羅家德 方震平

社區(qū)社會資本的衡量
——一個引入社會網觀點的衡量方法

羅家德 方震平

本文的主旨是在中國鄉(xiāng)村社區(qū)的環(huán)境中提出一個社區(qū)社會資本的衡量方法，希望通過引入社會資本的概念建構社區(qū)社會資本的主要構成維度，包括關系、結構與認知三個維度，討論了各維度之間的關系。在對汶川震后鄉(xiāng)村社區(qū)調查數(shù)據(jù)分析后，本文通過結構方程模型得到了社區(qū)社會資本各維度的指標及它們之間的關系，發(fā)現(xiàn)關系型社區(qū)社會資本和結構型社區(qū)社會資本相互影響，而前者對認知型社區(qū)社會資本有正向影響，后者則沒有影響。

社會資本 社會網絡 社區(qū)社會資本 集體社會資本

一、問題的提出

為了建構一個測度社群內部“內聚力”的指標——社群社會資本，我們引入了社會網觀點的衡量方法進行研究。在衡量社群社會資本之前，我們先要了解什么是社群（community）這個概念。“community”有時被譯為社區(qū)，即有“地域性”的意涵，而相比之下，我們認為，“社群”則跳出了空間的局限，更能面對相應社會文化情境下呈現(xiàn)出的問題（下文在專指地理性社區(qū)時以“社區(qū)”表示，非專指時都以“社群”表示）。community一詞早在十四世紀就出現(xiàn)在英語中，是指平民或組織性的團體。十六世紀時，衍生出了共同體的意涵，如利益共同體等。十九世紀起，又有了當下性和區(qū)域性的感覺，于是社群一詞，被用來表示直接的、全面的和有重要意義的關系，與形式的、抽象的和有工具性關系的社會（society）相對應（Williams，1976）。之后滕尼斯首次提出并系統(tǒng)地闡釋了這個概念，他抽象出了德文Gemeinschaf（即community）的本質——以血緣、地緣或信仰為連接紐帶，將社會團結作為社會聯(lián)系和組織的方式（滕尼斯，1999）。從德文中的Gemeinschaf到英語里的Community，再到中文的“社群”，都將共同體成員之間的社會聯(lián)系隱于其中。貝爾（Bell）在《社群主義及其批評者》一書中，將社群區(qū)分為以地理位置為基礎的“地區(qū)性社群”，共有一個具有深刻道德意義的歷史的“記憶性社群”和為信任、合作與利他主義意識所支配的、面對面的有人際交往的“心理性社群”（貝爾，2002）。

為什么衡量社群社會資本是一個重要的社會學議題呢？社群作為一個共同體，往往具有共同的利益，從而需要產生自治理的機制，以共同治理共有財（common pool resources；Ostrom,1990）。所謂共有財，就是產權為集體所有，無法排他使用，但卻有高減損性，一個人用了會減少別人使用的資源，最后可能產生公地的悲劇（the tragedy of commons;Hardin,1968）。所以，一個社群需要自組織起來發(fā)展出自治理（self-governance）機制，以共同監(jiān)督社群成員的行為規(guī)范，保障社群的集體利益（Ostrom,et,al., 1994）。比如一個職業(yè)社群的職業(yè)聲譽就是成員的共有財，必須要發(fā)展出一套職業(yè)倫理以監(jiān)督、規(guī)范從業(yè)人員，這樣才不會因為部分人的行為而使集體利益受損。而自治理機制包括了一系列自我制定的非正式規(guī)范以及正式規(guī)則，包括：憲法規(guī)則、選擇規(guī)則以及操作規(guī)則，為有效執(zhí)行這些規(guī)范與規(guī)則，社群中還需要有聲譽機制、信任機制、互惠機制以及監(jiān)督機制（Ostrom,1998），建構在這些機制之上，一個社群才能有效制止搭便車的行為（free-rider;Olson,1966），產生良好的相互合作共造共有財產的氛圍。

然而，自治理機制的產生需要一個自組織的過程，它包括：“動員精英”的動員（Carthy and Zald, 1977），形成關鍵群體，在沒有收益的時候，付出建立共有財產所需的初期成本（Oliver and Marwell，1988），讓少數(shù)人動員更多相關者加入自組織過程中，從而使規(guī)模效益顯現(xiàn)，吸引更多人參與，建立起一個相對穩(wěn)定而封閉的社會網，高舉大家的認同，轉化這個社會網中原有的“鄉(xiāng)規(guī)民俗”作為自治理所需的正式規(guī)則與非正式規(guī)范（羅家德，李智超，2013）。在這樣相對穩(wěn)定而封閉的社會網中，口碑容易流傳，聲譽可以相互驗證，從而產生聲譽機制，而如果有較強的非正式規(guī)范存在，則封閉社會網內的有效監(jiān)督可以使成員的行為具有確定性（assurance;Yamagishi,et.al,1998），它也是建立信任機制的重要基礎。因此，在建立自治理機制的自組織過程中，一個社群內部社會網結構的內涵，成員間關系的強度，相互認同的程度，以及是否有共守的規(guī)范都是自組織能否成功的關鍵。所以，奧斯特羅姆在研究自治理機制時，直指自組織過程中形成監(jiān)督、聲譽、信任以及互惠機制的重要性（Ostrom,1990;1998）,并以一系列博弈研究分析了這些機制的形成有賴于良好的社會資本，因此，這些社群內社會資本無疑是一個社群能否建立自治理機制最重要的前題條件（Ostrom,2008）。換言之，社群社會資本的衡量有助于理解一個社群自組織過程中的起始條件是否良好，而自組織過程的目的也在于不斷地加強社群社會資本，使社群內部有越來越好的內聚力，直到能建立良好的自治理機制，所以，社群社會資本的前后期比較也可以說明自組織過程是否成功?？傊?，衡量社群社會資本是理解民間自組織發(fā)展過程的重要指標。

