謝家智，王文濤

(1.西南大學(xué)　農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究中心，重慶　北碚　400715；2. 西南大學(xué)　經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶　北碚　400715)

?

科技與社會(huì)

社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷、社會(huì)資本轉(zhuǎn)換與農(nóng)戶收入差距

謝家智1，王文濤2

(1.西南大學(xué)農(nóng)村金融與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究中心，重慶北碚400715；2. 西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶北碚400715)

中國社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷強(qiáng)化了農(nóng)民的跨地域性流動(dòng)，使農(nóng)戶社會(huì)資本具有越來越明顯的脫域性特征，但脫域型社會(huì)資本的形成及對農(nóng)戶收入差距的影響沒有引起關(guān)注?；诖耍疚膶⑥r(nóng)戶社會(huì)資本分解為地域型社會(huì)資本和脫域型社會(huì)資本，構(gòu)建了社會(huì)資本影響農(nóng)戶收入差距的理論分析框架?；谥袊C合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)，采用再中心化影響函數(shù)(RIF)等回歸方法，多維度檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)。研究發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)的地域型社會(huì)資本并未明顯影響農(nóng)戶收入差距，而脫域型社會(huì)資本更有利于農(nóng)戶收入增加，進(jìn)而刺激了農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大。論文拓展了農(nóng)村社會(huì)資本理論研究范疇，并為解釋社會(huì)變遷背景下的農(nóng)戶收入差距找到了新的理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷；脫域型社會(huì)資本；收入差距；再中心化影響函數(shù)回歸

一、引言與文獻(xiàn)綜述

收入差距的持續(xù)擴(kuò)大是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中最突出的矛盾之一，現(xiàn)有研究更多關(guān)注城鄉(xiāng)收入差距。然而，農(nóng)村居民收入差距在時(shí)間和空間維度都呈現(xiàn)出明顯上升趨勢，突出表現(xiàn)為農(nóng)村基尼系數(shù)的擴(kuò)大以及低收入群體收入增速的滯后(如圖1所示)*圖1顯示，衡量收入差距的農(nóng)村居民人均純收入基尼系數(shù)由1980年的0.2407上升到了2012年的0.3867，日益逼近國際警戒線0.4；同時(shí)，2000-2013年間，按五等份分組的高收入農(nóng)戶(前20%)的人均純收入增長了近3.1倍，而低收入農(nóng)戶(后20%)的人均純收入只增長了2.2倍。。沿襲經(jīng)典的新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)范式，已有研究多關(guān)注正式制度安排下人力資本、物質(zhì)資本等對農(nóng)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響，而忽視了農(nóng)戶收入差距形成與擴(kuò)大的社會(huì)性誘因。Granovetter曾明確指出，任何個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為總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、規(guī)范、信任等社會(huì)資本潛移默化的影響[1]。因此，忽略了嵌入于市場的社會(huì)資本特征，僅僅依靠市場機(jī)制來解決農(nóng)民收入分配問題是存在理論不足的。

事實(shí)上，中國農(nóng)村是一個(gè)典型的“關(guān)系型”社會(huì)[2]。對于受經(jīng)濟(jì)和體制限制的農(nóng)村居民而言，社會(huì)資本不再僅僅是維持社會(huì)運(yùn)轉(zhuǎn)與利益協(xié)調(diào)的一種非正式契約，而且更為重要的是日益成為信息分享與資源配置的一種替代機(jī)制。尤其在信息相對閉塞、流動(dòng)性較弱的貧困地區(qū)，利用社會(huì)資本將各種資源進(jìn)行有效配置以實(shí)現(xiàn)其福利改善顯得尤為重要。大量實(shí)證研究也肯定了社會(huì)資本在促進(jìn)交易完成、增加農(nóng)民收入、降低農(nóng)村貧困發(fā)生率、緩解農(nóng)村家庭脆弱性等方面的積極功能[3-5]。

然而，社會(huì)資本對農(nóng)戶收入差距的影響，學(xué)術(shù)界尚且存在較大爭議。Grootaert最早提出“社會(huì)資本是窮人的資本”這一論斷，強(qiáng)調(diào)社會(huì)資本對窮人或貧困地區(qū)更加有利[6]。在隨后的研究中，Ram等對此提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[7]。但是，一方面，Cleaver發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對窮人產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性的排斥效應(yīng)，導(dǎo)致窮人無法依靠社會(huì)資本機(jī)制脫貧[8]；另一方面，社會(huì)資本更為豐富的“精英”家庭往往憑借其“關(guān)系”優(yōu)勢扭曲市場規(guī)則，從而為自己謀得更多的機(jī)會(huì)和報(bào)酬[9]。因此，社會(huì)資本更有可能是“富人的資本”，甚至成為惡化農(nóng)戶收入差距的重要因素[10]。對此，周曄馨認(rèn)為，社會(huì)資本是一個(gè)多維概念，應(yīng)當(dāng)構(gòu)建出涵蓋多層次的綜合度量指標(biāo)[11]。然而，這種做法也存在一些值得商榷之處。首先，綜合指數(shù)構(gòu)建方式的不同將限制研究結(jié)論的可比性與推廣度。Grootaert通過相乘的方法構(gòu)造社會(huì)資本的綜合衡量指標(biāo)[6]；而周曄馨則采用的是因子分析法賦權(quán)的加權(quán)平均[11]。此外，由于社會(huì)資本的概念與內(nèi)涵往往是變動(dòng)著的，因此，過于籠統(tǒng)地使用一個(gè)異質(zhì)性指數(shù)來反映動(dòng)態(tài)性概念本身就是值得詬病的[12]。所以，更多的學(xué)者認(rèn)為，不同層次的社會(huì)資本對農(nóng)戶收入分布的影響具有明顯差異[13-14]。因此，在研究社會(huì)資本對收入差距的作用機(jī)理時(shí)不能忽視社會(huì)資本的異質(zhì)性，應(yīng)重視對社會(huì)資本概念的細(xì)致分解，將社會(huì)資本的不同類型和層次納入模型進(jìn)行綜合考量。

圖1　中國農(nóng)村居民收入差距的時(shí)間趨勢圖資料來源：《中國住戶調(diào)查年鑒》和《中國居民收入分配年度報(bào)告》各期。

此外，值得高度重視的是，改革開放以來，中國全面深化的社會(huì)改革導(dǎo)致農(nóng)村的社會(huì)結(jié)構(gòu)和農(nóng)民的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)特征都發(fā)生了顯著的變化[15]。首先，社會(huì)交往的方式與范圍日趨脫域化。所謂的“脫域”(disembedding)，指的是社會(huì)關(guān)系從彼此互動(dòng)的地域性關(guān)聯(lián)中，從通過對不確定的時(shí)間的無限穿越而被重構(gòu)的關(guān)聯(lián)中“脫離出來”[16]。也就是說，受信息化、網(wǎng)絡(luò)化的影響，以及伴隨社會(huì)流動(dòng)性的增強(qiáng)，農(nóng)民的社會(huì)交往逐漸擺脫地域的壁壘，交往的方式和空間得到大幅延展。其次，社會(huì)資本的類型與結(jié)構(gòu)日益多元化。社會(huì)關(guān)系的脫域?qū)傩允沟棉r(nóng)村傳統(tǒng)的“差序格局”①狀態(tài)出現(xiàn)松動(dòng)，深刻改變了農(nóng)戶的社會(huì)資本形態(tài)。隨著現(xiàn)代社會(huì)脫域機(jī)制的日臻完善，脫域型社會(huì)資本逐漸成為農(nóng)民社會(huì)資本的主要形式[17]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)戶社會(huì)資本的收入效應(yīng)進(jìn)行了有益的探索，但仍存在一些有待進(jìn)一步研究的問題。其一，現(xiàn)有文獻(xiàn)多從整體視角管窺社會(huì)資本的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而缺乏對社會(huì)資本異質(zhì)性的考究，尤其是在農(nóng)村社會(huì)變遷過程中農(nóng)戶社會(huì)資本的新特征與新趨勢，尚未引起學(xué)術(shù)界的重視，相關(guān)的理論研究與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)都比較匱乏。農(nóng)村社會(huì)變遷將引起農(nóng)戶社會(huì)資本形態(tài)發(fā)生什么樣的變化？社會(huì)資本的不同形式對農(nóng)戶收入差距產(chǎn)生怎樣的影響？這些問題的研究不僅事關(guān)社會(huì)資本理論在中國農(nóng)村變遷情境中的拓展與應(yīng)用，更關(guān)乎中國緩解收入差距矛盾政策的制定與評(píng)價(jià)。其二，基于田野調(diào)查數(shù)據(jù)，從微觀層面探討農(nóng)村居民收入差距形成機(jī)理的文獻(xiàn)相對較少，而涵蓋中國大部分省域農(nóng)戶數(shù)據(jù)的研究更是十分鮮見。本文采用一項(xiàng)全國性調(diào)查數(shù)據(jù)——中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)，基于中國農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷的背景，研究脫域型社會(huì)資本對農(nóng)戶收入差距的作用機(jī)理及渠道。

