教育、接觸和動員的社會資本與地位取得

教育研究集刊

第六十二輯第二期　2016年6月　頁97-130

教育、接觸和動員的社會資本 與地位取得

黃毅志、林慧敏 摘要

就臺灣民眾的地位取得而言，除了職業地位之外，公私部門與小老闆階級往 往也很重要，這都會影響到收入。至於社會資本、教育所代表的人力資本對於 職業地位、進入公私部門與小老闆階級，以及進一步的收入究竟有何影響？社會 資本與人力資本影響何者較大？先前國內研究並沒有系統性的完整探討。本研究 運用2004年進行調查的「社會資本的建構與效應」全國代表性大樣本資料（N = 3,281）實施路徑分析，研究結果發現，接觸的社會資本對地位取得變項大多具 有顯著的正影響，只不過影響大都遠不如教育。而本人教育對收入的正向影響，

看來比對接觸的社會資本與動員的社會資本整體影響還大。

關鍵詞：地位取得、動員的社會資本、接觸的社會資本、教育

黃毅志，國立臺東大學教育學系教授

林慧敏，國立臺東大學教育學系博士後研究員（通訊作者）

電子郵件：gfiahra@gmail.com

投稿日期：2016年01月07日；修改日期：2016年06月09日；採用日期：2016年06月27日

Individual Education, Accessed and Mobilized Social Capital, and Status

Attainment

Yih-Jyh Hwang, Hui-Min Lin A b s t r a c t

In addition to occupational status, different work sectors and petty bourgeoisies have a substantial influence on income in terms of status attainment in Taiwan. What is the impact of social capital and human capital (education) on the occupational status, the public sectors and petty bourgeoisies, and what is its influence on further income?

Which is more dominant, social capital or human capital to status attainment? There has been no systematic and comprehensive research in Taiwan, so the author will explore the thesis. This research uses data from “Social Capital Construction and Effects Survey in 2004”, which was a national survey with 3,281 samples, and conducts path analysis to answer the above questions. The results indicate that accessed social capital has many significant influences on the variables of status attainment, though its effect is not as strong as human capital’s impact on education. An individual’s education is Bulletin of Educational Research

June, 2016, Vol. 62 No. 2 pp. 97-130

Yih-Jyh Hwang, Professor, Department of Education, National Taitung University

Hui-Min Lin, Postdoctoral Fellow, Department of Education, National Taitung University (Corresponding Author)

Email: gfiahra@gmail.com

Manuscript received: Jan. 07, 2016; Modified: June 09, 2016; Accepted: June 27, 2016.

likely to have a greater positive influence on income than the sum total of all social capital, inclusive of accessed social capital and mobilized social capital.

Keywords: status attainment, mobilized social capital, accessed social capital, education

壹、前言

就臺灣民眾的地位取得而言，除了職業地位之外，公私部門與小老闆階級往 往也很重要，這也會影響到收入（黃毅志，2011a，2011b）。就臺灣勞力市場而 言，任職於公家部門，不但工作報酬（如收入、福利）比私人部門好，又與私人 部門間少有流動機會，這也就構成公私雙元分隔的勞力市場（黃毅志，2001a，

2001b，2011a）。至於社會資本、教育所代表的人力資本對於職業地位、進入公 私部門、當小老闆階級，以及進一步的收入究竟有何影響？社會資本與人力資 本影響何者較大？先前國內研究並無系統性的完整探討，仍有待進一步研究來釐 清。

林南（Lin）建構社會資本對職業地位取得影響之理論，將結構面的社會網 絡變項納入Blau與Duncan（1967）的地位取得基本模式進行實證研究，結果發現 30年前在美國，社會資本對職業地位的影響並不亞於教育，此補足了傳統地位取 得研究過度重視屬於個人特質的教育（通常代表人力資本）對職業地位之影響

（Lin, 2001; Lin, Ensel, & Vaughn, 1981）。在歐美各國，以社會學特色很強的社 會網絡變項分析地位取得的社會階層化研究早已帶來熱潮（黃毅志，2011b，頁 83），在臺灣也有不少此方面的研究（于若蓉，2009；孫清山、黃毅志，1994；

陳至柔，1995；黃毅志，1996，2011b；Hsung & Hwang, 1992; Lin, Fu, & Hsung, 2001）。但若與歐美和中國大陸在這方面研究的理論與方法發展（Baldi, 1998;

Castilla, 2005; DiMaggio & Bonikowski, 2008; Know, Colleen, & Martin, 2013; Lai, Leung, & Lin, 1989; Lin, 2001, 2003; Sharique & Surendrakumar, 2013; Smith, 2005;

Theodore & Olga, 2010; Wegener, 1991; Yakubovich, 2005）相比，近年臺灣在這方 面的研究就顯得沉靜許多（黃毅志，2011b）。

本研究運用2004年進行調查的全國代表性大樣本資料（N = 3,281）實施路徑 分析，首先探討整體樣本，其教育與林南近年發展的「接觸社會資本」對職業地 位、進入公私部門、當小老闆階級，以及進一步的收入之影響；接著探討有人幫 忙而找到工作的樣本，其教育與「接觸的社會資本」、「動員的社會資本」對職 業地位，進入公私部門、當小老闆階級，以及進一步的收入之影響。「社會資本

的建構與效應」調查資料是筆者所知的臺灣調查資料中，唯一針對社會資本做詳 細調查的全國代表性大樣本資料。

一、臺灣社會的地位取得：職業、公私部門、小老闆與收入

在臺灣每每可以察覺到兩種向上社會流動的管道：（一）在「萬般皆下品，

唯有讀書高」的傳統文化影響下，人們透過求得高教育來提高職業地位、進入公 家部門工作與增加收入，這是社會大眾提高地位取得最常見的管道；（二）就低 教育的受僱民眾而言，藉由創業當小老闆也是重要的向上流動管道（孫清山、黃 毅志，1995；章英華、薛承泰、黃毅志，1996；黃毅志，2001a，2002，2011a；

