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  冯仕政 :沉默的大多数:差序格局与环境抗争※  
  作者:冯仕政    发布时间:2007-04-08   信息来源:社会学视野  
 

(本文原载于《中国人民大学学报》2007年第1期,其它网络媒体转载敬请注明转自“社会学视野网”)

摘要 2003年中国综合社会调查显示,城镇居民在遭受环境危害后,只有38.29%的人进行过抗争,高达61.71%的人则选择了沉默。本文对这一现象的研究发现,一个人社会经济地位越高、社会关系网络规模越大或势力越强、关系网络的疏通能力越强,对环境危害作出抗争的可能性越高,反之选择沉默的可能性越高。据此,本文认为,中国城镇居民面对环境危害时的行为反应深受差序格局的影响。在遭受环境危害后之所以有抗争或沉默的行为差异,是由于在差序格局下,不同社会经济地位的人通过社会关系网络所能支配和调用的资源不同。最后,本文对差序格局与社会治理、差序格局与社会资本等两个问题进行了探讨。

关键词差序格局 环境抗争 社会经济地位 社会关系网络社会资本 社会治理

The Silent Majority

Chaxu Geju and Environmental Action in Urban China

 

[Abstract] In China GSS 2003 conducted in urban area, when confronted with the reported environmental hazards, only 38.29% of the respondents acted up to protest, while 61.71% kept silent, taking no action at all. Moreover, it is found that higher one’s socio-economic status, larger one’s network size and more potent one’s network influence, more possibly one took actions. This article attests that the variation of action or inaction, is the outcome of the operation of chaxu geju (approximately means “differential mode of association”), a China-characteristic particularism. That is, under chaxu geju, people with differential socio-economic status can count differentially on one’s own network to gather the resources for environmental action.

[Keywords] chaxu geju, environmental action, socio-economic status, social network, social capital

 

二十世纪七十年代以来,环境保护在西方已经逐渐超越利益算计的层面,成为社会普遍追求的一种“后物质主义价值”,环境运动因此而蔚然兴起,并成为所谓“新社会运动”的典型代表(Inglehart 1977199066-103)。与此形成强烈反差的是,2003年进行的全国综合社会调查显示,在中国城镇地区,很多人即使已经受到环境危害,也不会站出来维护自己的利益,遑论把环境保护作为一种普遍价值来追求。调查结果显示,在接受访问的5069人中,除去未明确作答的14人,高达76.75%的人报告自己或家人曾经遭受环境危害,但在这些人中,如果除去未明确作答的62人,只有38.29%的人进行过抗争,而未进行过任何抗争的人高达61.71%!也就是说,在保护自己的环境利益这个问题上,大多数人都选择了沉默,真正是“沉默的大多数”。这一现象无疑是耐人寻味的,本文拟对这个问题进行初步探讨。本文所要回答的问题是:在自认为遭受环境危害之后,为什么只有少数人进行抗争,而大多数人则保持沉默?抗争还是沉默的行为差异到底是什么因素造成的?又是怎样造成的?其中的社会逻辑和机制是什么?

本文分为四个部分。第一分部分提出理论假设,即环境抗争的差异来源于中国特色的差序格局,并在此基础上提出四个操作性假设;第二部分介绍本文使用的数据和变量;第三部分对四个操作性假设进行验证,并对计算结果进行解释;第四部分讨论,阐发本文的发现所蕴含的理论意义和现实意义。

一、理论假设:差序格局与自力救济

本文所说的“环境抗争”(environmental action),是指个人或家庭在遭受环境危害之后,为了制止环境危害的继续发生或挽回环境危害所造成的损失,而公开向造成环境危害的组织和个人,或向社会公共部门(包括国家机构、新闻媒体、民间组织,等等)作出的呼吁、警告、抗议、申诉、投诉、游行、示威等对抗性行为(contentious action)。自行利用私人或市场资源进行的补救性措施,比如,为了免受噪声污染而到别处租房、为了防止水污染而自行购置净化设施,等等,由于不具有对抗性,所以不在本文所说的“环境抗争”之内。表1列出了2003年全国综合社会调查中城镇居民在遭受环境危害之后所采取的抗争行动。不难发现,这些行动具有以几下重要特征:第一,基本上是体制内行为,而不是体制外行为,即,主要是利用而不是撇开,更不是排斥国家及其附属机构(如媒体)进行抗争。如表1所示,居民采取最多的行动是“向街道、居委会反映”,达到38.19%;如果再加上第三、四、五种方式,比例则达到67.48%。而典型的体制外行为——游行、示威等,只占区区0.65%;即使再加上“通过民间环保团体反映”,也只有3.97%。第二,基本上是个体行动,而不是集体行动。尽管调查中没有询问表1所列的行动是以个体还是以集体的形式进行,但根据集体行动在中国的政治敏感性以及集体行动的组织难度等实际情况,我们基本可以推定,除已明示的“游行、示威”这一方式以外,其他绝大多数抗争,特别是那些利用公共资源进行的抗争,应该是以个体形式进行的。第三,这些行为都是围绕特定事件而发生的,是事件性的,而不是连续的、习惯性的行为。

1  城镇居民遭受环境危害后的抗争行动

<><><>

采取的抗争行动(可多项选择

人次 (N)

百分比 (%)

 

 

 

1)    向街道、居委会反映

944

38.19

2)    直接向制造污染的单位或个人提出抗议

440

17.80

3)    向地方政府投诉

365

14.77

4)    向工作单位反映

359

14.52

5)    向媒体投诉

161

6.51

6)    其他措施(向法院起诉等)

105

4.24

7)    通过民间环保团体反映

82

3.32

8)    游行、示威

16

0.65

 