① “差序格局”是費(fèi)孝通先生對中國鄉(xiāng)土生活中的社會(huì)關(guān)系格局的總結(jié)。與西方農(nóng)村社會(huì)的“團(tuán)體格局”不同，中國的鄉(xiāng)村社會(huì)是以“倫理本位”和“人情關(guān)系”為導(dǎo)向的“熟人社會(huì)”，個(gè)人的社會(huì)關(guān)系是以“己”為中心的、親疏有別的“波紋”，恰如一顆投在水面上的石子。

與已有研究相比，本文的主要貢獻(xiàn)在于：(1)將農(nóng)戶社會(huì)資本分解為脫域型社會(huì)資本和地域型社會(huì)資本，不僅拓展了農(nóng)村社會(huì)資本理論的研究范疇，而且更為準(zhǔn)確地把握社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷背景下的農(nóng)戶社會(huì)資本的屬性與特征。(2)發(fā)現(xiàn)了脫域型社會(huì)資本和地域型社會(huì)資本對農(nóng)戶收入差距的不同影響，為解釋社會(huì)變遷背景下的農(nóng)戶收入差距找到了新的理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。(3)采用多種手段處理社會(huì)資本的內(nèi)生性偏誤等問題。一方面，在社會(huì)資本度量指標(biāo)的選擇上避免產(chǎn)生與收入或收入差距的聯(lián)立性；另一方面，采用新近發(fā)展起來的再中心化影響函數(shù)回歸方法(Recentered Influence Function Regression，簡稱RIF回歸)以弱化由遺漏變量等引起內(nèi)生性問題的可能性，從而得到更加穩(wěn)健、可靠的估計(jì)結(jié)果。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

(一)社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷與脫域型社會(huì)資本的形成

伴隨農(nóng)村地區(qū)社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷，農(nóng)村居民的社會(huì)關(guān)系特征呈現(xiàn)出分化和異質(zhì)性的傾向，由此導(dǎo)致農(nóng)村社會(huì)資本出現(xiàn)新的特征和趨勢。根據(jù)美國學(xué)者Nelson提出的“三力作用模型”，人地關(guān)系的改變、信息科技的發(fā)展與農(nóng)村人口的流動(dòng)是農(nóng)村社會(huì)變遷的內(nèi)在作用機(jī)制[18]。而這三種“力”的合力又會(huì)強(qiáng)化社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的脫域機(jī)制，從而深刻改變農(nóng)民之間的交往方式，影響到農(nóng)戶社會(huì)資本的形態(tài)。因此，在農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷過程中脫域型社會(huì)資本的形成機(jī)理可以繪制為如圖2所示。

圖2　農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷與脫域型社會(huì)資本的形成機(jī)理

1.人地關(guān)系改變驅(qū)動(dòng)的農(nóng)民社會(huì)關(guān)系質(zhì)量的提升與范圍的擴(kuò)大為脫域型社會(huì)資本的形成奠定基礎(chǔ)與條件

傳統(tǒng)農(nóng)村地區(qū)人們的社會(huì)交往大多被拘囿在相對封閉的狹小社區(qū)，農(nóng)民的社會(huì)關(guān)系具有非常明顯的“同質(zhì)性”(homophily)特征；戶籍制度更是割裂了農(nóng)業(yè)人口與城市人口的交往空間，限制了農(nóng)村居民分享社會(huì)網(wǎng)絡(luò)外部性收益的能力[19]。社會(huì)交往的“同質(zhì)性”與戶籍制度的壁壘導(dǎo)致農(nóng)民的社會(huì)資本不僅存量欠缺而且質(zhì)量偏低。因此，在中國典型的二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)條件下，如果農(nóng)民能夠通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)動(dòng)員不同地域、不同類型的資源，將是其社會(huì)資本質(zhì)的跳躍[20]。究其原因，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的異質(zhì)性更能體現(xiàn)社會(huì)資本的質(zhì)量，并能夠?yàn)檗r(nóng)戶帶來更多的經(jīng)濟(jì)回報(bào)。所以，當(dāng)人地關(guān)系的改變使得農(nóng)民能夠從土地上解放出來時(shí)，理性的農(nóng)民會(huì)選擇脫離原有的封閉性、同質(zhì)性的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，而積極擴(kuò)展自己的開放性、異質(zhì)性的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，從而提升社會(huì)資本的數(shù)量與質(zhì)量。

2.以信息化為主要特征的科技發(fā)展客觀上更新了可供農(nóng)村居民社會(huì)交往的工具選擇

在鄉(xiāng)土文化中，農(nóng)村居民的人際交往主要以“面對面”(face-to-face)的直接交流為主，這樣的人際傳播方式是低效、單一、封閉的。然而，在信息化的社會(huì)背景下，隨著手機(jī)、網(wǎng)絡(luò)、媒體等傳播媒介的普及，農(nóng)民之間的交往與互動(dòng)模式不再局限于傳統(tǒng)的“面對面”形式，而是更多依賴于信息網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的間接交流方式。信息科技的發(fā)展不斷豐富著農(nóng)民之間的交往工具。交往工具的多樣化不僅降低了農(nóng)村勞動(dòng)力獲取外界信息的交易成本，而且為農(nóng)民突破空間距離的限制、重構(gòu)新的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)提供便利，從而加快了農(nóng)民的脫域進(jìn)程與融入速度。

3.由農(nóng)村人口的跨區(qū)域流動(dòng)導(dǎo)致的農(nóng)民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在廣度與深度上的延展加速了脫域型社會(huì)資本的積累

伴隨農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷進(jìn)程的推進(jìn)，中國正經(jīng)歷著人類和平歷史上規(guī)模最為龐大的農(nóng)村勞動(dòng)力遷移。農(nóng)村人口的跨區(qū)域流動(dòng)是近年來中國農(nóng)村地區(qū)社會(huì)結(jié)構(gòu)變革最顯著的特征[21]。社會(huì)流動(dòng)性的增強(qiáng)不僅擴(kuò)大了農(nóng)村居民的社會(huì)交往半徑，并從中獲取更多的異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)資源，從而加寬農(nóng)民社會(huì)資本的廣度；更為重要的是，農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移本質(zhì)上是職業(yè)流動(dòng)的過程[22]，流動(dòng)經(jīng)歷的增加有助于提升農(nóng)民的人力資本存量和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源，提高農(nóng)村勞動(dòng)力與工作的匹配度，并產(chǎn)生基于業(yè)緣的新型社會(huì)資本形態(tài)[13]，從而加深農(nóng)民社會(huì)資本的深度。農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)廣度和深度的延伸又會(huì)深刻改變農(nóng)村的社會(huì)關(guān)系結(jié)構(gòu)，使得農(nóng)村社會(huì)從基于“倫理”與“人情”的“熟人社會(huì)”向基于“信任”與“契約”的“市場社會(huì)”轉(zhuǎn)變，從鄉(xiāng)土中國的“差序格局”向人際關(guān)系的“理性傾向”邁進(jìn)。

