两种嵌入性：城市居民金融投资行为的社会视角
营立成
内容提要：经济社会学关于行动者经济行为的研究存在两种嵌入性范式。实质嵌入源自波兰尼，强调社会文化环境、观念内化等因素对经济行为的形塑；关系嵌入范式来自格兰诺维特，强调经济行为对于社会关系的嵌入。基于这两种范式，研究考察了城市居民投资行为的影响因素。基于实质嵌入论，研究提出了区域制度文化、知识习得、行业经历等三个假设；基于关系嵌入论，研究提出了社会关系假设和社会信任假设。研究采用多层次广义线性模型（Multilevel generalized linear model，MGLM），在CFPS（2012）数据资料及“中国地区金融生态环境评价”的数据分析的基础上表明，区域制度文化、金融行业经历的确对居民投资行为起到了形塑与规训作用，但金融专业知识习得是否发挥作用有限；人际投资、对有官方背景的社会组织参与、对陌生人的信任有利于提高投资参与度，但对民间社会组织、对熟悉关系和权力的信任则未被证实对金融投资行为的影响作用。基于此，研究对两种嵌入性的关系做出了进一步讨论。
关键词：实质嵌入；关系嵌入；金融投资；多层广义线性模型
引 言
常人（非专业的投资者）是如何规划自己的投资行为的呢？这是一个经典经济学议题。从Markowitz（1952）提出建议投资有效分散化的投资组合理论以来，经济学在这方面已经取得了极为丰富的成果。早期的经济学投资理论严格恪守若干假设——这包括完全竞争、理性人、无摩擦市场、偏好一致性等等(Sharpe，1964)，对居民投资组合实现最优化配置做出了系统讨论。随着经济学研究开始从关注“应然”走向关注“实然”，经济学对真实的投资现象之关注有所增加，一些对真实投资现象的分析开始出现，这些研究从人力资本、背景风险、资产定价、税收、利率、金融中介、风险偏好、生命周期、投资环境、工资收入、资产规模、金融素养等诸多角度做了考察（eg：Merton&Bodie，1992；Kahneman&Tversky，1992；Bodie&Crane，1997；Hirshleifer，2001；Agnew，2003；Rooij&Lusardi&Alessie，2011），从经验角度对一些金融投资现象——如股票市场的有限参与、投资中的非理性化决策、投资中的“退休效应”等——给予了解释，形成了一些重要理论。但这些研究仍主要将社会因素视为需要控制或消解的外部变量，它们对于研究的意义在于补充已有模型而不在于重构新的视角。但是对于社会学而言，经济行为无可置疑具有社会意涵，因而可能而且应该在社会学的框架内得到解释。在韦伯（2004:3-4）看来，经济行动皆有特殊的主观意义存在，正是这种意义构成了相关过程的统一性，使得行动得以理解。社会学不同意主流经济学单纯考虑经济交换、市场和经济活动本身的片面做法，而主张经济变量之外的所谓“社会剩余部分”发挥关键性作用（Smelser&Swedberg，2005:05）。在居民金融投资问题上，人们要去厘清，社会因素是怎么作用于投资者，对其投资动机、投资行为产生影响的，即：个体的投资行为是怎么嵌入到社会中的。
学者们已经注意到“嵌入性”概念本身的多样性（Zukin&DiMaggo，1990；符平，2009）。从经济社会学的源流来看，嵌入性有两个主要范式：以波兰尼（Karl·Polanyi）为代表的实质主义立场强调，经济作为社会系统的组成部分嵌入到整个社会结构之中，社会形塑了一套与经济行为有关的价值观念与规范体系，它们或通过内化方式或通过限制性方式来对行动者发生作用。以格兰诺维特（Mark·Granovetter）为代表的关系主义立场认为，强调一种“概化道德”和价值内化的作用属于“过度社会化”的观点，他主张不要把行动看成文化规则的自动应用，而要考察他们对于社会情景的合理反应，主张在分析经济过程中充分考虑社会网络与社会关系因素。
尽管这两种“嵌入性”概念都遭到过非常激烈的批判（Zelizer，1988；吴洪昌，2009），但这两种视角构成了经济社会学分析的主要基础。对居民金融投资行为而言，从这两个角度构建起来的分析框架可能会比单纯从一个角度上考虑更有效果。基于此，本研究尝试利用“中国家庭追踪调查数据”（CFPS，2012）及“金融生态环境评价”调查的宏观数据对城市居民的投资行为的影响因素做出考察，并在此基础上对城市居民投资行为的理论解释做出进一步讨论。
一、相关文献与研究假设
（一）实质嵌入：社会文化形塑着的经济行动
市场、市场经济与市场行为与社会存在何种关系呢？对此，波兰尼在他其后世极具影响的经典著作《大转型》中指出：
“市场并非随处可见，它们的缺乏，尽管意味着某种程度上的孤立和隔离，却与任何特殊的发展无关，正如我们同样无法从它们的存在能推论出什么……市场不是在一个主要经济体内部，而是在一个经济体外部运行的制度。”（波兰尼，2007：50-51）
这一宣称与古典经济学的理论正好相反，后者认为经济交换行为是人类的天性，从而推导出了市场、分工、贸易等的必然性（波兰尼，2007:51）。在波兰尼看来，市场不是从来就有的，更不是什么特殊的制度，它是社会的一部分，而不是外在于社会，市场交易行为与古代的家计、互惠等行为一样，都不过是社会规制与形塑的一种社会行动。帕森斯和斯梅尔瑟进一步指出，经济活动实际上受到两个层次的“制度化价值系统”的形塑。第一个层次是全社会的价值，这些价值并不由经济合理性来确定，却限定着该社会的经济功能并由此涉及经济合理性的相对重要性。第二个层次则是经济作为子系统所包含的价值系统，这一系统实现着对经济目标的评估和目标实现行为的控制，从这个意义上，经济活动始终受制于整体社会系统及相应的经济子系统的文化价值之形塑（帕森斯&斯梅尔塞，1986:156）。帕森斯等人的这一观点尽管被批评为“过度社会化”，但社会规范与文化系统对经济活动的重大作用已经在诸多研究中浮现。例如，Zelizer（1978）对人寿保险被接受过程研究表明，由保险公司形塑的“以金钱作为缅怀仪式”的文化性氛围改变了人们将保险理解为给“生命定价”的负面情绪，从而改变了人们保险购买行为。Mackenzie 和Millo（2003）回顾了金融衍生品市场发展的历史，发现金融理论和制度安排大大强化了金融衍生品的合法性，改变了人们对金融衍生品的负面理解。