熊瑞梅、黃毅志，1992；謝國雄，1989）。綜上，本研究所要探討的階層化地位 取得變項包括職業地位、是否就職公家部門、是否為老闆與收入。

在臺灣，與私人部門工作做比較，公家部門普遍存有內部、初級勞力市場性 質，是大眾嚮往的工作部門，公家部門的工作條件較佳，職業地位與進一步的收 入較高，福利優厚，工作穩定，社會地位也較高，這相當程度防止了從公部門到 私部門的流動。而私人部門較多屬於次級勞力市場，工作條件較公家部門差，自 然會吸引較多人想進入公家部門工作。但是，要進入公家部門，需要通過競爭激 烈的公務員考試，這大大降低了從私人部門到公家部門的流動。不過，若是教育 程度較高者，則由於競爭能力較強而較容易考上。在臺灣公、私部門的區分，不 僅關係到員工的階層位置與工作條件，而且彼此之間少有流動機會，因此構成臺 灣勞力市場雙元分隔部門的基礎（黃毅志，2001a，2001b，2011a）。

過去研究顯示，在臺灣有許多小老闆的就業機會。當老闆，就算是小老闆，

即僱用員工九人以下，乃至於完全沒有聘僱員工的小老闆，不但工作具有很高的 自主性，收入又高，因此對於低教育的受僱者而言，藉由創業當小老闆也是重要 的向上流動管道（孫清山、黃毅志，1995；謝國雄，1989）。不過，臺灣的小老 闆大多是職業地位不高的買賣服務人員與工人，而非高職業地位的主管人員、專 業人員或地位居中的基層白領人員，因此教育年數愈高，反而愈不可能當小老闆

（孫清山、黃毅志，1995；許嘉猷、黃毅志，2002；黃毅志，2011a）。

先前臺灣小老闆有許多就業機會，這是由於當時臺灣以勞力密集取向為主的 工業發展以中小企業為主，大企業往往將工作機會外包給中小企業，因而提升

小企業與其業主「小老闆」的就業與發展機會；加以臺灣的服務業也以中小企業 為主，這又提供小老闆許多就業與發展的機會；故先前許多對臺灣所做的研究也 就一再強調小老闆能持續存活，這並不符合Marx「小老闆將日趨衰微」的預言

（許嘉猷、黃毅志，2002；孫清山、黃毅志，1995；黃毅志，2001a，2011a；熊 瑞梅、黃毅志，1992；謝國雄，1989）。

不過，近年臺灣的產業，包括工業與服務業，都轉型邁向技術、資本密 集，而許多勞力密集的工作機會，包括傳統中小企業與高科技產業中的勞力密 集外包工作機會大多移到海外（王振寰，2007；王振寰、高士欽，2000；林季 平，2005；蔡明璋，2005；），因而以勞力密集工作為主的臺灣小老闆獲利機 會日減，近年來當老闆在收入上的優勢也就消失（黃毅志，2011a）。黃毅志

（2011b）發現，當老闆的收入相較於受僱者仍有一些優勢，然而，當老闆有面 臨關廠（店）或倒閉較高的風險，因而小老闆占就業人口的比率也就日減（林宗 弘，2009；章英華、黃毅志，2007）。不過，當老闆的工作自主性仍然遠高於一 般受僱者。

二、人力資本（教育）、接觸的社會資本與動員的社會資本

在近年歐美與中國大陸探討社會資本對地位取得影響的研究中，與本研究計 畫關聯密切的理論發展主要是林南進一步將社會資本區分為「接觸的社會資本」

（accessed social capital）與「動員的社會資本」（mobilized social capital）（Lin, 2001, pp. 55-93），這使得社會資本理論更為精緻、深入。先就「接觸的社會資 本」理論做說明：一個人結交的人愈多、愈廣、社會地位愈高，這代表接觸的社 會資本愈高；接觸的社會資本愈高，找工作時，愈可能動用高地位的人幫忙，這 代表動員的社會資本愈高；動員的社會資本愈高，也就愈可能找到好工作（如高 地位職業與高收入工作、進入公家部門與當小老闆）。據此理論，社會資本對找 工作的影響可能不低於教育所代表的人力資本（即與工作有關的專業學能），而 社會階層化過程並非完全依照普同主義運作，故求職者重視社會關係，廣結網 絡，對於找到好工作有很大的幫助（黃毅志，2011b）。

（一）動員的社會資本三個理論命題

根據動員的社會資本理論，社會資本對職業地位取得的影響主要可歸納成三

個命題（Lin, 1982, 1990, 1995, 2001）：

1. 社會資本命題

求職時，「幫助人」的職業地位愈高，所提供的幫助（如提供求職所需的消 息與影響）愈多，所取得的職業地位愈高。

2. 地位強度命題

求職時，一個人原先的地位（如家庭背景、原先的職業地位）愈高，愈有機 會動用較高的社會資本（如求職時幫助人的職業地位較高）。

3. 聯繫（即人際關係）強度命題

求職時，使用弱聯繫（指弱的人際關係）可以擴大找人幫忙的範圍，這將 較容易動用較高的社會資本，如求職時幫助人的職業地位較高。此項命題最初由 Granovetter（1973）所提出，並由林南進一步檢證與發展（Lin, 2001）；這可說是 三命題中最具理論意義，但爭議也最多的命題。隨後將對此做進一步探討。

綜合許多研究對於三個理論命題的經驗檢證，理論命題1.和2.已得到國內外 眾多研究的有力支持，然而，理論命題3.聯繫強度命題的檢證結果，卻往往不同 且爭議不休，有些研究支持聯繫強度命題，但亦有些研究發現聯繫強度與社會資 本無顯著關聯（Lin, 2001）。