 

 

总计

2,472

100.00

 

具有这样一些特征的环境抗争,与社会运动研究所关注的“环境运动”(environmental movements or ecological movements)和环境社会学所研究的“环境行为”(environmental behavior)都有根本区别。在社会运动研究中,环境运动通常是指那些围绕特定环境利益或价值而进行的具有一定持续性和组织性的体制外集体行动,而这里所说的环境抗争则基本上是个体性的、事件性的,并且是在体制内进行的。另一方面,“环境行为”虽然是环境社会学研究的一个重要议题,但环境社会学所说的“环境行为”通常指的是作为一种日常生活方式和习惯的环境行为,与这里针对特定环境危害事件而展开的环境抗争是两回事。因此,尽管关于环境运动和环境行为的研究成果非常丰富,却难以为本文所研究的问题提供适当的理论框架。

不过,费孝通先生的有关论述却为理解中国的环境抗争提供了一种思路。在《乡土中国》中,他(198521)说:“在乡村工作者看来,中国乡下老最大的毛病是‘私’。说起私,我们就会想到‘各人自扫门前雪,莫管他人屋上霜’的俗语。谁也不敢否认这俗语多少是中国人的信条。其实抱有这种态度的并不只是乡下人,就是所谓城里人,何尝不是如此”,又说:“私的毛病在中国实在比愚和病更普遍得多,从上到下似乎没有不害这毛病的”。根据上面所揭示的中国环境抗争的三个特征,本文推测,正是由于费孝通先生所说的“私的毛病”作祟,所以,尽管环境危害一般会涉及很多人,但人们仍然倾向于采取个体行动自力救济——其中最简单的方式显然是直接找制造环境危害的组织或个人算账,或向政府有关部门求助——,而不是联合有相同处境的人集体行动;尽管环境危害往往具有持续性,但人们仍然倾向于“就事论事”,热衷于争取眼前的具体利益,而不关心环境问题背后的公共政策和文化价值问题——相应地,也就难以形成具有组织性和连续性的环境运动。

如果这种推测是正确的,那么,“私的毛病”到底是通过什么机制造成环境抗争行为差异的呢?这就需要进一步探讨“私的毛病”背后的行为逻辑。正如费孝通(198522)所指出的,“要讨论私的问题就得把整个社会结构的格局提出来考虑一下”。这里所谓“社会结构的格局”,费孝通已经说得很清楚,就是“差序格局”。在费孝通(198524)看来,正是差序格局的功能和结构决定了中国人以“私”为中心的行为逻辑。首先,从功能上说,差序格局实际上是一种“生活上的互助机构”,亦即一种资源配置结构。个人的社会关系的格局不同,意味着个人能够支配和调用的资源不同;具体到本文所讨论的问题上来,就意味着个人面对环境危害时实施抗争的能力不同,顺理成章地,抗争还是沉默的行为选择也就不同。

其次,差序格局的结构决定了资源配置的规则。从费孝通的论述中,我们可以得出差序格局中的两个基本要素:一是作为中心的“己”,二是处于外围的社会关系网络。在差序格局中,这两个要素是紧密联系在一起的:一方面,作为中心的“己”非常关键,个人的能力和地位如何,在很大程度上决定着他所能构造的网络的大小和势力——社会关系网络“不是一个固定的团体,而是一个范围。范围的大小也要依着中心的势力厚薄而定。有势力的人家的街坊可以遍及全村,穷苦人家的街坊只是比邻的两三家。”“富于伸缩的社会圈子会因中心势力的变化而大小”,“势力一变,树倒猢狲散,缩成一小团”(费孝通 198524)。另一方面,“己”的地位的维持和提升,同样离不开社会关系网络的帮衬。对这一点,费孝通没有明确指出,林耀华(20002)倒有非常精妙的比喻:“我们日常交往的圈子就是像一个用有弹性的橡皮带紧紧连在一起的竹竿构成的网,这个网精心保持着平衡。拼命拉断一根橡皮带,整个网就散了。每一根紧紧连在一起的竹竿就是我们生活中所交往的个人,如抽出一根竹竿,我们也会痛苦地跌倒,整个网便立刻松弛”。由是观之,在差序格局中,资源的配置实际上循着两条路径:一是个人的社会经济地位,二是个人所结交的社会关系网络。个人的社会经济地位越高,支配和调用资源的能力越强;同样,个人所结交的社会关系越广、势力越大,支配和调用资源的能力也越强。不过,需要注意的是,这两个渠道虽然是高度关联的,但并不是可以完全互换的。事实上,基于社会经济地位的交换法则与基于人情关系的互惠法则之间往往存在着紧张关系(阎云祥 2000132144-169)。因此,它们在多大程度可以相互转换,需要通过经验研究来回答,不能事先从理论上予以肯定或排除。相应地,在经验研究中,有必要把社会经济地位和社会关系网络分开来考察。

基于上述理论分析,本文提出这样一个基本理论假设:

作为中国社会结构的基本形态,差序格局深刻地影响着城镇居民遭受环境危害时的行为反应;在差序格局中,如果其他条件相同,城镇居民在遭受环境危害时到底是选择抗争还是选择沉默,取决于他所在的社会关系网络以及该网络的疏通能力。

如前所述,差序格局有两个基本要素,一个是“己”的社会经济地位,另一个是围绕“己”的社会经济地位而建立起来的社会关系网络。据此,基本假设可以进一步具体化为两个操作性假设:

假设1:个人社会经济地位越高,遭受环境危害时作出抗争行为的可能性越高。

假设2:个人社会关系网络的规模越大或势力越强,遭受环境危害时作出抗争行为的可能性越高。

仅有这两个操作性假设还是不够的,因为这两个假设只能分别验证社会经济地位和社会关系网络是否影响到环境抗争,而不能验证社会经济地位与社会关系网络之间的关系是否构成了差序格局。根据差序格局理论,一方面,社会经济地位与社会关系网络必须是紧密相关的,而不能是相互分离的,即二者的相关系数不能等于0;另一方面,社会关系网络不能完全收敛于社会经济地位,即二者的相关系数不能等于1——如果等于1,表明社会关系网络完全丧失了资源配置功能,个人行动所需要的资源完全来源于刚性的社会经济地位,而这恰恰是团体格局而不是差序格局。因此,本文提出第三个假设:

假设3:在中国城镇,个人的社会经济地位与社会关系网络是紧密联系在一起的;社会经济地位越高,社会关系网络的规模越大或势力越强,但社会关系网络并不完全决定于社会经济地位。

个人社会经济地位与社会关系网络紧密联系在一起,固然是差序格局必不可少的特征,但并不是所有的特征,甚至不是本质的特征。即使在团体格局下,社会经济地位和社会关系网络也可以是紧密联系在一起的。从理想类型的意义上说,差序格局与团体格局的本质差别在于,在团体格局中,公私、群己的界限以组织规则为基础,清楚明了;而在差序格局中,公私、群己的界限往往以“关系”为转移,或者更具体地说,以个人关系网络的疏通能力为转移:疏通能力越强,意味着可以突破的正式组织界限越多,从而通过非组织渠道获取的资源越多。因此,为了验证本文的基本理论假设,尤其是为了验证中国城镇居民的环境抗争行为是否受到差序格局的影响,还需要第四个假设:

假设4:社会关系网络的疏通能力越强,面对环境危害时作出抗争行为的可能性越高。

这四个假设在逻辑上是相辅相承、层层推进的:假设12要验证的是社会经济地位和社会关系网络确实影响到中国城镇居民的环境抗争;而假设34则更进一步,要验证的是这种影响是通过特定的方式,即差序格局而发生的。只有四个假设同时得到证实,本文的基本假设才能成立。下面,本文将用2003年中国综合社会调查的数据对这四个假设进行检验。

二、数据与变量

(一)数据

本文所使用的数据来自中国人民大学社会学系和香港科技大学调查研究中心于200310~11月共同组织实施的《全国综合社会调查(城镇部分)》。此次调查覆盖除港、澳、台、藏、青、宁之外的全国28个省(市、自治区)的5900户城镇居民。调查利用第五次全国人口普查数据,采用PPS抽样从省级单位抽到社区,再在每个社区以系统抽样抽取10个调查户,用Kish表每户抽取1人作为调查对象。调查对象为18~69岁的成年人,共抽取5900人;调查方式为入户面访,实际完成问卷 5894份。经过数据清理,最后样本量为5894

该调查的B部分为环境调查。B部分调查除黑龙江省虎林市、双鸭山市宝山区和青冈县,湖北省郧西县、竹溪县、当阳市和黄冈市黄州区,吉林全省和广东全省外,覆盖A部分调查的所有抽样单位,共访问5067人,完成问卷5067份。在这5067人中,明确表示受过环境危害的有3878人。这3878人构成本次研究的样本。

(二)变量

1、因变量

本文的因变量为遭受环境危害后的抗争行动,简称“环境抗争”。在调查中,我们问道:“为了减轻您和家人所遭受的环境危害,您曾经采取过哪些措施?”在明确表示曾经遭受环境危害的3878人中,明确表示“没有采取什么措施”的有2355人,占60.73%;采取过表1中所列举的任何一种措施的共146137.67%;未作答的62人,占1.60%。在本文中,“环境抗争”是一个虚拟变量,如果受访者进行过任何抗争,赋值为1,否则为0

2、自变量

本文的自变量共分为三组:人口学变量、社会经济地位变量和社会关系网络变量。

2.1 人口学变量

本文的人口学变量只有两个:性别年龄

2.2 社会经济地位变量

社会经济地位分别从教育、职业、收入和行政级别等四个方面来测量。

教育地位。本文有两种测量方式:一种是教育程度,按学历分成为小学及以下、初中、高中、大专、大学及以上等五个层次,另一种是根据教育经历精确计算的“受教育年数”,其中包括在职接受教育的年数。

职业地位,本文用相应职业的ISEI[1]得分来测量:一个变量是“职业ISEI”,即该职业在ISEI量表中的原始得分,理论取值区间为0~100;另一个变量是“职业分层”,即把受访者以“职业ISEI”高低为序平均分成五层,令每层内受访者人数相等[2]

收入地位,本文用“收入分层”测量。所谓“收入分层”,是把受访者按个人年收入五等分组。这里“个人年收入”指个人在一年内的所有收入,包括工资、津贴、福利、利息、馈赠,等等。

行政级别,本文划分为无级别、副科级以下、副科级、科级、副处级及以上等五个层次。

2.3 社会关系网络变量

本文从五个角度来测量个人的社会关系网络:

讨论网规模,五分变量。被调查者经常与之讨论重要问题的所有人构成一个“讨论网”。把受访者按其讨论网内人员的数量五等分组,即为这里所说的“讨论网规模”。

讨论网势力:五分变量。把讨论网内最重要的5个人的ISEI得分相加,五等分组。

拜年网规模:五分变量。2003年春节期间被调查者与之相互拜年的亲朋好友和其他人构成一个“拜年网”。“拜年网规模”是把受访者按其拜年网内人员的数量五等分组。

拜年网势力:五分变量,把拜年网内各类人员的ISEI得分相加,五等分组。

拜年网内官员:虚拟变量。拜年网内如果有政府或党群组织负责人,该变量赋值为1,否则赋值为0

关系疏通能力:虚拟变量。在2003年全国综合调查中,没有直接询问被调查者在遭受环境危害后是否找人疏通以便解决问题,故本文用被调查者在找最近或最后一份工作时,“关系”是否起到决定性作用来测量其关系网络的疏通能力。如果关系起到决定性作用,该变量赋值为1,否则为0