一些经济学研究者在实证研究中发现，作为经济价值子系统一部分的金融知识/金融素养对投资行为产生影响。例如，Calvert等人（2006）的研究表明，金融素养较高的家庭要比金融素养低的家庭在股票市场中进行有效投资的可能性大。Guiso和Jappelli (2008)指出，金融知识的匮乏使得投资者在资产投资的分散化上会出现不足。Rooij等人（2011）指出，金融素养较低者往往倾向于不投资股票等复杂产品。但是，经济学理论将金融知识的影响力量作为行动者的一种素养（或者是人力资本因素）加以考虑，而没有将其考虑为一种社会文化形塑机制。更重要的是，这种形塑机制也不能单纯从一个层面考虑，而至少应该包括三个方面：第一，作为整体的地区性金融制度性文化系统。这包括行动者所在地区的金融文化氛围与社会价值取向；第二，生活情境中的文化与规范系统，这涉及行动者生活圈子中的投资氛围与金融文化；第三，作为库存知识的个体习得性知识观念，这便包括行动者对金融知识及其他金融相关文化的掌握情况。基于此，我们做出如下三个假设：
假设1：投资者所在地区的金融制度文化越发达，越倾向于进行金融投资
假设2：行动者自己或有家人从事金融相关行业工作，更倾向于进行金融投资
假设3：有经济/金融知识学习经历的人更倾向于进行金融投资。
（二）关系嵌入：社会关系影响着的经济行动
格兰诺维特（Granovetter,1985）提倡一种以社会关系为中心的经济行为考察思路，他认为，经济行为紧密地嵌入社会关系的网络中。例如，推销员通常与代买商很熟悉，商业经济之间的生意关系经常溢出为社会关系，富有进取心的工厂管理者们总是能够利用朋友关系、霸道行为及暗示性威胁来促使工人们工作，这都说明了关系在实现经济目标中的重要性。格兰诺维特进一步声明，他提倡一种“近因分析”，并不愿意涉及“历史环境或宏观结构环境”的作用，因为在他看来“包罗万象的变迁对经济社会嵌入其中的社会关系的影响”才是重要的。在这一点上，他与实质嵌入论区分了开来。
尽管格兰诺维特对嵌入性的界定并不清晰（刘世定，1999），但是他的洞见却引发了大量研究在此方面展开探索。Portes和Sensenbrener(1993)从嵌入性概念出发，发展了社会资本概念，并将其限定为“影响个人经济行为的集体性预期”，他们指出，社会资本能够提供价值**、互惠交换、有界团结和强制信任，从而形成了经济行动的社会决定因素。、Uzzi（1999）考察了两种社会关系在企业向银行融资中的作用，他指出收益较少且偶发的臂矩性关系和带有较强情感性的嵌入性关系对于企业融资都是极为重要的，含有这两种关系混合的企业能够在融资活动中有更好表现。周雪光等人（Zhou et al.，2003）考察了广州和北京等地若干企业合同签订的文本资料后发现，尽管合同签订行为代表着一种普遍性的市场经济关系，但却深深嵌入社会关系和社会制度之中，网络关系之作用特别体现在对合同伙伴搜寻渠道的选择、合同的形式及规定性以及合同执行中的社会互动强度。
然而，社会关系会影响居民的投资行为么？一些来自经济学领域的研究已经对此问题作了尝试性讨论。Hong、Kubik和 Stein (2004)的一项微观研究表明，社会成员之间的互动关系的确有可能影响居民参与股票投资，如果周围有参与股票投资者，那么个体更容易出手持有更多股票。Brown等人（2008）考察了本社区居民持有股票数量对个人持有股票的影响，他们在控制了相关变量之后发现，本社区居民持股数量增加百分之十，个人持股可能性会增加百分之四，而实现这种增加的机制是“口口相传”。Guiso 等人(2000)从宏观角度，考察了社会资本对家庭金融投资和企业经济行为的影响，发现在诚信水平较高的地区居民投资股市比重越高，特别是对执法力度较弱和学历偏低的人而言，社会资本对金融投资发挥的作用更加明显。李涛（2006）发现，社会互动频率越频繁，对社会成员的信任度越高，居民投资股市意愿越强烈。这些研究表明，对居民投资行为的嵌入性考察至少应该包括两个方面，其一是对人际交往关系的考察。广泛的社会关系无疑会增加社会互动频率，因此在人际交往方面较大的投入及社会组织的广泛参与可能会提升投资参与的可能性。其二是对人际信任的考察，社会关系在经济行为中的一个重大意义在于提供信任，Guiso等人（2004）指出的，金融投资具有高度的“信任密集性”，这些信任关系都有可能影响居民的投资选择。但是，经济学没有对信任关系做进一步区分，事实上信任是分等级的，特别是在“差序格局”的中国，信任至少应该区分为对亲人、朋友、一般性关系（如同事和交易者）、陌生人及对制度化权力的信任，这些信任可能对居民投资行为有差异性影响。基于此，我们提出如下假设：
假设4：用于社会交往的花费越高、对各类社会组织参与越积极，居民越倾向于参与金融投资。
假设5：社会信任程度（包括对熟人、陌生人、政权等）越高，居民越倾向于参与金融投资。
二、变量、数据与方法
（一）变量与数据
1.数据来源
研究数据包括微观数据和宏观数据两个部分，其中微观数据使用了北京大学“中国家庭追踪调查”（CFPS）2012年的调查数据。CFPS样本覆盖25个省/市/自治区，原则上调查样本设定为16000个家庭，调查对象包含样本家户中的全部家庭成员，2012年该调查实际调查家庭13168个，其中城市家庭（居委会）4125个，农村家庭9061个。该调查中与本研究有关的内容分散在“家庭数据库”和“成人数据库”中，CFPS将居民投资视作家庭行为，因此因变量分析单位只能是家庭。但是我们的假设却又有相当一部分必须在个体层次上考察。对于这一张力，我们考虑从两个方面解决：第一，问卷中有“家庭中最熟悉财务的成员”的题项，他/她可以看作家庭投资的主要实施者，其个人信息具有重要价值，研究中称之为“家庭关键成员”；第二，CFPS提供了家庭各成员的基本数据，在某些问题上，我们可以通过综合考察家庭所有成员的信息来比较精准的反映整个家庭的一般情况。由于数据缺失及其他问题，最终进入本研究分析的样本数为3984个（户）。
