.578│
│邻居│0.630│--│
│一般熟人│0.849│--│
│一般朋友│0.838│--│
│亲密朋友│--│0.500│
│第一次见面的人│0.624│--│
│因子特征值│2.520│2.085│
│累积贡献率│31.50%│57.56%│
└───────────┴───────────┴────────────┘
四、分析结果
(一)描述性发现
表2呈现了诉讼经历者与非诉讼经历者的基层司法信任状况，其中以下三点值得注意。第一，诉讼经历者与非诉讼经历者中选择“比较信任”和“非常信任”的比例分别为67.81%和86.72%。这表明上海居民总体上具有较高的司法信任，并无学界所担忧的普遍化的司法信任危机。
第二，与非诉讼经历者相比，诉讼经历者不信任司法的人数比例大幅增加。当事人中选择“非常不信任”和“非常信任”者的比例为24.14%，而其他一般居民对应的比例仅为7.76%，两者相差16.38%；同时诉讼经历者中明确表示比较信任司法者的比例较之非诉讼经历者减少了1.91%。这表明总体上诉讼经历者比非诉讼经历者具有更低的司法信任。
第三，约有6%的当事人选择了“完全不信任”，而该比例在非诉讼经历者中仅为0.28%。可见，部分当事人确实对法院持有非常低的信任度，这可能构成了他们涉诉上访及辱骂殴打法官等过激行为的心理基础。
表2两类居民的基层法院信任度比较
┌─────────┬─────────┬─────────┬────────┐
││A.诉讼经历者(%)│B.非诉讼经历者(%)│A减B的差值(%)│
├─────────┼─────────┼─────────┼────────┤
│非常不信任│5.75│0.28│5.47│
│不太信任│18.39│7.48│10.91│
│说不清│8.05│5.53│2.52│
│比较信任│51.72│66.28│-14.56│
│非常信任│16.09│20.44│-4.35│
└─────────┴─────────┴─────────┴────────┘
表3报告了诉讼经历者与非诉讼经历者在各变量上的均值及其差异显著性。①从表3可以看出，受访者总体上具有较高的司法信任，两类居民的司法信任均值在1至5分之间分别达到3.54分和3.99分。但诉讼经历者的司法信任比非诉讼经历者约低0.45分，方差分析显示这种差异的显著性水平为0.001。②诉讼经历者在程序正义变量上的取值皆低于非诉讼经历者，即当事人具有明显更低的主观程序正义。③两类居民的文化观念差异并不显著。初步的数据分析显示，程序正义变量可能比社会文化变量更能对当事人的司法信任产生直接影响。
表3两类居民在主要变量上的描述性信息
┌────────┬───────────┬───────────┬───────┐
││诉讼经历者│非诉讼经历者│差值及显著性│
│├─────┬─────┼─────┬─────┼───────┤
││均值│标准差│均值│标准差│--│
├────────┼─────┼─────┼─────┼─────┼───────┤
│因变量││││││
│基层司法信任│3.540│1.139│3.991│0.764│0.451***│
│程序正义││││││
│平等对待│3.310│1.288│3.542│1.148│0.230**│
│审判独立│2.299│1.152│2.714│1.088│0.415**│
│审判效率│2.483│1.088│2.964│1.116│0.481**│
│法官品德│2.872│1.300│3.186│1.092│0.314**│
│法官专业性│2.247│1.119│2.865│1.134│0.618*│
│社会文化││││││
│威权主义│3.839│1.170│4.021│1.011│0.182│
│无讼取向│2.966│1.368│3.019│1.254│0.053│
│关系取向│3.310│1.232│3.107│1.145│0.203│
│一般信任│51.083│20.424│53.810│18.212│2.727│
│特殊信任│77.799│14.248│79.436│13.179│1.637│
└────────┴─────┴─────┴─────┴─────┴───────┘
