高等教育影響居民社會交往的實(shí)證研究——基于傾向值得分匹配方法的檢驗(yàn)

張 明，余麗梅，張學(xué)敏

(1.西南大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院，重慶 400715；2.西南大學(xué) 西南民族教育與心理研究中心，重慶 400715)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

無論是在社會生活抑或經(jīng)濟(jì)活動中，特定的個(gè)人會依賴社會交往結(jié)成社會網(wǎng)絡(luò)，并據(jù)此形成社會資本。社會交往與社會資本能夠以一種非正式的力量保障社會運(yùn)行[1-2]，并能通過對社會規(guī)則的扭曲為就業(yè)機(jī)會搜索創(chuàng)造條件[3-4]。而且，現(xiàn)有研究還強(qiáng)調(diào)，社會交往與社會資本也會導(dǎo)致教育機(jī)會的不均等。如布迪厄的社會資本理論就強(qiáng)調(diào)，家長們傳遞給子女的社會資本可以為子女提供更好的教育機(jī)會。其后的一些經(jīng)驗(yàn)研究也驗(yàn)證了布迪厄的觀點(diǎn)。Valenzuela and Dornbusch(1994)[5]、Hagan，et al(1996)[6]等人都發(fā)現(xiàn)在子女教育問題上，移民家庭常常會通過動用來自家庭支持的社會資本來彌補(bǔ)其外在社會網(wǎng)絡(luò)資本的不足。Wong(1998)[7]在對前捷克斯洛伐克的研究中，專門考查了家庭所能動用的資源對孩子教育獲得的影響，他列出的資源包括家庭的人力資本、經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會資本，結(jié)果也發(fā)現(xiàn)社會資本對教育具有顯著作用。Perna and Titus(2005)[8]則從相反的方向證明，少數(shù)族裔學(xué)生之所以因?qū)W習(xí)不佳而無法進(jìn)入大學(xué)，不僅因?yàn)樗麄內(nèi)狈ψ銐虻慕?jīng)濟(jì)、文化資本，而且也因?yàn)樗麄內(nèi)狈募彝コ蓡T的社會網(wǎng)絡(luò)所能獲得的資源。Ream and Palardy(2008)[9]指出有必要研究不同階層背景的家庭所占有的社會關(guān)系對子女教育的影響，因?yàn)椴煌A層家庭不僅擁有的社會資本數(shù)量不同，他們在社會資本向子女教育獲得的轉(zhuǎn)化率上也存在差異。Stephens et al(2012)[10]也認(rèn)為教育機(jī)會的獲得與父母的社會地位狀況密切相關(guān)，父母擁有較高文化教育背景，子女有良好的接受教育的文化氛圍。

市場化改革進(jìn)程中，以誠信、仁義、互助為內(nèi)涵的中國傳統(tǒng)文化正在遭受“功利精神”的侵蝕，以致于以傳統(tǒng)道德為基礎(chǔ)的人際信任，正在因?yàn)椤皻⑹臁爆F(xiàn)象的頻發(fā)而出現(xiàn)危機(jī)，并使人們的社會交往發(fā)生扭曲，出現(xiàn)利益導(dǎo)向和功利化[11-12]。關(guān)于居民社會交往與高等教育之間的影響關(guān)系，目前更多研究是關(guān)注考查居民社會網(wǎng)絡(luò)是否有利于高等教育機(jī)會獲取。鐘宇平和陸根書(2006)[13]對中國大陸三省一市10 909名高中生和香港3 157名高中生的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會網(wǎng)絡(luò)帶來的教育期望，無論是對中國大陸學(xué)生還是香港學(xué)生的高等教育需求都具有顯著影響。陳成文、劉俊和羅豎元(2009)[14]指出弱勢群體由于自身社會資本匱乏，其子女與強(qiáng)勢群體子女在入學(xué)機(jī)會、教育過程中的人際關(guān)系及所接受的教育質(zhì)量的差距日益加劇，進(jìn)而導(dǎo)致弱勢群體子女接受教育的“隱性”不公平。趙延?xùn)|和洪巖璧(2012)[15]通過對一項(xiàng)全國城市中小學(xué)生的大規(guī)模社會調(diào)查所得數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)家長網(wǎng)絡(luò)資源能為孩子進(jìn)入更好的學(xué)校學(xué)習(xí)創(chuàng)造條件。董金秋(2013)[16]利用2008年中國綜合社會調(diào)查(CGSS2008)數(shù)據(jù)，采用路徑分析方法發(fā)現(xiàn)，家庭和學(xué)校社會資本既有對教育獲得的直接作用，同時(shí)也通過學(xué)習(xí)慣習(xí)的中介具有一定程度的間接影響。相比女孩，男孩學(xué)習(xí)慣習(xí)一定程度上獨(dú)立于家庭和學(xué)校社會資本。宋嚴(yán)、宋月萍和李龍(2012)[17]使用中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心“中國教育長期追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)女大學(xué)生社會資本存量，尤其是自致性社會資本存量并不低于男大學(xué)生，她們對于社會資本的利用程度也并不弱于男大學(xué)生。鐘云華(2016)[18]發(fā)現(xiàn)由于個(gè)體擁有的社會資本存在數(shù)量與質(zhì)量差異，導(dǎo)致在高等教育起點(diǎn)所獲入學(xué)機(jī)會的數(shù)量與質(zhì)量、高等教育過程中人力資本與社會資本的積累、高等教育結(jié)果上所獲就業(yè)機(jī)會的數(shù)量與質(zhì)量都差異顯著，社會資本對高等教育起點(diǎn)、過程與結(jié)果公平都有負(fù)面效應(yīng)。