社區(qū)社會資本與集體社會資本有什么不同呢？前者指涉的是一個小集體，是由與自己有著共同特征的個體所組成的網絡，主要由個人的社會連帶組成，成員之間不是直接認識就是兩步距離可達的間接關系，人數(shù)有限，所以信息流通容易，成員間知根知底，不易產生信息不對稱問題。后者則是一個大集體，如國家、社會、城市等等，主要是陌生人組成的群體，因為共同生活的規(guī)范在陌生人當中也可以建立起團結，所以這是一種依賴于普遍認同而形成的大群體。面對以親緣、地緣、人緣、共同興趣和共同記憶為基本形式的共同體，個體形成的社群是一種有具體關系的網絡；面對相互不認識的人，只有通過共同認同、公共意見和意志，才能形成一種成員對集體的感知。

由此，從范圍和基礎上看，我們就可以察覺前后兩種社會關系網絡的不同，社群是邊界相對封閉、人數(shù)較少、內部連帶密度高的社會網，而集體則是邊界較開放、人數(shù)眾多、成員大多相互陌生、連帶密度低的社會網。本文的目的之一就是從社會網理論的視角出發(fā)，通過對相關數(shù)據(jù)的分析，對鄉(xiāng)村社區(qū)中居民的社區(qū)社會資本進行一個初步的探討。

二、社區(qū)社會資本的測量

從以上論述可以看出，對鄉(xiāng)村社區(qū)中居民人際關系互動網絡的測量與社群成員之間的關系息息相關。Onyx and Bullen（2000）通過在澳大利亞五個社區(qū)大約1200份問卷調查，總結了三個顯著的維度：社區(qū)參與、社區(qū)機構和信任。另外，把多樣性的容忍度（tolerance of diversity）、價值觀（value of life）、工作聯(lián)系和安全感也包含在其中。由于，在中國社會鄉(xiāng)村社區(qū)中的工作聯(lián)系是比較薄弱的，因此，是否應該將工作聯(lián)系和價值觀、社區(qū)參與等放入其中還有待商榷。

在我國也有針對社區(qū)社會資本來收集個人層次資料進行問卷調查的，例如，桂勇、黃榮貴（2008）創(chuàng)建出一套具有7個維度（地方性社會網絡、社區(qū)歸屬感、社區(qū)凝聚力、非地方性社交、志愿主義、互惠一般性信任和社區(qū)信任）的社區(qū)社會資本測量指標。項軍（2011）則認為，只要一個群體在一定地區(qū)共同生活一段時間，總會形成一定的“共同體”性質，他設計了一個“社區(qū)社會資本”量表，分別是社區(qū)認同感與歸屬感、人際交往頻度、社區(qū)利益共同感、鄰里互助、社區(qū)凝聚力、社區(qū)參與和社區(qū)信任等7個維度。這些衡量方法基本上都是測量個人的認知和態(tài)度，用的都是心理量表。如上文所述，社群之所以不同于集體，就在于前者是一個基本相連的社會網，而后者則是陌生人為主集合而成的團體。所以集體社會資本基本上只能衡量一個人對一個抽象的群體，如國家、社會及其中陌生的成員的認同與信任，屬于個人認知層面變量。而社區(qū)社會資本則不同，它除了個人對小群體的認同與信任外，因為小群體成員間都有直接或間接的關系，是一個相對封閉而密度高的社會網，它可以用社會網調查方法直接衡量成員間關系強度以及社群網絡的結構特質，但我們認為，只衡量認知及態(tài)度變量是不夠的，還應該引入社會資本的角度來分析社區(qū)社會資本。

我們認為，社會資本可以在兩個層次上進行分類，一是社會資本的內涵，它有三個維度，分別是關系維度、結構維度以及認知維度。關系維度（relational dimension）它包括：信任、互惠和義務（Nahapiet and Ghoshal,1998）；結構維度（structural dimension）它包括：網絡構型（network configuration）與可使用的志愿性組織；認知維度（cognitive dimension）它包括：共有符碼、共同語言和共有敘事。二是根據(jù)社會資本得益的對象，它分為屬于集體層面的社會資本和屬于個體層面的社會資本。前者是宏觀層次的，受益者是一個群體，也就是社會資本使得一個群體中產生一加一大于二的合作帶來的效益。后者是微觀層次的，受益者是個人，也就是一個人的社會資本給他/她帶來資源（Brown，1997）。Leana和Van Buren(1999)也提出十分類似的觀點，“私人物品”社會資本歸屬于某一行動者(個人或一個團體)，而且服務于私人利益，“公共物品”社會資本歸屬于某一群體所有，而且服務于該群體的公共利益。

