社会资本是穷人的资本吗？——基于中国农户收入的经验证据，本文主要内容关键词为：资本论文,农户论文,中国论文,穷人论文,证据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
自从Bourdieu(1983)、Coleman(1990)和Putnam等(1993)等人先后提出并发展了社会资本概念以来，社会资本在经济发展尤其在农村发展中的作用日益得到重视。许多研究发现社会资本能够在减少贫困或改善收入分布方面发挥作用(Knack and Keefer，1997；Grootaert et al.，2002；Abdul-Hakim et al.，2010)，更有研究认为穷人的回报更高、有利于穷人减轻贫困，因而提出社会资本是“穷人的资本”的假说(Grootaert，1999；Woolcock and Narayan，2000；Grootaert，2001)。不过，也有文献不支持这种说法。譬如，Gertler等(2006)最早提出质疑，并验证了对遭受意外负向冲击的家庭，社会资本并不能够平滑其消费；赵剑治、陆铭(2010)发现社会网络有扩大农户收入差距的作用；而Cleaver(2005)则发现社会关系、集体行动和地区组织不断将穷人结构性地排除在外，穷人并不能依靠社会资本来减轻贫困。从内涵上理解，“穷人的资本”强调了社会资本对穷人或贫困地区特别有利。这可以基于穷人和富人之间社会资本的拥有量和功能的比较来检验，而且应该从减少贫困、收入、信贷、保险、就业、可持续发展等多方面进行。不过，核心仍然应该是收入差距的缩小问题，因为以上各方面都是以收入为中心的。如果穷人拥有更多的社会资本或者拥有更大的社会资本回报率，社会资本才能成为减少贫富之间收入差距的一种力量。现有文献对这个问题的检验仍然是缺乏的，而对这一问题的研究有助于理解社会资本的运行机制，也有助于扶贫政策的改进。
本文使用中国家庭收入调查(CHIPS2002)的农村家庭和行政村数据，从社会资本的存量和回报率两个渠道检验了社会资本收入差距的作用。与既有的研究相比，本文不同之处在于：首先，本文分析了中观村级和微观家庭社会资本的多个维度并构建了综合指数，包含了社会资本的核心要素——信任、网络和合作规范；其次，描述了社会资本在不同收入群体间的分布，在99个分位点上进行分位数回归并首次获得了较为完整的社会资本回报率分布特征；第三，首次检验了社会资本的作用是否随着地区收入水平的上升而减弱，并区分了市场化水平和收入水平的提高对社会资本作用变化的不同影响。本文利用分位数回归减轻异常值影响，分析处理了交互项引致的严重多重共线性问题，并使用了不同的分组标准，结论更为稳健。本文的研究几乎没有发现支持该假说的证据，反而倾向于证伪该假说：低收入农户在社会资本的拥有量和回报率两方面都低于高收入农户，从地区差别来看也有利于富裕地区农户，可见社会资本是拉大农户收入差距的因素。本文对这种收入差距来源的进一步分解，有利于更深入理解社会资本的作用机制。
二、文献评述和假设
近年来，不断有文献发现社会资本在贫困地区或人群中起多方面的积极作用。这些文献的分析视角有的来自宏观方面①，但更多来自微观。比如，增加穷人收入(Grootaert，1999，2001；Ishise and Sawada，2009；叶静怡、周晔馨，2010)、减少贫困发生率(张爽等，2007)、抵抗自然灾害的负向冲击以平滑消费(Carter and Maluccio，2003)、使穷人更方便地获得信贷并降低信贷成本(Bastelaer，2000)、保护产权(Peng，2004)等等。这些文献更多是关注社会资本是否对穷人有用，只有少数文献关注社会资本是否对穷人更有利，或者是否能够缩小收入差距(Grootaert，1999，2001；Grootaert et al.，2002；赵剑治、陆铭，2010)。
由于社会资本对穷人可能特别有利，或者能够在正式制度缺失的情况下发挥作用，在传统农村社会能够缓解贫困，从而被Grootaert(1999，2001)和Woolcock和Narayan(2000)等人认为是“穷人的社会资本”，这一说法从内涵上特别强调了社会资本对穷人或贫困地区的特殊作用。世界银行的研究报告认为，穷人的家庭社会资本可以集中粮食、信贷、小孩照顾等资源，用来抵抗诸如健康、恶劣天气、政府削减投资等冲击；是否拥有非正式关系，不但使贫困的人们能够创立小型的企业和增加收入，还常常意味着生存与绝望之间的差别②。Grootaert使用分位数回归(Quantile Regression)分析发现，社会资本的回报率在几个收入分位点上随着分位的提高而降低(Grootaert，1999)，在最低收入群体(0.10分位)中的回报是最高收入群体(0.90分位)的两倍，Probit分析发现社会资本的确降低贫困概率，小土地所有者的社会资本回报率也高于大土地所有者(Grootaert，2001)，因此Grootaert认为社会资本是“穷人的资本”。Grootaert等(2002)对布基纳法索(Burkina Faso)农村的研究进一步发现，社会资本的分布比其他资本更平均③，因此对穷人相对有利，社会资本回报率对穷人或那些拥有更少土地的人而言更高。从另一方面看，如果社会资本对贫困地区更有利，而且其作用随着地区收入水平的上升而下降，也说明社会资本是有助于减少地区间相对贫困的。