現(xiàn)有研究大多聚焦于社會網(wǎng)絡(luò)對高等教育機(jī)會的影響，但實(shí)際上在中國市場化改革以及人口城鄉(xiāng)和區(qū)域流動的現(xiàn)實(shí)背景下，居民社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)正面臨著裂變與重構(gòu)，社會交往的廣度、深度與結(jié)構(gòu)也在變化。而高等教育作為一種文化資本，向來被社會學(xué)家視為推進(jìn)社會階層流動、重塑社會地位的工具[19]。然而針對高等教育對居民社會資本或社會交往的影響，現(xiàn)有研究卻鮮有涉及，僅有的研究也停留在理論探索層面。如陳穎和黎正穩(wěn)(2009)[20]指出大學(xué)生社會資本的培育亦是高等教育的一項(xiàng)重要任務(wù)。劉娜和向冠春(2010)[21]認(rèn)為高等教育功能是多元化的，它除了有助于個(gè)體獲得較好職業(yè)，增加個(gè)體經(jīng)濟(jì)收入，進(jìn)而促進(jìn)個(gè)體向上層社會流動外，還有促進(jìn)個(gè)體社會資本獲得的功能。因?yàn)閭€(gè)體通過大學(xué)生活，可以積累大量社會資本即結(jié)識重要他人，獲得更多社會支持。

本研究將構(gòu)建一個(gè)簡單的基于時(shí)間價(jià)格的高等教育影響居民社會交往的理論模型，并采用中國綜合社會調(diào)查2013(CGSS2013)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。由于農(nóng)村地區(qū)相對較為濃烈的鄉(xiāng)土人情文化，在城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同地區(qū)成長并接受高等教育的居民，對于社會交往的維系和感知存在較大差異，高等教育對居民社會交往的影響可能存在群體差異，研究將區(qū)分這兩類群體分別考查。另外，已有研究發(fā)現(xiàn)，伴隨中國高等教育的擴(kuò)招與改革，高等教育帶來的經(jīng)濟(jì)社會效益發(fā)生了顯著改變[22]，本研究還進(jìn)一步考查了不同時(shí)期接受高等教育的居民社會交往強(qiáng)度差異。為克服樣本選擇性偏差，研究嘗試采用“傾向值得分匹配”方法得到更為穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果。

二、理論模型與變量設(shè)計(jì)

(一)理論模型

假設(shè)居民的效用函數(shù)決定于商品消費(fèi)和社會交往，記x1為商品消費(fèi)量，x2為社會交往強(qiáng)度，居民的總效用可以表示為：

u(x1，x2)=αlnx1+βlnx2

(1)

假設(shè)居民的收入主要來源于工資所得，居民所面臨收入預(yù)算約束式為：

p1x1+p2x2=wL

(2)

其中，p1、p2分別為x1、x2的價(jià)格，w為工資率，L為勞動時(shí)間。與此同時(shí)，居民在選擇消費(fèi)商品和進(jìn)行社會交往時(shí)還面臨時(shí)間上的約束。令T代表消費(fèi)者面臨的時(shí)間約束，則：

T=T1+T2+L

(3)

式中，T1、T2分別是居民消費(fèi)商品和進(jìn)行社會交往的必要時(shí)間投入。本文假設(shè)T1、T2與其數(shù)量x1、x2成正比，即有T1=t1x1，T2=t2x2。在這里，將t1和t2分別看作是消費(fèi)者消費(fèi)商品和進(jìn)行社會交往的“時(shí)間價(jià)格”。便可對式(2)進(jìn)一步變形得到：

(p1+wt1)x1+(p2+wt2)x2=wT

(4)

借鑒周弘(2016)的做法，求解出居民社會交往的馬歇爾需求函數(shù)為：

(5)

根據(jù)上式，進(jìn)一步對t2求導(dǎo)，可得：

(6)

事實(shí)上，t2并非一個(gè)完全的外生變量，可以將其看作是居民進(jìn)行社會交往的單位時(shí)間投入(例如消費(fèi)者拓展或增進(jìn)社會交往所花費(fèi)的時(shí)間)，我們假定這種時(shí)間耗費(fèi)與消費(fèi)者的受教育程度(edu)成反比，即消費(fèi)者受教育程度越高，社會交往時(shí)間耗費(fèi)越低，即有：