因此，中國農(nóng)村的社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷促進(jìn)了脫域型社會(huì)資本的形成。與農(nóng)村原有的基于血緣與地緣關(guān)系形成的地域型社會(huì)資本相比，脫域型社會(huì)資本是在勞動(dòng)力流動(dòng)過程中以業(yè)緣和更廣闊的就業(yè)空間為基礎(chǔ)、以間接交流為主要手段而積累的異質(zhì)性網(wǎng)絡(luò)資源，具有質(zhì)量高、融合性強(qiáng)、邊界開放等特征。因此，脫域型社會(huì)資本涵蓋了“空間流動(dòng)”、“職業(yè)轉(zhuǎn)換”、“業(yè)緣關(guān)系”三個(gè)維度。其中，農(nóng)民空間上的流動(dòng)打破了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的地域限制，拓展了農(nóng)民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的廣度；農(nóng)民由傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者向非農(nóng)就業(yè)者的職業(yè)轉(zhuǎn)換，客觀上加速了現(xiàn)代工業(yè)社會(huì)的市場規(guī)范向傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會(huì)的倫理規(guī)范的滲透；與基于血緣的“差序格局”相比，基于業(yè)緣關(guān)系的社會(huì)信任具有更為明顯的理性化傾向。

(二)脫域型社會(huì)資本與農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大

脫域型社會(huì)資本通過信息獲取、知識(shí)分享、教育機(jī)會(huì)、金融參與等渠道的差異性而影響收入差距(如圖3所示)。

1.信息獲取

農(nóng)村勞動(dòng)力的務(wù)工收入已成為農(nóng)戶家庭的主要收入來源。農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移本質(zhì)上是職業(yè)流動(dòng)的過程[22]，能否獲取到有關(guān)非農(nóng)工作的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和有效信息是農(nóng)民是否能夠謀求到職業(yè)以及獲得的務(wù)工收入多寡的一個(gè)重要因素*使用社會(huì)關(guān)系作為謀職手段的勞動(dòng)者比重由20世紀(jì)70年代的20%一路飆升到2009年的80%，近幾年這種趨勢表現(xiàn)地依然明顯[23]。。這是因?yàn)椋阂环矫?，隨著農(nóng)村勞動(dòng)力的外出遷移，農(nóng)民的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在地域外得到拓展，可供其操控的資源運(yùn)作空間與創(chuàng)收空間也更為寬廣，從而增加外出農(nóng)民找到合適工作的機(jī)會(huì)；另一方面，擁有脫域型社會(huì)資本的農(nóng)民通過與來自不同網(wǎng)絡(luò)的人進(jìn)行交流，不僅節(jié)省職業(yè)搜尋成本，而且能夠增加可獲得的信息量，從而促使其找到收入相對更高的工作；此外，異質(zhì)性社會(huì)資本本身也是傳遞個(gè)體能力信息的一種有效工具，并能夠影響到個(gè)體對信息的甄別能力與處理過程[24]，因此，即使面對相同的信息，擁有脫域型社會(huì)資本的農(nóng)民能夠做出更快捷、更精確的反應(yīng)。

2.知識(shí)分享

知識(shí)和技能是影響職位獲得與職業(yè)流動(dòng)的關(guān)鍵性要素[25]。社會(huì)資本通過促使群體內(nèi)、群體間的相互學(xué)習(xí)，共同分享知識(shí)與技能信息，有利于勞動(dòng)者人力資本的提升[26]。值得注意的是，伴隨農(nóng)村居民在城市的學(xué)習(xí)與再社會(huì)化過程，一方面，這部分農(nóng)民得以擴(kuò)展其“弱關(guān)系”(weak ties)網(wǎng)絡(luò)，從而獲得更多的就業(yè)渠道與就業(yè)機(jī)會(huì)；另一方面，在同效率更高的人進(jìn)行知識(shí)與技能交流時(shí)，他們也能提升自己的知識(shí)與技術(shù)含量[27]，從而增強(qiáng)與高收入回報(bào)工作的契合度。因此，脫域型社會(huì)資本的開放性、異質(zhì)性特征能夠?yàn)槠溥\(yùn)作者帶來與傳統(tǒng)的地域型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)相異的知識(shí)與技能信息，使得他們的收入水平傾向于向上流動(dòng)。

3.教育機(jī)會(huì)

區(qū)域間不平等的教育機(jī)會(huì)是導(dǎo)致收入差距的重要原因[28]。在教育機(jī)會(huì)的獲取過程中，家庭的社會(huì)資本狀況是一個(gè)不容忽視的影響因素[29]。不同階層的家庭占有的社會(huì)資本的數(shù)量與質(zhì)量都存在較大差異，相應(yīng)地在能夠獲得的教育機(jī)會(huì)上也會(huì)存在明顯差距。尤其對于擁有脫域型社會(huì)資本的農(nóng)民而言，一方面，跨地區(qū)的社會(huì)流動(dòng)為其選擇更優(yōu)質(zhì)的教育資源提供了渠道與空間；另一方面，在與城市當(dāng)?shù)鼐用竦慕涣鬟^程中能夠接觸到更先進(jìn)、更科學(xué)的教育理念，增加其對高質(zhì)量教育的需求，從而促使其增加教育投入。教育數(shù)量與質(zhì)量的不同又會(huì)通過生產(chǎn)率差異[30]、創(chuàng)新能力差異[31]等渠道拉大群體間的收入差距。

4.金融參與

脫域型社會(huì)資本的持有者在金融參與能力方面更具競爭優(yōu)勢。其原因在于：其一，脫域型社會(huì)資本的高質(zhì)量屬性為分散投資風(fēng)險(xiǎn)、改變風(fēng)險(xiǎn)偏好、降低風(fēng)險(xiǎn)損失等提供條件，顯著弱化農(nóng)戶面臨的不確定性與風(fēng)險(xiǎn)變數(shù)；其二，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)半徑的擴(kuò)大不僅能夠帶來更多的非正規(guī)金融支持[32]，同時(shí)也提高了居民參與股市等金融市場的可能性[33]，增加了農(nóng)民的資產(chǎn)性收入；其三，交往工具的多樣化降低了獲取金融信息的成本，加速了居民的金融知識(shí)儲(chǔ)備，而金融知識(shí)不僅是參與正規(guī)金融交易的鑰匙，更是促進(jìn)家庭主動(dòng)創(chuàng)業(yè)的重要變量[34]。

圖3　脫域型社會(huì)資本對農(nóng)戶收入差距的作用機(jī)理

因此，脫域型社會(huì)資本通過信息優(yōu)勢、知識(shí)(技能)含量、教育質(zhì)量、金融手段等渠道對農(nóng)村收入差距產(chǎn)生影響。與限制在農(nóng)村狹小地域的農(nóng)民相比，脫域型社會(huì)資本的擁有者在收入向上流動(dòng)中更具比較優(yōu)勢。據(jù)此，本文提出第一個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：與地域型社會(huì)資本相比，脫域型社會(huì)資本更有利于農(nóng)戶收入增加，進(jìn)而刺激了農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大。

