市場化與社會資本的關系研究勞動力市場中的社會資本與市場化

市場化與社會資本的關系研究勞動力市場中的社會資本與市場化

在中國的市場經濟過程中，社會資本的作用是增強還是減弱？對社會資本和市場經濟的研究不僅促進了社會資本理論的發(fā)展，也有利于更好地理解中國經濟和社會結構的發(fā)展。由于該問題極富理論和政策意義,其研究和求解又十分不易,一時間成為了學術前沿的難題。本文試圖在前人相關成果的基礎上,繼續(xù)為該問題的研究和求解貢獻新的理論視角和實證依據。一、社會資本的作用主要在于市場內力通過對已有成果的梳理,我們認為,社會資本和市場化關系的核心爭論是:對于市場化而言,社會資本是一種正逐漸削弱的市場外力,還是持續(xù)綿延的市場內力?支持前者的研究發(fā)現(xiàn),社會資本在市場化初期的輔助和矯正作用正隨著市場制度的成熟而逐漸削弱;支持后者的研究則表明,社會資本的作用并沒有隨著市場化進程的深入而削弱,它只是在市場化的不同階段呈現(xiàn)出了不同的面貌。(一)社會資本的內在依賴“社會資本的作用隨市場化程度的加深而減弱”得到了一系列研究的證實。也許正是因為看到了社會資本與市場制度之間的這種似乎確實的“此消彼長”的關系,學者們傾向于把社會資本看作一個可以呈現(xiàn)市場不完善特征的工具,認為在市場條件下,社會資本在積累和使用過程中遇到的問題正好凸顯了市場制度建設的“盲點”。比如,民營企業(yè)家一直致力于構建和發(fā)展其個人的社會網絡,從而保持和促進企業(yè)發(fā)展。隨著我國市場經濟轉型的最終完成、正式制度的建立完善以及整個社會信任度的提高,民營企業(yè)家對社會網絡的依賴性會逐漸減少(楊潔、黃寰,2005)。陸銘等則研究了在中國農村的市場化過程中社會資本為遭受自然災害的家庭的消費平滑提供保險的作用。互助、公民參與及信任這三種社會資本并沒能幫助中國農村家庭抵御自然災害對消費的沖擊,并且該發(fā)現(xiàn)并不依賴于同村家庭遭受自然災害的同質性程度(陸銘等,2010)。(二)社會資本的興起與市場化關系的爭論另外一些學者則發(fā)現(xiàn),社會資本是“嵌入”在市場中的力量,它作為市場化的內在力量在市場化的各個階段產生了不同的變化。首先,市場化進程中的社會資本有新舊之分。顏燁認為,社會資本如同物質(經濟)資本和人力資本一樣總體上屬中性概念,當不同主體在不同層面動用它時會顯現(xiàn)出其積極性和消極性。對于轉型時期的中國來說,社會資本的生成條件和機制有其特殊性:政治上“體制洞”的存在,市場因子的滲透,“單位制”、“身份制”的相對弱化和伴之而來的“社區(qū)制”、“契約制”的進一步發(fā)育,經濟和文化上的“多元化”態(tài)勢,以及民族內部傳統(tǒng)信任和互惠機制等等都催生了傳統(tǒng)性社會資本和現(xiàn)代性社會資本的繁榮和興盛(顏燁,2004)。其次,市場制度建設目標從法律到信仰的提升表明了社會資本提供資源的更新。有學者指出,社會資本是市場機制必須的調節(jié)力量。自改革開放以來,遵循“市場經濟意味著法制社會”準則的中國并不缺少法律法規(guī)。然而社會上大多數人對經濟與社會活動有關的法律法規(guī)要么根本不知道,要么是不想知道,甚至是知道也不怎么自覺遵守。缺乏法治和“過度規(guī)制”都是窒息經濟活力和妨礙市場發(fā)育的重要原因(張克中,2010:111-112)。離開了契約規(guī)則乃至內化成為道德規(guī)范的法律只會成為枷鎖,讓人茫然。社會資本的最大優(yōu)勢就在于減低了交易成本。市場經濟不能離開社會資本的潤滑(張克中,2005)。學者們對社會資本與市場化關系的兩種認知,反映了長久以來學術界對社會資本概念的兩種理解。李林艷對社會資本概念的梳理為我們理解社會資本與市場化的關系提供了一個較好的視角(李林艷,2004)。一方面,格蘭諾維特的求職研究表明關系網絡的存在和運作似乎與市場制度是相互獨立的;另一方面,其“嵌入性”觀念又強調市場乃是憑借關系網絡來發(fā)揮作用。而這種矛盾也成為社會資本與市場化關系爭論的根源:認為社會資本是市場經濟正式制度建立前的必要過渡的學者坦言,以市場經濟制度建設從非正式走向正式的趨勢來看,社會資本的作用將逐漸減弱;認為社會資本是市場經濟題中之意的學者推斷,從市場經濟對法制建立的需求到對信任的呼吁,再到道德甚至信仰的反思,體現(xiàn)的是市場需求的有價值資源在不斷升級,而這些有價值的資源都蘊含在社會資本中,所以社會資本的作用將持續(xù)存在。