所有变量的描述和解释见表3

 

3  本文所用变量的描述和说明

变 量

样本量

平均值

最小值

最大值

标准差

性质

 

 

 

 

 

 

 

 

 

环境抗争

3816

.38

0

1

.49

虚拟

0=无,1=有

性别

3878

.49

0

1

.50

虚拟

0=男,1=女

年龄

3878

43.47

18

69

13.21

连续

 

党员

3832

.19

0

1

.39

虚拟

0=否,1=是

教育程度

3878

1.65

0

4

1.13

定序

0=小学及以下,1=初中,2=高中,3=大专,4=大学以及上

受教育年数

3838

15.13

0

45

6.67

连续

 

行政级别

3359

.19

0

4

.68

定序

0=无级别,1=副科级以下,2=副科级,3=科级,4=副处级及以上

职业ISEI

3448

45.68

10

88

15.38

连续

 

职业分层

3448

2.17

0

4

1.41

定序

0=最低,4=最高

收入分层

3449

2.03

0

4

1.41

定序

0=最低,4=最高

讨论网规模

3605

2.44

0

4

1.26

定序

0=最低,4=最高

讨论网势力

3878

2.01

0

4

1.40

定序

0=最低,4=最高

拜年网规模

3878

2.05

0

4

1.40

定序

0=最低,4=最高

拜年网势力

3663

2.01

0

4

1.41

定序

0=最低,4=最高

拜年网内官员

3665

.23

0

1

.42

虚拟

0=无,1=有

关系疏通能力

984

0.44

0

1

0.50

虚拟

0=否,1=是

在本文的统计中,所有定序变量都被当作连续变量处理。所有变量的缺失值都不纳入计算。

三、结果与解释

(一)社会经济地位与环境抗争

根据假设1,我们首先来看社会经济地位对环境抗争行为的影响。图1显示的是环境抗争行为在教育程度、收入分层、职业分层和行政级别等四种社会经济地位上的分布。图中的数字表示处于某一社会经济地位相应层次的所有人中,进行过环境抗争的人所占的百分比。从该图可以看出,一个基本的趋势是:在任何一种社会经济地位上,随着地位层次的提高,采取行动的可能性越来越高。比如,随着教育程度的提高,采取行动的人比例从28.48%稳步提高到47.72%。此外,除在职业分层和行政级别这两个维度上的增长趋势有所波动外,在另外两个维度上都是单调递增的。这显示,个人的社会经济地位对环境抗争具有正面影响,地位越高,面对环境危害时进行抗争的可能性越高。

1  环境抗争在教育程度、收入分层、职业分层和行政级别上的分布

这一点在Logistic回归中进一步得到证实。如表4中模型1~4,在控制性别、年龄和所有社会关系变量的前提下,受教育年数、职业ISEI、收入分层和行政级别等四种社会经济地位对环境抗争都具有正面影响。其中,受教育年数每增加1年,环境抗争的发生比(odds ratio)将增加3.05%= e.03-1);职业ISEI每增加1分,环境抗争的发生比将增加1.01%= e.01-1);收入分层每提高一层,环境抗争的发生比将增加4.08%= e.04-1),但在统计上不显著;行政级别每提高一个级别,环境抗争的发生比将提高18.53%=e.17-1)。这一结果表明,假设1,即随着社会经济地位的提高,对环境危害作出抗争行为的可能性也将提高,已经得到证实。对环境抗争产生积极影响的社会经济地位分别是受教育年数、职业地位和行政级别。

4 用个人社会经济地位预测环境抗争的Logistic回归系数

 

基准

模型

模型

1

模型

2

模型

3

模型

4

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

控制变量

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

性别(男=0

.13

#

.10

 

.09

 

.08

 

.07

 

 

(.07

)

(.07

)

(.08

)

(.08

)

(.08

)

年龄

.01

**

.01

***

.01

**

.01

**

.01

*

 

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

讨论网规模

.14

**

.18

***

.16

***

.17

***

.15

**

 

(.04

)

(.04

)

(.05

)

(.04

)

(.05

)

讨论网势力

.06

 

.01

 

.02

 

.03

 

.04

 

 

(.04

)

(.04

)

(.04

)

(.04

)

(.04

)

拜年网规模

-.01

 

-.01

 

-.01

 

-.01

 

-.02

 

 

(.03

)

(.03

)

(.03

)

(.03

)

(.03

)

拜年网势力

.13

***

.09

*

.14

***

.13

***

.14

***

 

(.04

)

(.04

)

(.04

)

(.04

)

(.04

)

拜年网内官员(无=0

.19

#

.18

#

.15

 

.18

#

.16

 

 

(.10

)

(.10

)

(.11

)

(.11

)

(.11

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

社会经济地位

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

受教育年数

 

 

.03

***

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.01

)

 

 

 

 

 

 

职业ISEI

 

 

 

 

.01

*

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.00

)

 

 

 

 

收入分层

 

 

 

 

 

 

.04

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.03

)

 

 

行政级别

 

 

 

 

 

 

 

 

.17

**

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.06

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

截距

-1.69

***

-2.32

***

-1.94

***

-1.80

***

-1.61

***

 

(.17

)

(.21

)

(.21

)

(.19

)

(.19

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-2LL

4,347.69

 

4,284.20

 

3,890.95

 

3,876.42

 