Wetterberg指出，個(gè)體運(yùn)用社會(huì)資源的能力不僅受到可獲得的社會(huì)資本的種類及數(shù)量的影響，更取決于在既定環(huán)境中這些既有社會(huì)資本種類之間的關(guān)系[35]。因此，為了明晰社會(huì)資本作用于農(nóng)戶收入差距形成與擴(kuò)大的機(jī)制，有必要探討農(nóng)民傳統(tǒng)的地域型社會(huì)資本對農(nóng)戶收入差距的影響。與脫域型社會(huì)資本不同，地域型社會(huì)資本主要建立在血緣、地緣的基礎(chǔ)上，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)也局限于親朋、鄰里，是一種具有交往頻繁、互惠性強(qiáng)、情感深厚、相對封閉等特征的強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。雖然這種同質(zhì)性社會(huì)資本具有“共渡患難”的功能。但是，與脫域型社會(huì)資本相比，其資源重復(fù)且含金量偏低，甚至還可能限制農(nóng)民的自由發(fā)展空間。此外，中國的市場化是一種社會(huì)資本嵌入式的發(fā)展過程[36]，市場化進(jìn)程也會(huì)改變原有的地域型社會(huì)資本的作用空間。在市場化進(jìn)程中，伴隨農(nóng)村居民的大規(guī)模遷移，曾經(jīng)聯(lián)系緊密的家族與宗族型農(nóng)村社區(qū)開始出現(xiàn)“空心化”趨勢，留守成員之間相互觀察、模仿的學(xué)習(xí)機(jī)制難以發(fā)揮作用，從而限制了農(nóng)村社區(qū)的人力資本投資和收入增長空間；同時(shí)，遷移農(nóng)民的“候鳥式”生活方式導(dǎo)致農(nóng)村原有的基于血緣與地緣的地域型社會(huì)資本結(jié)構(gòu)只能“間歇式”地存在于春節(jié)這么一個(gè)簡短的時(shí)間段內(nèi)[37]，難以形成常態(tài)化。因此，在由市場化誘導(dǎo)的農(nóng)村社會(huì)變遷進(jìn)程中，農(nóng)民的地域型社會(huì)資本對窮人收入的保障作用將會(huì)被弱化。陸銘等的研究表明，在市場化進(jìn)程中，中國農(nóng)村地區(qū)運(yùn)用社會(huì)資本來抵御自然災(zāi)害與社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)的功能被減弱了[38]。所以，對于缺乏脫域型社會(huì)資本的農(nóng)村居民來講，由于其掌握的社會(huì)資源具有高度的同質(zhì)性，并且其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在市場機(jī)制深化過程中被某種“社會(huì)共識(shí)”(tacit knowledge)所取代，從而弱化了地域型社會(huì)資本化解農(nóng)戶收入差距矛盾的能力。因此，本文提出第二個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2：傳統(tǒng)的地域型社會(huì)資本并未明顯影響農(nóng)戶收入差距。

三、理論模型

為從數(shù)理上推導(dǎo)脫域型社會(huì)資本對農(nóng)戶收入差距的影響機(jī)理，本文構(gòu)建如下的兩期“社會(huì)資本投資模型”：第一階段，農(nóng)民在從事工資性勞動(dòng)和進(jìn)行地域型社會(huì)資本投資之間進(jìn)行時(shí)間分配；在第二階段，農(nóng)民決定是否投資于脫域型社會(huì)資本，并將總時(shí)間在勞動(dòng)和脫域型社會(huì)資本(或地域型社會(huì)資本)積累之間重新分配。個(gè)體從實(shí)物消費(fèi)和社會(huì)交往中獲得效用，即農(nóng)民的效用函數(shù)可以表示為：

U=u(C1,S1)+βu(C2,S2)

(1)

其中，Ct為第t期的消費(fèi)量，S1和S2分別代表農(nóng)民的地域型社會(huì)資本存量與脫域型社會(huì)資本存量，β為貼現(xiàn)系數(shù)。為后文分析方便，本文沿襲現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，假設(shè)農(nóng)民的效用函數(shù)可分[39]，即式(1)可簡化為：

U=aC1+v(S1)+β·(aC2+v(S2))

(2)

其中，a>0，v′(·)>0，v″(·)<0。進(jìn)一步，將函數(shù)v(·)以C-D形式表示，即有：

(3)

其中，b>0，ξ>0，下標(biāo)t=1,2分別代表的是地域型社會(huì)資本與脫域型社會(huì)資本。將式(3)代入式(2)，得到農(nóng)民效用函數(shù)的簡化形式為：

(4)

下文將主要以式(4)所示的簡化效用函數(shù)形式為基礎(chǔ)進(jìn)行分析。在第一階段，農(nóng)民將總時(shí)間L分配為工作時(shí)間(Lw1)和培育地域型社會(huì)資本時(shí)間(Ls1)兩部分。工資率用w表示。假設(shè)第一階段開始時(shí)農(nóng)民的地域型社會(huì)資本稟賦S1是給定的，第二階段的脫域型社會(huì)資本存量S2在地域型社會(huì)資本的基礎(chǔ)上拓展而成，定義為原始社會(huì)資本與后天培育的社會(huì)資本之和，即得到：

S2=(1+δ)S1

(5)

假設(shè)社會(huì)資本存量與農(nóng)民投入到社會(huì)資本積累中的時(shí)間成正比，簡單起見，定義社會(huì)資本的積累方程如下：

St=Lst

(6)

根據(jù)已有文獻(xiàn)的通常做法，本文建立C-D形式的家庭生產(chǎn)函數(shù)，即：

Y=AKmHn

(7)

其中，m,n∈(0,1)，K和H分別代表投入到生產(chǎn)過程中的物質(zhì)資本與人力資本。借鑒李清政等的設(shè)定，假設(shè)社會(huì)資本通過倍化物質(zhì)資本與人力資本參與生產(chǎn)活動(dòng)[40]，即有：

K=SθK0

(8)

H=SηH0

(9)

其中，θ,η>1，K0和H0分別為農(nóng)民的物質(zhì)資本稟賦與人力資本稟賦。將式(8)和式(9)代入式(7)，得到：

Y=A(SθK0)m(SηH0)n

(10)

(11)

其中，α度量的是社會(huì)資本的收入倍增效應(yīng)，且α≥1。

在此基礎(chǔ)上，如果農(nóng)民i在第二階段考慮進(jìn)行脫域型社會(huì)資本投資，其面臨的決策問題如下：

s.t.S2=(1+δ)S1

(12)

在式(12)的基礎(chǔ)上構(gòu)建的拉格朗日函數(shù)為：

(S2-(1+δ)S1)

(13)

其一階條件為：

(14)

(15)

那么，進(jìn)行脫域型社會(huì)資本投資的農(nóng)民i在兩個(gè)階段中獲得的總收入為：

(16)

其中滿足下式成立：

(17)

(18)

同理，假設(shè)農(nóng)民在第一階段的時(shí)間分配是最優(yōu)的，那么，不進(jìn)行脫域型社會(huì)資本投資的農(nóng)民j在第二階段將維持第一階段的投資策略，則農(nóng)民j的總收入可以表示為：

(19)

由式(16)和式(19)可以得到，農(nóng)民i(進(jìn)行脫域型社會(huì)資本投資)與農(nóng)民j(不進(jìn)行脫域型社會(huì)資本投資)的收入差距為：

(20)

參照已有文獻(xiàn)的研究成果，并結(jié)合中國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)踐，對主要參數(shù)進(jìn)行賦值*B的賦值參照了周京奎、黃征學(xué)的研究成果[41]；α的賦值參照了李清政等的設(shè)定方法[40]；其余參數(shù)的賦值參照了Mogues and Carter[39]、Mogues[42]等文獻(xiàn)的做法。：

w=0.6，L=2，β=0.95，ξ=0.25，S1=Sw1=1，B=1，α=1

(21)

在式(21)的賦值條件下，得到農(nóng)民i與農(nóng)民j的收入差距Δy為：

Δy=0.0911>0

(22)

式(22)表明，與只具有地域型社會(huì)資本的農(nóng)民相比，進(jìn)行脫域型社會(huì)資本投資的農(nóng)民獲得了更高的收入回報(bào)，即脫域型社會(huì)資本刺激了農(nóng)民群體間收入差距的擴(kuò)大。這與本文的理論研究假設(shè)是一致的。

事實(shí)上，通過α的不同取值而得到的收入差距Δy的數(shù)值模擬結(jié)果顯示(見圖4)，伴隨社會(huì)資本的收入倍增效應(yīng)的強(qiáng)化，脫域型社會(huì)資本的收入回報(bào)逐漸增加，農(nóng)民群體間的收入分化趨勢愈加明顯。