在測量集體層面的社會資本時，研究者通常使用信任、公共參與和社會規(guī)范幾個維度（Coleman, 1990），個體層面的社會資本則以社會網絡中的信任關系、認同關系、情感工具關系以及結構位置為主（趙延東，羅家德，2005）。在中國的鄉(xiāng)村社群，居民大部分彼此認識，他們對社群的認知很大程度上建立在關系的基礎上，這樣個人的關系內容、網絡結構和社群范圍內的認知性社會資本就有了一個連接點。前者是具體的，后者是抽象的，將兩者結合起來，在測量小集體的社會資本時，加入網絡分析的方法，或許可以對居民的社會網絡結構進行深入而系統(tǒng)的測量，它包含了社群成員社會網絡的三個維度——關系、結構和認知。

社區(qū)社會資本顧名思義，就是讓整個社群受益的社會資本，也是一種“集體社會資本”，正如本文定義社區(qū)社會資本是“一個社群中，成員間的關系以及社會網結構維度的社會資本，以及社區(qū)內認知性社會資本，能讓此一社群內部產生合作性，進而可能促成集體行動，使整個社群受益”。小群體內的認知性變量可以用測量個人態(tài)度與認知的心理量表加以測量，而且個體資料的加總平均就是集體的認知維度社會資本的水平。

我們認為，小群體中的關系性變量可以個人中心社會網問卷（ego-centered network）加以調查得知關系的一般情況。但小群體內的社會網結構則比較麻煩，它固然可以用整體網（whole network）加以衡量，計算出整個社群社會網的密度（density）、群體中心性(group centrality)、可達性(reachibility)、組件(component)、小團體(cliques)、塊模型(block model)等指標（Wasserman and Faust,1994），來看這個社群是否在結構上健康，而能促進合作行為。如有的社群很小，幾十上百人，收集整體網資料就較容易。但有些社群，比如職業(yè)協(xié)會、行業(yè)協(xié)會則可能動輒幾千上萬人，就不很方便，比如在我們調查的鄉(xiāng)村社區(qū)里就有兩千戶近萬人規(guī)模的，這時要作這樣大的一個整體網成本就很高。如果以部分網(partialnetwork)的結構特質推論整體網(whole network)的結構特質，隨機抽樣很難掌握，所以本文將采用個人中心網問卷，在每一個鄉(xiāng)村社區(qū)中隨機抽樣的方法，來進行“發(fā)展社群”中關系型及結構型社會資本的衡量。

那么，哪些在認知、關系及社會網結構維度上的社會資本變量能使一個社群增加合作性而受益呢？這首先可以問在集體層次，哪些是有益于整個群體增加合作性并可能促成集體行動的變量呢？Kimberly(1999)描述了四個社區(qū)維度的概念——集體效能、社區(qū)心理感、鄰里凝聚力和社區(qū)能力。Anirudh和Elizabeth(1999)基于世界銀行對15個國家的26個研究，在社會資本和脫貧大會上介紹了一種對集體合作能力的測量工具SCAT（Social Assessment Tool），用于社區(qū)層面的認知和結構社會資本的測量。在SCAT的結構中分為兩個層次：微觀和宏觀。宏觀層面意指組織運行的制度環(huán)境；微觀層面指的是垂直組織和社會網絡在發(fā)展方面的潛在貢獻，包含了結構和認知兩個層面。此一架構只將認知與結構加入其中，我們發(fā)覺其中認知維度的信任、規(guī)范以及互惠交換在Nahapiet和Ghoshal（1998）的分類中為關系維度，而在架構的結構維度中水平組織結構屬于社會網結構的范疇，可納入在本文的社會網結構維度中；其他的結構維度變量涉及集體行動的透明性、領導力以及其實務狀況。當我們向個人收集資料時，問卷上卻是個人的認知問項，不足以代表整個群體集體行動的實際情況，只能問出個人對集體行動情況的認知，所以本文將其放在認知維度中。還有就是制度環(huán)境及機構，如果在集體層次加以衡量，我們可以得到并非關系及社會網結構的指標，但這些變量是社會網長期運作得到的制度化成果，而不是社會網及社會關系本身，因此本文不將其納入社會資本的指標中。

這些集體的性質落實在一個社區(qū)這樣的小集體中要如何向個人發(fā)問卷加以測量呢？認知性社區(qū)社會資本相對容易，主要就是共同符碼、共同愿景及共同記憶形成的社區(qū)認同，一個社區(qū)內部認同感越高，個人越愿意參與集體行動。衡量一個社區(qū)內的認同感水平就是社區(qū)成員個人對社區(qū)認同感的加總平均，所以用心理量表測量個人認同感即可。