当然，分析考察地区金融文化氛围时，涉及宏观层面，需要一些宏观数据。本研究中此类来自中国社会科学院、中国金融学会联合承担的“中国城市/地区金融生态环境评价研究”2009-2010年报告数据，该报告对全国31个省市自治区及110个大中城市的金融生态环境进行了测评，金融制度文化是测评的四个主要指标之一，测量时包括三个维度，即金融法治环境（包括司法公正性、独立性、效率性、诉讼债券回收率等具体指标）、社会诚信文化（包括企业诚信度、诚信建设支持力度、地区征信体系建设等指标）、金融中介组织发展（包括地区信用担保机构数量、金融中介组织作用效果等指标）（刘煜辉、陈晓升，2011:119-133）。《中国城市/地区金融生态环境评价研究》从2005年开始，到2009年已经开展四次，权威性、科学性和完整性上都相对较好，符合作为原始分析数据的条件。
2.因变量
研究考察城市居民金融投资行为，为避免讨论泛化，这里对“投资”概念做出限定。第一，只包括金融投资行为，不包括在实体经济、房地产等方面的投资；第二，这里对投资做狭义化理解，强调投资的获利性动机，不包括以保值为主要动机的储蓄行为和以防范风险为主要动机的保险行为；第三，为了确保研究的集中性，此处投资行为主要指通过正规渠道的投资，包括购买股票、基金、债券、金融衍生品及其他金融产品，不包括民间借贷行为。表1展示了城市居民家庭投资的总体状况。可以看出，有16.24%的城市家庭参与了金融投资，其中参与股票投资的最多，达到439户，购买基金的次之，为291户，其余投资项目比重都极少。本研究以“是否参与金融投资”为基准因变量，为了便于比较分析，研究还纳入了“是否参与股票投资”和“是否参与基金投资”两个因变量。
表1 城市居民投资的整体状况
投资项目 是 否
N % N %
参与政府债券 34 0.85% 3950 99.15%
参与股票 439 11.02% 3545 88.98%
参与基金 291 7.30% 3693 92.70%
参与金融衍生品 39 0.98% 3945 99.02%
参与其他 18 0.45% 3966 99.55%
未参与任何投资 3337 83.80% 647 16.24%
3.自变量
根据研究假设，本研究自变量由五个部分组成：第一，居民金融投资的制度文化氛围，为宏观层次变量，由于CFPS的宏观层只到省一级，未提供地市级编码源，因此采用《中国地区金融生态环境评价》中的省际综合数据。数据为标准分，得分均在0-1之间。
第二，家庭成员金融知识习得。操作化包括两个部分：第一部分是关键家庭成员（最熟悉财务的家庭成员）的教育史中是否有经济/金融专业的学习经历，如果有的话则编码为1，没有编码为0，纳入研究模型。第二部分家庭中除了关键成员之外其他家庭成员是否有此类经历，同样进行0-1型编码。
第三，家庭成员金融相关行业从业经历。按照国家统计局使用的职业编码，金融行业从业人员包括银行、保险、证券及其他金融行业从业者。操作化同样包括两个部分，一个是关键家庭成员的从业经历，另一个是其他家庭成员是否有此类经历。由于不同阶段学习过金融知识（经济学知识）的都不多，因此该变量在分析时仅考虑总体人数，即是否学习过金融知识。
第四，家庭人际交往因素。通过两组变量加以测量，一是对社会交往的资金投入，包括四个项目：（1）过去一年（2011年）借给亲戚朋友的资金总数；（2）过去一年（2011年）赠给亲戚朋友的资金总数；（3）过去一个月外出就餐支出；（4）过去一个月通讯总支出。这四个变量均为家庭层次变量。外出就餐开支和通讯开支均表现出较明显的离散性，考察是均使用其对数，但由于这两个变量有较多的0值，容易造成大量样本损失，为了取对数方便，笔者将0元均调整为0.01元。二是社会组织的参与情况，包括三类组织：（1）是否参加政治组织，包括政党（共产党、民主党派）、政协、人大等；（2）是否参与半官方社会组织，包括工会、妇联、工商联等；（3）是否参加民间社会组织，包括各类沙龙、宗教组织、私营企业主协会、劳动者协会等等。相关性检验表明，三者之间相关系数比较微弱，进入模型不会导致共线性问题。考察时同时考虑核心成员的组织参与和一般成员的组织参与情况。
第五，关键家庭成员的社会信任变量。社会信任不同于客观变量，计算出一个“家庭平均社会信任水平”不能说明任何问题，因为“信任”不是知识和信息，家庭成员之间不容易共享，考虑到方差的存在，家庭的均值没有多大作用。而用关键家庭成员的社会信任度要比计算家庭成员平均信任水平具有更强的说服力。CFPS关于这方面的测量指标包括（1）整体信任感——总体上是喜欢信任人还是喜欢怀疑人；（2）对亲人的信任；（3）对熟人的信任；（4）对陌生人的信任；（5）对干部的信任；（6）对医生的信任。（2）-（6）四个变量均要对被调查者在一个10分的量表上进行自我测评。对（2）-（6）五种信任的相关性分析表明，对医生与干部的信任之间相关性较高（0.4626），对熟人的信任与其他四种信任均存在中度相关（0.25-0.3），对陌生人的信任与医生信任之间存在中度关联，而亲人、陌生人、干部之间的相关性较低（均低于0.13），为了避免共线性的可能性，同时综合考虑信任的类型（对熟悉关系信任、对陌生关系信任、对制度权力信任），纳入模型的主要是上述三种信任。
表2：自变量相关变量描述
二分变量 是（1） 否（0） 有效样本数
N % N %
家庭关键成员是否学习过金融知识 136 3.41% 3848 96.59% 3984
家庭其他成员是否学习过金融知识 176 4.42% 3808 95.58%
家庭关键成员是否从事经济金融行业 57 1.43% 3922 98.57% 3979
