个人多维资本状况与其社会态度关系探讨——基于CGSS（2017）的多元线性回归分析研究

张 驰

（湘潭大学 社会学系，湖南 湘潭 411105）

一、研究背景与文献综述

1.“资本”的理论背景

布迪厄将资本的定义从经济性、货币价值的可兑换性拓展至社会和文化层面，提出文化资本这一概念，并将文化资本、经济资本和社会资本视为资本的三种主要形式，认为这三种资本形式的数量、构成和演变决定了个人在社会空间中的地位[1]。个人资本是个体在社会各项活动中的基础，不同个体拥有资本数量的不同是个体间差异产生的根源。因此个人资本的差异性状况必将影响其对社会的态度。

布迪厄研究了文化资本对于学术成就存在阶级差异的作用，认为专属上层阶级的文化资本决定了他们后代教育的成功，并使其社会阶级结构得到固化，文化资本是与上层人群相适应的[2]。但笔者认为，对于现代文明高度发达的社会体系，每个处于其中的个体，都有累计个人文化资本的社会途径，文化资本不再专属于特定阶层。布迪厄将文化资本归纳为三个维度。分别是：制度文化资本、具体文化资本和客观文化资本。本文通过个人最高获得学历与阅读量两个变量，对应探究制度文化资本与具体文化资本在文化资本维度对个体社会态度的影响。同时，全年阅读量也间接反映了某一特定时段内个体书籍拥有数量，这将从侧面体现其客观文化资本拥有状况。

经济资本，在布迪厄的理论中，这种资本可以立即并且直接转换成金钱，它以财产权的形式被制度化。笔者认为，对于现代微观经济个体而言，经济资本可被细化为金融投资及储蓄和不动产两方面。因此本文将从个人收入状况与拥有房屋面积、数量两个具体因素切入，探究个体经济资本与其社会态度的线性联系。

布迪厄社会资本是实际的或潜在的资源的集合体或者说是实的或虚的资源总和[3]。社会资本可以被认为是个体能够间接利用他人所拥有资源的能力。而这些资本在实际生活中可表现为个体与外界交往的数量与质量。本文重点关注：第一，关系网络的数量。个体外出参与社交活动的频率和每日与其产生交往联系的数量将直观反映个人社会资本的数量。第二，作为制度存在同时又体现一定非正式社会关系汇总的配偶关系将反映个体社会资本的质量。

在布尔迪厄的资本理论中，三种不同类型的资本是可以转换的。经济资本可以更轻易地被转换成社会资本和文化资本，反之亦然[4]。这种相互转化的视角为本文提供了一种分析思路，我们最终看到的社会态度的千差万别，是众多不同因素发挥作用的集合，即各不同资本因素既可以作为个别的特殊存在，也可以从整体角度解读。

但同时，这种转化思维也让三种资本形式的分类边界模糊化。在实际生活中，人们并不会利用客观标准使一种资本独立于另一种资本，因此各种资本在生活可能是混杂在一起的。那么，这种纯粹依靠理论推断出的分类标准是存疑的。本文将通过因子分析的方法，对原有三重维度的个人资本重新归类，找出解释力相似但可能分属布迪厄分类理论中不同种类的变量，并在此基础上对新维度下的资本变量与社会态度之间的关系进行解释。

2.相关研究回顾

刘军强等[5]学者从社会态度与经济增长的社会背景关系入手，利用多元回归和logistics回归分析，从长期变化角度探究了个体社会属性、生理属性等因素与个体幸福感之间的线性关系，认为虽然各社会群体的幸福感有所差异，但各群体的幸福感基本上呈增加趋势。而王洪波[6]则同样借用布迪厄文化资本概念，利用 ORDINAL LOGIT模型，将经济收入和生活方式作为中介变量，探究了具体文化资本、制度文化资本对农村居民健康状况影响效应。得出了文化资本对农村居民健康具有正向显著促进作用的结论，这种作用机制是通过提高经济收入和改善生活方式的中介途径完成的。魏巍[7]将大学生创业者群体作为研究对象，关注社会态度、社会资本及生存境遇的关系和作用机制，认为社会资本缺乏的个体，如遭遇消极主观境遇，则会促使消极社会态度的产生。陈琴玲[8]在社会转型与职业分层视角下，分析了中国农民工群体在信任感、冲突感等社会态度的差异性，认为地区变最、收入不合理、冲突经历、主观认同的社会经济地位变化能较好地解释农民工的社会态度。

