【内容提要】 本文探讨跨体制社会资本收入效应的异质性。跨体制社会资本是人们同时拥有国有和非国有部门的人际纽带而产生的一种联系性资源，它叠加在个人现有的阶层资源基础上发挥作用。这是否意味着，跨体制社会资本效应因基础资源差异而不同，导致叠加效应的非均衡性？本文依据2009年、2014年和2019年三轮八城市的调查数据，采用效应异质性的倾向值分析方法，对非均衡性论点进行检验，发现随着阶层地位的提升，跨体制社会资本的收入回报呈现先增后减的倒U型趋势。
【关键词】 跨体制社会资本,收入回报,效应异质性
一、问题的提出
所有制结构调整是我国市场化改革的主线。改革开放前，公有制占据绝对份额，多种所有制经济发展不足；改革开放后，以公有制为主体，多种所有制经济共同发展（杨春学、杨新铭，2023），截至2023年年末，无论是产值还是员工规模，国有部门和非国有部门的二元体制特征已呈稳定格局（国家统计局，2024）。在此情形下，人际社会联系亦存在跨界交往的现象。如果个体的日常交往，包括工作往来、餐饮社交、节假互拜等，同时涵盖体制内和体制外的亲戚、熟人、朋友，则该行动者处于跨体制的关系网络，便于动员跨体制社会资本。反之，当个体交往限于单一体制时，则缺乏动员跨体制社会资本的能力。既有研究表明，拥有跨体制社会资本的人，有能力通过社会网络同时动员两种不同的体制性资源，为其带来独特的结构优势和利益回报（边燕杰等，2012）。
作为中国自主知识体系的原创概念，“跨体制社会资本”缘起于2012年边燕杰等人在《中国社会科学》发表的论文《跨体制社会资本及其收入回报》。该文首次提出跨体制社会资本的概念和测量方法，并对跨体制社会资本的收入回报做了初步数据分析。其研究发现，体制跨越者的家庭年收入、个人月均工资收入、获得工资以外其他收入的机会均高于非体制跨越者。这一概念的提出在学术界引发了广泛的关注，相关研究成果主要集中在两个方面：一是考察影响跨体制社会资本的各类因素，包括个体特征因素和社会结构因素（周凌一、李朔严，2016；马红光，2017；陈逢文等，2019）；二是考察跨体制社会资本对自雇群体和受雇群体的收入影响及其作用机制（陈熹等，2015；李四海等，2017；王文彬等，2019）。本文围绕跨体制社会资本的异质性效应将上述两个方面整合到同一个研究框架之中，试图回答两个相互关联的问题：一是，谁更有优势获得跨体制社会资本？二是，在获得跨体制社会资本的优势者和劣势者之间，谁的个体收益更大？
上述问题有其理论渊源。在社会资本研究中颇具争议的理论问题是，社会资本属于强化机制还是补偿机制？换言之，社会资本到底是“穷人的资本”，还是社会不平等的“放大镜”（DiMaggio & Garip， 2011）？强化机制论认为，社会资本有利于社会经济地位高的群体（程诚、边燕杰，2014）。这是因为，社会资本之所以成为资本，是由于个体对其人际关系的物质和精力投资的产物，受其基础资源存量和动员能力的限制（刘林平，2006）。相比社会经济地位高的阶层，社会经济地位低的阶层的基础资源存量和社会关系动员能力存在劣势，所以，社会资本遵循阶层再生产的“马太效应”，巩固、强化、扩大阶层间的不平等（程诚、任奕飞，2022）。与此相反，补偿机制论认为，社会资本对社会经济地位低的群体更友好（吴愈晓，2011）。尽管社会经济地位高的阶层拥有的社会资本更多、更优，但主要是作为撬动和激活资源的工具，真正起作用的是其权力、财富、地位、经验、知识、洞察力等基础性资源或人力资本，以及未被观测到的其他因素（Mouw， 2003）。相反的，中低阶层的基础性资源虽然相对匮乏，一旦拥有了社会资本中蕴含的信息、信任、人情等联系性资源，将对其目标达成产生更大的，也许是至关重要的效果（郭小弦，2019）。
本文通过考察跨体制社会资本的异质性效应来参与上述理论争辩。首先探究影响跨体制社会资本的个体因素和结构因素，然后估计出不同人群获得跨体制社会资本的可能性，最后探讨对于不同倾向性的群体，其跨体制社会资本收入回报的异质性。
二、 文献综述
（一）跨体制社会资本的特性：跨界交往和双重资源
跨体制社会资本是社会资本的一种特殊形态。我国的经济改革是一个渐进式的动态过程，是在偏离再分配经济和趋向市场经济两种态势之间的一种结构变化。这一变化推进了所有制调整，包括国企改革，允许和发展个体私营经济，引进外资等（张卓元，2018），形成了目前国有领域和非国有领域双重体制并存的经济结构（赵人伟，1986）。跨体制社会资本在此背景下应运而生，指跨越体制边界的关系网络及其内嵌的不同体制性资源（边燕杰等，2012）。拥有跨体制社会资本的人处于“结构洞”位置，不仅增加了非重复性信息和差异性资源，而且拥有控制、整合和使用信息和资源的优势（Burt， 2005：10-57）。新获得的联系性资源在所有阶层现有资源的基础上叠加，进而为个体提供了盈利增收、合作互助等难得的机会。由此可见，跨界交往和双重资源是跨体制社会资本的两大特性。