然而,這些略顯抽象的理論推斷是否能夠在勞動力市場領域中得到證據確鑿的檢驗呢?二、從資源配置方式看,社會資本是勞動力市場的重要資源由于勞動力市場對“市場化”的反應十分敏銳,在勞動力市場中對市場化系列問題進行實證分析一直是社會學和經濟學常用的方法。有趣的是,對社會資本的實證研究也是從勞動力市場中發(fā)端的。當人力資本被發(fā)現(xiàn)是勞動者回報的重要指標之一的時候,學者們對一切與人發(fā)生關系的資源的興趣大增———人們發(fā)現(xiàn),除了自身擁有的資源以外,人能夠從認識的人那里獲取的資源也是可增加價值的資本。因此,在勞動力市場領域中探討社會資本與市場化的關系是合宜的。趙延東和風笑天的研究贊同第一種觀點。當市場制度逐漸確立后,作為一種非制度化的資源配置方式,社會資本所起的作用就會越來越有限。他們發(fā)現(xiàn),在下崗職工的再就業(yè)過程中,社會資本實際上只是起著一種提供機會的橋梁作用,真正決定其再就業(yè)水平的還是人力資本及其個人特征,而這正是一個市場經濟社會所應該表現(xiàn)出來的特征。這個結果也許可以說明我們的社會結構正逐漸接近于“市場經濟社會”(趙延東、風笑天,2000)。然而有學者卻發(fā)現(xiàn)了不同的結果。梁雪姬的研究發(fā)現(xiàn),國家再分配權力的衰落,表現(xiàn)為通過國家分配得到工作的比例在改革開放以后依次下降,以及市場分配和社會資本分配權力的增加,而社會資本分配權力的增加大于市場分配的增加。市場本身就嵌入在社會關系里。市場中的競爭要素不僅包括單純的個體性人力資本,也包括社會關系資源。社會關系是人們在社會生活中獲得資源的一種普遍手段(梁雪姬,2001)。歐美學者們進行的一系列實證研究也表明,即使在市場經濟發(fā)展較為成熟的歐美國家,社會關系網絡對個人職業(yè)地位的獲得也起著極為重要的作用,其影響有時甚至會超過教育等其他結構性因素(譚琳、李軍峰,2002)。耐特和岳于2002年的研究發(fā)現(xiàn),隨著市場化程度的提高,個人層面的社會資本將在市場機制下發(fā)揮更大的作用,社會制度有利于糾正市場失靈的觀念已經在不完全信息與存在正的交易成本的勞動力市場中得到了體現(xiàn)(Knight&Yueh,2002)。學者們承認市場和社會資本是勞動力市場中資源配置的兩種不同方式。但是,一方面,部分學者認為社會資本與市場的關系是對立的、此消彼長的關系,這通過稱“市場”為制度,而稱“社會資本”為非制度便可見一斑;另一方面,一些學者則認為社會資本與市場是不可分的,市場嵌入在社會資本中,因為社會資本是人類獲取資源的普遍方式。這兩種研究思路產生了對社會資本變量的兩種操作化方式。(一)社會資本運作空間的變化觀察使用社會資本來求職、升遷以獲得高回報的比例,是衡量社會資本這種資源配置機制在勞動力市場中發(fā)生作用的最直接有效的工具。輔以時間、地區(qū)或者部門間的比較,人們就能更清楚地看到不同市場化水平下社會資本的運作空間。在這種思路下,學者們獲得了不少有價值的發(fā)現(xiàn)。邊燕杰提出了“網絡作用空間”的概念。他指出,再分配與市場是兩種完全不同的經濟形態(tài),然而,網絡的作用卻始終活躍其間,但其程度是變化的。最傳統(tǒng)的再分配經濟中網絡的活動空間是比較大的,而如比較規(guī)范的資本主義經濟體制下的香港則是有一定限度的。從再分配經濟向完全的市場經濟過渡期間,出現(xiàn)了“體制洞”,因此增加了網絡活動空間。與該假設相印證的是從天津、上海、廈門、廣州到香港的網絡作用空間隨著市場化程度的加強,呈現(xiàn)出倒U型(邊燕杰,2007:59)。如果社會資本的運作空間意味著再分配和市場兩種不同經濟體制之間的轉換,那么當向市場的轉換逐漸完成時,社會資本的運作空間是不是越來越小呢?一些后續(xù)的研究給出了相反的答案。對中國農村的調查發(fā)現(xiàn),在市場化程度較高的東部地區(qū),社會網絡對于收入差距的貢獻度明顯高于市場化程度較低的中西部地區(qū)(趙劍治、陸銘,2010;陸銘、李爽,2008)。