社會網(wǎng)同質(zhì)性的發(fā)生學(xué)分析

社會網(wǎng)同質(zhì)性的發(fā)生學(xué)分析

一、社會網(wǎng)和社會資本的同質(zhì)性傳統(tǒng)的社會資本理論認為，社會資本是社會網(wǎng)絡(luò)中的資源。那些擁有好的社會網(wǎng)絡(luò)資源的個體,其社會資源的使用將提高其勞動力市場回報(Granovette,1974;Coleman,1988;Lin,1999)。在這一共識之下,對社會資本的研究逐漸深入到網(wǎng)絡(luò)的特征、結(jié)構(gòu)等議題,取得了一系列重要成果,如強弱關(guān)系、結(jié)構(gòu)洞等核心概念的提出(Granovette,1973;Bian,1997;Burt,1992),其中一個重要的網(wǎng)絡(luò)特性的概念就是同質(zhì)性(Blau,1977;Feld,1982;McPherson&Smith-Lovin,1987)。在2001年的《美國社會學(xué)年鑒》上,麥克芬森等人(McPhersonetal.,2001)發(fā)表了一篇關(guān)于社會網(wǎng)絡(luò)“同質(zhì)性”特征的綜述,并指出:人們并非隨機挑選交往對象,人們是根據(jù)同質(zhì)性原理(homophilyprinciple)去建構(gòu)各種類型的社會網(wǎng)絡(luò)連接關(guān)系,如婚姻、朋友、社會交往、信息傳遞等;因而造成個體所擁有的社會網(wǎng)絡(luò)在包含社會人口特征、行為特征以及內(nèi)在心理特質(zhì)等多個方面都是同質(zhì)性的。此文引起一批學(xué)者認真審視社會網(wǎng)絡(luò)的同質(zhì)性。這些基于社會網(wǎng)同質(zhì)性的學(xué)術(shù)思考最終導(dǎo)致了顛覆性的結(jié)論。此后第二年,謝宇等人(Zeng&Xie,2002)認真研究了個體的社會網(wǎng)形成過程,提出個體在尋找交往對象時會同時受到同質(zhì)性偏好和其所處的社會結(jié)構(gòu)的制約;因此他們批評已有的社會網(wǎng)絡(luò)同質(zhì)性研究沒有考慮到結(jié)構(gòu)的影響,使用了錯誤的模型,將來源于結(jié)構(gòu)的制約所導(dǎo)致的同質(zhì)性與來源于個體交往偏好的同質(zhì)性混雜在一起。又過了一年,穆爾(Mouw,2003)提出了更加顛覆性的討論。為了使敘述更加流暢,我用穆爾在2006年為《美國社會學(xué)年鑒》做的關(guān)于社會資本的研究綜述的重新歸納來敘述穆爾的批評。根據(jù)交往的同質(zhì)性假設(shè),穆爾將人們挑選朋友的決策過程看作是行動者在時間t的時候,根據(jù)自己和交往對象的可觀測和不可觀測的諸多要素的同質(zhì)性進行的效用函數(shù)評估,其數(shù)學(xué)過程如下:Iijt為挑選朋友的效用函數(shù);Xi和Xj分別代表個體和交往對象可觀測的特征;Wi和Wj分別代表個體和交往對象不可觀測的特征;β1和β2代表系數(shù);εijt代表殘差。顯然,行動者和朋友之間可觀測和不可觀測的特性越接近,朋友的效用函數(shù)值越大。(1)穆爾指出,行動者這些可觀測和不可觀測的諸多特征,又影響著其勞動力市場生產(chǎn)能力及勞動力市場回報。而傳統(tǒng)的相關(guān)研究在研究社會資本對勞動力市場的效果時,其研究范式往往是控制個體特征之后,觀察網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中的連接對象的特征對收入的影響。也就是控制了Xi后,分析Xj是否對個體的勞動力市場回報有影響。Xj的效應(yīng)是顯著的,即代表個體的社會資本影響了其勞動力市場回報。注意到傳統(tǒng)的研究范式忽視了Wi和Wj,穆爾批評道:這類研究范式的結(jié)論,既可能反映了社會資本對勞動力收入的因果效應(yīng),也可能反映了歸結(jié)于基于未被觀察到的個體特征的同質(zhì)性的虛假的影響(Mouw,2003,2006)。那么,社會資本到底測量的是行動者不可觀測的人力資本還是行動者的社會資本?穆爾(Mouw,2006)通過蒙地卡羅試驗(MonteCarloSimulation)模擬了這一社會過程,證明當存在潛在的、難以觀察的因素下的網(wǎng)絡(luò)成員的同質(zhì)性影響時,傳統(tǒng)的基于截面數(shù)據(jù)的回歸類模型,無法得到正確的社會資本對地位獲得的因果關(guān)系。我們把謝宇的批評和穆爾的批評放在一起,會發(fā)現(xiàn)他們對社會網(wǎng)和社會資本同質(zhì)性產(chǎn)生過程的不同理解。社會交往和社會資本的同質(zhì)性,到底是因為嵌入在結(jié)構(gòu)化的社會中,被機會函數(shù)約束而不得已的結(jié)果,還是人們主觀偏好下自由意志的結(jié)果?如果說謝宇強調(diào)的是結(jié)構(gòu)約束,穆爾則強調(diào)的是個人主觀偏好。然而謝宇等人更多地集中在已有分析模型的梳理和新模型的提出,并沒有將研究的焦點放在分析結(jié)構(gòu)因素對同質(zhì)性的影響有多大。如果同質(zhì)性的形成主要是緣于行動者嵌入在結(jié)構(gòu)化的社會中,被機會函數(shù)約束的話,則穆爾的批評就是可疑的。回到穆爾的理論,他給出的公式1說明他對于同質(zhì)性產(chǎn)生的社會過程的理解是基于這是行動者主觀偏好的自由意志的結(jié)果,這一認識是穆爾的批評起點,但他并沒有提供任何證明。因此,穆爾批評的理論出發(fā)點并不必然成立,需要認真分析。更加復(fù)雜的是穆爾又進一步批評道:無論行動者尋找工作的方式是哪一種——是采用逐次搜尋模式(sequentialsearchmodel)抑或是采用擴展搜尋模式(extensivesearchmodel)——都存在著:(1)擁有好的關(guān)系人,會提高行動者對收入的預(yù)期,使其產(chǎn)生追求更高收入的行動;(2)擁有好的關(guān)系的行動者在尋找工作的時候比擁有差的關(guān)系的行動者更傾向于使用關(guān)系。如此,當我們分析行動者是否使用關(guān)系對其找到工作的影響時,是否使用關(guān)系本身就不是一個隨機事件,這個過程中存在著內(nèi)生性問題,即行動者并非隨機地分成兩組,一組使用關(guān)系,另外一組不使用關(guān)系,而是存在著自我選擇過程,這種情況下一般回歸的分析結(jié)果存在著嚴重的偏誤。為了驗證以上的分析,穆爾(Mouw,2003)使用了一個追蹤數(shù)據(jù)(國家青年縱向調(diào)查,TheNationalLongitudinalSurveys,NLS),將同樣基于該數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型與截面回歸模型進行對比,其結(jié)果不出意料,關(guān)系對勞動力市場回報有顯著的正效應(yīng);然而,在相對嚴謹?shù)墓潭ㄐ?yīng)模型(1)中,在進一步控制了潛在的人力資本變量,以及“使用關(guān)系”的自我選擇性之后,傳統(tǒng)的社會資本理論所預(yù)期的“使用關(guān)系”對勞動力市場結(jié)果的正向因果影響并未出現(xiàn)。