圖4　不同α取值下的收入差距數(shù)值模擬結(jié)果

四、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文所使用的實(shí)證數(shù)據(jù)來源于由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心發(fā)起的中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2010年的數(shù)據(jù)。為了剔除無效值、缺省值等對結(jié)果的影響，本文根據(jù)實(shí)證研究的需要對樣本進(jìn)行篩選：(1)保留樣本類型為“農(nóng)村(村委會(huì))”的樣本；(2)剔除農(nóng)戶家庭收入、社會(huì)資本等變量存在缺失的樣本；(3)剔除年齡大于65或小于18周歲的樣本；(4)剔除數(shù)據(jù)存在明顯紕漏的樣本，如外出勞動(dòng)力人數(shù)占家庭總勞動(dòng)力規(guī)模的比例大于1等。經(jīng)過上述處理過程，最終得到的有效樣本量為3447個(gè)，覆蓋全國25個(gè)省份。

(二)內(nèi)生性處理與實(shí)證模型設(shè)計(jì)

現(xiàn)有研究社會(huì)資本的收入效應(yīng)的文獻(xiàn)大多忽略了由內(nèi)生性問題所誘導(dǎo)的估計(jì)偏差[11]。本文在回歸模型的設(shè)計(jì)中通過以下兩種手段來處理社會(huì)資本的內(nèi)生性偏誤問題：

(1)社會(huì)資本度量指標(biāo)的選擇上盡量避免與收入或收入差距的聯(lián)立性。一方面，使用綜合指數(shù)以弱化社會(huì)資本潛在的內(nèi)生性影響。本文根據(jù)脫域型社會(huì)資本的概念界定，基于“空間流動(dòng)”、“職業(yè)轉(zhuǎn)換”、“業(yè)緣關(guān)系”三個(gè)維度構(gòu)建脫域型社會(huì)資本的評(píng)價(jià)體系，采用因子分析與熵權(quán)法相結(jié)合的賦權(quán)方法加權(quán)得到脫域型社會(huì)資本綜合指數(shù)*賦權(quán)方法的具體操作手段請參照謝家智等[43]。，在一定程度上降低社會(huì)資本內(nèi)生性問題。另一方面，本文從“老鄉(xiāng)信任”與“鄰里關(guān)系”視角構(gòu)造地域型社會(huì)資本的度量指標(biāo)。這是因?yàn)?，信任與關(guān)系融洽程度能夠減輕社會(huì)資本的聯(lián)立內(nèi)生性問題[36]。相關(guān)變量的含義及賦值方法見表1。

(2)采用再中心化影響函數(shù)回歸方法(Recentered Influence Function Regression，簡稱RIF回歸)以降低產(chǎn)生內(nèi)生性問題的可能性。與傳統(tǒng)的OLS回歸相比，由Firpo et al提出的RIF回歸的估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健，能夠有效弱化由遺漏變量等引起的內(nèi)生性問題[44]。而且，RIF回歸方法能夠反映出解釋變量對被解釋變量各種分布統(tǒng)計(jì)量(均值、方差、基尼系數(shù)等)的邊際影響*以分位數(shù)為統(tǒng)計(jì)量的RIF回歸又稱為“無條件分位數(shù)回歸”(Unconditional Quantile Regression，簡稱UQR)。詳細(xì)的處理過程請參照Firpo et al[45]。，在對群體收入分布的影響因素研究中具有其它方法無法比擬的優(yōu)勢。其中，基尼系數(shù)是度量收入不平等的常用指標(biāo)，其計(jì)算公式如下：

νGini(FY)=1-2μ-1R(FY)

滿足：

(23)

p(y)=FY(y)

定義基尼系數(shù)的影響函數(shù)(influence function)為：

IF(y;νGini)=A2(FY)+B2(FY)y+C2(y;FY)

滿足：

A2(FY)=2μ-1R(FY)

B2(FY)=2μ-2R(FY)

(24)

C2(y;FY)=-2μ-1[y[1-p(y)]+GL(p(y);FY)]

在式(23)和式(24)的基礎(chǔ)上可以得到基尼系數(shù)的再中心化影響函數(shù)(recentered influence function)如下：

RIF(y;νGini)=1+B2(FY)y+C2(y;FY)

(25)

Firpo et al[44]對上式的估計(jì)過程給出了詳細(xì)的討論，在此不再贅述。將農(nóng)村家庭收入對數(shù)的基尼系數(shù)作為被解釋變量，以社會(huì)資本、家庭與戶主的社會(huì)人口學(xué)特征為解釋變量進(jìn)行RIF回歸，可以找出影響農(nóng)戶收入差距的主要因素。因此，在RIF回歸方法的框架下，本文構(gòu)建的農(nóng)戶收入差距模型的形式如下：

Gini(Income)=α+β1DSC+β2ESC1+β3ESC2+βX+μ

(26)

上式中，Gini(Income)為農(nóng)戶收入對數(shù)的基尼系數(shù)，DSC為脫域型社會(huì)資本，ESC1和ESC2分別代表地域型社會(huì)資本的兩個(gè)度量指標(biāo)，X為控制變量。變量的具體含義與賦值方法見表1。

(三)變量設(shè)定與描述性統(tǒng)計(jì)

參照已有研究成果的經(jīng)驗(yàn)[46-47]，本文在實(shí)證過程中進(jìn)一步控制了性別、年齡、婚姻狀況、人力資本、政治資本、外出勞動(dòng)力比例等變量。指標(biāo)含義及賦值方法如表1所示。

表1　主要變量的設(shè)定與賦值方法

表2匯總了采用多種度量指標(biāo)計(jì)算出的農(nóng)村家庭收入差距。以最常用的基尼系數(shù)為例闡述：全部樣本的農(nóng)戶總收入基尼系數(shù)為0.4698，大于國家統(tǒng)計(jì)局的結(jié)果0.3783，但小于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心的估算結(jié)果0.61*西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)的數(shù)據(jù)估算，2010年農(nóng)村家庭內(nèi)部的基尼系數(shù)為0.61。數(shù)據(jù)見于該中心于2013年發(fā)布的《中國家庭收入差距報(bào)告》。，具有一定的可信度。通過比較各項(xiàng)收入來源的不平等程度發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭的財(cái)產(chǎn)性收入差距最大，其次為轉(zhuǎn)移性收入差距、工資性收入差距，最小的為經(jīng)營性收入差距，表明非農(nóng)收入差距是導(dǎo)致農(nóng)戶收入分布不均的主要誘因。

表2　農(nóng)村家庭收入不平等的程度

注：為了使得本文的收入差距計(jì)算結(jié)果與現(xiàn)有研究具有可比性，本表采用家庭收入的絕對量得到相關(guān)結(jié)果。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)農(nóng)戶總收入差距模型的估計(jì)結(jié)果

本文采用Firpo et al[44]提出的再中心化影響函數(shù)回歸方法(RIF)，實(shí)證檢驗(yàn)脫域型社會(huì)資本、地域型社會(huì)資本等變量對農(nóng)戶收入差距的影響。表3是以基尼系數(shù)作為不平等衡量指標(biāo)的農(nóng)戶總收入差距模型的RIF估計(jì)結(jié)果。從表3的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，脫域型社會(huì)資本(DSC)的估計(jì)系數(shù)為正，并通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明脫域型社會(huì)資本刺激了農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大，即驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)1。地域型社會(huì)資本(ESC1與ESC2)的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，但只有以鄰里關(guān)系度量的地域型社會(huì)資本(ESC2)的估計(jì)結(jié)果在10%的水平上顯著，說明一旦控制了在農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷過程中形成的脫域型社會(huì)資本，原有的地域型社會(huì)資本緩解農(nóng)戶收入差距矛盾的作用將會(huì)被弱化，從而本文的研究假設(shè)2也得到佐證。事實(shí)上，這一實(shí)證結(jié)果與林南的社會(huì)資本回報(bào)理論并不沖突[15]：脫域型社會(huì)對農(nóng)民的影響更多體現(xiàn)的是社會(huì)資本的“工具”屬性，即主要目的是為了獲得額外的經(jīng)濟(jì)回報(bào)；而地域型社會(huì)資本則更偏向于社會(huì)資本的“情感”屬性，其目標(biāo)在于鞏固和維護(hù)現(xiàn)有的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源，帶來的回報(bào)更多表現(xiàn)為身心健康、生活滿意等主觀幸福感層面[48]。