家庭其他成员是否从事经济金融行业 101 2.54% 3878 97.46%
家庭是否借过钱给亲朋好友 502 12.61% 3480 87.39% 3982
家庭是否赠予过亲朋钱物 1349 33.86% 2635 66.14% 3984
家庭关键成员政治组织参与 647 16.24% 3337 83.76% 3984
其他家庭成员政治组织参与 699 17.55% 2285 57.35% 3984
家庭关键成员半官方组织参与 313 7.86% 3671 92.14% 3984
其他家庭成员半官方组织参与 235 5.90% 3749 94.10% 3984
家庭关键成员民间组织参与 80 2.01% 3904 97.99% 3984
其他家庭成员民间组织参与 65 1.63% 3919 98.37% 3984
家庭关键成员是否总体信任他人 2349 59.23% 1617 40.77% 3966
定距变量 均值（M） 标准差（SD） 样本数
制度文化得分 0.42803 0.191935 a
家庭外出就餐开支 144.05（元） 462.595 3972
家庭通讯开支 178.54（元） 205.924 3937
家庭关键成员亲人信任 9.30（分） 1.467 3936
家庭关键成员陌生人信任 2.15（分） 2.109 3955
家庭关键成员干部信任 4.41（分） 2.431 3963
a:制度文化得分为宏观变量，微观层面样本数对其没有意义。
4.控制变量
经济学众多研究已经证明了居民投资行为与一些重要的个体及家庭层次变量有关系，这些变量包括年龄、家庭总资产、教育程度、阶层、性别与婚姻、家庭规模等方面。如果不对这些变量加以控制，我们得出的结论很可能是片面的，不可靠的。控制变量数据描述如表3所示，其中家庭总资产包括了土地资产、房产、金融资产、经营固定投资资产、耐用品资产等，由于其标准差极大，奇异值也比较多，纳入模型时使用将使用其对数作为考察指标。
表3：控制变量相关变量描述
均值/频次 标准差/占比
关键成员婚姻 未婚（离婚、丧偶） 616 15.47%
已婚（同居） 3367 84.53%
关键成员性别 男 2199 55.10%
女 1736 44.90%
关键成员受教育年限（年） 9.09 4.737
家庭总资产（元） 593087 1122100
家庭规模（人） 3.3 1.498
关键成员年龄（岁） 50.08 14.703
关键成员社会地位（1-5分） 2.54 1.001
（二）方法
本研究的数据涉及两个层次：地区层次的金融文化氛围和家庭/个人层次的其他变量，这便是社会调查中的“嵌套结构数据”。这样的数据给我们运用传统的OLS及其扩展模型展开分析带来了麻烦，因为它不符合方差齐性和独立性等基本假设，这种情况下，我们需要采用多层模型来解决问题（杨菊华，2012:333）。同时，本研究中的因变量为二分变量，这样用以分析定距变量的多层线性模型（multilevel linear model）力有未逮，需要运用基于logistic回归的多层广义线性模型（或称为多层非线性模型）对问题加以把握。
三、分析结果
（一）零模型
本研究将涉及一个具有两个层次——以省份为宏观层次、以家庭为微观层次的多层广义线性模型。但是运用多层模型的前提是我们必须从实证层面论证，宏观层次——或者说组间异质性——的确对因变量的变异产生了重要作用。这就要求我们首先对零模型（null model）加以考察。零模型中不包含任何自变量，只区分了两个层次中待解释的方差变异量。
表4展现了零模型的基本情况。由于基于逻辑回归的多层模型与多层线性模型的估计方法存在差异，该模型中组内随机效应的截距并不发生变化，而是一个常数π2/3（Goldstein，1995）。根据此分析结果可以看出，在不加入任何自变量情况下，省市层次对是否参与基金投资、是否参与股票投资及是否有投资行为均具有显著的效力。通过比较组内相关系数（intra-class correlation coefficient）可知，在股票投资参与模型中，省市层次方差占总变异之和的17.32%，基金投资参与模型中占14.52%，整体投资参与模型中占15.08%，这说明了采用多层模型的必要性。
表4：居民投资行为选择的二层非线性零模型
Coef SE
股票投资 固定效应 -2.61 0.180
组间随机效应 0.689 0.142
Log likelihood -912.72848
组内相关系数 17.32%
基金投资 固定效应 -2.788 0.140
组间随机效应 0.559 0.166
Log likelihood -732.50658
组内相关系数 14.52%
整体投资 固定效应 -1.999 0.147
组间随机效应 0.584 0.113
Log likelihood -1179.256
组内相关系数 15.08%
*p<0.05 ；**p<0.01；***p<0.001
（二）实质嵌入模型的检验
实质嵌入论强调社会文化规制对投资行为的重要影响。本研究从地区金融氛围、金融文化习得和金融行业经历等三个方面对社会文化中的金融因素加以操作化，地区金融氛围属于宏观层面因素，金融文化习得和金融行业经历都分别考虑了负责家庭财务事务者（关键家庭成员）和其他家庭成员的情况。在将关键性家庭成员的性别、教育年限、婚否、年龄、社会地位及家庭总资产、家庭人数等变量作为控制变量考虑进去之后，实质嵌入诸变量对因变量的影响情况如表5所示：
表5：控制变量+实质嵌入模型
股票投资 基金投资 金融投资
Coef. SE Coef. SE Coef. SE
关键成员年龄 0.009 0.005 0.012* 0.006 0.012*** 0.005
关键成员性别（男=1） 0.061 0.14 -0.465** 0.163 -0.078 0.122
关键成员婚否（已婚=1） 0.588* 0.247 0.392 0.279 0.496* 0.207
