孫伯馳 曹景林

內(nèi)容提要：中國農(nóng)村是一個(gè)典型的“關(guān)系社會(huì)”，社會(huì)資本對(duì)于信息分享和資源配置具有較強(qiáng)的干預(yù)。本文基于中國家庭追蹤調(diào)查2016年的農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法，從收入增長與收入差距縮小的雙重視角考察社會(huì)資本對(duì)中國農(nóng)村貧困戶減貧的影響。研究結(jié)果顯示：2010-2016年間，中國農(nóng)村的貧困發(fā)生率呈逐年下降趨勢，這一趨勢主要源于收入增長，而不是收入差距縮小。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與和社會(huì)信任所體現(xiàn)的社會(huì)資本可以顯著提高農(nóng)戶的收入水平，有效發(fā)揮減貧作用。就縮小收入差距的視角看，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村的減貧作用比社會(huì)參與和社會(huì)信任更為顯著。注重農(nóng)村貧困人口社會(huì)資本的構(gòu)建，尤其是提高貧困農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量，對(duì)于農(nóng)村減貧具有重要的政策意義。

關(guān)鍵詞：社會(huì)資本;農(nóng)村貧困;減貧效果;收入增長;收入差距

中圖分類號(hào)：F061.3 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ?文章編號(hào)：1001-148X（2020）01-0035-10

一、引言

改革開放以來，伴隨著經(jīng)濟(jì)快速增長，中國貧困發(fā)生率持續(xù)走低，貧困人口大幅減少，中國為全球減貧事業(yè)做出巨大貢獻(xiàn)①，但中國貧困人口特別是農(nóng)村貧困人口規(guī)模仍然巨大。根據(jù)國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)顯示，2018年末，我國農(nóng)村地區(qū)仍有1660萬人口亟待脫貧，脫貧攻堅(jiān)之路依然“任重道遠(yuǎn)”。經(jīng)濟(jì)增長是減貧的根本，其對(duì)收入水平的提高和貧困發(fā)生率的降低起決定性作用[1-2]。華盛頓共識(shí)（Washington Consensus）堅(jiān)信的滴漏經(jīng)濟(jì)學(xué)（trickle down economics）已成為全球主流的發(fā)展理念②。然而，也有觀點(diǎn)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長不能自動(dòng)地消除貧困，反而有可能帶來收入差距的擴(kuò)大引致貧困人口的狀態(tài)趨于惡化[3-4]。由此可見，減貧的效果取決于兩個(gè)關(guān)鍵因素：收入增長和收入差距的縮小[5]。因此，從收入增長和收入差距縮小雙重視角研究農(nóng)村減貧問題是基于貧困內(nèi)涵所衍生的一個(gè)基本命題，也是實(shí)行精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的應(yīng)有之義，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

長期以來，有關(guān)農(nóng)村減貧的研究大都是從正式制度安排下的自然資本、物質(zhì)資本和人力資本等視角進(jìn)行展開[6]。上述研究沿襲新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析范式，通常假設(shè)經(jīng)濟(jì)行為人之間是獨(dú)立和自利的，不存在外部性和集體行動(dòng)。Granovetter（1985）提出個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為是嵌入于其生活的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之中，也必然會(huì)受到諸如社會(huì)關(guān)系、社會(huì)規(guī)范和社會(huì)信任等社會(huì)資本潛移默化的影響[7]。因此，如果忽視了非正式制度的社會(huì)資本，僅靠正式制度來研究農(nóng)村貧困問題是存在理論缺陷的[8]。事實(shí)上，中國農(nóng)村是一個(gè)典型的“關(guān)系社會(huì)”，社會(huì)資本對(duì)于信息分享和資源配置具有較強(qiáng)的干預(yù)[9]。尤其是對(duì)于信息交流不暢、流動(dòng)性相對(duì)較弱的貧困地區(qū)，農(nóng)村居民利用社會(huì)資本對(duì)教育、醫(yī)療以及借貸等資源可以進(jìn)行有效配置以改善家庭福利水平，從而擺脫貧困陷阱。

