社會資本的效用分析:以對城市居民普遍信任的影響為例

鄒宇春，中國社會科學院 社會學所，北京100732

社會資本形成于行動者直接或間接的社會關系網絡之內，是游離于正式關系之外卻又離不開正式關系的社會資源。在中國，社會關系網絡無處不在，即梁漱溟［1］所說的“關系無界”。只要有關系存在、只要社會結構存在等級差別，社會資本就可能對個體、對社會發(fā)生作用。多數(shù)研究已表明，社會資本對于認識個體行動和社會結構的關系、連接微觀和宏觀世界等方面都起到非常重要的作用［2］。尤其在研究就業(yè)求職、家庭與青少年行為、就學和教育、社區(qū)生活、民主和管治、經濟發(fā)展、集體行動等方面的相關問題時，學者們發(fā)現(xiàn)社會資本在其中發(fā)揮著不容忽略的作用［3］。

鑒于社會資本有如此重要的作用，多數(shù)研究建議行動者應重視社會資本的建構，加大社會資本的投資。此類建議的前提假定是經濟資本的數(shù)(質)量不斷增加則其作用不斷加大的線性關系同樣適用于社會資本，即社會資本越多則其效用越明顯。然而，問題在于，社會資本是較為特殊的資本，它沒有具體的形態(tài)，并且不歸行動者所有，行動者只能通過維護或拓展社會關系網絡來維持或獲取新的社會資本，而行動者擁有關系網絡的規(guī)模會因生理能力的限制而具有一定的范圍，這導致社會網絡擴大到一定程度后，其內嵌的資源可能會有極大的重復性而影響效用的線性增長。遺憾的是，社會資本是否與其效用存在曲線關系的研究并未得到足夠的實證研究。

此外，信任對于個體生活和社會發(fā)展具有不言而喻的重要性。沒有信任，個體的基本活動無法進行，社會體系容易坍塌［4］。隨著當前社會由“熟人社會”轉向“陌生人社會”，相對于形成于熟人之間的特殊信任，對陌生人的普遍信任在日常行動和態(tài)度決策中發(fā)揮了越來越重要的作用，這使得有關普遍信任的影響因素研究變得尤為重要。然而，雖然個體的社會資本對于調節(jié)自我對他人、對社會的認知和態(tài)度，以及相應的行動都有非常重要的作用，囿于有關社會資本和信任的關系爭論未有定論，社會資本對普遍信任的作用也一直未能得到澄清。

因此，本研究以中國城市居民的普遍信任入手，分析社會資本的效用是否存在曲線關系，嘗試彌補上文提及的兩點不足。本研究首先梳理當前有關社會資本的效用和信任的理論和實證文獻，在提出研究假設后呈現(xiàn)相關變量、數(shù)據(jù)和分析模型，并在解釋研究結果后，做出相應的總結和討論。

一、社會資本的效用:線性還是曲線

目前，關于社會資本效用的研究中，占主流的觀點是社會資本有著顯著的積極作用。在就業(yè)市場，格蘭諾維特最先將弱關系的強度引入求職過程的研究中。他的研究表明，使用社會網絡能幫助找到更好、更滿意的工作;“弱關系”作為連接不同社會群體的橋梁(social bridge)，能帶給找工作者新的、不重復的工作信息［5］。林南等進一步提出，找工作過程中動用的社會關系(contact)及其提供的資源可以幫助勞動力獲得更好的社會地位［6］。伯特也指出，嵌入在職業(yè)精英網絡中的男性更容易獲得職業(yè)升遷［7］。在精神健康方面，個體的收入會影響他們對自己健康的評價，但這種自我健康評價受到社會資本的調節(jié)［8］。至于其他方面，相比社會資本低的社區(qū)，生活在高社會資本社區(qū)內的個體能夠找到更好的工作，獲得更好的公共福利，低成本監(jiān)督鄰里行為，更有效地利用社會資源，更溫和地解決爭端，因此個體可以生活得更安全、更富有、更有文化、更有序管理以及更幸福［9］。

除發(fā)現(xiàn)社會資本的積極作用之外，部分學者也極力強調不可忽視社會資本的負面效應(downside effects)［10］，并有兩個完全不同的考察點。第一，學者們從外部性研究社會資本的消極作用。由于社會資本內嵌于網絡關系內，其作用受到網絡規(guī)模和資源歸屬的限制，亦即社會資本對組內人起積極作用，但對組外人起到排斥和隔離的效果。換句話說，這種作用主要表現(xiàn)在中觀(如，組織)或者宏觀(如，國家)層面上的一種“負的外部性”消極結果［11］。這種考察點下的社會資本消極效用對行動者來說，社會資本仍是有益的。第二，學者們也從個人層面考察了社會資本的負面效用，認為社會資本不僅僅起積極作用，對于行動者，可動員和涉及的社會資本很可能阻礙其行動目標的達成。主要原因在于，行動者往往因為自身條件的不足(如，具有較低的人力資本或金融資本等)而需要動用社會資本，但這種不足在很大程度又使得行動者社會網絡的質量和數(shù)量都不理想，因此通常很難借助社會資本實現(xiàn)目標，并常常引致社會隔離(social isolation)。在中國，趙延東分析下崗工人社會資本運用與再就業(yè)的關系時也發(fā)現(xiàn)，在勞動力市場制度確立后，下崗職工通過社會關系而獲得的職業(yè)質量更低(即工資收入更少、社會聲望也更低)［12］。

