社会支持是社会学研究的重要议题之一。已有的相关研究焦点主要集中在基于人际互动的社会网络与社会支持的分析上，而对基于制度建构的正式网络的重视相对不够。但不可否认的是，作为现代化产物的正式支持网络，在人们的日常生活中的作用越来越重要。

本文立足于社会结构，将包括正式支持在内的社会支持体系作为研究的重心，进一步探讨资源分布和阶层地位对城市居民的社会支持获得的影响。笔者沿着社会结构的分析路径，将社会支持置于华人社会的儒家文化背景中进行考察，以中国大陆、香港和台湾地区的Asian Barometer Survey(ABS)资料为依据，探讨由现代化、城市化和组织环境等引致的资源分布和阶层地位是如何共同影响个体支持网获得的，通过比较研究揭示华人社会内部不同的支持网获得机制。

社会学对社会支持的研究成果汗牛充栋，绝大部分集中在网络结构与社会支持的分析上。研究者一般立足网络结构观，主要从社会网络的结构、规模、密度和强度等维度探讨网络对各种社会支持后果的影响及社会支持网络的致因(Lee, Ruan & Lai，2005; Lin, Ye & Ensel，1999; Thoits，1995; 刁鹏飞，2007)。这些研究在探讨支持网时，往往将着力点放在基于家人、亲属、朋友和同事等人际关系(relationship)所组成的非正式支持上，而对来自国家和社会的正式支持(抑或制度性支持)及社会结构如何影响人们获得不同支持网缺乏足够重视。

过去的几十年，随着现代化进程的推进，东亚各个国家和地区都在为建立和完善包括养老、医疗、社会救助等在内的社会福利体系积极地努力(Aspalter，2001; 林闽钢、吴小芳，2010)。在华人社会中，受儒家文化的影响，亲属关系在社会支持网中起着非常重要的作用(Lau, 1981; Lee, Ruan & Lai，2005; Son, Lin & George，2008)，然而，包括福利体系在内的现代制度建构势必使原来过于依赖源自人际网络的社会支持转向包括正式支持在内的更为多元的支持体系(Fischer，1976)。同属华人社会的中国大陆、香港和台湾地区，由于经济发展和福利供给水平参差不齐，很可能会对人们社会支持网络的选择产生不同的影响。

正是由于以往文献缺乏对正式支持及支持获得的结构性因素的足够关注，本研究试图跳脱出一般社会支持研究的“社会关系”范式，从宏观社会结构和阶层地位出发分析居民的社会支持获得，探讨华人社会的社会支持网络。

社会结构与支持网络的研究主要讨论宏观社会结构和阶层结构对个体社会交往的范围及构成的作用力。宏观社会结构强调政策、社会资源分布等对个体社会支持网的影响，其社会支持不仅包括非正式支持，还包括源自国家和市场的正式支持(House, Umberson & Landis，1988; House，1987)；阶层结构除了强调个体的婚姻地位、社会经济地位、教育程度和职业地位等对社会支持网的影响，更强调社会交往基础上的社会网络(Bian, et al., 2005; Lee, Ruan & Lai，2005; Turner & Marino，1994; 张文宏，2006)。其中代表性的理论观点有“资源分布论”和“地位限制论”。

“资源分布论”指出，一个社会的经济资源配置和政治权力结构会影响到个体对关系网络的选择和运用(Wellman，1990)。该理论将资源获取途径划分为市场交换(market exchange)、制度资源(institutional resource)和基于亲属关系的非正式支持三种，使经济、政治和个体的生活选择联系在了一起。在一个社会中，假如工作单位决定个体生活资源获得，那么个体会发展更多的工作关系以确保资源的获取；假如家族或家庭决定个体生活资源，个体的社会交往则会偏重家庭纽带；当一个社会缺乏市场和社会服务，个体就不得不依赖工作组织和家庭获得必需的资源(刁鹏飞，2007：10-11)。“资源分布论”得到了许多经验研究的支持(Höllinger & Haller，1990; Lai，2001; Lee, Ruan & Lai，2005; Ruan，1993)。