（二）三個理論命題的檢討與擴大

隨著研究成果的累積與發展，有必要對林南原先的三個命題做進一步的檢 討。以下主要針對與本研究架構有密切關聯的論點進行說明。

1. 聯繫強度命題

Bian（1997）在中國大陸的研究顯示，聯繫強度對於求職時主要幫助人的職 業地位之影響有交互作用，通常求職者與主要幫助人具弱聯繫，而高職業地位的 主要幫助人若願意幫助具弱聯繫的求職者，通常兩者之間須有一位與兩者都具有 強連繫的中間人，這才有助於求職者找到好工作；若沒有此中間人，就不易得到 具弱聯繫的高職業地位者的幫助，也就不易找到好工作。

2. 地位強度命題

地位強度命題中的地位，指的是一個人求職時原先的地位，如父親職業地 位、個人原先的職業地位，但並不強調教育（Lin, 2001, p. 81）。這反映出西方 社會的階層區分中職業所具有的特殊重要性，教育的主要作用在於解釋職業，其

本身並不是重要的階層區分（黃毅志，2002）。然而，在臺灣社會裡，「教育」

除了對於其他階層變項，如職業、收入有著重大影響外，其本身也代表著很重要 的階層區分或社會地位，甚至很有可能就是最重要的階層區分，這反映出臺灣社 會特別重視教育的特殊文化傳統（黃毅志，2002）。就臺灣社會而言，本人教育 與父母親教育都當屬地位強度命題中的原先地位。

3. 社會資本命題

在檢證社會資本命題的地位取得研究中，常被討論的問題是：對職業取得而 言，究竟是社會資本，如求職時幫助人職業的影響較大？還是功能論或人力資本 論所強調的人力資本變項「本人教育」影響較大？過去有些研究發現社會資本的 影響較大，也有些研究發現教育的影響較大，但無論如何，社會資本的影響可說 一直都很大，即使比教育小，也不會小多少（孫清山、黃毅志，1994；Hsung &

Hwang, 1992; Lin, 1999）。而在比較何者影響較大的研究中，必須注意的是，教 育較高者，通常社會資本也較多，這也會間接提高職業地位（黃毅志，1996）。

就臺灣社會的求職者而言，教育即代表著一項很重要的原先地位，對於社會資本

（求職時幫助人職業地位）有很大的影響。教育對於職業地位取得的影響，可能 有很多是透過社會資本的間接影響（孫清山、黃毅志，1994；黃毅志，1996）。

要比較教育還是社會資本影響大，如果仍與有些研究所做的一樣，是在控制社會 資本後再估計教育的影響，如此的影響就不包含間接影響，而只剩下直接影響，

並低估了教育的影響。要估計教育對職業地位的總影響，也就不能控制社會資 本。

既然在臺灣社會裡，教育是如此重要的階層變項，今後研究除了可用求職者 的父親職業、父親教育與本人最初職業、教育代表原先地位，求職時幫助人的職 業地位代表社會資本之外，也應將求職時幫助人的教育做為社會資本的另一項指 標，並分析上述原先地位對求職時幫助人職業與教育的影響，以及求職時幫助人 的職業地位、教育對職業地位取得的影響。過去的研究發現，本人教育對於求職 時幫助人的職業有很大的影響，很可能是本人教育與幫助人教育有密切關聯，幫 助人教育又與幫助人的職業地位有密切關聯所致；求職時幫助人的職業地位對本 人職業地位取得有重大影響，也有可能是高職業地位的幫助人往往教育較高，教 育也發揮影響所致。無論如何，這些可能的假設都有待進一步的檢證。

至於先前臺灣動員的社會資本研究（于若蓉，2009；孫清山、黃毅志，

1994；陳至柔，1995；黃毅志，1996；熊瑞梅、黃毅志，1992；Hsung & Hwang, 1992），大都為時已久，也未給予教育的影響應有的重視；而多數地位取得研究 依變項也多限於職業地位，少有以收入、公私部門或是否為老闆做為地位取得研 究的依變項。

綜合上述動員的社會資本研究，除了前述本人教育對職業地位取得的影響可 能被低估外，先前的臺灣研究往往都以幫助人的職業地位代表社會資本，而未 納入幫助人的教育（Lin, 2001），這可能也會低估社會資本對職業地位取得的影 響。而地位取得變項主要是職業地位，也很重要的公私部門區分與是否為老闆卻 很少看到國內有人做過研究；但很有可能求職時幫助人在公家部門就職，便比較 可能進入公家部門就職，創業前幫助人是老闆，就比較可能當老闆。

三、接觸的社會資本之重要性

如前所述，林南當初將社會資本納入職業地位取得的理論時，對社會資本影 響職業地位取得提出「社會資源命題」、「地位強度命題」與「聯繫強度命題」

這三個命題（Lin, 1982, 1990, 1995, 2001）。當初的社會資源，即林南後來所說 的「動員的社會資本」，主要指找到工作者找工作時幫助人的職業地位（Lin, 2001），這已在前述提及。這三個命題所能分析的研究對象，限於靠親友幫助而 找到工作的民眾，例如：聯繫強度命題所指出「求職時用弱聯繫較可能動員高地 位的幫助人」之適用範圍，只限於靠人幫助而取得職業的民眾。社會資本命題與 地位強度命題也是一樣。在臺灣要進入公家部門任職，有許多是要透過考試（黃 毅志，2001a），並不需要親友與職場的幫助人（黃毅志，2011b）。

「接觸的社會資本」所能分析的對象則不限於靠親友幫助而找到工作的求職 者。熊瑞梅與黃毅志（1992）曾以「接觸的社會資本」，對臺中初職為製造業 的受僱者（俗稱黑手），現職為老闆（俗稱頭家，大多是小老闆）的機率之影響 做分析；研究結果顯示，「接觸的社會資本」愈高者，當老闆的機率愈高（黃毅 志，2011b）。至於在臺灣，「接觸的社會資本」是否會影響進入公家部門的機 會，筆者只看到黃毅志（2011b）做過這方面的研究，該研究發現，「接觸的社 會資本」對於進入公家部門的機率有顯著負影響，「接觸的社會資本」較高者對