跨界交往指的是个体交往的核心关系圈跨越了国有或非国有的单一体制边界。“关系”在中国文化中占据着极其重要的位置，围绕核心关系圈展开交往是我国人际关系的普遍现象。费孝通提出的“差序格局”概念，形象生动描述了中国社会伦理本位、关系导向的特征：个人如同投入湖中的石子，产生一圈圈推出去的波纹，愈推愈远，也愈推愈薄（费孝通，1985：25）。因此，关系社会网络虽然是开放的（梁漱溟，2008：1-48），却以自我为中心，以差序身份为基础，以亲疏有别为特征（周雪光，2024）。在这一文化背景下，个体依靠强纽带、高信任建立核心关系圈（Marsden，1987），人们之间的日常接触、工作往来、餐饮社交、春节拜年、遇事讨论、求人帮忙等都围绕着核心关系圈展开。跨体制社会资本的核心关系圈涵盖了国有体制和非国有体制，因而其个体向圈外联络，达至高层，跨越不同结构边界的能力增强。
双重资源指的是跨体制社会资本蕴含着体制内外两种资源。在体制并存格局下，社会资源被一分为二，出现了“体制内”资源和“体制外”资源两种资源体系（周飞舟，2009）。体制内资源主要集中在国有领域，和政府的相对优势直接关联，具有一定的专业性和稀缺性，涉及政策法规和内部文件等不对外公开的信息资源，低息免息贷款和财政补贴等资金资源，税收优惠和土地使用权等政策资源，进修机会和技能培训等人力资源等。体制外资源主要集中在非国有领域，和市场的相对优势直接挂钩，面向市场的经济组织，对市场信息十分敏感，能够迅速适应市场需求，调整战略和资源分配，及时抓住市场机会，扩大竞争优势，同时在经营布局、人才获取、融资渠道、激励体制等方面具有较强灵活性。可见，两种资源皆有彼此不具备的优势，存在极强的异质性。拥有跨体制社会资本的个体有能力通过社会网络同时动员体制内和体制外资源，新增加的资源叠加在其现有资源基础上发挥作用，进而实现资源叠加效应。
（二）跨体制社会资本的影响因素：阶层地位
从影响因素角度来看，谁能够获得跨体制社会资本？阶层地位理论为此提供了解释和答案。阶层地位是社会资源占有状况的反映，同一阶层指分享着共同社会经济状态和利益的社会群体（李春玲，2001）。这一理论基于产权、权威、技能将社会人口划为不同阶层（郑杭生，2002）。由阶层的含义可知，阶层地位越高，其占有的社会资源越丰富。马克思主义强调生产资料的占有对社会分层的决定性作用，产权关系分割了拥有生产资料的有产者和出售劳动力的无产者；韦伯主义关注市场权力，工作领域的权威结构将劳动者分为管理者、被管理者和自管者；布迪厄主义重视作为文化资本的知识和技能，由此形成的品味和惯习将阶级阶层区分开来（郑杭生、刘精明，2004）。个体及其家庭身处的阶级阶层不同，相应地，社会交往方式和范围存在巨大差别（边燕杰，2004），这不仅决定了其基础资源的多寡，而且影响了他们是否可以跨越体制获得新的联系性资源。
阶层地位对社会资本的影响在过往研究中得到广泛讨论。研究表明，阶层地位优势可以转换为社会资本优势。早期研究提出了“同质性假设”和“声望性假设”。劳曼（Edward O. Laumann）在其经典研究中发现，个体无论来自哪个阶层，都最有可能从同阶层或临近阶层的成员中选择亲密朋友，并倾向于与较高职业地位或阶层身份的人建立密切的社会关系（Laumann， 1966：53）。后续研究证明了社会资本具有阶层差异。林南提出“地位强度命题”（Lin， 1999），强调在社会结构中占据好的位置的行动者，也会有好的机会拥有好的社会资本，即个体自身所处的社会位置越高，获得好的社会资本的可能性越大。一项探讨城市居民社会资本阶层差异的研究为此提供了实证论据，发现占据高阶层位置的专业行政管理人员，相较工人，拥有更丰富的社会资本，这是由于前者的网络规模更大，关系种类更多元，结构洞资源更显著（张文宏等，2004）。最新研究探讨了体制跨越的社会制约因素。一项最早提出跨体制社会资本概念和测量方法的研究证明，年轻人、男性、体制外工作且有较高教育程度的人，更能获得跨体制社会资本（边燕杰等，2012）。
必须指出的是，阶层地位并未穷尽跨体制社会资本的所有影响因素。除了阶层地位，跨体制社会资本还受其他因素的影响，比如居住环境、性格特征、社会化过程等。然而，本文认为，阶层地位是决定个体基础资源量以及影响跨体制社会资本的最关键因素。此外，基础资源的多寡也会影响跨体制社会资本效应的发挥。阶层差异涉及个体和家庭两个层面，包括个体年龄、职业、教育、工作部门、父母受教育水平等特征，它们相互联系并共同作用于个体获得跨体制社会资本的可能性。这些相互交织的特征使得个体获得跨体制社会资本的可能性复杂化，并影响跨体制社会资本效应及其异质性。
（三）跨体制社会资本效应及其异质性