從以上分析可見，社會資本對社會存在促進和消減的兩類作用，但強調的都是社會資本的線性效用，然而，社會資本的積累并非呈線性增長。比如，格雷斯等發(fā)現(xiàn)社會資本量隨著年齡升高而增加到一定程度后會逐漸減少［13］。那么，在某些研究情境和研究主題下，社會資本的效用是否會出現(xiàn)曲線關系，則很值得研究［14］。

在經濟學中，邊際效用理論提出，衡量物品的價值應看其邊際效用，而邊際效用存在遞減的規(guī)律，亦即，消費者在一定時間內增加一個單位商品消費所得到的效用量的增量是邊際效用(Marginal Utility)，這種效用增加的速度會隨著持有量的增加而逐漸減少［15］。這個理論說明，無論某事物對行動者產生何種效用，這種效用的增加速度會因為行動者對這種事物擁有量的增加而逐漸放緩?！斑呺H效用”理論解釋了事物效用變化的一種規(guī)律，它強調任何事物帶給使用者的滿足度會因需求的有限性而逐漸降低。換言之，任何事物對社會產生的影響都不會因為數(shù)量的無限增長而等量地增加或減少，其效用變化的速度是逐漸變緩，并趨于零。而本研究認為，社會資本與普遍信任的關系，類似于個體通過“消費”社會資本這種商品而換取得到普遍信任這種感受。當個體通過動員社會資本以得到對陌生他者的認知和抗拒風險的能力時，這種對他者的認知判斷以及自我抗拒風險的評估在到達一定程度后就逐漸定型，再發(fā)生改變的可能性會變得越來越小。因此，隨著社會資本的增長，促使普遍信任增長的速度也會逐漸放緩。社會資本對普遍信任的影響很可能也存在類似邊際效用曲線的關系。

中國情境下，張順和程晨提出，社會資本是人們對社會關系的投資，應該能產生工具性回報，也必然存在收益回報率的問題。社會資本含量升高會促進收入回報增多，“但同時維持社會網絡的成本也越高，而且社會網絡的作用空間也會逐漸衰減，使得社會網絡資本的收入回報率逐漸減小?！彼麄儗⑸鐣Y本視為社會行動者為實現(xiàn)工具性目的的重要途徑，并根據(jù)社會資本的工具性效果差異將其分成“動員性與非動員性社會資本”，并進一步分析這兩類社會資本對收入的作用空間。結果發(fā)現(xiàn)，兩類社會資本與收入呈現(xiàn)倒U 型關系，即兩類社會資本的增加會帶來收入的增加，但到達一定程度后，“如果繼續(xù)依賴社會資本”，“個體的收入回報會最終呈現(xiàn)下降趨勢”［16］。此外，林聚任和刑艷的研究也證實倒U 型效用觀點，他們的數(shù)據(jù)分析顯示，作為中國市場化程度最高的經濟體，上海地區(qū)的社會網運用存在回落的情況［17］。由此可見，社會資本發(fā)揮的效用可能是曲線的。那么社會資本對普遍信任的效用是否是曲線，若是，屬于倒U 型，或是邊際效用曲線，有待證明。

二、信任與社會資本

由于學術界就有關社會資本的概念尚未統(tǒng)一，社會資本和信任的關系也因此稍顯模糊，不過，越來越多的學者主張應該把這兩種概念分開對待［18］［19］。本研究也認為，從微觀層面看，信任是個人所擁有的信念或預期，是對他人的一種判斷，可供個體支配以指導行動。即便不接觸被信任對象，個體也可能對其投入信任。但社會資本并不屬于行動個體，單個行動者本身無法產生社會資本，它建立在個體與他者關系網絡的基礎上，屬于網絡成員。因此，兩者無法等而論之，社會資本和信任應作為兩個相互獨立的概念來考量，在測量和概念化時都應有所區(qū)分［20］。

事實上，社會資本和信任不僅應被看做兩個不同的概念，社會資本還會影響信任的生成［21］。有研究指出，社會資本可以催生理解，同情心，信任的社區(qū)［22］。威爾森認為社會資本可實現(xiàn)信任型經濟轉型［23］。社會資本促成了行動者之間的信任和合作，進而增強了集體行動的效率［24］。不過，這類研究還較少從社會資源視角出發(fā)去考察社會資本對信任的影響，尤其是對普遍信任。

