求职过程及其结果研究是社会学的重要议题之一。这是因为社会学者关心社会分化、分层和流动问题，而职业是综合反映分化、分层和流动的标志性地位指标，求职过程及其结果则是研究人们如何获得这一标志性地位的根本视角。本期一同刊发的张顺、郭小弦一文是根据结构特征模型探讨这一过程和结果，即假定求职者是一个独立决策的理性经济人，所以解释变量是个体的人口特征、人力资本、政治资本和家庭背景等。与之不同，社会网络模型假定求职者是一个嵌入关系中的理性社会人，基于此，本文从微观的角度探讨社会关系对求职过程及其结果的影响程度。而王文彬、赵延东的论文探讨社会关系对自雇者及其创业过程的影响作用。事实上，求职的微观过程不是孤立进行的，而是在劳动力市场的大环境中展开、在中国改革开放的大背景下发生的。这些环境和背景，一言以蔽之，称为宏观经济结构。对于中国宏观经济结构如何影响求职过程中关系的嵌入程度及其变迁这一问题的分析将基于多层次模型，由梁玉成在其论文中进行阐释。

求职过程及其结果的重要衡量指标是入职收入。如果是初职收入，它标志着社会学所谓“自致地位”的初步状况和水平，预示着向上流动的前景；如果是流动后的入职收入，则标志着人们通过流动而达到的新的社会经济地位，以及进一步上升的空间。这两种不同的状态具有同一性，即入职收入排斥了“内部劳动力市场”的约束和影响，因为它是人们从“外部劳动力市场”获得的地位结果，本文关注影响这一地位结果的关系效应的性质和程度。如果能从理论上把握关系引发的是信息效应还是人情效应，并用实际数据测量两种不同效应的相对程度，就能对当前外部劳动力市场的关系嵌入程度形成一个清晰的判断，从而确定政策调整的方向和科学研究的任务。本文依据2009年八大城市求职网调查数据，对上述问题予以理论和实证分析。

一、理论背景与研究假设

经济学将工资收入视为劳动者生产能力的函数，而达到预期生产率的那些劳动者，将得到市场均衡工资(Javanovic，1979)。但问题在于，生产能力是劳动者的潜在素质，雇主没有条件观察求职者的这一综合素质，很难测量它。一些西方学者认为，在这一过程中，社会网络的作用尤为重要，即雇主通过个人关系网络得到求职者能力的种种信息择优录取(Stigler，1961；Akerlof，1970；Granovetter，1981)。理性主义导向的劳动力市场中，社会网络提供的信息越精确，非重复性越强，则信息量越大、质量越高，雇主对求职者的评价越接近实际，所提供的入职收入也就越高(Granovetter，1973)。这就是入职收入的信息资源效应。

信息资源很难测量。以往研究受格兰诺维特的影响，使用关系强度作为替代变量，其“弱关系”假设指出，越是交往不频繁、关系不密切的弱关系，交往者之间的地位特征差异越大，相互传递的信息的重复性越小，信息量越大、质越高，所以使用弱关系找到工作的人，入职收入较高。林南(Lin，1982)发展了格兰诺维特的理论，认为通过弱关系更可能联系到地位较高的人，从而获得更加优质的岗位信息。在Podolny(1993；1994)看来，能联系到地位高的关系人则间接表明了求职者本人的才能不低，因此是一种信号机制，向雇主传递了关于求职者生产能力的信息。由此得到：

假设1：由于信息优势，使用弱关系的求职者比其他求职者获得较高的入职收入。

弱关系所预示的信息机制并非唯一的影响因素。交往频繁、关系密切、相互熟悉的“强关系”预示着人情机制，同样影响着个人的入职收入水平(Prendergast & Topel，1996)。当雇主接受朋友或同事的推荐时，不能完全排斥人情的影响，如果推荐人的地位高、权势大、财富多，这种人情机制将变得十分明显，雇主为此对被推荐人产生人情偏好(Rees，1966)。在这种情境下，雇主受制于关系，即社会学所谓的关系网络的“嵌入性”，从而不可能完全理性地进行劳动力选择(Granovetter，1985)。关系网络的嵌入性越强，雇主就越有义务感去照顾被介绍来的求职者，比如，中国职业分配中的关系作用(Bian，1997)。在市场经济条件下，通过人情网络不公正地获得稀缺资源，事实上排斥了其他人参与竞争，这被称作“社会网络和社会资本的负面效应”(Portes，1998)。如果上述过程影响了求职者的入职收入，我们将之概括为人情资源效应。

