張 馳

（湘潭大學(xué) 社會(huì)學(xué)系，湖南 湘潭 411105）

一、研究背景與文獻(xiàn)綜述

1.“資本”的理論背景

布迪厄?qū)①Y本的定義從經(jīng)濟(jì)性、貨幣價(jià)值的可兌換性拓展至社會(huì)和文化層面，提出文化資本這一概念，并將文化資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本視為資本的三種主要形式，認(rèn)為這三種資本形式的數(shù)量、構(gòu)成和演變決定了個(gè)人在社會(huì)空間中的地位[1]。個(gè)人資本是個(gè)體在社會(huì)各項(xiàng)活動(dòng)中的基礎(chǔ)，不同個(gè)體擁有資本數(shù)量的不同是個(gè)體間差異產(chǎn)生的根源。因此個(gè)人資本的差異性狀況必將影響其對社會(huì)的態(tài)度。

布迪厄研究了文化資本對于學(xué)術(shù)成就存在階級差異的作用，認(rèn)為專屬上層階級的文化資本決定了他們后代教育的成功，并使其社會(huì)階級結(jié)構(gòu)得到固化，文化資本是與上層人群相適應(yīng)的[2]。但筆者認(rèn)為，對于現(xiàn)代文明高度發(fā)達(dá)的社會(huì)體系，每個(gè)處于其中的個(gè)體，都有累計(jì)個(gè)人文化資本的社會(huì)途徑，文化資本不再專屬于特定階層。布迪厄?qū)⑽幕Y本歸納為三個(gè)維度。分別是：制度文化資本、具體文化資本和客觀文化資本。本文通過個(gè)人最高獲得學(xué)歷與閱讀量兩個(gè)變量，對應(yīng)探究制度文化資本與具體文化資本在文化資本維度對個(gè)體社會(huì)態(tài)度的影響。同時(shí)，全年閱讀量也間接反映了某一特定時(shí)段內(nèi)個(gè)體書籍擁有數(shù)量，這將從側(cè)面體現(xiàn)其客觀文化資本擁有狀況。

經(jīng)濟(jì)資本，在布迪厄的理論中，這種資本可以立即并且直接轉(zhuǎn)換成金錢，它以財(cái)產(chǎn)權(quán)的形式被制度化。筆者認(rèn)為，對于現(xiàn)代微觀經(jīng)濟(jì)個(gè)體而言，經(jīng)濟(jì)資本可被細(xì)化為金融投資及儲(chǔ)蓄和不動(dòng)產(chǎn)兩方面。因此本文將從個(gè)人收入狀況與擁有房屋面積、數(shù)量兩個(gè)具體因素切入，探究個(gè)體經(jīng)濟(jì)資本與其社會(huì)態(tài)度的線性聯(lián)系。

布迪厄社會(huì)資本是實(shí)際的或潛在的資源的集合體或者說是實(shí)的或虛的資源總和[3]。社會(huì)資本可以被認(rèn)為是個(gè)體能夠間接利用他人所擁有資源的能力。而這些資本在實(shí)際生活中可表現(xiàn)為個(gè)體與外界交往的數(shù)量與質(zhì)量。本文重點(diǎn)關(guān)注：第一，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的數(shù)量。個(gè)體外出參與社交活動(dòng)的頻率和每日與其產(chǎn)生交往聯(lián)系的數(shù)量將直觀反映個(gè)人社會(huì)資本的數(shù)量。第二，作為制度存在同時(shí)又體現(xiàn)一定非正式社會(huì)關(guān)系匯總的配偶關(guān)系將反映個(gè)體社會(huì)資本的質(zhì)量。

在布爾迪厄的資本理論中，三種不同類型的資本是可以轉(zhuǎn)換的。經(jīng)濟(jì)資本可以更輕易地被轉(zhuǎn)換成社會(huì)資本和文化資本，反之亦然[4]。這種相互轉(zhuǎn)化的視角為本文提供了一種分析思路，我們最終看到的社會(huì)態(tài)度的千差萬別，是眾多不同因素發(fā)揮作用的集合，即各不同資本因素既可以作為個(gè)別的特殊存在，也可以從整體角度解讀。