3,796.70

 

R2

119.73

 

143.70

 

111.52

 

113.17

 

111.61

 

N

3,351.00

 

3,320.00

 

2,989.00

 

2,985.00

 

2,913.00

 

括号内为相应系数的标准误。  # p0.1   * p.05   ** p.01   *** p.001

(二)社会关系网络与环境抗争

根据假设2,再来看社会关系网络对环境抗争的影响。如表5中模型1~5所示,在控制性别、年龄和所有社会经济地位的前提下,讨论网规模、讨论网势力、拜年网规模、拜年网势力和拜年网内有无党政官员等五项社会关系指标,都对提高环境抗争的发生率具有正面影响,分别可以将环境抗争的发生比提高22.14%=e.20-1)、15.03%=e.14-1)、9.42%=e.09-1)、17.35%=e.16-1)和37.71%=e.32-1),且在统计上都是显著的。这表明,随着社会关系网络的规模扩大或势力增强,遭受环境危害时作出抗争的可能性越高,即假设2得到证实。

 

5 用社会关系网络预测环境抗争的Logistic系数

 

基准

模型

模型

1

模型

2

模型

3

模型

4

模型

5

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

控制变量

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

性别

.00

 

.02

 

.01

 

.00

 

.03

 

.03

 

 

(.08

)

(.08

)

(.08

)

(.08

)

(.08

)

(.08

)

年龄

.01

***

.01

*

.01

***

.01

***

.01

***

.01

***

 

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

行政级别

.15

*

.14

*

.15

*

.14

*

.13

*

.13

*

 

(.06

)

(.06

)

(.06

)

(.06

)

(.06

)

(.06

)

职业ISEI

.00

 

.00

 

.00

 

.00

 

.00

 

.00

 

 

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

(.00

)

受教育年数

.04

***

.03

***

.03

***

.04

***

.03

***

.03

***

 

(.01

)

(.01

)

(.01

)

(.01

)

(.01

)

(.01

)

收入分层

.01

 

-.01

 

-.01

 

.00

 

-.02

 

.01

 

 

(.03

)

(.03

)

(.03

)

(.03

)

(.03

)

(.03

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

社会关系网络

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

讨论网规模

 

 

.20

***

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.03

)

 

 

 

 

 

 

 

 

讨论网势力

 

 

 

 

.14

***

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.03

)

 

 

 

 

 

 

拜年网规模

 

 

 

 

 

 

.09

**

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.03

)

 

 

 

 

拜年网势力

 

 

 

 

 

 

 

 

.16

***

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.03

)

 

 

拜年网内官员

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

.32

**

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.09

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

截距

-1.71

***

-2.20

***

-1.89

***

-1.89

***

-1.84

 

-1.73

***

 

(.22

)

(.24

)

(.22

)

(.22

)

(.22

)

(.22

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-2LL

4,007.21

 

3,676.13

 

3,983.11

 

3,997.20

 

3,801.88

 

3,818.56

 

R2

73.53

 

102.78

 

97.63

 

83.54

 

98.33

 

83.48

 

N

3,043.00

 

2,828.00

 

3,043.00

 

3,043.00

 

2,900.00

 

2,901.00

 

括号内为相应系数的标准误。 # p0.1  * p.05   ** p0.01   *** p.001

(三)社会经济地位与社会关系网络

上面的分析已经证实,不管是社会经济地位还是社会关系网络,都对环境抗争的发生具有正面影响。社会经济地位越高,对环境危害进行抗争的可能性越高;同样,社会关系网络规模越大或势力越强,对环境危害进行抗争的可能性也越高。但是,这一发现不足以证明环境抗争的差异是由差序格局引起的。因为根据差序格局理论,社会经济地位与社会关系网络不但分别具有资源分配功能,而且存在着中心与外围的关系。因此,下面还需要进一步证明:一方面,社会经济地位和社会关系网络是紧密相关的,另一方面,又不是完全重合的——如果完全重合,就不存在所谓中心与外围的关系了。

在上面表4中,在控制所有社会关系网络变量之后,所有社会经济地位变量对环境抗争仍然具有正面影响,且除收入分层之外,其他三种地位——受教育年数、职业ISEI和行政级别的影响在统计上都是显著的;另一方面,在表5中,在控制所有社会经济地位变量以后,讨论网规模、讨论网势力、拜年网规模、拜年网势力和拜年网内有无官员等所有社会关系网络变量对环境抗争都有正面影响,且在统计上都是显著的。这说明,社会经济地位和社会关系网络对环境抗争的影响确实是相对独立的,相互之间不存在完全重合的关系。那么,两组变量之间的相关程度又如何呢?

6显示的是社会经济地位与社会关系网络这两组之间的等级相关系数。可以看出,两组变量之间确实是紧密相关的。除行政级别与讨论网规模之间的相关系数[3]在统计上不显著外,其他所有两组变量之间的相关系数都是相当显著的。并且,共有9个相关系数在0.2以上,占全部系数的45%;最高的达到0.37(教育程度与拜年网势力之间),最低的也有0.09(个人收入与讨论网规模之间)。尤其引人注目的是社会经济地位与关系网势力之间的相关程度。除行政级别外,其他三项社会经济地位指标与讨论网势力、拜年网势力和拜年内官员之间的相关程度基本上都在0.2以上,其中,与“拜年网势力”之间的相关程度更基本上在0.3以上。这一发现印证了费孝通关于差序格局特征的描述:以己为中心,随着中心势力的强弱,社会关系网络的范围和势力亦是随时伸缩的。也就是说,假设3也得到证实。

6 社会经济地位与社会关系网络之间的等级相关系数

 