如果信息资源尚且难测，那么人情资源的测量则是难上加难。因为人情交换是背后交易，调查手段有限。研究发现，人情资源往往嵌入强关系之中。例如在美国，由于亲朋好友向雇主施加了重要影响，求职者才能保证一个较高的入职收入，无论是学校毕业后的初职工资(Rosenbaum, et al., 1999)，还是流动之后的工资水平(Coverdill，1998)。人情在日常生活中也存在许多例证，在美国, 求职者经常诉求于他人“打招呼”(Corcoran, et al., 1980)；而在中国社会中，强烈的关系主义文化背景的特点之一便是人情交换(Hwang，1987；King，1994；Yang，1994；Yan，1996)。在此背景下，强关系在职业流动中被频繁使用，且富有成效(Bian，1997；Bian & Ang，1997)。因此得到：

假设2：由于人情优势，使用强关系的求职者比其他求职者获得较高的入职收入。

用关系强度代替关系资源曾推动了经验研究，但也引起重大质疑，即关系强度不等于关系资源，替代变量既没有提供稳定的实证结果(Bridges & Villemez，1986；Graaf & Flap，1988；Marsden & Hurlbert，1988)，也不能通过严格的数据检验(Montgomery，1992)。最新的研究发现，关系强度对入职地位和入职收入的因果效应在美国数据中并不存在(Mouw，2003)。这一结论向研究者提出了挑战：必须测量关系资源，而不能绕开它。边燕杰和张文宏(2001)提出了这个问题，并用中国数据做了初步探索；边燕杰和黄先碧(Bian & Huang, 2009)则又做了进一步的分析。根据这些前期成果得到：

假设3：使用弱关系的求职者更可能动员关系网络中的信息资源；而使用强关系更可能动员关系网络中的人情资源。

假设4：从关系网络动员了信息资源或者人情资源的求职者，比其他求职者获得更高的入职收入。

信息资源和人情资源的相对效应如何呢？从市场化动态过程的角度看，社会网络的收入效应是下降、持续还是上升，这涉及如何从理论上把握中国市场化动态过程的性质和特征。如果市场化机制的确立和完善过程是效率理性上升的过程，那么代表效率理性的人力资本将升值，而代表非效率理性的政治权力资本将贬值，即“市场转型论”的核心假设(Nee，1989)。根据市场转型轮，有学者进一步假设，社会网络关系也是代表非效率理性的，市场化的发展越纵深，社会网络关系也将贬值，即“关系下降论假设”(Guthrie，1998)。

与此相反的观点认为，市场化机制的确立和完善过程中，由于政治体制稳定和“抓大放小”政策实施之后国有单位持续强势，政治权力的作用将持续，甚至有条件地加强，这就是市场转型研究中的“权力持续假设”(Bian & Logan, 1996)。在权力持续的社会分层体系中，可以想象社会网络关系作用的持续，因为权力运作往往增加了人为的成分，通过强关系寻找实权人物而得到人情回报的空间增大了。为此，在“体制洞”遍布转型经济的条件下，社会网络关系对职业地位和收入获得的效应不一定减少，很有可能增加(Bian，2002)。

本文采纳边燕杰等(Bian，2007；Bian & Zhang，2012)的观点后认为，随着市场竞争程度的提高和体制不确定性程度的提高，社会网络的收入效应当增加。这是因为市场竞争越激烈，越要求行动者具有相对比较优势，而体制的不确定性越高、规则模糊、权力运作不透明、交叉制度的兼容性低、社会网络关系的作用越大，就越会提高行动者的比较优势。中国加入世贸组织之后，虽然市场竞争程度不会消减，但是体制不确定性将逐步下降，特别在世贸组织影响力度较大的区域和部门，这种趋势比较明显，为此，社会网络的收入效应也随之下降。因此得出：