本文將“收入增長-收入差距-貧困發(fā)生率”放置到同一分析框架考察不同維度的社會(huì)資本在農(nóng)村減貧方面的成效差異。利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016年的數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸法，從收入增長和收入差距的雙重視角重點(diǎn)探討了社會(huì)資本異質(zhì)性對(duì)農(nóng)戶貧困影響，以期為農(nóng)村地區(qū)精準(zhǔn)扶貧政策的制定提供啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

社會(huì)資本是一種個(gè)體在行動(dòng)中獲取和使用的經(jīng)濟(jì)資源，是一種社會(huì)網(wǎng)絡(luò)以及由這種社會(huì)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生的相互信任與互惠模式，諸如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡(luò)等[10]。自社會(huì)資本概念提出來以后，其就成為解釋貧困機(jī)制的一種新視角、新思路。人們可以從其所在的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、組織及信任等社會(huì)互動(dòng)中獲得自身創(chuàng)造收入的能力和機(jī)會(huì)，從而直接或間接影響家庭福利和貧困發(fā)生[11]。

針對(duì)社會(huì)資本減貧效果的研究文獻(xiàn)可謂是汗牛充棟，但學(xué)術(shù)界尚存在較大的爭議。大量的研究顯示社會(huì)資本能夠顯著降低貧困發(fā)生率，對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)福利產(chǎn)生正向影響[12-14]。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在傳統(tǒng)的農(nóng)村地區(qū)由于正式制度缺失，社會(huì)資本能夠發(fā)揮緩解貧困的作用，因此得出“社會(huì)資本是窮人的資本”的結(jié)論[15]。Gootaert et al.（2002）對(duì)布基納法索農(nóng)戶的研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本的分布比其他資本更平均，因此對(duì)窮人相對(duì)有利[16]。葉初升和羅連發(fā)（2011）研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村貧困地區(qū)由于物質(zhì)資本和人力資本都比較匱乏，社會(huì)資本對(duì)于改善家庭福利及減輕貧困的作用是顯著的，社會(huì)資本在一定程度上發(fā)揮了“窮人資本”的功能，而且還存在更大的進(jìn)一步發(fā)揮的空間[17]。另一些研究則發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本并不能減輕窮人的貧困，尤其是窮人在某些社會(huì)資本的積累方面具有劣勢的情形下[18]。Cleaver（2005）的研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)窮人產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性的排斥效應(yīng)，導(dǎo)致窮人難以依賴社會(huì)資本完成脫貧[19]。此外，一些研究還發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本是“富人的資本”，尤其是農(nóng)村中擁有更豐富社會(huì)資本的“精英”家庭通過 “關(guān)系”優(yōu)勢扭曲農(nóng)村本就不規(guī)范的市場準(zhǔn)則，從而為自己謀取更多的經(jīng)濟(jì)利益[20]。因此，社會(huì)資本可能不僅無法有效幫助貧困農(nóng)戶分散風(fēng)險(xiǎn)和平滑消費(fèi)，反而可能構(gòu)成了收入差距擴(kuò)大的主要原因之一[21-22]。由此可見，社會(huì)資本是一個(gè)多維概念，需要構(gòu)建一個(gè)涵蓋不同層次的綜合指標(biāo)進(jìn)行度量[23]。自此，許多研究采用因子分析法建立融合不同維度的綜合性社會(huì)資本指數(shù)[9，24-25]。然而，這種做法是值得商榷的，原因在于不同層次的社會(huì)資本對(duì)于農(nóng)戶收入的影響存在明顯的差異[26]。因此，我們?cè)谘芯可鐣?huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入影響的不能忽視社會(huì)資本的異質(zhì)性，應(yīng)根據(jù)社會(huì)資本的概念對(duì)社會(huì)資本類型進(jìn)行劃分，將不同層次和維度的社會(huì)資本納入計(jì)量模型進(jìn)行綜合考量。