至此,基于理論的分析、模擬對比和實證數(shù)據(jù)的結(jié)果,穆爾在2003年和2006年從同質(zhì)性和內(nèi)生性兩個方面總結(jié)和提出:過去基于橫截面數(shù)據(jù)的社會資本研究所得到的社會資本對勞動力市場回報的正效應(yīng),可能是一個虛假因果關(guān)系(Mouw,2003,2006)。如果說謝宇等人的批評還是局部性的話,穆爾對這兩個方面的批評幾乎顛覆了社會網(wǎng)和社會資本研究領(lǐng)域最為基本的研究成果和研究范式。因此,認真審視有關(guān)的批評成為這個領(lǐng)域內(nèi)刻不容緩的工作。由于批評涉及網(wǎng)絡(luò)的同質(zhì)性和網(wǎng)絡(luò)使用的內(nèi)生性兩個相對獨立的問題,故本研究亦相對應(yīng)地分為兩個部分予以討論:第一部分從社會資本的同質(zhì)性原則出發(fā),對已有的基本研究結(jié)論進行反思,指出穆爾批評的理論基礎(chǔ)上的瑕疵,提出競爭性的理論解釋,并使用有關(guān)實證數(shù)據(jù)驗證有關(guān)假設(shè)。第二個部分則從穆爾提出的社會資本的選擇偏誤出發(fā),使用目前既能修訂選擇偏誤,又能夠確認因果關(guān)系的方法和模型——內(nèi)生性轉(zhuǎn)換模型——來分析內(nèi)生性是否如穆爾所言是因為擁有好的關(guān)系的行動者傾向于使用關(guān)系。研究將揭示內(nèi)生性的可能性是更加多樣化的,穆爾關(guān)于內(nèi)生性的批評存在著以偏概全的問題。這部分的研究仍將通過實證數(shù)據(jù)和模型來進行驗證。二、社會網(wǎng)絡(luò)與社會資本的同質(zhì)性研究(一)穆爾的理論基礎(chǔ)穆爾批評的理論基礎(chǔ)為社會網(wǎng)的同質(zhì)性是個體理性選擇的社會后果。從行動者理性選擇的角度來看,其選擇同質(zhì)性交往關(guān)系,往往可能因為在直覺上感覺同質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)比非同質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)具有更高的價值。因此,穆爾的理論基礎(chǔ)實際上是建立在以下2個假設(shè)之上:假設(shè)1:行動者對于網(wǎng)絡(luò)的建構(gòu)有能力進行自主選擇。假設(shè)2:行動者的自主選擇造成了其與網(wǎng)絡(luò)成員的同質(zhì)性。針對假設(shè)2,我提出對應(yīng)的競爭性假設(shè):假設(shè)3:行動者的自主選擇造成了其與網(wǎng)絡(luò)成員的異質(zhì)性。1.個人傾向于異質(zhì)性交往這里不能不提及謝宇等(Zeng&Xie,2002)的批評。在謝宇看來,同質(zhì)性既是個體的偏好,也是社會結(jié)構(gòu)性因素共同作用的結(jié)果;個體所嵌入的宏觀社會結(jié)構(gòu)會影響到個體的網(wǎng)絡(luò)同質(zhì)性。那么,如果行動者同時處于兩個不同的結(jié)構(gòu)性生態(tài)環(huán)境之中,一個環(huán)境中具有較少的建立同質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的幾率,而含有較多建立異質(zhì)性關(guān)系的幾率;另外一個則相反,含有較多的同質(zhì)性關(guān)系的建立幾率和較少的異質(zhì)性關(guān)系的建立幾率。而個體在具有自主選擇的主觀能動性的情況下(假設(shè)1),假設(shè)2預(yù)測行動者會在建立同質(zhì)性較多幾率的結(jié)構(gòu)中建構(gòu)更多的同質(zhì)性關(guān)系。人們的交往關(guān)系可大致分為親屬和非親屬兩類。親屬交往關(guān)系是在不能選擇的親屬圈子中的有限選擇,且是給定的,其異質(zhì)性是無法選擇的,傾向于尋找同質(zhì)性關(guān)系的行動者必須面對這個結(jié)構(gòu)性的制約;而非親屬圈子,其異質(zhì)性則是可以選擇的,且是可以在較廣泛的圈子里的選擇。因此,個人所處的社會環(huán)境中,相對于非親屬圈子,親屬圈子的交往異質(zhì)性更難以被行動者所控制。如果假設(shè)2是成立的,即人們傾向于同質(zhì)性交往,那么我們應(yīng)該可以觀測到個體在非親屬中發(fā)展出來的關(guān)系的同質(zhì)性高于在親屬中發(fā)展出來的交往關(guān)系。如果假設(shè)2是錯誤的,假設(shè)3是正確的,即人們傾向于異質(zhì)性交往,則應(yīng)該觀察到非親屬關(guān)系的同質(zhì)性低于親屬關(guān)系的同質(zhì)性。對此,我采用中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2003的討論網(wǎng)數(shù)據(jù)來進行分析和驗證。這個數(shù)據(jù)中國社會學(xué)界已廣為使用,恕此不再對它做詳細介紹。(1)由于討論網(wǎng)數(shù)據(jù)是由一個被調(diào)查者和最多5個通過定名法獲得的交往對象的資料構(gòu)成,為了分析被調(diào)查者和交往對象之間的因果關(guān)聯(lián),需要將其生成一一對應(yīng)的數(shù)據(jù);然而,轉(zhuǎn)換得到的分析數(shù)據(jù)違反了樣本獨立性假設(shè),因此我使用了穩(wěn)健聚類回歸(Robustclusterregression)。(1)因變量是被調(diào)查者和交往對象在社會經(jīng)濟地位、教育年限、年齡和性別上的差異;自變量包含年齡、性別、教育年限、政治面貌、父親的教育年限、社會經(jīng)濟地位、交往對象是否親屬。其中交往對象是否親屬是我主要關(guān)心的解釋變量,其他為控制變量(參見表1)。表1的結(jié)果顯示個體傾向于異質(zhì)性交往。行動者的討論網(wǎng)中親屬關(guān)系在社會經(jīng)濟地位、教育年限和年齡這三個特征上的同質(zhì)性高于非親屬交往關(guān)系(只有性別是一個例外,對于非親屬,人們傾向于交往同性別者)。這與穆爾的理論基礎(chǔ)——人們傾向于同質(zhì)性交往——正好相反,人們在擁有更大的選擇同質(zhì)性的交往關(guān)系的非親屬網(wǎng)絡(luò)中,建構(gòu)的關(guān)系的異質(zhì)性反而大于親屬網(wǎng)絡(luò)中建構(gòu)的關(guān)系。本研究的結(jié)論否認了穆爾的理論出發(fā)點:行動者傾向于建構(gòu)異質(zhì)性交往關(guān)系,而非穆爾提出的同質(zhì)性交往關(guān)系。此外,還發(fā)現(xiàn),行動者在更具有挑選空間的非親屬關(guān)系中,其交往對象的社會差異不但存在,而且均是高于行動者的——更高的社會經(jīng)濟地位和教育程度。