注：(1)一般信任和特殊信任取值为标准化的因子得分，取值在1至100之间；(2)差值显著性的检验方法为单因素方差分析；(3)*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。
(二)多元线性回归：对诉讼经历者司法信任成因的初步诊断
1.程序正义与诉讼经历者的司法信任
2.社会文化与诉讼经历者的司法信任
表4两类居民司法信任的影响因素(OLS)
┌─────────┬──────┬──────┬───────┬───────┐
│││诉讼经历者││非诉讼经历者│
│├──────┼──────┼───────┼───────┤
││模型1│模型2│模型3│模型4│
├─────────┼──────┼──────┼───────┼───────┤
│程序正义│││││
│平等对待│0.409***││0.345**│0.117***│
│审判独立│0.084││0.095│0.033│
│审判效率│-0.019││-0.068│0.060**│
│法官品德│0.303*││0.242*│0.105**│
│法官专业化│0.033││0.061│0.030│
│社会文化│││││
│威权主义││0.247*│0.111│0.080***│
│关系文化││-0.363**│-0.146│-0.063*│
│无讼文化││-0.085│-0.022│-0.015│
│一般信任││0.160│0.143│0.196***│
│特殊信任││0.055│0.080│0.114***│
└─────────┴──────┴──────┴───────┴───────┘
│控制变量│││││
│性别(男=1)│-0.062│-0.077│-0.065│-0.016│
│年龄│0.133│0.114│0.154│0.008│
│收入等级│0.010│-0.003│0.024│0.035│
│政治面貌(党员=1)│0.065│0.077│-0.042│0.000│
│R2│0.394│0.286│0.435│0.162│
│样本量│87│87│87│2153│
注：因变量为基层司法信任；标准回归系数：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。
(三)模糊集定性比较分析：决定诉讼经历者司法信任的因素组合
fsQCA要求把变量转化为取值在0至1之间的隶属度(Membership)，并依据隶属度将某个诉讼经历者归为特定的集合。按照拉金等学者的建议，研究者可以根据已有理论和生活经验采用“四值”“五值”“六值”或“八值”等模糊化赋值方式。[34]为了对应原始调查数据，本节分析暂时采取的是“五值”方案，下文再对该分析结果进行稳健性检验。比如对基层司法信任，我们把“很不信任”编码为0，表示当事人完全隶属于低度司法信任的集合；“不太信任”编码为0.18，表示当事人隶属于比较不信任集合；“说不清”编码为0.50，表示当事人处于“不太信任”和“比较信任”之间；“比较信任”编码为0.82，表示当事人隶属于高度司法信任的集合；“非常信任”编码为1，表示当事人隶属于完全信任的集合。模糊化处理后隶属度均值为0.65，表明隶属于“比较信任”及以上集合的当事人占多数；而表3中当事人的司法信任均值在1至5分之间为3.54。两种结果的相似性表明对数据的赋值方案较为合理。研究中对四个解释变量的模糊集转化采用了与司法信任一致的赋值方案。篇幅原因，这里不做详细介绍。
1.单因素必要性和充分性分析
本文首先考察了单个解释变量是否构成当事人司法信任的必要条件和充分条件。从表5可以看出，四个变量的必要一致性指标都未达到0.9，因而不能认为是司法信任的必要条件。但是平等对待和法官品德的充分一致性指标分别达到了0.88和0.90(大于0.8)，因此这两个变量构成了当事人司法信任的充分条件。同时，威权主义的充分一致性为0.78，可以看作是近似的充分条件。总体来看，平等对待、法官品德和威权主义三个变量对当事人的司法信任有较大影响，而关系文化的充分一致性相对稍弱。不过，没有一个变量能够单独导致高司法信任，这就需要对它们的共同作用进行分析。