以上文献，无论是经济因素对个体幸福感影响的研究，还是特殊群体中资本作用、社会态度变化的研究，我们不难看出个人资本与社会态度之间存在着一定关联性，资本的不同维度通过不同的中介机制影响着不同群体的社会态度。基于此，本文将社会宏观整体作为研究对象，研究多维资本与个体社会态度的关系。

二、数据处理与因子分析筛选

1.样本来源

笔者使用 2017 年中国综合社会调查（CGSS）家户调查截面数据。CGSS2017 年调查数据于 2020 年 10 月份发布，是研究中国社会问题的最新数据之一。2017年数据的有效样本总量为 12582 份，包括 783 个变量，系统而全面收集个人、家庭、社区和社会多个层次的数据。

2.数据处理

第一，将个人、配偶最高学历变量中相近学历等级合并，生成受教育程度逐步上升的6个层次。剔除了少量其他状况学历。最后，为两变量生成5个虚拟变量用于回归分析。

第二，将个人、配偶全年收入小于等于一百万的数据等分为20个层级，将高于一百万收入数据剔除。该变量仍可被视为连续性变量，故不做虚拟处理。

第三，将住房面积变量中低于两百平方米的数据等分为10个层级，将200平米以上数据单独归为第11层。剔除高于1000平方米的极端偏值。该变量可被视为连续变量，不做虚拟处理。

第四，在个体参与社交活动频率中，将原数据倒叙排列并重新赋值，剔除掉9.无法回答。

第五，本文选取了CGSS社会态度模块四个核心问题的其中三个，分别为社会信任度、公平度、幸福感。将原本“非常、比较、一般”等程度副词对应转化为1～5个层级。该变量可被视为连续性变量，不做虚拟处理。

第六，保留了个人全年阅读量、住房数量、每日个体联系产生数量（剔除掉8.无法回答）的原始定量数据处理。

三、因子分析及对理论框架的反思

1.KMO测度和Bartlett球体实验

根据计算，9个基础变量的KMO值为0.740，达到进行因子分析的一般要求（不低于0.5）。同时，Bartlett球体实验结果显著性为0.001，达到显著性水平一般要求（不高于0.05），故可以进行因子分析。

2.因子提取

由表1中结果可知，前四个元件对所有变量解释力达到62.2%。在综合考虑因子方差状况（均高于0.5，表略）与碎石表（表略）特征值反映状况后，最终提取前四个元件作为所研究因子。由旋转元件矩阵状况可以集中看出载荷系数状况，由此对元件进行命名。

表1 描述性变异数统计表

3.因子旋转

由旋转元件矩阵状况可以集中看出载荷系数状况，由此对元件进行命名。由表2所示，因子1集中解释了个人最高学历、配偶最高学历、个人社交频率、每日联系产生数量这四个变量，故命名为教育与交往资本因子；因子2集中解释了个人全年收入与配偶全年收入，故命名为动产经济资本因子；因子3集中解释了拥有住房数量与住房面接，故命名为不动产经济资本因子；因子4集中解释了个人全年阅读量，故命名为具体文化资本因子。

表2 旋转元件矩阵表

4.因子值计算

如表3所示，通过计算与综合考量最终选取：教育与交往资本因子，动产经济资本因子，不动产经济资本因子，具体文化资本因子四个资本因子作为后续回归分析的自变量。

表3 元件评分系数矩阵表

5.对理论框架的反思与重构

通过大量数据进行因子分析后的结果，我们不难看出，基于布迪厄视角的三重资本分类与实际数据差异不小。配偶收入与学历在实际中并不能集中体现社会关系的强弱，而与个体自身收入、学历联系较为密切，故不能轻易将配偶经济、文化状况纳入社会资本范畴。收入与房产资本的解释力并不相似，这反映了在实际生活中各类经济资本相互关联性较低，不能作为统一体考察。