也就是說穆爾提出的公式1的理論模型的絕對值——假定低和高的差異的含義相同——也是不正確的。2.低密度的網(wǎng)絡(luò)密度、低差異、小網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的特征無論是麥克芬森等還是穆爾,在討論人們交往的同質(zhì)性的原因時,都僅僅簡單地將同質(zhì)性與隨機性相對立。他們認為行動者是基于人以群分(如可觀測的地位或者不可觀測的氣質(zhì)等標準)來挑選交往對象。他們的理論瑕疵在于沒有區(qū)分行動者挑選交往對象的目的到底是基于什么?是基于工具性考慮,還是基于情感性考慮?無論是建構(gòu)一個工具性網(wǎng)絡(luò)還是情感性網(wǎng)絡(luò),都是行動者的故意行為;差異僅僅在于前者是工具性目的,后者是情感性目的。為了達到其交往目的,行動者會盡可能對網(wǎng)絡(luò)進行控制。邊燕杰(2004b)總結(jié)科爾曼(Coleman,1988)和博特(Burt,1992)關(guān)于社會網(wǎng)絡(luò)密度的理論時則強調(diào):高密度的網(wǎng)絡(luò)有助于約束個人遵從團體規(guī)范;而低密度的網(wǎng)絡(luò)則可以減少這種約束,為占據(jù)網(wǎng)絡(luò)橋的個人帶來信息和控制優(yōu)勢,從而有利于行動者。也就是說,如果假設(shè)1成立,我們應(yīng)該可以觀察到行動者對網(wǎng)絡(luò)密度的控制。即行動者有目的地建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)是低密度的;無特定目的建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)則具有較高的密度。同時,我們也可以借助行動者是否有目的性來檢驗同質(zhì)性原理。按照穆爾的理論,即假設(shè)2在行動者有目的地建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)中,應(yīng)該觀察到其傾向于建構(gòu)同質(zhì)性的關(guān)系;而如果假設(shè)3成立的話,我們在行動者有目的地建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)中,應(yīng)該觀察到其傾向于建構(gòu)異質(zhì)性的關(guān)系(參見表2)。實證結(jié)果證明,無論是工具性問題,還是情感性問題,只要是行動者為了達到特定目的所建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò),都具備低網(wǎng)絡(luò)密度、較大社會網(wǎng)規(guī)模,以及高差異性的特征。而行動者沒有特定目的所建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò),則具備高網(wǎng)絡(luò)密度、低差異、小網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的特征。這個結(jié)果又一次驗證了假設(shè)1和假設(shè)3。3.同質(zhì)性的基礎(chǔ)根據(jù)我對行動者在不同交往環(huán)境中的觀察,發(fā)現(xiàn)行動者交往的偏好傾向于建構(gòu)異質(zhì)性交往關(guān)系,且是“向上攀附”的異質(zhì)性關(guān)系;又據(jù)我對行動者不同交往目的的觀察,發(fā)現(xiàn)行動者有特定目的(無論其目的是情感性的還是工具性的)建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)比無特定目的建構(gòu)的網(wǎng)絡(luò)更傾向于異質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)。兩個不同角度的觀察,都與穆爾的公式1所解釋的行動者尋找朋友的社會過程完全相悖。然而,為什么有那么多的學(xué)者觀察到人們的網(wǎng)絡(luò)交往關(guān)系具有同質(zhì)性呢?如觀測到婚姻關(guān)系中夫妻雙方(Kalmijn,1998)、行動者與討論網(wǎng)中的討論對象(Marsden,1987,1988)、行動者和朋友間(Verbrugge,1977,1983)、行動者與職業(yè)生涯中的社會支持網(wǎng)成員間(Verbrugge,1977,1983)的交往關(guān)系都具有同質(zhì)性。在國內(nèi),張文宏等人(2004)的研究也同樣發(fā)現(xiàn),各階層在選擇討論網(wǎng)成員時的群內(nèi)選擇或自我選擇傾向非常明顯;階層地位鄰近、社會距離較小的人們成為討論網(wǎng)成員的可能性較大;中國城市居民在社會網(wǎng)絡(luò)成員的選擇過程中,發(fā)揮中心作用的機制主要是同質(zhì)性原理。因此,我必須回答這樣一個問題:為什么我的研究發(fā)現(xiàn)行動者傾向于建構(gòu)一個異質(zhì)性的向上攀附的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,而大量學(xué)者的研究中觀察到的卻是同質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系?(二)為什么同質(zhì)性來自？1.被調(diào)查者與行動者間的關(guān)系社會網(wǎng)絡(luò)的“同質(zhì)性”是指行動者并非隨機挑選交往對象,而是根據(jù)同質(zhì)性原理去建構(gòu)各種類型的社會網(wǎng)絡(luò)連接關(guān)系。如果我們把網(wǎng)絡(luò)的同質(zhì)性假設(shè)用階層化角度重新思考,會發(fā)現(xiàn)其中存在著疑點。對于社會階層最低端的人而言,同質(zhì)性交往關(guān)系意味著其選擇的交往對象都是與其一致的社會底層;然而其建構(gòu)的任何異質(zhì)性關(guān)系,都是比其社會地位高的群體,因此,對于社會底層群體而言反而是異質(zhì)性關(guān)系更具有(工具性)價值。我們再看一下階層連續(xù)統(tǒng)的另外一段——社會頂層,對他們而言,同質(zhì)性關(guān)系意味著其交往對象都是和他們一樣的社會頂層,反而是異質(zhì)性的社會關(guān)系意味著都是比他們社會地位低的階層,所以對這個階層而言,異質(zhì)性關(guān)系反而是(工具性)價值低的。因此,不同階層的人對于網(wǎng)絡(luò)的異質(zhì)性的看法和偏好應(yīng)該是不相同的。對于社會階層的底層行動者來說,同質(zhì)性是最沒有(工具)價值的,所以其建構(gòu)個人網(wǎng)絡(luò)的偏好是異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò);對于社會頂層來說,同質(zhì)性是有(工具)價值的,異質(zhì)性反而是低(工具)價值的,所以其偏好是同質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)。