但同時(shí)，這種轉(zhuǎn)化思維也讓三種資本形式的分類邊界模糊化。在實(shí)際生活中，人們并不會(huì)利用客觀標(biāo)準(zhǔn)使一種資本獨(dú)立于另一種資本，因此各種資本在生活可能是混雜在一起的。那么，這種純粹依靠理論推斷出的分類標(biāo)準(zhǔn)是存疑的。本文將通過因子分析的方法，對原有三重維度的個(gè)人資本重新歸類，找出解釋力相似但可能分屬布迪厄分類理論中不同種類的變量，并在此基礎(chǔ)上對新維度下的資本變量與社會(huì)態(tài)度之間的關(guān)系進(jìn)行解釋。

2.相關(guān)研究回顧

劉軍強(qiáng)等[5]學(xué)者從社會(huì)態(tài)度與經(jīng)濟(jì)增長的社會(huì)背景關(guān)系入手，利用多元回歸和logistics回歸分析，從長期變化角度探究了個(gè)體社會(huì)屬性、生理屬性等因素與個(gè)體幸福感之間的線性關(guān)系，認(rèn)為雖然各社會(huì)群體的幸福感有所差異，但各群體的幸福感基本上呈增加趨勢。而王洪波[6]則同樣借用布迪厄文化資本概念，利用 ORDINAL LOGIT模型，將經(jīng)濟(jì)收入和生活方式作為中介變量，探究了具體文化資本、制度文化資本對農(nóng)村居民健康狀況影響效應(yīng)。得出了文化資本對農(nóng)村居民健康具有正向顯著促進(jìn)作用的結(jié)論，這種作用機(jī)制是通過提高經(jīng)濟(jì)收入和改善生活方式的中介途徑完成的。魏巍[7]將大學(xué)生創(chuàng)業(yè)者群體作為研究對象，關(guān)注社會(huì)態(tài)度、社會(huì)資本及生存境遇的關(guān)系和作用機(jī)制，認(rèn)為社會(huì)資本缺乏的個(gè)體，如遭遇消極主觀境遇，則會(huì)促使消極社會(huì)態(tài)度的產(chǎn)生。陳琴玲[8]在社會(huì)轉(zhuǎn)型與職業(yè)分層視角下，分析了中國農(nóng)民工群體在信任感、沖突感等社會(huì)態(tài)度的差異性，認(rèn)為地區(qū)變最、收入不合理、沖突經(jīng)歷、主觀認(rèn)同的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變化能較好地解釋農(nóng)民工的社會(huì)態(tài)度。

以上文獻(xiàn)，無論是經(jīng)濟(jì)因素對個(gè)體幸福感影響的研究，還是特殊群體中資本作用、社會(huì)態(tài)度變化的研究，我們不難看出個(gè)人資本與社會(huì)態(tài)度之間存在著一定關(guān)聯(lián)性，資本的不同維度通過不同的中介機(jī)制影響著不同群體的社會(huì)態(tài)度?；诖?，本文將社會(huì)宏觀整體作為研究對象，研究多維資本與個(gè)體社會(huì)態(tài)度的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)處理與因子分析篩選

1.樣本來源

筆者使用 2017 年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）家戶調(diào)查截面數(shù)據(jù)。CGSS2017 年調(diào)查數(shù)據(jù)于 2020 年 10 月份發(fā)布，是研究中國社會(huì)問題的最新數(shù)據(jù)之一。2017年數(shù)據(jù)的有效樣本總量為 12582 份，包括 783 個(gè)變量，系統(tǒng)而全面收集個(gè)人、家庭、社區(qū)和社會(huì)多個(gè)層次的數(shù)據(jù)。

2.數(shù)據(jù)處理

第一，將個(gè)人、配偶最高學(xué)歷變量中相近學(xué)歷等級合并，生成受教育程度逐步上升的6個(gè)層次。剔除了少量其他狀況學(xué)歷。最后，為兩變量生成5個(gè)虛擬變量用于回歸分析。

第二，將個(gè)人、配偶全年收入小于等于一百萬的數(shù)據(jù)等分為20個(gè)層級，將高于一百萬收入數(shù)據(jù)剔除。該變量仍可被視為連續(xù)性變量，故不做虛擬處理。

第三，將住房面積變量中低于兩百平方米的數(shù)據(jù)等分為10個(gè)層級，將200平米以上數(shù)據(jù)單獨(dú)歸為第11層。剔除高于1000平方米的極端偏值。該變量可被視為連續(xù)變量，不做虛擬處理。

第四，在個(gè)體參與社交活動(dòng)頻率中，將原數(shù)據(jù)倒敘排列并重新賦值，剔除掉9.無法回答。

第五，本文選取了CGSS社會(huì)態(tài)度模塊四個(gè)核心問題的其中三個(gè)，分別為社會(huì)信任度、公平度、幸福感。將原本“非常、比較、一般”等程度副詞對應(yīng)轉(zhuǎn)化為1～5個(gè)層級。該變量可被視為連續(xù)性變量，不做虛擬處理。