想通過考試進入公家部門沒有幫助，但可能比較有機會在私人部門中找到好工 作，因而相對降低進入公家部門就職的機會。

至於「接觸的社會資本」的測量方法，Lin（2001）在檢討許多文獻後，

採用了定位法（position generator）做測量，也就是請受訪者對問卷上所呈現的 許多職業名稱回答他們求職時，有認識的人任職之職業；「接觸的社會資本」

的測量含三個變項：（一）有認識的人任職之職業數（extensity of embedded resources）；（二）認識的人最高之職業地位（upper reachability）；（三）認識 的人最高職業地位與最低職業地位之差距（heterogeneity）。認識的人最高之職 業地位很高，代表認識資源（含財富、權力、聲望）很高的人，受到此職業地位 很高者幫助，有助於提高自己的地位取得；有認識的人任職之職業數很多，職業 最高地位與職業最低地位的差距很大，代表可得到各式各樣的人之幫助，也有助 於提升自己的地位取得（Lin, 2001, pp. 106-109）。Lin並以上述三個變項的因素 分數測量「接觸的社會資本」（黃毅志，2001b）。

綜觀先前臺灣「接觸的社會資本」研究（黃毅志，2011b；熊瑞梅、黃毅 志，1992；Hsung & Hwang, 1992; Lin et al., 2001）為數並不多，且大都為時已 久，也未給予教育的影響應有的重視；而且大多數研究的地位取得依變項主要是 職業地位，少有以收入、公私部門或是否為老闆做為地位取得研究的依變項。過 去，同時包含職業地位、收入、公私部門與是否為老闆，做為地位取得依變項的 研究，只有黃毅志（2011b）。然而，這項研究的教育只當控制變項，並未分析 教育對地位取得的影響，也未分析教育對接觸的社會資本、動員的社會資本與地 位取得之影響，更未分析接觸的社會資本對動員的社會資本之影響。

四、研究目的

（一）探討整體樣本，其教育與「接觸的社會資本」對職業地位、進入公私 部門、當老闆，以及進一步的收入之影響。

（二）探討有人幫忙而找到工作的樣本，其教育與「接觸的社會資本」透過

「動員的社會資本」，對職業地位、進入公私部門、當老闆，以及進一步的收入 之影響。

貳、研究方法

一、研究架構（因果模型）與研究假設

根據相關文獻可提出下列因果模型與研究假設，此研究架構可對所有樣本做 分析，但只能分析本人教育與接觸的社會資本之影響，不能分析動員的社會資本 之影響。而有父親職業等七個控制變項，只做統計控制之用，本研究並不探討它 們的影響，故在圖1中不畫出它們的影響箭頭，否則圖形與統計分析會變得很複 雜。

依文獻探討與因果模型可提出下列研究假設（如圖1）：

假設1：職業地位愈高，收入愈高；相較於在私人部門工作者，公家部門工 作者有較高的收入；老闆的收入高於受僱者（孫清山、黃毅志，1995；章英華、

黃毅志，2007；黃毅志，2001a，2001b，2011a，2011b；Lin et al., 2001）。

本人教育

公私部門

收入 現職

接觸 的社會資本

老闆

圖1　本研究計畫因果模型一

註： 控制變項包括父親職業、父親教育、母親教育、族群、性別、出生年次等出身背景 變項以及現工作地都市化程度。

假設2：接觸的社會資本愈多，愈可能找到好工作（Lin, 2001），包括職業 地位與收入愈高、愈可能當老闆，不過，也愈不可能進入公家部門（黃毅志，

2011b；熊瑞梅、黃毅志，1992；Lin et al., 2001）。

假設3：本人教育愈高，接觸的社會資本、現職地位與收入愈高，也愈可 能進入公家部門，愈不可能當老闆（孫清山、黃毅志，1995；黃毅志，2011a，

2011b）。

根據相關文獻可提出下列因果模型與研究假設，此研究架構只能對受人幫助 而找到工作的樣本做分析。為了避免研究架構過於複雜，本研究將都是社會資 本的「接觸的社會資本」與「動員的社會資本」擺在一起，而根據林南的理論

（Lin, 2001, pp. 55-93），接觸的社會資本對動員的社會資本有正向影響。而針 對父親職業等七個控制變項，本研究只做統計控制之用，並不探討它們的影響，

在圖2中就不畫出它們的影響箭頭，否則圖形會變得很複雜。

根據相關文獻可提出下列因果模型與研究假設（如圖2）：

假設1：職業地位愈高，收入愈高；相較於在私人部門工作者，公家部門工 作者有較高的收入；老闆的收入高於受僱者（孫清山、黃毅志，1995；章英華、

黃毅志，2007；黃毅志，2001a，2001b，2011a，2011b；Lin et al., 2001）。

假設2：動員的社會資本愈多，愈可能找到好工作（Lin, 2001），包括職業 地位愈高與進入公家部門機會愈大（黃毅志，2011b；Lin et al., 2001）。

假設3：接觸的社會資本愈多，愈可能找到好工作（Lin, 2001），包括職業 地位愈高、當老闆，不過，也愈不可能進入公家部門（黃毅志，2011b；熊瑞 梅、黃毅志，1992）。

假設4：接觸的社會資本對動員的社會資本有正向影響（Lin, 2001, pp. 55- 93）；接觸的社會資本對收入也有直接正影響（Lin et al., 2001）。

假設5：本人教育愈高，接觸的社會資本與動員的社會資本、現職地位、收 入愈高，本人教育愈高，也愈可能進入公家部門，愈不可能當老闆（黃毅志，

2011a，2011b）。

二、資料來源

本研究採用林南主持的跨國社會資本比較追縱調查：「社會資本的建構與

控制變項 本人教育

公私部門 現職 收入 接觸與動員

的社會資本

老闆

圖2　本研究的因果模型二

註： 控制變項包括父親職業、父親教育、母親教育、族群、性別、出生年次等出身背景 變項以及現工作地都市化程度。

效應：臺灣、中國大陸、美國三地追蹤研究」，在臺灣所做的第一次調查

（2004年）蒐集之全國代表性大樣本（N = 3,281）資料做分析（Lin, Fu, & Chen, 2008），以檢證圖1、圖2之因果模型與研究假設。「社會資本的建構與效應：臺 灣、中國大陸、美國三地追蹤研究」是筆者所知的臺灣調查資料中，唯一針對社 會資本做調查的全國代表性大樣本資料。