李爽等人在考察了市場化對社會關系網絡與黨員身份在中國城市不同所有制部門對個人收入的作用和影響后發(fā)現(xiàn),社會關系網絡的作用在傳統(tǒng)的國有部門并未體現(xiàn),但在非國有部門中對收入有顯著的正向影響,如果我們相信非國有部門市場化程度更高,那么,社會關系網絡對收入的正向作用恰是被市場力量加強了(李爽等,2008;陸銘、李爽,2008)。按照這種方法得出的社會資本與市場化關系面臨兩重選擇:(1)社會資本對收入水平的提升作用在市場化程度不同的城市,在市場關聯(lián)度不同的職業(yè)上是相同的,與社會資本隨市場化程度而不同的假設相悖(邊燕杰,2004)。當研究者發(fā)現(xiàn)上述這類反映社會資本與市場化不相關的證據時,要么選擇放棄認為社會資本與市場化之間有緊密關系的想法,轉而認為社會資本的作用是獨立恒定的,如文化一樣,不會受到市場化的影響;要么堅持認為社會資本隨市場化程度不同而不同,因此可能需要重新審視社會資本的概念化及其操作化測量。(2)當研究者發(fā)現(xiàn)數據顯示社會資本作用隨市場化進程并未減弱時,要么選擇認為這表明市場機制尚未成熟;要么選擇認為這表明社會資本就是市場機制的一部分,即社會資本“嵌入”在市場化的不同時期,為改變環(huán)境提供所需的資源。而以下的兩種方法可以看作是對社會資本與市場化關系的繼續(xù)挖掘,是對這第一種方法的補充。(二)社會資本提供的“人情”資源邊燕杰、張文宏的研究發(fā)現(xiàn),社會網絡作為一種就業(yè)渠道存在于再分配時代、轉型時代和市場時代,并在這三個時代都提供了信息和人情兩類資源。隨著市場化改革的逐漸深入,信息資源的比例逐漸減弱,而人情資源的比例不斷上升,并且人情和信息資源不斷分離(邊燕杰、張文宏,2001)。后續(xù)研究也再次證明社會資本提供的“人情”資源在市場化條件下依然對收入的提高有非常重要的作用,并且其作用遠勝過“信息”資源(邊燕杰,2007:74)。這是將市場化的不同階段與社會資本提供的資源直接聯(lián)系起來的一個成功嘗試。然而,豪斯提出了一個相反的假設。她認為關系在城市就業(yè)過程中的作用已江河日下,因為改革催生了很多新的求職途徑,企業(yè)聘用標準趨于重才,跨單位、跨地域的工作流動增加,求職者的工作專業(yè)性和技能市場性都在提高。她特別指明了她所界定的“關系”就是中國式的,僅僅傳遞求職信息的人際聯(lián)系算不上關系,真正的關系必須兼有工具性效用和責任、互惠等情感因素(Hanser,2002)。(三)社會網絡、企業(yè)資源配置與市場轉型還有一批學者的做法不是單純地著重于分離社會資本提供的資源,而是首先分離勞動力市場。如果社會資本隨著市場化的發(fā)展而提供不同的資源,那么在市場化最直接的表現(xiàn)場所“勞動力市場”內必然會捕捉到這種變化。這種通過對勞動力市場的分離來間接分離社會資本提供資源的做法,比在時間和城市范圍內討論社會資本的動用更細致,也比不討論資源僅討論動用更準確。黃先碧根據訪談資料提出網絡關系運作的邊界:工作所有制性質(國有企業(yè))、工作的市場競爭程度、工作崗位的技術要求(管理行業(yè))(黃先碧,2008)。鄭繼國等發(fā)現(xiàn)社會網絡在高技能勞動力市場上的“弱關系”假說成立,低技能勞動力市場上的“強關系”假說成立。在高技能勞動力市場中,社會網絡明顯降低了信息不對稱的程度,“強關系”的人情卻降低了工人和職位的匹配程度(鄭繼國等,2005)。張順和郭小弦將勞動力市場分為體制內和體制外、低端和高端后發(fā)現(xiàn),社會網絡對勞動力市場入職收入獲得具有顯著的正向影響作用,其中人情資源的影響仍然是大于信息的影響,但是使用信息關系與人情關系的作用則大于單獨使用人情關系的作用,這與“信息和人情逐漸分離”的發(fā)現(xiàn)有些矛盾。他們也認為社會網絡資源的收入效應受到結構約束,在不同制度環(huán)境與競爭條件下,制度的不確定性與競爭壓力共同制約社會網絡的作用空間:轉型期的體制內勞動力市場的制度不確定性較強,社會網絡作用空間大,收入效應明顯;低端勞動力市場競爭激烈,導致社會網絡資源也有較強的收入效應(張順、郭小弦,2011)。通過對社會資本兩種思路的探討,我們傾向于贊同:有關市場化的理解,“嵌入”理論比轉型理論更為貼合實際。波蘭尼的“嵌入”理論(Polanyi,1944)認為經濟是嵌入在社會制度中的,格蘭諾維特指出市場是嵌入在社會網絡中的(Granovetter,1985),倪志偉的市場轉型論認為經濟制度生成社會(Nee,1989)。