Grootaert提出了一个非常有趣而且重要的问题，但这个假说也引起了争议。Gertler等(2006)利用印度尼西亚家庭层面的纵向数据(longitudinal data)，估计了未及预料的负向健康冲击下社会资本对家庭消费能力的保险作用，但是没有发现社会资本保证消费水平的证据，从而最早对Grootaert(1999，2001)提出质疑。陆铭等(2010)也发现，互助、公民参与和信任并不能帮助家庭抵御自然灾害和实现平滑消费，他们的解释是，随着市场化进程的深入，社会资本分担风险的作用下降了。进一步地，他们认为Grootaert仅仅对社会资本的回报在不同收入分位人群中的差别做了比较，而没有计算社会资本对于收入差距指标的影响，因而不能证明社会资本就是“穷人的资本”。赵剑治、陆铭(2010)发现社会“关系”有扩大收入差距的作用，其对收入差距的贡献达到12.1%～13.4%；在市场化和经济发展水平更高的中国东部地区，社会网络对于家庭收入的回报不但没有减弱，反而得到了明显的增强，使得社会网络对于农村居民收入差距的贡献更高。他们还根据收入进行五等分组，发现高收入组别的社会网络回报率显著地更高。Grootaert(1999，2001)的研究也表明社会资本在群体中的分布与收入存在正相关关系，说明社会资本对高收入人群可能也很有利，这削弱了他关于“穷人的资本”论点的说服力。
上述的经验分析存在着分歧，但着眼点在本质上是相通的，需要进一步的检验。Grootaert(1999，2001)主要从回报率上提出该观点，那些不支持其结论的文献则从收入差距和对穷人是否有用上来分析。进一步的分解可知，社会资本能否缩小收入差距，实际上可以从穷人能否通过社会资本得到更多的经济回报，即从资本的拥有量乘以回报率的视角来分析。尽管有不少文献证明社会资本对穷人有正向的收入回报，但如果不进行各种收入水平下的社会资本拥有量和回报率的对比，是难以得出社会资本是“穷人资本”结论的。虽然村庄社会资本对农户家庭收入有很大程度的、可信的正面影响(Narayan and Pritchett，1999)，但农户内部也有贫富差别，在社会资本拥有量相等的条件下，如果穷人的回报率比富人更高，那么社会资本的确能够起到减少收入差距的作用，从而具有“穷人的资本”的特征。社会资本的隐含保险功能也是一种回报，但比较间接。如果它对穷人完全不能起到消费平滑或其他保险功能，则类似于回报率为零。这种对社会资本作用的分解思路正是著名社会学家Lin(2001)所提出并强调的：社会资本不平等对收入不平等的影响主要通过两个渠道——资本欠缺(capital deficit)和回报欠缺(return deficit)。资本欠缺主要指由于投资和机会的不同导致不同群体拥有不同质量和数量的资本。穷人是否存在社会资本的资本欠缺，其实就是社会资本拥有量在不同收入群体中的分布问题。回报欠缺是指由于群体间动员策略、行动努力或制度性反应的不同，而引起的一定量社会资本对于不同的个体产生不同的回报。穷人是否存在社会资本的回报欠缺，其实就是社会资本回报率在不同收入群体中的分布问题④。
为了检验“社会资本是穷人的资本”这一命题是否成立，我们需要从相关文献中提炼出两对待检验假设。首先，穷人和富人的社会资本孰多孰少？一方面，社会资本产生于相互性社会作用，具有时间密集型的特点。和富人相比，穷人的时间机会成本更低，拥有的金融资产和物质资本更少，因而穷人可能更依赖社会资本，因此可能在某些社会资本的拥有量如社团、组织参与方面具有一定的优势(Collier，2002)。另一方面，穷人在社会资本的积累方面也具有多方面的劣势：第一、社会资本也是需要投资的，如关系、网络社会资本，显然，穷人缺乏相应的投资能力。第二、在社会资本形成的社会性相互作用中，知识外部性的作用机制是模仿和共享。模仿是降低贫困程度的有力武器，但是穷人在模仿高收入者方面存在一定的障碍。共享的作用是互惠的，因此，在富人建立私人信息共享的过程中存在排挤穷人的倾向。第三、社会资本通过重复交易减少机会主义行为，但是重复交易的一个作用是排除新的进入者，这对穷人也不利(Collier，2002)。基于上述正反两方面分析，可归纳出下面的待检验对立假设。
假设1：
：穷人和富人拥有的社会资本数量相等。
：穷人拥有更少的社会资本。
其次，穷人和富人的社会资本回报率孰高孰低？一方面，社会资本作为一种投入要素或作为一种资本(Narayan and Pritchett，1999)，应该也服从边际产出递减这一普遍规律，如果穷人拥有的社会资本更少，那么相对富人而言，穷人的社会资本有可能会有更高的回报率。而且，社会资本是通过规则和规范来实现集体行动，这类社会资本可能对穷人更有利，因为穷人投资于其他替代物的能力更低，于是更多地依赖于社会的规则和规范(Collier，2002)。另一方面，按照达高性、异质性和广泛性来测量，穷人缺乏高质量的社会资本(Lin，2001)，穷人能够获取和动用的社会资源劣于富人(Lin，1999)，因此社会资本对穷人的回报低于富人的回报也是有可能的。两种相反方向的力量叠加后，到底哪方面起主导？以上问题也需要用经验研究来回答，因此本文提出下面的待检验假设。
假设2：：穷人和富人的社会资本回报率相等。
：穷人的社会资本回报率更低。