(7)

結(jié)合式(6)和式(7)，則下式成立：

(8)

根據(jù)式(8)可知，居民受教育程度越高，則社會交往強(qiáng)度越高。換言之，接受高等教育的居民更頻繁地進(jìn)行社會交往。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量說明

理論模型表明高等教育能夠拓展或增進(jìn)居民的社會交往，下面進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證分析采用2013年中國綜合社會調(diào)查(CGSS2013)的數(shù)據(jù)，由于本研究重點(diǎn)考查高等教育對居民社會交往的影響，刪除存在數(shù)據(jù)缺失的調(diào)查對象，共包括了10 116份樣本。下面介紹基于CGSS2013問卷對高等教育和社會交往等變量的度量設(shè)計(jì)。

首先，對于社會交往的衡量，部分研究遵從社會網(wǎng)絡(luò)的度量方法從網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)密度、網(wǎng)絡(luò)多樣性和網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量四個(gè)層面進(jìn)行刻畫，也有研究依托人情支出占比來測度。借鑒理論模型的基本假設(shè)，本研究在對社會交往進(jìn)行測度時(shí)，將更加注重從社會交往強(qiáng)度層面進(jìn)行衡量。我們根據(jù)CGSS2013的問卷設(shè)計(jì)，選擇了五個(gè)涉及社會交往強(qiáng)度的相關(guān)問題作為基礎(chǔ)指標(biāo)，指標(biāo)選擇及數(shù)值設(shè)計(jì)見表1：

表1 居民社會網(wǎng)絡(luò)涉及的指標(biāo)體系

根據(jù)指標(biāo)體系，我們基于主成分分析法測度了居民社會交往情況。圖1報(bào)告了測得的居民社會交往強(qiáng)度的分布情況，可以發(fā)現(xiàn)根據(jù)主成分分析方法求得的社會交往強(qiáng)度大體呈現(xiàn)出均值為0正態(tài)分布的態(tài)勢(1)需要說明的是，根據(jù)主成分求得的為負(fù)的數(shù)值，代表該個(gè)體的社會交往情況低于平均值。。

其次，對于居民高等教育接受情況的度量，我們根據(jù)問題“您目前的最高教育程度是？”，根據(jù)受訪者的答案，當(dāng)受訪者選擇“大學(xué)?？?成人高等教育)”“大學(xué)?？?正規(guī)高等教育)”“大學(xué)本科(成人高等教育)”“大學(xué)本科(正規(guī)高等教育)”和“研究生及以上”則認(rèn)為該居民正在接受或接受過高等教育(以下統(tǒng)稱為接受過高等教育)，而當(dāng)受訪者選擇其他受教育程度，則認(rèn)為該居民并沒有接受高等教育，據(jù)此得到變量edu。在我們的調(diào)查對象中，有1 610名訪問對象正在接受或接受過高等教育，所占比例為15.9%；8 506位受訪者沒有接受過高等教育，占所有受訪者的84.1%。

最后，為準(zhǔn)確判斷高等教育對居民社會交往的影響，我們計(jì)量分析時(shí)控制性別、年齡、民族、婚姻狀況、健康狀況、政治面貌、收入水平、社會信任、父親受教育程度和父親政治面貌等變量。性別(gender)，男性取值為1，而女性則取值為0；年齡(age)的賦值為受訪者在2013年時(shí)的周歲；民族(morality)，漢族設(shè)為1，少數(shù)民族賦值0；婚姻狀況(marriage)，“同居”和“已婚”的居民記為1，其他則取值為0；健康狀況(health)根據(jù)問題“您覺得您的身體健康狀況是？”，受訪者選擇“很不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”和“很健康”分別賦值1到5；政治面貌(politic)，根據(jù)受訪者是否為中共黨員來反映，非黨員的計(jì)為0，黨員計(jì)為1；收入水平(income)根據(jù)問題“您個(gè)人去年(2012)全年的總收入是多少？”答案提供的數(shù)值而得(2)更為合理的收入水平數(shù)據(jù)應(yīng)該對應(yīng)2013年的數(shù)值，但當(dāng)年調(diào)查中難以得到這些數(shù)據(jù)，我們認(rèn)為收入具有連續(xù)性，所以采用2012年的數(shù)據(jù)替代。。我們認(rèn)為居民的主觀社會認(rèn)知也會影響到其社會交往意愿，因此控制了居民主觀社會階層評估、信任感等變量。社會階層(class)根據(jù)CGSS2013問卷中“您認(rèn)為您自己目前在哪個(gè)等級上？”，最高“10分”代表最頂層，最低“1分”代表最底層；對于居民社會信任感(trust)，根據(jù)問題 “總的來說，您同不同意在這個(gè)社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”，當(dāng)受訪者回答答案為“非常不同意”“比較不同意”“說不上同意不同意”“比較同意”“非常同意”分別賦值1、2、3、4和5。我們還想控制成長背景對居民社會交往的影響，因此控制了父親受教育程度與政治面貌等因素。父親受教育程度(fatheredu)根據(jù)問題“您父親的最高教育程度是”的答案來設(shè)定，當(dāng)選擇答案為“沒有受過任何教育”“私塾”……“研究生及以上”分別賦予其值 1、2、…、13。父親政治面貌(fatherpolitic)根據(jù)問題“您父親的政治面貌是”得到，當(dāng)選擇答案為“中共黨員”時(shí)記為 1，其他為0。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)估計(jì)結(jié)果與分析