關系性社區(qū)社會資本包括了互惠性關系、義務性關系以及信任，社區(qū)內相互信任感高，互惠性關系、義務性關系多，則個人較愿意加入相互幫助的行動中，社區(qū)因此可以推動增加公共利益的集體行動。其中對社區(qū)其他成員的信任也可以用個人的信任量表加以測量，再加總平均得到整個社區(qū)的水平，而社區(qū)內互惠性關系、義務性關系則可以在個人中心網問卷中測量社區(qū)成員的工具性及情感性關系在社區(qū)內的數(shù)量，數(shù)量多的人有助于增加社區(qū)內關系的密度，這種社區(qū)動員集體行動的能力也較強。

比較難測量的是結構性社區(qū)社會資本，如前所述社會網結構指標大多要靠整體網調查去測量，但在大型社區(qū)中，這不太可能，所以一般而言還是向個人調查個人中心網收集。一個社區(qū)的社會網結構如果封閉性強，網絡密度高又沒有分裂的小團體，則整個社區(qū)易于團結，合作性高，也較易發(fā)動符合公共利益的集體行動。其中封閉性強表現(xiàn)在個人中心社會網就是一個受訪者深深嵌入在社區(qū)網絡中，結構洞效果低，這樣的人身邊都是社區(qū)成員，而且認識的社區(qū)成員間也相互認識，受訪者超越社區(qū)之外的連結少而且會傾向于建立強連帶關系，強連帶易形成封閉的小圈圈（Granovetter,1973;Burt, 1992）。社區(qū)的社會網密度高表現(xiàn)在個人身上，就是個人中心網以社區(qū)內成員為主，也是就社區(qū)成員的關系占比大，且他們之間相互認識，也就是個人中心網中社區(qū)成員間關系密度高。社區(qū)有沒有分裂的小團體則無法在個人中心社會網中加以客觀測量，至多就是請受訪者表達主觀認知下社區(qū)內內斗激不激烈，這一點十分可惜，只能是社區(qū)整體網調查才能得到客觀指標。

我們也要看到，這三個維度所依賴的基礎并不相同，認知維度是一種心理上的認知變量，是主觀的自我評量，關系和結構維度則是通過對居民社會網絡的分析得到，較為客觀。前者是李克特量表式的度量方法；關系維度則主要是信任程度，互惠及義務關系（情感性支持或工具性交換）的連帶數(shù)目、強度的社會網變量；結構維度則是這些社會網中個人形成的結構位置變量。衡量方法差異很大，那么，應該如何對這三個維度進行衡量和區(qū)分，又該如何將三者統(tǒng)一起來？

關系維度社會資本主要衡量的是互惠及義務關系的數(shù)量與關系中信任的質量，數(shù)量包括一個人在社群中互惠性交換，包括工具性及情感性交換的關系數(shù)量，質量則以對社群內成員信任的強度為衡量。這些數(shù)量與質量越高則一個人嵌入社群的程度就越高，分享社群發(fā)展帶來的利益也越多，對社群的公共利益就會越關心。個人中心網的結構性社會資本主要衡量一個人社會網的結構性特征，包括密度、結構洞效果(hole effect;Burt,1992)、網頂、網差以及網絡多樣性(Lin,2001)等，其中網頂、網差以及網絡多樣性都是個體社會資本，為個人帶來資源的結構特征。而密度和結構洞效果則一般會呈反比，一個人的社會網中同一社群的人所占的比重越高，他們相互認識，密度也會越高，如前所述，因為這種高密度的小團體嵌入在社群之中，與社群成員互動多，相互監(jiān)督效果大，所以會增加社群內部社會網的封閉性與密度，從而增加了社群內部的合作性與動員能力，較可能帶來更多的符合公共利益的集體行動。因此，一個人社會網中與社群成員的情感性、工具性關系數(shù)量多與信任質量高，社群成員在其社會網中密度高，則此人嵌人在社區(qū)之中，對社區(qū)社會資本的貢獻也高。

一個人的情感網是高密度網，會獲得比較多的信任，一方面情感本身即包涵了善意，善意使得朋友間的行為不會欺詐及借機取利，是可以信賴的（Mishra，1996），所以在一個緊密而多數(shù)人相互有情感的網絡中，人際間信任感較高（Wellman，1992；Wellman，F(xiàn)rank，2001；Krackhardt，Hanson，1993）。另一方面，密網之中人與人之間知根知底，相互監(jiān)督而使大家的行為不致于違反群體規(guī)范，因行為有保證使得可信賴性增高（Yamagishi，Yamagishi，1994；Yamagishi，Cook，1998）。社群中一個受大家都認識的人受到欺詐更易引起群體制裁，所以他周邊的人行為受到監(jiān)督而不會逾矩，同樣，他也受到強大的監(jiān)督而必需展現(xiàn)可信賴的行為，其個人信任關系也因而較多（Krackhardt，1992；Luo，2005）。