考慮社會資本的作用時，不僅僅要考慮社會網絡的結構特性，更要考慮社會網絡所承載的資源內容。林南指出，社會資本依賴于社會網絡，但卻不等同于社會網絡，網絡特性的變化影響了網絡內可承載的社會資源容量。社會網絡能影響個體的行動并不僅僅是因為社會網絡本身，還在于社會網絡內有多少資源可供行動者借取或動員［18］。不過，嵌入在社會網絡內的社會資源卻并不為個體所擁有。社會資本是嵌入在行動者的社會關系內的資源，只能夠被行動者動員和借取，并不歸屬于行動者。社會資本應被看做是社會網絡和社會資源的共同體。鑒于很少有研究從“嵌入在社會網絡中可供行動者動員或使用的資源”視角來考察社會資本對信任的影響［25］107－132，本研究認為有必要把社會網絡關系及其內嵌的資源看做共同體來考察社會資本對普遍信任的影響。

格蘭諾維特認為，嵌入在社會網絡中的經濟行為能夠產生信任。他強調，社會網絡不必然在經濟行為中產生信任，經濟行為只有在直接接觸的社會網絡以及特定情境下才會產生信任，并且普遍道德和社會制度不能帶來信任。不過，他只分析了經濟行為中的信任是如何產生的(經濟行為發(fā)生意味著兩者要接觸，且有直接的利益交換發(fā)生)，并沒有解釋那些沒有接觸或初次見面的個體之間的信任緣起，也沒有解釋個體對陌生人的信任從何而來［26］。本研究認為社會網絡及其資源是個體普遍信任存在差異的有力解釋因素。即便與陌生的他者沒有接觸，個體的社會網絡也可能嵌藏相應的資源和信息供其形成對陌生他者是否可信的判斷。同時，根據(jù)“相對易損性”理論，網絡資源越豐富，個體越有抗拒背信風險的能力，亦即“潛在損失”在受損者可動用資源中所占的比例越小則越可能相信他人。賀梅也認為信任關系的核心要素是不確定性(uncertainty)和易損性(vulnerability)。她認為，在解決信任問題時，行動者用來減少不確定性或易受損性的策略依賴于信任問題產生的特定環(huán)境背景。在較傳統(tǒng)的社會，個體傾向減少有關他者動機及能力的不確定性。換句話說，為減少對他者給以信任時所帶來的風險，個體更多是通過加強對他者可信性的認知來達成。傳統(tǒng)社會的社區(qū)較為封閉，這種認知較易達成。但現(xiàn)代社會的個體必需同越來越多的陌生人打交道，致力減少自身的易受損性變得更為重要［27］40－89。

三、社會資本的多維度視角

無論是何種研究視角，社會資本的概念都表現(xiàn)出多元化的特點，其相關測量也呈現(xiàn)多維度趨勢，換言之，社會資本很難用一個向度的指標來測量清楚［28］。鄒宇春和敖丹認為，從社會資源視角出發(fā)，社會資本應是多維度的:嵌入在不同類型網絡內的資源構成了個體社會資本的不同維度，在不同情境下發(fā)揮不同作用。亦即，這些功能各異的社會網絡資源構成了社會資本的不同維度［29］。因此，為了更好地分析社會資本對信任的影響，本研究贊同在測量社會資本時應采用一個多維度的視角。而定名法(如，討論網)和定位法(如，職業(yè)網)作為常用的測量工具，可分別捕捉個體不同的社會網絡，嵌入在內的社會資本的效用也理應各有不同。

定名法測量到的社會資本是一種嵌入在強關系社會網絡內的社會資源，它可以測量網絡性質、網絡成員的構成以及網絡內可能動員的各種資源。測量到的社會網絡是個體的核心網絡，其網絡成員具有親密、同質以及經常接觸等特點，這些人構成了個體最直接的社交圈。由于親密性和信息的重復性，網絡內的成員更多地具有情感分享和資源維持等特點。此工具測量的社會資本具有重復信息占多數(shù)的特點。定位法測量工具并未對關系強度進行界定。被調查對象與其提及的網絡成員間的關系強度跨越較大，可能非常緊密，可能一般，更可能僅是認識關系。此網絡的資源非常豐富，具有明顯異質性，可來源于家人、朋友或是一般人。除了情感維度的測量，此工具也能通過測量個體社會網絡中的職業(yè)信息而捕捉個體社會資本的工具性維度。從資源的異質性和來源看，嵌入在這種網絡內的社會資本能對個體的工具性行為產生影響，其內嵌的信息以非重復、新信息占多數(shù)為主。本研究把通過定名法測量的社會資本稱為討論網社會資本，而通過定位法(position generator)測量的是職業(yè)網社會資本。本研究主要分析這兩種維度的社會資本對普遍信任是否產生不同的影響，以及哪個維度對普遍信任的作用更大。

