個人多維資本狀況與其社會態(tài)度關(guān)系探討
——基于CGSS（2017）的多元線性回歸分析研究

張 馳

（湘潭大學(xué) 社會學(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)濟性、貨幣價值的可兌換性拓展至社會和文化層面，提出文化資本這一概念，并將文化資本、經(jīng)濟資本和社會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)成和演變決定了個人在社會空間中的地位[1]。個人資本是個體在社會各項活動中的基礎(chǔ)，不同個體擁有資本數(shù)量的不同是個體間差異產(chǎn)生的根源。因此個人資本的差異性狀況必將影響其對社會的態(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)的社會體系，每個處于其中的個體，都有累計個人文化資本的社會途徑，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。本文通過個人最高獲得學(xué)歷與閱讀量兩個變量，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體社會態(tài)度的影響。同時，全年閱讀量也間接反映了某一特定時段內(nèi)個體書籍擁有數(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)濟個體而言，經(jīng)濟資本可被細(xì)化為金融投資及儲蓄和不動產(chǎn)兩方面。因此本文將從個人收入狀況與擁有房屋面積、數(shù)量兩個具體因素切入，探究個體經(jīng)濟資本與其社會態(tài)度的線性聯(lián)系。

布迪厄社會資本是實際的或潛在的資源的集合體或者說是實的或虛的資源總和[3]。社會資本可以被認(rèn)為是個體能夠間接利用他人所擁有資源的能力。而這些資本在實際生活中可表現(xiàn)為個體與外界交往的數(shù)量與質(zhì)量。本文重點關(guān)注：第一，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的數(shù)量。個體外出參與社交活動的頻率和每日與其產(chǎn)生交往聯(lián)系的數(shù)量將直觀反映個人社會資本的數(shù)量。第二，作為制度存在同時又體現(xiàn)一定非正式社會關(guān)系匯總的配偶關(guān)系將反映個體社會資本的質(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)濟資本可以更輕易地被轉(zhuǎn)換成社會資本和文化資本，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別的特殊存在，也可以從整體角度解讀。

但同時，這種轉(zhuǎn)化思維也讓三種資本形式的分類邊界模糊化。在實際生活中，人們并不會利用客觀標(biāo)準(zhǔn)使一種資本獨立于另一種資本，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

劉軍強等[5]學(xué)者從社會態(tài)度與經(jīng)濟增長的社會背景關(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體社會屬性、生理屬性等因素與個體幸福感之間的線性關(guān)系，認(rèn)為雖然各社會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，這種作用機制是通過提高經(jīng)濟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)注社會態(tài)度、社會資本及生存境遇的關(guān)系和作用機制，認(rèn)為社會資本缺乏的個體，如遭遇消極主觀境遇，則會促使消極社會態(tài)度的產(chǎn)生。陳琴玲[8]在社會轉(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)同的社會經(jīng)濟地位變化能較好地解釋農(nóng)民工的社會態(tài)度。

以上文獻(xiàn)，無論是經(jīng)濟因素對個體幸福感影響的研究，還是特殊群體中資本作用、社會態(tài)度變化的研究，我們不難看出個人資本與社會態(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制影響著不同群體的社會態(tài)度?；诖耍疚膶⑸鐣暧^整體作為研究對象，研究多維資本與個體社會態(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 個變量，系統(tǒng)而全面收集個人、家庭、社區(qū)和社會多個層次的數(shù)據(jù)。

2.數(shù)據(jù)處理

第一，將個人、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個層次。剔除了少量其他狀況學(xué)歷。最后，為兩變量生成5個虛擬變量用于回歸分析。

第二，將個人、配偶全年收入小于等于一百萬的數(shù)據(jù)等分為20個層級，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個層級，將200平米以上數(shù)據(jù)單獨歸為第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，在個體參與社交活動頻率中，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社會態(tài)度模塊四個核心問題的其中三個，分別為社會信任度、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，保留了個人全年閱讀量、住房數(shù)量、每日個體聯(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球體實驗

根據(jù)計算，9個基礎(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，Bartlett球體實驗結(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集中解釋了個人最高學(xué)歷、配偶最高學(xué)歷、個人社交頻率、每日聯(lián)系產(chǎn)生數(shù)量這四個變量，故命名為教育與交往資本因子；因子2集中解釋了個人全年收入與配偶全年收入，故命名為動產(chǎn)經(jīng)濟資本因子；因子3集中解釋了擁有住房數(shù)量與住房面接，故命名為不動產(chǎn)經(jīng)濟資本因子；因子4集中解釋了個人全年閱讀量，故命名為具體文化資本因子。

表2 旋轉(zhuǎn)元件矩陣表

4.因子值計算

如表3所示，通過計算與綜合考量最終選取：教育與交往資本因子，動產(chǎn)經(jīng)濟資本因子，不動產(chǎn)經(jīng)濟資本因子，具體文化資本因子四個資本因子作為后續(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際數(shù)據(jù)差異不小。配偶收入與學(xué)歷在實際中并不能集中體現(xiàn)社會關(guān)系的強弱，而與個體自身收入、學(xué)歷聯(lián)系較為密切，故不能輕易將配偶經(jīng)濟、文化狀況納入社會資本范疇。收入與房產(chǎn)資本的解釋力并不相似，這反映了在實際生活中各類經(jīng)濟資本相互關(guān)聯(lián)性較低，不能作為統(tǒng)一體考察。

但同時，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，受教育程度與社會交往頻率相關(guān)變量解釋力相似，這說明個人制度文化資本與社會資本之間轉(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

為細(xì)化研究社會信任度、公平度、幸福感的不同態(tài)度差異，本文建立三個回歸模型以用于分析。同時對已建立回歸方程進(jìn)行F檢驗，檢驗自變量從總體上對因變量是否有明顯影響。通過t檢驗，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 社會他人信任程度（Y1）模型

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

F檢驗結(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。

1.2 社會公平程度（Y2）模型

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

F檢 驗結(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。

1.3 社會幸福感（Y3）模型

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

F檢 驗結(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。四個因變量均通過t檢驗。

三個模型的整體擬合優(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產(chǎn)經(jīng)濟資本（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，其對于社會整體的信任程度也會整體上升。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，具體文化資本也與社會信任度關(guān)系較為密切（B=0.053），這說明當(dāng)人們閱讀量逐步提升時，其對社會的認(rèn)知與洞悉更加深刻，更容易形成一種理解、共情能力，從而促使個體給予社會他人更多信任。

2.2 影響社會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)識存在偏差。對與社會公平程度影響最大的因素仍是不動產(chǎn)經(jīng)濟資本（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），雖弱于不動產(chǎn)經(jīng)濟資本的影響，但仍可反映出個人閱讀量度對其社會公平感認(rèn)知的影響是正向變動的。

2.3 影響個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）、動產(chǎn)經(jīng)濟資本（B=0.069）。這反映出，當(dāng)個體、配偶所受教育水平越高，其與外界交往互動頻率提高時，其幸福感會顯著提高。同樣，當(dāng)個體、配偶全年收入增加時，其幸福感也將會顯著提高。這些結(jié)論與劉軍強“個人收入變量與幸福感正相關(guān)”的結(jié)論保持一致[9]。同時，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，這一模型之下的個人教育變量是和社會交往、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，社會信任程度。不動產(chǎn)經(jīng)濟資本（最顯著）教育與交往資本（基本無線性關(guān)系）。

第二，社會公平程度。不動產(chǎn)經(jīng)濟資本（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，個體幸福感：教育與交往資本、動產(chǎn)經(jīng)濟資本（最顯著）。