Granovetter(1985)的鑲嵌理論也說明了這種因果關系，他指出信任關系是社會連帶與經濟行動中的中介變量，社會網結構以及結構中的連帶會帶來人際信任，而人際信任是交易順利的基本要件，在交易中可以降低交易成本，從而影響交易的治理結構。在此一理論中，信任關系也是果，而社會連帶及社會網結構則是因(羅家德，葉勇助，2007)。反過來，信任關系的增強與增多，也可能在一段時間后改變網絡連帶的性質，可以從工具性關系發(fā)展為情感性關系(Granovetter，forthcoming)，而情感性關系可以改變社會網結構。一方面朋友的朋友因為相互見到的機會多，相似性高而很容易相互認識，所以弱連帶才有可能成為橋，溝通不認識的人；強連帶容易將原本不認識的人聚群在一起而相互認識（Granovetter，1973）。認知失衡理論指出（Heider，1958）正向的情感連帶會使這些認識的人也產生正向情感，否則就會認知失衡，所以情感性強的關系有傳遞的效果，使一群相互認識的人都產生情感而網絡變得越加緊密。基于以上論述，我們得到下列假設：

假設1：社區(qū)社會資本中關系維度與結構維度社會資本相互影響。

另外，本文也認為關系維度與結構維度社區(qū)社會資本會正向影響認知維度社區(qū)社會資本。

認知維度社會資本的探討包括共同語言(shared languages)、共有敘事(shared narratives)，社群認同感等，這也是我們衡量它的主要指標。一個社群成員如果有較多的社群內互惠性關系，較強的信任感以及較密的社群內社會網，則他會與社群成員有較多的互動，因此可分享較多的共同生活經驗，也易造成大家的相似性，又因相似而較能親近和互相理解，并構成因相似而產生的信任（characteristicbased trust；Zucker，1986）。這些都能提升一個人對社群的認同感。

其次，一個人如果嵌入在一個社群之中，此一社群成員關系緊密，則人際間互動頻繁，可以發(fā)展出信任機制與監(jiān)督機制(Ostrom，2008)，這些機制可以自己發(fā)展出自我管理的規(guī)章制度，形成自我約束的秩序，成為自治理（self-governance；Ostrom，1990）。自治理帶給大家共同認可的規(guī)范，共守的”鄉(xiāng)規(guī)民俗”，也可以增強社群成員的認同。當一個社群有了自治理能力時，就能夠發(fā)展出集體行動，并有效地管理這些行動使之持之以恒并為社群帶來利益，社群因此有愿景分享(shared vision)，即與其它社群成員分享相同的理念、共有的社群目標，這也創(chuàng)造了社群內相互認同的“我群”（we-group）的感覺，能帶來“認同基礎上的信任”（identification-based trust；Shapiro，Sheppard，Cheraskin，1992）。嵌入在社群緊密社會網中的人因此能更了解社群自治理機制，對社群集體行動有更多的理解，并影響他對社群中集體行動情況的認知。

基于此，我們提出以下假設：

假設2a：社區(qū)社會資本中的關系維度對認知維度社會資本造成正向影響。

假設2b：社區(qū)社會資本中的結構維度對認知維度社會資本造成正向影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與測量

1.數(shù)據(jù)本文使用的數(shù)據(jù)來自于2012年4月在四川省受災地區(qū)德陽什邡市九個村子、綿竹市三個村子、成都彭州市十三個村子和阿壩州茂縣五個村子，總共三十個村落中實施的一項問卷調查。德陽市是川西平原受災較重的漢族聚居農村，以農業(yè)為主營經濟，彭州市是成都市轄區(qū)內的受災地區(qū)，因地近成都己有較多的城市休閑服務項目，茂縣則在汶川縣以北，為羌人聚居的山區(qū)狹谷地帶，以農業(yè)為主。這幾個地區(qū)代表了汶川大地震受災的不同類型。本次調查在各地區(qū)內采取便利抽樣方式，共計得到問卷953份，有效問卷949份（有效率為99.58%）。此次調查是2009年5月、2010年11月調查的延續(xù)，包括約三分之一的跟蹤調查樣本和三分之二的新抽取樣本。調查問卷不僅收集了村民家戶層面的基本情況，還收集了被訪者的社會網絡、社會認知等方面的數(shù)據(jù)。在有效數(shù)據(jù)中，我們剔除了網絡數(shù)據(jù)有缺失的樣本。這里的缺失指的是工具支持網、情感討論網和拜年網規(guī)模三者至少有一為0的情況，因為這部分數(shù)據(jù)不能完整地提供被訪者社會網絡情況的信息。但考慮到空巢家庭的特殊性，這部分家庭遇到缺失值時，本文并沒有去除其社會網絡數(shù)據(jù)，只是將其規(guī)模及成分標記為0。從而最終的分析數(shù)據(jù)為556條。