针对跨体制社会资本效应的研究主要集中在收入领域。跨体制社会资本对提升收入有没有作用？关于不同群体的研究已经得到一致结论，认为跨体制社会资本具有显著的收入回报效应。跨体制社会资本的提出者重点关注受雇群体，证实了跨体制社会资本收入优势的论点，并提出了四种可能的理论解释（边燕杰等，2012）。一是信息增量解释，跨体制交往将形成信息桥，减少政策、项目和市场等相关信息的重复性，增加非冗余信息；二是资源增量解释，跨体制交往能够跨越层级，增加异质性资源，产生整合效应；三是机会增量解释，拥有跨体制社会资本的个体占据结构洞位置，差异性信息和资源能有效地被转变为增收机会；四是选择增量解释，更多的信息、资源和机会提高了跨体制社会资本者讨价还价的能力，从而增加其收入。
后续研究通过聚焦不同群体对该研究进行了拓展和推进。王文彬等人的研究关注自雇群体，认为机会增量是解释自雇群体生存机遇与发展结果差异性的一个关键分析视角（王文彬等，2021）。正是跨体制社会资本为自雇群体提供了信息、资源和选择空间的增量，并将其转化为生意机会，自雇者才得以立足市场，扩大规模，实现稳定盈收。李四海等人关注企业组织，发现具有跨体制社会资本的高管及其所具有的跨体制社会资本在管理团队中越稀缺，其薪酬的绝对水平和相对水平越高（李四海等，2017）。正因其所拥有的跨体制社会资本对企业而言是稀缺资源，企业出于资源依赖愿意为其支付高额报酬。马红光关注政府组织，发现驻京办通过同乡准入和固化关系的过程建构起一个以同乡为主的跨体制社会网络（马红光，2017）。
显然，现有研究缺乏对跨体制社会资本效应异质性的探究。虽然过往文献已经验证了跨体制社会资本的正向效应，但仍存在理论上的困惑，即跨体制社会资本作为一种叠加资源，其效应究竟是均衡的还是非均衡的。换句话说，跨体制社会资本效应是否存在异质性。对于社会行动者而言，获得跨体制社会资本并不是一个随机的过程。在现实生活中，获得跨体制社会资本和未获得跨体制社会资本的两组人群在背景特征上存在显著差异，诸多不可测的因素既影响社会行动者是否能获得跨体制社会资本，又影响其收入。此外，跨体制社会资本和收入互为因果，跨体制社会资本促进收入增加，而产生的收入变化又会进一步影响社会行动者获得跨体制社会资本的可能性。因此，选择性偏误引起的内生性问题使得传统的回归分析无法获得跨体制社会资本效应的无偏估计。尽管现有文献也注意到了跨体制社会资本的选择性问题，但仅探讨了跨体制社会资本的收入回报效应是否因其选择性带来因果推断上的问题（王文彬等，2021），并没有关注到其效应的异质性及其实证检验。在此背景下，本文重点探究跨体制社会资本效应的异质性，使用相关数据分析谁是跨体制社会资本的受益者。
三、理论和假设
跨体制社会资本是人们同时拥有国有和非国有部门的人际纽带而产生的一种联系性资源，它叠加在所有阶层现有资源的基础上发挥作用。本文认为，这意味着跨体制社会资本效应因基础资源差异而不同，导致叠加资源效应的非均衡性。具体而言，随着基础资源水平由低到高，叠加资源效用表现出三种不同态势：第一，“上升态势”，低基础资源水平的叠加效应受限；第二，“递减态势”，高基础资源水平的叠加效应溢出；第三，“最优态势”，中等基础资源水平的叠加效应最强。理论概括见表1。
（一）“上升态势”
当基础资源水平较低时，叠加的新资源发挥不出作用。此时，随着基础资源增加，叠加资源效应逐步上升。由于基础资源水平低的社会行动者往往来自弱势阶层，因此，跨体制社会资本对弱势阶层而言，效用微弱。换句话说，弱势阶层的社会行动者从跨体制社会资本中受益受限。其原因可能存在以下三种解释。首先，存量劣势。相比其他阶层，基础资源短缺的弱势阶层与高资源水平的优势阶层接触的机会少，导致其跨体制社会资本所蕴含的信息、资源、选择等相对匮乏。在激烈的市场竞争环境中，信息获取、资源流通和选择博弈都可以转化为实际的收入增长机会，例如工作机会、晋升机会、生意机会、项目机会等。其次，使用劣势。基础资源短缺意味着弱势阶层的社会行动者在人力资本的积累上存在明显短板，包括受教育水平有限，掌握的知识经验不足，拥有的专业技能不匹配等。这些限制使得弱势阶层难以有效识别和动员跨体制社会资本，以及有效整合新叠加的跨体制社会资本和基础资源。最后，信任劣势。正因为受到存量和使用的限制，使得拥有跨体制社会资本的弱势阶层在职场和市场领域面临更大的信任障碍。尽管这些弱势阶层携带着跨体制社会资本，但由于缺乏足够的基础资源，雇主不相信他们能够为企业带来更大利润，不愿意支付更高薪酬吸引和留住他们。同样的，合作方也不相信他们能够胜任管理者角色，不愿意将重要项目和订单交予他们。由此可见，叠加资源的存量和使用限制，以及进而引发的信任缺失，削弱了基础资源水平低的弱势阶层在关键机会中的竞争力，使其难以将跨体制社会资本转化为实际的经济收益。
（二）“递减态势”