关键成员教育年限 0.134*** 0.02 0.169*** 0.025 0.157*** 0.018
家庭规模 -0.169** 0.06 -0.079 0.067 -0.127* 0.049
关键成员社会地位 -0.175 0.076 0.013 0.087 -0.097 0.065
家庭总资产对数 0.69*** 0.074 0.580*** 0.081 0.650*** 0.061
关键成员金融学习经历（有=1） 0.456* 0.235 0.371 0.307 0.373 0.269
其他成员金融学习经历（有=1） 0.151 0.305 0.240 0.343 0.208 0.264
关键成员金融行业经历（有=1） 0.884* 0.426 0.597 0.467 0.875* 0.395
其他成员金融行业经历（有=1） 0.258 0.358 0.094 0.417 -0.051 0.332
当地金融文化氛围 1.793*** 0.872 1.423* 0.707 1.635* 0.759
_cons -13.644*** 0.991 -12.647*** 1.052 -13.051*** 0.850
随机系数 0.2613 0.135 0.197 0.137 0.238 0.091
Wald chi2 208.47*** 159.28*** 279.35***
Log likelihood -722.52997 -588.81952 -918.32567
*p<0.05 ；**p<0.01；***p<0.001
从Wald chi2的情况看，三个模型总体上都具有比较好的拟合度，与零模型对比可知，随机系数分别从0.689、0.559、0.584减小到0.2613、0.197、0.238；似然估计值也分别从-912.72848、-732.50658、-1179.256变化为-722.52997、-588.81952、-918.32567，可见本初的三个模型较之零模型都有了比较明显的改进。
具体到变量的考察中，有如下几点发现值得关注：第一，金融文化氛围对个人投资决策有重要影响，金融文化氛围得分每提升一个单位，当地的投资者/家庭进行投资的可能性就会出现4倍左右的提升（OR=5.13），这与我们的经验认识是吻合的。在股票和基金两类投资项目上，金融文化氛围的作用效力有所差异。股票投资者受到的金融文化氛围影响（OR=6.07）要远大于基金投资者（OR=3.756）可能的解释是，股票的风险性和不确定性都要高于基金，后者在中国常常被看作一种理财产品，由于有机构托底，降低了人们对于基金参与风险的预期。较为浓郁的金融制度文化氛围能够给人们一种市场风险相对较低的“感觉”，这对股票市场显得尤为重要。
第二，金融文化习得因素对金融投资的影响在上述模型中表现的并不突出。研究表明，家庭中非负责财务的人员是否具有金融学习经历对于家庭的金融投资影响几乎完全看不出来，负责财务的家庭成员是否具有金融学习经历除了对股票投资有比较明显的影响（P=0.045）之外，其他的影响也很微弱。但是，从前面关键成员教育对家庭金融投资的影响分析可以看出，教育年限越长，做出各类投资的可能性明显增加（OR=1.143、OR=1.184、OR=1.170）。总体而言，金融知识教育程度的作用并没有预想的那么显著。
第三，家庭关键成员的金融行业经历影响家庭金融投资，但是其他家庭成员的金融行业经历看不出有明显作用。就前者而言，负责家庭财务事宜的家庭成员如果本身有金融行业经历，那么家庭做出金融投资的可能性将是没有此情况家庭的2.4倍（OR=2.4），在股票市场，这一数字是2.421（OR=2.421），在基金市场是1.816（OR=1.816，但未通过检验）。而其他家庭成员的金融行业经历与家庭金融投资之间并未表现出明显的关系。
（三）关系嵌入模型的检验
表6是在加入了关系嵌入诸变量的情况下所得到的模型。加入这些变量之后，模型整体性的解释力度有所提高，但是各类投资模型的提高力度并不一致，股票投资模型的似然估计值从-722.530提升到--679.211，变化比较明显；而基金投资模型从-588.820提升到-555.062，模型改进程度相对有限。总体金融投资模型则从-918.326提升到-860.111。
表6：控制变量+实质嵌入+关系嵌入模型
股票投资 基金投资 金融投资
Coef. SE Coef. SE Coef. SE
关键成员年龄 0.022*** 0.006 0.012 0.007 0.022*** 0.006
关键成员性别（男=1） -0.050 0.150 -0.523** 0.175 -0.170 0.131
关键成员婚否（已婚=1） 0.600* 0.260 0.438 0.294 0.512* 0.219
关键成员教育年限 0.102*** 0.023 0.152*** 0.028 0.128*** 0.020
家庭规模 -0.207* 0.066 -0.120 0.075 -0.171** 0.055
关键成员社会地位 0.211** 0.082 0.029 0.093 0.142* 0.070
家庭总资产对数 0.571*** 0.076 0.576*** 0.089 0.566*** 0.064
关键成员金融学习经历（有=1） 0.374 0.303 0.277 0.313 0.311 0.275
其他成员金融学习经历（有=1） 0.246 0.310 0.296 0.351 0.289 0.271
关键成员金融行业经历（有=1） 0.734 0.449 0.615 0.479 0.827* 0.415
其他成员金融行业经历（有=1） 0.229 0.365 0.216 0.427 -0.038 0.339
当地金融文化氛围 2.411*** 0.856 1.366 0.896 1.961* 0.772
