劉 倩，胡必亮

(1.北京師范大學經(jīng)濟與資源管理研究院，北京 100875；2.北京師范大學新興市場研究院，北京 100875)

·勞動經(jīng)濟·

社會資本如何影響農(nóng)戶收入：一個中國村莊的視角

劉 倩1，胡必亮2

(1.北京師范大學經(jīng)濟與資源管理研究院，北京 100875；2.北京師范大學新興市場研究院，北京 100875)

隨著城市化的推進，農(nóng)村勞動力得以進一步釋放并向城鎮(zhèn)移動，因而農(nóng)村居民收入亦得到了較快增長。社會資本作為重要的非市場力量，其對提高收入、增進福利有著重要的作用。本文通過對一個中國村莊實地調(diào)研的一手數(shù)據(jù)，采用計量方法實證檢驗了社會資本對農(nóng)戶收入的作用，并對作用機制進行分析，在此基礎上對政府如何有效減少收入差距提出相關政策建議。筆者認為，在農(nóng)村地區(qū)，關系就是金錢，但不同類型的關系以及借助不同資本的關系在金錢上的回饋效率會有所不同，這一結(jié)論為如何有針對性地提高農(nóng)戶收入、減少收入差距提供了微觀層面的檢驗和參考。

社會資本；農(nóng)戶收入；收入差距；IOWA算子

一、問題的提出

城市化的推進使得農(nóng)村勞動力得以釋放并向城鎮(zhèn)移動，因而農(nóng)村居民收入亦得到了較快增長。與此同時，農(nóng)村內(nèi)部收入差距也在不斷加大，農(nóng)戶純收入的基尼系數(shù)從1981年的0.3擴大至2011年的0.4。改革開放后的農(nóng)村一改之前的平均主義，解放生產(chǎn)并釋放勞動力，市場經(jīng)濟的發(fā)展對村莊的社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了很大沖擊。本文認為，宏觀環(huán)境對嵌入其中的社會資本網(wǎng)絡有巨大的支配作用，其可以描述和調(diào)整網(wǎng)絡的社會狀況，也可以決定網(wǎng)絡有效資源的種類和數(shù)量。在中國市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的進程中，農(nóng)村的社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)發(fā)生了深刻改變，社會資本對勞動力市場的影響也隨之改變。從一個村莊社會資本變遷的角度來看其對農(nóng)村家庭收入的影響，可以從一個側(cè)面見微知著地觀察中國社會經(jīng)濟的變遷與發(fā)展。

從理論上來講，社會資本研究作為對正式制度的補充，其地位與重要性與日俱增，國內(nèi)外理論研究已經(jīng)取得了豐富的成果，大量的實證研究文獻也不斷涌現(xiàn)。國內(nèi)外學者在研究中國的“關系”問題時，社會資本的研究方法和技術得到了大量的檢驗和使用，然而，關于社會資本中一些比較成熟的理論和實證結(jié)果是否完全適用于中國社會的研究，這本身是一個值得深入探討的問題。因此，正是基于這種認識，本文立足于一個中國村莊展開研究，來檢驗社會資本理論與實證中的結(jié)論對于中國農(nóng)村社會的適用性。

有關社會資本對農(nóng)戶收入影響的實證研究已有很多。自“社會資本是窮人資本”這一論斷開始，之后的文獻從各個角度對這一結(jié)論進行了實證檢驗，Cleaver[1]發(fā)現(xiàn)窮人無法依靠社會資本來減輕貧困；趙劍治和陸銘[2]發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡對中國農(nóng)村居民收入差距的貢獻率很高。與此同時，關于社會資本對農(nóng)戶收入差距的研究最近也受到很大關注。已有研究大多集中在社會資本對農(nóng)戶收入的影響，對于農(nóng)戶收入差距的研究也多集中在村與村之間，而鮮有以一個村莊為例研究社會資本對農(nóng)戶收入的影響機制。本文以中國西部一個貧富差距較大的村莊為案例，深入分析社會資本對農(nóng)戶收入的影響機制和過程，同時也是對已有研究成果進行了檢驗。主要創(chuàng)新及貢獻體現(xiàn)在以下四個方面：第一，從收入結(jié)構(gòu)的角度探討社會資本對收入的影響。更細致全面地研究了社會資本與家庭經(jīng)營收入、家庭工資收入、家庭財產(chǎn)收入與家庭轉(zhuǎn)移收入的關系，從而找出農(nóng)戶間收入差距的根源。第二，研究了社會資本影響農(nóng)戶收入的兩個機制。機制一，結(jié)合二十年前的調(diào)研資料，根據(jù)中國農(nóng)村現(xiàn)實提出了權勢群體和弱勢群體的劃分標準，并以此來觀察社會資本對收入的影響；機制二，通過基于IOWA算子的客觀自主評價法測算出社會資本指數(shù)，并分別與物質(zhì)資本、人力資本交互，觀察其如何與兩者分別作用來對收入產(chǎn)生回報。第三，討論了內(nèi)生性問題，以春節(jié)拜年禮品禮金花銷為工具變量解決了社會資本的內(nèi)生性問題，使結(jié)果更加穩(wěn)健。第四，本文關于社會資本影響農(nóng)戶收入問題的研究對減少農(nóng)村收入差距、了解農(nóng)村層面收入分配情況有現(xiàn)實意義。