讨论网规模

讨论网势力

拜年网规模

拜年网势力

拜年网内官员

 

 

 

 

 

 

教育程度

.12***

.29***

.21***

.37***

.21***

职业分层

.09***

.26***

.17***

.32***

.21***

收入分层

.09***

.24***

.19***

.31***

.18***

行政级别

.01***

.10***

.08***

.18***

.17***

 

 

 

 

 

 

# p.1  * p.05  ** p.01  *** p.001

(四)关系疏通能力与环境抗争

如前所述,差序格局与团体格局之间的本质差别之一在于,在团体格局中,公私、群己的界限非常明确,资源的获取主要依据正式的组织规则;而在差序格局中,公私、群己的正式界限往往被社会关系网络突破,关系疏通能力越强,正式组织界限的限制作用越小。表6中社会经济地位与社会关系网络分层之间的相关系数基本上在0.2~0.4之间的事实,其实已经在一定程度上证明差序格局的存在。

7  用关系疏通能力预测环境抗争的Logistic回归系数

模型1

 

模型2

 

模型3

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

性别

0.11

 

 

性别

0.14

 

 

性别

0.03

 

 

(.14

)

 

 

(.15

)

 

 

(.16

)

年龄

0.01

#

 

年龄

0.02

**

 

年龄

0.02

 

 

(.01

)

 

 

(.01

)

 

 

(.01

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

社会关系网络

 

 

 

社会经济地位

 

 

 

 

 

 

讨论网规模

0.18

#

 

行政级别

0.64

*

 

 

 

 

 

(.08

)

 

 

(.27

)

 

 

 

 

讨论网势力

0.02

 

 

职业ISEI

0.01

 

 

 

 

 

 

(.08

)

 

 

(.01

)

 

 

 

 

拜年网规模

-0.10

 

 

受教育年数

0.07

***

 

 

 

 

 

(.07

)

 

 

(.02

)

 

 

 

 

拜年网势力

0.26

***

 

收入分层

0.05

 

 

 

 

 

 

(.07

)

 

 

(.06

)

 

 

 

 

拜年网内官员

0.36

#

 

 

 

 

 

 

 

 

 

(.21

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

关系疏通能力

0.52

***

 

关系疏通能力

0.56

***

 

关系疏通能力

0.31

*

 

(.14

)

 

 

(.15

)

 

 

(.16

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

截距

-1.25

***

 

截距

-2.44

***

 

截距

-3.01

***

 

(.26

)

 

 

(.38

)

 

 

(.46

)

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-2LL

1255.73

 

 

-2LL

1,085.80

 

 

-2LL

1015.22

 

R2

16.41

 

 

R2

68.96

 

 

R2

67.8

 

N

969

 

 

N

880

 

 

N

823

 

括号内为相应系数的标准误。  # p.1  * p.05  ** p.01  *** p.001

 

相对于社会经济地位与社会关系网络之间的相关程度,更能验证差序格局对环境抗争之影响的,是直接检验关系疏通能力对环境抗争的影响,即环境抗争的发生到底在多大程度上是依赖非正式的社会关系网络,而不是正式的组织规则。如表7所示:模型1只控制了性别和年龄两个最简单的人口学变量,结果显示,如果有关系疏通能力,遭受环境危害时作出抗争反应的发生比将提高68.20%=e.52-1)!在模型2中,进一步控制所有社会关系网络变量,结果关系疏通能力的影响力仍然高达0.56,即可将抗争反应的发生比提高75.07%[4]。在模型3中,控制所有社会经济地位变量后,关系疏通能力的系数也有0.31,即可将抗争反应的发生比提高36.34%= e.31-1)。显然,不管是在哪种情况下,关系疏通能力对环境抗争的预测能力都是相当强的。这说明,社会关系网络确实可以击穿正式的组织规则,对环境抗争产生非常强烈的影响。假设4也得到证明。

至此,本文提出的四个操作性假设均已得到证实。相应地,本文的基本假设,即差序格局深刻地影响着城镇居民遭受环境危害时的抗争行动,在其他条件相同的情况下,城镇居民环境抗争行动的差异来源于他在日常生活中所构造的社会关系网络(用通俗的话来说就是“圈子”)以及该网络的疏通能力,也得到证实。

四、讨论

综上所述,本文的发现是,大多数人之所以在遭受环境危害后选择沉默,是因为他们在覆盖整个社会的差序格局中处于不利位置,缺乏通过抗争来维护自己利益所需要的资源。如果本文的发现是成立的,那么它到底具有什么现实含义和理论意义?下面,本文拟就差序格局与社会治理、差序格局与社会资本等两个问题做一些探讨。

(一)差序格局与社会治理

差序格局对环境抗争的深刻影响,表明中国的社会治理模式仍未实现从传统人治向现代法治的根本转变。差序格局是人治模式的必然产物。在人治模式下,不管是私人资源还是公共资源的分配,都缺乏明确的、刚性的规则,即或有之,也是可以因个人好恶和私交而制宜的。由此而导致的一个后果是,社会缺乏一个明确的、可预期的交换模式——尽管社会关系网络的运转总会以某种互惠原则为基础,但原则终归是原则,事实上,每个人对自己从社会关系网络中能不能得到、什么时候得到、能够得到什么回馈,并不是非常有把握。为了应付规则模糊所造成的“不时之需”,每个人都必须努力构建自己的“势力范围”。势力范围越大,可供自己调度的资源就越丰富。