四、研究假設

同樣的網絡結構及其內嵌資源，會對于人們不同類型的行動會產生不盡相同的后果［16］。張順和程城在研究中發(fā)現(xiàn)，社會資本對收入存在倒U 型效用［29］。收入屬于經濟領域，但信任不是。作為一種對他者的積極“預期”，社會資本對信任的效用空間是否也呈現(xiàn)類似曲線的關系，很值得研究。根據(jù)以往的文獻研究，本研究認為生活在相同文化或社會背景下的個體，其普遍信任的差異主要體現(xiàn)在可從社會關系網絡內動員何種資源。網絡資源的多寡可影響個體的認知能力、對被信任對象的可信任特征的判斷，也可影響個體抗拒背信風險的承受能力。換句話說，個體可從網絡動員的資源越多，則越可能具有較高的認知能力、識別自己與陌生人的相似性，具有更高程度的相對易損性，也越可能對陌生人的可信任特征做出積極的判斷。不過，依據(jù)邊際效用理論和社會資本效用空間理論，本研究認為社會資本對信任的效用空間可能呈現(xiàn)如下曲線特征:隨著社會資本的增加，普遍信任程度也逐漸升高，但這種升高趨勢會逐漸放緩，無限地趨于某個值，即社會資本對普遍信任的邊際效用在遞減，每單位社會資本所帶來普遍信任增加度在減少。換言之，以各種信息和資源為表現(xiàn)形式的社會資本，對信任主要起積極作用。只不過，當判斷某事物所需要的信息量逐漸趨于飽和時，增加新的信息對判斷所起的促進作用會越來越微弱。此外，擁有越多的資源，個體抗拒風險的能力就越強，但當資源量達到一定程度后，抗拒風險的能力不會再明顯增加。

假設1:社會資本對普遍信任存在曲線影響，其效用增加到一定程度后的速度越來越慢。

假設1－1:隨著討論網社會資本的增加，普遍信任上升;不過，社會資本增加到一定程度后，普遍信任上升的速度越來越平緩。

假設1－2:隨著職業(yè)網社會資本的增加，普遍信任增加;不過，社會資本增加到一定程度后，普遍信任增加的速度越來越平緩。

由于兩種測量方法在設計理念上存在不同，兩種方法測得的網絡構成和嵌入資源所能實現(xiàn)的功能也有所不同。定名法測得的“討論網”多由親密朋友、親屬、關系較強的他者(others/contacts)組成。它以測量“強關系”(strong tie)為主，較少能測量到“弱關系”(weak tie)。網絡成員的交往度和熟悉度都較高，擁有資源的相似性也要高于弱關系。這些較同質(homophilous)的資源給個體提供了一種相對熟悉、穩(wěn)定的環(huán)境，有利于個體實現(xiàn)維持原有資源、獲得心里支持等表意性(expressive)活動［30］。而定位法根據(jù)職業(yè)聲望得分設置的職業(yè)列表代表了當前社會的大部分職業(yè)，覆蓋當前社會大部分的資源，測得的網絡由親屬、朋友、一般認識的人等組成，包括“強關系”和“弱關系”，可給個體提供不重復(nonredundant)信息、不同層次和不同領域(教育，法律，技術等等)的較異質(heterophilous)的資源和影響力，有利于個體實現(xiàn)工具性(instrumental)行為，完成新目標。相比之下，討論網內能提供的陌生人信息有限，但卻能提供其他資源支持以抵抗背信的風險，而職業(yè)網由于覆蓋了不同性質的交往對象和信息資源，它可以測量到中國文化下親、熟、信三位一體的義務交換關系，這種交換關系以親屬為核心但又遠遠延展到親屬關系之外［31］，它在信息供給和提高抗拒背信風險的能力上能都給個體強有力的支持。因此，本研究認為兩個維度的社會資本對普遍信任都存在影響，但在影響強度上存有差異。

目前，關于兩個測量工具能測到不同網絡資源的討論已非常成熟，但他們在對普遍信任的影響上是否存在差異，存在怎樣的差異尚未可知。尤斯圖拉和蔻里在分析公民參與和特殊信任時指出，個體若和同種族社區(qū)的聯(lián)系緊密，容易使個體粘著在同族群內部，而排斥外來的陌生人，與不同種族的聯(lián)系有利于普遍信任［32］。也就是說，強關系不利于普遍信任的生成。李沛良等在分析社會網絡對健康的影響時，發(fā)現(xiàn)個體在遇到與情緒有關的問題時大多向朋友、同事傾訴，而不是向家人尋找?guī)椭?，亦即弱關系比強關系更能解決與情緒、思想狀態(tài)有關的問題［33］。在中國家庭里，傳統(tǒng)的家長制和等級制血緣結構使得個體不太愿意在親密關系里分享情緒問題［34］。由此，本研究認為以測量強關系資源為主的討論網社會資本在對普遍信任的影響上應該弱于職業(yè)網社會資本。相關假設如下。