第六，保留了個(gè)人全年閱讀量、住房數(shù)量、每日個(gè)體聯(lián)系產(chǎn)生數(shù)量（剔除掉8.無法回答）的原始定量數(shù)據(jù)處理。

三、因子分析及對理論框架的反思

1.KMO測度和Bartlett球體實(shí)驗(yàn)

根據(jù)計(jì)算，9個(gè)基礎(chǔ)變量的KMO值為0.740，達(dá)到進(jìn)行因子分析的一般要求（不低于0.5）。同時(shí)，Bartlett球體實(shí)驗(yàn)結(jié)果顯著性為0.001，達(dá)到顯著性水平一般要求（不高于0.05），故可以進(jìn)行因子分析。

2.因子提取

由表1中結(jié)果可知，前四個(gè)元件對所有變量解釋力達(dá)到62.2%。在綜合考慮因子方差狀況（均高于0.5，表略）與碎石表（表略）特征值反映狀況后，最終提取前四個(gè)元件作為所研究因子。由旋轉(zhuǎn)元件矩陣狀況可以集中看出載荷系數(shù)狀況，由此對元件進(jìn)行命名。

表1 描述性變異數(shù)統(tǒng)計(jì)表

3.因子旋轉(zhuǎn)

由旋轉(zhuǎn)元件矩陣狀況可以集中看出載荷系數(shù)狀況，由此對元件進(jìn)行命名。由表2所示，因子1集中解釋了個(gè)人最高學(xué)歷、配偶最高學(xué)歷、個(gè)人社交頻率、每日聯(lián)系產(chǎn)生數(shù)量這四個(gè)變量，故命名為教育與交往資本因子；因子2集中解釋了個(gè)人全年收入與配偶全年收入，故命名為動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本因子；因子3集中解釋了擁有住房數(shù)量與住房面接，故命名為不動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本因子；因子4集中解釋了個(gè)人全年閱讀量，故命名為具體文化資本因子。

表2 旋轉(zhuǎn)元件矩陣表

4.因子值計(jì)算

如表3所示，通過計(jì)算與綜合考量最終選?。航逃c交往資本因子，動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本因子，不動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本因子，具體文化資本因子四個(gè)資本因子作為后續(xù)回歸分析的自變量。

表3 元件評分系數(shù)矩陣表

5.對理論框架的反思與重構(gòu)

通過大量數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析后的結(jié)果，我們不難看出，基于布迪厄視角的三重資本分類與實(shí)際數(shù)據(jù)差異不小。配偶收入與學(xué)歷在實(shí)際中并不能集中體現(xiàn)社會(huì)關(guān)系的強(qiáng)弱，而與個(gè)體自身收入、學(xué)歷聯(lián)系較為密切，故不能輕易將配偶經(jīng)濟(jì)、文化狀況納入社會(huì)資本范疇。收入與房產(chǎn)資本的解釋力并不相似，這反映了在實(shí)際生活中各類經(jīng)濟(jì)資本相互關(guān)聯(lián)性較低，不能作為統(tǒng)一體考察。

但同時(shí)，因子分析結(jié)果也印證了布迪厄關(guān)于資本轉(zhuǎn)化、文化資本細(xì)分的論證。其中，受教育程度與社會(huì)交往頻率相關(guān)變量解釋力相似，這說明個(gè)人制度文化資本與社會(huì)資本之間轉(zhuǎn)化關(guān)系密切、轉(zhuǎn)化成本較低。而閱讀數(shù)變量與受教育程度變量解釋力的差異，則反映了制度文化資本與具體文化資本之間的明確分野，兩者不能一概而論。

基于以上分析，筆者將研究理論框架進(jìn)行重整，不再完全按照三重維度的資本視角，更多依據(jù)因子分析結(jié)果，重新劃分為四種維度，對其與社會(huì)態(tài)度的線性關(guān)系進(jìn)行探討。

四、回歸分析模型及結(jié)果

1.模型建立及檢驗(yàn)

為細(xì)化研究社會(huì)信任度、公平度、幸福感的不同態(tài)度差異，本文建立三個(gè)回歸模型以用于分析。同時(shí)對已建立回歸方程進(jìn)行F檢驗(yàn)，檢驗(yàn)自變量從總體上對因變量是否有明顯影響。通過t檢驗(yàn)，探究各變量在具體與因變量關(guān)系上是否具有顯著性。

