佳文回溯｜潛在施助者的社會特征——基于CGSS（2010—2018）的實證研究

程誠

東南大學

人文學院社會學系

副教授

袁野

復旦大學

社會學系

碩士研究生

潛在施助者的社會特征

——基于CGSS（2010—2018）的實證研究

來源 | 《社會學研究》2023年第3期

作者 | 程誠、袁野

責任編輯 | 徐宗陽

“關系”及社會資本研究側重于關系使用者，強調個體動員網絡資源所帶來的功效，而忽視從施助者視角分析被請托現象及其影響。借助中國綜合社會調查數據（2010—2018），文章考察了個體被請托幫忙辦事的影響機制與變遷趨勢。實證結果表明：首先，人們社會經濟地位越高、網絡多樣性越強，則越可能被其他社會成員請托。其次，相比社會地位穩定者，有過流動經歷的個體更可能被請托。最后，被請托利用職務便利幫忙的現象隨時代變遷而逐漸減少。

一、引言

中國式“關系”深刻地影響著個人機遇與社會運行，學界對其功能的評價褒貶不一。改革開放以來，中國社會的資源配置方式經歷了從再分配向市場轉變的持續轉型。作為國家和市場之外的非制度性資源配置手段，私人關系網絡對市場的孕育與發展起到了關鍵作用（李培林，1994；張宛麗，1996），促進了中國私營企業的壯大（Peng，2004），維護了市場秩序及其發展（符平，2011）。與此同時，隨著分工的細化，人們的功能依賴性和相互聯系得以加強，為“關系”發揮正效應提供了更多空間。人際社會網絡在從個人到社會的多個層次上發揮了積極影響（邊燕杰，2004a；邊燕杰等，2012；Bian，2017）。

與之相反，亦有不少學者審視了“關系”的負面效應。首先，作為非正式資源配置手段的人際關系網絡經常與尋租、腐敗、職權泛化、走后門、請托等詞匯一同出現，具有濃厚的消極色彩（阮極，2018）。“關系”雖有利于少數人的資源獲取，但排斥和限制了大多數人，其不公正性阻礙了社會運行（張宛麗，1996；鄭杭生、奐平清，2003；馮仕政，2003）。“關系”強調私人情義，違反了社會主義大公無私的倫理觀，因而也被官方所反對（姚澤麟，2011）。其次，“關系”與社會資本的使用固化了社會不平等（程誠、邊燕杰，2014；程誠、任奕飛，2022）。最后，“關系”的負面效應也體現在微觀的求助者和施助者身上。比如，“逆差序格局”揭示了“關系”給求助者帶來的負效應（蔡禾、賈文娟，2009），不對稱的利益關系結構則導致施助者的利益受損（符平，2004），這與“社會資本陰暗面”（Portes，1998）的一些論述不謀而合。

無論是上文所述的積極價值或是消極影響，都預示著研究者需要關注“關系”的運行。事實上，已有諸多經驗研究討論了“關系”、關系資本、社會資本相關的問題，但大多是從求助者角度出發，關注哪些人更可能找關系（吳愈曉，2011；陳云松等，2013）、找什么樣的關系（Tian & Lin，2016）、找關系對求助者是否有用（梁玉成，2010；陳云松等，2014；McDonald，2015）、什么類型的關系網對求助者更有用（Granovetter，1973；Bian，1997；Obukhova & Zhang，2017）以及關系/社會資本及其影響的變遷（張順、程誠，2012；張文宏、張莉，2012；邊燕杰等，2020；李曉光、郭小弦，2022）等議題。

然而，“關系”實踐是求助者和施助者雙方的互動，僅僅關注求助者只能看到這一互動的一個面向，被請托者角色在現有研究中相當模糊。更重要的是，偏重于社會資本的動員與功效的研究容易陷入方法論的個體主義，只見到“關系”之于使用者的收益，而忽略了其他社會性后果。被請托者作為社會資源的實際提供者，是社會網絡非制度化的資源配置機制得以運作的關鍵角色，理應得到研究者的關注。在一篇對社會資本研究的總結中，林南（2020）也呼吁學術界未來的社會資本研究需要系統關注社會資本的給予方。綜上所述，本文試圖將視角轉向施助者一方，關注一個核心問題：在“關系”使用的過程中，誰更可能被請托。

請托乃至提供幫助是一個寬泛的議題，作為一項社會學的考察研究，我們有必要對其進行一些必要的限定。本文關注的是在職業領域中的被請托現象。具體言之，本文關心的是通過工作便利幫別人辦事這一現象。之所以選擇以此為切入點來對施助者角色進行考察，主要是基于如下考量。

求助者請托其他社會成員幫忙辦事是工具理性導向的，這種工具性目的往往需要借由個人的職業或職務得以實現。早期的研究者將個人以人情為媒介，利用職業權力之便來實現工具性目的之現象概括為“職業權力泛化”（雷弢，1988；張宛麗，1996），體現了公權力的尋租能力（劉欣，2005）。庇護主義觀所強調的非正式關系網絡的影響力大多也是就職場內部（Walder，1986）或者政商之間（Wank，1995）而言，都與職業所賦予的權力有著密切聯系。此外，分層流動領域的社會資本研究，強調的也是基于關系人職業地位的資源動員過程及其功效。因此，基于工作的請托不僅符合中國人對“關系”及其實踐的認知，對此議題的探討也有助于我們同社會資本與分層流動研究進行對話。