现有经验研究可以从两方面加以完善。首先，相关文献对社会资本测量范围较狭窄，一般只考虑了家庭层次，对集体层次的村级社会资本关注较少，综合指标也有待改进。Grootaert(1999，2001)使用农村居民的当地社团身份特征(memberships in local associations)来表征社会资本，Grootaert等(2002)又增加了一个新的指标⑤，这些指标均集中考察社团因素的影响。在中国，尤其在中国农村地区，社团是相对缺乏的，如果只研究这个维度，可能有失偏颇。赵剑治、陆铭(2010)的社会资本测量则基于社会网络⑥。Grootaert(1999，2001)和Grootaert等(2002)使用“社团的密度”、“内部异质性”和“决策的实际参与”3个维度的交叉项来构建社会资本综合指数⑦，这种构造方法的一个后果是各维度在综合指数中的权重会受其量纲(scale)的影响。其次，相关文献在趋势分析、分组方法和代理变量选取等方面尚欠稳健。Grootaert(1999)和Grootaert等(2002)在5个分位点、Grootaert(2001)甚至只在0.10和0.90两个分位点进行分位数回归分析，在存在某些异常值的情况下，仅仅几个分位还不能稳健地说明趋势确实存在——尽管这些分析突破了以往研究将社会资本的影响平均化的局限，从而有利于深入研究社会资本对异质性人群的不同影响。赵剑治、陆铭(2010)尝试将人群根据其收入分为5等分组，但是按收入进行等分分组可能导致各组观测值的个数差异很大⑧，不如分位数分组合理。Grootaert(1999，2001)以消费量作为收入的替代变量，尽管是常常使用的方法，如Narayan和Pritchett(1999)等，但在边际消费倾向递减的条件下，消费和收入之间并不是线性关系，而且消费本身也有刚性，结论的稳健性还有待商榷。同时，消费还可能受到社会资本的平滑作用影响(Carter and Maluccio，2003)，在这种情况下，如果用消费量作为收入的替代变量，就更难以识别社会资本对收入的回报率。
本文利用CHIPS2002数据，以中国农村家庭为研究对象，对提出的两组对立假设进行检验。本文和既有文献不同之处在于：(1)同时分析了集体(村级社区)和个体(微观家庭)两个层面的社会资本，并用基于主成分的因子分析方法消除了量纲的影响，得到更合理的社会资本综合指数，在改进了农户社会资本测量的基础上进行检验；(2)在99个分位点上的社会资本回报率的分位数回归结果基础上更稳健地估计了回报率随收入水平的变化趋势；(3)检验了社会资本的作用是否随着地区收入水平的上升而减弱，并区分了市场化水平和收入水平的提高对社会资本作用变化的不同影响。本文利用的分位数回归减轻了异常值影响，并采用了不同的分组标准，对交叉项的多重共线性进行了处理，结论具有较强的稳健性。
本文的余下部分结构如下：第三部分简要地对数据进行了描述；第四部分讨论了社会资本在不同收入分位上的分布；第五部分分析了社会资本的收入回报率在不同收入水平上的分布特征；第六部分讨论社会资本作用是否随着地区收入水平而变化；第七部分进行稳健性讨论；最后部分为结论。
三、数据来源和变量描述统计
本文使用中国家庭收入调查(CHIPS2002)的农村家庭和行政村数据，该调查由中国社科院组织，使用的抽样框是国家统计局进行农村住户调查的一个子样本，其中村级问卷由村干部填写。该农村数据覆盖了22个省级行政区(省、自治区、直辖市)⑨，包括从961个行政村中抽样的9200个家庭，共37969个农民。该数据的一个亮点是对社会资本有着丰富的度量，包含的村级社会资本和家庭社会资本变量特别丰富，非常符合本文的研究目的。另外，该数据涵盖东、中、西部经济和社会发展差异很大的省份，有利于分析随着收入水平和市场化的深入社会资本回报率以及拥有量等研究对象的变化情况。22省(自治区、直辖市)农户纯收入基尼系数达到0.36，接近0.40这个国际“警戒线”，反映出农村内部有较大的收入差距⑩。
社会资本可以从宏观、中观和微观来划分，按其包含的核心内容又可定义为“社会组织的特征，诸如信任、规范以及网络”(Putnam et al.，1993)。本文研究的影响农户收入的社会资本因素，包含了中观社区(村级)和微观家庭两个层面。村之间一般来往不多，异质性可能比较强，因此作为中观层面的村级社会资本可能具有重要的意义。村庄层面的社会资本(villsc)使用村级的关系融洽程度表征，这和佐藤宏(2009)的测量是一致的，并接近Putnam等(1993)定义的信任。对家庭层面的社会资本，本文使用家庭间的互惠、合作规范和家庭的社会网络来表征。前者包括家庭的亲戚、朋友和邻居的送礼支出(scinvest)、村里亲邻帮工时间(helpfarm)，后者包括家庭是否有在城市生活或当干部的亲戚来代表社会网络异质性(citynet)，以及农户参加的经济组织种类数量(sc_org)。网络的异质性更能体现网络社会资本的质量(边燕杰，2004)，而参加的经济组织对于合作和信息互动可能有良好的作用(11)。相关变量的含义和描述统计见表1。
我们对上述多个社会资本维度进行了基于主成分的因子分析，使用Thomson(1951)回归方法计算因子得分(12)，按照所有因子的方差贡献率进行加权，得到社会资本综合指数(index)，计算公式为：
其中n为保留的因子个数，
为第i个因子的方差贡献率，
为第i个因子的因子得分。
图1 totalinc和index的联合分布密度图
四、穷人拥有更多的社会资本吗？
