一、问题的提出

在中国历史上，儒家思想一度成为主流意识形态，“重义轻利”成为官方倡导的核心价值观。儒家思想的积淀使中国的社会关系逐渐“极致化”，生发了日常生活中说不清、道不明而又无处不在的“面子”、“关系”等复杂的行为动机和社会关系网络。¹近代历次重大的社会变迁和制度转型都难以撼动“面子”和“关系”对社会行动的影响。因此，当“社会资本”这一概念引入中国学界后，引起了学者们的兴趣。

1. 林南(2005)认为，人类社会存在着经济交换理性与社会交换理性，两种理性并不是处于一个联系统上的两极而互相排斥的。从历史社会学的角度看，两种理性在中国历史的不同时期，其地位是不同的。在中国古代社会中，存在着以法家为代表的、以经济交换理性为中心的整合方式和以儒家为代表的、以交换理性为基础的整合方式，秦帝国的短命而亡表明，前者需要付出高昂的成本；而其后的各个王朝则表明，后者不仅成本低，且更为有效，有利于社会的长治久安。因此，为了维护庞大帝国的整合，儒家被历代王朝尊奉为主流意识形态。这也就直接导致了在社会领域，国家对社会交换理性的重视与推崇和对“交易”的压制与贬低。

已有文献表明，“社会分层与社会资本”、“社会资本与地位获得”、“社会资本和关系、信任”、“社会支持网”，以及“社会资本的负功能”等是当前个体社会资本研究的主要议题(张文宏、栾博，2007；张文宏，2007、2008)。但这些研究主要关注个体社会资本获得与动员过程的微观或中观层面，较少涉及制度、社会结构变迁与个体社会资本获取、动员过程等宏观层面。那么，在中国社会转型过程中，城市社会的制度和结构变迁是否会影响个体社会资本的获取和动员过程呢？如果会，又是如何影响的呢？

已有文献表明，“社会分层与社会资本”、“社会资本与地位获得”、“社会资本和关系、信任”、“社会支持网”，以及“社会资本的负功能”等是当前个体社会资本研究的主要议题(张文宏、栾博，2007；张文宏，2007、2008)。但这些研究主要关注个体社会资本获得与动员过程的微观或中观层面，较少涉及制度、社会结构变迁与个体社会资本获取、动员过程等宏观层面。那么，在中国社会转型过程中，城市社会的制度和结构变迁是否会影响个体社会资本的获取和动员过程呢？如果会，又是如何影响的呢？

首先, 在城市社会结构变迁与居民社会资本的获得的关系方面，林南(2005：168)从理论层面探讨了等级制结构特征与社会资本获得之间的关系。他认为，在不同的社会制度或体制下，层级差异、规模差异、资源差异和资源总量等等级制结构参数的变化与排列各有不同，因此，层级间社会资源嵌入、自愿性互动和社会流动机会有所不同，也使得地位效应和网络位置效应对社会资本的影响产生相应变化。边燕杰(2005)和张文宏(2006；2008)则从实证角度分析了北京、上海和武汉等大城市居民的职业、阶层结构与社会网络间的关系，探讨了城市社会结构变迁过程中居民社会网络的构成和社会网络资本的变迁。张文宏(2008)的研究还表明，在城市社会变迁过程中, 北京居民的社会网络构成、网络规模、网络同质性和网络密度等发生了相应的变化。

其次，在市场转型与社会资本动员间关系方面，对市场转型过程中非市场力量的关注和对格兰诺维特(1974)“弱关系”理论的检验，使得市场转型与社会资本动员间的关系成为一个颇具争议的问题。

对于市场转型过程中社会资本的具体作用，学界有两种对立的观点，一是认为混合产权组织的发展靠的是横向联系，预言社会关系网络的重要性将随市场化进程而上升(Nee, 1992)，而乡镇企业对亲属和朋友网络的依赖，使许多学者视中国为“网络资本主义”(Boisot & Child，1996；Knight & Yueh, 2002)；另一种观点认为，随着经济转型，企业的理性管理上升，在硬预算约束下，人际关系的作用将下降(Guthrie, 1998; 张爽等，2007)。