家庭是否借过钱给亲朋好友（有=1） 0.309 0.191 -0.073 0.232 0.153 0.172
家庭是否赠予过亲朋钱物（有=1） 0.305* 0.150 0.340* 0.170 0.292* 0.131
家庭外出就餐开支对数 0.029* 0.013 -0.015 0.017 0.016 0.013
家庭通讯开支对数 0.302** 0.099 0.252* 0.105 0.301*** 0.085
家庭关键成员总体信任他人（是=1） 0.442** 0.169 0.271* 0.134 0.356* 0.144
家庭关键成员亲人信任 -0.010 0.054 -0.013 0.066 -0.006 0.047
家庭关键成员陌生人信任 0.078** 0.029 0.046* 0.021 0.070* 0.034
家庭关键成员干部信任 0.011 0.040 -0.007 0.046 0.006 0.035
关键成员政治组织参与（有=1） 0.391* 0.189 0.254 0.209 0.341* 0.164
关键成员半官方组织参与（有=1） 0.298* 0.117 0.254* 0.122 0.298* 0.102
关键成员民间组织参与（有=1） -0.374 0.263 -0.139 0.258 -0.365 0.220
其他成员政治组织参与（有=1） 0.370* 0.163 0.005 0.193 0.299* 0.144
其他成员半官方组织参与（有=1） -0.236 0.177 -0.083 0.197 -0.160 0.152
其他成员民间组织参与（有=1） -0.282 0.435 0.187 0.443 -0.191 0.370
_cons -14.233*** 1.160 -13.271*** 1.291 -13.775*** 1.011
随机系数 0.236 0.148 0.210 0.134 0.234 0.092
wald chi2 235.26*** 168.47*** 299.79***
Loglikelihood -679.21145 -555.062 -860.111
*p<0.05 ；**p<0.01；***p<0.001
从增加了关系嵌入诸变量之后实质嵌入变量影响的变化来看，我们发现情况比较暧昧：金融知识习得和金融行业经历的回归系数变小，显著性下降；但是当地文化氛围影响的回归系数却反而更大（但基金投资变化不大），这说明前两者（知识习得、行业经历）与关系嵌入是替代性关系，可以被后一个模型所融合；而金融文化氛围则是互补性关系，必须单独考虑，事实上，行业经历和知识习得的确也与在金融领域内的社会关系拓展有着重要关联。
具体到社会关系、社会信任与社会参与对投资行为的影响上，首先，家庭在社会关系上的开支较多，的确越倾向于开展各种金融投资。一年内曾赠予过亲朋财物的进行股票、基金和各类金融投资的可能性是其他家庭的1.357、1.405、1.339倍。每月在外出就餐、通讯交流等社会交往开销上的对数每增加一个单位，做出股票投资可能性（OR=1.029；OR=1.353）和整体金融投资的可能性(OR=1.016；OR=1.351)都会有显著增加。通讯交流费用的提升还对基金投资可能性的增长有一定作用（OR=1.287）。
其次，负责家庭财务的人员总体上对他人信任可能会提升该家庭的金融投资机会（OR=1.428），这一提升在股票投资方面更加明显（OR=1.556），对基金投资也有一定的作用（OR=1.311）。但是，究竟是何种类型的信任对金融投资影响最显著呢？结果显示，对亲人（熟悉关系）的信任和对干部（制度权力）的信任并没有发现具有显著的影响，而对陌生人（陌生关系）的信任显得尤为重要，对陌生关系的信任每增加一个单位，投资股票、基金的可能性会增加8.11%和4.7%，选择进行金融投资的可能性则会增加7.25%。
最后，在组织参与方面，负责财务的家庭成员参与政治组织（政党、政府部门）和半官方的社会组织（工会、妇联、青年团、工商联等）对提高家庭金融投资的可能性有一定作用（OR=1.406；OR=1.347），这一作用对股票投资更加强烈（OR= 1.478；OR=1.347），对基金的作用要小一些。此外，其他家庭成员的政治组织参与也有助于提高股票和总体金融投资的可能性，分别能够提升0.448和0.349倍。但是对民间各类组织（协会、宗教组织、沙龙等等）的参与（无论是关键成员还是其他成员）却没有发现有类似作用。
四、结论与讨论
本研究尝试从两种“嵌入论”传统出发，构建对城市家庭金融投资决策影响的社会因素模型。第一种嵌入论来自波兰尼，在帕森斯、斯梅尔瑟、泽丽泽那里得到了进一步发展，他们强调社会文化环境、价值观念内化等因素对经济行为的形塑，由于这种主张更强调经济作为社会不可分割的系统性部分，与其他社会行为同样受制于一套价值系统，因而可以称之为“实质嵌入”。[①]第二种嵌入来自格兰诺维特，强调经济行为对于社会关系的嵌入性，这一支经过乌兹（B·Uzzi）、博特（R·Burt）、怀特（H．White）等人的发展，成为今天新经济社会学的主流范式。基于上述两种理论视角，我们提出了五个操作性假设，并利用中国家庭追踪调查数据（CFPS，2012）及“中国地区金融生态环境评价”的宏观数据，采用多层次广义线性模型进行了考察。研究结果验证了社会性因素对城市居民的金融投资意愿有重要影响的观点，但在具体的作用机制和方式上有一些新的发现。这里分别从实质嵌入假设、关系嵌入假设及两者的综合角度展开讨论。
（一）关于实质嵌入假设的讨论
