高等教育影響居民社會交往的實證研究——基于傾向值得分匹配方法的檢驗

張 明，余麗梅，張學敏

(1.西南大學 政治與公共管理學院，重慶 400715；2.西南大學 西南民族教育與心理研究中心，重慶 400715)

一、引言與文獻綜述

無論是在社會生活抑或經濟活動中，特定的個人會依賴社會交往結成社會網絡，并據此形成社會資本。社會交往與社會資本能夠以一種非正式的力量保障社會運行[1-2]，并能通過對社會規則的扭曲為就業機會搜索創造條件[3-4]。而且，現有研究還強調，社會交往與社會資本也會導致教育機會的不均等。如布迪厄的社會資本理論就強調，家長們傳遞給子女的社會資本可以為子女提供更好的教育機會。其后的一些經驗研究也驗證了布迪厄的觀點。Valenzuela and Dornbusch(1994)[5]、Hagan，et al(1996)[6]等人都發現在子女教育問題上，移民家庭常常會通過動用來自家庭支持的社會資本來彌補其外在社會網絡資本的不足。Wong(1998)[7]在對前捷克斯洛伐克的研究中，專門考查了家庭所能動用的資源對孩子教育獲得的影響，他列出的資源包括家庭的人力資本、經濟資本、文化資本和社會資本，結果也發現社會資本對教育具有顯著作用。Perna and Titus(2005)[8]則從相反的方向證明，少數族裔學生之所以因學習不佳而無法進入大學，不僅因為他們缺乏足夠的經濟、文化資本，而且也因為他們缺乏從家庭成員的社會網絡所能獲得的資源。Ream and Palardy(2008)[9]指出有必要研究不同階層背景的家庭所占有的社會關系對子女教育的影響，因為不同階層家庭不僅擁有的社會資本數量不同，他們在社會資本向子女教育獲得的轉化率上也存在差異。Stephens et al(2012)[10]也認為教育機會的獲得與父母的社會地位狀況密切相關，父母擁有較高文化教育背景，子女有良好的接受教育的文化氛圍。

市場化改革進程中，以誠信、仁義、互助為內涵的中國傳統文化正在遭受“功利精神”的侵蝕，以致于以傳統道德為基礎的人際信任，正在因為“殺熟”現象的頻發而出現危機，并使人們的社會交往發生扭曲，出現利益導向和功利化[11-12]。關于居民社會交往與高等教育之間的影響關系，目前更多研究是關注考查居民社會網絡是否有利于高等教育機會獲取。鐘宇平和陸根書(2006)[13]對中國大陸三省一市10 909名高中生和香港3 157名高中生的調查研究發現，家庭社會網絡帶來的教育期望，無論是對中國大陸學生還是香港學生的高等教育需求都具有顯著影響。陳成文、劉俊和羅豎元(2009)[14]指出弱勢群體由于自身社會資本匱乏，其子女與強勢群體子女在入學機會、教育過程中的人際關系及所接受的教育質量的差距日益加劇，進而導致弱勢群體子女接受教育的“隱性”不公平。趙延東和洪巖璧(2012)[15]通過對一項全國城市中小學生的大規模社會調查所得數據的分析，發現家長網絡資源能為孩子進入更好的學校學習創造條件。董金秋(2013)[16]利用2008年中國綜合社會調查(CGSS2008)數據，采用路徑分析方法發現，家庭和學校社會資本既有對教育獲得的直接作用，同時也通過學習慣習的中介具有一定程度的間接影響。相比女孩，男孩學習慣習一定程度上獨立于家庭和學校社會資本。宋嚴、宋月萍和李龍(2012)[17]使用中國人民大學中國調查與數據中心“中國教育長期追蹤調查”數據，研究發現女大學生社會資本存量，尤其是自致性社會資本存量并不低于男大學生，她們對于社會資本的利用程度也并不弱于男大學生。鐘云華(2016)[18]發現由于個體擁有的社會資本存在數量與質量差異，導致在高等教育起點所獲入學機會的數量與質量、高等教育過程中人力資本與社會資本的積累、高等教育結果上所獲就業機會的數量與質量都差異顯著，社會資本對高等教育起點、過程與結果公平都有負面效應。