假設2:不同維度的社會資本對普遍信任存在效用差異，且職業(yè)網社會資本對普遍信任的影響大于討論網社會資本。

五、數(shù)據(jù)，變量和分析模型

本研究采用中國綜合社會調查數(shù)據(jù)庫中的2003年(CGSS2003)數(shù)據(jù)①2003年度的調查是中國綜合社會調查項目的第一期，由中國人民大學社會學系和香港科技大學調查研究中心和共同主持。中國人民大學方面由李路路教授擔任主持人，香港科技大學方面由邊燕杰教授擔任主持人。感謝數(shù)據(jù)方提供數(shù)據(jù)，本論文的觀點和內容由作者自負。。此數(shù)據(jù)覆蓋了除港、澳、臺、藏、青、寧之外的全國28 個省(直轄市、自治區(qū))。調查只包括城鎮(zhèn)，共涉及了125個縣級單位，559 個居委會。調查采用PPS 抽樣，從省級單位抽到社區(qū)，再在每個社區(qū)以系統(tǒng)抽樣抽取10 個調查戶，最后在每戶抽取1 人作為調查對象。調查對象為16 ～78 歲的在被調查戶內居住了一周以上或將居住一周以上的成年人，共抽取5 900人，實際完成問卷5 894份。分析軟件為Stata 11。除了被訪者個人和家庭基本情況以外，本研究中主要用到的部分包括個人信息、社會流動與社會網絡，以及評價與認同等三部分。其中，個人基本情況部分涵蓋了解被訪者本人的一些情況，包括他/她的婚姻狀況、受教育程度、職業(yè)類型、工作單位和個人收入等。社會交往和社會網絡部分主要了解被訪者的社會關系網絡，包括討論網社會資本和職業(yè)網社會資本的測量。評價與認同部分主要是了解被訪者對于社會上其他人或群體的看法。

本研究的自變量有兩類:討論網社會資本和職業(yè)網社會資本。測量討論網時，用到的測量問題是:“E1:大多數(shù)人時常會和他人討論重要的問題。這些人，可以是自己的配偶、家人、親戚、同事、老同學、鄰居、朋友及其他人等。在過去半年內，您和誰討論過對您來說是重要的問題呢?請你說出所有這些人的姓或簡稱，如老張、小李、王姨、老伴等?！钡玫降闹笜擞芯W絡規(guī)模(size)、親屬比例(kin－ proportion)、網絡密度(density)、年齡異質性(age heterogeneity)、教育異質性(educational heterogeneity)、性別異質性(sex heterogeneity)等［30］，得到以上指標后，在因子分析中用主成分分析法和方差極大旋轉法，對這些指標做因子分析，結果得到兩個代表討論網社會資本的因子。已解方差達到58%。研究分別稱它們?yōu)橛懻摼W社會資本第一因子，討論網社會資本第二因子。測量職業(yè)網社會資本時，用到的測量問題是:“E3:在今年春節(jié)期間，以各種方式互相拜年、交往的親屬、親密朋友和其他人大概有多少人?E4:他們里面有無從事下列職業(yè)、在下列單位類型里工作的人?”此測量工具是在定名法基礎上，根據(jù)中國情境做了本土化的相應改動。本研究測量的相關指標如下:拜年規(guī)模、拜年密度、職業(yè)規(guī)模、職業(yè)總分、職業(yè)網距、知識層紐帶、領導層紐帶、經理層紐帶［29］［16］。此后，通過因子分析(運用主成分分析法和方差極大旋轉法)對這些指標做因子分析，結果得到一個因子，本研究稱其為職業(yè)網社會資本因子。已解方差達到58．6%。

由于本研究要驗證社會資本對普遍信任的效用呈類似邊際曲線的關系，故還需對生成的社會資本因子做自然對數(shù)轉換。因子分析后生成的因子是標準分變量，均值為0，標準差為1，本研究首先將其轉化成最低值為1，最高值為100 的分值，然后對其取自然對數(shù)。普遍信任是因變量。由于普遍信任是對有關陌生人或者說社會大多數(shù)人的信任，這個變量的測量完全不同于特殊信任的測量。目前，有關此變量的測量大多采用一個問題，“通常，你是否認為社會大多數(shù)人的可以信任，或者是與人相處時最好要小心謹慎?”從上世紀50年代開始，美國的綜合社會調查(GSS)以及每一次的“世界價值調查”都采用了這個問題。根據(jù)以往研究，本研究將性別、年齡、年齡二次項、教育年限、婚姻狀況、黨員身份、月收入、居住年限、地區(qū)虛擬變量(東部虛擬變量，中部虛擬變量，西部為參照組)等作為控制變量。

分析采用邏輯斯特回歸(Logistic Regression)模型，并對因變量進行標準化。首先，分析討論網社會資本的兩個因子對普遍信任的影響，職業(yè)網社會資本因子對普遍信任的影響。接著，驗證兩類因子取自然對數(shù)后對普遍信任的影響是否顯著，此模型是否顯著優(yōu)于前一個模型;最后，將兩類因子作為自變量放入模型，比較分析他們的效用大小。驗證討論網社會資本對普遍信任的影響模型如下:

其中，y為信任程度;cn為控制變量的回歸系數(shù);zn為控制變量(z1為性別，z2為年齡，z1為年齡二次項，z4為教育年限，z5為月收入，z6為婚姻狀況，z7為黨員身份，z8為居住年限，z9為東部，z10為中部);bn為自變量的回歸系數(shù);x1為討論網社會資本第一因子(對數(shù)值);x2為討論網社會資本第二因子(對數(shù)值)。

驗證職業(yè)網社會資本對普遍信任的影響模型如下:

其中，y為信任程度;cn為控制變量的回歸系數(shù);zn為控制變量(z1為性別，z2為年齡，z1為年齡二次項，z4為教育年限，z5為月收入，z6為婚姻狀況，z7為黨員身份，z8為居住年限，z9為東部，z10為中部);bn為自變量的回歸系數(shù);x1為職業(yè)網社會資本因子(對數(shù)值)。

六、研究結果

盡管多層次分析模型可以同時分析宏觀和微觀的效用及其交互作用，但本研究的興趣在于發(fā)掘個人層面的社會資本對個人普遍信任的影響，因此采用邏輯斯特回歸分析，通過加入地區(qū)宏觀變量來控制地區(qū)的差異。樣本情況為(具體見表1):男性占48．1%，女性為51．9%;平均年齡為44．4 歲，標準差為13．1;在本地的平均居住年限為30．2年;從婚姻狀況看，從未結婚者占10．6%，已婚者占89．4%;樣本人群的平均教育年限為10．4年，月收入平均為0．8千元;中共黨員人數(shù)比非黨員人數(shù)少，兩者相差62．8%;分地區(qū)看，東部人群占53．8%，中部占28．8%，西部最少，為17．4%。

表1 樣本基本情況

1．討論網社會資本和職業(yè)網社會資本均對普遍信任存在顯著影響

本研究將性別、年齡、年齡二次項、教育年限、婚姻狀況、黨員身份、月收入、居住年限、地區(qū)虛擬變量(東部虛擬變量、中部虛擬變量、西部為參照組)構成基準模型1，并在此基礎上加入討論網社會資本因子(兩個)和職業(yè)網社會資本因子(一個)，得到模型2。

統(tǒng)計結果顯示(表2)，職業(yè)網社會資本因子顯著，討論網社會資本第一因子顯著，討論網社會資本第二因子不顯著。職業(yè)網社會資本因子每增加一個單位，普遍信任優(yōu)勢比增加0．093個標準差，討論網社會資本第一因子每增加一個單位，普遍信任優(yōu)勢比增加0．068 個標準差，說明兩個不同維度的社會資本因子均對普遍信任產生影響。

考慮兩類社會資本因子存在高度相關，分別把兩類維度的社會資本因子放入基準模型1中，得到模型2－1 和模型2－2(表2)。模型3結果表明，討論網社會資本維度的兩個社會資本因子作用均顯著，但作用相反，第一因子增加一個單位，普遍信任的優(yōu)勢比會增加0．058個標準差，但第二因子增加一個單位，普遍信任的優(yōu)勢比減少0．110 個標準差。僅從作用強度看，第一因子對普遍信任的效用僅僅是第二因子的一半。模型4 統(tǒng)計結果表明，職業(yè)網社會資本因子對普遍信任作用顯著，前者增加一個單位，后者的發(fā)生比對數(shù)值會增加0．128 個標準差。

把基準模型1 分別與普遍信任模型2、模型2－1，以及模型2－2 做嵌套模型比較，結果發(fā)現(xiàn)加入社會資本因子后的模型與基準模型1顯著不同?；鶞誓Ｐ? 與模型2 的嵌套顯著檢驗，似然比檢驗結果顯示LR chi2(3)=12．13，且p=0．0069 〈0．05。與模型2－1 的嵌套顯著檢驗，似然比校驗結果顯示LR chi2(2)=11．11，p=0．0039 〈0．05。與模型2－2 的嵌套模型顯著性檢驗，似然比校驗結果顯示LR chi2(1)= 12．37，p =0．0004 〈0．05。可見，用社會資本來解釋普遍信任的差異是非常有意義的。

2．社會資本的倒U 型曲線關系未得到證實

鑒于有研究發(fā)現(xiàn)社會資本在工具性領域存在倒U 型曲線，本研究將不同維度的社會資本因子取二次項放入方程，得到模型3。統(tǒng)計結果顯示，三個因子的二次項均不顯著。其次，將不同維度的社會資本因子分別放入基準模型1中，統(tǒng)計結果仍顯示，二次項均不顯著(表3)。這說明社會資本在信任領域不存在倒U 型效用，即社會資本與普遍信任的關系可能并不是“隨著社會資本升高而普遍信任也升高，但升高到一定程度后轉成下降趨勢”。