在对“弱关系”理论外在效度的检验方面，边燕杰(1997)主张在中国社会劳动力市场求职过程中应“带回强关系”。格兰诺维特(2007)在后续研究中把“关系强度”理论在中、美两国劳动力市场中的差异归结为再分配体制这一制度因素。进一步的研究表明，在中国社会中，社会资本的网络位置效应或“弱关系效应”并不会随着市场转型的变化而变化，但“强关系”的影响会随着市场化程度的提高而加强(边燕杰、张文宏，2001)。

总体看来，众多学者不同程度地阐述了社会转型与社会资本这一议题，这些成果为后续研究提供了重要的理论基础和实证经验。但笔者以为，以下问题值得进一步研究：一是在社会转型与社会资本获得的关系方面，城市社会转型是如何影响居民社会资本获取过程的；二是在市场转型与社会资本回报的关系上，学界仍存争议，需要进一步实证分析。

二、理论与假设

社会资本研究包括社会资本获取和资本动员两个相互联系的过程(林南，2005)。在社会资本获取过程中，全面深刻的社会转型导致城市社会结构和城市居民的社会网络特征都发生了相应的变化；而在社会资本动员过程中，市场转型也可能使嵌入社会关系中的社会资源的回报率发生相应变化(林南，2005；边燕杰，2007；张文宏，2007)。这也就意味着，城市社会转型可能导致社会资本在获取和动员过程中发生相应变化。那么，社会转型是如何影响城市居民的社会资本获取、动员过程的呢？

(一) 社会转型与城市居民社会资本的获得

社会资本获得的影响因素包括宏观层面的社会结构机会与限制(Blau, 1985; 林南，2005；张文宏，2008)和微观层面的家庭地位、人力资本、政治资本等社会位置因素(林南，2005；张文宏，2006:2)。因此，社会转型既可能通过影响城市社会等级制结构特征影响社会结构机会和限制，也可能通过影响微观社会位置因素的获取率影响城市居民社会资本的获得过程。

1. 社会转型对宏观社会结构机会和限制的影响

从城市宏观等级制结构特征来看，林南(2005:169-175)认为，在社会资本获取过程中，社会等级制结构特征决定了阶层间的社会资源分配状况，约束着层内互动、层际流动机会和跨层级的关系或桥梁位置的建构，从而形塑了城市居民社会资本获取的总体状况。因此，如果中国社会转型能够从根本上改变社会等级制形态特征，那么，社会资本获取过程中的地位效应和网络位置效应也就会发生相应变化。

在单位制下，中国城市社会等级制结构的形态特征是：(1)层级体系建构在一种政治身份的分层基础上，可以简要划分为干部和群众两个群体(李强，1997)；(2)各层占据者差异很大；(3)各层资源差异很大(李路路、李汉林，2000)。而在社会转型期，社会学家们对于社会分层的机制争论不休，但是，在对中国社会等级制结构形态特征的描述方面，无论是“哑铃状”、“倒丁字”或“断裂”(陆学艺，2002；孙立平，2003；李强，2004)，都表明当前中国社会中间阶层不发达，社会阶层主要分为“上层”和“下层”两个群体，各层占据者之间和层与层之间的资源的占有差异依然很大。可见，与单位制时期相比，虽然城市社会的分层制度内容发生了深刻变化，但城市等级制形态特征并没有发生显著变化。因此，城市社会转型并未使等级制结构形态发生根本变化，也就不会影响社会资本获取过程中的地位效应和网络位置效应的强度。由此，获得假设1a、1b：

假设1a  在社会资本获取过程中，各城市居民社会资本的地位效应与市场化、城市化及两者的交互项不相关；

假设1b  在社会资本获取过程中，各城市居民社会资本的网络位置效应与市场化、城市化及两者的交互项不相关。

另一方面，张文宏(2008)则认为，在城市社会转型过程中，家庭结构的变化、单位制度和单位组织的弱化、社会机会结构的增加改变了已有宏观社会结构机会与限制状况，使居民社会网络结构特征发生了变化，即在网络结构模式方面，夫妻关系成为主轴，自致关系替代了先赋关系；社会网络规模扩大，同质性减弱，网络密度下降；社会参与的复合性正经历由高到低的变化；不同社会阶层之间的网络存在着明显的区隔和不平等；虚拟网络成为社会网络的重要构成部分；个人层次的社会网络正在向中间层次的民间组织扩散。这些变化增强了社会资本的网络位置效应，因此，社会资本的网络位置效应强度有可能随着社会转型有所增强。由此，获得假设1c：