現有研究大多聚焦于社會網絡對高等教育機會的影響，但實際上在中國市場化改革以及人口城鄉和區域流動的現實背景下，居民社會關系網絡正面臨著裂變與重構，社會交往的廣度、深度與結構也在變化。而高等教育作為一種文化資本，向來被社會學家視為推進社會階層流動、重塑社會地位的工具[19]。然而針對高等教育對居民社會資本或社會交往的影響，現有研究卻鮮有涉及，僅有的研究也停留在理論探索層面。如陳穎和黎正穩(2009)[20]指出大學生社會資本的培育亦是高等教育的一項重要任務。劉娜和向冠春(2010)[21]認為高等教育功能是多元化的，它除了有助于個體獲得較好職業，增加個體經濟收入，進而促進個體向上層社會流動外，還有促進個體社會資本獲得的功能。因為個體通過大學生活，可以積累大量社會資本即結識重要他人，獲得更多社會支持。

本研究將構建一個簡單的基于時間價格的高等教育影響居民社會交往的理論模型，并采用中國綜合社會調查2013(CGSS2013)數據進行實證研究。由于農村地區相對較為濃烈的鄉土人情文化，在城鎮和農村不同地區成長并接受高等教育的居民，對于社會交往的維系和感知存在較大差異，高等教育對居民社會交往的影響可能存在群體差異，研究將區分這兩類群體分別考查。另外，已有研究發現，伴隨中國高等教育的擴招與改革，高等教育帶來的經濟社會效益發生了顯著改變[22]，本研究還進一步考查了不同時期接受高等教育的居民社會交往強度差異。為克服樣本選擇性偏差，研究嘗試采用“傾向值得分匹配”方法得到更為穩健的估計結果。

二、理論模型與變量設計

(一)理論模型

假設居民的效用函數決定于商品消費和社會交往，記x1為商品消費量，x2為社會交往強度，居民的總效用可以表示為：

u(x1，x2)=αlnx1+βlnx2

(1)

假設居民的收入主要來源于工資所得，居民所面臨收入預算約束式為：

p1x1+p2x2=wL

(2)

其中，p1、p2分別為x1、x2的價格，w為工資率，L為勞動時間。與此同時，居民在選擇消費商品和進行社會交往時還面臨時間上的約束。令T代表消費者面臨的時間約束，則：

T=T1+T2+L

(3)

式中，T1、T2分別是居民消費商品和進行社會交往的必要時間投入。本文假設T1、T2與其數量x1、x2成正比，即有T1=t1x1，T2=t2x2。在這里，將t1和t2分別看作是消費者消費商品和進行社會交往的“時間價格”。便可對式(2)進一步變形得到：

(p1+wt1)x1+(p2+wt2)x2=wT

(4)

借鑒周弘(2016)的做法，求解出居民社會交往的馬歇爾需求函數為：

(5)

根據上式，進一步對t2求導，可得：

(6)

事實上，t2并非一個完全的外生變量，可以將其看作是居民進行社會交往的單位時間投入(例如消費者拓展或增進社會交往所花費的時間)，我們假定這種時間耗費與消費者的受教育程度(edu)成反比，即消費者受教育程度越高，社會交往時間耗費越低，即有：

(7)

結合式(6)和式(7)，則下式成立：

(8)

根據式(8)可知，居民受教育程度越高，則社會交往強度越高。換言之，接受高等教育的居民更頻繁地進行社會交往。

(二)數據來源與變量說明

理論模型表明高等教育能夠拓展或增進居民的社會交往，下面進行實證檢驗。實證分析采用2013年中國綜合社會調查(CGSS2013)的數據，由于本研究重點考查高等教育對居民社會交往的影響，刪除存在數據缺失的調查對象，共包括了10 116份樣本。下面介紹基于CGSS2013問卷對高等教育和社會交往等變量的度量設計。

首先，對于社會交往的衡量，部分研究遵從社會網絡的度量方法從網絡規模、網絡密度、網絡多樣性和網絡質量四個層面進行刻畫，也有研究依托人情支出占比來測度。借鑒理論模型的基本假設，本研究在對社會交往進行測度時，將更加注重從社會交往強度層面進行衡量。我們根據CGSS2013的問卷設計，選擇了五個涉及社會交往強度的相關問題作為基礎指標，指標選擇及數值設計見表1：