2.變量本研究的關鍵變量是社區(qū)社會資本，其中關系與結構維度主要是對個人社會資本的考察。本文將其操作化為三種網絡：工具支持網、情感討論網（下文簡稱為“工具網”、“情感網”）和拜年網。問卷中使用提名生成法對村民的“工具網”和“情感網”進行了詢問（Burt，1982；Marsden，Campbell，1984），使用位置生成法對村民的“拜年網”進行了詢問(邊燕杰，李煜，2000)。工具網主要涉及給其提供日常生活中幫助（例如，借錢或物品、農活幫忙、建房子、看小孩等）的人的相關情況；情感網主要詢問與之談心、聊私密話題的人的相關情況，拜年網則是詢問春節(jié)期間有拜年往來的人的相關情況。獲取調查數(shù)據(jù)后，我們分別計算了三個網的網絡規(guī)模和網絡成分。在測量社區(qū)社會資本關系維度社會資本時，根據(jù)前文的文獻分析，我們選取了三個觀測指標——關系網（情感網、工具網）中本村人關系總數(shù)、拜年網中本村人關系總數(shù)和對本村人的信任程度。

同樣地，在衡量社區(qū)社會資本結構維度社會資本時，我們考慮了拜年網密度、情感網密度和工具網密度這三個觀測指標。如我們所知，個人社會網（ego-centered network）問項中可以得到很多結構性指標，如密度、結構洞、網頂、網差、變異性、網絡規(guī)模等等（Lin,2001），但大多數(shù)結構指標都在測量個人社會資本，比如網頂很高，在鄉(xiāng)村社區(qū)資料中，往往意味著此人認識一些村外社會地位高的人，又因為大多數(shù)人都認識一些底層的人，所以這類人網差也很大，結果卻是給個人的發(fā)展帶來資源，但往往網頂高的人活躍于村外，所以未必會將這些資源貢獻給鄉(xiāng)村社區(qū)，社區(qū)不一定能得益。網絡變異性高、網絡規(guī)模大也是一樣，可以帶來個人的資源，卻未必個人會將資源提供給社群使用。但結構中有幾個指標卻指涉?zhèn)€人深深嵌入在鄉(xiāng)村社區(qū)之中，密度高且結構洞少，這往往說明了他是生活在一個較緊密的小圈子中，這個生活小圈子幾乎沒有例外地深深嵌入在鄉(xiāng)村社區(qū)之中，所以密度高或結構洞少的個人較可能將其中蘊涵的社會資源用于社區(qū)之中。

由于拜年網使用的是位置生成法，無法直接計算密度，這里采用了王衛(wèi)東（2006）所定義的“拜年網密度”的操作化公式：（M/N）2。其中，M=拜年網中親屬的數(shù)量，N=拜年網的規(guī)模。計算工具網密度以及情感網密度時也面對了相同的問題，因為有些受訪者回答的工具、情感關系人數(shù)太少，如孤寡老人，所以部分只回答一人者無法算出密度，或兩三人者則密度扭曲偏高，所以我們也使用了和拜年網相同的方法，計算了親戚與鄰居占工具網與情感網的比重，因為這些人在鄉(xiāng)村社會中都會相互認識，所以比重高的往往個人網中相互認識的連帶也會多。這里之所以未采用社會網中村民所占的比例，也是因為有些村落人數(shù)過多，村民之間并不相互認識，一個村民占比高的人其社會網未必封閉，網內成員未必相互連結。但鄉(xiāng)村社區(qū)中一個人的親戚和鄰居大概都會相互認識。

認知層面的測量比較復雜，根據(jù)前文的理論構想及社區(qū)社會資本的若干維度，我們依據(jù)現(xiàn)有文獻關于各維度所提出的具體指標（Chipuer，Pretty，1999；桂勇，黃榮貴，2008；林信廷，2009；黃源協(xié)，蕭文高，劉素珍，2007），結合中國的實際情況，設計了一個較為完整的測量量表。以下將分別探討改量表的信度和效度。為了便于進行量化分析，我們運用主成分分析法對這些題目進行探索性因素分析，得出這28項可能存在潛在共享因子，通過刪除因子載荷小于0.65和出現(xiàn)雙重負載（double loading）的題目，剩余17道題目，結果如下（KMO檢驗0.883；Bartlett’s球形檢驗sig=.000）：

表1 社區(qū)社會資本認知維度的探索性因素分析結果

表2 所有變量一覽

分析可知，三個因子的信度系數(shù)都在0.75以上，說明信度可以接受。整個量表總的內部一致性信度系數(shù)為0.885，表示量表的整體信度可以接受，具有較高的可靠性。為了進一步驗證該量表的結構效度，我們又進行了驗證性因素分析，在分析的過程中根據(jù)修正指標的參數(shù)估計，對若干題目的誤差值建立了共變關系，最后模型的適配度如下：Chi-Square/df=1.973，RMSEA=0.042，GFI=0.961，TLI= 0.979。結果表明該量表的三個因子維度具有良好的結構效度。根據(jù)各個因子對應的題目，我們把因子1到因子3分別命名為“社區(qū)歸屬感”、“鄰里親密”、和“志愿主義”，并分別計算了每位村民的因子得分。