本文將研究內容限定為“因其他社會成員的請托，個體運用自己的崗位或職務優勢提供便利的社會行為”。該行為過程又可分解為三個環節：其他社會成員發出請托、被請托人提供幫助、目標達成。受研究條件制約，本研究暫且關注第一個環節，即具有哪些社會特征的個體更可能被其他成員請托？被請托并不意味著實際發生了幫助，這還取決于職務/崗位占據者的決策，但前者無疑是幫助能否發生的基礎。因此，在個體決策給定的情況下，被請托的發生率越高，利用職務提供幫助的可能性也將隨之提高。綜上所述，本文試圖基于多套有全國代表性的抽樣調查數據探究如下問題：具備哪些社會特征的行動者更有可能被他人請托，利用職務便利提供幫助？在社會轉型的背景下，這一現象發生的結構差異和變遷趨勢又如何？

二、理論與假設

（一）被請托的影響因素

“關系紐帶差異論”是邊燕杰關于“關系”模式的新概括，意在強調不同性質的關系紐帶的特征差異及其蘊含的資源差異（Bian，2018）。本文所強調的請托行為是具有強烈目標導向性的資源動員行動。在關系五層次中，請托—被請托關系超越了聯系、情感和情義紐帶，屬于具有目的性人情交換特征的互惠紐帶，甚至很多時候可歸入工具性最強、情感性最弱的交易紐帶中。因此，被請托與否的核心決定機制是潛在施助者掌控資源的多寡以及資源類型與求助者需求的匹配程度。林南的社會資源理論以及在此基礎上發展的社會資本理論為我們分析被請托的影響因素提供了理論基礎。

在關系強度之外，林南更強調關系人在社會分層體系中的位置。但現有研究的主要落腳點是社會資本（關系人地位）的功效。換言之，研究者關注的重點在于被請托者的特征屬性對求助者目標達成所產生的潛在影響。然而，從邏輯上講，在探討這個問題之前，我們還須了解具備哪些屬性的社會行動者更可能成為被請托的對象。

在為數不多的有關被請托者（常被稱為“關系人”）的研究中，邊燕杰及其合作者曾對關系人的結構地位（包括職務、單位所有制類型、單位級別）進行過初步考察（邊燕杰、張文宏，2001）。奧康納的研究則區分了關系人提供幫忙的“能力”和“意愿”，從關系人的社會地位、關系強度、關系人與求助者在社會屬性上的相似性等方面展開考察（O’Connor，2013）。史密斯探查了求助者以及施助者的個體特征（聲譽）、雙方的關系強度以及網絡屬性對于被請托人幫助意愿的影響（Smith，2005）。盡管后兩項研究與本文所指的施助者視角一致，但其關注點均是國外勞動力市場中的求職過程。本文將立足于被請托者的視角，結合中國社會的關系特征，試圖從社會地位、社會流動、網絡多樣性以及社會變遷四個維度分析被請托的社會發生機制。

1.社會地位假設

請托行為是中國社會中一種典型的“關系”實踐，具有強工具性、特殊主義的資源交換特征（Walder，1986）。因此，被請托與否受制于行動者的地位和權力，也就是他們掌控資源的多寡。盡管在等級制金字塔結構中處于相近位置的個體之間更可能發生互動（McPherson et al.，2001），但這類同質性互動因信息和資源的重復冗余，往往無法為關系使用者帶來工具性價值。因而在獲取資源的工具性行動中，個體需要尋求社會地位更高者的幫助，因為占據高社會位置的個人具有資源和視野等優勢（Lin，2002），也會因人情交換而樂意為求助者提供幫助或庇護（Walder，1986）。在針對中國社會的經驗研究中，彭慶恩（1996）詳細描述了包工頭為獲得項目承包權，積極同那些“位置很重要”的個人“拉關系”以擴展關系資本的關系實踐過程；梁玉成（2010）強調行動者傾向于建立“向上攀附”型的異質性關系；后續研究也驗證了行動者的趨異性交往偏好（Chen & Volker，2016；熊艾倫等，2019）。

上述文獻顯示了求助者向更高社會地位的施助者發出請托的趨勢，而如果從被請托者的社會地位對目標達成的影響看，我們也能理解潛在施助者社會地位的重要性。林南率先在地位獲得模型中融入關系人地位變量（Lin，1982），被請托者（關系人）的社會經濟地位與求助者的職業獲得的正向關聯是其社會資本理論的核心觀點之一（Lin，2002）。此后，關系人地位的作用在一系列經驗研究中得以證實（Bian，1994；周玉，2006；趙延東，2006）。在排除內生性問題的干擾后，關系人地位和求職結果之間依然存在顯著的因果效應（陳云松等，2014）。綜上所述，由于地位越高的個體越可能給予更多資源和有效幫助，因此作為理性行動者的求助者既有在建立關系時“向上攀附”的偏好，也在請托他人時傾向于求助地位較高的潛在施助者。據此，本文提出假設1。