三、變項測量

（一）接觸的社會資本

根據定位法先選出22項職業納入問卷中，再請受訪者回答在「原先找到現在 職位時」有認識的人任職之職業。由於本研究所運用的資料只採用Ganzeboom與 Treiman（1996）的職業分類，也就是根據Ganzeboom與Treiman的國際職業量表 之四碼社經地位做測量，這22項職業的四碼職業社經地位分數，分別是表1括弧 外的數字。

表1

22項職業的四碼職業社經地位分數

(1)護士43 (2)作家65 (3)農民23 (4)律師85

(5)中學老師69 (6)褓母25 (7)清潔工16 (8)人事主管69

(9)大公司行政助理54 (10)美髲師29 (11)會計51 (l2)警衛（保全員）40

(13)生產部門經理67 (14)工廠作業員31 (15)電腦程式設計師71 (16)櫃檯接待52

(17)立法委員77 (18)計程車司機30 (19)大學教授77 (20)搬運工30

(21)警察50 (22)大企業老闆70

至 於 測 量 「 接 觸 的 社 會 資 本 」 的 方 法 ， 本 研 究 原 先 也 打 算 根 據 黃 毅 志

（2011b）的研究結果，主要採用建構效度比林南（Lin, 2001）高的熊瑞梅與黃 毅志（1992）進行測量；不過，本研究所做初步分析顯示，熊瑞梅與黃毅志的 測量建構效度只比林南（Lin, 2001）略高一些。而林南的「接觸的社會資本」發 展已久，故本研究乃採用此項測量做分析，它的職業地位則仍採自Ganzeboom與 Treiman（1996）的國際職業量表之四碼社經地位。

（二）動員的社會資本

求職時最重要的「幫助人」的職業依Ganzeboom與Treiman（1996）之國際 量表做測量，問卷直接將受訪者分為公家部門與私人部門。不過，並未調查求職 時幫助人的教育與是否老闆。

（三）本人教育

這是最重要的人力資本變項，將受訪者教育程度轉換成教育年數，例如：大 學畢業者，接受的教育年數為16年；國中畢業者，教育年數為9年。

（四）地位取得變項

1. 老闆

在2005年時，臺灣的老闆階級有64%沒有僱用員工，有31%僱用員工一至九 人，絕大多數是小老闆（黃毅志，2011a），僱用員工10人以上的只占5%；迴歸 分析時做虛擬變項，以老闆為1，非老闆為0。

2. 公、私部門

問卷直接將受訪者分為公家部門與私人部門，迴歸分析時做虛擬變項，以公 家部門為1，私人部門為0。

3. 本人職業地位

指接受調查時受訪者的現職地位，係根據Ganzeboom與Treiman（1996）的 國際職業量表之四碼社經地位做測量。

4. 收入

以現在每月平均工作收入測量。因為收入採順序尺度的問卷，本研究乃依 各組的組中點測量收入，如7∼8萬元組的組中點為7.5萬元，使其合乎迴歸分析 的尺度設定；不過，收入最高的等級為30萬元以上，並沒有組中點，故以前兩級 20∼25萬元與25∼30萬元，每級差距5萬元做測量根據；因為30萬元以上這組收 入比前一級25∼30萬元（組中點27.5萬元）多一級，收入算是差5萬元，而以32.5 萬元計；收入30萬元以上者只占有收入之樣本0.3%，應不會為收入測量帶來多 少誤差。在迴歸分析時，參考一般方法，如Liu與Sakamoto（2002）、Zeng與Xie

（2004）、黃毅志（2011a），對收入取對數做測量；收入取對數的比未取對數 的要高出許多（表略）。

（五）控制變項

1. 父親職業

同本人職業地位測量。

2. 父親教育

將受訪者父親教育程度依修業年數轉換成父親教育年數，如小學畢業六年、

高中畢業12年。

3. 母親教育

將受訪者母親教育程度依修業年數轉換成母親教育年數，如小學畢業六年、

高中畢業12年。

4. 族群

由於原住民樣本太少（N = 13）只好剔除分析，將族群分為臺灣閩南、臺灣 客家與外省人；迴歸分析時以臺灣閩南為對照組。

5. 性別

迴歸分析時以女性為0當對照組，男性為1。

6. 出生年次

以受訪者所填的民國出生年次做測量。而依據相關研究，出生年次與工作收

入具有先升後降的二次函數關係（孫清山、黃毅志，1995；章英華、黃毅志，

2007；黃毅志，2011a，2011b），因此本研究也就多納入出生年次的平方項進行 分析。

7. 現工作地都市化程度

用行政院主計總處（1983）出版的《中華民國統計地區標準分類》做測量，

將工作地的鄉鎮市依都市化程度分成八個等級，都市化最高者給8，最低給1。

1983年以後又發展了一些都市化程度分類，不過，這些類別都是名目尺度，測量 尺度較低而不利於分析，故本研究不予採用。

四、分析方法

本研究根據圖1、圖2的因果模型進行迴歸分析，並考驗相關假設，此即路徑 分析（Lin, 1976, pp. 321-326）。當依變項為等距尺度以上，如收入，進行OLS 迴歸分析；當依變項為名目尺度，如公、私部門時，則進行邏輯迴歸分析。在 迴歸分析中，為了比較各自變項的影響，因而列出標準化迴歸係數（β），Zhou