表1 居民社會網絡涉及的指標體系

根據指標體系，我們基于主成分分析法測度了居民社會交往情況。圖1報告了測得的居民社會交往強度的分布情況，可以發現根據主成分分析方法求得的社會交往強度大體呈現出均值為0正態分布的態勢(1)需要說明的是，根據主成分求得的為負的數值，代表該個體的社會交往情況低于平均值。。

其次，對于居民高等教育接受情況的度量，我們根據問題“您目前的最高教育程度是？”，根據受訪者的答案，當受訪者選擇“大學專科(成人高等教育)”“大學專科(正規高等教育)”“大學本科(成人高等教育)”“大學本科(正規高等教育)”和“研究生及以上”則認為該居民正在接受或接受過高等教育(以下統稱為接受過高等教育)，而當受訪者選擇其他受教育程度，則認為該居民并沒有接受高等教育，據此得到變量edu。在我們的調查對象中，有1 610名訪問對象正在接受或接受過高等教育，所占比例為15.9%；8 506位受訪者沒有接受過高等教育，占所有受訪者的84.1%。

最后，為準確判斷高等教育對居民社會交往的影響，我們計量分析時控制性別、年齡、民族、婚姻狀況、健康狀況、政治面貌、收入水平、社會信任、父親受教育程度和父親政治面貌等變量。性別(gender)，男性取值為1，而女性則取值為0；年齡(age)的賦值為受訪者在2013年時的周歲；民族(morality)，漢族設為1，少數民族賦值0；婚姻狀況(marriage)，“同居”和“已婚”的居民記為1，其他則取值為0；健康狀況(health)根據問題“您覺得您的身體健康狀況是？”，受訪者選擇“很不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”和“很健康”分別賦值1到5；政治面貌(politic)，根據受訪者是否為中共黨員來反映，非黨員的計為0，黨員計為1；收入水平(income)根據問題“您個人去年(2012)全年的總收入是多少？”答案提供的數值而得(2)更為合理的收入水平數據應該對應2013年的數值，但當年調查中難以得到這些數據，我們認為收入具有連續性，所以采用2012年的數據替代。。我們認為居民的主觀社會認知也會影響到其社會交往意愿，因此控制了居民主觀社會階層評估、信任感等變量。社會階層(class)根據CGSS2013問卷中“您認為您自己目前在哪個等級上？”，最高“10分”代表最頂層，最低“1分”代表最底層；對于居民社會信任感(trust)，根據問題 “總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”，當受訪者回答答案為“非常不同意”“比較不同意”“說不上同意不同意”“比較同意”“非常同意”分別賦值1、2、3、4和5。我們還想控制成長背景對居民社會交往的影響，因此控制了父親受教育程度與政治面貌等因素。父親受教育程度(fatheredu)根據問題“您父親的最高教育程度是”的答案來設定，當選擇答案為“沒有受過任何教育”“私塾”……“研究生及以上”分別賦予其值 1、2、…、13。父親政治面貌(fatherpolitic)根據問題“您父親的政治面貌是”得到，當選擇答案為“中共黨員”時記為 1，其他為0。

三、實證結果與分析

(一)估計結果與分析

根據主成分分析法測度的社會交往指標，下面基于CGSS2013問卷調查數據，采用最小二乘法(OLS)估計方法檢驗高等教育對居民社會交往的影響，相關結果報告在表2中。表2中模型(1)是以高等教育(edu)為核心解釋變量，引入其他人口學特征變量作為控制變量的估計結果。edu變量的估計系數顯著為正，這說明高等教育會顯著增進居民的社會交往，相較于沒有接受過高等教育的個體，接受過高等教育的居民社會交往強度更高。由于大量研究證實了教育的收入效應，模型(2)在(1)基礎上進一步控制了收入變量(income)，edu變量的估計系數依然顯著為正，但系數大小有所下降。這一結果說明，高等教育會通過提高居民的收入水平，從而提高社會交往頻率。由于居民的社會交往不可避免受到家庭背景環境的影響，在模型(3)中進一步引入了父親受教育程度(fatheredu)與父親政治面貌(fatherpolitic)變量，edu的估計系數依然為顯著的正值。說明即便控制了家庭背景環境的差異性，高等教育對居民的社會交往依然有顯著的增進效用。

