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0340;发展越纵深,社会网络关系也将贬值,即“关系下降论假设”（Guthrie,1998）.

与此相反的观点认为,市场化机制的确立和完善过程中,由于政治体制稳定和“抓大放小”政策实施之后国有单位持续强势,政治权力的作用将持续,甚至有条件地加强,这就是市场转型研究中的“权力持续假设”（Bian&Logan,1996）.在权力持续的社会分层体系中,可以想象社会网络关系作用的持续,因为权力运作往往增加了人为的成分,通过强关系寻找实权人物而得到人情回报的空间增大了.为此,在“体制洞”遍布转型经济的条件下,社会网络关系对职业地位和收入获得的效应不一定减少,很有可能增加（Bian,2002）.

本文采纳边燕杰等（Bian,2007；Bian&Zhang,2012）的观点后认为,随着市场竞争程度的提高和体制不确定性程度的提高,社会网络的收入效应当增加.这是因为市场竞争越激烈,越要求行动者具有相对比较优势,而体制的不确定性越高、规则模糊、权力运作不透明、交叉制度的兼容性低、社会网络关系的作用越大,就越会提高行动者的比较优势.中国加入世贸组织之后,虽然市场竞争程度不会消减,但是体制不确定性将逐步下降,特别在世贸组织影响力度较大的区域和部门,这种趋势比较明显,为此,社会网络的收入效应也随之下降.因此得出：

假设5：改革开放以来,社会网络中的信息资源和人情资源对入职收入的效应随着市场化的深入逐年加强,但在进入世贸组织之后开始受到制约.

二、变量设计和描述

八城市调查的抽样工作统一完成l,基于全国数据抽样框,在各市随机抽取城区居民委员会,每个城市作为单独总体,抽取足够的代表性样本,各市初定为1000户,根据居委会抽样的具体情况留出5%的调整余地.由于长春、济南和厦门的城区相对较小,调查户减至700个左右.为了满足多层次分析所需要的条件,每个城市抽取足够的社区样本,每个社区抽取20户,每户随机抽取一位具有非农、有收入工作经历的成年人作为被访人.调查前,我们对各市的外来务工人口做了深入研究,估计其规模,抽样时按照估计的比例在选中的居委会抽取常住人口户和外来人口户.调查采取人户面访形式,按统一问卷进行,在2009年夏、秋两季完成,复查率为10%.八城市调查最终收集有效问卷7102份,问卷回答率60%.

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八城市调查数据中,有6307个被访者曾有非农受雇工作经历,构成本文的分析样本（雇主和自雇不在其列）,分析样本的相关变量和描述性统计结果见表1,这里重点分析其中的四个关键变量.

入职收入是因变量,即被访者获得最近一份工作时的实际入职收入,平均月收入接近千元,标准差超过1500元,入职收入的不平等程度很大.由于该变量是右偏分布,所以取对数后进入分析模型.

关系强度是自变量,指被访者获得最近一份工作时是否使用了关系,如果是,与关系人的熟悉程度“熟极了”、“很熟”、“较熟”视为“强关系”,占29.9%；“不熟”、“不认识”（间接关系）视为“弱关系”,占29.4%；未使用关系占40.6%.

关系资源是重点自变量,指关系人提供的求职帮助属于信息资源性质还是人情资源性质.根据深度访谈和前期研究经验（边燕杰、张文宏,2001；Bian&Huang,2009）,研究区别两种关系资源的性质,其关键是看关系人是否与雇主发生接触,从而对其施加影响,获取人情偏好.为此,我们将提供就业信息、介绍招工情况、提出申请建议和协助整理申请材料等视为“信息资源”；而将帮助报名、递交申请、实名推荐、打招呼、安排面谈、陪同造访、承诺雇主要求和直接提供工作等视为“人情资源”.调查发现,有的求职者从关系人同时获得不同性质的资源,还有的求职者不愿意说明所获资源的性质,为此,产生了四种关系资源使用形态：信息资源（14.9%）、人情资源（9.2%）、信息和人情混合资源（23.9%）、关系资源不明（11.4%）,未使用关系的占40.6%.