控制變量中，以年齡(Age)衡量的“經(jīng)驗(yàn)”是擴(kuò)大農(nóng)戶收入差距的變量，顯示出農(nóng)村勞動(dòng)力以經(jīng)驗(yàn)優(yōu)勢彌補(bǔ)學(xué)歷劣勢現(xiàn)象的存在[49]。受教育程度(Edu)、身體健康狀況(Health)、相對經(jīng)濟(jì)狀況(Status)、婚姻狀況(Marr)、外出勞動(dòng)力比例(Labor)等是緩解農(nóng)村內(nèi)部收入差距的重要因素，這與現(xiàn)有研究的結(jié)論基本一致。但是，需要注意的是，本文并沒有發(fā)現(xiàn)參與合作社(Coop)能夠縮小農(nóng)戶收入差距的證據(jù)，這其中的機(jī)制可能是由于存在合作社對小規(guī)模農(nóng)戶的入社限制，從而弱化了參與合作社、互助組等行為對農(nóng)戶收入差距的影響[50]。

表3　農(nóng)戶總收入差距模型的估計(jì)結(jié)果

注：1.小括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)變量的t統(tǒng)計(jì)量

2.***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。

(二)分區(qū)域的估計(jì)結(jié)果

“區(qū)域異質(zhì)性”是討論中國農(nóng)村居民收入差距時(shí)必須加以考慮的因素之一。表4報(bào)告的是分區(qū)域的農(nóng)戶總收入差距模型的RIF估計(jì)結(jié)果。表4的結(jié)果顯示，脫域型社會(huì)資本(DSC)的估計(jì)系數(shù)均為正，且在中西部的結(jié)果中通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明脫域型社會(huì)資本加劇了農(nóng)戶收入分布不均的矛盾，并且這種拉大效應(yīng)對于來自中西部的農(nóng)戶而言更為顯著。地域型社會(huì)資本(ESC1與ESC2)的估計(jì)系數(shù)依然均為負(fù)值，且僅有模型(12)中的鄰里關(guān)系指標(biāo)(ESC2)在5%的水平上顯著，這與前文的估計(jì)結(jié)果基本一致，即農(nóng)村居民積累的傳統(tǒng)社會(huì)資本在改善農(nóng)民群體收入差距中的作用已經(jīng)被弱化了，尤其對于東部地區(qū)市場化參與程度更高的農(nóng)村居民而言，地域型社會(huì)資本并未顯著影響農(nóng)戶的收入差距。

表4　農(nóng)戶總收入差距模型的分區(qū)域估計(jì)結(jié)果

注：1.小括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)變量的t統(tǒng)計(jì)量

2.***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。

(三)分收入來源結(jié)構(gòu)的估計(jì)結(jié)果

上文分析了社會(huì)資本對農(nóng)戶總收入差距的整體影響及區(qū)域差異，而基于農(nóng)戶收入來源結(jié)構(gòu)差距的進(jìn)一步討論，有助于理解社會(huì)資本等因素影響農(nóng)戶收入差距的機(jī)理及渠道。根據(jù)農(nóng)村居民收入來源的結(jié)構(gòu)，農(nóng)戶收入差距可以分解為經(jīng)營性收入差距、工資性收入差距、財(cái)產(chǎn)性收入差距與轉(zhuǎn)移性收入差距四部分。表5匯總的是各個(gè)農(nóng)戶收入來源差距模型的RIF估計(jì)結(jié)果。從表5的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，脫域型社會(huì)資本(DSC)在經(jīng)營性收入差距模型和轉(zhuǎn)移性收入差距模型中的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而在財(cái)產(chǎn)性收入差距模型中為顯著的負(fù)值，顯示出脫域型社會(huì)資本主要通過拉大農(nóng)村居民群體間的經(jīng)營性收入差距與轉(zhuǎn)移性收入差距來刺激農(nóng)戶總收入差距的擴(kuò)大；同時(shí)，脫域型社會(huì)資本具有緩解農(nóng)戶間財(cái)產(chǎn)性收入差距矛盾的作用。地域型社會(huì)資本(ESC1與ESC2)的估計(jì)結(jié)果與表3的結(jié)果基本一致。

表5　農(nóng)戶收入來源結(jié)構(gòu)差距模型的估計(jì)結(jié)果

注：1.小括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)變量的t統(tǒng)計(jì)量

2.***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)及進(jìn)一步分析

為了增強(qiáng)研究結(jié)論的可靠性，本文通過以下三個(gè)途徑進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

(1)借鑒Grootaert等文獻(xiàn)的做法[6]，將“老鄉(xiāng)信任”(ESC1)與“鄰里關(guān)系”(ESC2)合并為一個(gè)綜合指數(shù)來反映地域型社會(huì)資本(ESC)。

(2)在實(shí)證性的文獻(xiàn)中，方差也是反映經(jīng)濟(jì)不平等的常用指標(biāo)。因此，本文采用方差作為農(nóng)戶收入差距的度量指標(biāo)。

(3)為了控制各個(gè)地區(qū)信息化發(fā)展程度差異對于農(nóng)戶脫域型社會(huì)資本積累與收入差距的內(nèi)生性影響，本文采用國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)科研所信息化統(tǒng)計(jì)評(píng)價(jià)研究組提出的“信息化發(fā)展指數(shù)”(IDI)作為區(qū)域分組的依據(jù)[51]。以信息化發(fā)展指數(shù)的中位數(shù)為臨界值，高于該臨界點(diǎn)的省域劃歸為信息化程度高的區(qū)域；反之則是信息化程度低的區(qū)域。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果如表6所示。表6的結(jié)果與前文得到的結(jié)果基本一致，即脫域型社會(huì)資本(DSC)估計(jì)系數(shù)顯著為正，而地域型社會(huì)資本(ESC1、ESC2或ESC)在大多數(shù)模型中的估計(jì)系數(shù)為不顯著的負(fù)值。說明將農(nóng)戶社會(huì)資本分解為脫域型社會(huì)資本與地域型社會(huì)資本后，傳統(tǒng)的地域型社會(huì)資本并未明顯影響農(nóng)戶收入差距，相比之下，脫域型社會(huì)資本更有助于農(nóng)戶收入增加，從而刺激了農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大。因此，穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)一步印證了本文研究假設(shè)的成立。

表6　穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：1.小括號(hào)內(nèi)為相應(yīng)變量的t統(tǒng)計(jì)量

2.***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。

進(jìn)一步，Lin基于資本視角指出，社會(huì)資本對收入不平等的影響過程主要包括兩個(gè)方面：一是資本欠缺(capital deficit)；二是回報(bào)欠缺(return deficit)[15]。其中，資本欠缺指的是由投資和機(jī)會(huì)的不平等導(dǎo)致了不同個(gè)體所擁有的社會(huì)資本的數(shù)量與質(zhì)量不同，進(jìn)而形成了群體內(nèi)的收入差距；回報(bào)欠缺指的是一定數(shù)量的社會(huì)資本在不同的個(gè)體間產(chǎn)生了不同的收入回報(bào)，其形成的原因在于不同個(gè)體在動(dòng)員策略、行動(dòng)努力或制度性反應(yīng)等方面存在差異。因此，為了分析脫域型社會(huì)資本影響農(nóng)戶收入差距的過程，本文進(jìn)一步考察了脫域型社會(huì)資本的擁有量與回報(bào)率在不同收入群體中的分布狀況。一方面，針對脫域型社會(huì)資本擁有量的分布問題，本文將收入劃分為10個(gè)分位區(qū)間，然后計(jì)算各個(gè)分位區(qū)間的脫域型社會(huì)資本的平均值，相關(guān)結(jié)果匯總為圖5(a)。另一方面，針對脫域型社會(huì)資本回報(bào)率的分布問題，本文遵循周曄馨的做法[11]，以農(nóng)戶收入的對數(shù)值(Income)為被解釋變量、以社會(huì)資本以及相關(guān)控制變量為解釋變量，通過在0.01-0.99分位點(diǎn)上進(jìn)行99次無條件分位數(shù)回歸，得到不同收入分位點(diǎn)上脫域型社會(huì)資本的收入回報(bào)率的變化規(guī)律，從而比較窮人和富人脫域型社會(huì)資本的經(jīng)濟(jì)回報(bào)率的特征及差異，相關(guān)結(jié)果匯總為圖5(b)和(c)。圖5(a)顯示，脫域型社會(huì)資本與收入呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系，即富人擁有更多的脫域型社會(huì)資本。圖5(b)和(c)的回歸結(jié)果表明，脫域型社會(huì)資本的估計(jì)系數(shù)呈現(xiàn)出伴隨收入分位點(diǎn)增加而逐漸上升的趨勢，而且，估計(jì)系數(shù)在大部分分位點(diǎn)上均是顯著的，即富人從脫域型社會(huì)資本中獲得了更高的收入回報(bào)率。綜上所述，低收入農(nóng)戶脫域型社會(huì)資本的擁有量與回報(bào)率均顯著低于高收入農(nóng)戶。因此，脫域型社會(huì)資本刺激了農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