綜上所述，現(xiàn)有研究已經(jīng)認(rèn)識(shí)到了社會(huì)資本具有緩解農(nóng)村貧困的作用，但仍存在一定的改進(jìn)空間：第一，在研究視角方面，現(xiàn)有研究通常選擇從整體管窺社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶家庭福利的改善效應(yīng)，缺乏對(duì)社會(huì)資本異質(zhì)性的考究。不同形式的社會(huì)資本對(duì)不同農(nóng)戶收入分布以及農(nóng)戶收入差距產(chǎn)生怎樣的影響？這一問題的答案關(guān)系到中國農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧政策的制定。第二，在數(shù)據(jù)和方法上，多數(shù)研究采用宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)或小樣本微觀數(shù)據(jù)，要么著眼于收入增長，要么著眼于收入差距，并且在計(jì)量分析中多采用均值回歸模型，沒有考慮到內(nèi)生性導(dǎo)致的回歸結(jié)果偏誤等問題。基于此，本文采用一項(xiàng)全國性調(diào)查數(shù)據(jù)——中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016年的農(nóng)村數(shù)據(jù)，從收入增長和收入差距的雙重視角研究社會(huì)資本異質(zhì)性對(duì)中國農(nóng)戶貧困的影響及差異。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源及處理方式

本文使用的是中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)為兩年一期的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，旨在通過對(duì)全國代表性樣本的跟蹤調(diào)查，反映我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)變遷的狀況。CFPS正式調(diào)查于2010年，調(diào)查范圍涵蓋全國25個(gè)省、市、自治區(qū)，是具有極強(qiáng)代表性的大樣本微觀數(shù)據(jù)。本文使用最新2014年和2016年兩期調(diào)查數(shù)據(jù)。

本文對(duì)所選數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先處理家庭成員數(shù)據(jù)，計(jì)算并生成在實(shí)證分析中需要的社會(huì)資本的代理變量以及控制變量;然后以戶主為標(biāo)識(shí)碼，將家庭成員數(shù)據(jù)與住戶數(shù)據(jù)進(jìn)行整合，并把缺失值和異常值處理干凈;最后將2016年與2014年的數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)接，為下文進(jìn)行內(nèi)生性處理做準(zhǔn)備，最終得到本文實(shí)證分析所應(yīng)用的觀測樣本6231個(gè)。

（二）收入增長、收入差距與貧困發(fā)生率

由于本文是從收入增長和收入差距縮小雙重視角來分析減貧效果，故首先分析二者與貧困發(fā)生率之間的關(guān)系。貧困發(fā)生率的測度需要選定貧困線。貧困線分為國家貧困線標(biāo)準(zhǔn)和國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)，其中國家貧困線標(biāo)準(zhǔn)包括絕對(duì)貧困線和相對(duì)貧困線，國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)為世界銀行提出的1.9美元/人/天和3.1美元/人/天③。基于人均純收入④與貧困發(fā)生率之間的關(guān)系來看（圖1），2010-2016年間農(nóng)村的貧困發(fā)生率隨著農(nóng)戶人均純收入的不斷提高而呈現(xiàn)明顯的下降態(tài)勢，下降最為迅速的是3.1美元標(biāo)準(zhǔn)，最為滯緩的是絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)。分析收入差距與貧困發(fā)生率之間的關(guān)系可知（圖2），歷年基尼系數(shù)均高于國際警戒線0.4，意味著中國農(nóng)村的收入差距較大，面臨著嚴(yán)重的收入分配不平等問題。此外，2010-2016年基尼系數(shù)起伏不斷，沒有呈現(xiàn)出明顯的下降態(tài)勢。這表明，中國農(nóng)村的貧困發(fā)生率下降主要是得益于經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平的提升，而非收入不平等狀況的改善。已有實(shí)證研究也表明，農(nóng)村貧困發(fā)生率下降主要的原因是經(jīng)濟(jì)增長，但農(nóng)村收入分配差距擴(kuò)大對(duì)農(nóng)村減貧是不利的[4，27-28]。由此可知，如果在提高農(nóng)戶收入增長的同時(shí)縮小農(nóng)戶的收入差距，將會(huì)明顯提高農(nóng)村的減貧效果。