当基础资源水平较高时，叠加的新资源效应溢出。此时，随着基础资源增加，叠加资源效应反而下降。由于基础资源水平较高的社会行动者往往来自优势阶层，因此，跨体制社会资本对优势阶层而言，意义也不大。换言之，优势阶层的社会行动者从跨体制社会资本中受益不足。这可能存在以下两方面解释。一方面，充足的基础资源削弱了优势阶层对叠加资源的需求。相较于弱势阶层，优势阶层拥有更加充足的基础资源和更为完善的资源体系，跨体制社会资本对他们而言并非获取资源、满足需求、实现目标的唯一解和最优解。因此，优势阶层对跨体制社会资本的依赖程度相对较低，在构建、维持和动员跨体制社会资本方面表现得较为消极、被动。这种微弱的驱动力使得优势阶层从跨体制社会资本中获得的回报较低。另一方面，真正发挥作用的是基础资源而非叠加资源。对于优势阶层而言，跨体制社会资本不是关键的、急需的，其补充和强化的作用不明显。尽管优势阶层的跨体制社会资本数量和质量均占优，但蕴含的信息、人情、信任等联系性资源主要作为激活和撬动已有资源的杠杆，真正发挥作用的是其权力、财富、地位、经验、知识、洞察力等基础资源。可见，跨体制社会资本不能超越优势阶层基础资源的既有贡献，也无法给其资源体系带来质的飞跃。作为结果，跨体制社会资本的回报效应大打折扣，进而触发“天花板效应”，即收入提升空间有限，回报增长趋于平缓。由此可见，当叠加资源和丰富多样的基础资源相遇时，优势阶层不仅缺乏使用叠加资源的动机，叠加资源也往往成为其基础资源的附属品。虽然跨体制社会资本对于优势阶层具有一定的积极意义，但这个意义对于效应的提高是微小的。
（三）“最优态势”
当基础资源水平居中时，叠加的新资源会发挥出最强效应，即叠加效应达到最高点。由于基础资源水平居中的社会行动者往往来自中等阶层，因此，跨体制社会资本对中等阶层而言，效应最大，即中等阶层的社会行动者从跨体制社会资本中受益最大。如何解释这一点？因为“最优态势”既考虑弱势阶层在获得跨体制社会资本回报时存在的限制，也关注到优势阶层所面临的问题。正如前文所述，弱势阶层具有存量、使用及信任等方面的劣势，这些结构性劣势很难通过其获得的跨体制社会资本全面克服，而优势阶层的叠加资源又非关键资源，跨体制社会资本对其收入提升很难突破“天花板效应”，中等阶层在这两方面却均具有相对优势。这也是为什么中等阶层的社会行动者会获得跨体制社会资本更多回报的原由。具体而言，其一，整合基础资源的相对优势。相比弱势阶层，中等阶层拥有较为丰富的资源基础，虽然不及优势阶层那样充裕多样，但足以使他们在跨体制社会资本的竞争中脱颖而出。此外，正是由于中等阶层的基础资源仍存在缺陷，一旦拥有了跨体制社会资本中蕴含的联系性资源，将对其目标达成产生更关键、更巨大的作用。其二，动员叠加资源的相对优势。与弱势阶层相比，中等阶层具有更强识别、维持和动员跨体制社会资本的能力，尽管这一能力不如优势阶层强大，但足以使其有效利用跨体制社会资本。而且，在资源限制下，中等阶层动员跨体制社会资本的动机显著高于优势阶层。正是这种资源的相对均衡优势，使得中等阶层的社会行动者能够更充分地利用跨体制社会资本，成为最大受益者。由于中等阶层是我国占比最大的群体，跨体制社会资本对他们的积极作用有助于我国构建“橄榄型”社会，进一步增强社会稳定性。由此，本文提出以下假设。
假设1：随着阶层地位提升，跨体制社会资本的收入回报呈现先增后减的倒U型趋势。
假设2：中等阶层从跨体制社会资本中获得的收入回报相对较高，而弱势阶层和优势阶层从跨体制社会资本中获得的收入回报相对较低。
四、研究设计
（一）数据来源
本研究所使用的数据来源于“求职网络研究项目”（Job Search Network）2009年、2014年和2019年的三期问卷调查数据。该项目由西安交通大学发起，在全国八个城市（长春、济南、西安、天津、兰州、上海、厦门、广州）进行，每隔五年开展一次，采取多阶段抽样、概率与规模成比例抽样（probability proportionate to size sampling）和地图法抽样相结合的取样策略。入户之后，选择家庭成员生日与7月1日距离最近，18岁以上，曾有职业经历的人员作为被调查对象。为了控制调查年份的影响，同时增加可供分析的样本量，本文合并2009年、2014年和2019年三期调查数据，剔除变量缺失的样本，最终的样本容量为12719人。
（二）变量介绍
1. 家庭年收入
“求职网络研究项目”调查收集了被访者的年家庭收入，测量题器为“去年全家各种收入的总和”。采用家庭年收入有两点理由。其一，在实际生活中，家庭成员的社会资本往往是共享的，个体的社会资本不但对其个人收入有提升作用，也会对整个家庭的收入产生影响。其二，相较家庭收入，调查数据提供的个人收入存在较多的缺失样本，本研究在稳健性分析中进一步检验跨体制社会资本与个人收入的异质性关系。“求职网络研究项目”测量的个人收入包括月工资收入和月工资以外的其他收入。由于收入的偏态分布特征，在进入分析模型前对不同类型的收入均做了对数处理。