圖5　不同收入分位點(diǎn)上脫域型社會(huì)資本擁有量與回報(bào)率差異注：1.上面三個(gè)圖中的橫軸代表的是收入的分位點(diǎn)2.圖(a)中，散點(diǎn)標(biāo)注的是各個(gè)收入分位點(diǎn)上脫域型社會(huì)資本擁有量的平均值，曲線代表的是這些散點(diǎn)的二次擬合曲線；圖(b)中，散點(diǎn)標(biāo)注的是99個(gè)分位點(diǎn)上脫域型社會(huì)資本的回歸系數(shù)，曲線代表的是這些散點(diǎn)的二次擬合曲線；圖(c)中，散點(diǎn)標(biāo)注的是99個(gè)分位點(diǎn)上脫域型社會(huì)資本回歸系數(shù)所對應(yīng)的P值。估計(jì)技術(shù)采用的是Firpo et al提出的無條件分位數(shù)回歸[45]，抽樣方法采用的是200次Bootstrap。

六、研究結(jié)論與政策建議

大量的理論研究表明，市場中個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為嵌入于社會(huì)結(jié)構(gòu)之中[1]，社會(huì)關(guān)系顯著影響經(jīng)濟(jì)主體的行為方式與行為結(jié)果。因此，農(nóng)戶的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶收入差距形成及擴(kuò)大具有內(nèi)在影響。特別是，中國正在持續(xù)經(jīng)歷的社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷背景下，聚焦于社會(huì)資本作用于農(nóng)戶收入差距機(jī)理的研究就顯得尤為必要。與大多研究不同的是，本文重點(diǎn)關(guān)注社會(huì)資本異質(zhì)性的特征和事實(shí)，將社會(huì)資本劃分為地域型社會(huì)資本和脫域型社會(huì)資本，構(gòu)建社會(huì)資本影響農(nóng)戶收入差距的理論分析框架，并提出“與地域型社會(huì)資本相比，脫域型社會(huì)資本更有利于農(nóng)戶收入增加，進(jìn)而刺激農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大”與“傳統(tǒng)的地域型社會(huì)資本并未明顯影響農(nóng)戶收入差距”兩個(gè)研究假設(shè)。基于兩階段社會(huì)資本投資模型的理論推導(dǎo)結(jié)果證實(shí)了研究假設(shè)的成立。另外，本文采用中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)的農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用再中心化影響函數(shù)(RIF)等回歸方法，從整體影響、區(qū)域差異、來源結(jié)構(gòu)等多維度實(shí)證檢驗(yàn)本文的兩個(gè)研究假設(shè)。最后，通過構(gòu)建綜合指數(shù)、采用方差指標(biāo)、控制信息化程度等角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得到與前文相一致的估計(jì)結(jié)果，進(jìn)一步佐證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

本文的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與地域型社會(huì)資本相比，由社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷而形成的脫域型社會(huì)資本更有利于農(nóng)戶收入的增加，從而加劇了農(nóng)戶收入差距的擴(kuò)大。因此，可以預(yù)見的是，伴隨脫域型社會(huì)資本逐漸成為農(nóng)民社會(huì)資本的主要形態(tài)，農(nóng)村傳統(tǒng)的基于地緣、血緣形成的地域型社會(huì)資本的經(jīng)濟(jì)功能將遭遇到發(fā)展的“瓶頸”，甚至可能會(huì)出現(xiàn)一些負(fù)面的影響，如對“外人”的排斥效應(yīng)、對人力資本投資的擠占效應(yīng)等。如果不加以引導(dǎo)，農(nóng)村地區(qū)的貧困“自我復(fù)制”問題將會(huì)凸顯。論文的研究發(fā)現(xiàn)了農(nóng)戶收入差距擴(kuò)大新的理論機(jī)理和渠道。因此，農(nóng)民收入差距的調(diào)控，特別是農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧的政策研究，更應(yīng)該關(guān)注農(nóng)村社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷中社會(huì)關(guān)系管理的非正式制度安排，決策層應(yīng)重視通過改革與創(chuàng)新戶籍制度、農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度、農(nóng)民的教育與培訓(xùn)制度、農(nóng)民工市民化制度，以及加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的通訊、交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，順暢農(nóng)民社會(huì)交往的渠道，擴(kuò)大交流機(jī)會(huì)，降低交流成本，在市場化進(jìn)程中，加速農(nóng)民的社會(huì)化質(zhì)量和效率，縮小農(nóng)戶間的社會(huì)化差距。

[1]GRANOVETTER M. Economic action and social structure: the problem of embeddedness[J]. American Journal of Sociology, 1985, 91(3): 481-510.

[2]梁漱溟. 中國文化要義[M]. 上海：上海人民出版社，2011.

[3]ZHANG Jian, GILES J, ROZELLE S. Does it pay to be a cadre—estimating the returns to being a local official in rural China[J]. Journal of Comparative Economics, 2012, 40(3): 337-356.

[4]MACCHIAVELLO R, MORJARIA A. The value of relationships: evidence from a supply shock to Kenyan rose exports[J]. American Economic Review, 2015, 105(9): 2911-2945.

[5]楊文，孫蚌珠，王學(xué)龍. 中國農(nóng)村家庭脆弱性的測量與分解[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2012(4): 40-51.

[6]GROOTAERT C. Measuring social capital: an integrated questionnaire[M]. Washington, DC: World Bank Publications, 2004.

[7]RAM R. Social capital and income inequality in the United States[J]. Atlantic Economic Journal, 2013, 41(1): 89-91.

[8]CLEAVER F. The inequality of social capital and the reproduction of chronic poverty[J]. World Development, 2005, 33(6): 893-906.

[9]李樹，陳剛. “關(guān)系”能否帶來幸福？——來自中國農(nóng)村的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012(8): 66-78.

[10]趙劍治，陸銘. 關(guān)系對農(nóng)村收入差距的貢獻(xiàn)及其地區(qū)差異——一項(xiàng)基于回歸的分解分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2010，9(1): 363-390.

[11]周曄馨. 社會(huì)資本是窮人的資本嗎？——基于中國農(nóng)戶收入的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 管理世界，2012(7): 83-95.

[12]SABATINI F. Social capital as social networks: a new framework for measurement and an empirical analysis of its determinants and consequences[J]. The Journal of Socio-Economics, 2009, 38(3): 429-442.

[13]葉靜怡，周曄馨. 社會(huì)資本轉(zhuǎn)換與農(nóng)民工收入——來自北京農(nóng)民工調(diào)查的證據(jù)[J]. 管理世界，2010(10): 34-46.

[14]王春超，周先波. 社會(huì)資本能影響農(nóng)民工收入嗎？——基于有序響應(yīng)收入模型的估計(jì)和檢驗(yàn)[J]. 管理世界，2013(9): 55-68.

