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国内已经出现一些社区与贫困居民关系的研究[12][19][20]165-171,但仍然对个体的社会资本与其生活所在的社区之间关系问题的研究未能涉及,从而社区在个体尤其是弱势群体生活机遇建构中的作用没有得到应有的重视。
基于此,本文使用“城市居民基本生活状况调查”资料,以广州市和兰州市贫困居民的社会资本为例,探讨个体生活所在社区与个体社会资本之间的关系,以期对社会资本的来源的理论问题展开讨论。
我们的问题是:
第一,个体的社会资本的含义是什么,如何测量?
第二,为什么个体的社会资本存在差异?
尤其是,个体生活所在的社区与个体的社会资本之间到底存在怎样的关系?
一、个体的社会资本及其差异解释:
相关的理论回顾与假设提出
社会资本的概念及其测量相对复杂。
自布迪厄和科尔曼以来,比较有代表性的社会资本概念均认为,社会资本指的是行动主体与社会互动产生的联系以及通过这种联系摄取稀缺资源的能力。
这里指的稀缺资源包括权力、地位、财富、资金、学识、机会、信息等等。
当这些资源在特定的社会环境中变得稀缺时,行为者可以通过两种社会联系获得,即社会资本主要来源于两种互动联系:
一是通过加入社会组织团体,个人通过组织成员身份与这些团体和组织所建立起来的稳定的联系,来摄取稀缺资源。
二是通过日常互动形成的人际关系网络摄取[21]。
1、贫困居民的社会资本及其测量
根据中国城市贫困居民的实际情况,我们将贫困居民在社会生活中通过与其他个体、组织的互动而所建立的各种联系概括为三类,即个人的日常社会关系、个人与社区内部的联系、个人与社区外部机构与团体的联系。
个人的日常社会联系指的是个人在日常生活中与亲缘、血缘和私人关系等非正式的联系,这种联系即使任何时期都是不可缺少的,可以为个人带来情感支持与实质性支持。
然而,由于个人的日常社会交往受到其社会经济地位的限制,交往的人员具有一定的同质的特征,因此这种联系所带来的资源可能是有限的、不足的。
这种通过人际互动联系所产生的社会资本可以在厄运袭来时为穷人提供“即时的实质性的支持”,但也可能带来负面影响[6][22]。
个人与社区的联系指个人与社区组织、邻里之间的联系。
与一般居民与社区联系松散不同,贫困居民与社区的联系相对紧密,这种联系更多是贫困居民与社区居委会、社区居民、社区内组织之间的联系,这种联系的取向主要是横向的,目的是从“地域”、从社区组织获得和摄取稀缺资源。
在计划经济时期,城市居民也与社区发生一定的联系,但是比较松散和间接,社区更多的是个居住区域概念。
随着单位保障制度的衰落,个人的失业、下岗与家庭的贫困,以及社区在贫困居民生活保障作用的加强,城市贫困居民与社区的联系随之强化。
可以说,这种个人与社区的紧密联系是贫困居民利益社区化的产物。
对贫困居民而言,社区参与是其与社区组织及社区居民联系的重要渠道。
居民参与社区内部的各种活动越多,与社区居委会干部、社区居民的联系越是广泛,个人从中获得的各类资源可能性越大。
贫困居民与社区(包括社区组织、邻里)的联系是客观存在的,通过这种联系贫困居民可以摄取社区内部拥有的某些稀缺资源,因此是贫困居民的一种社会资本。
个人与社区外的机构与团体的联系是指个人与国家、市场组织与社会组织的联系。
这种联系是纵向联系,其目的是从国家、市场和社会组织获得资源。
这种联系在计划经济单位保障体制时期是非常少见的,但是随着国家保障制度的建立,“自由空间”和“自由资源”(孙立平语)的出现,个体从政府、市场与社会组织获得稀缺资源的机会增多。
例如,通过慈善机构获得资助、通过新闻机构获得舆论和实质性经济支持。
换言之,如果个体与国家、市场和社会机构之间互动、联系越多,则从这些社区外组织获得的稀缺资源可能性越大。
上述三种个人与他人的联系,实际上在一定程度说明个人可能拥有的社会资本类型和来源,即个体通过三种联系,可以获得来自个体非正式联系的资源、社区资源和社区外资源。
这三种联系所带来的社会资本类型,与世界银行所定义的三种社会资本类型,即紧密粘连型社会资本(Bondingsocialcapital)、桥接社会资本(Bridgingsocialcapital)和松散联系型社会资本(Linkingsocialcapital)是一致的[23]127-128。