二、數(shù)據(jù)來源、變量描述及假設的提出

(一)數(shù)據(jù)來源

本文從一個村莊的視角進行分析，來彌補基于大規(guī)模調(diào)查數(shù)據(jù)研究的微觀不足。本文使用的數(shù)據(jù)主要來源于北京師范大學國情調(diào)研項目的村莊調(diào)查，調(diào)查對象為陜西省商洛市商州區(qū)楊峪河鄉(xiāng)王澗村的275戶家庭在2011年的相關信息。關于本村的首次調(diào)查始于1993年11月，胡必亮[3]用該村1992年的數(shù)據(jù)對村莊的制度變遷做以詳細研究，其中一些基本村莊信息和經(jīng)濟數(shù)據(jù)可查，雖然關于社會資本方面的數(shù)據(jù)并不充足，但在有限可對比的數(shù)據(jù)中依然可以看到村莊近二十年的發(fā)展變化。2012年底，政府決定將王澗村與相鄰兩個村莊合并為社區(qū)，為了保持樣本的一致性，本文采用1993年和村莊合并前2011年的數(shù)據(jù)進行對比研究。2011年的數(shù)據(jù)調(diào)查包括如下內(nèi)容：人口與就業(yè)信息，農(nóng)戶財產(chǎn)擁有與生活質(zhì)量，教育、醫(yī)療及社會保障，農(nóng)戶收入和支出，生產(chǎn)性固定資產(chǎn)擁有與折舊，農(nóng)戶金融狀況，土地承包經(jīng)營和宅基地狀況，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，參加政治活動和社會活動的情況，社會關系及幸福感等。其中，有效樣本數(shù)為266個，占全村總戶數(shù)的96.7%，另有9戶因各種原因未能參加調(diào)查。在本調(diào)查中，農(nóng)民是擁有農(nóng)業(yè)戶口者，課題組以戶籍家庭為基本樣本單位對戶主進行訪談。

陜西省位于中國西部內(nèi)陸地區(qū)，全省土地總面積20.6萬平方千米，2011年末常住人口3 742.6萬人，占全國總?cè)丝诘?.8%，全省平均人口密度為每平方千米182人，比全國人口密度平均值(每平方千米140人)高出了42人，由此可見，陜西省是中國人口分布相對密集的省份之一，這與1992年的情況基本一致。該省的贍養(yǎng)率從1992年的55.8%下降到2011年的30.3%，呈逐年下降趨勢。2011年全國GDP增速為9.2%，陜西省GDP增速為13.9%，商洛市GDP增速為15.1%。2011年人均總收入在全省排第七，屬中上水平。自1986年起，商州區(qū)就被定為國家級重點扶貧市(縣)，直到2014年，商州區(qū)依然是陜西省50個國家級貧困縣之一，其2011年GDP增速為15.7%。楊峪河鄉(xiāng)為商州區(qū)轄鄉(xiāng)，面積25平方千米，以農(nóng)業(yè)為主，管轄14個村委會，其中包括王澗村。王澗村1992年19個樣本戶的家庭全年總收入為58 357.3元，平均每戶收入為3 071.4元，2011年平均每戶收入為32 542.9元。

本文所選用的數(shù)據(jù)有以下四個特點：第一，該村1992年的調(diào)研訪談記錄、留存的歷史數(shù)據(jù)完整，這使得村莊收入結(jié)構(gòu)及勞動力流動性變化有據(jù)可循。第二，該數(shù)據(jù)調(diào)查內(nèi)容全面，涉及社會資本變量豐富，能夠較好地服務于本文的研究。第三，該村屬于西部地區(qū)發(fā)展較為落后村莊，村莊農(nóng)戶家庭全年總收入的基尼系數(shù)為0.5，超過了國際公認的0.4貧富差距警戒線，是可用于收入差距研究的典型樣本。第四，由于本文立足于村莊層面，樣本量較小，因此，在本文研究的關鍵變量上，每個缺失值都根據(jù)數(shù)據(jù)整理方法做以精細處理，這也是小樣本量的優(yōu)勢所在。

(二)變量描述

文中涉及的變量描述性統(tǒng)計及含義，如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計和含義

注：由于該村莊可觀測數(shù)據(jù)為266個，為了盡量保證數(shù)據(jù)的有效性，防止因為缺失值非隨機的缺失而造成有偏估計，所有缺失值及異常值經(jīng)過分析采用零值、均值或最大似然法逐個進行處理。