在實際研究中,市場轉型論發(fā)現(xiàn)了很多無法解釋的問題,尤其是在中國市場轉型的過程中,既沒有變成波蘭尼的理想市場經濟,也沒有變成西方的資本主義模式(李小佳,2004)。雖然倪志偉提出的模型偏離了實際,但是他將宏觀現(xiàn)象納入到微觀實踐中的方法和精神是值得贊賞的。我們相信,加入了社會資本變量之后的研究會為“市場轉型論”的完善帶來新的啟示。三、研究設計(一)數據和假設1.研究樣本的選取本研究使用的數據來自2009年中國八城市“社會網絡與職業(yè)經歷”問卷調查(JSNET2009),包括長春、天津、上海、廈門、廣州、西安、濟南和蘭州,每個城市的樣本量在700-1000之間。每市的抽樣分區(qū)、街、居委(社區(qū)),按照統(tǒng)一的抽樣框完成。為了保證多層次分析所要求的樣本量,每個抽中的社區(qū)隨機調查20戶。在抽選的戶中,按家庭成員生日與7月1日的最近距離,隨機抽取一位18歲以上、曾有職業(yè)經歷的為被調查者,總樣本為7102人(邊燕杰、王文彬,2012)。(1)關于調查樣本社會人口特征的描述統(tǒng)計結果參見邊燕杰、王文彬(2012)和邊燕杰等(2012)。2.是否有競爭性假設如前所述,對社會資本的動用和回報在市場化進程中變化的考察是后兩種方法的前提。因此我們將采用JSNET2009的數據按照第一種方法對社會資本與市場化的關系重新進行檢驗。我們提出的兩組競爭性假設如下:假設1a:市場化程度越高,勞動力市場中社會資本的動員頻率越高。假設1b:市場化程度越高,勞動力市場中社會資本的動員頻率越低。假設2a:市場化程度越高,勞動力市場中社會資本的動員回報越高。假設2b:市場化程度越高,勞動力市場中社會資本的動員回報越低。如果數據分析結果支持假設1a和假設2a,表明社會資本的作用隨市場化進程的深化越來越強,根據前文的文獻梳理,這個結果傾向于“社會資本是市場內部力量”的論斷;如果數據分析結果支持假設1b和假設2b,表明社會資本的作用隨市場化進程的深化越來越弱,這個結果傾向于“社會資本是市場外部力量”的論斷。(二)模型和變量1.市場化效應的表現(xiàn)為下面按照分析的步驟列出具體的統(tǒng)計方法和模型。(1)交互分析。本文采用交互分析來判斷市場化對社會資本動員的影響。將社會資本動員的人數分別與部門、城市、時間做交互分析,比較社會資本動員的頻率在每一市場化階段的高低。(2)多元回歸分析。本文主要采用多元回歸來分析市場化與社會資本動員的回報?；貧w方程的核心部分如下:L入職月均總收入對數=α+β1(女性)+β2(教育年限)+β3(工齡)+β4(工齡的平方)+β5(黨員)+β6(社會資本動員)+β7(單位規(guī)模)+β8(管理職位)+β9(職業(yè)類別)+ε入職月均總收入對數是因變量。α為常數項,ε為誤差項,其他變量依次為性別(女性)、人力資本變量(教育年限、工齡、工齡的平方)、政治資本變量(黨員)、社會資本變量、結構變量(單位規(guī)模、管理職位、職業(yè)分類)。在實際分析市場化與社會資本效應的關系時,我們的做法是將入職月均總收入分別按照市場化指標調整后做回歸,以期考察社會資本動員的回報隨市場化程度加深的變化趨勢。一般說來,“市場化”可以通過時間、城市或地區(qū)、部門、個人特征因素來反映。最令我們感興趣的是社會資本這種個人特征因素與市場化之間的關系,因此我們將考察社會資本對收入的影響是否隨時間、部門、城市的不同而呈現(xiàn)出規(guī)律性的變化,以期捕捉社會資本與市場化的關系。2.資源動員與關系檢驗JSNET2009在詢問被訪者的工作特征以及尋找這份工作時的相關情況的時候,讓被訪者回答尋找第一份工作的情況,或者根據當前的這份工作/退休前最后一份工作的情況來回答。由于這兩類人群回答的題目完全一樣,只有時間的差別,因此在數據處理過程中,我們按相同的題目將兩類人群合并成一類來考慮。以下的各個變量均出自合并后的新數據。(1)因變量。月均總收入是模型中的因變量,通過對勞動者的入職月均總收入取對數之后得到?！霸戮偸杖搿笔侵腹べY單上的總收入,加上未在工資單上反映的獎金、補貼和其他收入。(2)自變量。性別變量。女性:虛擬變量,1=女,0=男。人力資本類變量。教育年限:定距變量,受訪者迄今為止的受教育年限。具體操作如下:小學以下=4;小學=6;初中=9;高中=12;職高=12;中技=12;中專=12;大專=15;大學本科=16;研究生及以上=20;其他=缺失值。