根據(jù)主成分分析法測度的社會交往指標(biāo)，下面基于CGSS2013問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，采用最小二乘法(OLS)估計(jì)方法檢驗(yàn)高等教育對居民社會交往的影響，相關(guān)結(jié)果報(bào)告在表2中。表2中模型(1)是以高等教育(edu)為核心解釋變量，引入其他人口學(xué)特征變量作為控制變量的估計(jì)結(jié)果。edu變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這說明高等教育會顯著增進(jìn)居民的社會交往，相較于沒有接受過高等教育的個(gè)體，接受過高等教育的居民社會交往強(qiáng)度更高。由于大量研究證實(shí)了教育的收入效應(yīng)，模型(2)在(1)基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了收入變量(income)，edu變量的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，但系數(shù)大小有所下降。這一結(jié)果說明，高等教育會通過提高居民的收入水平，從而提高社會交往頻率。由于居民的社會交往不可避免受到家庭背景環(huán)境的影響，在模型(3)中進(jìn)一步引入了父親受教育程度(fatheredu)與父親政治面貌(fatherpolitic)變量，edu的估計(jì)系數(shù)依然為顯著的正值。說明即便控制了家庭背景環(huán)境的差異性，高等教育對居民的社會交往依然有顯著的增進(jìn)效用。

表2中收入變量(income)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明收入越高的居民社會網(wǎng)絡(luò)越豐富。在中國，社會網(wǎng)絡(luò)的維系往往需要建立在人情支出上，例如很多研究就使用春節(jié)和婚喪嫁娶禮品支出占日常支出的比重作為社會網(wǎng)絡(luò)的衡量指標(biāo)[23]，所以收入狀況直接影響到居民的社會交往建立與維護(hù)。性別變量(gender)的估計(jì)系數(shù)不顯著，說明男性與女性在社會網(wǎng)絡(luò)的擁有量方面并沒有顯著的差異。年齡變量的水平項(xiàng)(age)估計(jì)系數(shù)為負(fù)，但其平方項(xiàng)(age2)系數(shù)顯著為正，說明居民年齡與社會網(wǎng)絡(luò)之間呈現(xiàn)“U”型變化。不過結(jié)合U型的拐點(diǎn)可以發(fā)現(xiàn)，我們的調(diào)查對象居民年齡處于“U”型曲線拐點(diǎn)的右側(cè)，也即居民社會交往與年齡之間呈現(xiàn)正向關(guān)系，年齡越大居民的社會網(wǎng)絡(luò)越豐富。民族變量(morality)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明少數(shù)民族相較于漢族有著更為豐富的社會網(wǎng)絡(luò)，這可能與少數(shù)民族的宗教信仰、集體觀念與群居方式有關(guān)。政治面貌(politic)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明黨員擁有更豐富的社會網(wǎng)絡(luò)，這符合中國現(xiàn)階段的現(xiàn)實(shí)。健康狀況(health)的估計(jì)系數(shù)也顯著為正，這易于理解，身體越健康的居民越有時(shí)間和精力從事維系社會網(wǎng)絡(luò)的交往活動。婚姻狀況(marriage)的估計(jì)系數(shù)為顯著的負(fù)值，這點(diǎn)和我們的預(yù)期并不一致，說明未婚的居民擁有更頻繁的社會交往活動。這主要是由于本研究的社會交往指標(biāo)是從多投入頻率維度進(jìn)行衡量的，而未婚的個(gè)體顯然有更多的時(shí)間投入到社會交往當(dāng)中。社會階層變量(class)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明處于較高社會階層的居民社會網(wǎng)絡(luò)也越豐富。信任感變量(trust)的估計(jì)系數(shù)也顯著為正，更信任他人的個(gè)體顯然也更樂于與他人交往。父親受教育程度(fatheredu)與父親政治面貌(fatherpolitic)估計(jì)系數(shù)都為正，這也符合我們的預(yù)期。

表2 總體樣本估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10 %、5 %和1 %水平上顯著，括號中為t統(tǒng)計(jì)值，樣本數(shù)為10 116份。