（三）變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計(jì)

按照絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，將全體樣本分為貧困戶和非貧困戶，相關(guān)的變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。通過對(duì)比分析我們發(fā)現(xiàn)貧困戶有如下鮮明特征：（1）社會(huì)資本積累水平較低，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與和社會(huì)信任等方面均存在顯著的劣勢。就家庭人均禮金支出來看，貧困戶為4.808，非貧困戶為6.076;就參與社會(huì)組織的數(shù)量看，貧困戶為0.343，非貧困戶為0.565;就對(duì)陌生人的信任度看，貧困戶為1.700，非貧困戶為1.872。（2）從家庭資產(chǎn)來看，貧困戶的物質(zhì)資本和家庭財(cái)富都處于較低水平，其人均土地資產(chǎn)、人均生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、人均金融資產(chǎn)與人均現(xiàn)金和存款等均不及非貧困戶。（3）從家庭特征來看，貧困戶的戶主年齡偏高，受教育程度偏低，健康狀況更差，未婚的比例較高，男性失業(yè)的比例更高，家庭規(guī)模較小，更依賴于新農(nóng)合和政府補(bǔ)助。（4）從區(qū)域角度來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)貧困戶的數(shù)量少于非貧困戶。

圖3描述了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與和社會(huì)信任等社會(huì)資本核心變量與農(nóng)戶收入水平之間的關(guān)系。分析可知，無論是擬合曲線還是散點(diǎn)圖，均清晰地顯示農(nóng)戶的收入水平隨著社會(huì)資本的提升而逐步提高?；诿枋鲂越y(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，社會(huì)資本與農(nóng)戶收入水平存在一致性關(guān)系，提高社會(huì)資本存量可以有效降低農(nóng)村的貧困發(fā)生率，但由于沒有考慮到控制變量的作用，圖形所反映出來的趨勢并不明確，而且也沒有體現(xiàn)出社會(huì)資本異質(zhì)性與農(nóng)戶收入之間的精確數(shù)量關(guān)系。下文將通過計(jì)量方法來解決這兩個(gè)問題。

（二）回歸結(jié)果及分析

1.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶貧困的影響

分析表2的回歸結(jié)果可知，無論是絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)還是相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，模型選定的核心解釋變量“社會(huì)網(wǎng)絡(luò)”“社會(huì)參與”和“社會(huì)信任”均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明農(nóng)戶通過社會(huì)資本積累可以有效降低貧困發(fā)生率，改善家庭福利水平。具體來看，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以顯著降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率，可能是因?yàn)檗r(nóng)戶通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)來獲取就業(yè)信息和社會(huì)資源，從而影響家庭福利和貧困。社會(huì)參與有效降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率，表明農(nóng)戶通過參與社會(huì)組織各項(xiàng)事務(wù)的管理過程中能更快更準(zhǔn)確地獲取有價(jià)值的政治、經(jīng)濟(jì)信息，可以為自身發(fā)展提供幫助，最終轉(zhuǎn)化為明顯的經(jīng)濟(jì)收益。社會(huì)信任在降低農(nóng)戶貧困發(fā)生率方面發(fā)揮了顯著的作用，可見社會(huì)信任在農(nóng)村起到了公共物品的作用，促進(jìn)集體決策的長期非正式制度的形成，加強(qiáng)了農(nóng)戶之間的聯(lián)系交往和信息共享，降低了合作交易成本，進(jìn)而有利于提高共同利益，降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率。