假设1c  在社会资本获得过程中，市场化、城市化与各城市居民社会资本的平均网络位置效应正相关。

2. 城市社会转型与微观社会位置因素对居民社会资本获取的影响

家庭地位、人力资本和政治资本等社会地位因素会对城市居民社会资本的获得产生显著影响(林南，2005)。其中，“家庭地位”对社会资本获得的影响机制、社会资本优势可以通过“继承”的转移方式传承给子代，从而对子代的社会资本获得过程产生正向影响，但人力资本、政治资本对社会资本获取的作用机制并没有定论(同上)。因此，本文有两个理论目标，一是探讨政治资本、人力资本对社会资本获得的影响机制；二是探讨城市社会转型与微观社会位置因素对居民社会资本获取率之间的具体关系。

已有研究表明，社会资本的网络位置效应主要与个体的“自我监控能力”等性格特质相关(奇达夫、蔡文斌，2007)；而边燕杰(2004)、林南(2005)对社会资本来源的分析表明，社会资本获取与个体所属的阶级、阶层和在职场中的具体位置相关联；阶层等级、职场中职位的中心性越高，越有可能获得好的社会资本；政治资本、人力资本较高者，更有可能获得中心性职业位置和较高的阶层地位，也就更有可能获得好的社会资本(边燕杰，2004)。综合两种观点，笔者认为，在社会资本获取过程中，政治资本、人力资本等社会地位因素主要影响社会资本获取过程中的地位效应而非网络位置效应，因此，更可能与社会资本地位效应正相关。由此，获得假设2a、2b、2c：

假设2a  在社会资本获取过程中，父亲文化程度与子代社会资本的获得正相关；

假设2b  在社会资本获取过程中，党员身份和受教育程度等因素可能不会影响个体社会资本的网络位置效应；

假设2c  在社会资本获取过程中，党员身份和受教育程度等因素可能与个体社会资本中的地位效应正相关。

那么，社会转型是否影响微观社会位置因素的社会资本获取率呢？在社会转型过程中，城市居民的资产继承制度并没有发生根本变化，因此，在转型程度不同的城市间，家庭地位对居民社会资本获取的影响率并不会呈现显著差异。在市场转型过程中，政治资本、人力资本在社会分层中的具体作用却充满争议。总体看来，相关实证研究倾向于认为，社会转型并不会影响党员身份等政治资本在社会分层中的作用(边燕杰，2006)。

但在人力资本方面，已有研究成果表明，教育等人力资本在体制内的资源含量要大于体制外¹(边燕杰等，2006)。这意味着，市场化程度越高的城市，城市居民平均教育地位资源含量越低，教育对社会经济地位获取的能力相对下降。但从城市化的角度看，小城市的体制外教育地位资源含量低于体制内，但大城市的体制外教育地位资源含量并不低于体制内(杜两省、彭竞，2010)。因此，在小城市中，市场化程度对教育的社会资本地位效应获取率负向影响最大；随着城市规模的增加，市场化对教育地位资源含量的负面影响被抑制，教育的地位获取能力逐渐加强，教育的社会资本地位效应获取率也随之逐渐提升。由此，获得假设2d、2e、2f：

1.这里的“体制内”指的是党政机关、事业单位和国有/集体企业；而体制外主要指私有制和其他产权形式的企业等经济社会组织(参见：边燕杰、李路路，等.2006结构壁垒、体制转型与地位资源含量[J].中国社会科学(5))。

假设2d  城市化、市场化及两者的交互项与父亲文化程度的社会资本获取率不相关；

假设2e  城市化、市场化及两者的交互项与党员身份的地位效应获取率不相关；

假设2f  随着城市规模的增大，市场化程度对教育的社会资本地位效应获取率的负向影响可能越来越小。

(二) 市场转型与社会资本的经济回报

边燕杰(2007)详细阐述了中国社会中动员社会资本获得更高工资收入的机制。他的研究表明，在收入获得过程中，社会资本中可资利用的社会资源主要有来自于地位效应中的“影响力”和网络位置效应中的“非冗余信息”，这两种社会资源都会对收入产生显著的正向影响。由此，获得假设3a：