(二)城鄉(xiāng)不同成長背景群體的分組比較

已有研究發(fā)現(xiàn)，社會交往與社會網(wǎng)絡(luò)能夠降低落后地區(qū)貧困發(fā)生率和貧困的脆弱性，是落后地區(qū)居民重要的資本表現(xiàn)形態(tài)。特別是對于中國這樣一個(gè)典型的關(guān)系型社會[24]，建立在血緣和地緣基礎(chǔ)上的社會交往與社會網(wǎng)絡(luò)，不僅是一切社會制度和權(quán)力運(yùn)行的基礎(chǔ)，更是重要的信息分享和資源配置的替代機(jī)制[25]。在中國農(nóng)村，由于正式制度的建設(shè)和發(fā)展滯后，“關(guān)系”等非正式制度在社會經(jīng)濟(jì)中的作用更為突出，居民也往往更加重視社會交往與關(guān)系維護(hù)。接下來本研究將區(qū)分成長在城市和農(nóng)村背景的兩類居民(3)對于這兩類居民的劃分依據(jù)，和前文一樣。我們首先根據(jù)CGSS2013問卷“您目前的戶口登記狀況”將樣本劃分成農(nóng)業(yè)戶口和城市戶口。我們認(rèn)為目前為農(nóng)業(yè)戶口的即為成長在農(nóng)村，而對目前城市戶口的居民而言，其是否在農(nóng)村成長還需要進(jìn)一步劃分。根據(jù)問題“您(目前)的非農(nóng)戶口/居民戶口是哪一年獲得的？”，再結(jié)合受訪者的出生年份，如果獲得戶口的年份減去受訪者出生年份大于14歲，則認(rèn)為該居民成長在農(nóng)村，如果獲得戶口的年份減去受訪者出生年份小于14歲，則界定該居民成長在城市。，考查兩類居民接受高等教育帶來的社會交往影響差異。表3報(bào)告了基于OLS回歸方法的模型估計(jì)結(jié)果。表3中模型(4)和(6)是沒有控制家庭背景環(huán)境變量的兩類居民的估計(jì)結(jié)果，模型(5)和(7)是同時(shí)控制了fatheredu和fatherpolitic變量的估計(jì)結(jié)果。對比表3中城市和農(nóng)村不同背景成長的兩類居民估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，無論是否控制家庭環(huán)境背景變量，農(nóng)村成長背景居民的高等教育變量(edu)的估計(jì)系數(shù)都明顯大于城市，說明緣于鄉(xiāng)土文化的傳統(tǒng)，在農(nóng)村成長并接受高等教育的居民更加注重社會交往。其他變量的估計(jì)系數(shù)與表2相似，性別變量的系數(shù)不顯著，年齡變量的水平項(xiàng)為負(fù)，平方項(xiàng)為正，收入、政治面貌、健康狀況、社會階層、社會信任等變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，民族和婚姻變量的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，不再贅述。

表3 城市和農(nóng)村不同成長背景居民的分組檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，括號中為t統(tǒng)計(jì)值。

(三)傾向得分匹配估計(jì)

OLS回歸估計(jì)結(jié)果顯示，接受高等教育能夠顯著促進(jìn)居民的社會交往。但是，在高等教育選擇機(jī)會稀缺的情況下，家庭環(huán)境背景、性別等可能成為制約個(gè)體接受高等教育的重要因素。正如教育的“精英循環(huán)論”所指出的，家庭環(huán)境背景好的個(gè)體往往更容易獲得接受高等教育的機(jī)會；而源于中國傳統(tǒng)的“重男輕女”的觀點(diǎn)，男性也相較于女性有著更大的高等教育選擇機(jī)會。因此，接受高等教育與未接受高等教育兩類居民個(gè)體之間存在著顯著的稟賦差異和能力差異，如果直接進(jìn)行回歸分析，將會導(dǎo)致較大的估計(jì)偏誤。為解決這種偏誤，我們采用傾向值匹配的方法(Propensity Score Matching，PSM)克服樣本選擇問題。PSM匹配模型的基本特征在于，它通過再抽樣或基于接受干預(yù)的傾向值將未被干預(yù)的個(gè)體與被干預(yù)的個(gè)體進(jìn)行匹配來平衡數(shù)據(jù)，所起到的效果如同由隨機(jī)實(shí)驗(yàn)得到樣本數(shù)據(jù)后進(jìn)行多元回歸分析一樣。即將接受高等教育的居民和不接受高等教育的居民相匹配，估計(jì)平均處理效應(yīng)(Average Treatment Effect，ATE)。本研究將把接受高等教育的條件概率也即傾向得分值加入方程后進(jìn)行估計(jì)，從而得到傾向得分的線性匹配。傾向得分是指在給定樣本特征X的情況下，居民接受高等教育的條件概率，即：

P(X)=P[W=1|X]=E[E|X]

(9)