环境保护是中国的一项基本国策。从法理上讲,任何一位公民的环境利益如果受到损害,国家应当无差别地予以保护。但从本文的发现来看,国家对公民利益的保护是有差别的。那些社会经济地位高的、社会关系强的人,能够更多地表达自己的利益,从而得到国家的保护;而那些社会经济地位低的、社会关系弱的人,则无法使自己的环境利益引起国家的重视,只能充当“沉默的大多数”。面对环境危害,选择抗争还是沉默?我们相信,绝大多数人都是理性的,如果不是有什么无法克服的障碍,他们是不会放弃保护自己的利益的。现在,既然恰恰是那些社会经济地位低、社会关系弱选择了放弃,那么反过来也说明,国家有关部门对环境政策和法规的执行是因人而异的,是人治,而非“法律面前人人平等”的法治。正是这样一种环境治理模式,使大量地位低、关系弱的人知难而退,选择了沉默,于是造成了“沉默的大多数”的现象。

管费孝通先生认为“差序格局”是乡土中国,即中国传统社会的特征,但差序格局至今仍在中国社会和政治生活中广泛存在,并不是一件令人讶异的偶然事件。魏昂德(Walder 1986)早就发现,1949年中国革命胜利后,国家对社会的改造固然很有成效,但并不足以消灭人与人之间私相授受的“庇护主义”关系。人们对个人利益的获取,更多的是依靠这种庇护主义关系,而不是组织关系。只不过在国家政治的高压之下,关系运作用了很多政治口号和组织规则作伪装,进行得更隐蔽、更巧妙而已。魏昂德把这种一种社会结构形态称为“新传统主义”。显然,所谓“新传统主义”,实际上是一种特殊形态的差序格局,即在国家社会主义(state socialism)体制下运作的差序格局。改革开放以后,差序格局并未随着国家社会主义向市场社会主义的转型而消失,边燕杰(Bian 1994; Bian et al. 2005)、彭轲(Pieke 1995)等人的研究已经证实了这一点。

尽管环境保护是我国的基本国策,但事实上,政府官员中普遍存在着以GDP论英雄的思想,因此对环境保护政策和执行的往往是消极的、冷漠的。政府的不作为,更加大了人们保护自身环境利益时的成本。这也许是居然有超过60%的人选择沉默的重要原因。不妨假设,如果政府的环境保护行为更积极一些,那么,尽管差序格局对环境抗争的正面影响仍然存在,但选择沉默的人可能会有所减少。也许,“沉默的大多数”会变成“沉默的极少数”。

(二)差序格局还是社会资本?

本文证实了社会关系网络及其疏通功能对环境抗争的正面影响。这在很多人看来,是可以用社会资本理论来解释的。但是,本文拒绝社会资本理论,而选择了差序格局理论。这一抉择的原因在于,当前流行的社会资本理论内部有着不可克服的逻辑矛盾,本文关于差序格局与环境抗争之间关系的研究正好鲜明地突出了这一点。如果说本文的发现有什么理论意义的话,凸显社会资本理论在逻辑上的尴尬可算是其中之一。

在社会资本理论中,对“社会资本”概念的定义实际上有两种方向。如果我们把行动者与共同体看作是对立统一的两个方面的话,那么,可以说,一种定义是“行动者本位”的,另一种定义是“共同体本位”的(参见Portes 1998)。在“行动者本位”的定义中,社会资本被定义为任何能够为行动者(包括个体和群体、自然人和法人)的行动提供便利的社会结构特质,比如社会关系网络、社会认同、内化了的价值和规范、社会信任,等等。布迪厄(Bourdieu 1985)、科尔曼(Coleman 1990)等最早阐述社会资本理论的社会学家都是这么定义的。而在“共同体本位”的定义中,社会资本被定义为“那些能够为增进共同福祉的行动和合作提供便利的社会组织特征,比如网络、规范、信任等”(Putnam et al. 199335-36)。这一定义是由美国政治学家普特南在其《让民主有效运转》(Making Democracy Work)一书率先提出并广为流传的。与此相应,在经验研究中,关于社会资本的测量,即判断一种社会结构特质是不是社会资本,也有两个方向:“行动者本位”依据的是,它是否有利于单个行动者的任意行动和私利至于是否有利于共同体内多个行动者的共同行动,则不必考虑;与此相反,“共同体本位”则依据它是否有利于某一共同体内(可以是群体、社区、城市甚至整个国家)所有行动者的共同行动(比如合作、互助等等)和共同福祉。一言以蔽之,在定义和测量社会资本时,“行动者本位”关注的焦点是“私”,而“共同体本位”关注的则是“公”。

社会资本理论的内在矛盾和逻辑尴尬就在于它“公私不分”。在现实生活中,公私两利或公私不相害的社会结构特质固然有之,但更常见的情况是“零和博弈”,即一种社会结构特质要么有利于促进单个行动者的单边行动和福祉,要么有利于促进多个行动者的共同行动和共同福祉,二者不能两全。就像本文所研究的环境抗争问题,大家都忙着找门子、托关系以解决自己的问题,对整个社会的环境保护却漠不关心。在这里,社会关系网络对个人而言无疑是“社会资本”,但对整个社会而言,显然不能算是“社会资本”,甚至可以说是一种“负社会资本”,因为它破坏了集体行动的规则,不利于整个社会的环境保护。一旦遇到公私不两立的情况,社会资本理论就显现出它在逻辑上的尴尬——某种社会结构特质从一个角度来看是社会资本,从另一个角度来看又不是社会资本。既是又不是,在概念定义上违背了逻辑上的排中律。这样一个概念既然无法清晰地描述社会的变异(variation),自然也不能解释社会的变异,而科学的任务正是解释变异。