（2005）也是用標準化迴歸係數做分析。本研究不使用結構方程模式（structural equation modeling, SEM），是由於因果模型中包含許多名目尺度變項（nominal variable），如性別、族群、公私部門、是否為老闆，此嚴重違反SEM之觀察變 項必須是常態分布的預設，也無法轉換成常態分布的變項；如果違反常態分布的 預設，會給統計分析帶來嚴重錯誤的結論（邱皓政，2006，頁2.17-2.19）。根據 林南（Lin, 1976, pp. 321-326）與林清山（1991，頁245-249）的研究，傳統的路 徑分析以迴歸進行，迴歸分析很容易處理名目變項，所以本研究的路徑分析採迴 歸分析。

參、結果與討論

一、教育與接觸的社會資本對地位取得之影響：全體樣本的分析

表2式（1）顯示所有自變項中，本人教育對接觸的社會資本正向影響最大，

β值高達 .435（p < .05）。由此可知，隨後在同一迴歸方程式比較本人教育與接

觸的社會資本對地位取得的影響時，本人教育透過接觸的社會資本對地位取得的 間接影響已被剔除，只剩下直接影響。表2式（2）顯示所有自變項中，本人教育 對本人現職地位正向影響最大，β值高達.573（p < .05）；接觸的社會資本影響對 本人現職地位正向影響不大，β值只有.109（p < .05）。表2式（3）顯示所有自變 項中，本人教育對收入正向影響最大，β值高達.373（p < .05）；接觸的社會資本 影響對收入正向影響不大，β值只有.162（p < .05）。

表2

接觸的社會資本影響職業與收入迴歸分析

接觸的社會資本

（1）

本人職業地位

（2）

收入

（3）

收入

（4）

b（β） b（β） b（β） b（β）

男性 .053 （.027） -.482 （-.017） .313*（.281） .302* （.271）

本省客家 .102*（.036） -.814 （-.020） .032 （.020） .047* （.029）

大陸各省市 -.017 （-.005） -.444 （-.009） .060 （.032） .074* （.039）

出生年次 -.009*（-.103） -.251*（-.202） .066*（1.360） .063* （1.305）

出生年次平方 .000*（-1.547） .000*（-1.392）

現居地

都市化程度 .040*（.072） .339*（.042） .015*（.048） .013* （.041）

父親職業 .002 （.030） .045*（.045） .000 （-.024） -.001 （-.036）

父親教育 .007 （.030） .172*（.053） .005 （.042） .003 （.022）

母親教育 -.002 （-.007） .025 （.007） .003 （.024） .004 （.027）

本人教育 .115*（.435） 2.176*（.573） .055*（.373） .027* （.185）

接觸的社會資本 1.573*（.109） .091*（.162） .069* （.122）

本人職業地位 .011* （.291）

進入公家部門 .161* （.099）

當老闆 .167* （.112）

常數項 -1.269* 25.760* -0.925* -1.148*

R²（N） .199 （2691） .381 （2688） .378 （2667） .450 （2664）

*p < .05.

表2式（4）顯示本人現職地位對收入正向影響最大，β值達.291（p < .05）；

本人教育對收入的直接正向影響也不小，β值達.185（p < .05）；接觸的社會資 本對本人現職地位正向影響不大，β值只有.122（p < .05）；進入公家部門β值只 有.099（p < .05），與私人部門相較，公家部門收入高一些，當老闆也比受僱者 收入高一些（β = .112，p < .05）。本人職業地位、進入公家部門與當老闆三個地 位取得變項中，以本人職業對收入的影響最大，進入公家部門與當老闆的影響都 不大，且很接近。

表3式（1）顯示所有自變項中，本人教育對進入公家部門影響最大，β值達 .719（p < .05）；接觸的社會資本影響不顯著。表3式（2）顯示本人教育對當老 闆為負影響，不過，β值只有-.05（p < .05）；接觸的社會資本對當老闆為正影響

（p < .05），不過，β值只有.04。

表3

接觸的社會資本影響進入公家部門與當老闆邏輯迴歸分析

進入公家部門（1） 當老闆（2）

b（β） b（β）

男性 -.324*（-.091） 0.986*（.09）

本省客家 -.014 （-.003） -0.146 （-.01）

大陸各省市 -.126 （-.021） -0.146 （-.01）

出生年次 -.068*（-.437） -0.031*（-.07）

現居地都市化程度 -.103*（-.102） -0.014 （0）

父親職業 -.006 （-.049） 0.006 （.02）

父親教育 .028 （.070） -0.008 （-.01）

母親教育 -0.021 （-.050） -0.033 （-.03）

本人教育 .347* （.719） -0.07* （-.05）

接觸的社會資本 -0.02 （-.011） 0.204*（.04）

常數項 -1.942* 0.335

R²（N） .093 （2691） .115 （2691）

*p < .05.

二、 教育、動員與接觸的社會資本對地位取得之影響：有人幫忙 而找到工作的樣本分析

本小節僅對有人幫忙而找到工作的樣本進行分析，可能會發生樣本選擇性偏 誤的問題（Berk, 1983）。表5式（1）使用邏輯迴歸分析影響「有人幫忙而找到 工作」的因素，結果發現男性、本省客家、大陸各省市、現居住地都市化程度、

父親職業、父親教育、母親教育與本人教育的影響，在大樣本（N = 2,849）的情 況下皆不顯著（p > .05），僅有出生年次的影響達顯著。不過，β值亦只有.02，

是因樣本大才達顯著，並沒有實質意義。分析結果顯示，本小節雖只對有人幫忙 而找到工作的樣本做分析，但沒有樣本選擇性偏誤的問題，因此毋須做樣本選擇 性偏誤修正，此可避免多重共線性問題（Berk, 1983）。

表4式（1）顯示所有自變項中，本人教育對接觸的社會資本正向影響最大，

β值高達.401（p < .05）。表4式（2）顯示接觸的社會資本對聯繫強度的正向影 響最大，β值為.111（p < .05），本人教育的影響則不顯著。表4式（3）顯示所 有自變項中，本人教育對求職時幫助人職業地位正向影響最大，β值高達.378

（p < .05）；接觸的社會資本影響對求職時幫助人職業地位正向影響不大，β值 只有.096（p < .05）；聯繫強度對求職時幫助人職業地位有負影響，β值為-.101