“地位限制论”则认为，社会阶层制约着人们的社会交往和互动。布劳(Blau，1977：281)在《不平等与异质性》一书中指出，个体地位级别和等级的分布造成了社会交往的结构性机会和限制；人们与处在相似位置上的个体之间的交往机会，要高于与那些位置距离较远的个体的交往机会；等级位置较高的个体主导社会交往。由于社会网络的生成和维系需要付出一定的资源，那些在经济、权力和声望上拥有优势资源的人，也可以结成优势的关系网络(Lin，2001; Lin, Vaughn & Ensel，1981)，生成不同的社会网络形态(Bian, et al., 2005; Marsden，1987; Ruan，1993; 边燕杰、李煜，2001; 张文宏，2006)。那些处于较高阶层位置的个体更可能接触到占有较多资源的人，形成同质性较强的社会网络(Blau & Schwartz, 1997; Laumann，1973; McPherson, Smith-Lovin & Cook，2001)；地位较低的个体，即便拥有异质性较强的社会网络，由于受制于阶层位置，能动员的资源也比较有限。

虽然“资源分布论”和“地位限制论”对个体的社会支持获得都有一定的解释力，但是“资源分布论”忽视文化对个体选择的影响，有决定论之嫌(刁鹏飞，2007:12)；“地位限制论”则强调社会结构对社会交往所形成的支持网络的影响，对宏观的资源结构却重视不足(张文宏，2006)。一般而言，“结构与行动”(即结构制约下的行动选择)作为传统结构社会学中的基本理论问题之一(Giddens，1984；Granovetter, 1985, 2005；Lin，2001)，在不同研究视角下存在一定的差异。相对于网络结构观强调基于人际互动的社会网络，地位结构观则主要强调基于市场能力、工作关系抑或生产关系中的资产控制权等的阶层地位。阶层结构通过型塑不同地位群体的社会行动，最终形成标识自身阶级属性的“边界”(Bourdieu，1984; Wright，1985)。然而，阶层结构对行动的塑造绝非“纯粹”，该过程离不开包括组织、政治和市场等在内的宏观社会环境的作用(Hsiao，1993；Wright，1997)。由此，在讨论社会支持获得时，只采纳“资源分布论”或“地位限制论”中的任一者，都可能存在一定的理论缺陷。本文试图将以上两种视角结合起来，提出“资源分布—阶层结构”分析框架(见图 1)，以此来比较华人社会中不同地区城市居民的社会支持获得。

图 1

图 1 “资源分布—阶层结构”分析框架

中国从再分配经济向市场经济的转型过程，直到2007年才开始步入社会主义市场经济与适度普惠社会福利阶段，而此前(1984-2007)一直处于以补缺型福利(residual welfare)、重收入保障的狭义性福利和城乡二元福利等为特征的改革开放与社会福利加速发展阶段(彭华民、齐麟，2011)。补缺型社会福利制度强调社会福利只在市场和家庭制度失效时发挥作用(Wilensky & Lebeaux, 1965)。改革开放后，中国推动的首先是收入保障制度的建设。虽然已经明显弱化的“单位制”对个体的社会支持功能并没有消失殆尽(Lee, Ruan & Lai，2005; Ruan，1993)，但由于种种限制，仍然有很多社会群体社会福利服务的需要未能得到满足(彭华民、齐麟，2011；郑功成，2011)。

被誉为“亚洲四小龙”之一的中国香港和台湾地区在20世纪60、70年代实现经济腾飞后，逐渐认识到国家福利在经济增长中的重要意义，其社会政策设计和发展战略具有明显的生产主义倾向(Aspalter, 2001; 林卡、赵怀娟，2010; Peng & Wong, 2008)，即“生产主义的福利资本主义”¹(productivist welfare capitalism)(Holliday, 2000; Holliday & Wilding, 2003)。该福利体系的重要特征之一是其社会投资倾向于教育、住房和卫生等方面, 社会保障体系注重社区、公司和家庭在福利提供方面的功能, 职业福利在该体系中具有重要地位。在香港地区，尽管社会保险制度落后(没有退休、失业和医疗保险)，但却拥有全民健康服务和免费基础教育，几乎没有人因为经济原因未能获得收入、医疗、居住及教育等基础性生活保障，福利组织广泛参与社会服务供给，就此而言，它算得上一个名副其实的福利地区(王卓祺，2011:4)。台湾地区早在1995年就将国民健康保险(National Health Insurance)从职业服务转为全民服务，并强制全体公民参加(黄圭振，2010)。目前，台湾地区基本形成了劳工权益保障、医疗健康保险和职业性保障三大社会福利体系(Aspalter, 2006；韩克庆等，2011)。