表2中收入變量(income)的估計系數顯著為正，說明收入越高的居民社會網絡越豐富。在中國，社會網絡的維系往往需要建立在人情支出上，例如很多研究就使用春節和婚喪嫁娶禮品支出占日常支出的比重作為社會網絡的衡量指標[23]，所以收入狀況直接影響到居民的社會交往建立與維護。性別變量(gender)的估計系數不顯著，說明男性與女性在社會網絡的擁有量方面并沒有顯著的差異。年齡變量的水平項(age)估計系數為負，但其平方項(age2)系數顯著為正，說明居民年齡與社會網絡之間呈現“U”型變化。不過結合U型的拐點可以發現，我們的調查對象居民年齡處于“U”型曲線拐點的右側，也即居民社會交往與年齡之間呈現正向關系，年齡越大居民的社會網絡越豐富。民族變量(morality)的估計系數顯著為負，說明少數民族相較于漢族有著更為豐富的社會網絡，這可能與少數民族的宗教信仰、集體觀念與群居方式有關。政治面貌(politic)的估計系數顯著為正，說明黨員擁有更豐富的社會網絡，這符合中國現階段的現實。健康狀況(health)的估計系數也顯著為正，這易于理解，身體越健康的居民越有時間和精力從事維系社會網絡的交往活動。婚姻狀況(marriage)的估計系數為顯著的負值，這點和我們的預期并不一致，說明未婚的居民擁有更頻繁的社會交往活動。這主要是由于本研究的社會交往指標是從多投入頻率維度進行衡量的，而未婚的個體顯然有更多的時間投入到社會交往當中。社會階層變量(class)的估計系數顯著為正，表明處于較高社會階層的居民社會網絡也越豐富。信任感變量(trust)的估計系數也顯著為正，更信任他人的個體顯然也更樂于與他人交往。父親受教育程度(fatheredu)與父親政治面貌(fatherpolitic)估計系數都為正，這也符合我們的預期。

表2 總體樣本估計結果

注：*、**、***分別表示在10 %、5 %和1 %水平上顯著，括號中為t統計值，樣本數為10 116份。

(二)城鄉不同成長背景群體的分組比較

已有研究發現，社會交往與社會網絡能夠降低落后地區貧困發生率和貧困的脆弱性，是落后地區居民重要的資本表現形態。特別是對于中國這樣一個典型的關系型社會[24]，建立在血緣和地緣基礎上的社會交往與社會網絡，不僅是一切社會制度和權力運行的基礎，更是重要的信息分享和資源配置的替代機制[25]。在中國農村，由于正式制度的建設和發展滯后，“關系”等非正式制度在社會經濟中的作用更為突出，居民也往往更加重視社會交往與關系維護。接下來本研究將區分成長在城市和農村背景的兩類居民(3)對于這兩類居民的劃分依據，和前文一樣。我們首先根據CGSS2013問卷“您目前的戶口登記狀況”將樣本劃分成農業戶口和城市戶口。我們認為目前為農業戶口的即為成長在農村，而對目前城市戶口的居民而言，其是否在農村成長還需要進一步劃分。根據問題“您(目前)的非農戶口/居民戶口是哪一年獲得的？”，再結合受訪者的出生年份，如果獲得戶口的年份減去受訪者出生年份大于14歲，則認為該居民成長在農村，如果獲得戶口的年份減去受訪者出生年份小于14歲，則界定該居民成長在城市。，考查兩類居民接受高等教育帶來的社會交往影響差異。表3報告了基于OLS回歸方法的模型估計結果。表3中模型(4)和(6)是沒有控制家庭背景環境變量的兩類居民的估計結果，模型(5)和(7)是同時控制了fatheredu和fatherpolitic變量的估計結果。對比表3中城市和農村不同背景成長的兩類居民估計結果可以發現，無論是否控制家庭環境背景變量，農村成長背景居民的高等教育變量(edu)的估計系數都明顯大于城市，說明緣于鄉土文化的傳統，在農村成長并接受高等教育的居民更加注重社會交往。其他變量的估計系數與表2相似，性別變量的系數不顯著，年齡變量的水平項為負，平方項為正，收入、政治面貌、健康狀況、社會階層、社會信任等變量的估計系數顯著為正，民族和婚姻變量的估計系數為負，不再贅述。