因此我們重新修訂假設(shè)3,提出以下假設(shè):假設(shè)4:不同階層的行動者對于網(wǎng)絡(luò)的同/異質(zhì)性偏好是不同的。假設(shè)4.1:社會階層越低,越偏好建立異質(zhì)性社會關(guān)系。假設(shè)4.2:社會階層越高,越偏好建立同質(zhì)性社會關(guān)系。對于假設(shè)4及其衍生的假設(shè)的驗證,最好是尋找一個對行動者的網(wǎng)絡(luò)進行連續(xù)觀察的追蹤數(shù)據(jù)。在假設(shè)4及其假設(shè)成立的情況下,我們應(yīng)該可以看到這樣的現(xiàn)象:社會階層越低的階層,隨著觀察時間的不斷延續(xù),其社會的同質(zhì)性會不斷降低;而社會階層越高的階層,其社會同質(zhì)性會維持。然而這樣的數(shù)據(jù)并不存在。作為變通的方法,我仍然采用CGSS2003的數(shù)據(jù)。處理方法為:先將全部被調(diào)查者按年齡分為3個不同的世代群,第一個世代是18-29歲的年輕世代群,第二個是30-49歲的中年世代群,第三個是50-77歲的老年世代群。(1)然后再根據(jù)討論網(wǎng)成員是親屬和非親屬分別制作調(diào)查者與其討論網(wǎng)對象的階層交往表。(2)我假定世代之間在異質(zhì)性上的差異就是個體在不同年齡階段上異質(zhì)性的差異。根據(jù)假設(shè)1、假設(shè)3和假設(shè)4,我們應(yīng)該可以觀察到:討論網(wǎng)中的被調(diào)查者與親屬的階層交往中,異質(zhì)性和同質(zhì)性不隨著世代發(fā)生明顯的變化。討論網(wǎng)中的被調(diào)查者與非親屬的階層交往中,異質(zhì)性和同質(zhì)性會隨著世代發(fā)生明顯的變化,并且社會階層越低,其異質(zhì)性會隨著年齡的上升而上升;社會階層越高,其同質(zhì)性會隨著年齡的上升而上升。謝宇等人(Zeng&Xie,2002)提出了研究個體建構(gòu)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系在不同條件下的4類模型(參見表3)。很明顯,不同階層的行動者與其他階層的交往對象的互動機會是不一致的,所以我們應(yīng)該使用Lograte模型。表3和表4的飽和對數(shù)線性模型(saturatedloglinearmodel)為:其中frc是第r階層的行動者與第c階層的人發(fā)生關(guān)系的預(yù)期數(shù)量,μ代表樣本總體規(guī)模的總平均值(grandmean)效應(yīng),μrR是第r階層的行動者的效應(yīng)參數(shù),μcC是第c目標階層的效應(yīng)參數(shù),μrcRC是第r階層的行動者與第c目標階層的交互聯(lián)系效應(yīng)。對數(shù)線性模型主要是通過對μrcRC參數(shù)的不同估計來找到最佳的擬合,其本質(zhì)就是找到第r階層的行動者與第c目標階層的最合理的關(guān)聯(lián)模式,即對飽和模型給予各種約束條件。根據(jù)謝宇等(Zeng&Xie,2002)的建議,如果PYrc代表第r階層的行動者可以在第c目標階層中發(fā)生網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系的總規(guī)模,則可以將lograte模型操作化處理為:其中,當r≠c時,PYrc=nrnc;當r=c時,由于行動者不能自己與自己建立網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,所以PYrc=nc(nr-1)。為了分析不同階層行動者社會交往的同質(zhì)性的變化效應(yīng),我將μrcRC設(shè)置為對角線矩陣,對角線效應(yīng)代表社會網(wǎng)絡(luò)交往的階層內(nèi)聚度,越高的對角線效應(yīng)表明擁有越高的同質(zhì)性。同時,我也使用了古德曼(Goodman,1979)的對數(shù)可積RC效應(yīng)模型,以便觀察RC效應(yīng)在不同世代的總體變化。統(tǒng)計分析結(jié)果參見表4。(1)討論網(wǎng)中的被調(diào)查者與親屬的階層交往的分析顯示,用三個世代一致的對角線效應(yīng)和一致的行列關(guān)聯(lián)參數(shù)就可以完美地擬合觀測到的數(shù)據(jù),因此并沒有證據(jù)表明被調(diào)查者與親屬的階層交往在世代間出現(xiàn)階層內(nèi)聚度的變化,所以可以認為被調(diào)查者與親屬的階層交往的同質(zhì)性和異質(zhì)性均不隨世代的變化發(fā)生任何變化。討論網(wǎng)中的被調(diào)查者與非親屬的階層交往的分析模型中,模型(1)和(2)中設(shè)定三個世代一致的對角線效應(yīng)和一致的行列關(guān)聯(lián)參數(shù)的擬合比模型(3)和(4)中世代之間不一致的對角線效應(yīng)的擬合要差,表明被調(diào)查者與非親屬的階層交往在世代間出現(xiàn)了階層內(nèi)聚度的變化;模型(5)設(shè)定行列關(guān)聯(lián)參數(shù)隨世代發(fā)生變化又比模型(4)的不隨世代變化要優(yōu),并且在模型(5)的設(shè)定下,模型與觀測數(shù)據(jù)無統(tǒng)計上的顯著差異。因此可以認為,被調(diào)查者與非親屬的階層交往的同質(zhì)性和異質(zhì)性均隨著世代的變化發(fā)生顯著變化,且階層之間的關(guān)聯(lián)也發(fā)生顯著變化。那么變化是怎樣的呢?討論網(wǎng)中的被調(diào)查者與非親屬的階層交往的log-rate關(guān)聯(lián)模型的參數(shù)估計結(jié)果顯示(見表5),作為最頂端的專業(yè)技術(shù)人員階層,其階層內(nèi)聚度在年輕到中年世代中間上升,到了老年世代有所下降;小資產(chǎn)階層的階級內(nèi)聚度則不斷上升;技術(shù)工人階層的內(nèi)聚度基本維持不變,到了老年世代略有下降;非技術(shù)工人和農(nóng)民這兩個最低端階層的內(nèi)聚度則是不斷下降的,且農(nóng)民階層下降幅度最大。(1)這些證明了假設(shè)4。2.異質(zhì)性關(guān)系的維持成本假設(shè)4和實證數(shù)據(jù)的分析描述了這樣一個偏好分布:居于社會階層頂端的行動者,其網(wǎng)絡(luò)建構(gòu)偏好是傾向于同質(zhì)性關(guān)系;居于社會階層底部的行動者,其網(wǎng)絡(luò)建構(gòu)偏好是異質(zhì)性的向上攀附的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。但是為什么學(xué)者們觀察到的都是同質(zhì)性偏好,并沒有發(fā)現(xiàn)隨著階層分布存在著差異?認真分析這些研究文獻,可以發(fā)現(xiàn)這些研究的一個共性,它們都使用橫截面數(shù)據(jù)。