2、个体社会资本差异的理论解释
对个体拥有的社会资本差异,边燕杰提出了阶级阶层地位解释和职业交往两种解释,认为个体社会资本拥有数量的差异,可以从个体拥有的阶级阶层地位因素及其职业交往的内向与外向性进行解释[24],这种解释实际上是社会交往的机会与限制理论[18]180-227的具体化。
但是,边燕杰对居民的社会资本差异的解释并不完全适用于贫困居民:
首先,职业交往解释并不完全适用于贫困居民。
我们的调查发现,76.3%的户主在调查期间处于失业、下岗等不在业形态。
同时,在单位制度的转变过程中,贫困居民因自身的就业状态导致同事网络实际上已走向衰落。
其次,也是最为重要的,边燕杰的解释没有注意到社区结构变迁对居民尤其是贫困居民社会资本的影响。
我们认为,由于贫困居民的利益社区化,社区在贫困居民社会生活中的作用日益增大,因此社区结构变迁可能会影响到贫困居民所拥有的社会资本。
按照社会交往的机会与限制理论和社会孤立论,本文提出下列两种贫困居民社会资本来源的互补解释:
阶级阶层地位解释和社区结构解释。
(1)、社会交往的机会与限制理论和居民的社会资本:
阶级阶层地位解释
社会交往的机会与限制理论认为,社会成员拥有的财富、地位和社会声望等个人资源构成了其社会交往的机会或限制条件。
其中,处在较低结构位置上的阶层,交往所受到的限制和约束相对较多,因此往往拥有小规模、同质度高的网络,社会资本小而单一[18]。
该理论暗含这样一个假设:
即在现实社会交往中,人们更多地与自己群体或邻近的社会阶层中的其他成员交往。
因为处于相同/相似社会位置的人们往往有着共同的社会经验、角色以及相似的属性和态度,这一切都将促进他们之间的交往[25]56-57,劳曼将这个假设称为社会交往的同质性或类似性原理[18]184。
一般而言,对个体的社会经济地位测量,主要包括职业地位、教育与家庭收入、主观的阶级认同等。
在此,我们关注居民的教育、家庭收入与职业地位对其社会资本的影响。
在以往的个体的社会网络研究中,教育和家庭经济状况构成个体与他人、组织交往的限制性条件。
从交往的对象看,拥有较高教育程度的个体往往与其教育程度相似的个体交往,在这种同龄组伙伴影响下,往往有较多的志愿者组织参与行为[26]。
从网络规模看,罗文萨等人(Lowenthal&
Robinson)的研究发现,收入和教育是影响个人网络规模的重要因素,经济贫困和教育程度较低者的社会交往和互动往往不太活跃,其个人网络规模较小[18]194。
柯里福对坦桑尼亚长期贫困者研究发现,家庭陷入贫困的居民不仅难以维持其原有的家庭网络,而且难以发展平等的朋友及邻里关系,同时也限制了其社区参与和外部参与行为的产生,因为他们难以承担社会交往、组织参与所必需的但与其自身资产构成冲突的时间、金钱和能力等成本[27]。
由此,我们可以推断:
个体的教育程度越高,其拥有的社会资本量可能越大(假设1);
家庭经济状况越好,其拥有的社会资本量可能越大(假设2)。
个体的职业地位也会影响居民的社会交往。
边燕杰的研究证实,中国的工人、官僚精英阶层的社会交往均具有阶层封闭的特点[24]。
古德索普发现,工人阶级与亲属的交往更加频繁,而高级专业管理人员与工人相比,组织参与的多元化倾向也更加突出[18]220-221。
由此可见,个体的职业地位会通过影响其交往的对象、网络构成以及组织参与,进而影响其社会资本。
在体制改革过程中,在机关、事业单位以及国有企业等资源相对较多的单位就业的个体,可能凭借其单位拥有的较多资源,而比那些失业人员以及在非正规单位或三资企业等资源较少单位就业的人员拥有更多、更好的社会交往机会。
而那些曾经有担任管理职务资历的个体,也可能比没有担任过的普通人拥有更多、更好的社会交往机会。
基于此,我们认为,个体就业的单位性质与职务可能对其社会资本的获得具有一定影响。
因此,我们推断出:
过去或者现在机关事业单位等资源较多的单位就业的个体,可能比那些失业人员以及在非正规单位或三资企业等资源较少单位就业的人员拥有更多的社会资本(假设3,假设4)。
与不是管理人员的个体相比,那些曾经是管理人员的社会资本拥有量更大(假设5)。