假设5：改革开放以来，社会网络中的信息资源和人情资源对入职收入的效应随着市场化的深入逐年加强，但在进入世贸组织之后开始受到制约。

二、变量设计和描述

八城市调查的抽样工作统一完成¹，基于全国数据抽样框，在各市随机抽取城区居民委员会，每个城市作为单独总体，抽取足够的代表性样本，各市初定为1 000户，根据居委会抽样的具体情况留出5%的调整余地。由于长春、济南和厦门的城区相对较小，调查户减至700个左右。为了满足多层次分析所需要的条件，每个城市抽取足够的社区样本，每个社区抽取20户，每户随机抽取一位具有非农、有收入工作经历的成年人作为被访人。调查前，我们对各市的外来务工人口做了深入研究，估计其规模，抽样时按照估计的比例在选中的居委会抽取常住人口户和外来人口户。调查采取入户面访形式，按统一问卷进行，在2009年夏、秋两季完成，复查率为10%。八城市调查最终收集有效问卷7 102份，问卷回答率60%。

1． 实际操作由边燕杰和张磊负责。

八城市调查数据中，有6 307个被访者曾有非农受雇工作经历，构成本文的分析样本(雇主和自雇不在其列)，分析样本的相关变量和描述性统计结果见表 1，这里重点分析其中的四个关键变量。

入职收入是因变量，即被访者获得最近一份工作时的实际入职收入，平均月收入接近千元，标准差超过1 500元，入职收入的不平等程度很大。由于该变量是右偏分布，所以取对数后进入分析模型。

关系强度是自变量，指被访者获得最近一份工作时是否使用了关系，如果是，与关系人的熟悉程度“熟极了”、“很熟”、“较熟”视为“强关系”，占29.9%；“不熟”、“不认识”(间接关系)视为“弱关系”，占29.4%；未使用关系占40.6%。

关系资源是重点自变量，指关系人提供的求职帮助属于信息资源性质还是人情资源性质。根据深度访谈和前期研究经验(边燕杰、张文宏，2001；Bian & Huang, 2009)，研究区别两种关系资源的性质，其关键是看关系人是否与雇主发生接触，从而对其施加影响，获取人情偏好。为此，我们将提供就业信息、介绍招工情况、提出申请建议和协助整理申请材料等视为“信息资源”；而将帮助报名、递交申请、实名推荐、打招呼、安排面谈、陪同造访、承诺雇主要求和直接提供工作等视为“人情资源”。调查发现，有的求职者从关系人同时获得不同性质的资源，还有的求职者不愿意说明所获资源的性质，为此，产生了四种关系资源使用形态：信息资源(14.9%)、人情资源(9.2%)、信息和人情混合资源(23.9%)、关系资源不明(11.4%)，未使用关系的占40.6%。

入职年代是自变量，旨在厘清关系的作用是否随着改革的进程而发生变化，包括四个经济体制时代：(1)改革前(1956-1979)的再分配经济时代(25.3%)，(2)改革初期(1980-1992)的双轨制时代(22.2%)，(3)改革中期(1993-2001)的经济快速转型时代(14.4%)，(4)加入世贸组织后(2002年及以后)的全面市场化时代(37.5%)。

除了上述核心变量，数据分析还涉及被访者的性别、年龄、户口、婚姻状况、受教育程度、政治面貌、工作单位性质和所在城市，均视为控制变量。其中，单位部门的缺失值较多，占样本的2.6%(见表 1)。

三、假设检验

假设检验分三步进行。第一，检验弱关系是否更多地产生信息资源，强关系是否更多地产生人情资源(假设3)；第二，检验关系强度对入职收入影响程度的假设(假设1和假设2)，同时看关系强度的收入效应是否随着改革时代而发生显著变化；第三，检验关系资源对入职收入影响程度的假设(假设4)，同时检验关系资源的收入效应是否随改革时代而发生显著变化(假设5)。