式中W是一個(gè)虛擬變量，如果居民接受了高等教育，則W=1，否則W=0。由于傾向得分是潛在不可觀測的，因此，通常需要利用Logit概率模型進(jìn)行估計(jì)。對于個(gè)體i而言，假定已知其傾向得分，那么其接受高等教育限制條件下的平均處理效應(yīng)為：

ATE=E{[(Y1i|Wi=1)-(Y0i|Wi=0)]|Xi}

(10)

其中，Y1i和Y0i分別表示同一個(gè)體在有無接受高等教育兩種情況下的社會交往情況。在現(xiàn)實(shí)中，由于Y1i和Y0i不能被同時(shí)觀測到，因此在考查高等教育對社會交往影響時(shí)，需要將接受和沒有接受高等教育的個(gè)體進(jìn)行匹配，從而得到平均處理效應(yīng)。

采用Rosenbaum and Rubin(1984)[26]提出的“傾向值得分匹配”方法，為了說明使用傾向值匹配方法在實(shí)證上的重要性和合理性，我們繪制了核匹配法的匹配效果圖。圖2顯示了處理組和控制組傾向值得分在匹配前后的核密度分布?？梢钥闯觯谄ヅ淝?，處理組和控制組接受高等教育的傾向值得分密度分布呈現(xiàn)出明顯的差異性，如果直接比較這兩組之間的社會交往差異，那么所得到的統(tǒng)計(jì)推斷結(jié)果就是有偏的。相比之下，在傾向值得分匹配之后，處理組和控制組社會交往的傾向值得分密度分布差異得到明顯的削減。同樣地，我們采用其他的匹配方法也得到了類似的效果，不再贅述。這表明經(jīng)過匹配后，兩組之間的特征差異得到了有效的削減，匹配的效果令人滿意。

為了檢驗(yàn)傾向匹配模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們采用常用的匹配方法對處理組和控制組進(jìn)行匹配，包括最近鄰匹配法、核匹配法、局部線性匹配和半徑匹配法。表4的結(jié)果顯示，利用最近鄰匹配法求得的高等教育對居民社會交往影響平均處理效應(yīng)為0.060 9，并且在5%的水平上顯著。說明接受高等教育確實(shí)能顯著促進(jìn)居民的社會交往。核匹配法、局部線性匹配和半徑匹配法的估計(jì)結(jié)果與最鄰近匹配相近，平均處理效應(yīng)分別為0.075 6、0.072 2和0.069 7，也都具有較強(qiáng)的顯著性。

為考查城市和農(nóng)村不同成長背景兩類居民的差異，下面我們對不同成長背景的兩類居民分別進(jìn)行傾向值匹配估計(jì)，結(jié)果見表5和6。結(jié)果顯示，無論是在城市還是農(nóng)村成長的居民，四種匹配方法的平均處理效應(yīng)都為正，意味著對于不同環(huán)境成長的居民而言，接受高等教育都對居民的社會交往具有顯著的促進(jìn)作用。只不過對比兩類居民的平均處理效應(yīng)大小可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村成長的居民平均處理效應(yīng)更大，說明成長在農(nóng)村并接受高等教育的居民社會交往更為頻繁，這和OLS的估計(jì)結(jié)果也相近。

表4 傾向值匹配估計(jì)結(jié)果

表5 城市成長背景居民傾向值匹配估計(jì)結(jié)果

表6 農(nóng)村成長背景居民傾向值匹配估計(jì)結(jié)果

(四)Oaxaca-Blinder分解

借鑒Oaxaca(1973)[27]和Blinder(1973)[28]的方法，下面進(jìn)一步考查造成接受高等教育與未接受高等教育兩類居民社會交往差異主要是來自稟賦差異還是認(rèn)知差異。將樣本按照是否接受高等教育分成兩組，根據(jù)Oaxaca-Blinder分解，兩組居民社會網(wǎng)絡(luò)分解成兩部分：

(11)

等式右邊第一項(xiàng)為特征差異，是社會交往差異中能被方程中解釋變量的數(shù)量差異所解釋的部分；第二項(xiàng)為系數(shù)差異，表示具有相同的個(gè)人稟賦特征的兩組居民由于認(rèn)知所導(dǎo)致的差異?；贠LS回歸模型，我們對兩類居民社會交往差異進(jìn)行了分解，結(jié)果見表7。表7的Oaxaca-Blinder分解結(jié)果顯示，造成兩類居民社會交往差異的72.58%來自個(gè)體稟賦差異。說明兩類居民特征稟賦上的差異是形成社會交往差異的主導(dǎo)原因，這其中最主要的是年齡特征，占比35.85%；其次是健康狀況(占比10.45%)、政治面貌(占比8.87%)與收入(占比8.81%)等因素。同時(shí)，兩類群體對社會交往的認(rèn)知差異也是形成其社會交往差異的重要因素，占27.42%。