工齡:定距變量,被訪者參加工作的年限?？紤]到工齡和年齡相關,在收入方程中呈曲線趨勢,我們構造了工齡的平方考察工作年資與收入的關系。在實際操作時我們用工齡的平方除以100,以方便對回歸系數的理解(參見王天夫等,2008)。政治資本類變量。黨員:虛擬變量,1=是,0=否?！包h員”屬于政治資本,有別于社會資本。黨員與收入的關系一直是中國研究中的特色,近年來的研究表明“黨員”變量對收入的影響越來越弱:李爽等人通過比較1995年與2002年的數據,發(fā)現(xiàn)黨員的回報并未隨著時間的推移有所上升(李爽等,2008;陸銘、李爽,2008),因此我們也放入此變量以與其他研究結果作對照。社會資本類變量。社會資本的作用指勞動者實際動用社會資本發(fā)生效果而非因勞動者擁有社會資本的范圍和質量而可能產生的潛在效果。因此我們通過考察社會資本實際動員的資源對收入的作用來呈現(xiàn)社會資本的作用。社會資本動員:虛擬變量,1=有人主動向自己提供求職方面的信息或其他形式的資源幫助,或者經自己尋找后獲得了相關的資源幫助。根據前述文獻,社會資本動員的方式包括隱性和顯性兩種,因此該變量由下列兩個變量合并而成。一個是隱性社會資本動員(虛擬變量:1=有人主動向自己提供求職方面的信息或其他形式的資源幫助;0=沒有人主動提供這方面的資源幫助)。根據文獻可知,隱性社會資本動員是經常被忽略的社會資本運用方式,它藏身在日常的非目的性交往中,“默默”實現(xiàn)資源的動員。這種資源的獲得往往是非目的性的,被訪者一般會大方地承認。如果找工作過程比較困難,對這樣的主動幫助,被訪者出于感激印象會比較深刻。另一個是顯性社會資本動員(虛擬變量:1=回答出獲得目前這份工作時得到了哪些資源幫助;0=沒有回答出實際獲得的資源)。問卷設計了兩類問題來反映這個變量,一類是直接問詢被訪者找了多少人來幫助,一類是讓被訪者記錄究竟獲得了什么樣的幫助。讓被訪者估計找了多少人來幫助可能存在回答偏差,被訪者出于防衛(wèi)心理或者覺得計算麻煩(如無法確定朋友又找了多少個朋友幫助),會低報或者不報真實數據。考慮到對社會資本實際效用的測量存在困難,(1)我們認為那些實際填答了社會資本為他們提供的具體資源的回答是可靠的,他們代表了認同社會資本并且享受到社會資本實際效用的人群。對這兩個題目的統(tǒng)計結果也證明了我們的判斷:有2650人回答了自己在找工作過程中找了人幫忙,但有3115人回答了這些幫助自己的人具體為自己做了什么,可以看到被訪者更容易講自己獲得了什么資源,而不是找了多少人幫忙。結構類變量。單位規(guī)模:定距變量,被訪者所處的單位規(guī)模大小。這個變量在以往的研究中被證實對收入性別不平等具有解釋力(李春玲、李實,2008)。職業(yè)類別:定類變量,JSNET2009對職業(yè)類別的特殊選項設計讓職業(yè)歸類一目了然,按照它的分類我們將職業(yè)分成6類:專業(yè)技術人員、機關企事業(yè)單位負責人、辦事人員、商業(yè)人員、服務業(yè)人員、農林牧副漁業(yè)人員和產業(yè)工人?！皺C關企事業(yè)單位負責人”是由機關單位負責人、事業(yè)單位負責人、企業(yè)負責人三類合并而成。由于農林牧副漁業(yè)人數太少,我們也將它與產業(yè)工人合并成為一類,這并沒有影響其處在階層底層的事實。在此基礎上我們構造出6個職業(yè)類別的虛擬變量,以“農林牧副漁業(yè)和產業(yè)工人”為參照項。管理職位:虛擬變量,JSNET2009對職業(yè)類別的選項設計中包含了對職位管理權的考察。經過對數據的分析,我們認為將職位的管理級別處理為一個兩分變量是最能體現(xiàn)差異性的,即管理與無管理兩類。職位的管理權包括:擁有職稱的專業(yè)技術人員,有級別的機關企事業(yè)單位負責人,有級別的辦事人員,擔任經營管理的商業(yè)人員、服務業(yè)人員、農林牧副漁人員,以及任工段長/班組長的產業(yè)工人。在此基礎上我們構造了一個管理的虛擬變量,以“無管理”為參照項。市場化變量。對市場化與社會資本動員的關系,以及市場化與社會資本效應的關系的考察,都依賴于對“市場化”的操作化。目前對于市場化的測量主要分為以下幾類:(1)不同時間比較。這種方法直接用時間作為市場化的代理變量,觀察如收入與性別不平等在不同時間點的走勢,并將這種變化直接翻譯成市場化的作用。