表3 城市和農村不同成長背景居民的分組檢驗

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，括號中為t統計值。

(三)傾向得分匹配估計

OLS回歸估計結果顯示，接受高等教育能夠顯著促進居民的社會交往。但是，在高等教育選擇機會稀缺的情況下，家庭環境背景、性別等可能成為制約個體接受高等教育的重要因素。正如教育的“精英循環論”所指出的，家庭環境背景好的個體往往更容易獲得接受高等教育的機會；而源于中國傳統的“重男輕女”的觀點，男性也相較于女性有著更大的高等教育選擇機會。因此，接受高等教育與未接受高等教育兩類居民個體之間存在著顯著的稟賦差異和能力差異，如果直接進行回歸分析，將會導致較大的估計偏誤。為解決這種偏誤，我們采用傾向值匹配的方法(Propensity Score Matching，PSM)克服樣本選擇問題。PSM匹配模型的基本特征在于，它通過再抽樣或基于接受干預的傾向值將未被干預的個體與被干預的個體進行匹配來平衡數據，所起到的效果如同由隨機實驗得到樣本數據后進行多元回歸分析一樣。即將接受高等教育的居民和不接受高等教育的居民相匹配，估計平均處理效應(Average Treatment Effect，ATE)。本研究將把接受高等教育的條件概率也即傾向得分值加入方程后進行估計，從而得到傾向得分的線性匹配。傾向得分是指在給定樣本特征X的情況下，居民接受高等教育的條件概率，即：

P(X)=P[W=1|X]=E[E|X]

(9)

式中W是一個虛擬變量，如果居民接受了高等教育，則W=1，否則W=0。由于傾向得分是潛在不可觀測的，因此，通常需要利用Logit概率模型進行估計。對于個體i而言，假定已知其傾向得分，那么其接受高等教育限制條件下的平均處理效應為：

ATE=E{[(Y1i|Wi=1)-(Y0i|Wi=0)]|Xi}

(10)

其中，Y1i和Y0i分別表示同一個體在有無接受高等教育兩種情況下的社會交往情況。在現實中，由于Y1i和Y0i不能被同時觀測到，因此在考查高等教育對社會交往影響時，需要將接受和沒有接受高等教育的個體進行匹配，從而得到平均處理效應。

采用Rosenbaum and Rubin(1984)[26]提出的“傾向值得分匹配”方法，為了說明使用傾向值匹配方法在實證上的重要性和合理性，我們繪制了核匹配法的匹配效果圖。圖2顯示了處理組和控制組傾向值得分在匹配前后的核密度分布。可以看出，在匹配前，處理組和控制組接受高等教育的傾向值得分密度分布呈現出明顯的差異性，如果直接比較這兩組之間的社會交往差異，那么所得到的統計推斷結果就是有偏的。相比之下，在傾向值得分匹配之后，處理組和控制組社會交往的傾向值得分密度分布差異得到明顯的削減。同樣地，我們采用其他的匹配方法也得到了類似的效果，不再贅述。這表明經過匹配后，兩組之間的特征差異得到了有效的削減，匹配的效果令人滿意。

為了檢驗傾向匹配模型估計結果的穩健性，我們采用常用的匹配方法對處理組和控制組進行匹配，包括最近鄰匹配法、核匹配法、局部線性匹配和半徑匹配法。表4的結果顯示，利用最近鄰匹配法求得的高等教育對居民社會交往影響平均處理效應為0.060 9，并且在5%的水平上顯著。說明接受高等教育確實能顯著促進居民的社會交往。核匹配法、局部線性匹配和半徑匹配法的估計結果與最鄰近匹配相近，平均處理效應分別為0.075 6、0.072 2和0.069 7，也都具有較強的顯著性。

為考查城市和農村不同成長背景兩類居民的差異，下面我們對不同成長背景的兩類居民分別進行傾向值匹配估計，結果見表5和6。結果顯示，無論是在城市還是農村成長的居民，四種匹配方法的平均處理效應都為正，意味著對于不同環境成長的居民而言，接受高等教育都對居民的社會交往具有顯著的促進作用。只不過對比兩類居民的平均處理效應大小可以發現，農村成長的居民平均處理效應更大，說明成長在農村并接受高等教育的居民社會交往更為頻繁，這和OLS的估計結果也相近。