1.1 社會(huì)他人信任程度（Y1）模型

Y1=3.486-0.012X1+0.0029X2+0.074X3+0.053X4

F檢驗(yàn)結(jié)果：平方和=20.724，df=4，F(xiàn)=4.721，sig=0.001，該模型整體具有顯著性。其中X1、X2未通過t檢驗(yàn)。

1.2 社會(huì)公平程度（Y2）模型

Y2=3.108-0.01X1+0.017X2+0.094X3+0.06X4

F檢 驗(yàn)結(jié)果：平方和=28.807，df=4，F(xiàn)=6.508，sig=0.000，該模型整體具有顯著性。其中X2未通過t檢驗(yàn)。

1.3 社會(huì)幸福感（Y3）模型

Y3=3.934+0.11X1+0.069X2+0.05X3+0.03X4

F檢 驗(yàn)結(jié)果：平方和=45.728，df=4，F(xiàn)=17.396，sig=0.000，該模型整體具有顯著性。四個(gè)因變量均通過t檢驗(yàn)。

三個(gè)模型的整體擬合優(yōu)度（R2）分別為0.09、0.112、0.157，均處于中低度擬合水平范圍。但本研究側(cè)重于變量關(guān)系的解釋而非預(yù)測，故認(rèn)為模型成立。

2.結(jié)果分析

2.1 影響社會(huì)信任程度的因素分析

由上表可以看出，教育與交往資本對于信任程度線性關(guān)系并不顯著，而與信任程度影響關(guān)系最為密切的為不動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本（B=0.074），這表明當(dāng)人們擁有房產(chǎn)數(shù)量與面積逐步上升時(shí)，其對于社會(huì)整體的信任程度也會(huì)整體上升。這種結(jié)果可能與中國傳統(tǒng)觀念中對房產(chǎn)、土地的重視密切相關(guān)。同時(shí)，具體文化資本也與社會(huì)信任度關(guān)系較為密切（B=0.053），這說明當(dāng)人們閱讀量逐步提升時(shí)，其對社會(huì)的認(rèn)知與洞悉更加深刻，更容易形成一種理解、共情能力，從而促使個(gè)體給予社會(huì)他人更多信任。

2.2 影響社會(huì)公平程度的因素分析

由上表可以看出，教育與交往資本、收入與社會(huì)公平程度線性關(guān)系并不明顯，這與傳統(tǒng)階級觀念中收入與公平程度密切聯(lián)系且成正比的認(rèn)識(shí)存在偏差。對與社會(huì)公平程度影響最大的因素仍是不動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本（B=0.094），對于房產(chǎn)數(shù)量、面積占有量越大的人群，對于社會(huì)公平程度感知也就越高。具體文化資本對于公平程度的影響也較為顯著（B=0.06），雖弱于不動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本的影響，但仍可反映出個(gè)人閱讀量度對其社會(huì)公平感認(rèn)知的影響是正向變動(dòng)的。

2.3 影響個(gè)人幸福感的因素分析

由上表可以看出，影響幸福感的最主要因素為教育與交往資本（B=0.11）、動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本（B=0.069）。這反映出，當(dāng)個(gè)體、配偶所受教育水平越高，其與外界交往互動(dòng)頻率提高時(shí)，其幸福感會(huì)顯著提高。同樣，當(dāng)個(gè)體、配偶全年收入增加時(shí)，其幸福感也將會(huì)顯著提高。這些結(jié)論與劉軍強(qiáng)“個(gè)人收入變量與幸福感正相關(guān)”的結(jié)論保持一致[9]。同時(shí)，這和周紹杰“生活滿意度的教育背景差異不是線性的，教育變量對生活滿意度的影響往往受其他控制變量的影響”[10]的結(jié)論并不矛盾，這一模型之下的個(gè)人教育變量是和社會(huì)交往、配偶受教育程度緊密聯(lián)系的，處于一種相互轉(zhuǎn)化狀態(tài)，因此存在其與幸福感的線性關(guān)系更多受到了其余變量影響的可能。

結(jié)語

第一，社會(huì)信任程度。不動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本（最顯著）教育與交往資本（基本無線性關(guān)系）。

第二，社會(huì)公平程度。不動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本（最顯著）具體文化資本（顯著程度一般）教育與交往資本、具體文化資本（基本無線性關(guān)系）。

第三，個(gè)體幸福感：教育與交往資本、動(dòng)產(chǎn)經(jīng)濟(jì)資本（最顯著）。