但同时，因子分析结果也印证了布迪厄关于资本转化、文化资本细分的论证。其中，受教育程度与社会交往频率相关变量解释力相似，这说明个人制度文化资本与社会资本之间转化关系密切、转化成本较低。而阅读数变量与受教育程度变量解释力的差异，则反映了制度文化资本与具体文化资本之间的明确分野，两者不能一概而论。

基于以上分析，笔者将研究理论框架进行重整，不再完全按照三重维度的资本视角，更多依据因子分析结果，重新划分为四种维度，对其与社会态度的线性关系进行探讨。

四、回归分析模型及结果

1.模型建立及检验

为细化研究社会信任度、公平度、幸福感的不同态度差异，本文建立三个回归模型以用于分析。同时对已建立回归方程进行F检验，检验自变量从总体上对因变量是否有明显影响。通过t检验，探究各变量在具体与因变量关系上是否具有显著性。

1.1 社会他人信任程度（Y1）模型

Y1=3.486-0.012X1+0.0029X2+0.074X3+0.053X4

F检验结果：平方和=20.724，df=4，F=4.721，sig=0.001，该模型整体具有显著性。其中X1、X2未通过t检验。

1.2 社会公平程度（Y2）模型

Y2=3.108-0.01X1+0.017X2+0.094X3+0.06X4

F检 验结果：平方和=28.807，df=4，F=6.508，sig=0.000，该模型整体具有显著性。其中X2未通过t检验。

1.3 社会幸福感（Y3）模型

Y3=3.934+0.11X1+0.069X2+0.05X3+0.03X4

F检 验结果：平方和=45.728，df=4，F=17.396，sig=0.000，该模型整体具有显著性。四个因变量均通过t检验。

三个模型的整体拟合优度（R2）分别为0.09、0.112、0.157，均处于中低度拟合水平范围。但本研究侧重于变量关系的解释而非预测，故认为模型成立。

2.结果分析

2.1 影响社会信任程度的因素分析

由上表可以看出，教育与交往资本对于信任程度线性关系并不显著，而与信任程度影响关系最为密切的为不动产经济资本（B=0.074），这表明当人们拥有房产数量与面积逐步上升时，其对于社会整体的信任程度也会整体上升。这种结果可能与中国传统观念中对房产、土地的重视密切相关。同时，具体文化资本也与社会信任度关系较为密切（B=0.053），这说明当人们阅读量逐步提升时，其对社会的认知与洞悉更加深刻，更容易形成一种理解、共情能力，从而促使个体给予社会他人更多信任。

2.2 影响社会公平程度的因素分析

由上表可以看出，教育与交往资本、收入与社会公平程度线性关系并不明显，这与传统阶级观念中收入与公平程度密切联系且成正比的认识存在偏差。对与社会公平程度影响最大的因素仍是不动产经济资本（B=0.094），对于房产数量、面积占有量越大的人群，对于社会公平程度感知也就越高。具体文化资本对于公平程度的影响也较为显著（B=0.06），虽弱于不动产经济资本的影响，但仍可反映出个人阅读量度对其社会公平感认知的影响是正向变动的。

2.3 影响个人幸福感的因素分析

由上表可以看出，影响幸福感的最主要因素为教育与交往资本（B=0.11）、动产经济资本（B=0.069）。这反映出，当个体、配偶所受教育水平越高，其与外界交往互动频率提高时，其幸福感会显著提高。同样，当个体、配偶全年收入增加时，其幸福感也将会显著提高。这些结论与刘军强“个人收入变量与幸福感正相关”的结论保持一致[9]。同时，这和周绍杰“生活满意度的教育背景差异不是线性的，教育变量对生活满意度的影响往往受其他控制变量的影响”[10]的结论并不矛盾，这一模型之下的个人教育变量是和社会交往、配偶受教育程度紧密联系的，处于一种相互转化状态，因此存在其与幸福感的线性关系更多受到了其余变量影响的可能。

结语

第一，社会信任程度。不动产经济资本（最显著）教育与交往资本（基本无线性关系）。

第二，社会公平程度。不动产经济资本（最显著）具体文化资本（显著程度一般）教育与交往资本、具体文化资本（基本无线性关系）。

第三，个体幸福感：教育与交往资本、动产经济资本（最显著）。