从图1的分布密度来看，社会资本综合指数(index)和家庭的年总纯收入(totalinc)的分布都相当不均匀。综合指数(index)的均值为0，标准差为0.45，主要集中在±1之间，但是也有高达5.48或低达-1.68的极端值(13)。年总纯收入(totalinc)均值为10697.82元，标准差为8588，主要集中在0到20000之间，但也有收入低至-1133元(14)，高达139458元的。从图1可以看到，虽然家庭总收入和社会资本指数都有一定程度的集中，但是分布范围非常广，在右边有长长的拖尾，说明社会资本和收入都有相当程度的不平等。按照收入分位进行分组，更适合区分不同收入层次的人群，因此我们用收入的主要分位点划分几个分位区间，然后算出各分位区间的社会资本均值，以分析穷人在各个指标上是否有优势。将相关数据进行二次曲线拟合并标出95%的置信区间，可以更直观地看出社会资本在各个区间的变化规律，如图2(15)。
从图2可见，除了全家村里亲邻帮工天数(helpfarm)这个维度，社会资本的其余维度均和收入水平呈显著的正相关关系。社会资本总指数也和收入呈正相关关系。亲邻帮工天数和收入呈现负相关关系，原因可能在于农户的收入往往随着非农化的发展而提高，因此以农业帮工表征的传统社会资本在随着收入水平上升而减少，也就是穷人拥有更多的这种社会资本。从表2的相关性分析可见，不论社会资本对收入本身还是对收入分位点，从图2得出的结论仍然成立，而且很显著。只有家庭社会资本投资(scinvest)的显著性低，其余均达到0.10显著性水平，绝大部分达到0.01的水平。以上分析表明，某些种类或者维度的社会资本确实在穷人中更多，但社会资本在总体上是有利于富人的。我们在图2的拟合中排除了0.01和0.99分位上的点，在前面的相关性分析中并没有排除收入的极端点，但是前后结论一致，表明分析是稳健的。因此我们拒绝假设1的H[，0]，而接受H[，1]，认为穷人拥有更少的社会资本。
图2(a)
图2(b)
图2(c)
图2(d)
图2(e)
图2(f)
注：阴影部分为95%的置信区间。
五、穷人的社会资本回报率更高吗？
本文设定的回归模型如方程(1)和(2)，其中被解释变量是家庭总纯收入(totalinc)(16)，分析的重点是关键变量村级社会资本(VSC)、家庭社会资本(FSC)以及社会资本指数(index)的经济回报率。模型还控制了现有文献中影响中国农村居民收入的重要变量(Morduch and Sicular，2000，2002；Andrew G.，2002；Wan，2004；Wan et al.，2006)，包括家庭的物质资本、人力资本、政治资本等家庭特征(F)，村庄的人力资本水平、人均收入水平、初始条件和地势等村庄特征(V)，并使用省级虚拟变量(Z)控制了省级的固定效应。
分位数回归是一种基于因变量的条件分布来拟合X线性函数的回归模型，是对OLS均值回归的拓展。Bassett和Koenker(1978)及Koenker和Bassett(1978)发展了因变量的分位数估计理论，Bloomfield和Steiger(1983)将求取最小绝对偏差(Least Absolute Deviations，LAD)之和的问题视为计算回归分位数时的线性规划问题，并对估计过程做了详尽阐述。OLS回归只能描述自变量X对于因变量y局部变化的影响，分位数回归更能精确地描述自变量X对于因变量y的变化范围以及条件分布特征的影响，以及X对y的每一个局部的影响。它能够捕捉分布的尾部特征，当自变量对不同部分的因变量的分布产生不同影响时，例如出现左偏或右偏的情况时，它能更加全面地刻画分布的特征，从而得到全面的分析。qth分位的回归估计系数通过寻找使得下式最小化的
得到：
作为基于因变量的分布进行的回归，分位数回归可以得到更丰富的信息，因此在对收入和劳动力市场的研究中具有特别的优势，这不同于只对因变量的均值进行回归的OLS和其他基于OLS发展出来的均值回归方法。在本文的研究中，通过在0.01～0.99分位上进行99次分位数回归，得到在不同收入分位上社会资本各个维度及综合指数回报率的分布，从而可以比较穷人和富人社会资本的经济回报率的特征。我们使用Efron(1979)提出的bootstrap重复抽样技术，这是一种只依赖于给定的观测信息，而不需要其他假设和增加新的观测的统计推断方法。我们在每个分位进行回归时均做500次重复抽样，以增强估计、推断的效能。
经检验，社会资本各维度之间相关系数绝对值最大的仅为0.089，社会资本各维度以及综合指数和各个控制变量之间相关系数绝对值最大的仅为-0.1421(17)，而对方程(1)和(2)进行OLS回归发现社会资本各维度的方差膨胀因子(VIF)都很小，均在1.10以下，因此可以排除社会资本变量受到多重共线性影响的可能。值得一提的是，分位数回归在弱随机性下比OLS更能保持一致性，回归模型具有很强的稳健型(Cameron and Trivedi，2005)。
图3描绘了农户社会资本的各个维度和综合指数在99个收入分位上的回报率分布和相应的显著性水平p值(18)。我们对不同分位估计的99个回归系数进一步做二次曲线拟合，使趋势更明显。相对于研究少数几个分位回报率的文献，这种分析更为稳健。分析发现，尽管显著性程度不同，社会资本的各个维度和综合指数基本上呈现随着分位升高而上升的趋势。
图3(a) villsc、scinvest的回报率和显著性
图3(b) helpfarm、sc_org的回报率和显著性
图3(c) citynet、index的回报率和显著性