這種方法涵蓋的信息集中,結論比較穩(wěn)健,因而最為常用,特別適用于“市場化”這種內涵尚不清晰的概念。但是它要求有年份緊湊的問卷資料做支持,并且由于缺乏更細節(jié)的數據支持,當變量隨時間變化不斷起伏讓人無法琢磨其規(guī)律時,只能以“非線性”、“具體問題具體分析”一類的概括歸納來處理。(2)不同部門比較。這種方法通過不同部門的比較判斷市場化的作用,既能呈現(xiàn)市場化不同步發(fā)展的特征,也能初步控制職業(yè)分割的效應,但卻可能忽略國有部門自身分化的影響和改革推進的地區(qū)不平衡性(張展新,2004)。(3)不同地區(qū)比較。這種方法與部門比較的假設相似,即市場化進程在同一時點上是不同步的。通過直接測量不同地區(qū)或城市在同一時點的市場化程度差異,反映的是橫截面上市場化的作用。但是這要求有代表性的市場化指標,同時需要樣本量較大的調查數據來支持。采用地區(qū)來表示市場化不同程度的方法有三種:第一種方法略顯粗糙,即直接將地區(qū)或城市當作控制變量,按照對城市市場化水平的大概估計來比較相應城市的有關系數;第二種則取當地經濟增長率為市場化指標,盡管對市場化指標做過研究的研究者發(fā)現(xiàn)市場化水平與當地的GDP高度相關(Hauser&Xie,2005),但是此方法仍然被詬病,存在將經濟指標誤等同于內涵大得多的市場化的嫌疑;第三是以當地其他經濟人口占全部職業(yè)人口的比例為市場化指標,一些學者做過這方面的嘗試(邊燕杰、張展新,2002;郝大海、李路路,2006)。城市比較比部門比較涵蓋了更豐富的因素,一方面,避免了部門比較對市場化內涵的簡單化;另一方面,則有可能因為內涵過于豐富而無法呈現(xiàn)出規(guī)律來。(4)個人特征因素比較。以個人特征的變化來預測市場化是最冒險的方法。這種方法來源于對個人微觀變化可以引起整體宏觀變化的假設,起源于經濟學家對教育和收入關系的著名模型———明瑟爾(Mincer)方程。由于市場化與收入及社會分層的關系,“市場轉型論”的創(chuàng)始人倪志偉大膽地將個人特征與市場化聯(lián)系在一起,首先提出市場化意味著人力資本回報增高,而政治資本回報降低的假設,引發(fā)了若干“市場轉型論的悖論”。有學者發(fā)現(xiàn),在不同部門和城市中,市場轉型論兩個假設的結果是不一致的。比如,市場部門對教育較高的回報率并不應該認為是由市場化本身造成的,而是由勞動力在市場部門的歸類過程導致的(吳曉剛、謝宇,2008);市場化即地區(qū)經濟增長率并不帶來教育回報的增高(Hauser&Xie,2005);是經濟增長帶來了教育回報,而市場化本身對教育無影響(郝大海、李路路,2006)。這些結論概括起來為:第一,在中國的市場轉型過程中,人力資本的回報沒有明顯上升;第二,東歐(不包括俄羅斯)的市場轉型確實帶來了逐步提升的人力資本回報,但在這些國家,事實上人力資本的回報在“改革”之前就是頗高的(張歡華,2007)。這使得研究者開始懷疑將某一個人特征的經濟回報歸于特定的分層制度機制是有問題的,在宏觀的、抽象的國家和市場制度下還有很多具體的制度可能決定著政治資本或人力資本如何影響收入分配。因此對中國轉型過程中社會分層的研究,應該注重分析具體制度的作用,并因此理解社會不平等結構的變化。這種方法引起的質疑和爭論雖然是最多的,但也表明學者們對于通過個人的日常生活來解釋和評價宏觀制度的興趣是濃厚的。這種方法的優(yōu)勢很明顯,即能為問題提供新鮮而尖銳的視角;其缺陷也非常明顯,即提出的觀點也許是虛假的。因此這種方法必須依靠前面的方法來修正結論的盲目和大膽,需要通過時間、部門和地區(qū)的檢驗。市場化時間排序。參考相關學者對中國市場化進程的分類(如李曉西,2009),我們根據被訪者開始工作的時間劃分出市場化的不同時段———1978年以前的再分配時期;1978-1991年的改革開放初期,這一時期的變化是1984年以前“計劃經濟為主,市場調節(jié)為輔”的經濟制度變?yōu)椤坝杏媱澋纳唐方洕贫取?雙軌制),但從總體上看尚屬計劃經濟仍占主導的時期;1992-2001年的社會主義市場經濟體制初步建立的時期,這是中國市場化進程實質性的第一步,也是中國發(fā)生變革最多的時期;2002-2009年的社會主義市場經濟體制完善的時期,這一時期中國加入了世界貿易組織,經濟體制向全球性擴展,并且在2008年受到了全球金融海嘯的影響?？