入职年代是自变量,旨在厘清关系的作用是否随着改革的进程而发生变化,包括四个经济体制时代：（1）改革前（1956-1979）的再分配经济时代（25.3%）,（2）改革初期（1980-1992）的双轨制时代（22.2%）,（3）改革中期（1993—2001）的经济快速转型时代（14.4%）,（4）加入世贸组织后（2002年及以后）的全面市场化时代（37.5%）.除了上述核心变量,数据分析还涉及被访者的性别、年龄、户口、婚姻状况、受教育程度、政治面貌、工作单位性质和所在城市,均视为控制变量.其中,单位部门的缺失值较多,占样本的2.6%（见表1）.

三、假设检验

假设检验分三步进行.第一,检验弱关系是否更多地产生信息资源,强关系是否更多地产生人情资源（假设3）；第二,检验关系强度对入职收入影响程度的假设（假设1和假设2）,同时看关系强度的收入效应是否随着改革时代而发生显著变化；第三,检验关系资源对人职收入影响程度的假设（假设4）,同时检验关系资源的收入效应是否随改革时代而发生显著变化（假设5）.

（一）强关系和弱关系带来不同性质的资源

表2中的模型1表明,如果使用弱关系获得信息资源的几率为1（参照项,下同）,那么,使用强关系获取信息资源的几率是O.470,大约降低了一半；模型2同样以弱关系使用者为参照,其获取人情资源的几率为1,强关系使用者获取人情资源的几率为2.896,几乎增加2倍；模型3进一步证明强关系的相对优势：如果弱关系使用者获取混合资源的几率为1,强关系使用者获取混合资源的几率是3.061,差别超过2倍.这些结果证明假设3成立.这也说明,以往用关系强度代替关系资源的经验研究是有事实根据&

关系类论文范文数据库#30340;,但前者不能替代后者,因为强关系对信息和人情混合资源的动员作用也具有相对优势.获取什么性质的关系资源不受个人特征影响,不过,教育程度越高,获取混合资源的几率越大.随着中国经济改革的深入,单纯使用人情资源的求职者变得越来越少.

(二)关系强度影响入职收入

表3第一部分结果显示,利用关系而成功求职的比例从再分配时代的27.2%飙升到改革后期的81.6%,外部劳动力市场是一个不断嵌入社会关系的市场.第二部分总样本分析显示,当控制入职时代和其他变量的情况下,相对于没有使用关系的求职者来说,使用弱关系的入职收入高出12.2%（e0.115-1）,使用强关系的求职者收入高出22.4%（e0.202-1）,支持假设1和假设2.强弱关系回归系数的差异,经T检验证实是统计显著的,强关系的收入效应高于弱关系的收入效应10.2%（22.4%-12.2%）.举例来说,如果没有使用关系的入职月薪取均值1000元,那么弱关系使用者的入职月薪是1122元,强关系使用者的入职月薪是1224元.这些人的个人能力和特征是相同的,但是不同的关系使用导致了人职收入相当大的差异.

随着改革年代的推进,这些差异发生变化了吗?表3第二部分的分年代样本的分析回答了这个问题.对于弱关系效应：改革前和改革初,弱关系的收入效应是正向的,但是统计不显著,视为零,没有效应；改革中期和后期开始发挥效应,但是比较小.对于强关系效应：改革前,强关系的收入效应比较大,而且统计显著；改革初期,强关系的收入效应增加,统计显著；此后,强关系的收入效应保持统计显著水平,但是效应规模减少,低于改革前的水平.这个结果表明,深化改革之后,特别是进人世贸组织之后,劳动力市场对强关系的收入效应产生了很大的抑制作用.