根據(jù)調(diào)查問卷，在農(nóng)戶的家庭收入變量中，從該村266個樣本來看，家庭全年總收入最小值為0，最大值為302 000元，均值為32 542.9元，基尼系數(shù)為0.5。家庭全年純總收入最小值為-47 760元，最大值為301 500元，均值為30 080.7元，基尼系數(shù)為0.5。本文的收入變量除了家庭全年總收入、家庭全年純總收入之外，還有家庭經(jīng)營收入、家庭工資收入、家庭財產(chǎn)收入以及家庭轉(zhuǎn)移收入。*由于本調(diào)查問卷未涉及所得稅以及成本問題，因而只有家庭經(jīng)營收入可以計算純收入，而家庭經(jīng)營收入并不是本文的研究重點，因此，本文所使用的收入即家庭全年總收入，家庭全年純總收入只作為比較參考之用。其中，家庭工資收入為19 190.4元，排名第一；家庭經(jīng)營收入為6 154.3元，排名第二；家庭財產(chǎn)收入為3 418.6元，排名第三；家庭轉(zhuǎn)移收入為1 102.7元，排名最后。

學界通常接受Putnam等[4]的社會資本概念，即通過社會網(wǎng)絡、信任和社會規(guī)范來協(xié)調(diào)行為，從而提高經(jīng)濟效率的定義。根據(jù)已有文獻以及該村的社會資本具有家庭層面和村莊性質(zhì)的特點，本文選用了6個變量來測量該村農(nóng)戶家庭社會資本狀況：家庭所屬宗族是否有祠堂或家譜(KIN)；是否參加了專業(yè)合作組織(ZUZHI1)；關系好的親友中，是否在縣城或城市里有正式工作(VILL9)；隨禮支出(SUILI)；托人辦事支出(BANSHI)；春節(jié)拜年禮品禮金花銷(HUAXIAO)。

郭云南和姚洋[5]認為以血緣為紐帶的宗族網(wǎng)絡作為中國農(nóng)村最重要和穩(wěn)定的社會網(wǎng)絡之一，在促進勞動力遷移中發(fā)揮著傳幫帶或風險分擔等作用，并通過促進低收入群體農(nóng)戶勞動力流動，對緩解村莊內(nèi)部的收入差距的擴大具有顯著的正向作用。

社會資本根植于團體的網(wǎng)絡中，個體間的聯(lián)系來源于基于社會網(wǎng)絡的互惠與信任，而這種互惠與信任刺激了中國人在人情上的交往，即當個體決定幫忙，便會考慮因此而帶來的期望的互惠。一方面，隨禮、托人辦事支出以及春節(jié)拜年禮品禮金花銷可以視為人情往來，尤其在中國農(nóng)村，婚喪嫁娶考大學蓋房子，均體現(xiàn)了社會網(wǎng)絡成員的互相支持，控制其他因素，我們可以認為在隨禮、托人辦事以及春節(jié)拜年禮品禮金上花銷越多，社會網(wǎng)絡規(guī)模就越大；另一方面，從投資的角度來說，互惠可以被認為是禮尚往來，即維持社會網(wǎng)絡的投資行為。張爽等[6]認為社會資本一直被視做與人力資本、物質(zhì)資本同等的資本存量，那么社會資本也同樣存在投資與收益的效應。因此，筆者認為隨禮支出、托人辦事支出和春節(jié)拜年禮品禮金花銷作為社會資本的投資，可以作為代表社會資本的重要變量。

控制變量中包含代表家庭特征的家庭勞動力人數(shù)、從事非農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、贍養(yǎng)率；代表政治資本的家庭黨員和村干部人數(shù)；代表人力資本的家庭勞動力平均受教育年限、全家近5年進行的職業(yè)技術培訓次數(shù)；代表物質(zhì)資本的家庭平均耕地數(shù)。在家庭特征中，我們發(fā)現(xiàn)勞動力年齡控制在18—71周歲的范圍內(nèi)，家庭平均勞動力人數(shù)為兩人，其中，從事非農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)平均為1.5人，可見該村勞動力就業(yè)不以第一產(chǎn)業(yè)為主導。

(三)假設的提出

筆者在訪談中發(fā)現(xiàn)，有村干部或黨員的家庭生活水平相較于沒有村干部或黨員的家庭好一些，根據(jù)資料，1992年村長為魚姓，2011年村長為1992年魚姓村長的兒子，村中魚姓家庭的生活狀況也普遍比較好。在村莊里，村長所在的家族往往是這個村中勢力最強大的家族，其家族的政治影響力和物質(zhì)水平的交織也促使家族更為強大。由此，本文的關注點為，在一個村莊內(nèi)，社會資本如何通過政治資本、物質(zhì)資本以及人力資本對農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響，并逐漸擴大農(nóng)戶間的收入差距。以村莊為例，樣本雖小，但卻可見微知著，基于此，本文擬驗證以下兩個假設：