2.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入的影響

分析表3系數(shù)的顯著性可知，在絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)和相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下，無論是貧困戶還是非貧困戶，社會(huì)資本的核心變量對(duì)農(nóng)戶收入的影響均在1%的顯著性水平上顯著。其中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)每增加1個(gè)單位，絕對(duì)貧困戶和相對(duì)貧困戶的人均純收入分別增加12.4%和11.2%;社會(huì)參與每增加1個(gè)單位，絕對(duì)貧困戶和相對(duì)貧困戶的人均純收入分別增加12.5%和9.1%;社會(huì)信任每增加1個(gè)單位，絕對(duì)貧困戶和相對(duì)貧困戶的人均純收入分別增加4.2%和3.0%。這意味著，從收入增長視角看，無論是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與還是社會(huì)信任，均有利于我國貧困農(nóng)戶收入水平的提高，從而有助于降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率。

需要說明的是，上述回歸結(jié)果還存在以下兩個(gè)問題：首先，由于核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，因此難以通過顯著性來評(píng)價(jià)社會(huì)資本異質(zhì)性對(duì)農(nóng)戶收入影響的差異。而且由于各個(gè)變量的量綱不同，也無法依據(jù)系數(shù)大小的不同來評(píng)價(jià)該問題。其次，上述分析僅從收入增長的視角得出提升人力資本的積累有助于農(nóng)村減貧的結(jié)論，但未從收入差距的視角進(jìn)行討論。然而，一個(gè)可行的操作方案是，我們可以考察非貧困戶和貧困戶系數(shù)差異的顯著性[33]。表3的結(jié)果顯示，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)和相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下的系數(shù)差均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本的提升對(duì)于貧困戶收入增加的邊際貢獻(xiàn)更大，進(jìn)而有利于縮小與非貧困戶之間的收入差距。社會(huì)參與對(duì)非貧困戶收入的正效應(yīng)大于貧困戶，且系數(shù)差在10%的水平上不顯著，可能是因?yàn)楦蝗嗽谏鐣?huì)經(jīng)濟(jì)組織中擁有更大的話語權(quán)，能夠獲得更多的經(jīng)濟(jì)利益，因此對(duì)收入的邊際貢獻(xiàn)要大于貧困戶，這顯然不利于縮小農(nóng)戶之間的收入差距。社會(huì)信任的系數(shù)差在絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)和相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)下均不顯著，這意味著社會(huì)信任對(duì)非貧困戶和貧困戶收入水平的邊際貢獻(xiàn)不存在顯著差異，可能的原因在于市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中貧困戶很難通過傳統(tǒng)的信任關(guān)系來尋求幫助，因此社會(huì)信任不能成為縮小農(nóng)戶收入差距的關(guān)鍵因素。

（三）內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

當(dāng)前的研究中多數(shù)文獻(xiàn)都將社會(huì)資本視為外生變量，而忽略了模型存在的內(nèi)生性問題。而實(shí)際上，一方面，在社會(huì)資本具有正的經(jīng)濟(jì)回報(bào)的條件下，作為理性人的農(nóng)戶應(yīng)該會(huì)進(jìn)行社會(huì)資本投資，因此禮金支出、參加社會(huì)經(jīng)濟(jì)組織以及對(duì)陌生人的信任度等指標(biāo)與農(nóng)戶收入之間就有可能存在內(nèi)生性問題[23]。另一方面，農(nóng)戶的人均收入也可能源自與諸如能力等不可觀測的因素[34]，以上兩方面均可能導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問題。為了克服內(nèi)生性產(chǎn)生的估計(jì)結(jié)果偏誤，借鑒張建清、卜學(xué)歡（2016）的做法[35]，選擇內(nèi)生解釋變量的滯后一期作為工具變量⑤，利用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表4⑥。分析表4與表3比較可知，盡管核心變量的回歸系數(shù)大小有所改變，但其顯著性基本一致。表4的回歸結(jié)果進(jìn)一步表明，采用上述方法解決內(nèi)生性的思路是可行的，確保了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