假設1：個體的社會經濟地位越高，被他人請托幫忙辦事的可能性越高。

2.社會流動假設

潛在施助者掌握資源的多寡或資源的達高性只是等級制金字塔結構中社會資源的特征之一，資源的異質性也具有重要意義（Lin，2002）。上述社會地位假設并未闡釋求助者何以能夠認識比其地位更高的被請托者。盡管“向上攀附”的趨異性交往在研究中得到描述和檢驗，但總體而言，人們更容易與地位相近者建立與維持聯系。那些“向上攀附”的交往不僅需要行動者發揮極大的能動性（Lin，2002），還因為其在網絡中的嵌入性較低，需要付出額外成本來維系（Burt，2002）。所以這種關系是不牢靠、不穩定的。

紐帶關系的動態變化過程為上述問題提供了一些線索（Rivera et al.，2010）。從“關系”雙方在社會地位上的動態變化來看，以下情形似乎更符合現實：雙方在初始狀態時社會地位相近，這為雙方結成并維持關系提供了基礎。但隨著時間的變化，社會流動致使被請托者社會地位發生改變，雙方在社會地位上的差異也因此形成，但雙方的“角色義務”得以保留（Hwang，2000）。波茨曾描述過類似的現象：企業家不斷收到“窮親戚”有關求職和貸款的求助（Portes，1998）。阮極（2022）也觀察到中國城市中的一些中產階層人士不遺余力地托關系幫老家親戚子女擇校上學。這些案例表明，雙方的角色關系基礎和求助時點的地位差距使得這種請托既可能又有用。

因此，個人的社會流動經歷恰好為這種垂直性的、異質性的“關系”，為請托行為的產生提供了可能。雖然以上分析主要指涉向上流動，但有趣的是，向下流動雖然可能直接導致個體掌控的資源變少，但也會增加資源的異質性（與原先所處階層的親朋相比較而言）。向下流動的群體由于保持了和原有階層的聯系，其網絡資源含量甚至高于未發生流動的群體（邊燕杰、蘆強，2017）。因此，向下流動亦有可能導致被請托的概率上升。

但從另一個維度看，社會流動造成的地位上的差距亦有可能降低原有關系維續和動員的成功率。關系強度包括“時間投入”和“關系深度”兩個維度（董書昊等，2021）。角色義務雖然確保了此類關系中后一維度上的強關聯性，但“時間投入”維度難以保障，甚至會下降。雖然求助者與施助者之間階層或權威地位的層級差別越大，關系就越能夠提供更多的潛在資源，但由于動員成功的比例低，這種地位上的差距并沒有顯著提升工具性支持的獲得（李黎明、李曉光，2019）。因此，即使關系雙方在早期地位相近且有角色義務加持，但逐漸擴大的階層差異亦可能導致雙方的交往減少、關系變弱（Mollenhorst et al.，2014；Tulin et al.，2021）。此外，請托行為與常規性幫助行為不同，具有強烈的特殊主義工具性特征，往往更依賴于基于熟、親、信的強關系。因此社會流動亦可能降低被請托人的幫助意愿。在這種預期引導下，求助者也就更不可能向其請托辦事。據此，本文提出如下一組競爭假設。

假設2a：有過社會流動經歷者更可能被他人請托幫忙辦事。

假設2b：有過社會流動經歷者更不可能被他人請托幫忙辦事。

3.網絡多樣性假設

由于個人網絡規模有限且受同質性牽制，因此動員網絡資源以實現工具性目標的策略性行動在以自我為中心的關系網絡中難以直接完成，常需“間接關系”來作為人情交換的橋梁（楊張博、邊燕杰，2016；阮極，2022）。“強關系”很多時候不是以直接提供人情幫助的面目出場，而是充當請托雙方的中間人。相關經典研究考察的雖是改革開放以前的狀況（Bian，1997），但其結論在現今中國社會依然適用，尤其是在與職場相關的請托議題上，中間人對于地位相異的行動者之間互惠行為的激活發揮了關鍵作用（熊艾倫等，2019）。

“間接關系”的重要性毋庸置疑，但能在恰當的時間找到恰到好處的“間接關系”，其基礎是個人網絡的規模和多樣性。因此，被請托除了受制于潛在施助者的地位特征和流動特征外，也受其關系網絡規模尤其是網絡多樣性的影響。實際上，社會資本理論也強調，當個體參與人際互動（如餐飲社交）越頻繁（邊燕杰，2004b），網絡嵌入程度越深，個體的網絡規模越大，尤其是核心網絡及其嵌入資源的多樣性程度較高（Lin，2002）或是占據了較多“結構洞”時（Burt，1992），該個體就越具有網絡資源動員的優勢。因此，網絡多樣性不僅有助于延長“人情鏈”，而且會促進相同階層內部的資源交換（阮極，2022）。

與過往的社會資本理論觀不同的是，我們強調跳出自我（ego）的視角來看，占據網絡橋梁、具有連通性優勢的個體，實際上也是其他社會成員（alters）設法激活和動員的潛在目標。換言之，具有網絡跨越優勢的行動者不僅容易動員網絡資源，也更可能成為被請托幫忙辦事的對象。據此，本文提出假設3。