表4 傾向值匹配估計結果

表5 城市成長背景居民傾向值匹配估計結果

表6 農村成長背景居民傾向值匹配估計結果

(四)Oaxaca-Blinder分解

借鑒Oaxaca(1973)[27]和Blinder(1973)[28]的方法，下面進一步考查造成接受高等教育與未接受高等教育兩類居民社會交往差異主要是來自稟賦差異還是認知差異。將樣本按照是否接受高等教育分成兩組，根據Oaxaca-Blinder分解，兩組居民社會網絡分解成兩部分：

(11)

等式右邊第一項為特征差異，是社會交往差異中能被方程中解釋變量的數量差異所解釋的部分；第二項為系數差異，表示具有相同的個人稟賦特征的兩組居民由于認知所導致的差異。基于OLS回歸模型，我們對兩類居民社會交往差異進行了分解，結果見表7。表7的Oaxaca-Blinder分解結果顯示，造成兩類居民社會交往差異的72.58%來自個體稟賦差異。說明兩類居民特征稟賦上的差異是形成社會交往差異的主導原因，這其中最主要的是年齡特征，占比35.85%；其次是健康狀況(占比10.45%)、政治面貌(占比8.87%)與收入(占比8.81%)等因素。同時，兩類群體對社會交往的認知差異也是形成其社會交往差異的重要因素，占27.42%。

表7 Oaxaca-Blinder分解結果

表8和表9進一步報告了針對城市和農村成長背景居民的分解結果。表8和表9的結果顯示，與總體樣本一致，對于城市和農村不同成長背景的居民而言，接受高等教育的個體擁有更高的社會交往強度。對比表8和表9的結果可以發現，在城市成長居民中特征稟賦原因帶來的社會交往差異更為明顯，而在農村成長居民中系數差異帶來社會交往差異明顯表現出來。這說明由于認知上的差異，成長在農村的居民接受高等教育后更加注重社會交往。

表8 城市成長背景居民Oaxaca-Blinder分解結果

表9 農村成長背景居民Oaxaca-Blinder分解結果

(五)進一步討論：不同年齡群體的分組估計

已有研究發現，伴隨中國高等教育的擴招與改革，高等教育帶來的經濟效益發生了顯著改變(鄭京海等，2008)[22]。本研究在此將進一步分析探討在中國高等教育發展的不同階段，高等教育對居民社會交往的影響是否發生變化。我們進一步將樣本按照年齡段，劃分成“60后”“70后”“80后”“90后”等四個不同群體，分別進行討論，結果報告在表10。模型(8)、(9)、(10)和(11)分別是針對“60后”“70后”“80后”“90后”四個群體的OLS估計結果，OLS估計結果顯示，對于“60后”“70后”等改革開放初期接受高等教育的居民，高等教育變量(edu)的估計系數為正且顯著，也即高等教育顯著促進了這部分群體的社會交往；而對于“80后”“90后”等高考擴招后接受高等教育的居民而言，高等教育(edu)系數雖然為正，但是不顯著，說明對這部分群體而言，高等教育對居民社會交往的影響已經不明顯。這一結果表明，伴隨著高等教育擴招，不僅高等教育對個體所帶來的經濟效應有所下降，而且高等教育帶來的社會交往等非經濟效應也逐漸消減。

注：*、**、***分別表示在10 %、5 %和1 %水平上顯著，括號中為t統計值。

(六)實證結果總結與分析

(1)高等教育能顯著增進居民的社會交往，接受過高等教育的居民社會交往頻率更高。市場化轉型過程中，傳統文化正在遭受“功利精神”的侵蝕，以致于以傳統道德為基礎的人際信任正出現危機，而基于“契約精神”的制度信任尚未完全成型，新舊規范、功能交替時出現了某種程度上的信任機制斷裂。無論是通過經濟收入的提高，還是對價值規范與制度安排的認同，高等教育都能增進居民的社會信任。加之，高等教育在豐富社會交往對象、提高交往能力等方面具有非常重要的作用。因此，在多元、以利益為核心、遵循現代法治契約的“開放型”社會關系網絡構建過程中，高等教育起到重要的支撐與引導作用。