假设3a  在社会资本动员过程中，社会资本可能会对个体收入产生显著的正向影响。

对于市场转型与社会资本经济回报率之间的关系，学界存在三种竞争性理论。“人际关系回报下降”理论认为，随着经济转型，企业的理性管理在上升，在硬预算约束下，人际关系的作用将下降(Guthrie, 1998；张爽等，2007)；“网络资本主义”理论认为，当前中国社会中，混合产权组织的发展靠的是横向联系，预言社会关系网络的重要性将随市场化进程而上升(Nee，1992)，而乡镇企业对亲属和朋友网络的依赖，使许多学者视中国为“网络资本主义”(Boisot & Child, 1996)；社会资源理论认为，在中国市场转型过程中，社会网络主要提供人情和影响力等社会资源，在向市场化迈进的过程中, “弱关系”的作用不变或略微下降，而权力对资源的控制和依此进行的人情交换不断强化，导致了“强关系”作用的持续上升。由此，获得假设3b、3c、3d：

假设3b  社会资本的回报率随着市场化进程而削弱；

假设3c  社会资本的回报率随着市场化进程而增强；

假设3d  市场化与社会资本的网络位置效应不相关，但与社会资本的地位效应正相关。

三、数据、变量与模型 (一) 数据

本文数据来自以城乡居民为总体的“2006年中国综合国情调查(CGSS2006)”的数据，用层级模型来拟合数据。数据中包括2个不同层次样本：层-1为城市居民个体组成的样本，层-2为不同城市PSU(初级抽样单位)组成的样本。其中，层-1样本数为5 323个，¹但由于某些层-2单位缺失值较多，在层-2样本(113个)中，保留了96个。本研究未用相关缺失值填充技术进行修补，主要是因为相关填充技术并不完善，且填充后的数值可能会影响本研究重点考察的因素(如教育)的作用(张文宏，2008)。

1.已有研究或者以城市抽样PSU为层-2基本单位，或者以单个城市为层-2基本单位。采用PSU为抽样单位能够保证层-2样本有较大的样本量，因此，本研究也采用以城市抽样PSU为层-2基本单位(参见Xie & Hannum, 1992；边燕杰、张展新，2002；郝大海、李路路，2006)。

(二) 变量 1. 因变量

在本研究中，采用拜年网测量城市居民的社会资本，主要包括拜年网的总体规模(拜年总人数)、拜年网的网络密度(亲戚比平方)、职业数、最高ISEI²、最高ISEI与最低ISEI之差和单位声望总和对数(边燕杰、李煜，2001；王卫东，2006)等7个具体指标。

2. “International Socio-Economic Index”是荷兰社会学家甘泽布姆(Ganzeboom)和美国社会学家特莱曼(Treiman)编制的一套测量职业地位的编码体系。

从表 1可以发现，通过对主成分的正交旋转后，7个指标项目包含2个因子。其中，因子1包括职业数、网顶、网差、单位数和单位声望总和对数等5个有关社会地位的指标，称之为“地位效应因子”；因子2包括网络规模和网络密度两个有关网络结构特征的变量，称之为“网络位置效应因子”(边燕杰，2002、2004；林南，2005)。然后，用线性回归方式累加不同受访者在2个因子上的不同因子值。³因此，在社会资本获取模型中，其因变量分别为“地位效应因子值”和“网络位置效应因子值”。

3.虽然这种线性累加方式虽然不如结构方程模型的拟合效度(王卫东，2006)，因此可能会影响拜年网对获取的社会资本的测量的效度，本研究中，这种方式是最可行的一种分析方式。