假設3：個體社交參與越頻繁，網絡規模越大，或網絡多樣性越強，則社會成員向其請托幫忙辦事的可能性越高。

（二）社會變遷對個體被請托的影響趨勢

“關系”使用及其作用的變化趨勢存在諸多爭論，在宏觀層面主要體現為文化論與制度論之間的分歧。基于文化論的觀點認為，中國社會以“倫理本位、關系無界”為特征（梁漱溟，2011/1949），“關系”是中國社會特有的文化特質（邊燕杰、張磊，2013）。觀念文化的變化在社會變遷的過程中是緩慢和滯后的（Ogburn，1922）。因此，盡管中國社會自改革開放以來發生了顯著的轉型與變遷，關系文化仍然是中國社會重要的文化背景，“關系”使用及其作用不會式微。強調制度主義的學者則認為，“關系”及其影響趨勢并不能夠用文化加以簡單解釋，而會隨著制度環境的變化表現出相應的變遷趨勢。魏昂德從單位體制特征入手對“關系”展開分析，將其使用邏輯概括為“有原則的特殊主義”（Walder，1986）。辜瑟瑞（Douglas Guthrie）認為“關系”由分配體系和機會結構等制度因素所塑造，制度的完善將導致“關系”使用下降（Guthrie，1998）。

從本文所關注的2010年到2018年近十年的時間跨度來看，上述文化與制度解釋之間的差異更加明顯。如果文化論成立，十年間文化的變化微小，那么我們將難以察覺“關系”使用（被請托）的減少趨勢。但若制度主義的觀點成立，這十年間，尤其自黨的十八大以來，中國的社會轉型與制度完善將顯著減少“關系”的運作空間。因此，本文將從宏觀社會結構變遷的角度來理解被請托現象，探究在社會轉型背景下，被請托現象發生的頻繁程度是否表現出系統性變化。對這一問題的探討也有助于厘清上述文化論與制度論之間的分歧。

當中國社會經由改革開放進入到迅速且劇烈的城鎮化、工業化和市場化進程后，“關系”使用會伴隨著社會整體的價值觀從特殊主義向普遍主義的轉變而變遷。這種變化至少可從四個方面來理解。首先，城鄉二元結構和城鎮化進程是轉型中國的重要特征，我們需要將“請托”議題置于城鄉框架中予以考察。中國鄉土社會是“差序格局”下的熟人社會（費孝通，1998），關系網絡錯綜復雜。鄉村的社會分工不如城市發達，一個人可能同時承擔多種角色。加之鄉村社會人口規模小，關系網絡的連通性強，基于血緣、姻緣的關系網盤根錯節，因此關系的重疊度和功能復用性很高（邊燕杰、張磊，2013）。相反，城市人口的陌生匿名性特征以及城市社會分工的精細化導致個人難以通過有限的私人關系網絡完成資源配置。因此，相較于城市地區，請托式的“關系”在鄉村社會中的影響更為廣泛，被動用的可能性更高。

其次，社會變遷也引發了勞動力市場以及地位獲得機制的變化。一方面，從再分配向市場經濟轉變的過程中，自致性因素日漸取代先賦性因素，成為人們取得成功的關鍵。另一方面，由于勞動力市場建設日臻完善，信息資源隨著互聯網發展而逐漸透明可及，個人不動用關系網絡亦能獲取大量信息。因此，“關系”的地位獲得效應，或者說“關系”的含金量也伴隨社會轉型和勞動力市場制度的完善而逐漸降低（張順、程誠，2012；張文宏、張莉，2012）。雖然在改革開放后一段時間內“關系”的作用有上升趨勢，但隨著市場競爭程度越來越高，某些特定“關系”的作用空間在減少（邊燕杰、繆曉雷，2020）。

再次，制度完善壓縮了“關系”使用的空間。盡管“體制洞”（邊燕杰、張文宏，2001）是用以解釋轉型過程中關系作用上升的重要理論，但這些研究大多立足于20世紀的中國社會。自2001年中國加入世界貿易組織以來，市場制度不斷完善。與此同時，中國社會的法治建設也在不斷推進，尤其自黨的十八大以來，中央加強了反腐倡廉建設和對各行各業的整頓規范，一些部門中利用私人關系網絡以權謀私的腐敗行為得到了有力整治。遵循制度主義的觀點，“關系”的重要性將隨著法律的完善而不斷降低（Guthrie，1998）。

最后，在以上結構性要素的共同作用下，從個人的角度來看，公民素質的提升、道德觀念的更新以及行為模式的轉變也會造成“關系”使用的下降趨勢。有關“飲食社交”的研究暗示著“關系”運作在當今中國民眾道德判斷中的負面形象（陳云松、邊燕杰，2015）。現代化過程也促使公眾的信念向公平規則發生轉變。由此，“關系”使用日漸被中國民眾視為不法和不公，績能主義越來越具合法性，人們更加認可個人努力而非關系背景（李忠路，2018）。在市場化程度更高的地區，這一態度變化更為明顯（Tian，2020）。觀念的更新也帶來了行為模式的轉變，人們逐漸擺脫再分配經濟下通過“走后門”來配置資源的方式，轉向依靠“市場”，因此被請托現象將逐漸減少。