前文的分析中，采用的是國家貧困線標(biāo)準(zhǔn)下計(jì)算的貧困脆弱性。為了檢驗(yàn)前文實(shí)證模型及回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，采用國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。分析可見，采用國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)以后，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)每增加1個(gè)單位，貧困戶年人均純收入分別增加12.5%和11.6%;社會(huì)參與每增加1個(gè)單位，貧困戶年人均純收入分別增加12.6%和8.3%;社會(huì)信任每增加1個(gè)單位，貧困戶年人均純收入分別增加4.7%和3.4%。同時(shí)，只有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的系數(shù)差在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠有效縮小貧困戶與非貧困戶之間的收入差距，而社會(huì)參與和社會(huì)信任無法產(chǎn)生同樣的效果。由此可見，若是運(yùn)用國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)測度農(nóng)戶的貧困脆弱性，仍然可以得到與國家貧困線測度的相同結(jié)論，表明前文得到的實(shí)證結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

前文的分析中，盡管使用了國際貧困線進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但分位數(shù)回歸的分析僅得到了兩個(gè)分位點(diǎn)的結(jié)果，雖然可以反映既定貧困線標(biāo)準(zhǔn)下貧困戶與非貧困戶的收入差距及比較，但并不能全面描述在貧困線不斷變化的情境下各社會(huì)資本變量對(duì)農(nóng)戶人均純收入邊際貢獻(xiàn)的變化情況?；诖?，圖4描述了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與和社會(huì)信任三個(gè)核心解釋變量在農(nóng)戶全部收入分位點(diǎn)上的邊際貢獻(xiàn)的變化情況。圖4顯示，三個(gè)圖形均顯示為非線性波動(dòng)，但沒有呈現(xiàn)一致的變動(dòng)趨勢。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)收入的邊際貢獻(xiàn)隨著分位數(shù)不斷增加逐步減少，意味著社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)于貧困戶或低收入戶的邊際貢獻(xiàn)更大。隨著分位數(shù)的增加，社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)隨著收入的提高而緩慢增加，而社會(huì)信任呈下降趨勢但極其緩慢，導(dǎo)致高收入分位點(diǎn)和低收入分位點(diǎn)對(duì)應(yīng)的邊際貢獻(xiàn)的差異不顯著?？梢?，全分位數(shù)的回歸結(jié)果與前文的主要結(jié)論基本一致，進(jìn)一步證明了前文所得結(jié)論具有穩(wěn)健性。

此外，為了進(jìn)一步支持前文的主要發(fā)現(xiàn)和結(jié)論，本文還做了一些其他的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，例如將被解釋變量替換為農(nóng)村家庭人均純收入的絕對(duì)數(shù)，建立標(biāo)準(zhǔn)的眀瑟方程;將區(qū)域控制變量改為按省份進(jìn)行控制等，這些均未改變前文的結(jié)論。

（四）基于區(qū)域差異的回歸分析

社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入的邊際貢獻(xiàn)通常受到市場化程度的影響[21]?？紤]到我國地域廣闊，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，市場化程度存在明顯的差異，我們需要進(jìn)一步考察社會(huì)資本各維度對(duì)農(nóng)戶收入的影響是否存在區(qū)域性差異。表6為基于區(qū)域差異的分位數(shù)回歸結(jié)果及系數(shù)顯著性差異檢驗(yàn)⑦，分析可見：（1）從收入增長視角看，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)貧困戶收入的邊際貢獻(xiàn)最大的是西部地區(qū)，其次是中部和東部地區(qū)。社會(huì)參與對(duì)貧困戶收入的邊際貢獻(xiàn)最大的是東部地區(qū)，其次是中部和西部地區(qū)。社會(huì)信任對(duì)貧困戶收入的邊際貢獻(xiàn)最大的是東部地區(qū)，其次是中部地區(qū)，西部地區(qū)不顯著。我們嘗試給出一些可能的解釋：第一，東部和中部地區(qū)市場化程度較高，勞動(dòng)力市場制度更加健全，農(nóng)村勞動(dòng)力對(duì)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的依賴較弱，而西部地區(qū)市場化程度較低，農(nóng)村勞動(dòng)力更需要通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)來幫助其找到提高收入的機(jī)會(huì)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一類社會(huì)資本也可以被稱作“窮人的資本”[12]。第二，東部和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)組織在制度建設(shè)方面更加完善，因此對(duì)貧困戶收入的正效應(yīng)比西部地區(qū)更顯著。第三，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東中部地區(qū)，更高的專業(yè)化所增加的陌生人之間的交易更需要社會(huì)信任的作用[36]。（2）從收入差距視角看，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)縮小收入差距的作用充分體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，在中部和西部地區(qū)均不顯著。社會(huì)信任僅在中部地區(qū)顯著，而社會(huì)參與并沒有存在相同趨勢，無論在任何區(qū)域都無法縮小農(nóng)戶的收入差距。