表7 Oaxaca-Blinder分解結(jié)果

表8和表9進(jìn)一步報(bào)告了針對城市和農(nóng)村成長背景居民的分解結(jié)果。表8和表9的結(jié)果顯示，與總體樣本一致，對于城市和農(nóng)村不同成長背景的居民而言，接受高等教育的個(gè)體擁有更高的社會交往強(qiáng)度。對比表8和表9的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在城市成長居民中特征稟賦原因帶來的社會交往差異更為明顯，而在農(nóng)村成長居民中系數(shù)差異帶來社會交往差異明顯表現(xiàn)出來。這說明由于認(rèn)知上的差異，成長在農(nóng)村的居民接受高等教育后更加注重社會交往。

表8 城市成長背景居民Oaxaca-Blinder分解結(jié)果

表9 農(nóng)村成長背景居民Oaxaca-Blinder分解結(jié)果

(五)進(jìn)一步討論：不同年齡群體的分組估計(jì)

已有研究發(fā)現(xiàn)，伴隨中國高等教育的擴(kuò)招與改革，高等教育帶來的經(jīng)濟(jì)效益發(fā)生了顯著改變(鄭京海等，2008)[22]。本研究在此將進(jìn)一步分析探討在中國高等教育發(fā)展的不同階段，高等教育對居民社會交往的影響是否發(fā)生變化。我們進(jìn)一步將樣本按照年齡段，劃分成“60后”“70后”“80后”“90后”等四個(gè)不同群體，分別進(jìn)行討論，結(jié)果報(bào)告在表10。模型(8)、(9)、(10)和(11)分別是針對“60后”“70后”“80后”“90后”四個(gè)群體的OLS估計(jì)結(jié)果，OLS估計(jì)結(jié)果顯示，對于“60后”“70后”等改革開放初期接受高等教育的居民，高等教育變量(edu)的估計(jì)系數(shù)為正且顯著，也即高等教育顯著促進(jìn)了這部分群體的社會交往；而對于“80后”“90后”等高考擴(kuò)招后接受高等教育的居民而言，高等教育(edu)系數(shù)雖然為正，但是不顯著，說明對這部分群體而言，高等教育對居民社會交往的影響已經(jīng)不明顯。這一結(jié)果表明，伴隨著高等教育擴(kuò)招，不僅高等教育對個(gè)體所帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)有所下降，而且高等教育帶來的社會交往等非經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也逐漸消減。

注：*、**、***分別表示在10 %、5 %和1 %水平上顯著，括號中為t統(tǒng)計(jì)值。

(六)實(shí)證結(jié)果總結(jié)與分析

(1)高等教育能顯著增進(jìn)居民的社會交往，接受過高等教育的居民社會交往頻率更高。市場化轉(zhuǎn)型過程中，傳統(tǒng)文化正在遭受“功利精神”的侵蝕，以致于以傳統(tǒng)道德為基礎(chǔ)的人際信任正出現(xiàn)危機(jī)，而基于“契約精神”的制度信任尚未完全成型，新舊規(guī)范、功能交替時(shí)出現(xiàn)了某種程度上的信任機(jī)制斷裂。無論是通過經(jīng)濟(jì)收入的提高，還是對價(jià)值規(guī)范與制度安排的認(rèn)同，高等教育都能增進(jìn)居民的社會信任。加之，高等教育在豐富社會交往對象、提高交往能力等方面具有非常重要的作用。因此，在多元、以利益為核心、遵循現(xiàn)代法治契約的“開放型”社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建過程中，高等教育起到重要的支撐與引導(dǎo)作用。

(2)對于城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同地區(qū)成長并接受高等教育的兩類居民而言，在農(nóng)村成長并接受高等教育的居民社會交往強(qiáng)度更高。我國是一個(gè)典型的人情社會，尤其是在農(nóng)村，由于正式社會保障制度尚不健全，村民應(yīng)對各種困難通常會整合自己的親戚、朋友、同事等各種資源，社會網(wǎng)絡(luò)能作為資源和信息的非正式機(jī)制配置為居民提供保障(李樹和陳剛，2012)[29]。因此，農(nóng)村居民對于社會交往也更加重視。當(dāng)前農(nóng)村子弟中接受高等教育的人越來越多，接受高等教育意味著能夠接觸到更多不同圈層的人，大大突破了農(nóng)村居民社會交往的場域限制。因此，成長在農(nóng)村并接受高等教育的居民對于社會交往的重視及時(shí)間投入更多。無論是采用OLS估計(jì)還是PSM方法都驗(yàn)證了這一結(jié)論。Oaxaca-Blinder分解結(jié)果顯示，認(rèn)知因素確實(shí)在造成群體間社會交往差異方面具有很大程度的影響。