注：图3的(a)(b)(c)每组图中，上面两个图是关于回报率的，下面两个图则是对应的显著性。每个回报率图中，散点标注了在99个分位点的回归系数，曲线是散点的二次拟合曲线，阴影部分为95%的置信区间，横线标注了作为均值回归的OLS不变的回归系数，中间的垂直线表示0.5分位，可以据此找到中位数回归的系数。显著性水平图中，散点标注了在99个分位点的回报率对应的显著性水平，三条横线由下而上分别标注了0.01，0.05和0.10的p值显著性水平。抽样方法均为500 bootstrap。
从图3可见，村庄社会资本(villsc)的回报率是随着收入递增的，在0.15分位以后的82个分位点上都达到0.05的显著性水平，总体上很显著，因此，我们可以确信村庄社会资本的回报率是有利于富人的。村级社会资本对同村穷人和富人基本是相同的，但是回报率却不同，说明富人能够更好地利用集体社会资本，使他们的物质资本和人力资本充分发挥作用。参加经济组织的种类数(sc_org)的显著性达到0.10的有53个点，达到0.15的有71个点，可以比较有把握地认为，参加经济组织的回报率随着收入水平呈显著上升趋势。富人参加经济组织，在组织中可能有更大的发言权，而且能够使自己的物质资本和人力资本充分发挥作用，因此，对收入的正向作用比穷人大。城市网络社会资本(citynet)的回报率也呈上升趋势，有71个分位点的显著性达到0.10，在0.30分位后都很显著，因此可以认为城市网络社会资本的回报率呈显著上升趋势。这可能是城市网络社会资本可以提供更多的非农就业和创业机会，使得富人的物质资本和人力资本更好地发挥作用，而穷人在这方面不具备优势；也可能是穷人的网络社会资本质量低，提供的非农就业和创业机会少，而且层次较低。
有两个维度的回报率整体上不显著。一个是家庭年礼金支出(scinvest)为代理变量的乡村社会网络，其回报率的分布呈U型，而且非常不显著：在低收入中较高，然后减低到0.40分位，0.40～0.60分位基本处于一个平台，而0.80分位后又进一步上升，在最高的几个分位上，回报率要么特别高，要么特别低。如果不分析趋势，只是根据几个主要分位点的回报率而得出“穷人的资本”的结论，则显得比较草率。另一个是家庭的村邻帮工时间(helpfarm)，其回报率呈明显的上升趋势，但只有两个分位点的p值达到0.10。
除了家庭年礼金支出(scinvest)和村邻帮工时间(helpfarm)不显著，其他社会资本维度的回报率随收入水平上升的趋势比较显著，进一步利用综合指数来分析是必要的。从图3(c)可见，社会资本指数的回报率在各个分位上均为正，说明整体而言社会资本对家庭收入有正面的作用。二次曲线拟合进一步发现，社会资本回报率随着收入分位的提高而上升，有67个分位点的显著性达到0.10。因此，对社会资本指数回报率的估计结果倾向于拒绝假设2的H0而接受H1，即认为穷人的社会资本回报率更低。尽管总的趋势是上升的，但并非直线上升，在某些收入水平位置可能会相对左右两边的分位都更低一些。因此，如果仅仅就少数几个分位的回报率来推断某种趋势，则可能像Grootaert(1999，2001)那样得出不稳健的结论。
六、穷人的资本欠缺和回报欠缺是否随地区收入水平而变化？
作为一个发展中的大国，中国各地区收入水平的差异较大，但是制度、文化和语言等环境相似，这正好为我们提供了一个难得的研究环境——既可以考察随着农村整体收入水平的提高，农户社会资本的拥有量和回报率是否也随之变化，又可以避免在跨国比较时面临的数据不可比的问题。由于缺乏面板数据，我们不能控制时不变(time-constant)的不可观测异质性(unobservable heterogeneity)，只能通过省虚拟变量来控制省的固定效应。本文使用《中国统计年鉴(2002)》中省级的2001年农民家庭人均收入来代表地区的农村收入水平，以收入的中位数(2301)为界限，将CHIPS2002涉及的22省份分为高收入组和低收入组(19)，分析不同收入地区的社会资本平均拥有量和回报率。
(一)不同收入水平地区的社会资本分布
由表3可见，富裕地区农户在社会资本3个维度上的拥有量更有优势，即村庄社会资本(villsc)、城市网络社会资本(citynet)和家庭年礼金支出(scinvest)，对综合指数(index)的拥有量也更大。例外的是，村邻帮工时间(helpfarm)和农户参加的经济组织种类数量(sc_org)在低收入组显著地更高。这可能是贫困地区的农业活动比例较大，所以相互的农业帮工也相对较多。农民家庭人均收入和市场化程度之间为正相关(20)，进一步分析发现农户参加的经济组织种类数量(sc_org)在低市场化地区显著高于高市场化地区，这也可能和市场化过程中合作社规模的扩大和小规模经济组织数量的减少有关。从综合指数来看，本文的上述分析仍然倾向于拒绝假设1的而接受，即贫困地区农户的确有社会资本欠缺现象。
注：“社会资本的分布”一栏中，p值为高收入和低收入地区之间t检验的显著性水平。“社会资本的回报”一栏中，p值均为交互项的显著性水平。以上一系列回归所用方法均为OLS，因变量均为totalinc，控制变量均为：Inland，fixasset，edulab，lbrnum，labor100，cpc，suppratto，electr1，…，electr4，locate1，locate2，eduvillg，incomvill，provl，…，prov21，不同之处在于加入分组的虚拟变量和社会资本的各个维度(villsc，scinvest，helpfarm，sc_org，citynet)或者社会资本综合变量(index)。使用OLS是为了方便检查由交叉项带来多重共线性是否严重，相应的VIF(方差膨胀因子)是否合理。