也就是說這些研究所觀察到的“同質(zhì)性”網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,其實經(jīng)過了一個長期的動態(tài)演化。使用了網(wǎng)絡(luò)演變過程的動態(tài)數(shù)據(jù),可以找到的有關(guān)文獻是幾篇研究組織因素對嵌入其中個體的影響的報告(Sue54frensen,2000,Sparrowe&Popielarz,1995)。迄今為止,很少有研究能夠收集網(wǎng)絡(luò)關(guān)系動態(tài)演化的實證資料,因此對于關(guān)系演化過程的知識和研究很少(Burt,2000)。海琳娜及其同事在這方面做了一些重要的工作(Hallinan&Williams,1989;Tuma&Hallinan,1979)。他們發(fā)現(xiàn),當行動者的組織環(huán)境發(fā)生重大變化時,同質(zhì)性的關(guān)系往往可以幫助行動者面對挑戰(zhàn)而異質(zhì)性的關(guān)系則不能,所以行動者此時往往更傾向于拋棄異質(zhì)性關(guān)系。博特(Burt,2000)關(guān)于銀行的研究也發(fā)現(xiàn),在發(fā)生組織變動的情況下,銀行內(nèi)部的關(guān)系比銀行外部的關(guān)系更容易保留。據(jù)此,麥克芬森等人(McPhersonetal.,2001)提出,異質(zhì)性關(guān)系的存活周期短于同質(zhì)性的關(guān)系。我認為這是回答“為何不同的網(wǎng)絡(luò)建構(gòu)偏好導(dǎo)致共同的同質(zhì)性觀察”這一問題的鑰匙。對于行動者而言,網(wǎng)絡(luò)關(guān)系建立后并不是一勞永逸了,其存續(xù)是需要不斷維護的,維護就意味著資源的支出,我將這方面的支出稱為維持成本,維持成本既包括財務(wù)上的支出,也包括時間上的支出。我推斷之所以異質(zhì)性關(guān)系的存活周期短于同質(zhì)性的關(guān)系,在于兩者的維持成本不一致,異質(zhì)性關(guān)系的維持成本高于同質(zhì)性關(guān)系,從而導(dǎo)致異質(zhì)性關(guān)系的存活周期短于同質(zhì)性的關(guān)系。故此,雖然我同樣沒有收集到動態(tài)的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系演化數(shù)據(jù),但是可以通過對不同網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的維持成本分析來驗證麥克芬森的推斷。因此我提出以下假設(shè):假設(shè)5:同質(zhì)性高的關(guān)系,維持成本低;異質(zhì)性高的關(guān)系,維持成本高。邊燕杰(2004a)提出“交友餐飲網(wǎng)”,他根據(jù)中國人的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中,請客吃飯通常被視為重要的社交形式的理論(Yang,1994),提出請客吃飯是中國社會獨特的、有意為之的交往過程,它涉及關(guān)系網(wǎng)絡(luò)運作策略的核心——即請客吃飯是維持社會關(guān)系的一種重要方式。邊燕杰的研究發(fā)現(xiàn),這一對于請客吃飯在關(guān)系上的作用,其“認識完全超越了調(diào)查對象的階層、職業(yè)地位、職業(yè)類型、單位類型、房屋所有權(quán)和收入所決定的社會和經(jīng)濟界限”,具有普適性。邊燕杰關(guān)于行動者通過請客吃飯或飲食社交以進行關(guān)系網(wǎng)絡(luò)運作的理論,為我驗證假設(shè)4提供了有效的依據(jù)。邊燕杰在主持2009年“中國大城市求職網(wǎng)絡(luò)調(diào)查(JSNET2009)”中設(shè)計了一系列社交餐飲網(wǎng)的測量題器,并在研究團隊的研討會中公布了餐飲網(wǎng)的概念操作化測量的統(tǒng)計模型。(1)本研究使用該方法和JSNET2009數(shù)據(jù),該數(shù)據(jù)是2009年夏天在長春、廣州、濟南、蘭州、上海、天津、廈門和西安等8個城市采用多階段抽樣抽取的7102位18-69歲有過職業(yè)經(jīng)歷的城市居民的數(shù)據(jù)。根據(jù)邊燕杰提出的測量模型,我將被調(diào)查者有關(guān)餐飲網(wǎng)就餐行為的5條測量項目進行因子化分析,獲得一個因子,然后計算其因子得分作為餐飲網(wǎng)維持因子得分,該得分越高,代表行動者花費越多的時間和精力在餐飲社交上。邊燕杰在JS-NET2009中還設(shè)計了測量被調(diào)查者每月人情往來的花費支出。因此,我將這2個變量作為測量行動者維持網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的成本,在控制了被調(diào)查者的個人特征下,分析它們與網(wǎng)絡(luò)的異質(zhì)性之間的關(guān)系。結(jié)果見表6。從表6可見,異質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系維持成本高——需要比同質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系更多的餐飲活動、更高的人情往來支出。因而,在維持成本相同的情況下,異質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系要比同質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系難以保留?？墒?行動者是理性的,如果異質(zhì)性關(guān)系對其而言具有更大的價值,那么他/她完全可以投入更多的維持成本。邊燕杰(1999)指出,在通過餐飲社交維持社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的過程中,個人的經(jīng)濟實力決定了其成為客人、主人和陪客的頻率;階級越高,其成為客人的概率越高。很顯然,一個擁有異質(zhì)性“向上攀附”關(guān)系的行動者,他要維持的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的對方節(jié)點上是一個地位更高的人,一個社交餐飲中的客人。這個客人是否愿意出席他的宴請,并不完全由行動者所掌控。在此,我提供一個基于CGSS2003中討論網(wǎng)數(shù)據(jù)的實證結(jié)果作為以上分析的佐證(參見表7)。分析的結(jié)果與邊燕杰的研究結(jié)論是一致的,一個異質(zhì)性“向上攀附”的關(guān)系對象,在行動者發(fā)出的互動請求中居于網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的響應(yīng)位置(客人),他可以選擇響應(yīng),也可以選擇不響應(yīng);這樣,盡管行動者可能愿意付出更大的維持成本來維持這個對他而言極其重要和高價值的異質(zhì)性“向上攀附”關(guān)系,然而面對對方的拒絕,他希望付出的維持成本也就無法付出。