假設1：將農(nóng)戶根據(jù)其在村中的政治影響力，即政治資本，劃分為權勢群體和弱勢群體，兩類群體通過社會資本的不同類型可以對農(nóng)戶收入產(chǎn)生不同的回報作用。

假設2：經(jīng)濟制度的變遷會使政治資本差距形成初始收入差距，隨后物質(zhì)資本、人力資本要素開始生成并成為影響農(nóng)戶收入差距的要素之一。隨著人與人在生產(chǎn)和生活中形成社會資本，社會資本通過與物質(zhì)資本和人力資本的交互作用會進一步拉大收入差距。

三、社會資本各維度對農(nóng)戶收入及其來源的作用

本文設立基本收入模型，其包含家庭特征、社會資本、物質(zhì)資本、人力資本以及政治資本，這一模型的選用與Morduch和Sicular[7]、Wan和Zhou[8]等針對中國農(nóng)村農(nóng)戶收入問題文獻的模型基本一致。模型如下：

Yi=β0+β1Si+β2Ai+β3Hi+β4Pi+β5Fi+μ

(1)

其中，下標i表示家庭，Y表示農(nóng)戶家庭全年總收入，S表示社會資本，A表示物質(zhì)資本，H表示人力資本，P表示政治資本，F(xiàn)表示家庭特征的控制變量。出于殘差項服從正態(tài)分布對OLS結(jié)果擬合度較好的考慮，本文對式(1)左邊的Y進行了Shapiro-Wilk以及Jacque-Bera分布檢驗，兩者均拒絕了收入正態(tài)的假設檢驗，根據(jù)以往文獻通常采用的取對數(shù)方法進行重新檢驗，發(fā)現(xiàn)收入對數(shù)也無法趨近正態(tài)分布，為了提高擬合優(yōu)度，筆者用Box-Cox的轉(zhuǎn)換替代技術對收入進行非線性轉(zhuǎn)換，使其更接近于正態(tài)分布。*Box-Cox的方法是y(λ)={yλ-1}/λ(λ>0或λ<0) , 或y(λ)=ln(y)(λ=0)，這樣， y(λ)便具有近似于0的偏度。本文計算結(jié)果顯示，當λ=0.380時，(FAMINC0.380-1)/0.380最接近于對稱。在將Y轉(zhuǎn)換后，將轉(zhuǎn)換的Y與原值各自回歸，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)換后的式(1)在擬合優(yōu)度上提高了7%的精確度，證明收入數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換后的式(1)擬合度確有提高，但由于兩個回歸中的解釋變量的顯著性經(jīng)對比并無明顯變化，因而采用原值的回歸方程進行經(jīng)濟解釋。最重要的是，按收入來源分解后，各項收入0值較多，在總樣本量小，盡量不產(chǎn)生缺失值的原則下，筆者決定仍采用原值回歸方程，而對于采用原值OLS回歸是否為無偏估計的問題，可以在回歸后的穩(wěn)健性處理中得以檢驗。

本文用OLS執(zhí)行回歸后采用Breusch-Pagan和White進行異方差檢驗，兩個檢驗均拒絕原假設，即殘差項存在異方差問題。由于OLS有追隨異常值的傾向，因而只有在數(shù)據(jù)理想的情況下，OLS的無偏估計才更為有效，而本研究的數(shù)據(jù)樣本量較小，且被解釋變量為收入，本來就存在由于收入差距大的原因而產(chǎn)生的異常值，因而對于這類數(shù)據(jù)，采用穩(wěn)健性回歸能夠取得比OLS更高的效率。周曄馨[9]采用了RWLS(穩(wěn)健加權最小二乘法)估計，該方法適用于大樣本穩(wěn)健標準差的檢驗。綜上，本文采用WLS估計來解決異方差問題。在多重共線性檢驗中，社會資本各變量以及控制變量之間的方差膨脹因子最大為2.5，因而本文在接下來的回歸方程中可以不需要考慮多重共線性問題。

將所有社會資本變量和收入來源同時進行回歸，可以全方位檢驗社會資本對收入方程的作用，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 社會資本對農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)影響的OLS及WLS回歸結(jié)果對比