1.事实上，学界对是否存在“东亚福利体系”还存在诸多争议(林卡、赵怀娟，2010；王卓祺，2011)。但这并不是本文讨论的重点，在此不多赘述。

中国大陆与港台地区在经济、社会和政治等方面的差别，造成了社会福利模式和制度设计上的不同。在社会支持体系的覆盖面、强度和可及性等方面，港台地区都处于优势地位。中国大陆的社会福利受到包括体制差异、城乡差异和地区差异等诸多制度性分割(李迎生，2002；郑功成，2003)，现有社会保险制度并没有在对市场竞争的最差结果予以修正方面发挥作用(杨伟民，2005)。港台地区的市场化程度较高，个体选择在诸如银行信托、社会保险等由市场所提供的正式支持的空间相对较大。香港中产阶层从市场化获得支持的比例要明显高于北京的中产阶层(刁鹏飞，2007: 127)。

有关华人社会的社会支持研究(Lai，2001; Lau，1981; Lee, Ruan & Lai，2005; Son, Lin & George，2008)都表明，家庭或近亲属(close kin)在社会支持网中扮演重要角色，甚至呈现明显的工具主义取向(张文宏、阮丹青，1999)。这与西方学者的研究结论相似(Wellman，1979; Shorter，1975)。进一步讲，个体乃至家庭所处的阶层地位越高，个人越有可能拥有较强的社会网络，并从中得到越强的工具性支持(Lin，1999)。在中国大陆，由经济结构带来的资源拥有的不平等，使得专业行政管理阶层的总体网络规模及非亲属网络规模远大于工人阶层，前者的关系种类及非亲属关系种类比后者更多元化，具有更明显的“结构洞”特征(张文宏、李沛良、阮丹青，2004；张文宏，2005)；户主为体力劳动者的家庭的社会交往被局限在狭小的社会空间内，户主为非体力劳动者的家庭偏向于阶层内交往，其社会纽带更强(Bian, et al., 2005)。其他华人社会(香港、台湾地区等)亦有类似的发现。台湾地区的研究表明，小资产阶级拥有丰富的社会资源(熊瑞梅、黄毅志，1992)，而工人倾向于在阶级内建立密切关系网络(黄毅志，1999)。在香港，家庭收入越高，个人越可能选择从亲属那里获取工具性支持(Lee, Ruan & Lai，2005)。

工业化和城市化改变了家庭规模、家庭结构和居住方式，亲属关系也日趋淡化，正式支持体系影响城市居民的社会网络构成，对非正式支持的冲击在所难免(Fischer，1976)。当把社会支持选择置于“资源分布—阶层结构”框架下后，可以推演出由于社会政策制定和经济社会发展水平的差异所产生的不同地区资源分布格局，处于相同阶层地位的人们在进行社会支持选择时很可能也呈现不同的特征。具体来说，在不同资源分布的地区，阶层位置对人们支持网络的选择具有交互效应。

在中国大陆地区，不论在再分配体制下还是市场体制下，人们大多都能得到国家的正式支持；对劳动力市场之外的人们而言，由于普惠型福利制度的欠完善，他们被迫寄希望于从非正式渠道获取社会支持。换言之，当遭受重大生活冲击时，只有身处较高阶层位置的人们在获得非正式支持的同时，才更有机会依赖于正式支持。在港台地区，由于社会福利供给更为充裕和均等化，城市居民同时选择两种支持体系的机会很可能会高于中国大陆。因此本文提出：

假设1：在控制其他变量的前提下，阶层地位高的港台地区城市居民比中国大陆居民更可能选择混合支持。

此外，在单独选择非正式支持或正式支持时，中国大陆的城市居民囿于现有社会保障制度和福利供给，阶层地位高的居民获得正式支持的可能性要高于地位较低者。在港台地区，市场化和福利体系的完善，很可能带来城市居民的正式支持可及性更为均等。相对而言，大陆居民的选择性甚至比港台地区还要高。因此，本文提出：