2. 跨体制社会资本
跨体制社会资本是本文的核心变量。本研究沿用此概念提出者所采用的“二度跨越”变量进行测量（边燕杰等，2012）。该变量涉及的题器“春节拜年网中交往者的单位性质”，是一个二维变量。当被访者的春节拜年交往者，国有部门与非国有部门兼有之，则被视为体制跨越者，跨体制社会资本赋值为1；反之，被访者的拜年交往者仅来自单一性质的部门（国有部门或非国有部门），则视为非体制跨越者，跨体制社会资本赋值为0。
3. 协变量
社会阶层结构和人口特征相关的因素会影响社会行动者获得跨体制社会资本的倾向，同时作用于收入。因此，在分析中，这些因素作为协变量纳入，以探究它们对跨体制社会资本及其效应的影响。社会阶层结构涉及个体和家庭两个层面的相关变量。在个体层面，变量包括：受教育年限（最小值＝0，最大值＝19）、社会经济地位（通过国际社会经济地位指数［international socioeconomic index， ISEI］衡量职业的社会经济地位，最小值＝10，最大值＝89）、政治面貌（党员＝1，非党员＝0）、户籍（城市＝1，农村＝0）、工作部门（国有＝1，非国有＝0）。在家庭层面，由于母亲受教育年限的数据存在大量缺失，本文采用父亲受教育年限（最小值＝0，最大值＝19）作为家庭背景的重要代表变量。人口特征相关变量包括：性别（男＝1，女＝0）、年龄（最小值＝18，最大值＝75）、婚姻状况（有配偶＝1，无配偶＝0）。此外，考虑到中国城市居民的跨体制社会资本和收入水平存在着地区和时间差异，本文将所在城市（长春［参照组］、济南、西安、天津、兰州、上海、厦门、广州）和调查时间（2009年［参照组］、2014年、2019年）纳入分析。
（三）分析策略
传统的效应异质性研究主要通过在回归模型中引入交互项进行分析（李昂然，2022）。应用在跨体制社会资本的效应异质性上，这种传统分析方法主要是在回归模型中加入“跨体制社会资本”与“某一变量”的交互项。研究者将该变量视为可能产生效应异质性的因素，并假设影响跨体制社会资本效应异质性的机制可以简单归因于此变量。然而，传统方法存在显著缺陷。第一，调节效应异质性的因素并不是单一的，仅仅关注一个因素会忽视其他因素对跨体制社会资本效应异质性的影响。第二，在回归模型中加入过多交互项也不可取，既会影响模型估计精度也会增加模型解释难度。第三，传统回归模型中交互项的作用基于线性关系的假设，因此无法有效检验非线性的交互关系。
为克服这些局限性，已有研究基于效应异质性的倾向值分析方法提供了新的解决方案（Xie，et al.， 2012；胡安宁等，2021）。实证分析上，本研究采用该方法进行跨体制社会资本效应异质性探究，即获得跨体制社会资本的倾向性如何影响其效应异质性，具体分为两步。第一步，分析获得跨体制社会资本的倾向性。倾向性是指在复杂的阶层背景和影响因素下，社会行动者获得跨体制社会资本的概率或可能性。第二步，探究跨体制社会资本效应是如何随着倾向值取值的变化而变化的。倾向值分析方法对研究跨体制社会资本效应异质性存在独特优势。首先，倾向值分析方法将跨体制社会资本及其倾向值简化为二维体系，从而能够运用非参数和半参数平滑分析方法检验可能存在的非线性交互关系，突破线性假设（Zhou & Xie， 2020）。其次，在研究获得跨体制社会资本的倾向性时，倾向值能够区别不同社会行动者在社会阶层上的差异，有助于对跨体制社会资本的最大受益群体进行理想型描写。
数据分析包括四部分。第一部分为描述性分析。将收入变量、社会阶层结构变量及人口特征变量按照跨体制社会资本获得情况进行描述性统计，重点考察“有跨体制社会资本”和“无跨体制社会资本”在各个变量上是否存在统计上的显著性。第二部分为城市居民获得跨体制社会资本的倾向值模型分析。这一分析考察社会阶层结构变量和人口特征变量对获得跨体制社会资本倾向性的影响。对每个居民而言，其获得跨体制社会资本的倾向值便是逻辑回归模型下的预测概率。第三部分为跨体制社会资本对家庭收入的同质性效应检验。本文使用倾向值匹配来检验跨体制社会资本对家庭收入的同质性效应。该效应假定跨体制社会资本对不同居民的影响是相同的、稳定的。本文使用三种匹配方式（近邻匹配法、半径匹配法、核匹配法）来进行倾向值匹配，并计算干预组的平均干预效应（average treatment effect on the treated， ATT）、控制组的平均干预效应（average treatment effect on the untreated，ATU）以及平均干预效应（average treatment effect， ATE），ATT与ATU之间的差异表明了获得跨体制社会资本对家庭收入异质性效应的存在。第四部分考察基于倾向值的跨体制社会资本对家庭收入的异质性效应。目前，基于倾向值的异质性效应主要存在四种分析方法，分别是细分-多层次法、交互核密度平滑估计法、匹配-平滑法和平滑-差值法（Xie， et al.， 2012；Haimueller， et al.， 2019；Zhou & Xie， 2020）。由于第一种方法假定跨体制社会资本回报效应是简单的线性关系而非曲线关系，因此，本文主要使用第二种方法来对跨体制社会资本的非线性效应异质性进行估计，然后使用第三种方法和第四种方法进行稳健性检验。