表5单因素的必要性和充分性分析
┌───────┬────────┬──────────┬──────────┐
│理论维度│变量名│必要一致性│充分一致性│
├───────┼────────┼──────────┼──────────┤
│程序正义│平等对待│0.79│0.88│
│├────────┼──────────┼──────────┤
││法官品德│0.65│0.90│
│社会文化│威权主义│0.85│0.78│
││关系文化│0.64│0.71│
└───────┴────────┴──────────┴──────────┘
2.影响诉讼经历者司法信任的组合因素
从表6可以看出，上述条件的组合能较好解释当事人的司法信任何以形成的问题。研究发现，主要有四种组合条件促成了当事人的司法信任；组合条件的方案一致性为0.98(接近于1的理想状态)，且能解释约62%的案例。具体来说，在以下四种组合条件下当事人能够形成较高的司法信任：
较高司法信任=威权主义*~关系取向*平等对待(路径1)+威权主义*~关系取向*法官品德(路径2)+~关系取向*平等对待*法官品德(路径3)+威权主义*平等对待*法官品德(路径4)
其中，路径1和路径4具有相对更强的解释力。路径1表明，那些同时隶属于强威权主义集合、弱关系取向集合和强平等对待集合的当事人具有较高司法信任。原生覆盖率显示该路径能够解释[49]%案例；而唯一覆盖率表明有4%案例只能由该路径来解释。路径4表明，同时隶属于强威权主义集合、强平等对待集合和强法官品德集合的当事人可形成高度司法信任；该路径能解释[55]%案例，且10%案例只能由该路径解释。
表6当事人司法信任得以形成的组合条件
┌────────────────┬──────┬──────┬──────┐
│组合条件或因果路径│原生覆盖率│唯一覆盖率│一致性│
├────────────────┼──────┼──────┼──────┤
│1.威权主义*~关系取向*平等对待│0.49│0.04│1.00│
│2.威权主义*~关系取向*法官品德│0.47│0.02│1.00│
│3.~关系取向*平等对待*法官品德│0.46│0.01│1.00│
│4.威权主义*平等对待*法官品德│0.55│0.10│0.98│
│方案覆盖率(solutioncoverage)│0.62│││
│方案一致性(solutionconsistency)│0.98│││
└────────────────┴──────┴──────┴──────┘
注：(1)分析中软件输出了复杂解、简化解和折中解，三种方案的区别仅在于各自包含了多少逻辑余项，学界主流做法是报告折中解。(2)“*”表示“和”，“~”表示“非”，即某个案例具有相反的集合隶属度。比如某个案例在关系变量上的隶属度为0.82，则“~关系取向”=1-0.82=0.18。
总体来看，平等对待和法官品德两个程序正义变量对当事人的司法信任具有重要影响，而威权主义和关系文化则通过调节当事人的程序正义认知而间接作用于司法信任。对照多元线性回归分析结果可以发现，威权主义能够增加当事人的主观程序正义，而关系文化的效果则相反。无论如何，社会文化论和程序正义论有助于解释当事人司法信任，但在具体影响变量上不同于其他一般居民。
(四)模糊集分析结果的稳健性检验
模糊集定性比较分析对变量的赋值方案具有一定的敏感性，[35]因而接下来本文进一步对研究结果进行稳健性检验。具体有两种检验方法：第一，在变量赋值上采用新的“五值”方案(0、0.2、0.4、0.6、1)，并基于fsQCA软件重复上文的分析步骤；第二，基于stata软件的fuzzy命令对变量进行标准化的模糊集转换。[36]标准化转化的依据是每个变量的数据结构，因此每个变量的赋值方案都有所不同(详见附录1)。在此基础上进一步检验四个条件变量及其组合与司法信任的必要充分关系。结果表明，尽管方案一致性和方案覆盖率两个指标存在微小变化，但关于变量的充分性和变量组合的因果路径基本一致。换言之，不同的分析方法都表明平等对待、法官品德和威权主义构成了当事人司法信任的充分条件，而且表6呈现的四种因果路径也能较好解释当事人司法信任的形成过程。