四、分析結果

根據(jù)假設，首先要研究的是社區(qū)社會資本內部各個維度之間的關系。

根據(jù)上一部分的因素分析，在社區(qū)社會資本認知維度中，我們選取了鄰里親密、社區(qū)歸屬感和志愿主義三個指標?；谇懊娴募僭O，我們得到一個初始的協(xié)方差分析模型。這個模型包括十個觀測變量和三個潛變量。從模型A的結果來看，初始模型盡管是可以識別的，但是擬合度不佳，Chi-Square/df值比較大，外因潛在變量“關系維度”對內因潛在變量“認知維度”的標準化回歸系數(shù)值為1.59，導致殘差項e出現(xiàn)了負的殘差方差，最后出現(xiàn)所得的參數(shù)是不可接受解。因此，我們需要對模型進行修正。

模型的修正需要考慮模型修正指數(shù)（MI，modification index）以及殘差矩陣，因此在參數(shù)釋放的設定上，最好一次只修正模型中的一個參數(shù)，每次修正完成后都需要進行模型檢驗，并且應先根據(jù)最大的修正指標來修正模型（吳明隆，2009）。首先，模型中志愿主義對認知維度的臨界比值（critical ratio）為1.614，絕對值小于2，該回歸系數(shù)不顯著，同時結合AMOS得出的模型修正指數(shù)發(fā)現(xiàn)模型中志愿主義的修正指數(shù)遠大于其他指標，是造成初始模型擬合不良的原因，因此我們從模型中剔除了這個指標，重新進行擬合。新計算各路徑的MI指數(shù)中，最大值是“拜年網密度”與“拜年網本村人總數(shù)”的殘差相關的MI=10.397。如果修正指標大于5，表示該殘差有修正的必要，但模型修正應該要與理論或實際經驗相契合（吳明隆，2009）。從理論上看，“拜年網密度”與“拜年網本村人關系總數(shù)”殘差的相關表示拜年網中本村人數(shù)目越小的村民拜年網的密度越大。這與前面拜年網密度的計算公式有關，拜年網中本村人的數(shù)目越少，作為分母的拜年網規(guī)模也越小，計算結果自然就增大了。因此，雙方殘差間的相關在理論上是有意義的。依據(jù)同樣的過程，我們又依次對“拜年網密度”與“鄰里親密”的殘差（MI= 6.743），“情感網密度”與“鄰里親密”的殘差（MI=6.653），“工具網密度”與“工具網本村人關系總數(shù)”的殘差（MI=7.482）進行了相關。拜年網密度越高，對親戚這個小群體的關注度就越高，可能會在認知層面減少對周圍鄰居的依賴。同樣，情感網密度越高，其中大部分的比重來自于親戚的貢獻，也可能會造成與拜年網密度同樣的效果，即減少對周圍鄰居的依賴。工具網本村人的關系總數(shù)越多，情感網的密度可能也越大。這里的理論邏輯過程與拜年網正好相反，由于工具網并不像拜年網一樣使用的是位置生成法，提名生成法的上限是固定值5，所以本村人的關系總數(shù)越多，同村的親戚與鄰居比重也越大，造成了工具網密度與本村人總數(shù)在殘差關系上可能的正相關。

我們對初始模型進行這些修正后，得到了修正模型（見圖1）。修正模型的顯著性概率值為0.223，未達到0.05的顯著性水平，因此我們接受虛無假設，認為觀察數(shù)據(jù)的S矩陣與假設模型B隱含的T矩陣相契合，即觀察數(shù)據(jù)與假設模型間相適配。另外我們還可以結合其他模型適配度的指標，如卡方自由度比值CMIN/DF為1.223，小于3，表示模型適配度良好；漸進殘差均方和平方根RMSEA為0.020，小于0.05，表示模型絕對適配度良好；塔克-劉易斯指數(shù)（TLI）為0.980，超過了0.9，模型的增值適配度也達到了標準?？偟膩碚f，修正模型是一個可以接受的路徑圖。

通過修正模型我們可以對假設1和假設2進行驗證。由于觀測變量的測量單位不同，為了更清楚地展示變量之間的路徑關系，圖中標示了各變量之間的標準化回歸系數(shù)和顯著性水平。從圖中可以看出，除了結構維度對認知維度的回歸系數(shù)外，其他負荷參數(shù)的估計值都顯著且數(shù)值足夠大。象關系維度與結構維度社會資本這兩個潛變量之間的相關系數(shù)為0.40（p＜0.001），說明它們之間有顯著的共變關系，從而證明了假設1，即社群社會資本中關系維度與結構維度社會資本存在相互影響。同時，外生變量關系維度社會資本到內生變量認知維度社會資本的路徑系數(shù)為0.868（p=0.004），可以認為，關系維度對認知維度社會資本有正向影響，從而證實了假設2a。而外生變量結構維度到內生變量認知維度社會資本的路徑系數(shù)并沒有達到顯著性水平0.05（p=0.498），所以可以認為結構維度對認知維度社會資本并無影響，假設2b沒有得到證實。但考慮到前面結構維度與關系維度存在的相互影響的關系，并不排除關系維度在這里作為認知維度和結構維度之間的中介變量的可能性。