注：*、**和***分別代表在10%、5%和1%的水平下顯著，括號內(nèi)為標準差。下文同。

從表2中可以看出，從社會資本各個維度對收入的作用來看，模型1和模型2是農(nóng)戶收入對所有社會資本變量和代表控制變量的家庭特征、政治資本、物質(zhì)資本以及人力資本的回歸；模型3—模型10是家庭經(jīng)營收入、家庭工資收入、家庭財產(chǎn)收入以及家庭轉(zhuǎn)移收入對所有變量的回歸。模型1和模型2的WLS估計結(jié)果顯示，托人辦事支出與是否參加了專業(yè)合作組織兩項系數(shù)的正負關系與OLS估計結(jié)果相比發(fā)生了變化，其他幾項有關社會資本的變量系數(shù)都明顯增大，如果用OLS方法很有可能會低估大多數(shù)社會資本變量對收入的貢獻。

從表2中可看出，農(nóng)村社會資本各變量對農(nóng)戶收入均有顯著影響。在本文的研究中，將隨禮支出和春節(jié)拜年禮品禮金花銷視為情感型社會資本，托人辦事支出作為工具型社會資本。隨禮支出對農(nóng)戶收入的回報為11.5倍，并且在1%的水平下顯著，同時隨禮支出與家庭經(jīng)營收入、家庭工資收入以及家庭轉(zhuǎn)移收入均正相關。而同為情感型社會資本的春節(jié)拜年禮品禮金花銷也對家庭全年總收入有顯著影響，并對家庭生產(chǎn)經(jīng)營收入有顯著的回報作用。

需要注意的是，隨禮支出和托人辦事支出不同，隨禮支出屬于人情往來，不僅可以擴大社會資本，也可在農(nóng)戶收入的增加上有所體現(xiàn)，但是托人辦事支出是為了達成某種特定的目的，例如教育、醫(yī)療等，因而屬于工具型社會資本。托人辦事支出與家庭轉(zhuǎn)移收入正相關并在5%水平下顯著。家庭轉(zhuǎn)移收入包含的內(nèi)容除了家庭人口帶回農(nóng)戶與親友贈送外，還包括各種與利益相關的救濟金、保險金、撫恤金和補貼等?？梢姡ぞ咝蜕鐣Y本可能在政策扶持導致的收入增加上起到了重要作用。

關系好的親友中，是否在縣城或城市里有正式工作這一變量對家庭全年總收入、家庭財產(chǎn)收入以及家庭轉(zhuǎn)移收入都有顯著的影響。家里在城里有親戚可以使固定資產(chǎn)升值的來源渠道擴大，且親朋好友的贈與數(shù)目可能會增加，因而這一項是比較符合實際的。

四、社會資本對農(nóng)戶收入的作用機制

(一)界定社會資本是權勢群體資本還是弱勢群體資本

根據(jù)1992年的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，在王澗村209戶、832人中，共有姓氏近20個，其中李姓和魚姓為大姓，分別為58戶和42戶。2011年村中第一大姓仍為李姓，有70戶，占全村26.3%，這與1992年27.8%的比重基本一致。2011年這70戶年均家庭總收入為32 411.7元，其他196戶的年均家庭總收入為32 589.8元，兩者基本不相上下。李姓家族在王澗村是同姓不同宗。根據(jù)1992年的調(diào)研資料，魚姓為村里第二大姓，占全村18.4%，魚姓家族起源于陜西省富平縣金魚溝，明朝以后歷經(jīng)19代至今，在王澗村的最近幾代雖分為兩支，但為同宗。村里少數(shù)大姓中的主要成員之間的政治斗爭容易形成比較明顯的派系小團體，但根據(jù)胡必亮[3]對這一問題的研究發(fā)現(xiàn)，1992年王澗村各組織的主要領導人分別來自于各個不同的家族，而并不是被某一兩個家族把持。2011年的在職村干部也來自5個不同的姓氏，這可以說明，“小姓成員對農(nóng)村政治權力的分享非常有限”在王澗村并沒有明顯的表現(xiàn)。自1949年解放后到1992年的43年中，村長為魚姓的年頭總計29年。在這里，魚姓既是村里的同宗大姓，又一直是村干部的主要姓氏，我們將這樣的家族稱為擁有權勢資本的家族。在農(nóng)村，家里有村干部是政治資本的重要體現(xiàn)，如果以家里是否有村干部分類來分析年均家庭總收入，則有村干部家庭是沒有村干部家庭年均總收入的兩倍。另外，家里是否有黨員也是政治資本的代理變量之一，也曾在多個文獻中被用于測量社會資本，說明其在信任增強、風險抵御以及社會資本擴大等方面亦發(fā)揮作用。由于家里有村干部的觀測值比較少，因而把家里有村干部或黨員，連同家里為魚姓兩類一同視為村內(nèi)的權勢群體，既非魚姓家族成員也非村干部或黨員的群體視為弱勢群體。

我們將家庭分別按是否為魚姓，以及家里是否有干部或黨員進行了分樣本回歸，考察不同背景下，社會資本的收入效應是否存在明顯差別。按是否擁有權勢資本的家庭來觀察社會資本對農(nóng)戶收入的影響，結(jié)果如表3所示。