五、结论及其经验意义
诉讼经历者偏低的司法信任是引发其抗拒执行、涉诉上访及辱骂殴打法官等过激行为的心理基础。探究当事人司法信任的制约因素及其应对策略兼具理论和实践意义。不过，国内法学界尚未对该主题开展系统的实证研究。本研究综合运用多元线性回归和模糊集定性比较分析方法探究当事人司法信任的形成条件，既是对已有信任理论之补充，也对以审判为中心的诉讼制度改革提供了有益启示。
(一)主要结论
(二)经验启示之一：理解转型期诉讼经历者偏低的司法信任
基于上述结论可以进一步讨论当前中国部分诉讼经历者何以具有偏低的司法信任。究其原因，主要包含转型期不够完善的司法制度和多种复杂的文化效应两方面。具体而言，可做出以下推论性解释。
首先，执行难、涉诉上访及辱骂殴打法官等过激行为的产生与社会转型期不够完善的司法制度有关，尤其体现为庭审程序正义方面的缺陷。一方面，尽管审判效率和审判独立性有明显改善，但是司法机关在平等对待当事人方面的表现仍有提升空间。平等对待表现不够直接导致了部分诉讼经历者产生了偏低的平等对待体验及司法信任。另一方面，转型期的法官品德可能还存在参差不齐状况。法官是审判程序的引导者，其廉洁状况及中立性表现也是程序正义的重要内容之一。而现实中少数法官不能恪守中立原则使得当事人的法官品德评价偏低，从而弱化了他们的司法信任。总之，平等对待和法官品德是解释诉讼经历者司法信任不足的两个重要程序性制度变量。
再次，传统文化中的关系文化一定程度上弱化了诉讼经历者的主观程序正义和司法信任。著名文化社会学家安·斯威德勒(AnnSwidler)认为，在和平稳定时期，文化不是通过向人们提供终极价值观，而是通过塑造一套囊括了习惯、技能和风格等要素的“工具箱”(ToolKit)来影响行动。[37]正是在这层意义上，关系文化塑造了一种独特的“关系归责”思维，即当己方没有关系时，往往下意识地将不利结果归结为对方“找了关系”，而法官则可能因为“关系”而偏袒了自己的对手。正如研究结论所显示，关系取向越明显的当事人越倾向于怀疑庭审的平等对待和法官品德，从而呈现出更低的司法信任。
(三)经验启示之二：提升诉讼经历者司法信任的可行策略
本研究对思考如何增加诉讼经历者的司法信任提供了有益的启示。除了“坚持党的领导”的基本原则之外，我们至少还可以做出以下努力。
第一，着重提升庭审程序的平等对待表现，避免过分追求审判效率和审判独立的误区。平等对待体现了法律能够尊重权利并保持客观中立，因而被西方学者认为是程序正义的最重要内容。研究发现，诉讼经历者的司法信任与平等对待有关，而与审判效率和审判独立无关；而关系文化弱化了当事人的平等对待体验。这些发现启示我们，以审判为中心的诉讼制度改革需要注重提升当事人的平等对待体验，而过于偏重审判独立和审判效率并不一定带来良好的司法效果。尤其是当下如火如荼的智慧司法建设在提升审判效率和审判独立方面发挥了重要作用，但如果不注意增加诉讼经历者的平等对待体验，可能并不一定有利于司法信任的建构。同时，可继续深化司法制度改革，杜绝人情关系对司法审判的干扰，从生活经验上改变社会公众的“关系归责”思维对法庭平等对待的腐蚀效果。
第四，引导居民形成正确的权利观，抑制威权主义式微背景下“权利泛化”现象带来的消极影响。威权主义在维持政治合法性方面发挥着重要作用，但其政治功能已经或正在衰退；而导致这种衰退的一个重要因素在于居民的权利意识觉醒。权利意识一方面有利于加快中国的民主法治进程，但另一方面不合理的权利观所引发的“权利泛化”现象也对司法制度带来了巨大压力。[40]“权利泛化”是指一些本不属于法律保护的权利(如“亲吻权”“视觉卫生权”“相思权”等)被认为是个体的基本权利并通过诉讼要求法院维权。[41]由于缺乏法律依据，被泛化的权利通常无法得到法律保护，这就引发了部分当事人对法院的不满和批评。这种负面效应还可能通过人际交往和媒体使用等社会化途径而被放大。因此，引导居民形成正确的权利观可有效缓解司法信任危机。
附录1：基于stata软件fuzzy命令的模糊集赋值方案说明(标准化赋值)
┌──────┬─────┬────────────────┬─────┬──────┐
│结果变量││标准化赋值方案││隶属度均值│
│├─────┼─────┬────┬─────┼─────┤│