(一) 强关系和弱关系带来不同性质的资源

表 2中的模型1表明，如果使用弱关系获得信息资源的几率为1(参照项，下同)，那么，使用强关系获取信息资源的几率是0.470，大约降低了一半；模型2同样以弱关系使用者为参照，其获取人情资源的几率为1，强关系使用者获取人情资源的几率为2.896，几乎增加2倍；模型3进一步证明强关系的相对优势：如果弱关系使用者获取混合资源的几率为1，强关系使用者获取混合资源的几率是3.061，差别超过2倍。这些结果证明假设3成立。这也说明，以往用关系强度代替关系资源的经验研究是有事实根据的，但前者不能替代后者，因为强关系对信息和人情混合资源的动员作用也具有相对优势。获取什么性质的关系资源不受个人特征影响，不过，教育程度越高，获取混合资源的几率越大。随着中国经济改革的深入，单纯使用人情资源的求职者变得越来越少。

(二) 关系强度影响入职收入

表 3第一部分结果显示，利用关系而成功求职的比例从再分配时代的27.2%飙升到改革后期的81.6%，外部劳动力市场是一个不断嵌入社会关系的市场。第二部分总样本分析显示，当控制入职时代和其他变量的情况下，相对于没有使用关系的求职者来说，使用弱关系的入职收入高出12.2%(e^0.115-1)，使用强关系的求职者收入高出22.4%(e^0.202-1)，支持假设1和假设2。强弱关系回归系数的差异，经T检验证实是统计显著的，强关系的收入效应高于弱关系的收入效应10.2%(22.4%-12.2%)。举例来说，如果没有使用关系的入职月薪取均值1 000元，那么弱关系使用者的入职月薪是1 122元，强关系使用者的入职月薪是1 224元。这些人的个人能力和特征是相同的，但是不同的关系使用导致了入职收入相当大的差异。

随着改革年代的推进，这些差异发生变化了吗？表 3第二部分的分年代样本的分析回答了这个问题。对于弱关系效应：改革前和改革初，弱关系的收入效应是正向的，但是统计不显著，视为零，没有效应；改革中期和后期开始发挥效应，但是比较小。对于强关系效应：改革前，强关系的收入效应比较大，而且统计显著；改革初期，强关系的收入效应增加，统计显著；此后，强关系的收入效应保持统计显著水平，但是效应规模减少，低于改革前的水平。这个结果表明，深化改革之后，特别是进入世贸组织之后，劳动力市场对强关系的收入效应产生了很大的抑制作用。

(三) 关系资源影响入职收入

这是本文的核心问题，相关统计结果见表 3第三部分。总样本分析抛开了强弱关系，引入关系资源变量后发现，在控制入职时代和其他变量的情况下，相比没有使用关系的求职者，使用信息资源求职者的平均入职收入高出25.1%(e^0.224-1)，使用人情资源求职者的入职收入高出22.4%(e^0.218-1)，而使用混合资源求职者的入职收入会高出21.7%(e^0.242-1)，使用关系但资源不明求职者的入职收入高出15.4%(e^0.166-1)。这些结果表明：第一，信息和人情资源对入职收入都有提升作用；第二，关系资源不明的求职者，其中一部分人确实获得了信息或人情资源，另一部份人的关系作用不大，因为这组人的收入效应系数低于其他三组，但是高于没有使用关系的求职者。总之，模型1的数据结果支持了假设4。

关系资源效应发生跨时代的变化吗？表 3中，信息资源效应在四个时期的系数都是统计显著的，系数值从改革前的0.190提高到改革初期的0.234，改革中期略减到0.221，改革后期锐减到0.112，低于改革前的水平。人情资源效应在前三个时期的系数值统计显著的，即从改革前的0.168提高到改革初期的0.289，改革中期略减到0.232，改革后期锐减到0.035，统计不显著，视为零。混合资源效应的趋势与人情资源系数类似，改革前低，改革初期高，改革中期下降，改革后期继续下降，四个时期的系数均为统计显著。本文在模型分析中保留资源不明一组，目的是保护样本的完整性，其系数不做解释。这部分数据结果说明，一方面，市场导向的改革扩大了关系作用空间，提高了关系效应；另一方面，随着市场改革的纵深，尤其在进入世贸组织后，关系资源效应、特别是人情资源效应受到很大抑制。这些结果支持假设5。