社会文化环境（尤其是金融文化环境）是否对居民金融投资意愿有显著影响，如果有影响，其机制是怎样的，这是实质嵌入视角关心的主要问题。研究证实，一个地区的金融文化氛围浓厚程度的确对金融投资决策特别是股票投资参与有重要影响。地区金融文化氛围虽然跟经济发展程度有关系，但不能简单拿后者替代，有的地区（如云南省）经济发展水平滞后，但金融文化环境得分较高，因此金融投资的参与度就相对较高；有的地区（如吉林省）经济发展水平虽然相对较高，但金融文化氛围较淡薄，参与投资的比重就会较低。这一点验证了“实质嵌入”的基本假设——经济行为嵌入并缠结于社会文化规则之中，并不单纯受制于经济发展条件和经济理性。实际上，“金融文化氛围”落实在制度设置上表现为一个地区的金融机构数量多少、金融组织完善程度；落实到社会价值层次上就是是否对“今天投入一笔钱并被承诺未来能获得更多钱的交易形式”持认同、信任态度。金融组织机构的完善和社会中普遍性的金融观念传播是相互作用、相互促进的关系，它们一方面为实现将行动者转化为投资者提供着诸多资源，另一方面也为投资者的金融投资能够正常开展提供保障，以确保上述转化具有稳定性。
那么，相对宏观的金融文化环境是通过何种机制来对微观层面上的行动者发挥作用的呢？本研究中涉及了两种机制：第一个机制是通过系统的金融知识学习内化。按照Cetina和Bruegger（2002）的说法，金融市场本身就是一个知识框架，在这个框架中，以知识为基础的数字、描述和解释构成了全部现实，这个现实同时也是一个价格信息变化和市场细节被再解释的过程。因此，社会要把行动者建构成金融投资者，就要以某种形式传授给人们金融市场的基本知识体系。很多情况下，人们都将金融知识的习得程度与金融教育程度联系在一起，认为相对广泛的金融教育对此大有裨益（王宇熹,杨少华，2014）。但是实证研究支持了金融专业学习对股票投资参与度有一定促进作用的观点（Rooij, Lusardi & Alessie，2011），却未能证实金融专业教育对金融市场参与度有较重要影响的结论。这说明与任何一套话语系统一样，金融市场所包含的话语知识并非甚至主要不是通过纯粹的专业教育来实现扩散，大众传媒、日常见闻、社会交往过程等等都在这方面发挥着重要作用。另外，相对于专业的金融知识教育而言，普适性教育程度的提升对个体金融投资参与的促进更明显，即便在控制收入的情况下，教育程度依然能单独发挥重要作用，这说明金融文化的接受和理解还是需要一定的知识基础，在此基础之上则可能生活世界的作用效力要强于专业学习。总之，上述讨论表明，尽管我们认可金融活动对金融知识的嵌入性，但更倾向于认为：普通人的金融投资活跃度虽然会受到更高的教育程度的激励，但更主要的不是嵌入在专业的、系统性的金融知识之中，而是嵌入在零散的、生活性的、经验性的金融知识之中，正是在这一点上，我们的观点与经济学的金融素养理论（更强调金融知识培训、教育的作用）有所不同。
第二种机制是生活经历。如果说第一种机制更强调“习得”的作用，是由“知”到“行”的过程，而第二种机制更强调“体验”的作用，是从“行”到“知”的过程。有在金融行业的工作经历意味着行动者可以通过自己的亲身实践更加清晰地对金融市场的内在逻辑和文化价值加以了解。实证分析的确表明，如果负责家庭财务的成员在金融行业工作，该家庭进行金融投资的可能性会显著增加。实际上，金融行业人员本身就是金融素养较高的人，他们对于金融知识的相关信息的掌握程度要超出常人，而且从事金融工作本身也会不断获取、增加金融相关知识，因此其投资欲望超出其他人。Uzzi 和Lancaster（2003）表明，行动者的金融知识结构与认知发生转变常常与金融活动展开过程是伴生的，因此可以说，金融活动既是嵌入在金融知识之中，同时金融知识的生产和传播过程也反嵌在金融活动之中。此外，金融行业是一个“造富”能力颇强的行业，置身其中的人们常常看到许多专业的金融投资人因为恰当的金融投资而身价百倍，从而能够更加深刻地体验金融知识的 “正确性”和“有效性”，因而也更愿意从事金融投资活动。
（二）关于关系嵌入假设的讨论
对关系嵌入假设来说，研究表明了社会关系——各类关系建立或维持的投入、对官方性色彩的组织参与（不论是负责财务的家庭成员还是其他成员）——对做出投资决策有重要影响，社会信任特别是陌生关系信任程度与个人的金融投资意愿呈现正向关系。这与关系嵌入假设的基本轮廓是吻合的，但是在作用机制上值得进一步讨论。
就社会关系的作用机制而言，社会关系维系的投入（如外出聚餐、通讯开销、赠送礼物等）提高意味着社会互动频率的增加，而更加频繁的社会互动有助于促进金融投资意愿，这与类似研究中的结论基本一致（Hong, Kubik& Stein，2004；李涛，2006），但研究的一个另一个发现是不同类型的组织参与对提升金融投资意愿意义有所不同。民间组织，甚至包括与经济活动有关的行业协会组织参与并不能促进行动者的金融投资意愿，而跟政府有关系的组织参与则有明显的促进作用。林南（2005:18）已经指出，处于战略地位和等级地位的社会关系可以为行动者提供其他方式不易获得的信息和机会，这是社会关系的首要作用。具体到在金融投资活动中，如果行动者能够从它的关系网络中收集到足够多的关于股市、基金、理财或其他金融投资的相关信息，便更有把握做出决策。以股市为例，Bruce(1996:192)已经指出，以英国为代表的西方股票市场从来都是嵌入到政治路线与政治动机之中，而非纯粹经济性的，中国股市随着政策等因素大幅度波动的现象更加令人瞩目（王曦、叶茂，2011）。在这种股市环境下，获得更多非公开的政策信息可能被认为是进入股市投资的一大优势，而与官方背景组织保持关系可能有助于投资者获得一些有价值的或他们认为有价值的信息。这可能是对上述发现的一个相对合理的解释。