除時間維度的社會變遷外，同一時期地區發展的不平衡也是中國社會的重要特征。不同省市之間的發展水平存在差異，這也會導致“關系”使用在空間上存在差異。比如，在市場化程度越高的城市，受訪者動員社會資本的頻率越低（張文宏、張莉，2012）。因此，本文認為，無論在空間還是時間維度上，隨著中國改革開放與現代化進程的不斷推進，經濟社會發展水平的逐步提升，制度建設的不斷完善，人們愈發尊重規章制度和績能原則，“關系”使用以及被請托利用職務便利幫忙的可能性將呈現下降趨勢。據此，本文提出最后一組假設。

假設4a：隨著時間推移，被請托幫忙辦事的發生率持續下降。

假設4b：相比城市地區，鄉村地區的個體更可能被請托。

假設4c：相比沿海省份，內陸省份的個體更可能被請托。

三、數據、變量與分析策略

（一）數據

本文使用的數據來自中國人民大學中國調查與數據中心組織實施的第二期中國綜合社會調查（CGSS）。這是一項全國性、綜合性、連續性的概率抽樣調查項目。除2011年外，2010年以后的調查均涉及本文所關心的因變量。因此，本文將CGSS2010、2012、2013、2015、2017和2018共6個年份的數據合并起來加以考察，初始合并數據共包括71323個樣本。本文將研究對象限定為目前正在從事非農工作的群體，即剔除了從未有過非農工作經歷的群體（22566個樣本）和目前不再從事非農工作（如退休）的群體（21294個樣本）。因此，經限定后的目標群體理論規模為27450個樣本。剔除掉模型所涉及變量存在缺失的樣本后，最終共有26255個樣本納入實證分析模型。數據與變量的詳細描述統計可參見表1。

（二）變量

被解釋變量的測量。本文采用問卷中“在您目前的工作崗位上，是否經常有人希望通過您的工作便利幫他/她辦事”這一問題來測量被請托現象。該問題的選項包括“從沒有”到“總是”五個等級，分別記分為0~4。我們將其視為連續型變量納入相應的模型，并在穩健性檢驗時將其視為多分類變量加以考察。數據顯示，“從沒有”被他人請托幫忙的占比約45%，“經常”和“總是”占6.5%和1.3%。總體而言，請托現象在全體在職人員中的發生率相對較低。

本文個體層次的解釋變量包括社會地位、社會流動和關系網絡三大類。

本研究從個人受教育年限、主觀階層地位、個人收入水平、社會經濟地位指數和工作崗位特征五個維度來測量個體的社會經濟地位。受教育年限根據受教育程度轉換而來，取值范圍為［0，19］。主觀階層地位則依據“綜合看來，在目前這個社會上，您本人處于社會的哪一層”這一問題來測量，10分代表最頂層，1分代表最底層。個人年收入取對數后納入模型。此外，考慮到本文考察的內容與個人職業密切相關，因此納入社會經濟地位指數（ISEI）和是否為管理崗位兩個指標，分別表示職業聲望和職業權力。前者由數據發布方提供，后者通過問卷中有關管理活動的問題來測量。

社會流動依據的是受訪者當前與十年前階層地位的差值，兩個問題均為被訪者的主觀評定，差值的取值范圍為［-9，+9］。本文進一步將其處理為一個五分類變量：“向下長流動”（差值為-9~-2）、“向下短流動”（差值為-1.5~-0. 5）、“地位穩定”（差值為0）、“向上短流動”（差值為0.5~1.5）和“向上長流動”（差值為2~9）。

根據研究假設的需要，我們從三個方面識別被訪者的關系網絡特征。鑒于（餐飲）社交是關系資本獲取、強化和使用的主要途徑（邊燕杰，2004b），本文選取的第一個指標是被訪者社會交往互動的頻率，即使用“過去一年中，被訪者在其空閑時間社交或串門的頻率”進行測量，取值為1~5，得分越高表示被訪者的社交頻率越高。我們還試圖更直接地測量個體的網絡多樣性和網絡規模等特征，前者采用“定位法”測量，取值范圍0~10，后者采用“日常網”測量，取值范圍為0~200。我們也將利用這兩個網絡指標檢驗相關假設。

在宏觀層次上，本文使用了城鄉來源地、所屬區域和調查年份三個解釋變量。城鄉來源地為二分變量（“城市地區”=1，“鄉村地區”=0）。所屬區域亦為一個二分變量，依據人均GDP劃分，其中較發達地區為：上海、北京、天津、廣東、江蘇、浙江和福建。為了與過往研究命名保持統一，文章中采用“沿海省份”和“內陸省份”稱謂。

其他控制變量包括：性別、年齡、婚姻狀況和單位類型。我們還控制了被訪者對社會上絕大多數人的信任度（取值0~4，值越大表示信任度越高），以此作為個體親社會性的代理變量，因為有大量研究指出親社會性等人格特質影響著個體的助人行為（Penner et al.，2005）。