假设2：在控制其他变量的前提下，阶层地位高的中国大陆城市居民比港台地区居民更可能选择正式支持。

阶层地位作为社会分层与流动领域的核心概念，其测量也比较复杂，本文采用受教育水平和受雇地位作为主要测量指标。无论是新马克思主义(Wright框架)、新韦伯主义(EGP框架)还是社会经济地位(SEI)等理论流派，都将受教育水平作为阶层地位的测量指标，其效度得到了国际学术界的普遍认可。在这里，笔者强调受教育水平和社会支持的潜在获取能力密切相关。社会交往的同质性准则(homophily principle)表明，人们根据同质性原理去建构各种类型的社会关系网络，结果造成个体所拥有的社会网络在包含社会人口特征、行为特征以及内在心理特质等诸方面都具有同质性(Lin, 1999; McPherson & Smith-Lovin, 1987; McPherson, Smith-Lovin & Cook, 2001)。那么，受教育水平的参差不齐自然会导致社会网络的构成和规模的阶层差异。同时，职业福利往往和劳动契约下的现代职业分工体系相匹配(Esping-Andersen, 1990)。譬如，与工人阶级相比，中产阶级获得的是“薪酬”(salary)而非“工资”(wages)，他们在包括薪酬机制、就业保障以及退休待遇等职业机遇(career opportunities)上都比工人阶级优越得多(Erikson & Goldthorpe, 1992a: 41-42)。因此，可以将假设1和假设2进一步推演为下面4个子假设。

假设1a：相对非正式支持而言，受教育水平高的港台地区城市居民比中国大陆居民更可能选择混合支持。

假设1b：相对非正式支持而言，雇佣地位高的港台地区城市居民比中国大陆居民更可能选择混合支持。

假设2a：相对非正式支持而言，受教育水平高的中国大陆城市居民比港台地区居民更可能选择正式支持。

假设2b：相对非正式支持而言，雇佣地位高的中国大陆城市居民比港台地区居民更可能选择正式支持。

本研究使用的数据来自东京大学东亚研究与信息中心主持的“亚洲民主动态调查”¹(Asian Barometer Survey)。2006年，该项目对东亚和东南亚7个国家和地区进行了问卷调查，其中包括中国大陆、香港和台湾地区。所有的调查皆由东京大学与当地的社会机构合作完成。

1.有关该项目的具体情况，请详见https://www.asiabarometer.org/。

调查采用多阶段分层随机抽样²。其中，中国大陆的问卷调查由中国社会科学院调查中心负责组织执行。在抽样上，首先根据2005年《中国人口统计年鉴》，依据人口规模将中国分为5类地区，并同时考虑到东中西部；然后随机抽取100个市县组成初始PSU，并在每个PSU中随机选择2个抽样点(社区/村)；最后，在每个点按照系统抽样的方法选取10名被访者。2006年的调查在中国大陆、香港和台湾地区获得的有效样本量分别为2 000、1 000和1 006。³考虑到数据的可比性，本文只选择了三地的城市样本，数据整理后得到样本量为2 623，其中中国大陆、香港和台湾地区分别为996、929和698。

2.由于篇幅所限，本文只呈现了中国大陆调查的抽样方案，读者要了解其他国家(地区)的抽样方案，请查阅该调查的官方网站：https://www.asiabarometer.org/en/surveys/200。

3.中国大陆城乡样本量各为1 000，中国台湾的城乡样本量分别为725和281。

目前，在个体的社会支持网络的测量中，主要存在定名法(name-generator)和定位法(position-generator)。在具体操作时往往限定在某段时间内和某些情境下曾经发生的社会支持交换关系网络，这些情境包括情感问题、财务问题、婚姻问题、工作问题和决策问题等(Ruan, et al., 1997; Lai，2001)。在本研究中，因变量仅限于个体的经济支持网。在问卷中的对应问题是：“如果您家庭中维持生计的人不幸去世或因病不能再工作，您的家庭将会怎样继续维持生计？”，备选项有10个。¹本文将只在“家庭中另外一个成人会成为主要收入支柱”、“会让一个或更多的孩子去工作”、“会从亲戚处寻求帮助”、“会从邻居中寻求帮助”和“找教友帮助”中选择1项或2项归为一类，定义为非正式支持网，重新赋值为“1”；将只选择“会去申领社会福利费”、“退休津贴”、“已有保险可应付这一情况”或“其他”归为一类，即正式支持网，赋值为“2”；除此之外的选择类型，即同时选择正式支持和非正式支持，归为第三类，即混合支持网，赋值为“3”。