(2)、社会孤立论与和居民的社会资本:
社区社会经济结构变迁的解释
在《真正的劣势者:
内城、底层阶级与社会政策》一书中,威尔逊提出了社会孤立(Socialisolation)命题,认为社区的结构性劣势将使社区居民陷入社会孤立状态,即“与代表主流社会的个人和组织缺乏联系,或缺乏持续性的互动”[28]60,从而对内城贫困居民的生活机遇产生影响。
在他的理论话语中暗含这样的假设:
社区的劣势结构构成了居住于其中的居民社会交往的限制条件,将导致其网络关系和组织参与的双重孤立,从而影响居民的社会资本。
国外许多实证研究发现[29-34],社区的社会经济状况(SES)、社区居民的居住稳定性和社区的住房产权制度安排等社区结构性特征对居民的社会网络规模、构成具有显著影响,从而影响居民的社会资本。
卡特尔对伦敦两个公寓区的个案研究显示,社区的发展历史、社区的就业状况、社区服务设施、住房设计、聚会机会及场所、社区组织的参与机会以及社区声誉等社区社会经济因素都会对个人的社会网络类型及其嵌入的资源即社会资本产生影响[35]。
从社区经济状况看,芝加哥学派学者例如肖、麦凯和威尔逊等人认为,失业率高、经济处于劣势的内城社区的居民构成往往较为单一,因此,居住在贫困社区居民的网络规模小、网络构成中的人口经济构成相似[28][31]。
赫尔伯特等人对贫民区的社会网络研究也发现[36]220,在劣势社区生活的贫困居民,其社会网络规模普遍较小,兰靖等人在芝加哥的研究[29]证实,生活在越是贫困社区的居民,其日常互动形成的朋友网络中具有高社会地位(教育、就业)的朋友越少,依赖福利救济的朋友越多,从而导致网络关系的孤立。
此外,与社会经济状况较好的社区相比,贫困社区由于缺乏中产阶级的支持,社区组织基础往往更加差,缺乏在富裕社区常见的组织资源,从而导致社区居民难以通过组织参与受益[28],从而陷入组织孤立。
由此可见,社区的劣势特征构成了社区居民社会交往的限制条件。
由此我们可以推断出:
生活在贫困程度高的社区居民,其社会资本拥有量越少(假设6)。
二、数据与测量
1、数据来源
本研究资料来源于2004年5-10月在兰州市和广州市进行的“城市居民基本生活状况调查”问卷,该调查系中山大学社会学系蔡禾教授主持的国家哲学社会科学基金资助项目“城市弱势群体和社会福利的理论、政策与实践”(02BSH039)项目中的组成部分(城市贫困群体研究项目)。
问卷由笔者设计,蔡禾教授审定。
样本采取了分阶段随机抽样获得。
首先,在每个城市中抽取享受最低生活保障人数较多的2-3个城区,每个城区再从中抽取一个居民享受最低生活保障人数较多的街道。
随后,从每个街道抽取2-3个社区,社区内的所有享受城市居民最低生活保障待遇的18-70岁的男女户主均成为可能的调查对象。
通过随机入户,在两市18个社区居委会成功访问718个样本,其中在广州9个社区成功回收353份,兰州9个社区成功回收365份。
2、贫困居民家庭拥有的社会资本测量
按照社会资本的定义和世界银行的实践,结合中国城市的实际情况,我们设计了以下三类指标测量贫困居民家庭所拥有的社会资本。
必须说明的是,作为首次将世界银行的社会资本定义进行概念操作化的研究者,本次测量只是一个初步的尝试,这3类指标的信度也须在今后的研究中得到确证。
(1)、第一类指标是贫困居民家庭户主与自己/配偶的亲戚、朋友、同学、同事的交往频率变化情况。
这些非正式的联系是贫困居民获得社会支持的最直接来源,是日常社会交往形成的。
我们的假设是,贫困户主与这些联系越频繁,则意味着在厄运袭来时家庭从亲友处所获得的“即时的实质性的支持”包括情感和经济支持的可能性越大。
(2)、第二类指标是贫困家庭户主在街坊邻里、居委会/街道有关干部的交往频率变化情况。
使用这一指标的假设是,在目前贫困居民利益日益社区化的情况下,如果贫困户主与社区邻里、社区街道与居委会干部的联系越频繁,则意味着贫困家庭户主与社区的联系越紧密,贫困家庭从社区中所获得的支持越多,越有利于家庭缓解贫困。
(3)、第三类指标是贫困户主与社区外的联系情况。
主要询问户主是否有以下参与行为:
是否参与社区外组织的公益活动、向媒体记者反映居住区有关情况、向各级人大代表/政协委员反映居住区有关情况、向各级政府(省、市、区和街道)反映推行最低保障政策的问题、联系有关慈善机构请求其帮助解决困难等。