（三）分析策略

由于本文同時納入個體層和宏觀層解釋變量，因此應選用多層次模型（hierarchical linear models）進行統計分析。但經檢驗，無論是固定效應還是隨機效應，結果均顯示省市差異占總差異的比例不足1%，即個體被請托現象的省市間差異較少，因此可采用多元線性回歸。不過，為了確保研究結論的穩健性，我們亦將被解釋變量編碼為多分類變量（分為“從不”“偶然”和“經常”三類），采用多分類邏輯斯蒂回歸模型進行統計分析。

四、實證結果

（一）假設檢驗

表2的模型1顯示，表示個人社會地位的五個指標（受教育年限、主觀階層地位、個人年收入、職業社會經濟地位指數、崗位類型）對該行動者被其他社會成員所請托的影響全部顯著為正，且均通過P<0.001的顯著性檢驗。假設1得到有力支持，社會階層位置在誰更可能被請托這一問題上的重要性得到確認。在更進一步的分析中，我們發現是否處于管理崗位的影響是最強烈的（在后續模型中將表現得更為明顯），因此盡管被請托受制于地位高低，但主要體現在權力地位上，經濟地位和聲望地位的影響相對較弱。這一結果也說明職場環境中嵌入網絡的三種資源（經濟、權力、聲望）的相對重要性，以管理崗位為代表的權力資源成為請托行為的關注焦點意味著請托行為確和“職業權力泛化”、權力尋租關系密切。

個體社會流動經歷也表現出一定的影響。相對于保持社會地位穩定的群體，發生向下流動和向上流動的群體被請托的概率更高，且主要表現在長距離流動上，該結果支持假設2a。該發現可能表明，個人的流動距離而非發生流動是社會流動影響被請托的基礎，當個體的社會地位僅在一個較小范圍內波動時，其影響并不突出。正如前文所言，社會流動會同時帶來兩種相反的作用，其最終呈現的影響則是這兩種作用機制角力的后果。因此我們傾向于認為，社會流動所提供的異質性資源“戰勝”了其對關系變弱和消失的影響，從而表現為經歷社會流動的受訪者更可能被請托幫忙。

個人的社會關系網絡對其是否被請托同樣具有重要影響：被訪者社交參與的頻率越高，則越可能成為被請托的對象。我們認為社會互動頻率的提升會帶來關系網絡嵌入性加深（如網絡規模擴大、關系強度增強），繼而使得個體成為被直接動員的潛在目標，并且社會互動也增加了一種可能性，即個體成為人情交換網絡的橋梁，以“中間人”身份被請托以實現求助者工具性目標。假設3得到支持。為了更直接地檢驗網絡多樣性和網絡規模的影響，我們進一步分析了CGSS調查中涉及社會網絡模塊的數據（2012年和2017年部分樣本），表2的模型2所呈現的實證結果再度支持假設3，即被訪者的網絡多樣性越強（P<0.001）、網絡規模越大（P<0.001），則其越可能被其他社會成員所請托。

三個宏觀解釋變量的影響也均通過了統計檢驗（表2模型1）。城市受訪者成為潛在施助者的可能性顯著低于鄉村受訪者（P<0.001），假設4b得以驗證。沿海省份的受訪者成為被請托者的可能性也顯著低于內陸省份（P<0.001），假設4c得以驗證。從時間變遷來看，盡管2012年和2013年的系數并不顯著，但2015年、2017年和2018年的系數均顯著為負（P<0.001），說明從較長時間來看，尤其是2015年以后，個體被請托的概率顯著下降，假設4a得以驗證。即使在模型2中加入了個體網絡多樣性和網絡規模后，城鄉來源地和所屬地區的影響不再顯著（這一結果并未違背前文的分析，城鄉及不同地區之間的差異的確可以通過個體網絡特征表現出來），但時間維度上的變遷仍然非常明顯（P<0.001）。以上發現表明，在社會變遷與發展的歷史進程中，被請托現象總體呈減少趨勢。

在控制變量中，性別和年齡的影響均顯著，說明男性、年齡更小的被訪者更容易被請托利用工作便利幫忙辦事。一般而言，年齡大不僅意味著社會位置高，而且往往與特殊主義的價值觀念聯系更緊密。因此年齡越大，個體被請托幫忙的概率理應越高。與之相反的回歸結果則間接佐證了“文化”“慣習”解釋力的相對薄弱。約束人們行動的主要因素是制度性的、結構性的。此外，婚姻狀況和體制部門的影響并不顯著。盡管體制部門在以往的研究中是劃分關系作用邊界的標準之一，但實證結果表明體制內外在職者被請托的可能性并無顯著差異。普遍信任也并未提高個體被請托的可能性，甚至有抑制效果。該結果預示請托現象更可能與特殊主義而非普遍主義原則相關聯。

（二）穩健性檢驗與擴展分析

為了進一步檢驗以上分析的穩健性，本文將因變量編碼為三分類變量，得到表3的多分類邏輯斯蒂回歸結果。

數據結果顯示：（1）性別、社交頻率、受教育年限、個人年收入、職業社會經濟地位指數、主觀階層地位、崗位類型和所屬地區等變量的影響與多元回歸分析的結果并無實質差異，這些變量的影響均通過了穩健性檢驗。（2）社會流動和城鄉來源地的影響主要表現在“經常”和“從不”被請托的差異上，且作用方向與多元線性回歸的結果相同，即相較于“從不”被請托的，向下長流動、向下短流動和向上長流動的受訪者比保持穩定的受訪者“經常”被請托的概率明顯更高；城市受訪者比鄉村受訪者“經常”被請托的概率明顯更低。（3）調查年份的影響仍然顯著：被請托概率呈持續下降的趨勢。以上基于多分類邏輯斯蒂回歸的實證結果說明前文基于多元線性回歸的結果是穩健的。