表3 社會資本二次項對普遍信任的邏輯斯特回歸分析

3．社會資本對普遍信任的邊際曲線關系得到證實

在統(tǒng)計圖形中，自變量取自然對數(shù)后與因變量的關系形態(tài)是:隨著自變量增加，因變量也不斷增加，但增長的速度在逐漸放緩。因此，本研究對兩個社會資本維度的因子做了自然對數(shù)變化①自然對數(shù)是以常數(shù)e 為底數(shù)的對數(shù)，以ln X 表示，其中X 必須大于0。當自然對數(shù)ln X 中X 為連續(xù)自變量時，成為對數(shù)函數(shù)，表示為y=ln X (x 為自變量，y 為因變量)自然對數(shù)log 是一個連續(xù)且在似然函數(shù)的領域內嚴格遞增的上凸函數(shù)。。具體來說，鑒于各個因子的均值為0，標準差為1，取值在正負1 之間，故先把因子轉換成百分比方式［31］，再把三個社會資本因子均變換成自然對數(shù)形式。在基準模型1 的基礎上，本研究同時納入討論網社會資本第一因子的對數(shù)、討論網社會資本第二因子的對數(shù)、職業(yè)網社會資本因子的對數(shù)，得到模型4。統(tǒng)計結果表明，討論網社會資本第一因子的對數(shù)顯著，職業(yè)網社會資本因子的對數(shù)顯著，但討論網社會資本第二因子不顯著。討論網社會資本第一因子的對數(shù)值每增加一個單位，普遍信任的優(yōu)勢比增加0．117 個標準差;職業(yè)網社會資本因子的對數(shù)值每增加一個單位，普遍信任的優(yōu)勢比增加0．349 個標準差(表4)。將此模型與基準模型1 做嵌套模型比較，似然比校驗結果顯示LR chi2(3)= 16．99，p=0．0007 〈0．05。可見，放入自然對數(shù)形式的社會資本因子后，模型的解釋力度更大，且這種改善非常顯著。

表4 兩維度社會資本因子自然對數(shù)對普遍信任的邏輯斯特回歸分析

考慮三個社會資本因子之間有很強的相關性，將兩類不同維度的社會資本因子對數(shù)分別加入基準模型1。首先，將討論網社會資本的兩個因子對數(shù)，加入基準模型1，得到模型4－1，結果發(fā)現(xiàn)兩個因子都顯著。討論網社會資本第一因子對普遍信任起促進作用，表明討論網社會資本第一因子每增加一個單位，普遍信任發(fā)生比會增加0．113 個標準差，而討論網社會資本第二個因子對數(shù)每增加一個單位，普遍信任的發(fā)生比會減少0．260 個標準差。兩個因子的效用相反，并且，不看作用方向而只看作用強度的話，第一因子的作用僅僅是第二因子的一半，前者對普遍信任的影響要小于后者。其次，將職業(yè)網社會資本因子的自然對數(shù)放入基準模型1 中，得到模型4－2。結果顯示，職業(yè)網社會資本因子的自然對數(shù)值對普遍信任的影響顯著，前者若增加一個單位，則后者增加0．444 個標準差。再次，把納入了討論網社會資本因子的模型2－1 與加入對數(shù)轉化后討論網社會資本因子的模型4－1 做模型最優(yōu)比較，統(tǒng)計得到模型4－1 的BIC 值為－21 996．072，模型2－1 的BIC 為－21 994．078。兩個模型的BIC 值相差為1．994，模型4－1 得到微弱的統(tǒng)計支持。不過，把納入了職業(yè)網社會資本因子的模型2－2 與加入對數(shù)轉化后職業(yè)網因子的模型4－ 2 做最優(yōu)比較，前者的BIC 值為－25 439．628，后者的為－25 448．229，后者與前者相差－8．601，結果證明后者得到了強烈的統(tǒng)計支持。

可見，討論網社會資本和職業(yè)網社會資本對普遍信任的影響呈現(xiàn)自然對數(shù)曲線形態(tài)，即從對數(shù)曲線關系看待社會資本對普遍信任的影響更為準確。換言之，社會資本對普遍信任存在顯著影響，這種影響帶來效用的改變速度在逐漸放慢。討論網兩個因子作用相反，因子一是促進作用，因子二是減少作用，不過比較兩者對標準化因變量的改變程度，增加量不足減少量的一半，說明討論網社會資本對普遍信任的影響主要是削減作用，即隨著討論網社會資本的增加，普遍信任度反而降低，但降低的速度越來越慢。假設1－1 得到部分證實。此外，職業(yè)網社會資本因子是增加作用，說明隨著職業(yè)網社會資本的增加，普遍信任度越來越高，但增強的速度越來越慢。假設1－2 完全得到證實。

4．職業(yè)網社會資本對普遍信任的影響大于討論網社會資本

在以上分析基礎上，再把加入對數(shù)轉化后討論網社會資本因子的模型2－1 與基準模型1 做嵌套模型比較，似然比檢驗結果顯示LR chi2(2)= 13．10，p =0．001 〈0．05。同時，也把加入對數(shù)轉化后職業(yè)網社會資本因子的模型2－2 與基準模型1 做嵌套模型比較，似然比檢驗結果顯示LR chi2(1)=20．97，p =0．000 〈0．05。兩個模型都通過了嵌套模型顯著性檢驗，不同點在于，前者的似然比卡方值小于后者。

此外，如果不考慮兩類社會資本的相關性，把兩類維度的三個因子對數(shù)變量同時放入模型，得到的結果顯示(見表4 中的模型4)職業(yè)網社會資本對數(shù)增加一個單位，普遍信任發(fā)生比增加0．349 個標準差;討論網社會資本第一因子對數(shù)增加一個單位，普遍信任發(fā)生比增加0．117 個標準差，第二因子不顯著且其對普遍信任的改變量為減少0．121 個標準差。這些數(shù)據(jù)表明，對普遍信任來說，受到職業(yè)網社會資本因子的影響要遠遠大于討論網社會資本的影響。