其实两种倾向的社会资本理论都已经注意到这一逻辑难题,并力图通过创造新的概念予以解决。在“行动者本位”的社会资本理论中,一些学者把不利于单个行动者的单边行动(但可能有利于多个行动者的共同行动)的“社会资本”称为“消极社会资本”(negative social capital)(参见Portes 1998, Pp.15-18; Portes and Sensenbrenner 1993)而在“共同体本位”的社会资本理论中,一些学者把不利于多个行动者共同行动(但可能有利于单个行动者单边行动)的“社会资本”称为“非社会资本”(unsocial capital)(参见Levi 1996)。这样一种概念上的重床叠屋,实际上更加凸显了社会资本理论的逻辑尴尬。我们不禁要问:“消极社会资本”和“非社会资本”到底算不算社会资本?如果算,就意味着社会资本中同时包括社会资本、消极社会资本和非社会资本;如果不算,消极社会资本和非社会资本又算什么?不管算与不算,在逻辑上都犯了种性与属性不分的错误。

 

 

共同行动

 

 

有利

不利

单边行动

有利

1

2

不利

4

3

3 关于“社会资本”的分类

如果我们把社会行动分为共同行动和单边行动两类,再把某种社会结构特质对社会行动的功能分成有利和不利两类,交叉分类即可得到图3。如果用该图来对应当前社会资本理论所提出的一系列概念,我们可以得到如下组合(∪”表示数学上的并集)

14:共同体本位的社会资本

12:行动者本位的社会资本

34:共同体本位的非社会资本

23行动者本位的消极社会资本

社会资本理论的初衷是想描述和预测某种社会结构特质对某种社会行动的某种功能。但上述组合却表明,它把本来相互对立的社会行动和相互对立的功能搅合在一起,结果造成了概念和逻辑上的混乱。相对于社会资本理论,差序格局理论的优点就恰恰就在于它在逻辑上非常清晰,即它只刻划和预测那些对单个行动者有利,却对社会共同体有害的社会结构特质,亦即图3中所示的方格2。正是基于这一点,本文弃用社会资本理论而选择了差序格局理论。

这里实际上也指出了社会资本理论进一步改造的方向,即按图3所示的分类法,把所谓的“社会资本”进一步划分为四种类型,然分别描述和预测每类“社会资本”的社会功能。不过,这已经不是本文所要讨论的问题了。

 

主要参考文献:

Bian, Yanjie. 1994. "Guanxi and the Allocation of Urban Jobs in China." China Quarterly 140:971-999.

Bian, Yanjie, Ronald L. Breiger, Deborah Davis, and Joseph Galaskiewicz. 2005. "Occupation, Class and Social Networks in Urban China." Social Forces 83:1443-1468.

Bourdieu, Pierre. 1985. "The Forms of Capital." Pp. 241-58 in Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education, edited by J. G. Richard. New York: Greenwood.

Coleman, James Samuel. 1990. Foundations of Social Theory. Cambridge, Mass.: Belknap Press of Harvard University Press.

Inglehart, Ronald. 1977. The Silent Revolution : Changing Values and Political Styles among Western Publics. Princeton, N.J.: Princeton University Press.

. 1990. Culture Shift in Advanced Industrial Society. Princeton, N.J.: Princeton University Press.

Levi, Margaret. 1996. ‘Social and unsocial capital: a review essay of Robert Putnam’s Making democracy work’. Politics and Society 24 (1): 45-55.

Pieke, Frank N. 1995. "Bureaucracy, Friends, and Money: The Growth of Capital Socialism in China." Comparative Studies in Society and History 37:494-518.

Portes, Alejandro. 1998. "Social Capital: Its Origins and Applications in Modern Sociology." Annual Review of Sociology 24:1-24.

Portes, Alejandro and Julia Sensenbrenner. 1993. "Embeddedness and Immigration: Notes on the Social Determinants of Economic Action." The American Journal of Sociology 98:1320-1350.

Putnam, Robert D., Robert Leonardi, and Raffaella Nanetti. 1993. Making Democracy Work : Civic Traditions in Modern Italy. Princeton, N.J.: Princeton University Press.

Walder, Andrew G. 1986. Communist Neo-Traditionalism : Work and Authority in Chinese Industry. Berkeley: University of California Press.

林耀华. 2000. 《金翼:中国家族制度的社会学研究》. 北京: 三联书店.

费孝通. 1985. 《乡土中国》. 北京: 三联书店.

阎云祥. 2000. 《礼物的流动:一个中国村庄中的互惠原则与社会网络》. 北京: 三联书店。

 

作者简介:冯仕政(1974- ),中国人民大学社会学理论与方法研究中心副研究员,社会学系副教授。主要研究方向为集体行为与社会运动、政治社会学、法律社会学。



本研究受全国优秀博士学位论文作者专项资金资助,项目编号200108,项目主持人为洪大用教授。感谢赵鼎新教授和苏阳教授在本文写作和修改过程中所提出的宝贵意见。本文存在的疏漏由本人负责。

 

[1] ISEI全称“International Socio-Economic Index”,是荷兰社会学家甘泽布姆(Ganzeboom)和美国社会学家特莱曼(Treiman)编制的一套测量职业地位的编码体系。在该体系中,所有职业都按其经济收入潜力取得一定分值,理论取值区间为0~100。用ISEI来衡量职业地位的好处在于,它综合考虑了包括权力、声望、教育等因素在内的多种职业特征。

[2] 下文所说的“五等分组”,与这里的方法相同。需要注意的是,由于数据的分布不同,五等分组时并不能保证每组内的受访者数量完全相等。

[3] 行政级别与各种社会关系网络指标之间的低相关程度,可能与社会关系网络中的“天花板效应”有关,即随着行政级别的提高,关系网络中比自己势力低的人会越来越多。

[4] 这并不意味着模型2中关系疏通能力的影响力比在模型1中更大,因为两个模型的样本量不同。

 
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