1.由于本文的重点是考察个体面对正式支持与非正式支持时的可能选择，因而在测量上有别于传统的方法，即在问题的答案中设置了多个正式支持项。此外，该测量主要是使用假设的状态来测量受访者可能寻求支持网的意愿，而有别于一般的让被访者回忆特定情境下的社会支持网选择。这主要受制于所假定的情境是一种极端情形，因此无法采用传统的“客观”方式去测量。当然，该方法尽管避免了受访者回忆过去发生事件的偏差，但也使得测量结果有“理想化”之嫌。

阶层分化从2个维度进行测量：(1)受教育水平。将“小学及以下”和“初中”界定为“低”，“高中/中专/技校”为“中”，“大专”、“大学”和“研究生及以上”为“高”。以教育程度“低”为参照，其他分别进行0-1虚拟变量编码。(2)受雇地位。在调查问卷中，职业被分为18种。²笔者将选项1-6界定为自雇者，选项7-13为被雇者，选项14-18为未被雇者，以未被雇者为参照。

2.具体如下：(1)农业、林业或渔业的自营业者；(2)采掘业、制造业的私营业主(员工数少于30人)；(3)批发和零售贸易、餐饮业的私营业主(员工数少于30人)；(4)小贩或街头买卖人；(5)企业老总或经理(员工数大于30人)；(6)自己开业的专业人员(开业医生、律师、作家等)；(7)企业高级管理人员(员工数300人及以上企业的部门主管及以上，员工数300人以下的企业的经理及以上)；(8)受聘的专业人员(医院医生、受聘律师、工程师等)；(9)文员或企业一般职员；(10)营业人员；(11)技术工人(熟练或不熟练)；(12)司机；(13)其他类型的工人；(14)家庭主妇；(15)学生；(16)退休人员；(17)没有工作；(18)其他无业状况。

本文按照已有的通常做法，将性别、年龄和婚姻状况作为控制变量。其中，性别以女性为参照；婚姻状况分为独身(包括单身、离异/分居、丧偶、其他)和已婚，以独身为参照。考虑到家庭经济地位³、家庭在职人数和社会信任度¹都有可能影响个体社会支持的选择，本文也将它们一并加以控制。表 1为整理后的数据结构和变量概况。

表 1

表 1 变量的描述统计(N=2 623) 变量 中国大陆 中国香港 中国台湾 最大值 最小值 标准差 因变量(%)     非正式支持 40.76 39.72 30.8 1 0 0.485     正式支持 13.55 10.66 11.6 1 0 0.34 控制变量(%)     性别(1=男) 50.2 48.44 51.29 1 0 0.5     年龄a 40.85 40.74 40.21 69 20 40.64     婚姻(1=已婚) 76.31 62.43 69.05 1 0 0.461     家庭在职人数b 2.15 1.86 2.23 6 0 2.069     社会信任(1=信任) 65.76 34.88 42.12 1 0 0.5 家庭经济地位(%)     中 18.67 49.95 63.9 1 0 0.493     高 24.9 6.69 18.05 1 0 0.382 自变量(%)     教育         中 28.31 42.3 40.4 1 0 0.481         高 43.07 15.93 31.66 1 0 0.46     受雇地位         被雇 53.82 61.79 53.01 1 0 0.496         自雇 18.98 3.66 16.05 1 0 0.334 注：a、b数据为均值。

表 1 变量的描述统计(N=2 623)