[15]LIN Nan. Social capital: a theory of social structure and action[M]. Cambridge: Cambridge University Press, 2001.

[16]吉登斯. 現(xiàn)代性的后果[M]. 田禾，譯. 南京：譯林出版社，2000.

[17]蘭亞春. 居民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)脫域?qū)Τ鞘猩鐓^(qū)結(jié)構(gòu)的制約[J]. 吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2013(4): 122-128.

[18]NELSON P B. Rural restructuring in the American west: land use, family and class discourses[J]. Journal of Rural Studies, 2001, 17(4): 395-407.

[19]DIMAGGIO P, GARIP F. How network externalities can exacerbate intergroup inequality[J]. American Journal of Sociology, 2011, 116(6): 1887-1933.

[20]邊燕杰，王文彬，張磊，等. 跨體制社會(huì)資本及其收入回報(bào)[J]. 中國社會(huì)科學(xué)，2012(2): 110-126.

[21]蔡昉. 人口轉(zhuǎn)變、人口紅利與劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010(4): 4-13.

[22]GERBER T P, MAYOROVA O. Getting personal: networks and stratification in the Russian labor market, 1985-2001[J]. American Journal of Sociology, 2010, 116(3): 855-908.

[23]程誠，邊燕杰. 社會(huì)資本與不平等的再生產(chǎn)：以農(nóng)民工與城市職工的收入差距為例[J]. 社會(huì)，2014(4): 67-90.

[24]JIN Dawei, WANG Haizhi, WANG Peng, et al. Social trust and foreign ownership: evidence from qualified foreign institutional investors in China[J]. Journal of Financial Stability, 2016, 23(C): 1-14.

[25]吳愈曉. 社會(huì)關(guān)系、初職獲得方式與職業(yè)流動(dòng)[J]. 社會(huì)學(xué)研究，2011(5): 128-152.

[26]HASAN S, BAGDE S. The mechanics of social capital and academic performance in an Indian college[J]. American Sociological Review, 2013, 78(6): 1009-1032.

[27]LUCAS R E Jr. Human capital and growth[J]. American Economic Review, 2015, 105(5): 85-88.

[28]吳曉剛，張卓妮. 戶口、職業(yè)隔離與中國城鎮(zhèn)的收入不平等[J]. 中國社會(huì)科學(xué)，2014(6): 118-140.

[29]趙延?xùn)|，洪巖璧. 社會(huì)資本與教育獲得——網(wǎng)絡(luò)資源與社會(huì)閉合的視角[J]. 社會(huì)學(xué)研究，2012(5): 47-68.

[30]SERRA T, POLI E. Shadow prices of social capital in rural India, a nonparametric approach[J]. European Journal of Operational Research, 2015, 240(3): 892-903.

[31]AK?OMAK I S, WEEL B T. Social capital, innovation and growth: evidence from Europe[J]. European Economic Review, 2009, 53(5): 544-567.

[32]馬光榮，楊恩艷. 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011(3): 83-94.

[33]王聰，柴時(shí)軍，田存志，等. 家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與股市參與[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2015(5): 105-124.

[34]尹志超，宋全云，吳雨，等. 金融知識(shí)、創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)[J]. 管理世界，2015(1): 87-98.

[35]WETTERBERG A. Crisis, connections, and class: how social ties affect household welfare[J]. World Development, 2007, 35(4): 585-606.

[36]王晶. 農(nóng)村市場化、社會(huì)資本與農(nóng)民家庭收入機(jī)制[J]. 社會(huì)學(xué)研究，2013(3): 119-144.

[37]陳波. 二十年來中國農(nóng)村文化變遷：表征、影響與思考——來自全國25省(市、區(qū))118村的調(diào)查[J]. 中國軟科學(xué)，2015(8): 45-57.

[38]陸銘，張爽，佐藤宏. 市場化進(jìn)程中社會(huì)資本還能夠充當(dāng)保險(xiǎn)機(jī)制嗎？——中國農(nóng)村家庭災(zāi)后消費(fèi)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯，2010(1): 16-38.

[39]MOGUES T, CARTER M R. Social capital and the reproduction of economic inequality in polarized societies[J]. The Journal of Economic Inequality, 2005, 3(3): 193-219.

[40]李清政，劉天倫，陳子夏. 社會(huì)資本視角下家庭增收效應(yīng)的理論與實(shí)證研究[J]. 宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014(1): 126-134.

[41]周京奎，黃征學(xué). 住房制度改革、流動(dòng)性約束與“下?！眲?chuàng)業(yè)選擇[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2014(3): 158-170.

[42]MOGUES T. A two-dimensional measure of polarization[R]. Washington, DC: IFPRI, 2008.

[43]謝家智，王文濤，車四方. 巨災(zāi)風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)抗逆力評(píng)價(jià)及分布特征分析[J]. 湖南大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2016(3): 85-93.

[44]FIRPO S, FORTIN N M, LEMIEUX T. Decomposing wage distributions using recentered inuence function regressions[EB/OL]. http://www.economics.uci.edu/files/docs/micro/f07/lemieux.pdf, 2007-06-23.

[45]FIRPO S, FORTIN N M，LEMIEUX T. Unconditional quantile regressions[J]. Econometrica, 2009, 77(3): 953-973.

[46]KEMP-BENEDICT E. Inequality and trust: testing a mediating relationship for environmental sustainability[J]. Sustainability, 2013, 5(2): 779-788.

[47]AGHION P, AKCIGIT U, BERGEAUD A, et al. Innovation and top income inequality[R]. London: CEPR, 2015.

[48]SARRACINO F. Determinants of subjective well-being in high and low income countries: do happiness equations differ across countries?[J]. The Journal of Socio-Economics, 2013, 42(3): 51-66.

[49]JEONG H, KIM Y, MANOVSKII I. The price of experience[J]. American Economic Review, 2015, 105(2): 784-815.

[50]ITO J, BAO Zongshun, SU Qun. Distributional effects of agricultural cooperatives in China: exclusion of smallholders and potential gains on participation[J]. Food Policy, 2012, 37(6): 700-709.

[51]國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)科研所信息化統(tǒng)計(jì)評(píng)價(jià)研究組. 信息化發(fā)展指數(shù)優(yōu)化研究報(bào)告[J]. 管理世界，2011(12): 1-11.

(本文責(zé)編：王延芳)

Social Structure Change, Social Capital Transition,and Income Inequality in Rural China

XIE Jia-zhi1, WANG Wen-tao2

(1.Research Center of Rural Finance and Agricultural Modernization, Southwest University, Chongqing 400715, China;2.CollegeofEconomicsandManagement,SouthwestUniversity,Chongqing400715,China)

China’s social structure change has strengthened the flow of farmers across regions. As a result, the social capital of the rural household has more and more obvious characteristics of disembedding. However, the formation of the disembedding social capital and its impact on the income inequality in rural China has not yet caused concern. Based on this, the social capital is divided into embedding social capital and disembedding social capital. A theoretical analysis framework of the impact of social capital on rural households’ income inequality is also built. Based on data of CGSS, and method of recentered influence function regression, hypotheses are carefully test from multi dimension. The results show that the traditional embedding social capital has no significant effect on the income inequality in rural China; however, the disembedding social capital is more favorable to the increase of household income, which will stimulate the expansion of the income inequality between farmers. The research scope of rural social capital theory has been extended, and a new theoretical and empirical evidence for the income inequality in rural China under the background of social change has been found.

social structure change; disembedding social capital; income inequality; recentered influence function regression

2016-01-19

2016-05-27

本文受教育部規(guī)劃項(xiàng)目(12YJA790149)、西南大學(xué)決策咨詢項(xiàng)目(2016SWUJCZX09)、中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金項(xiàng)目(SWU1609239)和重慶市重點(diǎn)文科基地項(xiàng)目(16SKB041)資助。

謝家智(1967-)，男，四川西充人，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，博士，研究方向：國民收入分配、農(nóng)村金融與財(cái)政。

F124.7

A

1002-9753(2016)10-0020-17