紤]到中國感受到金融海嘯第一浪的影響是在2008年11月底(李曉西,2009:345),距離本調查完成的時間還不到一年,估計從數據中很難看到金融海嘯的影響,因此本文在具體操作時沒有將2008年以后的時期分別出來。市場化部門排序。以部門代表市場化程度實際上體現(xiàn)的是勞動力市場的劃分方式,通過對職業(yè)的不同分類來完成。這一直是社會學實證研究中非常有特色的變量,最常用的劃分是考察所有制。近年來隨著市場化改革的深入,國有壟斷部門與其他部門(特別是非國有開放部門)的差距十分明顯,一些敏銳的研究者將所有制與壟斷性結合起來(邊燕杰、張展新,2002;郝大海、李路路,2006)。我們參考了邊燕杰與張展新的壟斷行業(yè)歸類,以及郝大海與李路路對所有制和壟斷性的整合,構造出市場化程度逐漸由低到高的部門變量:國有壟斷、國有開放、非國有部門。部門變量形成的基礎是我們構造出的兩個虛擬變量:單位所有制(1=國有單位,包括黨政機關、國有企業(yè)、國有事業(yè);0=非國有單位,包括集體企業(yè)、個體經營、私營企業(yè)、外資/合資企業(yè)、股份制企業(yè)、其他);行業(yè)壟斷性(1=壟斷行業(yè),包括電力、煤氣、水生產及供應業(yè),金融保險業(yè),衛(wèi)生、體育、社會福利事業(yè),教育、文化藝術、廣播電視業(yè),國家機關、政黨機關、社會團體,交通運輸、倉儲、郵電通訊業(yè),房地產業(yè),社會服務業(yè),科學研究和綜合技術服務業(yè),其他行業(yè);0=開放行業(yè),包括農林牧漁業(yè),采掘業(yè),制造業(yè),建筑業(yè),地質勘探業(yè)、水利管理業(yè),批發(fā)和零售貿易、飲食業(yè)。我們認為國有壟斷部門的市場化程度最低,非國有部門的市場化程度最高。市場化城市排序。按照2007年全國各省區(qū)市場化進程得分排列的結果(樊綱等,2010),我們將數據來源的8個城市所在省市的市場化得分由高到低依次賦值為:上海(11.71)、廣東(11.04)、天津(9.76)、福建(9.45)、山東(8.81)、吉林(6.93)、陜西(5.36)、甘肅(5.31),并在此基礎上又將8個城市分成低度市場化城市(蘭州、西安、長春、濟南)、中度市場化城市(廈門、天津)、高度市場化城市(廣州、上海)三類。四、關于研究的發(fā)現(xiàn)和討論(一)社會資本的動員表1顯示的是市場化的時間、部門、城市指標單獨與社會資本動員的交互。(1)從時間上看,1978年以前參加工作的被訪者動用社會資本求職的頻率為17.8%,1978-1991年為37.5%,1992-2001年為55.1%,2002-2009年為69.7%;(2)從部門上看,通過社會資本動員而進入國有壟斷部門就職的被訪者的比例為43.9%,進入國有開放部門的比例為40.5%,進入非國有部門的比例為60.2%;(3)從城市上看,處在低度市場化城市的被訪者求職時動用社會資本的頻率為48.3%,中度市場化城市中的比例為50.2%,高度市場化城市中的比例為47.9%。時間和部門排序的結果均表明市場化增加了社會資本的動員,支持假設1a。城市排序的結果表明市場化似乎減少了社會資本動員,支持假設1b,然而其間的差別并不明顯?？紤]到不應該忽視時間效應在部門和城市中的作用并反映其差異,我們接著考察了不同部門和不同城市中社會資本動員的時間效應(見表2和表3)。表2與表3的結果顯示,即使在控制了時間效應之后,社會資本動員頻率分別與部門和城市之間的關系也是與表1中的結果相一致的。從表2中可以看到,動用社會資本進入非國有部門的被訪者幾乎在各個時間階段的比例與其他部門相比都是最高的,特別是1978年以前。而表3中的結果顯示,高度市場化城市的被訪者動用社會資本的比例和其他兩類城市相比,在各個時期都比較低,2001年后有回升,但是幅度不大。(二)不同部門的動員效果不同市場化與社會資本動員頻率的關系是否也體現(xiàn)在社會資本動員回報中呢?我們對此的考察是通過建立以社會資本動員等收入影響因素為自變量,以根據市場化變量調整過的月均總收入為因變量的多個多元回歸方程完成的。對此本文共建立了11個模型(見表4)。模型1是未放入市場化變量的收入回歸模型,解釋力為33.4%,最大方差膨脹系數(MaxVIF)為2.107,多重共線性較小;動員社會資本的收入與不動員社會資本的收入相差1.25倍(e0.810-1);動員社會資本遠高于人力資本和政治資本的回報。