(二)不同收入水平地区的社会资本回报率
下面检验社会资本回报率在不同收入水平的地区之间是否有所不同。如果仅仅根据收入水平定义虚拟变量，然后按照虚拟变量分组分别进行回归，再比较得到的两组回归系数，并不能说明在不同分组之间的回报是否有显著的区别。只有进一步将分组虚拟变量和社会资本相关维度的交互项带入回归模型，看交互项的回归系数是否显著，这样才能够说明社会资本的回归系数在不同的哑变量分组间是否存在统计上的显著差异。结果见表3。
交叉项显著的维度有城市网络社会资本(citynet)、农户参加的经济组织种类数量(sc_org)和社会资本指数(index)，且都是在高收入地区的回报率更高。这说明随着收入水平的提高，农户的城市异质性网络和社会组织参与的收入回报率会更高，这些维度将成为拉开收入差距的一股力量，难以扮演“穷人资本”的角色。村庄社会资本(villsc)、家庭年礼金支出(scinvest)和村邻帮工时间(helpfarm)的交叉项都不显著。尽管在未进行对中处理前，村庄社会资本的回报率随着地区收入的提高而显著下降，似乎在一定程度上扮演了穷人资本角色，但是经过对中(Centering)处理后，大大降低了交叉项带来的方差膨胀因子，却非常不显著(关于对中处理，下一节将专门讨论)。家庭年礼金支出(scinvest)和村邻帮工时间(helpfarm)的回报率尽管也不显著，但随着地区收入的上升而上升，仍然不利于穷人。一系列证据基本上不利于穷人，因此，我们的分析倾向于拒绝假设2的而接受，即贫困地区农户的社会资本确有回报欠缺的现象，并没有表现出“穷人的资本”的特征。
(三)地区市场化水平和收入水平变化的不同影响
尽管中国市场化水平和农民家庭人均收入呈显著的正相关，也就是说市场化低的地区往往是贫困地区，但是两者也不能等同，更不一定呈线性关系。所以，分开考察也是必要的。有的文献使用东西部地区，而不是用收入水平和市场化水平来划分不同地区，有可能会模糊两者的区别。为了更清楚地考察在转型期的中国社会资本是否随着市场化进程而变化，本文使用省级市场化指数来对地区进行划分，并估计在不同市场化地区农户社会资本的拥有量和回报率(21)。本文度量市场化程度的数据来自《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告(2004年)》(樊纲、王小鲁，2004)中的2001年指数(22)，并使用滞后CHIPS2002数据一年的指标，即2001年的各省份市场化指数，目的是为了减轻市场化指数和收入水平之间可能存在的联立内生性。我们按照市场化指数大小，以均值(5.6)为界将22省份分为高低两组。本文还采用了其他分组标准，结论仍然稳健(24)。
就社会资本的拥有量看，村邻帮工时间(helpfarm)、城市网络社会资本(citynet)和经济组织种类数量(sc_org)在低市场化地区显著地更大，这部分也验证了Stiglitz(2000)的思想，即随着市场不断发展和深化，社会网络会遭受冲击和破坏并最终被某种“社会共识”(tacit knowledge)取代。但村庄社会资本(villsc)、家庭年礼金支出(scinvest)都是高市场化地区的农户拥有更多，而综合指数(index)则显示对高市场化地区的农户更有利。就回报率来看，村庄社会资本的系数在低市场化地区更高，说明随着市场化进程的发展，村级社会资本的收入回报作用可能在减弱，从而可能成为减少贫富差距的一种力量。从其他维度和综合指数来看，社会资本的回报在高市场化地区基本上是更高的，说明随着市场化进程的发展，社会资本在总体上不仅不能减轻贫困，还可能拉大贫富差距。尽管研究的因变量不同，但我们与张爽等(2007)、赵剑治、陆铭(2010)的结论含义是一致的。对比地区收入水平和市场化水平变化下社会资本的作用变化，本文发现两者对社会资本的影响并不相同，因此不能模糊收入水平和市场化水平的界限，这种区分是有必要的。
七、稳健性讨论
前面的回归中，我们已排除了社会资本各个维度和综合指数存在严重的多重共线性的可能，但交叉项和构建交叉项的变量之间往往有极高的相关系数(24)。处理多重共线性可以采取设法去掉不太重要的相关性变量的方法，或者在保留相关变量的要求下，可以使用岭回归、主成分(PCA)回归、一阶差分回归或“对中”(Centering)等方法。这些方法各有其缺点和适用情况(25)。本文关注交叉项的显著性，使用对中的方法来降低多重共线性比较适合。对中就是在创建交叉项之前先将相关变量减去均值。减去均值导致创建的新变量以0为中心分布，并且相关变量与交叉项的相关性会大大减弱。对中处理减小多重共线性，随后的拟合优度与未进行对中处理的拟合优度是一样的，常常(但并不总是)得到更精确的系数估计值(Hamilton，2006)。经过对中处理，本文相关变量的VIF均缩小到了可接受的范围。表3和表4都列出了经过对中处理的VIF和显著性，尽管大部分交叉项经过对中处理前后并没有变化(26)，但是某些交叉项显著性的确有了很大的改变，如表3中村庄社会资本(villsc)的交叉项，这说明如果不进行对中处理，也很可能得出不稳健的结论。