五、分析结果
（一）描述性分析
表2按照有无跨体制社会资本将家庭和个体收入、阶层背景以及人口特征变量进行描述性统计。三期的“求职网络研究项目”调查数据中，拥有跨体制社会资本的个体占到53.5%。表2的结果显示，跨体制社会资本在各类收入、阶层背景以及人口特征变量之间的分布均存在显著的差异。首先，相较于没有跨体制社会资本的居民而言，拥有跨体制社会资本的居民显著具有更高的家庭收入、月工资收入以及其他方面的收入。其次，阶层背景越好的居民，越有可能拥有跨体制社会资本。相较于没有跨体制社会资本的居民，拥有跨体制社会资本的居民显著具有更长的受教育年限和更多的社会经济资本，其政治面貌更有可能是党员，也更有可能是城市户口，其父亲的受教育年限也更长。再次，跨体制社会资本在国有部门和非国有部门的分布也具有显著差异，在非国有部门工作的人更可能拥有跨体制社会资本。最后，跨体制社会资本在空间和时间的分布方面也具有显著差异。在长春、西安、兰州三个城市，居民拥有跨体制社会资本的比例显著较低，而济南、厦门和广州的居民拥有跨体制社会资本的比例显著较高，但在上海和天津的居民中有无跨体制社会资本不具有明显差距。此外，随着时间的推移，居民拥有跨体制社会资本的比例逐渐减少。
（二）影响跨体制社会资本的因素
表3报告了倾向值逻辑回归模型的回归系数与平均边际效应（average marginal effect， AME），展示了影响居民拥有跨体制社会资本的因素。首先，居民的阶层背景越好，越有可能拥有跨体制社会资本。平均而言，居民的受教育年限每增加1年，拥有跨体制社会资本的比率显著提升9.3%，对应概率显著提升2%。社会经济地位和父亲受教育年限每增加1个单位，居民拥有跨体制社会资本的概率分别提升0.1%和0.4%。城市户口居民拥有跨体制社会资本的概率比农村户口居民高7.3%。但是，政治面貌并不会对是否拥有跨体制社会资本产生显著影响。其次，在非国有部门工作的人，跨越体制的概率显著高于的国有部门，达到6.1%。再次，跨体制社会资本在人口特征方面呈现出显著差异。男性拥有跨体制社会资本的概率比女性高5.5%，并且随着年龄的增长，居民拥有跨体制社会资本的概率呈现出先增后减的趋势。婚姻状况与跨体制社会资本没有显著关联。最后，相较于西部城市（长春、西安、兰州）居民，东部城市居民更有可能拥有跨体制社会资本，但随着时间的推移，居民拥有跨体制社会资本的概率逐渐降低。
（三）跨体制社会资本的同质性效应
表4使用四类倾向值匹配方法分别估计跨体制社会资本的收入回报效应，结果显示跨体制社会资本对家庭收入具有显著的正向影响。在家庭收入上，拥有跨体制社会资本的居民比没有跨体制社会资本的居民高出11.5%—12.6%，并且后者如果拥有跨体制社会资本，其获得的收入回报高于前者的收入回报，即ATU > ATT。这也提示我们，如果停留在跨体制社会资本收入回报的同质性效应研究，其研究结果可能会掩盖异质性效应，使得估计的结果存在统计偏误。ATU > ATT在一定程度上也表示越不可能拥有跨体制社会资本的居民，一旦拥有该资本，其获得的收入回报越大。但是，简单比较ATT和ATU的大小并不能展示跨体制社会资本收入回报和倾向值之间的非线性关系，也不可能详细揭示跨体制社会资本收入回报的异质性。
（四）跨体制社会资本的异质性效应
图1使用了交互核密度平滑估计方法来估计跨体制社会资本的异质性效应，即跨体制社会资本的收入回报是如何随着跨体制社会资本倾向值变化而发生变动的。结果显示，跨体制社会资本效应与倾向值之间呈现非线性关系，在不同倾向值之间，跨体制社会资本效应呈现明显的差异。从整体来看，随着跨体制社会资本倾向值的增加，跨体制社会资本效应呈现倒U型，即先增后减。根据跨体制社会资本效应的强弱和方向，本文将倾向值大致区分为三个区间：在0—0.3的区间内，跨体制社会资本的倾向性较低，其效应微乎其微，大小大致处于在-0.1到0.1之间；在0.3—0.6区间内，跨体制社会资本的倾向性中等，其效应显著为正，效应大小在0.1至0.2之间，其中，倾向值在0.45处左右时，跨体制社会资本效应达到最大值（0.2）；在0.6—1之间，跨体制社会资本的倾向值较高，其效应逐渐减弱，当倾向值超过0.7之后，跨体制社会资本效应转为无效。该结果表明，跨体制社会资本倾向性中等的居民获得的收入回报，相对高于倾向性较低和较高的居民。同时，根据倾向值样本分布的情况，本文发现，仅有6.4%的样本位于0—0.3的区间，56.1%的样本位于0.3—0.6的区间内，37.5%的样本位于0.6—1的区间内。这表明，对样本超过半数的跨体制社会资本倾向性中等的居民而言，其跨越体制对家庭收入具有显著的促进作用，对不到半数的跨体制社会资本倾向性较低和较高的居民而言，跨越体制并不会显著提升他们的家庭收入。