表3 社會資本對不同身份農(nóng)戶的收入回報

從表3中可以看出，模型12和模型14中隨禮支出、春節(jié)拜年禮品禮金花銷兩項對農(nóng)戶收入的回報分別在1%和5%水平下顯著。而模型11和模型13在這兩項均不顯著，根據(jù)前文的定義，模型11和模型13代表權勢群體社會資本對農(nóng)戶收入的回報，而模型12和模型14則是弱勢群體社會資本對農(nóng)戶收入的回報。從結(jié)果看，以隨禮支出與春節(jié)拜年禮品禮金花銷為代表的情感型社會資本對于權勢群體在農(nóng)戶收入上的回報要遠小于其對于弱勢群體在農(nóng)戶收入上的回報。即在村莊中，如果家庭不屬于大姓望族，也沒有村干部或黨員，那么情感型社會資本的投入對農(nóng)戶收入的意義就非常重要，也可以說情感型社會資本是弱勢群體的資本。

對于戶主為魚姓的家庭來說，以托人辦事支出為代理變量的工具型社會資本對農(nóng)戶收入有正向影響且在10%水平下顯著，對于擁有村干部或黨員的家庭來說，工具型社會資本對農(nóng)戶收入的影響在1%的水平下顯著。而對于既非魚姓家族成員，家中也沒有村干部或黨員的弱勢群體而言，模型12和模型14中托人辦事支出為代理變量的工具型社會資本對農(nóng)戶收入的回報則完全不顯著，可見，工具型社會資本對農(nóng)戶收入的回報在權勢群體中更為顯著，可見，工具型社會資本是權勢群體的資本。

綜上所述，在村莊里，大宗族網(wǎng)絡之外的家庭以及家里缺少政治資本的家庭屬于村里的弱勢群體，對于這類群體，情感型社會資本對于農(nóng)戶收入的回報率非常顯著，村內(nèi)弱勢群體抱團，互惠互助，通過擴大自己的社會關系對農(nóng)戶收入的提升非常有益。而對于同宗大姓以及具有政治資本的權勢群體家庭而言，工具型社會資本，即花錢辦事對農(nóng)戶收入的提高則更為有效。

(二)社會資本與物質(zhì)資本、人力資本交互作用對農(nóng)戶收入的影響

從1992年的數(shù)據(jù)來看，魚姓年均家庭總收入為2 701.7元，低于來自19個樣本家庭年均家庭總收入3 071.4元，這說明自1949年解放后到1992年的43年中，政治資本積累與家族網(wǎng)絡的影響并未對魚姓家庭收入有太大提升。然而，根據(jù)2011年調(diào)研數(shù)據(jù)，魚姓年均家庭總收入為41 004.7元，而其他非魚姓家庭年均家庭總收入為30 632.2元。檢驗其他姓氏的年均家庭總收入，除楊姓外，其他均在該村年均家庭總收入水平線以下，說明這一階段，魚姓年均家庭總收入高于該村年均家庭總收入1/4并非偶然?？梢姡?jīng)濟制度的變遷使得政治資本的積累對農(nóng)戶收入的影響遠大于解放初期，而社會資本通過人力資本和物質(zhì)資本的作用又進一步拉大了收入差距。

本文采用Yager和Filev[10]提出的基于IOWA算子的客觀自主評價法計算出農(nóng)戶社會資本綜合指數(shù)，將各個被評價樣本視為平等的評價主體，先對各個變量進行標準化，然后從主客觀兩方面進行評價，在主觀評價中，每個樣本主體通過自身在樣本空間中每個變量的絕對優(yōu)勢和相對優(yōu)勢進行自我評價打分和對他人評價打分，在這一過程中每個樣本會最大限度地優(yōu)化自身在樣本中的地位；在客觀評價中，根據(jù)各個評價主體在自我評價和對他人評價中所得分數(shù)進行綜合測評，求出最優(yōu)化解算出主觀評價分數(shù)，再進行客觀的優(yōu)化過程，最終得到一個綜合指數(shù)。這個方法的好處有三：一是有效解決了對于有限樣本的多個變量綜合評價問題。二是可以突出每個變量的差異化特點。三是主客觀相一致的嚴密計算過程使得評價更為客觀。與之前廣為使用的因子分析法相比，按照方差貢獻率加權構(gòu)建的綜合指數(shù)不僅突出了樣本的主體性，也解決了由于變量相關性低無法使用因子分析法定量求解的困境。根據(jù)這個方法我們得到了農(nóng)戶社會資本的綜合指數(shù)INDEX，并用INDEX來與物質(zhì)資本和人力資本分別交互，得到INDEX_EDU、INDEX_TRAIN和INDEX_LAND，以觀察其如何對農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響，公式如下：

Yi=β0+β1INDEXi+β2INDEX_A+β3INDEX_Hi+β5Fi+μ

(2)