如果采用相近的分组标准却得出不同的结论，那么结论是不够稳健的。前面我们采用的是以中位数为界分为两组的方法，下面我们采用另一种分组标准，即将观测值分为3组，只对比高端组和低端组之间是否有显著差异，以进一步检验前面结论的稳健性。按照《中国统计年鉴(2002)》的省级2001农民家庭人均收入，以0.25和0.75分位为界(收入分别是2097.58和2751.34)，将22省份分为高中低3组，删去中间组，比较高低两组的平均社会资本存量和回报率。结果见表4。
社会资本的拥有情况在贫富之间的分布，在表3和表4是一致的。结果仍然拒绝假设1的H0而接受H1。社会资本的回报率估计中，综合指数在表3中显著，在表4中变得不显著，但仍然是有利于高收入组的。其余变量没有根本性的变化，和本文前面的结论基本一致。除了村级社会资本仍然有利于贫穷地区但并不显著外，其余维度在0.25分位以下最穷地区的回报均低于0.75分位以上最富地区，而且有两个维度即城市网络社会资本(citynet)和参加的经济组织种类数(sc_org)的交叉项是很显著的。证据再一次拒绝假设2的而接受。
八、结论
本文从资本欠缺和回报欠缺两方面对“社会资本是穷人的资本”这个假说进行了检验，并仔细讨论了结论的稳健性，结果没有发现支持该假说的证据，反而发现社会资本拉大收入差距：(1)低收入的农户普遍存在社会资本的资本欠缺和回报欠缺问题。穷人仅仅在个别维度拥有更多的社会资本，比如与农业相关的传统互助规范，在其他的维度以及在社会资本综合指数上都占劣势。尽管社会资本对农户收入有显著的正向回报，但回报率呈现随收入上升而上升的趋势。(2)低收入水平地区的农户存在社会资本的资本欠缺和回报欠缺问题。从总体上看，贫困地区农户的社会资本确有资本欠缺的倾向，尽管他们在个别维度上拥有更多的社会资本。从收入回报率来看，社会资本的各个维度和综合指数是随着地区收入上升而上升的，说明有利于富裕地区。
本文的发现和Grootaert观点不同。分歧的原因可能在于：一是变量选取的不同。本文选取的维度更全面，而且综合指数也去除了量纲的影响，Grootaert只是局限于农户参加组织的各种特征，而且没有去除量纲的影响。二是本文基于99个分位点的分位数回归结果并由此得出的趋势，比仅仅基于5个甚至两个分位点的分位数回归结果进行分析要稳健得多。三是Grootaert以消费作为收入的代理变量，而本文直接研究其对收入的影响。
由于资本欠缺和回报欠缺对穷人同时存在，从而社会资本成为拉大农村贫富间收入差距的一个因素，可见它至少在中国农户的经验证据中并非“穷人的资本”，而是“富人的资本”。这与研究收入差距文献的结论是一致的，但本文对这种差距来源进行的进一步分解有利于深入地理解社会资本的作用机制。缺乏物质资本和人力资本的贫困群体，不仅缺乏社会资本，而且社会资本的回报率也不如富裕的群体。如果说物质资本和人力资本主要是通过市场力量影响收入的话，那么社会资本这种非市场的力量对贫富差距的加剧更值得重视。这是本文在微观层面发现的，而在宏观管理上需要解决的一个重大问题。从人力资本和社会资本的关系来看，许多文献显示教育能增加社会资本的存量和质量(Huang et al.，2009)，那么增加贫困人口的教育投入将如何影响他们的社会资本拥有量和经济回报率？对于改进长远的收入分配政策，这一问题也是非常值得关注的。
本文的一个不足之处在于存在社会资本内生性的可能。基于中国数据的研究大多未能很好地考虑社会网络的潜在内生性可能导致的估计偏误，这也是研究社会网络作用的许多文献存在的一个共同问题(章元、陆铭，2009)。本文最可能的内生性来源是联立性。除了历史形成之外，微观个体社会资本主要由个体的投资形成(Glaeser et al.，2002)。在社会资本具有正的经济回报的条件下，作为理性人的农户应该会进行社会资本投资，因此送礼支出和参加的经济组织等指标与收入之间就有可能存在内生性问题。而且，如果某个社会资本的测量指标是内生的，那么它与其他变量的交互项也是内生的。这样，在本文社会资本变量及其交互项都较多的情况下，要找到数量足够且良好的工具变量，在既有的数据中难以实现。本文的综合指数在一定程度上减轻了内生性影响，基本结论是可以接受的。未来的研究可以只专注于某一种社会资本如社会网络对农户收入的影响机制，这样可以更深入地分析社会资本影响农户收入的过程，也便于解决内生性问题。
作者感谢Lund University的Sonja Opper教授以及北京大学的叶静怡教授和付明卫、何石军、张义博、尹志锋等博士给本文提出的宝贵修改意见，非常感谢谭藤藤在编程等方面的支持。当然，文责自负。
注释：
①比如，Ishise和Sawada(2009)基于MRW模型(Mankiwet al.，1992)，将经典的Solow模型进行了再拓展，发现在发展水平低的经济体中，社会资本的经济回报率更高。他们强调的社会资本——共享知识(shared knowledge)——包含在Durlauf和Fafchamps(2005)归纳的被普遍接受的社会资本定义框架内。
②World Bank website，2010。http://www.worldbank.org/。
③Grootaert(2001)认为，社会资本分布是相对均匀的，但仍然承认是从穷到富增加的，而且最富的人群比最穷的人群高出30%。他发现社会资本和受教育年限的分布接近，比土地和物质资本的分布均匀得多。
④比如，Lin(2001)通过对中国城市居民数据进行分析，发现男性的收入相对女性收入更高，不但是因为男性更容易获得更多的社会资本，而且即便是男性和女性拥有类似的社会资本，男性的社会资本回报率也比女性的高。