而在社会资本动员模型中，本文考察的是动员社会资本以获得更高的工资收入。因此，在社会资本动员模型中，因变量为月工资收入对数。

2. 层-1模型中的自变量和控制变量

研究表明，在社会资本获取模型中，父亲文化程度、政治资本的党员身份和作为人力资本的教育等因素对社会资本的获取有显著影响(林南，2005)。因此，在层-1模型中，把上述变量作为自变量引入模型，把性别、年龄等作为控制变量。其中，把党员身份设定为二分变量(党员=1，非党员=0)，教育采用教育年限测量¹，家庭地位则以父亲文化程度为代表，分为小学及以下、初中、高中及以上三类，引入模型时，设置为虚拟变量，以“小学及以下”为参照项。

1.分析资料时参考了明瑟方程中对教育的测量方法，即低于3年教育的=1, 3年教育但未能小学毕业的=4, 小学教育程度=6, 初中教育程度=9, 高中教育程度=12, 中专教育程度=13, 大专教育程度=15, 大学本科教育程度=17。

在社会资本动员模型中，为考察社会资本对月收入的影响，笔者把年龄、性别、父亲职位(1=任职，0=不任职)、党员身份和教育年限作为控制变量，社会资本的两个因子为自变量。

3. 层-2模型自变量

两个模型层-2的自变量都是市场化程度、城市化水平和两者的一阶交互项。“市场化程度”变量的测量方法较多，本文的市场化指标采用的是其他经济成分的职工人数占全体职工人数(包括国有经济、城镇集体经济和其他经济)的比例²。郝大海等(2005)对这一指标的有效性已作了较为充分的论证和说明。

2.数据来源：《中国区域经济统计年鉴(2006)》，中国财政经济出版社(2007)。其中，初级抽样单位有113个，但由于收入的缺失值较多，本研究中保留的有效初级抽样单位为96个。其中上海市由于缺少各区数据，采用的是全市的数据; 重庆市碧山县、海南省东方市采用的是被抽中PSU——县级市的数据；北京、天津采用的是各区的数据。

城市化有不同的类型，当前中国社会的城市化属于“集中型城市化”，即农村人口和非农经济活动不断向城市集中，其直接结果就是城市从事非农业劳动的人口规模急剧扩大(樊纲、武良成，2006)。因此，对处于“集中型城市化”进程中的中国城市而言，城市非农业人口规模是测量城市的城市化程度的有效指标。社会学更为关注城市化对居民生活方式的影响，城市之间只有在非农业人口规模达到一定的数量后，才会对居民的生活方式产生实质性的影响(同上)。因此，本研究参照已有研究成果，结合按照2006年各城市的非农业人口规模，把城市划分为“小城市”、“中等城市”、“大城市”和“超大城市”¹(社科院城市与环境研究中心，2007；杜两省、彭竞，2010)。城市化被设置为以“小城市”为参照项的虚拟变量引入模型。各变量的描述性统计如表 2所示。

1.按照城市辖区的人口数量，我们把城市划分为超大城市(400万以上)、大城市(100-400万)、中等城市(20-100万)和小城市(20万以下)4个规模级别。其中，小城市41座、中等城市18个，大城市16个，超大城市21个(包括北京、上海和天津等直辖市)。

(三) 模型

本研究中的数据包含居民个体与城市两个不同层次的分析单位，因此，采用层级模型拟合数据。在层级模型中，零模型是分析的起点，因为它能提供对组内相关系数的估计，从而表明多层线性模型的分析是否有必要。对于就居住于城市j的居民i，零模型设定如下：

$ 层 - 1模型:{\rm{ }}{Y_{ij}} = {\beta _{00}} + {e_{ij}} $

(1)

$ 层 - 2模型:{\beta _{00}} = {\gamma _{00}} + {u_{0j}} $

(2)

将(2)代入(1)，得到完全模型：

$ {Y_{ij}} = {\gamma _{00}} + {u_{0j}} + {e_{ij}} $

(3)

零模型的随机效应被明确区分为层-1和层-2两部分，分别代表因变量取值差异中源于个体差异的部分和源于城市之间差异的部分，亦即组内差异和组间差异；或者可以理解为，因变量取值的差异被个体层次与城市层次解释的部分。其中，γ₀₀是所有城市的各因变量平均值，u_0j是所有城市中与城市的特征相关的因变量平均值的增量。