（p < .05）。表4式（4）顯示所有自變項中，本人教育對本人職業地位正向影 響最大，β值高達.393（p < .05），還高於求職時幫助人職業地位（β = .355，p <

.05）、接觸的社會資本的正向影響（β = .086，p < .05）。

表4式（5）顯示所有自變項中，本人職業地位對收入正向影響最大，β值 達.287（p < .05）；控制本人職業地位，本人教育對收入影響下降許多，所剩的 直接影響β值為.176（p < .05）；接觸的社會資本正向影響β只有.168（p < .05）。

由表4式（6）到式（9）可一一比較教育與各社會資本變項對收入的影響 大小。式（6）顯示所有自變項中，本人教育對收入正向影響最大，β值達.346

（p < .05），接觸的社會資本對收入正向影響不大，β值只有.201（p < .05）；

式（7）顯示教育對收入正向影響最大，β值高達.386（p < .05），聯繫強度對收 入影響不顯著（p < .05）；式（8）顯示教育對收入正向影響最大，β值高達.314

（p < .05），求職時幫助人職業地位對收入影響不大，β值為.166（p < .05）；式

表4 接觸的社會資本影響地位取得迴歸分析 接觸的社會資本 （1）連繫強度 （2）求職時幫助人職 業地位（3）本人職業地位 （4）收入 （5）收入 （6） b（β）b（β）b（β）b（β）b（β）b（β） 男性.130*（.067）.142*（.080）

-.195（

-.006）

-.404（

-.014）.327*（.310）.332*（.312） 本省客家.126（.045）.134（051）

-.904（

-.019）

-.648（

-.016）.019（.013）.005（.004） 大陸各省市

-.078（

-.024）.211*（.073）

-.216（

-.004）

-1.060（

-.024）.135*（.081）.125*（.072） 出生年次

-.008*（

-.089）.000（.001）

-.291*（

-.203）

-.195*（

-.155）

-.004*（

-.082）

-.008*（

-.162） 出生年次平方 現居地 都市化程度.047*（.085）

-.039*（

-.079）.299（.033）.413*（.052）.014（.047）.014（.047） 父親職業.002（.034）.001（.009）.139*（.130）

-.007（

-.007）

-.002（

-.044）.000（

-.015） 父親教育.015（.068）.004（.022）

-.028（

-.008）.085（.026）.004（.032）.004（.034） 母親教育

-.006（

-.024）.003（.016）.326*（.086）

-.006（

-.002）

-.003（

-.025）.000（.000） 本人教育.109*（.401）

-.019（

-.077）1.743*（.378）1.592*（.393）.027*（.176）.052*（.346） 接觸的 社會資本.102*（.111）1.596*（.096）1.254*（.086）.092*（.168）.111*（.201） 求職時幫助人 職業地位.312*（.355）.002（.056） 連繫強度

-1.878*（

-.101）

-.022（

-.001）.016（.027） 本人 職業地位.011*（.287） 求職時幫助人在公部門工作 當老闆 進入公家部門 常數項

-1.342*4.583*41.002*17.210*.454* -0.910* 2 R（N）.199（1212）.031（1195）.255（1073）.436（1073）.417（1064）.346（1203） （續下頁）

收入（7）收入（8）收入（9）收入（10）收入（11）收入（12） b（β）b（β）b（β）b（β）b（β）b（β） 男性.340*（.317）.336*（.317）.341*（.321）.324*（.308）.326*（.305）.316*（.300） 本省客家.001（.001）.017（.011）.008（.005）.006（.004）.013（.008）.015（.010） 大陸各省市.063（.036）.067（.039）.068（.040）.080（.048）.101*（.058）.098*（.059） 出生年次.079*（1.651）.080*（1.693）.080*（1.690）.076*（1.613）.070*（1.472）.072*（1.53） 出生年次平方.000*（-1.847）.000*（-1.852）.000*（-1.871）.000*（-1.755）.000*（-1.549）.000*（-1.60） 現居地 都市化程度.020*（.066）.024*（.080）.024*（.080）.019*（.062）.012（.040）.015*（.049） 父親職業.000（-.027）

-.002（

-.058）

-.001（

-.041）

-.002（

-.058）

-.001（

-.039）

-.002（

-.052） 父親教育.007（.056）.007（.061）.008（.068）.006（.053）.004（.030）.004（.036） 母親教育.007（.054）.004（.030）.006（.046）.003（.025）.005（.043）.004（.030） 本人教育.058*（.386）.048*（.314）.056*（.369）.037*（.244）.021*（.142）.019*（.124） 接觸的 社會資本.100*（.184）.080*（.145）.084*（.155） 求職時幫助人 職業地位.005*（.166）.005*（.147）.002*（.060） 連繫強度.019（.031）.010（.017）.001（.002） 本人 職業地位.011*（.291）.010*（.271） 求職時幫助人在公部門工作.046（.031）.027（.019）

-.033（

-.023） 當老闆.158*（.110）.164*（.114） 進入公家部門.134*（.081）.170*（.104） 常數項

-1.432*

-1.538*

-1.413*

-1.306*

-1.271*

-1.363* 2 RN（）.354（1244）.375（1115）.344（1140）.403（1061）.453（1202）.462（1060） p* < .05.