││很不信任│不太信任│说不清│比较信任│非常信任││
├──────┼─────┼─────┼────┼─────┼─────┼──────┤
│基层司法信任│0│0.14│0.28│0.62│1│0.53│
├──────┼─────┼─────┴────┴─────┼─────┼──────┤
│解释变量││标准化赋值方案││隶属度均值│
││很不同意│不太同意│说不清│比较同意│非常同意││
│平等对待│0│0.21│0.38│0.65│1│0.52│
│法官品德│0│0.27│0.52│0.77│1│0.48│
│威权主义│0│0.13│0.25│0.53│1│0.58│
│关系取向│0│0.19│0.37│0.66│1│0.52│
└──────┴─────┴─────┴────┴─────┴─────┴──────┘
*上海师范大学哲学与法政学院讲师。本文系国家社会科学基金重点项目“‘重大改革于法有据’理论与实践研究”(项目编号：18AFX001)及上海师范大学文科创新团队项目(项目编号：301AC703119004228)的阶段性成果。
[1]DarleneWalkeretal.,“ContactandSupport:AnEmpiricalAssessmentofPublicAttitudestowardthePoliceandtheCourts”,NorthCarolianLawReview,Vol.51,No.1,1972,pp.43-79.
[2]Yankelovich,SkellyandWhite,Inc.,ThePublicImageofCourts:HighlightsoftheNationalSurveyofGeneralPublic,Judges,LawyersandCommunityLeaders,Williamsburg,VA:NationalCenterforStateCourts,1978,pp.17-20.
[3]SeeSaraBeneshandSusanHowell,“ConfidenceintheCourts:AComparisonofUsersandNonusers”,BehavioralSciencesandtheLaw,Vol.19,No.3,2001,pp.199-214.
[4]参见(美)汤姆·泰勒：《人们为什么遵守法律》，黄永译，中国法制出版社2015年版，第169页。
[6]参见关玫：“司法公信力初论——概念、类型与特征”，《法制与社会发展》2005年第4期，第135页。
[7]参见郑成良、张英霞：“论司法公信力”，《上海交通大学学报(哲学社会科学版)》2005年第5期，第7页。
[8]参见(德)尼克拉斯·卢曼：《信任：一个社会复杂性的简化机制》，瞿铁鹏、李强译，上海人民出版社2005年版。
[9]参见周怡：“信任模式与市场经济秩序：制度主义的解释路径”，《社会科学》2013年第6期，第60页。
[10]参见高学德、翟学伟：“政府信任的城乡比较”，《社会学研究》2013年第2期，第215-242页。
[12]参见李峰：“司法信任的影响机制分析——基于上海数据的实证探讨”，《甘肃社会科学》2013年第6期，第141页。
[13]参见(美)约翰·罗尔斯：《正义论》，何怀宏、何包钢、廖申白译，中国社会科学出版社1988年版。
[14]SeeJerryL.Mashaw,“AdministrativeDueProcess:TheQuestforaDignitaryTheory”,BostonUniversityLawReview,Vol.61,No.4,1981,pp.885–931.
[15]参见陈瑞华：《程序正义理论》，中国法制出版社2010年版。
[16]SeeTomR.Tyler,“PublicTrustandConfidenceinLegalAuthorities:WhatDoMajorityandMinorityGroupMembersWantfromtheLawandLegalInstitutions”,BehavioralSciencesandtheLaw,Vol.19,No.2,2001,pp.215–235.