根據(jù)式(2)進行回歸得到表4，這里不排除可能存在的內(nèi)生性問題。Bun和Harrison[11]證明，當內(nèi)生性變量和非內(nèi)生性變量構(gòu)成交叉項時，不需要控制交叉項的內(nèi)生性問題，而且我們把重點放在資本間交互作用對農(nóng)戶收入的影響上，因此，可暫不需要考慮INDEX本身可能存在的內(nèi)生性，我們將在下一節(jié)專門處理社會資本變量的內(nèi)生性問題。

表4 社會資本與物質(zhì)資本、人力資本交互對農(nóng)戶收入的作用(OLS)

從表4中可以看出，在社會資本指數(shù)和全家近5年進行的職業(yè)技術培訓次數(shù)的交互中，交叉項對家庭財產(chǎn)收入影響非常顯著，說明參加專業(yè)合作組織和社會資本有互補關系，參加的次數(shù)越多，社會資本指數(shù)對家庭財產(chǎn)收入的回報率越高。社會資本指數(shù)與家庭平均受教育水平的交互項對家庭工資收入影響顯著，這表明社會資本可以通過人力資本來提高其對農(nóng)戶收入的回報率。在社會資本指數(shù)和物質(zhì)資本的交互中，社會資本指數(shù)和家庭平均耕地數(shù)的交叉項對家庭全年總收入影響不顯著。整體而言，社會資本通過物質(zhì)資本對農(nóng)戶收入的影響沒有通過人力資本對農(nóng)戶收入的影響明顯。

五、關于社會資本內(nèi)生性問題的探討及解決

1.內(nèi)生性問題的探討及工具變量的構(gòu)建

根據(jù)前文的回歸結(jié)果，春節(jié)拜年禮品禮金花銷與家庭全年總收入顯著相關，但收入較高的家庭春節(jié)拜年禮品禮金花銷也會更多，這里就存在內(nèi)生性問題，從而導致和收入的聯(lián)立。為了盡可能減少這些問題對結(jié)果的影響，需要通過工具變量的選擇進行內(nèi)生性檢驗，使結(jié)果更加穩(wěn)健。

在農(nóng)村，人情往來已經(jīng)成為一種習慣，葉靜怡和武玲蔚[12]認為拜年行為屬于中國文化傳統(tǒng)，并不受收入水平影響，因而具有很強的外生性。據(jù)此，本文將春節(jié)拜年人數(shù)作為工具變量之一。另外，參考以往文獻，將是否為村莊第一大姓也作為工具變量考慮，根據(jù)王澗村宗族網(wǎng)絡的歷史記載，該村第一大姓為李，雖然作為第一大姓的親戚朋友范圍廣，親友間贈送往來也較多，但這是祖輩上就確定下來的，因而其外生性是可靠的。根據(jù)以上情況，將春節(jié)除父母岳父母外拜年戶數(shù)(BAINIAN)以及是否為村里第一大姓(XINGMAX)作為社會資本的工具變量。

與內(nèi)生性變量的相關性和被解釋變量的無關性是工具變量的兩個基本條件?；貧w結(jié)果表明，春節(jié)除父母岳父母外拜年戶數(shù)這一變量系數(shù)為正且在1%水平下顯著，即兩者之間高度相關，因而可基本排除春節(jié)除父母岳父母外拜年戶數(shù)的弱工具變量問題。是否為村里第一大姓這一變量的系數(shù)雖為正，但和內(nèi)生性變量之間關系并不顯著，即是否為村里第一大姓不適合作為春節(jié)拜年禮品禮金花銷的工具變量。因此，本文選用春節(jié)除父母岳父母外拜年戶數(shù)做為工具變量。

(二)2SLS回歸結(jié)果的分析

傳統(tǒng)的工具變量法一般采用兩階段最小二乘法(2SLS)，以此方法估算的社會資本對收入結(jié)構(gòu)影響的結(jié)果，如表5所示。

表5 社會資本對收入結(jié)構(gòu)影響的估計(2SLS)

從表5中可以看出，本文進行了Durbin-Wu-Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)使用工具變量回歸時，5個模型的系數(shù)估算均和OLS回歸的系數(shù)有很大不同，在5個模型中檢驗得到的P值，即是否可以推翻2SLS與OLS結(jié)果不存在系統(tǒng)性差別的原假設，只有在模型20、模型21和模型24中在10%以下的水平上顯著(根據(jù)以工具變量檢驗，模型24不做考慮)。因此，基于Durbin-Wu-Hausman檢驗結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶社會資本中春節(jié)拜年禮品禮金花銷這一變量在對家庭全年總收入影響以及家庭經(jīng)營收入影響中存在統(tǒng)計顯著的內(nèi)生性問題，而對家庭工資收入和家庭財產(chǎn)收入的影響中不存在統(tǒng)計顯著的內(nèi)生性問題，因而對家庭全年總收入以及家庭經(jīng)營收入，可以用2SLS的估計結(jié)果，而對家庭工資收入和家庭財產(chǎn)收入則使用OLS的估計結(jié)果更為有效。對于異方差問題，WLS方法會更好地對異方差和異常值進行加權修正。用工具變量解決了內(nèi)生性問題后，社會資本對家庭全年總收入的影響依然顯著為正，和前文結(jié)果一致。