本文根据跨体制社会资本效应的差异对倾向值进行了区间划分，并进一步对跨体制社会资本不同收入回报群体进行侧写，如表5所示。
表5展示了阶层背景和人口特征变量在不同跨体制社会资本倾向分数组别的均值比较。结果表明，组别1（0—0.3区间）表明跨体制社会资本倾向性较低的居民更可能是阶层背景处于弱势地位的居民。在该组样本中，居民的受教育年限、社会经济地位以及父亲的受教育年限相对较低。该组别的党员比例、城市户籍比例均显著低于其他组别。但是该组别人群在国有部门工作的比例显著高于其他组别。与此同时，该组别人群的女性比例、年龄、有配偶的比例显著高于其他组别。该组别群体在长春、兰州的比例显著高于其他组别。
与组别1相比，组别2（0.3—0.6的区间）显示，跨体制社会资本倾向性中等的居民大多反映了中等阶层背景的人群。在该组别中，居民的受教育年限、社会经济地位以及父亲受教育年限处于中等水平。党员比例、城市户口比例以及国有部门比例也处于中等水平。该组别人群的平均年龄为48.097岁，大多为中年人群体，这类群体的女性比例和有配偶比例也处于中等水平。此外，该组别群体在西安、天津的比例显著高于其他组别。
组别3（0.6—1区间）则代表了阶层背景处于相对优势的居民群体。与其他组别相比，组别3的居民具有最优的阶层背景。其平均受教育年限达到15年左右，大多数具有高等教育文凭，他们自身的社会经济地位和父亲的受教育年限，相对于其他组别也最高。该组别的党员比例和城市户口比例相对较高，分别达到23.9%和94.3%，但该群体在国有部门工作的比例相对较低，其中女性比例和有配偶的比例均也相对较低，且平均年龄大约在35岁左右，大多是青年。与此同时，该组别群体在济南、上海、厦门、广州的比例显著高于其他组别。
（五）稳健性检验
1. 其他非线性效应异质性估计方法
以往的研究表明，使用不同异质性效应估计方法会导致实证结果的差异性（胡安宁，2021）。因此，本文还使用了匹配-平滑法和平滑-差值法对整体的跨体制社会资本的异质性效应进行稳健性检验，结果如图2.1和图2.2所示。结果显示，图2.1和图2.2，与图1.1的结果基本一致：对跨体制社会资本倾向性中等的居民而言，跨体制社会资本对家庭收入具有显著的正向影响。对跨体制社会资本倾向性较低和较高的居民而言，跨体制社会资本对家庭收入的正向影响微乎其微。
2. 因变量为个人月收入（月工资收入和月其他收入的总和）
本文还将因变量替换为个体月工资收入和其他收入，结果如图2.3和图2.4所示。图2.3进一步展示了跨体制社会资本对个体月工资收入影响的异质性，结果表明，对于跨体制社会资本倾向性中等的群体，尤其对于倾向值在0.3—0.5区间的个体而言，跨体制社会资本对个体月工资收入的正向影响更大，对于跨体制社会资本倾向性较低和较高的群体，跨体制社会资本对个体月工资收入的正向影响不明显，甚至存在一定程度的负向影响。图2.4则展示了跨体制社会资本对个体月其他收入影响的异质性，结果表明，对于跨体制社会资本倾向性中等的群体，特别是对于倾向值在0.5—0.7区间的个体而言，跨体制社会资本对个体月其他收入的正向影响更大，而对于跨体制社会资本倾向性较低（低于0.3）和较高（高于0.8）的群体，跨体制社会资本对个体月其他收入的正向影响微乎其微。总而言之，上述实证均支持了假设1和假设2，叠加资源效应的非均衡性理论得到了验证。需要说明的是，尽管数据验证了跨体制社会资本对不同阶层群体收入回报存在差异性影响，但由于倾向值是一个通过计算得出的综合、抽象的指标，所得结果仅能反映出趋势性结论。趋势背后所蕴含的基本作用机制仍待深入挖掘，关于挖掘路径的探讨将在结论部分展开。
六、结论与讨论
叠加资源效应是否均衡？本研究提出了一个涵盖所有新资源的根本性假定：叠加资源效应具有非均衡性。具体而言，相较于弱势阶层和优势阶层，中等阶层的叠加资源效应最强。一方面，从弱势阶层的角度而言，中等阶层的基础资源相对占优，有着相对较强的人力资本，更容易识别、维持和动员新的叠加资源；另一方面，从优势阶层的角度而言，中等阶层具有的基础资源相对匮乏，对叠加资源的需求更迫切，叠加资源起到更关键作用，补充和强化效应更大。由此，叠加资源效应在不同阶层上呈现出三种不均衡的态势，即弱势阶层呈“上升态势”，中等阶层呈“最优态势”，优势阶层呈“递减态势”。这一假定和推演在跨体制社会资本的问题上得到验证。以跨体制社会资本为特征的联系性资源是在与阶层地位所决定的基础资源的互动当中发挥效用的。互动的总趋势是，随着阶层地位的提升，跨体制社会资本效应呈现先增后减的倒U型趋势。