3. ABS2006项目组依据2006年各地的人均GDP及居民收入水平制定了家庭收入划分标准，将所有家庭分为高、中、低三个层次。本文以低收入为参照，中等收入和高收入分别做虚拟化处理。由于篇幅所限，文中无法将标准列出，有兴趣者可与作者联系。

1.测量社会信任度的问题为：“一般来说，您是认为大多数人值得信任呢，还是认为对他人最好时刻保持警惕？”。

本文采用Multinomial Logit回归模型分析华人社会的支持网。根据先前的研究假设，笔者分别对中国大陆、香港和台湾地区进行回归分析，以比较华人社会城市居民在社会支持网络选择上的异同。在模型中，同时纳入控制变量和核心自变量。通过多元共线性诊断(multicollinearity diagnostics)后，所有自变量的变异膨胀因子(variance inflation factor, VIF)均小于2，不存在共线性问题。此外，用Hausman检验对模型是否违背IIA原则进行检验，结果表明，被择项的差异并非系统性所造成，模型没有违背IIA假定。

表 2列出了社会支持网对阶层结构等变量的多类别Logistic回归系数。其中，模型1为基准模型，主要考察控制变量对城市居民社会支持网络选择的影响。在华人社会，年龄越大的城市居民选择正式支持的几率相较于混合支持要略高(e^0.0162-1=0.016)。在其他模型中，该系数始终较为稳定。此外，家庭在职人数越多，被访者越倾向于选择非正式支持，家庭经济地位也明显影响个体的支持选择，因而不可否认家庭成员在个体生活中仍然发挥着极为重要的作用(Ting & Chiu，2002; 张文宏、阮丹青，1999)。以上结果都不是本研究的重点，不再赘述。

表 2

表 2 社会结构影响城市居民支持网络的Logistic回归(N＝2 623) 变量 模型1 模型2 模型3 模型4 I vs M F vs M F vs I I vs M F vs M F vs I I vs M F vs M F vs I I vs M F vs M F vs I 性别(1=男) 0.0153 (0.08) 0.0986 (0.13) 0.0797 (0.13) 0.0208 (0.09) 0.0982 (0.13) 0.0738 (0.13) 0.0738 (0.09) 0.0984 (0.13) 0.0247 (0.14) 0.0918 (0.09) 0.101 (0.13) 0.00947 (0.14) 年龄 0.00546 (0.00) 0.0162** (0.01) 0.0108+ (0.01) 0.006 (0.11) 0.0172** (0.01) 0.0112+ (0.01) -0.000143 (0.11) 0.0218*** (0.01) 0.0220*** (0.01) 0.00216 (0.11) 0.0220*** (0.01) 0.0199** (0.01) 婚姻(1=已婚) -0.0889 (0.11) -0.0393 (0.16) 0.0511 (0.16) -0.104 (0.11) -0.079 (0.16) 0.0251 (0.17) -0.0737 (0.11) 0.00873 (0.16) 0.0824 (0.17) -0.0899 (0.11) -0.0137 (0.08) 0.0763 (0.17) 家庭在职人数 0.153*** (0.05) -0.0828 (0.07) -0.237*** (0.07) 0.158*** (0.05) -0.102 (0.07) -0.262*** (0.07) 0.170*** (0.05) -0.0727 (0.07) -0.243*** (0.07) 0.177*** (0.05) -0.0929 (0.08) -0.270*** (0.08) 社会信任 -0.000175 (0.08) -0.0131 (0.13) -0.0177 (0.13) 0.0444 (0.09) 0.0482 (0.13) 0.000761 (0.14) -0.0209 (0.09) 0.0443 (0.13) 0.0652 (0.13) 0.0124 (0.09) 0.0753 (0.13) 0.0628 (0.14) 家庭经济地位 中 -0.125 (0.10) -0.418** (0.15) -0.286+ (0.15) 0.0327 (0.11) -0.326* (0.16) -0.352* (0.16) -0.0835 (0.10) -0.492*** (0.15) -0.409** (0.16) 0.107 (0.11) -0.375* (0.16) -0.482** (0.17) 高 0.0408 (0.13) 0.162 (0.18) 0.128 (0.19) 0.116 (0.13) 0.177 (0.18) 0.0666 (0.19) 0.0901 (0.13) 0.0674 (0.19) -0.0227 (0.19) 0.213 (0.14) 0.142 (0.19) -0.0707 (0.20) 地区 香港 -0.0838 (0.11) -0.272+ (0.16) -0.195 (0.17) -0.199 (0.21) -0.337 (0.31) -0.139 (0.32) 台湾 -0.552*** (0.12) -0.235 (0.17) 0.315+ (0.18) -0.517* (0.25) -0.795* (0.40) -0.278 (0.41) 受教育水平 中 -0.17 (0.11) 0.445** (0.17) 0.614*** (0.17) -0.460** (0.19) 0.426 (0.27) 0.886*** (0.27) 高 -0.16 (0.13) 0.492** (0.19) 0.651*** (0.20) -0.743** (0.19) 0.244 (0.29) 0.986*** (0.29) 受雇地位 被雇 -0.260* (0.11) -0.0963 (0.16) 0.164 (0.16) 0.112 (0.18) -0.236 (0.25) -0.347 (0.26) 自雇 -0.161 (0.15) -0.275 (0.23) -0.114 (0.24) 0.308 (0.21) -0.256 (0.31) -0.564* (0.31) 香港×中等教育 0.560* (0.25) -0.25 (0.37) -0.810* (0.38) 香港×高等教育 1.197*** (0.28) -0.0741 (0.46) -1.271** (0.46) 台湾×中等教育 0.313 (0.29) 0.436 (0.45) 0.123 (0.46) 台湾×高等教育 0.773** (0.29) 0.842+ (0.45) 0.0693 (0.47) 香港×被雇 0.587* (0.24) 0.32 (0.35) 0.907* (0.36) 香港×自雇 -1.207* (0.45) 0.0285 (0.72) 0.999 (0.75) 台湾×被雇 -0.572* (0.27) 0.211 (0.38) 0.784* (0.40) 台湾×自雇 -0.923** (0.34) 0.16 (0.51) 0.763 (0.54) 常数项 -0.727*** (0.19) -1.827*** (0.29) -1.099*** (0.29) -0.683*** (0.20) -1.714*** (0.29) -1.027*** (0.30) -0.315 (0.24) -2.331*** (0.37) -2.017*** (0.38) -0.317 (0.28) -2.050*** (0.42) -1.734*** (0.43) Likelihood Ratio 45.95 73.88 70.35 139.73 Nagelkerke R2 0.02 0.032 0.031 0.061 注：括号内为标准误；M为混合支持，I为非正式支持，F为正式支持；***P＜0.001，**P＜0.01，*P＜0.05，+P＜0.1。