(3)伴隨高等教育擴(kuò)招，高等教育帶來的社會交往等非經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也在逐漸消減。隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長和高等教育的擴(kuò)招與改革，高等教育經(jīng)歷了從精英教育到大眾化教育的演變過程。而市場化改革進(jìn)程中，高等教育又遭遇到了功利主義邏輯的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，“職業(yè)教育主義”盛行，導(dǎo)致學(xué)生培養(yǎng)出現(xiàn)重“職業(yè)技能”而輕“人文素質(zhì)”、重“西方文化”輕“傳統(tǒng)文化”、重“個(gè)性發(fā)展”輕“集體主義”等諸多傾向，因而高等教育對于居民社會交往的影響弱化。

四、結(jié)論與政策含義

年復(fù)一年的“高考熱”及“高考經(jīng)濟(jì)”，凸顯了社會公眾對高等教育的普遍重視。研究構(gòu)建一個(gè)簡單的基于時(shí)間價(jià)格的高等教育影響居民社會交往的理論模型，采用中國綜合社會調(diào)查2013(CGSS2013)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)實(shí)際效應(yīng)。OLS估計(jì)結(jié)果顯示，接受高等教育能夠顯著提高居民的社會交往頻率。并且，對于城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同環(huán)境成長并接受高等教育的兩類居民而言，成長在農(nóng)村并接受高等教育的居民更加重視社會交往。采用“傾向值得分匹配”方法重新檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)這一結(jié)論依然成立。Oaxaca-Blinder分解結(jié)果顯示，造成接受高等教育與未接受高等教育兩類居民社會交往差異中27.42%來自認(rèn)知因素。另外，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，伴隨著高等教育擴(kuò)招，高等教育帶來的社會交往等非經(jīng)濟(jì)效應(yīng)也在逐漸消減。

本文的實(shí)證研究有助于進(jìn)一步認(rèn)識高等教育的社會功能，也有助于我們理清市場化改革進(jìn)程中的社會交往表現(xiàn)?；趯?shí)證結(jié)論，相應(yīng)的政策含義如下：

(1)隨著社會的變遷與發(fā)展，現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)的培育使得以“契約精神”為核心的“陌生人社會”逐漸取代傳統(tǒng)的“熟人社會”，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)已經(jīng)從傳統(tǒng)單一的、以情感為核心、遵循傳統(tǒng)禮治倫理的“封閉型”特征，轉(zhuǎn)向多元、以利益為核心、遵循現(xiàn)代法治契約的“開放型”社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。在新型社會階層與網(wǎng)絡(luò)的形成過程中，高等教育在促進(jìn)社會信任、增進(jìn)社會網(wǎng)絡(luò)節(jié)點(diǎn)，以及契約精神的培育和交往能力的提升等方面具有非常重要的作用。因此，通過改革課程設(shè)置增進(jìn)個(gè)體對文化傳統(tǒng)的認(rèn)識，通過組織各類活動為學(xué)生搭建多元且暢通的交流渠道與網(wǎng)絡(luò)，培育學(xué)生重視社會交往的意識，應(yīng)是未來高等教育培養(yǎng)模式改革的重要取向。

(2)從社會分層的角度來看，如果處于某一特定分層位置的人們其交往對象不局限于同一層級的個(gè)體，還與其他層級的群體之間存在交往互動，則本質(zhì)上意味著不同社會地位維度的相關(guān)性較弱，整個(gè)社會沒有形成一個(gè)相對封閉的分層結(jié)構(gòu)。高等教育實(shí)際上為處于不同社會層級的個(gè)體結(jié)成社會網(wǎng)絡(luò)提供場域，特別是為弱勢社會階層突破位置搭建開放型網(wǎng)絡(luò)創(chuàng)造了資源與條件。雖然本研究發(fā)現(xiàn)成長在農(nóng)村并接受高等教育的個(gè)體更加重視社會交往，但是在目前高等教育的培養(yǎng)體系中，農(nóng)村子弟明顯處于弱勢。因此，未來的高等教育改革要嘗試為弱勢個(gè)體提供更為公平的競爭機(jī)會，從而更大程度上發(fā)揮和釋放高等教育的社會功能。

(3)如今在中國部分地區(qū)人情異化嚴(yán)重，人情往來名實(shí)分離且往往成為斂財(cái)工具，而隨著社會保險(xiǎn)等正式保障制度的建立，使得居民不愿再花費(fèi)更多成本進(jìn)行社會交往維護(hù)社會網(wǎng)絡(luò)。研究發(fā)現(xiàn)，隨著市場化轉(zhuǎn)型的進(jìn)行，對于“80后”“90后”等高考擴(kuò)招后接受高等教育的居民而言，高等教育對于社會交往的影響已經(jīng)不明顯。由于信任和認(rèn)同感是社會交往的基礎(chǔ)要素，所以要改變?nèi)找婺吧纳鐣P(guān)系、增強(qiáng)社會交往強(qiáng)度，就必須在高等教育過程中重視培養(yǎng)學(xué)生之間的信任感，從而建立高等教育增進(jìn)社會交往的長效機(jī)制。