四、结论与启示

本文选择入职收入作为分析重点，基于最新数据，系统验证了强弱关系理论和关系资源效应的研究假设。分析表明，经济改革前后，弱关系对入职收入均无显著影响，直到改革中期，特别是进入世贸组织之后，弱关系才开始对收入产生提升作用。强关系的收入效应在改革前后一直很大，但是进入世贸组织之后，开始受到一定程度的抑制。总的趋势是，改革前和改革初，强关系效应大于弱关系效应；改革中期和加入世贸组织之后，前者在减弱，后者在增强。

社会网络研究者一直认为强弱关系对应的资源机制是信息和人情，本文用最新数据验证了这一观点。“八城市调查”测量了求职过程中实际动员的关系资源类型，本文分析发现，使用弱关系有更高的几率动员信息资源，使用强关系有更高几率动员人情资源，但强关系有更大优势动员信息和人情的混合资源。这说明，在中国，关系强度和关系资源是统计相关的，但是不能互相替代，经验研究必须直接测量关系资源，不然就无法回答Mouw(2003)对于社会网络因果解释无效的质疑。研究结果显示，不论信息资源还是人情资源，都有利于入职收入的提升，与没有使用关系的求职者相比，提升效应在16%-19%之间，人情效应大于信息效应。

人情和信息效应的差距是有条件的，依改革时代的推进而变化。再分配时代，信息和人情的收入效应是存在的，这些效应在改革初期和中期迅速加强，但进入世贸组织后人情效应受到抑制，与强关系效应受到抑制相似。本文认为，改革开放进程中，劳动力市场的竞争程度上升，与此同时体制的不确定性程度也在上升，“体制洞”充斥市场空间，使得社会关系网络和社会关系资源活跃其间。但是随着改革深化，特别是中国进入世贸组织之后，关系效应有所抑制，开始下降，特别是人情资源效应受到很大约束(Bian, 2007; Bian & Zhang, 2012)。这是宏观环境对微观关系机制的制约作用，分析证明需要借助宏观—微观多层次模型(参见本期梁玉成一文)。

根据边燕杰的最新观点，宏观—微观模型可以考虑市场化竞争程度和体制不确定性程度两个向量。本文根据实证结果提出了另外一个可能的向量和解释，即关系拥挤程度效应。我们发现，从再分配时期到改革初期，再到改革中期和后期，通过关系而求职和求职成功的比例逐期飙升。如果按年计算，1980年求职网使用率是40%，1993年是60%，2002年是75%，2009年接近90%。这就是说，劳动力市场的关系拥挤程度越来越大。关系拥挤程度是否对关系效应产生影响呢？如果设定没有人利用关系成功求职，关系拥挤程度为零，则关系效应为零；但若设定拥挤程度是饱和的，即每个人都利用关系成功求职，则关系效应也为零。所以逻辑地看，关系效应随着关系拥挤程度的提高而加强，但是关系拥挤程度在达到拐点时开始下降。确定这个拐点，证明关系效应是关系拥挤程度的函数，将是未来研究的重要任务。

中国改革开放以来，劳动用工制度和绩效工资制度不断重构，经济决策的理性主义随之上升。但另一方面，改革尚未形成充分理性的市场经济体系，关系主义、人情机制在外部劳动力市场活跃其间，所以市场化改革依然任重而道远。进入世贸组织之后的趋势令人欣悦：人情资源和强关系的效应日渐式微，信息资源和弱关系的效应在增加，从而加强和促进了劳动力市场的公平竞争。这种趋势在“体制内”和“体制外”部门是否可能存在差异；“体制内”部门是否秉承了再分配经济的多种特征；人情资源的效应较大，而“体制外”部门由于中小企业集中、体制规范程度相对较低，反而提供了广阔的关系作用空间，这些都将成为进一步研究的议题。