(2)對于城鎮和農村不同地區成長并接受高等教育的兩類居民而言，在農村成長并接受高等教育的居民社會交往強度更高。我國是一個典型的人情社會，尤其是在農村，由于正式社會保障制度尚不健全，村民應對各種困難通常會整合自己的親戚、朋友、同事等各種資源，社會網絡能作為資源和信息的非正式機制配置為居民提供保障(李樹和陳剛，2012)[29]。因此，農村居民對于社會交往也更加重視。當前農村子弟中接受高等教育的人越來越多，接受高等教育意味著能夠接觸到更多不同圈層的人，大大突破了農村居民社會交往的場域限制。因此，成長在農村并接受高等教育的居民對于社會交往的重視及時間投入更多。無論是采用OLS估計還是PSM方法都驗證了這一結論。Oaxaca-Blinder分解結果顯示，認知因素確實在造成群體間社會交往差異方面具有很大程度的影響。

(3)伴隨高等教育擴招，高等教育帶來的社會交往等非經濟效應也在逐漸消減。隨著經濟的快速增長和高等教育的擴招與改革，高等教育經歷了從精英教育到大眾化教育的演變過程。而市場化改革進程中，高等教育又遭遇到了功利主義邏輯的嚴峻挑戰，“職業教育主義”盛行，導致學生培養出現重“職業技能”而輕“人文素質”、重“西方文化”輕“傳統文化”、重“個性發展”輕“集體主義”等諸多傾向，因而高等教育對于居民社會交往的影響弱化。

四、結論與政策含義

年復一年的“高考熱”及“高考經濟”，凸顯了社會公眾對高等教育的普遍重視。研究構建一個簡單的基于時間價格的高等教育影響居民社會交往的理論模型，采用中國綜合社會調查2013(CGSS2013)數據實證檢驗實際效應。OLS估計結果顯示，接受高等教育能夠顯著提高居民的社會交往頻率。并且，對于城鎮和農村不同環境成長并接受高等教育的兩類居民而言，成長在農村并接受高等教育的居民更加重視社會交往。采用“傾向值得分匹配”方法重新檢驗后，發現這一結論依然成立。Oaxaca-Blinder分解結果顯示，造成接受高等教育與未接受高等教育兩類居民社會交往差異中27.42%來自認知因素。另外，進一步研究發現，伴隨著高等教育擴招，高等教育帶來的社會交往等非經濟效應也在逐漸消減。

本文的實證研究有助于進一步認識高等教育的社會功能，也有助于我們理清市場化改革進程中的社會交往表現。基于實證結論，相應的政策含義如下：

(1)隨著社會的變遷與發展，現代市場經濟的培育使得以“契約精神”為核心的“陌生人社會”逐漸取代傳統的“熟人社會”，社會關系網絡已經從傳統單一的、以情感為核心、遵循傳統禮治倫理的“封閉型”特征，轉向多元、以利益為核心、遵循現代法治契約的“開放型”社會關系網絡。在新型社會階層與網絡的形成過程中，高等教育在促進社會信任、增進社會網絡節點，以及契約精神的培育和交往能力的提升等方面具有非常重要的作用。因此，通過改革課程設置增進個體對文化傳統的認識，通過組織各類活動為學生搭建多元且暢通的交流渠道與網絡，培育學生重視社會交往的意識，應是未來高等教育培養模式改革的重要取向。

(2)從社會分層的角度來看，如果處于某一特定分層位置的人們其交往對象不局限于同一層級的個體，還與其他層級的群體之間存在交往互動，則本質上意味著不同社會地位維度的相關性較弱，整個社會沒有形成一個相對封閉的分層結構。高等教育實際上為處于不同社會層級的個體結成社會網絡提供場域，特別是為弱勢社會階層突破位置搭建開放型網絡創造了資源與條件。雖然本研究發現成長在農村并接受高等教育的個體更加重視社會交往，但是在目前高等教育的培養體系中，農村子弟明顯處于弱勢。因此，未來的高等教育改革要嘗試為弱勢個體提供更為公平的競爭機會，從而更大程度上發揮和釋放高等教育的社會功能。

(3)如今在中國部分地區人情異化嚴重，人情往來名實分離且往往成為斂財工具，而隨著社會保險等正式保障制度的建立，使得居民不愿再花費更多成本進行社會交往維護社會網絡。研究發現，隨著市場化轉型的進行，對于“80后”“90后”等高考擴招后接受高等教育的居民而言，高等教育對于社會交往的影響已經不明顯。由于信任和認同感是社會交往的基礎要素，所以要改變日益陌生化的社會關系、增強社會交往強度，就必須在高等教育過程中重視培養學生之間的信任感，從而建立高等教育增進社會交往的長效機制。