作为现代性进程的重要组成部分，金融投资活动要求投入与收益、交易契约与交易物品空前分离，而信任关系是与现代性相关联的扩展了的时空延伸的基础（吉登斯，2000:76），因此金融投资对社会信任的要求要高于其他现代性背景下的活动。为了展现不同信任关系的作用机制，本研究中区分了对熟人（亲人）的信任、对陌生人的信任、对权力（干部）的信任。研究结果显示，“陌生关系信任”得分与金融投资意愿呈现出显著的正向关系，其他两种信任关系则不明确。熟人之间的信任对民间借贷活动有重要作用，有学者将民间借贷称之为熟人社会的“自留地”，但是这类信任对股票、基金等现代金融投资项目意义有限。实际上，吉登斯已经区分了前现代和现代情境中的信任关系，后者是一种被脱域的抽象体系中的信任关系（吉登斯，2000:88），这种信任意味着对自己知之甚少甚至一无所知的陌生系统保持信任，并愿意投入到与其展开的长期而稳定的互动中去。因此陌生关系信任在金融投资活动乃至于整个现代性背景下的社会交往活动中都发挥着关键性作用。但颇为矛盾的是，这种信任关系又是今天的中国社会颇为缺乏的。从表2中可以看出，以10分为满分，被调查者的陌生人信任得分仅为2.15分，这与现代社会的高风险性、低秩序感之特质是伴生的。此外，对权力的信任没有发挥出明显作用，但前面的研究表明，对权力相关的组织参与却对金融投资意愿的促进作用显著，这说明权力的作用机制在关系/信息层面而不在信任层面。
因此，金融投资活动从根本上仍然嵌入在人们的社会关系及社会信任之中，前者向行动者提供了重要的信息资源，后者则是金融投资的现代性本质所必须的，这要求我们要将金融投资活动，特别是中国的金融投资活动放置在一个复杂的现代性与地方性纠缠的背景下去加以理解把握。
（三）嵌入性视角的综合
从以上讨论可以发现，无论是实质嵌入还是关系嵌入模型在讨论居民金融投资活动时都具有一定的解释能力，前者的逻辑是，特定的社会场域——宏观的文化场域和微观的生活社区——建构了人们的行动，他们对行动者在金融投资活动或更为广泛的金融生活中选择或不选择某一行为具有规划性作用。后者的逻辑是，人们所持有的社会关系——包括蕴含着信息资源客观关系状态和蕴含着现代性背景的主观关系信任——与行动者投资过程中的理想计算、感性体验等相互嵌入，最终决定了其投资的具体行为选择。
需要注意的是，上述两个过程在现实生活中可能是同时发生并彼此混杂的。从研究给出的总模型中可以看出，金融文化习得和金融行业经历的作用能够一定程度在关系嵌入模型中被消解掉一部分，这说明对特定金融知识、金融意识的习得过程常常与社会交往、社会参与等过程紧密联系在一起，相互强化、相互渗透。但是在宏观层面上，地区金融文化氛围的影响似乎不能被关系嵌入所消解，也不会因为微观的家庭经济条件等因素而被解释掉，而是单独发挥着重要作用。Guiso等人（2000）发现，对于金融投资而言，高效公正的执法环境对社会资本的作用有替代性作用，一个地区的金融执法环境也是当地金融文化氛围的组成部分，因此金融文化氛围还存在与社会关系变量的交互作用。
这就提出了一个理论视角综合的问题。实际上，学术界对嵌入性讨论更多的不是综合而是分化。很多学者（刘世定，1999，2015；Gemici，2008；吴鸿昌，2009）认为嵌入性概念模糊不清，充满矛盾和张力，而学者们更是不加反思地对其“充满诗意般的混沌使用”。为打破这一状态，刘世定（2015：1-17）指出嵌入性的纲领性指称——“经济行为是嵌入于社会关系网络中的”一语至少可以有四种解读：个人效用受制于社会关系中的他人状况、社会关系网络可向个人提供有效资源、社会关系网络会构成行动选择的约束条件、经济活动的不断发生会内生出社会关系。基于任何一种含义或者几种含义的混合，都可能提供一种分析框架，只有这样严格的陈述和系统化才可能形成真正有价值的理论。当然，刘世定所言的还只是嵌入性的一种讨论范式（关系嵌入），从波兰尼出发恐怕也可能形成一系列更加细化的分析性陈述与命题，从而产生纷繁复杂的理论体系。
的确，从嵌入性概念被使用以来，学者们对它的解读五花八门，从经典文献的旨趣差异出发，结合经验事实分析之需求，对这一理论概念加以系统化、明晰化、类别化都是极其重要的。但实际上，嵌入性至少有波兰尼、格兰诺维特两支源头，独立发展出来的支流更是不计其数，因此分化其实一直是嵌入性理论家族的常态，综合反而不是。但在对社会现象的分析中，尽管苛求理论的超完备性不仅不现实，而且没有价值，但如果不能把已经找到的理论解释可能性不断加以综合，就很难发现新的解释可能。因此理论的综合尝试是极其必要的。
对于嵌入性理论而言，综合何以可能呢？这里提出两种可能性：第一种是基于生活世界的生态理论逻辑。不论是实质嵌入还是关系嵌入，唯一确定的就是这些嵌入性机制只有与社会成员的日常生活生态系统联系起来才能发挥作用。就金融投资行为而言，一个完整的金融投资的社会嵌入性分析应该包括微观嵌入和宏观嵌入两个层次：前者与家庭成员特别是家庭中负责财务的成员社会关系、社会信任、组织参与、生活（工作、学习）经历有关系，后者则是置身其中的整体社会文化环境，主要是金融环境氛围。另外，我们还有必要考虑这两个层次之间的交互作用，并进一步与行动者的能动性之间的复杂关系做出把握，从而对金融投资的社会因素做出更加系统地理解。
第二种是基于行动者的策略理论逻辑。各种嵌入性理论其实都强调了一种结构的力量，这些因素有的来自社会关系，有的来自文化价值观，有的来自政治力量，还有的可能来自于专家系统的建构，但是无论如何，这些力量不是直接作用于系统，而是作用于实实在在的行动者，后者或将这些力量看作制约，或将其看作资源，但他们可能不会去对这些因素做出细分，而是在自己的行动策略中对其加以运用或规避。既然如此，那我们可以通过行动者的策略做出观察，做出跨越视角藩篱的讨论。比如在金融投资行为中，行动者如何开始投资活动、决定投资方向、应对投资风险、退出投资市场等等可以为研究者提供比较完整的日常事件，进而形成对金融投资活动的各类嵌入性过程的生动描绘。
总之，“嵌入性”理论给研究者对于经济/金融现象的分析提供了诸多智慧源泉，但如何用这些源泉酿成佳酿尚需要努力，对嵌入性的进一步细化和在此基础上的综合是两条必由之路，也将会对讨论金融投资行为这一当代重要的社会生活问题提供更加有力的分析工具。
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[①] “嵌入性”概念在帕森斯等理论家那里从未出现过，因为在他们看来经济系统属于社会的一部分这一点毋庸多言，与其说是经济嵌入在社会中，不如说经济是社会的一个构件。