因此,一個異質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,行動者的維持成本高,而處于網(wǎng)絡(luò)中的不利位置又導(dǎo)致行動者難以提高互動頻次,因而存活難度高。3.異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的維持成本提高不同的網(wǎng)絡(luò)建構(gòu)偏好為何導(dǎo)致共同的同質(zhì)性觀察?原因就在于即使是那些偏好建構(gòu)異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的行動者,因其努力建構(gòu)的異質(zhì)性關(guān)系的維持成本高昂,處于網(wǎng)絡(luò)中的不利位置又導(dǎo)致行動者難以提高互動頻次,即他們希望支出的維持成本無法支出,因而導(dǎo)致異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系難以存活,大量的異質(zhì)性關(guān)系慢慢流失掉了,行動者最終只剩下更多的同質(zhì)性關(guān)系。(三)低階層行動者對空間的偏好我雖然沒有使用動態(tài)數(shù)據(jù),但是我的研究展示出網(wǎng)絡(luò)演變的動態(tài)邏輯:行動者的網(wǎng)絡(luò)是一個不斷創(chuàng)造關(guān)系和消融關(guān)系的累積過程;在這個過程中,與高階層的行動者建構(gòu)同質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系不同,占人口比例更大的中低階層行動者的偏好更多地是建立異質(zhì)性和向上攀附的關(guān)系;然而向上攀附的異質(zhì)性關(guān)系維持成本高,使得行動者面臨著資源的瓶頸;維持向上攀附的異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)關(guān)系過程中的互動主動權(quán)更多地掌握在對方手中,這又使行動者維持關(guān)系的努力難以得到對方的響應(yīng)。其結(jié)果是異質(zhì)性關(guān)系的存活時間短,中低階層的行動者最終大量保留下來的是同質(zhì)性的關(guān)系。本文從發(fā)生學(xué)角度分析了網(wǎng)絡(luò)同質(zhì)性原則的因果機制。明確了這一機制,我們就可以清楚地發(fā)現(xiàn),穆爾對傳統(tǒng)社會資本理論批評的理論基礎(chǔ)是建立在對網(wǎng)絡(luò)關(guān)系過程的想當然的理解之上的,是錯誤的——同質(zhì)性原則并非個體自由意志的體現(xiàn);恰恰相反,同質(zhì)性是個體自由意志不自由的體現(xiàn)。三、實驗組和控制組之間的差異穆爾所提出的關(guān)于內(nèi)生性的批評,涉及到社會學(xué)研究中因果推論的基本問題。當自變量X有兩種狀態(tài)0和1,試驗的方法是將兩組特性一樣的人,隨機分配到控制組(X=0)和實驗組(X=1),這時實驗組和控制組之間在結(jié)果變量上的差異,則可以作為試驗的效應(yīng)。然而研究的現(xiàn)實情況是,我們往往是通過調(diào)查來收集資料,這時分配在實驗組和控制組的行動者,往往不是隨機分配,這就出現(xiàn)了穆爾所批評的內(nèi)生性問題,即實驗組(使用關(guān)系的行動者)往往是擁有更好關(guān)系的行動者,而控制組(沒有使用關(guān)系的行動者)往往是不擁有好的關(guān)系的行動者,而就此將實驗組和控制組的差異視作實驗效應(yīng)會存在很大的偏誤,因為實驗組和控制組的差異中包含了實驗前這兩組之間的差異(pretreatmentheterogeneity)。穆爾的批評涉及了對社會資本和社會網(wǎng)的傳統(tǒng)研究范式的質(zhì)疑。傳統(tǒng)的研究范式往往是用回歸分析方法,假定所觀察到的研究對象是隨機發(fā)生的,通過回歸分析可以在不遺漏控制所有重要影響因素的情況下分析解釋變量的效應(yīng),但是實際上經(jīng)常會發(fā)生內(nèi)生性或自我選擇的問題,造成回歸分析不能充分排除實驗組與對照組的基準差異(baselinedifference),或者是實驗前兩組之間的異質(zhì)性。這種情形下做出的因果估計往往不精確,甚至錯誤。實驗組和控制組成員在實驗前的差異,既可能是由可以觀測到的變量造成(selectononobserveables),也可能由不可觀測到的變量造成(selectononunobserveables)。對于前者,這些年發(fā)展出來的處理方法為反事實分析方法(Winship&Sobel,2004;Winship&Morgan,1999;Morgan&Harding,2006)。這一領(lǐng)域的方法有傾向性評分匹配方法(PropensityScoreMatching)(Parsons,2001),以及布蘭德和謝宇(Brand&Xie,2010)提出的異質(zhì)性處理效應(yīng)模型(heterogeneityoftreatmenteffectmodel)。然而,社會現(xiàn)象是復(fù)雜的,實驗組和控制組成員之間總是有可能存在不可觀測的變量造成的兩者之間的差異;換句話說,是行動者的理性選擇造成了一些人使用關(guān)系,一些人不使用關(guān)系,而這個選擇過程中的很多影響因素研究者并不能觀察到。因此在作者看來,更為嚴格的模型是內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型,該模型可以將可觀測變量和不可觀測變量造成的兩組在實驗之前的差異從實驗結(jié)果中分離出來,也可以實現(xiàn)反事實分析。鑒此,本文將使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型來分析穆爾所提出的內(nèi)生性問題。(1)(一)自我選擇性與工資決定方程內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(endogeneityswitchingregressionmodel)分析,可以將那些不可觀測的偏誤納入選擇模型中。根據(jù)馬德拉(Maddala,1986)的模型,我們的問題可以寫成一個內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型,這一模型由兩部分組成:求職所獲得的工資決定方程和是否使用關(guān)系求職的決定方程,在本文中為:工資方程:是否使用關(guān)系求職的決策方程:其中,wtie和wnon分別表示使用和不使用關(guān)系獲得的工作的初始工資的對數(shù),向量X代表一系列影響工資的解釋變量,包括個人特征和工作特征,utie,i和unon,i是誤差項。