圖1 社區(qū)社會資本內部關系模型——修正模型B

五、結論與討論

1.結論因為社區(qū)社會資本是在一個有緊密關系的小團體中的變量，所以它是和集體社會資本相關的。由于它為個人擁有，卻可讓團體得到益處，因此本文定義社區(qū)社會資本是一種使社群得益的，但為個人所有的社會資本，分為關系、結構與認知三個維度。我們的模型中，關系維度包括了關系的量，它包括工具網、情感網及拜年網中本村人的數(shù)量，以及關系的質——對本村人信任的程度，結構維度則包括了個人工具網、情感網及拜年網密度的替代指標；認知維度包括三個子維度——社區(qū)歸屬感，鄰里親密程度以及志愿主義。這些變量高的人都是和社群內成員關系多、信任強、密度高又對社群認同感高的人，所以在社群公益事務上會貢獻較多力量，因此是個人擁有卻讓社群得益的社會資本。

分析結果顯示，除了志愿主義之外，其他各維度的構成因子都顯著，整個模型的擬合度也非常好。本文又用了2009年4月作的第一次災后調查得到的數(shù)據(jù)，見表3，該模型擬合度也十分良好，說明此一社區(qū)社會資本衡量指標在不同資料驗證中有不錯的穩(wěn)定性。

只是在社區(qū)社會資本內在因果關聯(lián)上，假設1得到驗證，。假設2a也成立，說明了關系維度對認知維度有正向顯著影響，但是假設2b卻沒得到驗證，一個人嵌入在相互認識的親戚與鄰居中間并不會把這種親密感轉化為對鄉(xiāng)村社區(qū)的認同感，背后的因果機制為何？有待更多的分析。

說明了關系維度與結構維度的社區(qū)社會資本相互影響

表3 2009年模型的參數(shù)值

2.討論本文在進行模型建構時，以社群為連接點，將集體社會資本放到個人身上進行測量。,雖然最后的結果驗證了假設1以及假設2a，可以建立一個較為穩(wěn)定的社區(qū)社會資本的衡量模型，但是本文卻未驗證假設2b，個體深深嵌入在高密度的小圈子中對整個社群的認同沒有影響。這里有兩個可能的解釋，一是針對中國現(xiàn)階段鄉(xiāng)村社區(qū)的特別觀察，深深嵌入在社區(qū)中一部分成員組成的小圈子中的人往往是那些不出去打工也沒有大量村外關系的人，這些人大多在鄉(xiāng)村社區(qū)中是資源較少、能力較差的人，參予社群活動的意愿也因此較弱，所以雖然和社區(qū)部分成員抱團緊密，卻不一定和小圈子外的整個社群互動頻繁，也因此對社群的認同感不特別高。

另一個解釋則具有普遍性，指涉中國人喜歡抱團、搞小圈子，社群中很多人深深嵌入在小圈子中，反而帶來獨立分裂的小團體，對更大社會網(larger network，指的是大于該小團體的外部環(huán)境，可能就是一個較大規(guī)模的社群)中的信任建立沒有幫助，甚至有害。

這兩個假設那一個正確有待進一步的研究。

我們研究的一大限制是使用的資料為汶川震災后的鄉(xiāng)村社區(qū)資料，雖然是便利抽樣，代表性涵蓋了川西平原、成都市周邊以及阿壩山區(qū)，對災后鄉(xiāng)村具有可推論性。但是對全中國的鄉(xiāng)村社區(qū)，這個衡量社區(qū)社會資本的模型是否適用，還需要全國性隨機抽樣的資料加以驗證。而現(xiàn)代社會中的社群除了社區(qū)之外，還有行業(yè)協(xié)會、職業(yè)協(xié)會、興趣團體或俱樂部、宗教團體、NGO等等，這些社群的社區(qū)社會資本資料往往在全國性抽樣資料中付之闕如，有待更多地研究收集相關的資料才能建立衡量這些社區(qū)社會資本的模型。

當衡量這些社區(qū)社會資本時，本研究的一些變量可能還需加以修正。比如關系網密度，在鄉(xiāng)村社區(qū)，親戚鄰居間基本上相互認識，所以親戚鄰居在關系網中的比例高，往往會得出該中心人物的網內成員密度高，其關系網相對封閉。但在城市社區(qū)，一個人的親戚鄰居就不一定相互認識了。在其他現(xiàn)代社群，如職業(yè)協(xié)會中，基本上不會有親戚鄰居，此時好的問項可能會是“社群中的好朋友”占社會網成員的比例?；蛘?，在工具網及情感網中要求所有受訪者填五到七人，這樣就可以直接算出密度。

盡管本研究有抽樣上的限制，以及變量不一定有普適性的問題，但我們的分析還是為中國的鄉(xiāng)村社區(qū)建立了一個較穩(wěn)定的社區(qū)社會資本衡量模型，這是一個開端，更穩(wěn)定、更普適的模型還有待更多的研究去建構。而社區(qū)社會資本會是一個重要的概念，因為它可以測度一個社群能否自組織的前題條件，也可以衡量一個社群自組織過程中是否成功，而民間自組織、自治理正是一個社會的民間力量發(fā)育是否良好的關鍵，所以社區(qū)社會資本值得我們作更多的研究。

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〔責任編輯：方心清〕

羅家德，清華大學社會學系教授 100084

方震平，清華大學社會學系研究生 100084