從模型擬合優(yōu)度的比較結果看，“直接用討論網社會資本因子對普遍信任差異進行解釋”模型與“用對數(shù)后討論網社會資本因子來解釋普遍信任差異”模型比較，“直接用職業(yè)網社會資本因子對普遍信任差異進行解釋”模型與“用對數(shù)后職業(yè)網社會資本因子來解釋普遍信任差異”模型比較，后者模型的LR 卡方變化值更大，BIC 差異值也更大。從嵌套模型比較來看，用對數(shù)后討論網社會資本因子來解釋普遍信任的模型發(fā)生的LR 卡方變化值遠小于用對數(shù)后討論網社會資本因子來解釋普遍信任的模型?？梢姡谝欢ǔ潭壬?，職業(yè)網社會資本對普遍信任的影響要大于討論網社會資本，假設2 得到證實。

七、總結與討論

從邊際效用理論看，在一定時間內，物品帶給使用者的效用并不是隨著物品新增數(shù)量的增多而直線增多。事實上，隨著使用者心理和生理上對物品需求的欲望減弱，其每個單位增加所帶來的滿足程度會逐漸遞減，換言之，物品的不斷增加的數(shù)量帶來使用者的邊際效用越來越小。同樣，個體對陌生人的信任程度是一個從無到有逐漸增加的過程，個體需要從社會網絡中獲取資源和信息來實現(xiàn)對陌生人的信任判斷，而最初獲得的資源和信息能夠在很大程度上迎合判斷的需求，但到達一定程度后再增加的資源與信息數(shù)，對個體的信任判斷所需要的基本信息理應得到滿足，繼續(xù)增加的社會資本很可能不再對信任有非常顯著的促進作用。換言之，當個體對陌生人的判斷在逐漸形成時，資源和信息的增加量會帶給個體有顯著意義的判斷效用，但當基本信任已經形成時，資源和信息對信任程度增加的促進作用就變得非常緩慢。

社會資本對普遍信任能發(fā)生影響，在于人與人之間有無形的聯(lián)系，這種聯(lián)系實現(xiàn)了人與人之間資源信息的流動與共享。普遍信任是對不熟悉的人、陌生人的信任，這種信任的形成需要兩點條件:第一，了解有關陌生人的品質、陌生人的文化價值、陌生人所遵從的制度等等背景信息;第二，具備抗拒背信風險的資源量。然而，在完全滿足這兩種條件下做出信任的決定，是非常理想的狀態(tài)。根據(jù)“有限理性”理論，無論個人做出什么樣的決定都是“有意識地”理性，但這種理性卻是“有限的”。原因在于，個人所處的社會是復雜的，存在很多不確定性，信息也是不完備的;其次是人的判斷力和認知能力都有局限性，人對事物的了解只能無限逼近但很難完全等于真實。這兩點使得個體對事物的判斷也是不斷接近理性，但卻并非完全理性。個體對陌生人的信任形成過程也應如此。隨著個體自身能夠借用的社會資本量不斷增加，意味著他能獲取的有關陌生人的信息量和對抗風險的資源也在增加，對陌生人的信任判斷程度也在不斷增加，但并不能完全逼近真正的信任，只能呈現(xiàn)上升并逐漸變緩的趨勢。

通過實例分析，本研究證實了社會資本對普遍信任的效用形態(tài)實際上的確呈現(xiàn)對數(shù)曲線關系，即兩者的關系呈現(xiàn)類似于邊際效用曲線的形態(tài)。隨著社會資本的增加，它對信任的影響也在逐漸增加，但這種影響力增長的速度會在社會資本增加到一定程度后慢慢變弱，并趨于平緩。這個研究結果的發(fā)現(xiàn)將有助于更加理性地面對社會資本的投資、借用、回報等過程。作為一種嵌入在人際關系網絡內的網絡資源，社會資本是附著在人際網絡關系內才能存在，并且屬于關系網絡內的成員所有。布迪厄指出，行動者能從網絡內獲得多大程度的資源幫助，取決于網絡規(guī)模、網絡成員擁有什么樣的資源以及網絡成員愿意提供資源的程度［38］。故而大多數(shù)有關如何提高社會資本正向效用的研究都會建議行動者要積極投資社會關系網絡，即通過有意識地維護或擴展自身的人脈關系來獲取有用的社會資源。但本研究的發(fā)現(xiàn)，為這個建議加上了一個注腳，也就是社會資本并非是越多越好，更何況，本研究還發(fā)現(xiàn)社會資本還對行動者會有負向效應。

對社會資本的投資行為，應該持有一定的理性，即便在中國這樣講究“關系”的社會情境里，不應盲目夸大關系(社會資本)的作用，更應避免無限制地人際關系投資行為。即便社會資本在許多領域會帶來正效應，但這種積極效應的增長速度會隨著社會資本的增加而逐漸變弱，過量的社會資本經營實際不僅會耗費行動者大量的精力和物力，還很可能并不能達到投資人的預期效果。無論對于行動者本身，還是政策決策者，此研究結果都具有很好的參考意義。

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