我們試圖從不同的職場環境來再檢驗研究假設（詳見表4）。考慮到是否擔任管理工作是被請托的最重要決定因素，我們首先區分了管理崗位和非管理崗位，分別考察這兩類崗位內部被請托的發生機制及其差異（模型1和模型2）。不難看出，無論是否處于管理崗位，個體的社會經濟地位、社會流動經歷和社交頻率均是被其他社會成員請托的重要促成因素；相似地，在兩種崗位內部，來自鄉村地區的被訪者也更可能被請托。不過，盡管被請托在沿海地區的發生概率較低，但在從事管理崗位的群體中，地區差異并未通過統計檢驗。最重要的是，隨著時間的推移，尤其是2015年以后，兩類崗位被請托的發生概率均顯著下降。但管理崗位的下降幅度高于非管理崗位（通過了組間系數差異性檢驗）。

單位類型是考察關系作用空間的另一個重要維度。在黨政機關中（模型3），被請托主要取決于是否處在管理崗位以及個體的社交頻率，流動經歷的影響微弱，而城鄉來源地、所屬區域的影響并未通過統計檢驗。國企員工是否有被請托經歷（模型4）也與其社會經濟地位，尤其與是否擔任管理崗位高度相關，同時也受制于其個人的社會交往頻率。發達地區（沿海省份）的國企員工則較少收到利用工作便利幫忙辦事的請托（P<0.001）。實際上，私營企業員工也常有基于工作的被請托經歷，且其決定模式與體制內部門基本一致（模型5）。另外，隨著時間的推移，上述三個部門的被請托現象均有顯著下降，且黨政機關最為明顯。在此前的研究中，學者注意到，不同體制部門中社會關系對于求助者職業獲得（黃先碧，2008；林聚任、向維，2017）存在影響性差異。我們則發現，不同體制部門的在職者被請托概率并無顯著差異，并且發生機制相同。這可能預示著，即使私營部門中的關系作用已隨著普遍主義與績能原則的發展而式微，但其中占據資源和網絡優勢的個人仍然被不斷請托。這兩點發現也體現了從求助者視角轉向被請托者視角所能觀察到的“關系”運作的不同側面。

綜合來看，在職者是否被請托的發生機制在不同結構中既有共性亦有個性。最重要的發現是：隨著時間的推移，盡管各部門、各崗位的被請托發生概率都在下降，但越是接近權力中心（如處于管理崗位、政府機關）的部門和崗位，被請托發生概率降幅越大。

五、結論與討論

與大多數聚焦于社會資本使用者的研究不同，本文專注于從被請托方視角來理解中國式“關系”（社會資本）的動員與變遷。我們使用了CGSS2010—2018共計6個年份的全國代表性數據，分析了誰更可能被請托利用職務之便幫忙辦事這一議題，主要的發現包括如下方面。

第一，個人的社會地位，尤其是掌控社會資源的多寡是影響人們成為潛在施助者的重要因素。社會經濟地位越高、職務權力越大的被訪者越可能被請托，這一特征得到實證數據的有力檢驗，并在各子樣本中得到確認。更重要的是，盡管被請托受制于地位，但主要體現在權力地位上，經濟地位和聲望地位的影響相對較弱。這一經驗結論支持了尉建文和趙延東（2011）的判斷，即在中國人的地位獲得過程中，社會資本中權力資源比聲望資源更重要。第二，發生社會流動的個體往往能維持原有關系，并且可以提供異質性資源，因而更可能成為潛在施助者。但社會流動也可能因關系強度消減而導致網絡資源被動員的可能性下降，因而社會流動的總影響是不穩定的。第三，個體社交參與越頻繁，網絡規模越大，網絡多樣性越強，則社會成員向其請托幫忙辦事的可能性也越高。社交網絡的影響在不同部門中均獲得實證支持。第四，從社會變遷視角看，誰更可能被請托這一問題還表現出宏觀差異，鄉村被訪者比城市地區被訪者更可能被請托；內陸地區的個人比沿海地區的更可能被請托；同時，人們被請托幫忙這一現象的發生率隨著時間推移而逐漸下降。這三個時空指標共同表明：在經濟發展、社會進步、制度完善以及觀念更新的共同作用下，被請托現象正在逐步減少。而且越是接近權力中心（如處于管理崗位、政府機關）的在職者，被請托概率降幅越大。

有學者認為，利用非正式“關系”來配置資源并非中國社會的特有現象，仍然可以用組織社會學或新經濟社會學理論加以解釋。因此，將“關系”視為一種“文化特質”是值得懷疑的（紀鶯鶯，2012），本研究部分支撐了這一質疑。文化作為一個典型的“慢變量”，在短期內是非常穩定的。但“被請托”的發生率在2015年以后大幅下降，這是文化決定論難以解釋的。我們認為，制度論或許有更高的解釋力。一方面，市場、政府與社會運行的規章制度不斷完善，灰色地帶越來越小，社會透明度不斷提升，基于私人關系的非正式的資源配置手段式微；另一方面，政府的廉政建設，尤其是黨的十八大以來的反腐行動也大幅壓制了交易“關系”的作用空間。