以上結(jié)論表明，在不同區(qū)域，社會(huì)資本各維度產(chǎn)生的減貧效應(yīng)并不一致。若僅考慮收入增長，東部地區(qū)應(yīng)重視社會(huì)參與和社會(huì)信任，中部地區(qū)重視社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任，西部地區(qū)著力于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。在立足于縮小收入差距時(shí)，東部地區(qū)需要重視社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，中部地區(qū)需要重視社會(huì)信任。

五、結(jié)論

從現(xiàn)在到2020年是我國全面建成小康社會(huì)的決勝時(shí)期，也是徹底解決農(nóng)村貧困問題的關(guān)鍵時(shí)期。文章基于中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2016年的農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，基于收入增長和收入差距縮小的雙重視角，采用分位數(shù)回歸方法比較分析了社會(huì)資本異質(zhì)性對(duì)農(nóng)戶貧困的影響及其變化趨勢，得到如下研究結(jié)論：

1.2010-2016年間，盡管我國農(nóng)村地區(qū)的貧困問題有所緩解，而這一趨勢主要受益于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長所帶來的農(nóng)戶收入增長，農(nóng)村地區(qū)仍然面臨著收入差距較大的現(xiàn)實(shí)。鑒于此，農(nóng)村地區(qū)扶貧政策在促進(jìn)農(nóng)戶收入增長的同時(shí)，應(yīng)側(cè)重于解決收入分配不均問題，從而改善收入不平等的狀況。此外，與非貧困戶相比，貧困戶在社會(huì)資本等方面的稟賦嚴(yán)重不足，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與和社會(huì)信任所體現(xiàn)出來的社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶收入具有顯著的正向作用，表明農(nóng)村貧困戶易于出現(xiàn)“馬太效應(yīng)”而陷入“貧困陷阱”。鑒于此，政府在農(nóng)村的扶貧工作中應(yīng)特別關(guān)注貧困戶社會(huì)資本的積累和提升。

2.就收入增長看，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)參與和社會(huì)信任是提升農(nóng)戶收入水平的關(guān)鍵性因素，可以顯著降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率。就收入差距縮小看，貧困戶通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提高家庭的非農(nóng)業(yè)收入，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)貧困戶收入的邊際貢獻(xiàn)更大，因而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以有效縮小與非貧困戶之間的收入差距;而社會(huì)參與和社會(huì)信任在縮小農(nóng)戶收入方面無法產(chǎn)生同樣的效果。此外，社會(huì)資本各維度對(duì)家庭收入影響的變化趨勢不同。隨著收入水平的不斷提升，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)收入的邊際貢獻(xiàn)逐漸減弱;社會(huì)參與的影響隨著收入的增加而緩慢上升，社會(huì)信任則緩慢下降。以上結(jié)論均通過了內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.就區(qū)域差異來看，社會(huì)資本各維度的減貧作用與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場化程度存在緊密聯(lián)系。一些社會(huì)資本與市場制度間存在著一定的替代作用[37]，而另一些社會(huì)資本和市場制度也可能是互補(bǔ)的[38]。從收入增長來看，社會(huì)參與和社會(huì)信任所體現(xiàn)的社會(huì)資本對(duì)貧困戶收入的邊際貢獻(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的東部和中部地區(qū)較強(qiáng)，在西部地區(qū)較弱，甚至不顯著。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)貧困戶收入的邊際貢獻(xiàn)在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)較強(qiáng)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的中部和東部地區(qū)較弱。從收入差距縮小看，社會(huì)資本各維度對(duì)農(nóng)戶收入差距的影響并不一致。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下建議：第一，未來政府開展農(nóng)村扶貧工作不僅要關(guān)注農(nóng)民的收入增長，更應(yīng)側(cè)重于緩解收入分配不均，縮小農(nóng)戶之間的收入差距。第二，注重不同類型社會(huì)資本的培育，通過構(gòu)建不同群體間的交流平臺(tái)使貧困戶進(jìn)行充分的信息溝通，拓展其社會(huì)網(wǎng)絡(luò);鼓勵(lì)民間合作組織的發(fā)展，為貧困戶參與非農(nóng)就業(yè)提供便利條件。政府可以組織農(nóng)戶之間形成互幫小組，構(gòu)建和諧的社區(qū)環(huán)境，加強(qiáng)農(nóng)戶之間交流、學(xué)習(xí)及互利，增進(jìn)農(nóng)戶之間的信任程度。第三，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)和市場化程度發(fā)展不平衡的現(xiàn)實(shí)下，各地區(qū)應(yīng)從自身特征和稟賦差異出發(fā)，因地制宜地采取具有針對(duì)性的扶貧政策，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧[39]。