如果发生这类参与行为的类别次数越多,则意味着户主与政府、社会各界组织的互动越频繁,联系越广泛,从这些拥有资源的机构和个人所获得的具有战略性资源的机会越大,越有利于家庭贫困的缓解乃至摆脱贫困。
在资料处理中,我们将贫困户主与自己/配偶的亲戚、朋友、同学、同事、街坊邻里、居委会干部的交往频率变化按照定序变量的要求进行重新定义,即1为减少,2为不变,3为增加,得分越高,表示存在这些联系的可能性越大。
在户主参与的社区外行动类型中,我们将“是/否”分类变量转换为计数型变量(count),利用SPSS软件测量户主个人参与这些社区外行动的次数(是=1),户主参与这类行动次数越多,表示户主与社区外的有战略性资源的机构和个人的联系越紧密。
3、有关变量说明
(1)社区的社会经济状况:
有学者认为,测量社区社会经济变化的最好的单个指标当推社区的贫困率[29]。
本文采用社区贫困率测量社区的社会经济变化。
社区贫困率指现有的社区居委会管辖范围内,享受最低生活保障的户数与社区总户数之比例。
该数据通过访问社区居委会干部和居民的估计综合而得。
从整体上看,所有调查的18个社区的平均社区贫困率为5.58%(其中广州市社区贫困率为6%,兰州市为5.2%)。
(2)个体的职业地位:
个体的职业地位指过去与调查期间按就业与单位所有制身份以及在单位中曾经担任的角色(管理职务)。
受到倪的地区差异论的启发,笔者将贫困户主按过去与现在所属群体资源分配的市场化程度,进行划分以下四个群体:
机关、事业单位职工;
国有集体企业职工;
三资、私营和个体劳动者;
失业/下岗以及离退休、无业人员。
对这些群体划分实际上暗含以下假设:
中国市场转型过程中,这些群体的资源配置的市场化程度具有明显的群体差异,这种差异将影响个体的社会交往,进而影响个体的社会资本。
同时,我们也将以个体在其就业最长时间的工作单位是否担任主管以上管理职务作为测量其过去的职业地位的指标。
这个指标的选择基于以下判断:
过去曾经担任主管以上职务,不可避免对其社会交往产生影响,进而影响个体的社会资本。
(3)、家庭经济状况:
对目前已经享受最低生活保障的贫困家庭而言,依靠补差收入形成的家庭收入指标基本上已经丧失指示家庭经济状况的意义。
而不同年份获得最低生活保障资格,则有可能是一个比较好的指标。
按照中国的最低生活保障救济制度建设历程,1999年(含1999年)以前的救助是地方政府基于“以钱定人”原则实施的救济行为,而2000年以来“以钱定人”做法基本被纠正。
尽管也存在极少量的人情救济现象,但是可以得出的基本判断是,1999年(含1999年)以前获得救济的家庭的确是真正需要救助的穷人。
因此,我们使用家庭获得最低生活保障的年份作为家庭经济状况的代理变量,以1999年(含1999年)以前获得救济家庭作为参照系。
(4)、教育程度:
个体的教育程度划分为大专以上、高中(中专、职业学校)和初中或以下三个层次,以初中或以下作为参照系。
三、结果与讨论
1、贫困居民的社会资本及其差异
我们使用正交旋转(Varimax)后的因子分析显示,三类指标共解释的方差达到66.619%,证明选取的指标的解释力是不错的(参见表1)。
表1贫困居民的社会资本:
测量与因子分析
测量项目回答类别回答百分比
1、户主的日常社会联系:
自己/配偶的亲戚减少45.1
不变52.2
增加2.6
自己/配偶的朋友减少50.1不变46.8
增加3.1
自己/配偶的同学减少57.1不变41.5
增加1.4
自己/配偶的同事/前同事减少56.7不变41.1
增加2.2
2、户主与社区的联系:
居委会/街道有关干部减少24.2
不变38.6
增加37.2
街坊邻里减少36.6不变59.5
增加3.9
3、户主与社区外的联系:
社区外行动参与次数078.6
114.5
25.2
31.5
40.3
Mean0.305
因子分析结果
因子负载值已解方差累计已解方差
户主与社区外的联系3.17039.61939.619
户主的日常社会联系1.17514.68954.308
户主与社区的联系.99112.38366.691
特征值8.001
因子标准差1.000