⑤Grootaert(1999，2001)的指标包括：社团的成员的密度、内部异质性、会议参与、实际决策参与、会费支付方式以及社区发起倾向，Grootaert等(2002)增加的指标是组织形式。
⑥选取了两个指标：一是“家庭关系亲密的亲友在政府部门工作”和“家庭在城里经常联系的亲友”的人数总和，二是“去年婚丧嫁娶、生日送礼支出”和“去年春节购买礼品支出”的总和再除以该家庭日常支出的比值。
⑦使用相乘得到的指数意味着3个维度是相互影响的，比如，异质性可能依靠农户参与社团的数量来发挥不同的效应。
⑧即使先按分位数分组再进行OLS回归，也不如直接做分位数回归更好，因为分位数回归本身能够改善回归中异常值的不良影响。
⑨包括北京、河北、山西、辽宁、吉林、江苏、浙江、江西、山东、安徽、河南、湖北、湖南、广东、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃和新疆。
⑩这个警戒线的是针对全体居民的，而我国仅仅农村内部的基尼系数就达到0.36，说明我国贫富差距问题的确严重。
(11)国内对社会资本的研究一般都排斥了对经济组织的研究，这可能和数据的可获得性有关。
(12)Bartlett(1938)方法得到的因子是无偏的，而Thomson(1951)回归方法的到的因子是有偏的；但Bartlett方法计算结果的误差较回归方法大。用回归方法计算的结果，均方误(MSE)最小。
(13)在构建过程中，先对各维度都进行了标准化处理，故构建出来的指数以0为中心分布，所以出现负值。指数只是表示相对大小，正负本身没有含义。
(14)不同于以获取工资为主要收入的城市家庭，农村家庭更像一个独立经营单位，所以可能因为天气、农业投资失败等原因出现负的家庭年纯收入。
(15)感兴趣的读者可以联系索取相关表格数据。我们在拟合中排除了0.01和0.99分位上的点，这是因为：(1)0.01和0.99分位可以认为是极端的收入水平，可能离群太远；(2)观测值太少，明显少于其他分位，很可能缺乏代表性；(3)在我们取的各分位散点图中，如果不排除0.01和0.99分位，那么两端的点较为密集，会造成拟合时权重过高(因为两端的分位分别是0.01，0.05，0.10和0.90，0.95，0.99)，可能会得到不真实的图形。
(16)穷人通常指物质财富存量少并且收入流量低的贫困群体。本文以年总收入这个流量为标准，是基于以下考虑：农村很少有食利者阶层，存量的财富很难计算而且一般得不到真实数据，家庭贫富差别主要体现在收入上。
(17)为村邻帮工时间(helpfarm)和本村农民人均年纯收入(incomvill)之间的相关系数。
(18)因篇幅太大，这里不列表显示具体的回归结果，感兴趣的读者可以向作者联系索取。
(19)属于高收入的地区有北京、浙江、江苏、广东、山东、河北、辽宁、湖北共8个省(份)，属于低收入的地区有湖南、江西、吉林、河南、安徽、四川、重庆、山西、广西、新疆、云南、甘肃、陕西、贵州共14个省(份)。上述地区均按从高到低排序。
(20)相关度达到0.8842，显著性水平达到0.001。有关市场化水平测量，请参见本节第(三)部分。
(21)关于市场化水平变化对社会资本的拥有和回报的影响，感兴趣的读者可以联系我们索取详细的分析过程和报告。
(22)该报告首先从5个主要方面对市场化程度进行了度量，包括政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育和法律制度环境。然后用以上五方面指数合成市场化进程相对指数，该指数反映了各省份在市场化进程中的相对水平，而非绝对水平。各省份市场化进程相对指数度量范围由1～10增加，指数越高表示市场化程度越高。2001年全国各省(自治区、直辖市)指数的均值为5.60，标准差为1.67，最小值为1.57，最大值为9.19。
(23)市场化不是本文讨论的重点，因此为节省篇幅，本文就不再对分析结果列表，感兴趣的读者可以来邮件索取。在第一种分组方法下，属于高市场化的地区按从高到低排序有广东省、浙江省、江苏省、北京市、山东省、辽宁省、重庆市、河北省、安徽省、四川省，属于低市场化程度的地区按从高到低排序有河南省、广西、湖北省、云南省、吉林省、江西省、湖南省、山西省、甘肃省、陕西省、新疆、贵州省。上述地区均按按从高到低排序。另一种分组方法为：按照市场化指数大小，将22省份分为高中低3组，删去中间组，比较高低两组的平均社会资本存量和回报率。划分标准为大于6的归入高端组，低于5的归入低端组，介于5～6之间(含5、6)的归入中间组。
(24)当然，高度相关也不一定就会对结果造成不稳健的影响，比如对人力资本的明赛(Mincer)方程回归时，受教育年限(或工作经验)及其平方项之间的相关系数往往达到0.95以上，但是一般来说并没有造成严重的多重共线性问题。
(25)岭回归通过牺牲估计的无偏性来换取估计方差的大幅减小，以修正最小二乘法在多重共线性情况下的估计效果；PCR通过降维处理而克服多重共线性的影响，不过提取X的主成分是独立于因变量Y而进行的，没有考虑到X对Y的解释作用，这就增加了所建模型的不可靠性；一阶差分适用于时间序列数据；对中(Centering)方法适用于回归中出现二次项和交叉项的情况。
(26)有趣的是，对中处理前后，表4中交叉项的显著性水平没有变化，可能是因为表4分析的是高低两端分组的观测值。