表 3报告了各模型零模型方差成分的估计值。3个模型估计得到的组内(层-1)方差分别为0.82200、0.76834和0.50399，城市间(截距)方差构成分别为0.1866、0.31289和0.13112，其所有p＜0.001，表明各模型因变量平均数将会随着城市的不同而出现变化。而各模型因变量值的组内相关系数分别为：0.185、0.289和0.206¹，说明各模型中，分别约有18.5%、28.9%和20.6%的因变量值差异是城市之间的差异导致的。根据经验判断准则，当组内相关系大于0.059时，就需要在统计建模处理中考虑如何处理组间效应(周皓、巫锡炜，2008)。因此，对各因变量进行多层线性模型分析完全是必要的。

1.其具体计算过程为：ICC1=0.1866/(0.822+0.1866)=0.185；ICC2=0.31289/(0.31289+0.76834)=0.289；ICC3=0.13112/(0.50399+0.13112)=0.206

把层-1、层-2各相关变量引入模型后，零模型转化为全模型。层-1的一般模型为：

$ {Y_{ij}} = {\beta _{0j}} + \sum\limits_{q = 1} {{\beta _{qj}}{X_{qij}}} + {r_{ij}} $

(4)

在层-2，对于每一β_qj，有：

$ {\beta _{qj}} = {\gamma _{q0}} + \sum\limits_{s = 1} {{\gamma _{qs}}{w_{sj}}} + {u_{qj}} $

(5)

上述两个方程中，式(4)层-1模型为一般回归方程。其中，Y_ij表示某个个体因变量的取值，β_0j、β_qj和r_ij分别表示某个城市回归方程的截距、相关自变量回归斜率和残差。式(5)层-2模型中，β_qj为某个城市的截距或某个自变量的回归斜率；γ_q0为截距，w_sj为反映城市特征的某些变量，γ_qs为作为自变量的相关城市特征变量的回归斜率，u_qj则为城市层次的回归残差。

四、统计结果 (一) 城市社会转型与居民社会资本的获取

表 4报告了社会资本获取模型的HLM稳健估计结果，包括社会资本的地位效应获得模型和网络位置效应获得模型。

1. 城市社会转型与宏观社会结构机会与限制

我们可以从表 4的“截距”部分观察到社会转型对城市居民社会资本的地位效应、网络位置效应获得的具体影响。在“地位效应因子获得模型”中，我们发现，城市化、市场化及两者的交互项对地位效应的截距(从G01到G05)并没有产生显著影响。这说明，社会转型并不会对各城市居民社会资本的地位效应产生影响。因此，假设1a在本研究中得到了验证。

在网络位置效应获得模型中，我们发现，市场化及城市化*市场化对网络位置效应的截距并没有显著影响；但城市化对网络位置效应的截距(G03)产生了显著影响，其中，“超大城市”网络位置效应的截距约为-0.903，显著低于“小城市”的截距0.03；但小城市与其他等级城市的截距之间并不存在显著差异。因此，本研究的实证结果既不支持假设1b，也不支持假设1c。

2. 城市社会转型与微观社会位置因素对社会资本获取的影响

表 4报告了在控制了性别、年龄等变量后，父亲文化程度、党员身份和受教育程度对个体社会资本获得的影响。从个体层次来看，截距G30、G40、G50和G60报告的是父亲文化程度、党员身份和受教育程度3个变量对城市居民个体社会资本获得的具体影响。在“地位效应因子获得模型”中，父亲文化程度、党员身份和受教育程度3个变量对城市居民个体地位效应因子会产生显著影响。从预测的角度看，在社会资本获取过程中，G30和G40表明，与父亲文化程度是“小学及以下”者相比，父亲的“初中”文化程度能给他们增加约12.4%的地位效应，父亲的“高中”文化程度则能增加32.7%的地位效应。G50表明，党员身份能给身份拥有者增加约18.9%的地位效应；而G60表明，城市居民受教育程度每增加一个等级，就能在社会资本获取过程中增加5%左右的地位效应。

在“网络位置效应因子获得模型”中，在5%的显著性水平下，表明在社会资本获取过程中，父亲文化程度、党员身份和受教育程度没有对网络位置效应的获得产生显著效应，而对地位效应获得产生显著影响。因此，在本研究中，假设2a没有得到数据支持，而假设2b、2c都得到了支持。