那么，趋势背后的基本内在机制是什么？要理解和回答这一问题，需要关注社会分层的决定要素，探讨其与叠加资源的互动效应。社会分层领域的经典理论为此提供了不同的理论视角，如马克思的阶级理论、韦伯的多元分层理论、布迪厄的惯习理论。我们认为，未来研究可从两个视角探索此问题。第一，权力视角。权力代表着劳动力市场中的命令-服从关系。相比弱势阶层，中等阶层具备更强的工作自主性和资源交换能力，能有效摄取和扩展外部更多的联系性资源；相比优势阶层，中等阶层存在着更大的权力资源缺口，联系性资源能起到关键性的补充和加强作用。第二，声望视角。声望体现了个体或群体所获得的社会认可与尊重程度。相比弱势阶层，中等阶层享有更高的社会尊重和信任，更容易获得外部联系性资源的支持和投入；对声望资源充足的优势阶层而言，真正起作用的是权力、财富等其他基础性资源，联系性资源不具备显著的增益效果。此外，伴随着我国转型经济的发展及互联网时代的兴起，公共权力、资产控制权、网络资本等逐渐成为划分阶层地位的重要决定因素，它们与联系性资源的互动也可能是构成叠加资源非均衡性的内在机制。可见，研究者需要从多元视角系统性地分析和验证非均衡性背后的深层逻辑。受篇幅所限，这一探索将成为未来叠加性研究的重要方向。
在跨体制社会资本这一问题上，本研究使用“求职网络研究项目”2009年、2014年和2019年的合并数据，通过以倾向值为导向的效应异质性估计方法，探究跨体制社会资本对收入的影响。这一方法不仅突破了传统的线性假设，而且有助于对跨体制社会资本的最大受益群体进行理想型描写。本研究得到两个主要的结论和启示。第一，阶层背景越好的社会行动者，越有可能获得跨体制社会资本。换言之，弱势阶层获得跨体制社会资本的可能性最小，中等阶层获得跨体制社会资本的可能性居中，优势阶层获得跨体制社会资本的可能性最大。这与过往社会分层与社会资本的研究结论一致。本研究表明，居民的社会经济地位越高，自身及父亲的受教育年限越长，该居民越有可能获得跨体制社会资本。此外，研究还表明跨体制社会资本受到性别、年龄、户籍、工作部门、居住城市等变量的影响。可见，多种因素共同影响跨体制社会资本。通过倾向值模型分析，本研究将复杂的多重因素简化为单一维度，计算出每个居民获得跨体制社会资本的可能性，反映了不同阶层在跨体制社会资本获得上的差异。
第二，相比弱势阶层和优势阶层，中等阶层的跨体制社会资本效应最强。研究发现，获得跨体制社会资本的可能性与其效应强度呈现先增后减的倒U型趋势，符合上升、最优、下降三种态势。与获得跨体制社会资本可能性较低和较高的居民相比较，获得跨体制社会资本可能性居中的居民从中获得的收入回报最高。结合第一点结论可以推断出，中等阶层从跨体制社会资本中获得的收入回报最高，即中等阶层是跨体制社会资本的最大受益者。此外，针对跨体制社会资本不同收入回报群体的理想型描写进一步佐证了该结论。分析发现，在跨体制社会资本效应最大的组别中，居民的受教育程度、社会经济地位、父亲受教育年限、党员比例、城市户口比例、国有部门比例等均处于中等水平。这一特征描写帮助我们全面地从阶层视角了解跨体制社会资本效应的异质性。在稳健性部分，无论是使用其他非线性效应异质性估计方法，还是将因变量由家庭收入更换为个人收入，结果均证明中等阶层的跨体制社会资本效应最强。
本研究仅是对叠加资源问题的初步探讨，其理论意义和实践意义仍需进一步挖掘。首先， 本文未能充分回答跨体制社会资本收入回报非均衡性的内在机制这一问题。如果未来能够基于理论厘清不同机制并巧妙测量，那么就能从分析上确定机制是否符合整体规律，并初步识别何种机制最为关键。其次，本文对其他叠加资源的讨论有限。除了跨体制社会资本，其他的叠加资源，如新的政治资源、经济资源、文化资源、心理资源、象征性资源、联系性资源等是否符合本文提出的“叠加资源的非均衡性”假定，将是深化该理论的关键任务。最后，本文缺乏对其他回报形式的关注。除收入回报外，叠加资源的其他经济回报包括哪些？非经济回报又包括哪些？在不同的回报形式上，是否皆是中等阶层受益最大？这亦是未来的研究议题，期待与叠加资源有关的后续研究给予学术思考和研究创新。
*感谢肖阳、缪晓雷、何凌锋等师友的批评建议，以及匿名评审专家给予的宝贵意见。
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文章来源：本文转自《开放时代》2025年第1期，转载请注明原始出处，并遵守该处的版权规定。
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