因子得分均值2.43892
为便于资料简化和理论概括,我们将3个指标用因子分析的方式合并,所得因子即为贫困居民社会资本因子。
结果显示,在贫困居民的社会资本因子中,三类指标的相对贡献(因子的负载值)大小依次为:
户主个人与社区外的联系、户主个人的日常社会联系、户主个人与社区的联系。
由于贫困居民的社会资本因子属于其标准分,即均值为0,标准差为1,此时最大值为3.81287,最小值为-1.4389。
为了理解和叙述方便,我们将每个家庭的因子得分值统一提高2.4389,使最低值为1,标准差不变,平均值为2.4389。
进行处理后,在714个被访者中,贫困居民家庭的社会资本得分最低的为1,占8.6%,最高的为6.25,占0.3%。
表2表明,贫困居民家庭的社会资本拥有量具有显著差异。
从总体看,贫困居民家庭的社会资本总的分布向左偏斜,以偏低的居多,其中低分组(原始分为1-2.99分,下同)占69.4%,中等得分组(3-3.99分)的占27.7%,高得分组(4分以上)仅占2.9%。
表2贫困居民的社会资本差异
社会资本得分分组
合计
城市
广州
兰州
低
69.4
74.0
64.8
中
27.7
23.6
31.7
高
2.9
2.3
3.6
100.0
N
714
351
363
注:
低:
1-2.99分;
中:
3-3.99分;
高:
4分以上
2、社区社会经济变化与贫困居民的社会资本:
社会孤立论的解释
在本部分,我们引入以往研究中证实对个体的社会资本有显著影响的个体结构变量,以及社区经济状况变量对贫困居民的社会资本量进行分析,以评估社会交往机会与限制理论、社会孤立论对贫困居民社会资本的影响。
在具体操作上,我们首先将个体社会人口经济特征(SES)变量引入模型,以说明在未考虑社区结构变迁的情况下,个体社会经济结构变化对居民社会资本的基准效应,以此说明社会交往的机会与限制理论对居民社会资本的解释效力。
其次,则将社区的结构性特征变量引入模型,以获得在控制个体人口社会经济结构等影响因素的前提下,社区结构变化对贫困居民社会资本的独立影响,以此说明社会孤立论对个体社会资本的解释效力。
再次,将个体和社区的结构变量同时引入模型,以探讨社会交往的机会与限制论与社会孤立论对个体社会资本的解释效力。
表3的数据是将个体社会资本得分分组作为因变量,将个体地位结构因素和社区结构变量(社区贫困率)作为自变量所获得的累加Logit模型(CumulativeLogitmodel)。
对模型进行的假设检验(似然比检验)和模型诊断(拟合优度检验,见Pearson和Deviance检验)[37]100-106。
结果表明,模型是有意义的(P<
=0.05),而且模型拟合良好,没有必要引入交互作用项。
模型1的Wald检验结果表明,在社区结构因素未纳入前,在控制个体其他社会经济特征的前提下,个体工作最长时间的单位性质,目前的工作单位性质,以及家庭的经济条件对个体的社会资本都有显著的统计意义(P<
=0.05)。
具体而言,在社区结构因素未纳入前,在控制个体其他社会经济特征的前提下,与无单位人员/失业人员相比,那些曾经在机关事业单位就业的个体的社会资本降低到中、低层次的可能性,仅为无单位就业人员的社会资本降低到中、低层次的可能性的35.87%(e-1.025=0.3587)。
同样的,在控制个体其他社会经济特征的前提下,目前在个体三资和私营企业就业的个体的社会资本降低到中、低层次的可能性,是目前失业等无业人员社会资本降低可能性的50.92%(e-.675=0.5092)。
换言之,在社区结构因素未纳入前,在控制个体其他社会经济特征的前提下,个体以前与目前就业的单位性质对其社会资本具有显著的影响作用,假设3和假设4是成立的。
相比而言,在社区结构因素未纳入前,在控制个体其他社会经济特征的前提下,个体的教育程度、担任的管理职务(在工作最长单位曾经担任主管以上职务)以及家庭的经济条件对个体的社会资本的影响并不具有显著统计意义(P<
也就是说,在社区结构因素未纳入前,在控制个体其他社会经济特征的前提下,假设1、假设2和假设5并不成立的。
表3社区结构变迁与个体社
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