六、結(jié) 論

首先，社會資本對農(nóng)戶家庭收入具有正向作用。代表情感型社會資本的春節(jié)拜年禮品禮金花銷、隨禮支出對農(nóng)戶收入具有顯著的正向作用；代表宗族網(wǎng)絡的祠堂和家譜，以及代表網(wǎng)絡異質(zhì)性的關系好的親友中是否在縣城或城市里有正式工作，均對農(nóng)戶收入有較為顯著的正向作用；而收入較低的農(nóng)戶未來更需要多加入一些專業(yè)合作組織來改善農(nóng)戶收入狀況。

其次，宗族網(wǎng)絡最早形成了村落，也同時形成了村里的主流群體，隨著宗族勢力在村莊內(nèi)的進一步擴大以及外鄉(xiāng)人口遷移，村莊里逐漸形成了由宗族網(wǎng)絡主導的格局。本文根據(jù)村莊家族勢力及政治資本情況將農(nóng)戶家庭劃分為權勢群體和弱勢群體。在村莊里，弱勢群體的情感型社會資本對于農(nóng)戶收入的回報率非常顯著，即對于村內(nèi)弱勢群體來說，抱團互助，擴大自己的社會關系對于農(nóng)戶收入的提升非常有益。工具型社會資本，即花錢辦事的人情關系對權勢群體收入的提高則更為有效。由此，驗證了本文第一個假設，即通過是否是權勢群體的劃分，來檢驗社會資本對農(nóng)戶收入的作用機制。

再次，在村莊發(fā)展初期，人力資本和物質(zhì)資本都是初始階段，隨著宗族網(wǎng)絡勢力的擴張開始在政治資本上占取優(yōu)勢。在物質(zhì)資本匱乏時期，政治資本的優(yōu)勢在農(nóng)戶收入上體現(xiàn)的并不明顯，但改革實行家庭聯(lián)產(chǎn)承包經(jīng)營責任制后，村里的大姓家族或干部家庭往往在集體企業(yè)中也同樣占有領導地位，尤其是承包村辦集體企業(yè)，收入差距也由此開始產(chǎn)生，這主要體現(xiàn)在家庭財產(chǎn)收入中，之后社會資本通過物質(zhì)資本與人力資本的作用又進一步拉大了收入差距。本文采用基于IOWA算子的客觀自主評價法測算出社會資本指數(shù)，來驗證了本文的第二個假設，同時檢驗了村莊內(nèi)社會資本可以通過物質(zhì)資本、人力資本對農(nóng)戶收入產(chǎn)生作用的第二個機制，并發(fā)現(xiàn)社會資本通過物質(zhì)資本對農(nóng)戶收入的影響作用沒有人力資本作用明顯。

最后，為解決社會資本的內(nèi)生性問題所導致的分析結(jié)果偏誤，本文試圖采用春節(jié)除父母岳父母外拜年戶數(shù)以及是否為村里第一大姓作為社會資本的工具變量來解決這一問題。結(jié)果表明，只有春節(jié)除父母岳父母外拜年戶數(shù)這一變量系數(shù)為正，且與社會資本高度相關。本文采用這一工具變量解決內(nèi)生性問題后社會資本對農(nóng)戶收入的影響依然顯著為正，說明研究的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

本文研究了社會資本對村莊內(nèi)農(nóng)戶收入的影響，通過一個案例來實證檢驗現(xiàn)有文獻中關于社會資本對收入作用的重要結(jié)論。本文為市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中農(nóng)戶改進收入結(jié)構(gòu)、減少收入差距以及改進社會收入分配政策提供了實證依據(jù)。

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(責任編輯：徐雅雯)

2017-03-15

國家社會科學基金重大項目“中國新型城鎮(zhèn)化: 五個維度協(xié)同發(fā)展研究”(14ZDA035)；北京師范大學青年教師基金項目“社會資本對收入差距的影響：理論研究與實證分析”(SKXJS2015001)

劉 倩(1984-)，女，黑龍江哈爾濱人，講師，博士，主要從事發(fā)展經(jīng)濟學研究。E-mail:liuqian0404@bnu.edu.cn 胡必亮(1961-)，男，湖北漢川人，教授，博士，博士生導師，主要從事發(fā)展經(jīng)濟學研究。E-mail:hubiliang@bnu.edu.cn

F032.1

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1000-176X(2017)06-0114-10