注釋：

① 根據(jù)世界銀行2013年4月17日發(fā)布的《世界發(fā)展指標(biāo)》顯示，1981-2008年，中國貧困人口由8.35億減少到1.73億，減少了6.62億，貧困率由84%下降到13%;極度貧困人口占世界極度貧困人口總數(shù)的比例從1981年的43%下降至2010年的13%。

② 20世紀(jì)80年代，以華盛頓為基地的機(jī)構(gòu)——國際貨幣基金組織、世界銀行、泛美開發(fā)銀行和美國財(cái)政部——為發(fā)展中國家開列了一系列改革處方，主張自由化、私有化、削減社會(huì)福利，這就是華盛頓共識(shí)（Washington Consensus）。華盛頓共識(shí)堅(jiān)信滴漏經(jīng)濟(jì)學(xué)（trickle down economics），即增長所帶來的經(jīng)濟(jì)利益會(huì)自動(dòng)在社會(huì)各階層擴(kuò)散開來，增長能自動(dòng)消除貧困;因此主張?jiān)诮?jīng)濟(jì)發(fā)展過程中不給貧困階層、弱勢群體、落后產(chǎn)業(yè)和貧困地區(qū)特別的優(yōu)惠，而是由優(yōu)先發(fā)展起來的群體或地區(qū)通過增加消費(fèi)、創(chuàng)造就業(yè)等途徑惠及貧困階層或地區(qū)，帶動(dòng)其共同發(fā)展和富裕。

③ 絕對(duì)貧困線源于國家統(tǒng)計(jì)局歷年《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報(bào)告》;相對(duì)貧困線采用國際常用的做法，將相對(duì)貧困線設(shè)定為農(nóng)村人均可支配收入中位數(shù)的60%;2015年世界銀行將國際貧困線標(biāo)準(zhǔn)由一人一天1.25美元提升至1.9美元，高貧困線為3.1美元。這里的貧困發(fā)生率和后文的基尼系數(shù)都是根據(jù)CFPS2010-2016的樣本數(shù)據(jù)測定而來。

④ 為了保證結(jié)果可比，歷年的人均純收均為2010年不變價(jià)格的人均純收入，源自CFPS2010-2016的樣本數(shù)據(jù)。

⑤ 滯后一期變量選自CFPS2014的數(shù)據(jù)。

⑥ 由于本文的研究目標(biāo)是從收入增長和縮小收入差距視角來探討社會(huì)資本的減貧效應(yīng)，因此本部分和下文沒有從貧困發(fā)生率角度開展實(shí)證分析。

⑦ 以國家相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)為例。其余貧困線的結(jié)果和該結(jié)果呈現(xiàn)一致性規(guī)律，限于篇幅，這里不進(jìn)行報(bào)告。

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