模型2-5是按照時間順序進行調整的收入回歸模型。首先,從模型2到模型5均未加入工齡變量,因為我們發(fā)現(xiàn)工齡變量與其他自變量之間的多重共線性問題比較嚴重(其方差膨脹系數[VIF]依次為:5.603、408.398、55.949、22.635)。為了保證方程的回歸系數的可靠性,又觀察到工齡變量與時間收入之間的關聯(lián)程度較低(其回歸系數依次為:0.000、-0.010、0.000、-0.002),我們采用了剔除該變量的方法來解決多重共線性的問題。模型結果顯示,不含工齡的方程方差膨脹系數值顯著縮小(依次為:1.486、1.494、1.764、1.822),且模型解釋力并未有明顯變化(含工齡的R2:0.070、0.125、0.159、0.277;不含工齡的R2:0.071、0.123、0.160、0.277)。其次我們看到,隨著時間的推移,社會資本動員的回報越來越低。特別當我們以改革開放伊始為起點來觀察時,社會資本“貶值”的效應非常明顯:1978-1991年動員社會資本為被訪者帶來的收益增加值為13%(e0.119-1),到了1992-2001年收益增加值下降為0.4%(e0.004-1),而到2002-2009年進一步下降為-8%(e-0.078-1)。這與之前我們觀察到的“社會資本的動員頻率隨著時間的推移越來越高的”現(xiàn)象形成了鮮明的對比。那么這個結果是否在部門分類中也能被觀察到呢?模型6-8是按照部門類別變量所做的收入回歸模型。雖然含有工齡變量并未對這個系列的模型帶來嚴重的多重共線性問題(其方差膨脹系數值依次為:2.317、2.466、4.201),但為了保證和時間、城市類別模型的一致,以及觀察到工齡變量與部門收入之間的相關程度為零(其回歸系數在三個模型中均為0.000)和模型解釋力的穩(wěn)健(含工齡的R2:0.576、0.610、0.618;不含工齡的R2:0.576、0.609、0.619),我們也剔除了工齡變量。此外,考慮到部門內部存在的時間效應,在這組模型中,我們放入了時間變量。模型最終的結果表明,從國有壟斷部門到非國有部門,社會資本動員的效果也呈現(xiàn)“貶值”的情況:動用社會資本進入國有壟斷部門的被訪者其收入比不動用社會資本者可增加6.4%(e0.062-1),動用社會資本進入國有開放部門的被訪者其收入比不動用社會資本者可增加12.7%(e0.120-1),而動用社會資本進入非國有部門的被訪者其收入比不動用社會資本者卻降低了10.1%(e0.096-1)。這也與我們之前觀察到的“被訪者動用社會資本進入非國有部門的比例最高”的現(xiàn)象相對。模型9-11是按照城市類別所做的收入回歸模型。與時間收入模型的原因一樣,工齡變量對城市收入模型造成的多重共線性問題非常嚴重(其方差膨脹系數值依次為:4.543、428.348、194.861)。在剔除了工齡變量之后(工齡與城市收入之間的回歸系數依次為:-0.006、-0.012、0.000),多重共線性問題得到解決。同樣,這組模型也控制了時間效應。我們看到,社會資本動員回報的“貶值”現(xiàn)象并未出現(xiàn)在城市收入模型中:低度市場化城市中的被訪者動用社會資本會使得自己的收入減少3.8%(e0.037-1),中度市場化城市的被訪者動用社會資本會使自己的收入增加9.5%(e0.091-1),而高度市場化城市的被訪者動用社會資本會使自己的收入增加13.4%(e0.126-1)。為了更清楚地反映社會資本動員回報的確受市場化進程影響,我們建立了一個含有市場化與社會資本動員交互作用的模型,如表5所示。為與表4的模型保持一致,模型1和模型2均不含工齡變量。模型2比模型1多剔除了一個社會資本動員變量,因為社會資本動員變量的方差膨脹系數值為11,已經給方程造成了比較明顯的多重共線性問題。從模型中我們可以清楚地看到,社會資本動員的回報隨時間的推進而下降,隨部門市場化程度的增加而下降,隨城市市場化程度的增加而增加。這樣看來,時間排序和部門排序的結果顯示市場化減小了社會資本動員回報,支持假設2b;城市類型的回歸結果顯示市場化顯著增大了社會資本動員回報,支持假設2a。(三)市場化在社會資本動員的頻率和回報我們預先的假設認為,如果社會資本是市場的內生力量,那么它在勞動力市場中的作用勢必是隨著市場化進程的深化而增強,表現(xiàn)為社會資本動員的頻率增加,回報增加;如果社會資本