从制度、社会结构层面看，在“地位效应因子获得模型”中，城市化、市场化及两者的交互项并没有对“父亲初中文化的斜率”、“父亲高中及以上文化的斜率”和“是否党员的斜率”产生显著影响。这说明，社会转型不会对家庭地位、政治资本的地位效应获取率产生影响。因此，在本研究中，假设2d、2e得到了验证。

在“地位效应因子获得模型”中，城市化、市场化及两者的交互项对“受教育程度的斜率”(从G61到G65)或回报率产生了显著的影响。从预测的角度看，在小城市中，市场化对教育的地位效应回报率的影响为-0.25%；在中等城市为-0.17%，在大城市为-0.08%，在超大城市为0.07%。可见，在小城市中，市场化程度对教育的地位效应回报率差生的负向影响最大，但随着城市化等级的提高，负面影响越来越小，到超大城市时，已经成为正向影响。因此，在本研究中，假设2f得到了验证。

(二) 市场转型与社会资本的经济回报

表 5报告了以月工资收入对数为因变量的社会转型与社会资本的经济回报率差异模型。其中，模型1为没有引入“城市化*市场化”交互项，模型2为引入该交互项的全模型。

从表 5我们可以发现，在个体层次中，控制了性别、年龄、父亲职位、党员身份和教育程度等变量后，社会资本的地位效应(G40)和网络位置效应因子(G70)对城市居民的月工资收入对数产生了显著的正向影响。在模型1中，地位效应的回归系数约为0.077，网络位置效应的回归系数约为0.078；在模型2中，回归系数都略有下降，均约为0.074。从预测的角度看，社会资本的地位效应和网络位置效应每增加一个等级，月工资收入约增加8%。可见，在本研究中假设3a得到了验证。

值得注意的是，第一，在城市居民的月工资收入的影响因素中，社会资本两个因子对城市居民月收入的影响较大；其次，在社会资本动员过程中，地位效应并没有呈现出优势，网络位置效应的影响与地位效应的相当。这说明，在城市居民动员社会资本获取收入的过程中，社会网络中的影响力资源和信息资源对个体收入的影响相当。第二，从区域特征维度看，在模型1中，城市的市场化程度对社会资本地位效应的经济回报率(G64)产生了显著正向影响，但城市化因素不会对社会资本地位效应的经济回报率(从G61到G63)产生显著影响。而城市化和市场化两个因素都没有对社会资本网络位置效应的经济回报率产生显著影响。在模型2中，当加入“城市化*市场化”后，引入模型的城市化、市场化及两者的交互项均未对社会资本两个因子的经济回报率差生显著影响。

上述分析表明，在社会转型过程中，只有市场化程度这一宏观制度特征会影响城市居民社会资本地位效应因子的经济回报率。从预测的角度看，市场化程度每提高一个百分点，地位效应的经济回报率就会增加约0.2%。可见，本研究的实证结果不支持假设3b，3c, 但支持3d。从社会资源的角度看(边燕杰、张文宏，2001；林南，2005)，这一实证结论意味着，动员“信息”资源的经济回报率与市场转型不相关，而动员“影响力”资源的经济回报率与市场转型正相关，即在市场化越高的城市，动员社会网络中的“影响力”资源能够有更高的经济回报率。

五、结论与讨论

本研究发现，城市社会转型在某种程度上影响了居民社会资本的获取和动员过程。在分析过程中，笔者以为，以下几个方面值得进一步加以讨论。

(一) 城市社会转型与居民社会资本的获得

统计结果表明，社会转型既通过影响城市社会等级制结构特征来影响社会结构机会与限制，也通过影响微观社会位置因素的获取率来影响城市居民社会资本的获得过程。但其中某些统计结果与研究假设不一致。

首先，在社会转型与宏观社会结构机会与限制方面，统计结果表明，城市社会转型并不会影响居民社会资本的地位效应，但城市化程度却影响了居民社会资本网络位置效应, 即北京、上海等“超大城市”居民在社会网络资本的“网络位置效应”因子均值上显著地低于以县级城市为主的“小城市”。