表 2 社会结构影响城市居民支持网络的Logistic回归(N＝2 623)

模型2加入了地区变量，解释力有所上升。与中国大陆相比，港台地区城市居民选择非正式支持的几率比选择混合支持的几率要高。虽然香港地区的数据未能通过显著性检验，但是系数的趋势仍然与中国台湾的统计结果一致。以台湾地区为例，其城市居民选择混合支持的几率要比中国大陆高73.6%(1/e^0.552-1=0.736)。正式支持也有相似的结果。在模型4中，除了控制变量，还控制了阶层地位与地区变量的交互项，结果与模型2基本一致。

模型3在基准模型的基础上纳入了阶层变量。在没有控制地区变量时，华人在“非正式支持”和“正式支持+非正式支持”的选择上，并没有显著差异。然而，在面对“正式支持”和“正式支持+非正式支持”的选择时，只有受教育水平对选择正式支持网有正向作用，雇佣地位的影响并不显著。该结果与居民单独选择“正式支持”抑或“非正式支持”相似。但是，在纳入地区和相关的交互项后，结果发生了某些变化。

模型4纳入了地区及其与阶层结构变量的交互项，模型解释力明显增强。首先来考察受教育水平与居民支持网选择的关系。在控制其他变量的前提下，与单独选择非正式支持相比，港台地区城市居民选择混合支持的几率要高于中国大陆城市居民，即不同教育水平的居民随着所处地区的不同而在选择支持网络上存在差异。具体而言，相对于中国大陆，以初中及以下居民为参照，香港的中等教育水平者选择混合支持而不单独选择非正式支持的几率要高近一成(1/e^{-0.199-0.46+0.56}-1=0.104)。有些令人意外的是，高等教育水平者仅为参照组的77.5%，即受过高等教育的居民反而倾向单独选择非正式支持，其原因尚待深入探究。不过，在台湾地区，中高等教育者选择混合支持的比例都比参照组高。而在正式支持和混合支持的选择上，香港地区的交互效应不显著，台湾地区只有高等教育者的交互项系数通过了检验。结果表明，台湾地区的高等教育居民选择正式支持的几率要明显高于混合支持。通过以上分析，假设1a基本得到支持。在非正式支持和正式支持的选择上，不论香港还是台湾地区，高教育水平的城市居民都更倾向选择正式支持网，不过只有香港存在交互效应。在和中国大陆相比较后，研究发现，中高教育水平的香港居民只选择正式支持的几率(相对非正式支持而言)要更低(e^{-0.139+0.886-0.81}=0.939; e^{-0.139+0.986-1.271}=0.654)。当然，台湾地区并没有表现出类似的特征。笔者认为，这可能与城市规模及发展水平差异有关。就此，经验资料并不能完全否定假设2a。

其次，考察职业地位对居民支持网络选择的作用。“非正式支持网络vs混合支持网络”的交互项都显著，而“正式支持网络vs混合支持网络”却不然。相对于非正式支持网，香港地区的受雇阶层同时选择正式和非正式支持网的几率(以未被雇者为参照)比中国大陆受雇阶层高近1倍(1/e^{-0.199+0.112-0.587}-1=0.962)；香港地区的自雇阶层则是大陆受雇阶层的2.5倍(1/e^{-0.517+0.308-1.027}-1)。在台湾地区，这两个几率分别达到2.656倍(1/e^{-0.517+0.112-0.572})和3.102倍(1/e^{-0.517+0.308-0.923})。由此可见，假设1b得到了较好的支持。相对于正式支持网络，在华人社会，城市居民选择混合支持网的几率没有随着地区的不同而呈现明显的差别。至于到底选择正式支持还是非正式支持，华人社会在总体上并不存在显著差异(见模型3)，这说明经验材料并不支持假设2b。

通过分析ABS的2006年的调查数据，本文从地位结构观出发，探讨了资源分布和阶层结构对东亚华人社会(中国大陆和港台地区)社会支持选择的影响。分析结果基本支持本文的研究假设，即中国大陆与香港、台湾地区的城市居民在社会支持选择上既存在总体性选择差异，也存在阶层结构上的差异，其原因是不同地区的总体资源分布与阶层分化的交互作用。但必须指明的是，资源分布与阶层结构的交互效应在非正式支持与混合支持、非正式支持与正式支持的选择上更强，而在正式支持和混合支持的选择上作用并不显著。

以往不少研究偏重于基于人际互动的非正式支持的讨论，对来自国家、市场和社会的正式支持重视不足，而将资源分布论和地位限制论相结合去探讨社会支持选择的研究则更为缺乏。本文着重讨论了不同资源分布中的阶层结构是如何影响个体对非正式支持、混合支持和正式支持的选择的，以此尝试去弥补上述不足。

本文认为，华人社会的文化特质仍然在居民的社会支持中扮演着重要角色。正如费孝通所提出的“差序格局”，家庭是所有私人联系所构成网络的中心位置(费孝通，1998：24-30)。居民在深陷生活困境中时，向包括家人、亲属和朋友在内的非正式网络寻求支持成为华人社会通常的策略(Lee, Ruan & Lai，2005)。然而，除了特定的社会文化背景，人们的支持网络还受制于特定的资源分布格局和社会阶层等结构要素。本文的研究结果显示，虽然受教育水平和雇佣地位对个体的社会支持网的选择都有不同程度的影响，但这种影响离不开宏观的资源分布结构。即社会资源分布越合理，华人社会越倾向于选择二维的混合支持，反之，只能退回到单维的非正式支持。这在理论上表明，“资源分布—结构限制”框架对华人社会有着更强的解释力。此外，从社会政策意义上来说，社会资源分布的合理化是社会政策实现其“消解社会不平等”目标的内在要求。

由于资料所限，本文未能将影响支持网的社区变量纳入模型并加以控制，而仅用地区作为代理变量来讨论。这意味着各地区城市居民的社区资源分布成了遗漏变量，很可能存在内生性问题。同时，本文中的社会支持主要指的是经济支持，而对情感支持和照料支持等没有涉及，这些不足，留待未来的研究进一步探讨。