需要強調的是，請托行為的下降趨勢與邊燕杰等學者強調的“關系”重要性的持續與上升（邊燕杰、繆曉雷，2020）并無實質矛盾。邊燕杰從較為寬闊的視野界定“關系”，關系重要性的維續和上升主要表現在聯系紐帶、情感紐帶和情義紐帶三個層次，社會成員之間的情感基礎在其中起著重要的驅動作用。正如前文強調的，本文聚焦的“關系”現象主要在職場環境中依托個人的職位而發生，并由“幫忙辦事”的強烈工具性目的所驅動，應屬邊燕杰的關系五層次觀中的互惠紐帶和交易紐帶。盡管邊燕杰并未對互惠紐帶的重要性給出明確判斷，但他強調交易紐帶的影響將隨著制度化的提升和體制不確定性的減少而弱化甚至消除。本文從經驗上支持了這一論斷。

本文的主要貢獻首先在于強調關系使用的互動性，將研究視角從學界關注甚多的求助者轉向被請托者，對影響社會成員成為潛在施助者的因素展開系統分析。求助者視角偏重于社會資本的動員與功效，容易陷入方法論的個體主義，只見到“關系”之于使用者的收益，而忽略了它對其他社會參與者的影響，尤其是負面影響。將視角轉向“關系”的另一方，在一定程度上彌補了這個缺憾。其次，本文討論了“誰更可能被請托”這一議題。在此前關于“關系”功效的研究中，這往往作為預設前提而缺乏考察。最后，在被請托的發生機制方面，我們依據社會資源理論提出了社會地位假設，并在網絡資源的基礎上結合關系強度論的相關論述，提出社會流動的競爭性假設，同時結合“間接關系”“結構洞”理論提出網絡多樣性假設，并逐一進行了量化檢驗。

本研究對于社會資本及其功效的研究也具有重要啟示。社會資本的被動員確實并非隨機分布，正如一些理論所預示的，是否成為被請托者會受到當事人社會經濟地位的影響。未來的社會資本研究需謹慎設計以規避內生性的困擾。本文發現即使控制了某一維度的地位（如受教育程度），但其他維度的地位（如職業、主觀階層地位等）依然維持影響。此外，個體的社會流動也是重要的影響機制。因此，在處理內生性問題時，如果只平衡某一維度的“地位”是不充分的，我們需要納入更多的地位評判標準、社會流動信息以及個體內隱特質等變量和分析資料。

誰更可能被請托這一問題僅僅是從潛在施助者視角出發進行研究的第一步，仍有諸多研究進展空間。首先，施助者相關的議題存在大量研究空白，主要有以下幾方面。第一，請托行為的成功發生還取決于被請托者的幫助意愿和決策。因此，林南認為對施助者施助動機，尤其是利他動機的關注是未來社會資本研究值得推進的議題之一（林南，2020）。第二，由于請托行為帶有互惠甚至交易紐帶的性質，因此就這一行為本身而言，也存在回報方式和程度的差異，值得后續研究的深入。例如，我們在“中國裁判文書網”上以“請托”為主題詞檢索了相關法律判決文書，并繪制了近年來相關案情的發生率（詳見圖1）。從圖1可以看出，在所有刑事案件中，“請托”行為的平均發生率是2.3‰，但在2017年達到頂峰后，開始逐年下降，2021年以后降至1.8‰以下。而在民事案件中，“請托”行為的平均發生率為0.7‰，遠低于刑事案件，但呈現明確的增長趨勢。一方面，兩者合并后的總體下降趨勢支持了本文的社會變遷假設；另一方面，刑事和民事案件相反的走向也表明，請托行為的減少主要與那些帶來極高回報、涉及公共利益或造成嚴重社會危害的行為相關。這一結果顯示了請托行為內部的復雜性。第三，關系使用對求助者帶來的功效已經得到充分討論，但關系使用對施助者帶來怎樣的正面或負面影響則極少受到關注，該影響是否又與“關系”的不同層次相關聯呢？

其次，在實證檢驗方面，盡管社會流動的影響得到實證支持，但我們提出的兩個競爭性機制并未獲得直接檢驗。此外，我們從制度、文化以及個體多個層面闡述了互惠/交易紐帶關系的下降趨勢，并得到數據支持，但顯然這是眾多因素合力的結果。盡管一些證據（如時間趨勢與地區差異的對比）表明，請托行為的下降更可能受制度而非文化的影響，但未來應該提供更加直接的證據。前文已經指出，請托利用職務便利幫忙辦事是“關系”實踐中較為特殊的一種類型，那些更具情義性質的助人行為的社會發生機制同樣值得探究。

最后，在理論視角上，盡管本研究從被請托者視角看待網絡資源的動員，但主要還是在林南社會資本理論框架內審視這一現象，是否存在其他更有洞察力的解釋視角，也值得深入思考。