本研究中，“网络位置效应”因子主要由“拜年网”的“网络规模”和网络中“亲戚比平方”两个指标构成的。其中，“网络规模”和公因子正相关，“亲戚比平方”(网络密度)和公因子负相关。因此，从城市居民社会网络的结构模式和结构特征来看，这一实证结论意味着，与小城市相比，超大城市居民“拜年网”的网络密度更高或网络规模更小。这一实证结论不支持本研究中有关城市社会转型与居民社会资本网络位置效应间关系的两个竞争性假设。究竟原因，可能与本研究建构假设的理论的局限性相关联。

第一，假设1b建构依据的是林南(2005)相关理论其理论的初衷在于建构等级制结构形态特征与社会资本地位效应、网络位置效应间关系的理想型，并未讨论其他制度、规则对阶级、阶层交往的约束与影响。但社会转型不仅可能影响等级制结构相关参数的排列组合，也可能影响其他约束、影响交往的制度与规则。因此，城市社会转型过程中，形塑“小城市”和“超大城市”居民“拜年网”总体差异的因素不仅只有城市的等级制结构形态特征变迁，还有其他制度变迁因素——这些制度因素的影响超出了该理论的预测范畴。

第二，假设1c建构依据的是张文宏(2006；2008)的相关研究结论，这一假设也未得到验证。其原因可能在于，张文宏有关城市社会结构变迁与居民社会网络资本的研究主要基于北京、天津等“超大城市”的个案资料，相关结论仅代表了某个或某类城市的社会网络资本变迁状况，其外在效度局限性是显而易见的。

其次，在城市社会转型与微观社会位置因素的社会资本获取率关系方面，统计结果表明，家庭地位、人力资本和政治资本等社会因素仅会对社会资本的地位效应因素产生显著正向影响，而不会对社会资本的网络位置效应产生影响。其原因或许在于，社会资本地位效应的获得主要是通过社会位置间的同质性方式获得的(张文宏，2006)。因此，结合奇达夫(2007)等的研究成果，我们认为，社会资本的获得不仅依赖于具体地位形塑的社会关系，与个体的性格特质等心理因素密切相关。

同时，统计结果表明，城市社会转型影响了教育因素的社会资本地位效应获取率，但不会影响父亲文化程度、党员身份等社会位置的社会资本地位效应获取率。这一结果表明，我们在考量教育的地位资源含量时，需要考虑城市化因素的影响(边燕杰等，2008；杜两省、彭竞，2010)。

因此，本研究表明，社会转型既通过影响城市社会等级制结构特征来影响社会结构机会与限制，也通过影响微观社会位置因素的获取率来影响城市居民社会资本的获得过程。这一结论意味着，在社会网络、社会资本研究领域，对于那些仅以北京、上海、武汉等超大城市居民为调查对象的研究所得出的结论(边燕杰, 2002, 2005；张文宏，2006)，其理论的外在效度需要审慎对待。

(二) 市场转型与社会资本的经济回报

统计结果表明，市场化程度会对社会资本地位效应的回报率产生显著正向影响，对网络位置效应的经济回报率则没有影响。社会资本的网络位置效应主要包含信息等社会资源，而地位效应则主要体现的是人情和影响力等社会资源。这说明，在向市场化迈进的过程中, 信息资源的经济回报率与市场转型不相关，但人情、影响力的经济回报率的确随着市场转型而有所增加。因此，这一统计结果支持了边燕杰等(2001)的相关研究结论。

因此，本研究表明，城市社会转型影响了居民社会资本的获取和动员过程。具体表现在：在社会资本获得过程中，城市社会转型不会影响居民社会资本的地位效应却影响了居民社会资本网络位置效应, “超大城市”居民在社会网络资本的“网络位置效应”因子均值上显著地低于“小城市”居民；随着城市规模的增大，市场化程度对教育的社会资本地位效应获取率的负向影响有越来越小。在社会资本动员过程中，市场化程度与社会资本地位效应因子的经济回报率正相关，而与社会资本网络位置效应的经济回报率不相关。

但由于收入是个较为敏感的问题，数据缺失较为严重，可能会对研究结论产生影响，因此，对本研究结论效度需要审慎对待。当前，中国社会资本研究领域中，制度、社会结构变迁与社会资本间关系的研究是一个相对薄弱的环节，希望本研究是对该领域的一个有益补充。