[17]SeeTomR.TylerandKennethRasinski,“ProceduralJustice,InstitutionalLegitimacy,andtheAcceptancesofUnpopularU.S.SupremeCourtDecisions:AReplytoGibson”,LawandSocietyReview,Vol.25,No.3,1991,pp.621–630.
[18]SeeIvanY.SunandYuningWu,“Citizens’PerceptionsoftheCourts:TheImpactofRace,GenderandRecentExperience”,JournalofCriminalJustice,Vol.34,No.5,2006,pp.457–467.
[19]陈瑞华，见前注[15]，第117页。
[21]SeeWilliamMishlerandRichardRose,“WhataretheOriginsofPoliticalTrustTestingInstitutionalandCulturalTheoriesinPost-communistSocieties”,ComparativePoliticalStudies,Vol.34,No.1,2001,pp.30–62.
[22]参见(美)加布里埃尔·阿尔蒙德、西德尼·维伯：《公民文化——五个国家的政治态度和民主制》，徐湘林译，华夏出版社1989年版。
[23]参见马得勇：“政治信任及其起源：对亚洲8个国家和地区的比较研究”，《经济社会体制比较》2007年第5期，第81页。
[24]参见周怡、周立民：“中国农民的观念差异与基层政府信任”，《社会科学研究》2015年第4期，第122-127页。
[25]参见于语和：“试论‘无讼’法律传统产生的历史根源和消极影响”，《法学家》2000年第1期，第113-117页。
[26]参见李春明、张玉梅：“‘无讼’法律文化与中国公众的法律认同”，《法学论坛》2007年第4期，第74-81页。
[27]参见边燕杰、张磊：“论关系文化与关系社会资本”，《人文杂志》2013年第1期，第107-113页。
[28]参见周立民，见前注[5]，第104页。
[29]SeeCharlesC.Ragin,RedesigningSocialInquiry,Chicago:UniversityofChicagoPress,2008.
[30]参见黄荣贵、郑雯、桂勇：“多渠道强干预、框架与抗争结果——对40个拆迁抗争案例的模糊集定性比较分析”，《社会学研究》2015年第5期，第98页。
[31]参见杨国枢：《中国人的心理与行为：本土化研究》，中国人民大学出版社2004年版，第106页。
[32]转换公式是：转换后的因子值=(因子值+B)×A。其中，A=99/(因子最大值-因子最小值),B=(1/A)-因子最小值。
[33]李春明等，见前注[26]，第75页。
[34]参见(比)伯努瓦·里豪克斯、(美)查尔斯·拉金：《QCA设计原理与应用——超越定性与定量研究的新方法》，杜运周等译，机械工业出版社2017年版，第80页。
[35]SeeSvend-ErikSkaaning,“AssessingtheRobustnessofCrispSetandFuzzySetQCAResults”,SociologicalMethodsandResearch,Vol.40,No.2,2011,pp.391–408.
[36]Stata软件fuzzy命令的使用说明可参考：KyleC.LongestandStephenVaisey,“Fuzzy:AprogramforPerformingQualitativeComparativeAnalyses(QCA)inStata”,TheStataJournal,Vol.8,No.1,2008,pp.79–104.
[37]SeeAnnSwidler,“CultureinAction:SymbolsandStrategies”,AmericanSociologicalReview,Vol.51,No.2,1986,pp.273–286.
[38]参见周立民：“‘双重文化路径’：媒体使用影响政治信任的中介机制”，《中国研究》2017年第1期，第1-20页。
[39]参见马得勇、孙梦欣：“新媒体时代政府公信力的决定因素——透明性、回应性抑或公关技巧”，《公共管理学报》2014年第1期，第112页。
[40]参见唐先锋：“试析国内‘权利泛化现象’”，《人大研究》2004年第7期，第37-39页。
[41]参见陈林林：“反思中国法治进程中的权利泛化”，《法学研究》2014年第1期，第10-13页。