S*是相應(yīng)于是否使用關(guān)系的啞變量S的潛變量,S*>0,S=1;S*≤0,S=0。Z是影響決定是否使用關(guān)系的一組解釋變量,X中的一些(但不是所有的)解釋變量也包括在Z中。(wtie-wnon)則代表使用或者不使用關(guān)系導(dǎo)致的收入差異,求職者選擇是否使用關(guān)系要受到兩種情況下工資差別的影響。這里存在一個自我選擇(self-selection)問題。自我選擇問題最先是由羅伊(Roy,1951)提出的,他指出個人選擇以打獵還是捕魚為職業(yè)是基于兩者中哪個對自己更有利。而最早把這一問題引入計量經(jīng)濟學(xué)的是格柔納(Gronau,1974)、列維斯(Lewis,1974)和赫克曼(Heckman,1974),馬德拉(Maddala,1983,1994)則對此作了很好的綜述。自我選擇問題來自于樣本的非隨機性,通常樣本(行動者)是有意識地自我選擇進入某個樣本組的,并且他們的選擇又與我們需要估計的目標方程(通常是產(chǎn)出或收入方程)有關(guān)。求職所獲得工資決定方程中,求職者的工資由(1)或(2)中哪一個方程決定并不是隨機的,而是他們根據(jù)個人的特征和是否使用關(guān)系獲得的工資來決定自己是否使用關(guān)系,這就產(chǎn)生了自我選擇問題。由于選擇性的偏向,求職所獲得的工資決定方程與是否使用關(guān)系求職的決定方程中的誤差項可能是相關(guān)的,這也是內(nèi)生性所在。設(shè)σubv和σugv分別表示工資方程的誤差項utie、unon和決策方程的誤差項v的協(xié)方差。v與utie和unon和之間的協(xié)方差矩陣為:將方程(1)、(2)帶入是否使用關(guān)系決策方程(3)中得到:設(shè)想如果我們使用最小二乘法(OLS)去估計方程(1)、(2),再把結(jié)果帶入方程(3)去估計決策方程,由于自我選擇性帶來的樣本非隨機問題,我們得到的結(jié)果一定是有偏的。根據(jù)馬德拉的模型(Maddala,1983),可以計算條件期望工資為:在σutiev和σunonv顯著的情況下,存在以下4種可能:σutiev>0,σunonv<0:說明選擇使用關(guān)系的人,其關(guān)系的價值超過平均水準;不選擇使用關(guān)系的人是源于其關(guān)系帶來的收益是負的,不使用關(guān)系反而帶來更好的收益?？傮w而言,無論使用或者不使用關(guān)系的人,都獲得了比隨機安排情況下更好的收益。所以對于使用或者不使用關(guān)系的人都是正強化。σutiev>0,σunonv>0:我們抽取到的那些使用關(guān)系的人,無論其使用關(guān)系或者不使用關(guān)系,其收益均高于隨機抽取到的使用或者不使用關(guān)系的人,同時使用關(guān)系的收益高于不使用關(guān)系,即能力高的求職者傾向于使用關(guān)系。那些不使用關(guān)系的人,無論其使用關(guān)系或者不使用關(guān)系,其收益均低于隨機抽取到的使用或者不使用關(guān)系的人,并且其不使用關(guān)系的收益低于使用關(guān)系。這里,對于使用關(guān)系的人是正強化,但是對于不使用關(guān)系的人,是負強化。σutiev<0,σunonv<0:我們抽取到的那些使用關(guān)系的人收益低于隨機抽取到的使用關(guān)系的人,即能力高的求職者傾向于不使用關(guān)系。σutiev<0,σunonv>0:使用關(guān)系的人獲得的收益低于平均水平,不使用關(guān)系的收益很高。這是一個現(xiàn)實中不太可能出現(xiàn)的情況。(二)生態(tài)轉(zhuǎn)型模型的結(jié)果表明1.大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)使用關(guān)系的概率邊燕杰對天津和新加坡的(1997)研究發(fā)現(xiàn):近七成人找工作過程中使用了親屬、朋友、相識者等非正式渠道搜集就業(yè)信息或取得幫助;并且其中大部分人利用強關(guān)系,很少的人用了間接關(guān)系;但如果用了間接關(guān)系,中間人與被訪人、與最終幫助者的關(guān)系往往是很強的。這種間接的強關(guān)系能使被訪者找到一位地位較高的幫助者,協(xié)助被訪人流動到一個地位較高的職業(yè)中去。邊的發(fā)現(xiàn)和穆爾所批評的內(nèi)生性——擁有好的關(guān)系的行動者具有更高的概率使用關(guān)系——是一致的。據(jù)此我提出假設(shè)6:假設(shè)6:在求職過程中使用關(guān)系的概率,與關(guān)系的資源含量成正比。此處我使用了JSNET2009數(shù)據(jù),因變量為在找工作中是否使用關(guān)系,因此采用logist模型。在模型1中放入個體的基本背景變量:找工作時的年齡和年齡平方、性別、戶口類型等;在模型2中則加入政治身份、教育和找工作的時期;在模型3中加入代表著個體所擁有的網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量的變量——餐飲網(wǎng)因子得分和拜年網(wǎng)因子得分,這2個變量的得分越高代表著個體的網(wǎng)絡(luò)越優(yōu)質(zhì)(參見表8)。(1)表8的統(tǒng)計分析結(jié)果顯示,無論是餐飲網(wǎng)還是拜年網(wǎng)的質(zhì)量,都會增加行動者在求職過程中使用關(guān)系的概率;但是二者之間存在著差異:由于餐飲網(wǎng)和拜年網(wǎng)的測量都是采用了因子得分,兩者之間具有一致的測度,而拜年網(wǎng)的作用只有餐飲網(wǎng)的1/10,考慮到拜年網(wǎng)更多的屬于家庭諸多成員共同擁有,也具有更多的禮節(jié)性質(zhì),包含大量的弱關(guān)系,因此這是符合實際情況的。此處證明了的確存在穆爾所批評的內(nèi)生性問題——是否使用關(guān)系與關(guān)系的資源含量呈現(xiàn)高度相關(guān),也即使用關(guān)系求職的子樣本與不使用關(guān)系求職的子樣本并非隨機抽取的兩個樣本。因此,內(nèi)生性問題導(dǎo)致這兩個群體在處理(是否使用關(guān)系)之前就存在著基準上的差異。2.關(guān)于使用關(guān)系的人邊燕杰和張文宏(2001)提出不同經(jīng)濟體制對應(yīng)的不同“網(wǎng)絡(luò)作用空間”的命題,即在再分配經(jīng)濟、市場經(jīng)濟和轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中(Granovetter,1995;邊燕杰,1999),人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對職業(yè)流動的作用大小、作用范圍存在著差異?？紤]到中國城市勞動力市場在1995年開始了較為激進的市場化轉(zhuǎn)型,伴隨著大規(guī)模下崗失業(yè),(1)因此,我將時間劃分為1994年以前和1995年以后,見表9的模型2和模型3。