（9）顯示本人教育對收入正向影響最大，β值高達.369（p < .05），屬於動員的 社會資本之「求職時幫助人在公家部門工作」對收入影響不顯著。

式（10）可同時比較本人教育與各項社會資本對收入影響大小，本人教育對 收入正向影響最大（β = .244，p < .05），接觸的社會資本正向影響也不小（β = .184，p < .05），求職時幫助人職業地位也不算小（β = .147，p < .05），求職時 幫助人在公家部門工作與聯繫強度的影響則不顯著。雖然本人教育的影響最大，

不過，兩個社會資本的影響也不小，看來本人教育與社會資本對收入的影響相 近；然而，本人教育會透過接觸的社會資本與求職時幫助人職業地位間接影響收 入，式（10）控制這兩項社會資本再估計本人教育的影響，只剩下直接影響。若 要看教育對收入的總影響，可參考式（9）中「求職時幫助人在公家部門工作」

的影響很小（β = .031），又不顯著，失去統計控制的作用，本人教育對收入的 影響可視為總影響，β值高達.369（p < .05），比式（10）所顯示整體社會資本的 影響還大。

表4式（11）將本人現職地位、當老闆與進入公家部門同時納入分析，同時 比較這三個地位取得變項對收入的影響；以本人職業地位影響最大（β = .291，

p < .05），當老闆與進入公家部門的影響都不是很大，β值分別為.110、.081（p <

.05）。

表4式（12）將所有變項納入分析，比較這些變項對收入的影響。以本人職 業地位影響最大（β = .271，p < .05）；接觸的社會資本，當老闆與進入公家部 門的影響都不是很大，β值分別為.115、.114、.104（p < .05），求職時幫助人職 業地位的影響也不大（β = .060，p < .05）；聯繫強度，求職時幫助人在公部門 工作的影響則不顯著。控制了這些變項後，本人教育對收入有不小的直接影響

（β = .124，p < .05）。

接著分析影響進入公家部門與當老闆的因素。表5式（2）顯示「求職時幫 助人在公家部門工作」對進入公家部門的影響最大（β = .900，p < .05），本人 教育影響居次（β = .485，p < .05）；接觸的社會資本、求職時幫助人職業地位 與聯繫強度對進入公家部門的影響則都不顯著。表5式（3）顯示接觸的社會資 本（β = .04，p < .05）與聯繫強度（β = .10，p < .05）都對當老闆有顯著正向影 響，本人教育則無顯著影響；由於資料無「求職時幫助人當老闆」，也就無法分

析此變項對當老闆的影響。

表5

社會資本與地位取得關聯邏輯迴歸分析

是否有人幫助找到工作

（1）

進入公家部門

（2）

當老闆

（3）

b（β） b（β） b（β）

男性 .53 （.05） -.190 （-.053） .981*（.09）

本省客家 -.071 （0） -.409 （-.077） .04 （0）

大陸各省市 .053 （0） -.841 （-.138） .037 （0）

出生年次 .009*（.02） -.045*（-.283） -.039*（-.08）

現居地都市化程度 .033 （.01） .029 （.028） .026 （.01）

父親職業 .006 （.02） -.043*（-.344） .005 （.01）

父親教育 -.008 （-.01） .105*（.255） .02 （.02）

母親教育 .003 （0） -.039 （-.0904） -.041 （-.03）

本人教育 -.01 （-.01） .239*（.485） -.043 （-.03）

接觸的社會資本 -.081 （-.043） .236*（.04）

聯繫強度 .295 （.146） .585*（.10）

求職時幫助人

在公家部門工作 4.614*（0.900）

求職時幫助人

職業地位 -.012 （-.106）

常數項 -.951* -4.320* -2.625*

R²（N） .007 （2849） .613 （1068） .157 （1194）

*p < .05.

迴歸分析中，族群於不同模型的影響有顯著差異，以下分別說明與討論之。

表2式（1）本省客家對接觸的社會資本有顯著影響（β = .036，p < .05），表4式

（1）族群對接觸的社會資本影響不顯著。表2式（1）雖顯著，但β值僅有.036，

是因樣本大才達顯著，故不具實質意義。

表2式（3）族群對收入的影響不顯著，但表4式（6）大陸各省市對收入有 顯著影響（β = .072，p <.05）。表2式（4）族群中本省客家與大陸各省市對收入

都有影響（β = .029、.039，p < .05），但β值都很小，沒有實質意義；而表4式

（5）族群中大陸各省市對收入有影響（β = .081，p < .05）。以上族群收入差異 的原因，除了受整體樣本與有人幫忙找工作的樣本不同所造成的影響外，推測可 能還受人力資本中能流利地使用國家官方正式語言（國語）之「語言資本」（蔡 淑鈴，2001；Shields & Price, 2002）與族群在經濟與政治上的優勢，如軍公教福 利政策、外省人掌握政府和軍事部門大部分人事任用、晉升主導權（張茂桂，

1997；駱明慶，2004）等因素的影響。

三、假設檢證結果與討論

（一）教育與接觸的社會資本對地位取得之影響的假設檢證結果

（整體樣本）

假設1.「職業地位愈高，收入愈高；相較於在私人部門工作者，在公家部門 工作者有較高的收入；老闆的收入高於受僱者」都得到支持。假設2.「接觸的社 會資本愈多，愈可能找到好工作，包括職業地位與收入愈高、當老闆，不過也愈 不可能進入公家部門」都得到支持，不過，接觸的社會資本對進入公家部門的影 響不顯著，故未獲支持。假設3.「本人教育愈高，接觸的社會資本、現職地位與 收入愈高，本人教育愈高，也愈可能進入公家部門，愈不可能當老闆」也得到支 持（請參閱圖3路徑圖）。

（二）教育與接觸、動員社會資本對地位取得之影響的假設檢證 結果（有人幫忙找工作的樣本）

假設1.「職業地位愈高，收入愈高；相較於在私人部門工作者，在公家部門 工作者有較高的收入，老闆的收入高於受僱者」都得到支持。假設2.「動員的社 會資本愈多，愈可能找到好工作，包括職業地位愈高與進入公家部門」也都得到 支持。假設3.「接觸的社會資本愈多，愈可能找到好工作，包括職業地位愈高、

當老闆，不過，也愈不可能進入公家部門」大多得到支持，只有接觸的社會資 本對進入公家部門沒有顯著影響，故未獲支持。假設4.「接觸的社會資本對動員 的社會資本有正向影響；接觸的社會資本對收入也有直接正影響」都得到支持。

假設5.「本人教育愈高，接觸的社會資本與動員的社會資本、現職地位、收入愈 高，本人教育愈高，也愈可能進入公家部門，愈不可能當老闆」都得到支持（請