為了克服內(nèi)生性問題,我使用了內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型,見表9的模型1。由內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的原理可知,轉(zhuǎn)換模型可以去掉選擇性偏誤,獲得變量的一致性系數(shù)估計。我將包含選擇模型、兩個不同的體制模型在內(nèi)的三個模型中的任意一個有顯著性的變量納入模型。根據(jù)分析結(jié)果我們有以下的結(jié)論:(1)無論對于全體的結(jié)果,還是對于分時期的結(jié)果,獨立模型的似然估計都表明,選擇偏誤調(diào)整是顯著的。同時,在使用關(guān)系和不使用關(guān)系這兩個不同體制模型中,一批變量的系數(shù)有著顯著差異,說明需要分成不同的樣本體制類型。(2)對于全部時期的模型,σutiev(rho_1)不顯著;分時期結(jié)果則顯示,在1994年之前,σutiev(rho_1)>0且顯著,1994年之后,σutiev(rho_1)<0且顯著。顯示出對于使用關(guān)系的人而言,隨著市場的發(fā)育,發(fā)生了重大的變化,即在1994年之前,使用關(guān)系的人是能力較強的人,其獲得收入的能力高于隨機樣本;但是到了1994年之后,能力強的人反而傾向于不再使用關(guān)系。(3)無論是對于全部時期還是分時期的模型,σunonv(rho_2)均小于0且顯著。其含義是,不使用關(guān)系的群體如果使用關(guān)系,其收入回報會顯著降低。這和穆爾的理論分析正好相反。穆爾認為使用關(guān)系的人是一個特定的群體,其擁有較好的關(guān)系;所以,按照他的理論,rho_1應(yīng)該是顯著的,而穆爾沒有討論沒有使用關(guān)系的人。我的發(fā)現(xiàn)是,不使用關(guān)系的人如果使用關(guān)系,其獲得收入的能力低于隨機樣本?？偨Y(jié)以上發(fā)現(xiàn):在全部時期的模型中,時期啞變量是顯著的,說明確實在1995年前后,人們應(yīng)用社會網(wǎng)求職的行為模式發(fā)生了重大改變。具體而言,有能力的人在1995年之前傾向于使用關(guān)系,并且在使用關(guān)系過程中帶來了凈回報;而在1995年之后,有能力的人不再使用關(guān)系,因為使用關(guān)系會帶來負的凈回報。沒有使用關(guān)系的人如果使用關(guān)系收入會降低。如何理解以上的發(fā)現(xiàn)呢?1995年城市勞動力市場的變化導(dǎo)致了市場化程度的大幅度提高和競爭的激烈及加劇,人們突然發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)的熟人關(guān)系存在著巨大的風(fēng)險,“殺熟”現(xiàn)象出現(xiàn)了?！皻⑹臁笔侵浮袄檬烊藢ψ约旱男湃?采取不正當手段賺取熟人錢財”(中國社會科學(xué)院語言研究所詞典編輯室,2005:1180);人們用這個詞來描述傳統(tǒng)熟人社會關(guān)系運作的失范(鄭也夫,2003:263-290)。必須提及的是,傳統(tǒng)的社會資本研究都集中在社會關(guān)系和社會資本的正功能上,對于其負功能鮮有研究。蔡禾和賈文娟(2009)最近的個案研究就此有新的發(fā)現(xiàn):當環(huán)境的不確定性增加,關(guān)系雙方的內(nèi)在緊張會出現(xiàn)和加劇,最終有可能導(dǎo)致“逆差序格局”——關(guān)系密切的行動者受損,關(guān)系疏離的行動者反而受益。因此完全可以設(shè)想另外一種內(nèi)生性的情境,在社會網(wǎng)絡(luò)阻礙了勞動力配置的最優(yōu)化(這也是邊燕杰和張文宏在2001年的研究中最后提出的一種可能性,參見邊燕杰、張文宏,2001)的情景下,有能力的人便不再使用關(guān)系,反而是沒有能力的人不得不使用關(guān)系。這種關(guān)系的內(nèi)生性與穆爾提出的內(nèi)生性截然相反,但是同樣可能導(dǎo)致觀察到關(guān)系對于求職效果不起作用——這和我的觀察完全一致。在中國特定的情形下,1995年之后人們對關(guān)系的偏好可能發(fā)生逆轉(zhuǎn)。在1995年之前我們與西方一樣,都是關(guān)系資源豐富的人偏好使用關(guān)系;而1995年之后,社會轉(zhuǎn)型期間環(huán)境的不確定性大大增加,使得關(guān)系的效應(yīng)大大降低,甚至主要表現(xiàn)為關(guān)系的負功能,從而使人們對關(guān)系的偏好發(fā)生重大改變。我在前面提出,內(nèi)生性的機制是行動者對關(guān)系的使用偏好。人們既可能偏好使用關(guān)系,也可能偏好不使用關(guān)系,無論是哪種,都可能導(dǎo)致穆爾所提出的觀測不到關(guān)系的作用。結(jié)果,一方面驗證了邊燕杰和張文宏提出的不同經(jīng)濟體制對應(yīng)的不同的“網(wǎng)絡(luò)作用空間”的命題,另一方面也揭示出使用網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的效應(yīng)在不同網(wǎng)絡(luò)作用時間和空間表現(xiàn)很不一致。1995年之前,無論體制內(nèi)外,依靠關(guān)系找工作都能獲得較好的收益;1995年之后,無論體制內(nèi)外,依靠關(guān)系找工作都不再能獲得正的收益。我對1994年后的模型做了更深入的分析。根據(jù)內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型將使用關(guān)系者和非使用關(guān)系者的預(yù)測收入做了分布對比(見圖1),發(fā)現(xiàn)無論使用關(guān)系還是不使用關(guān)系,預(yù)測的收入均呈現(xiàn)出雙峰結(jié)構(gòu)?？紤]到前面驗證的邊燕杰和張文宏(2001)提出的網(wǎng)絡(luò)作用空間理論,我認為這是因為體制內(nèi)外的群體屬于不同的子樣本群,存在著收入的差異。因此我們按照網(wǎng)絡(luò)作用空間假設(shè),分體制重新做內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型。表10顯示的是將體制內(nèi)外分開的分析結(jié)果。根據(jù)分體制內(nèi)外的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型預(yù)測的使用關(guān)系者和非使用關(guān)系者的預(yù)測收入分布對比圖均呈現(xiàn)單峰(參見圖2、圖3)。對比1994年前、1995年后的體制內(nèi)和體制外這三組內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的結(jié)果,從選擇模型的角度來分析,黨員和教育對于不使用關(guān)系的作用均不斷上升,這與σutiev(rho_1)<0且顯著的理論含義是一樣的并相互印證:即能力越強的人越傾向于不再使用