朱詩娥，楊汝岱

(1.湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105；2.北京大學 經(jīng)濟學院，北京 100871)

一、問題的提出

居民收入增長與居民收入分配是中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期面臨的重要問題。伴隨“公平”與“效率”的爭論，一直以來，社會公眾和學者們都更多討論收入增長以后如何“分蛋糕”的問題，這實際上先驗假定收入分配是個“制度”問題?！肮健辈⒉皇恰捌骄?，機會均等才是最為根本的原則。筆者認為，有必要換個角度，從個人收入增長的來源進行探討，在個人收入的“生產(chǎn)”過程中，哪些要素是造成收入差距的主要原因，這樣才能從根源上優(yōu)化機制設(shè)計，充分發(fā)揮個人生產(chǎn)資源的有效配置，保障機會均等，實現(xiàn)“公平”與“效率”的統(tǒng)一。社會資本、人力資本和勞動時間是個人生產(chǎn)活動的最重要生產(chǎn)要素，正是這些要素對于不同階層群體有不同的影響，從而擴大了個人之間的收入差距。以這一認識為基礎(chǔ)，本文研究社會資本對不同收入階層的差異化回報。

“社會資本”是社會經(jīng)濟學研究領(lǐng)域非常重要的研究主題，很多成果從概念定義、理論與應(yīng)用等方面進行探討。Coleman[1]提出的“社會資本”這一概念開始受到社會學界的關(guān)注。Coleman[2]將社會資本與實物資本、人力資本從外部性差異角度做了區(qū)分，認為社會資本能夠提供共享信息、降低風險、減少機會主義行為[3-4]。Putnam等[5]在論述意大利民間團體的重要著作中，將人際網(wǎng)絡(luò)視為社會資本最重要的特征之一。Munshi[6]與Durlauf和Fafchamps[7]認為，社會網(wǎng)絡(luò)、信任和合作行為是社會資本的三個核心內(nèi)容。Knight和Yueh[8]通過對中國的城市調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會資本不僅給勞動者在勞動力市場上帶來正的回報，而且這種回報在私有部門反而高于國有部門。Dolfin和Genicot[9]運用墨西哥—美國的勞動力遷移數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，整個家庭網(wǎng)絡(luò)為低收入家庭提供了信用來源。Kinnan和Townsend[10]在分析泰國村莊的親屬網(wǎng)絡(luò)對其成員投資借貸的影響時發(fā)現(xiàn)，親屬網(wǎng)絡(luò)的存在為其家庭提供了一種隱性擔保，使其能獲得更多的投資借貸。關(guān)于中國家庭社會資本的研究也有很多成果。Peng[11]使用366個村莊的數(shù)據(jù)分析表明，有宗族網(wǎng)絡(luò)的村莊，其私營企業(yè)特別是有相當規(guī)模的私營企業(yè)的數(shù)量大大多于沒有網(wǎng)絡(luò)的村莊，企業(yè)宗族網(wǎng)絡(luò)有助于私營企業(yè)的發(fā)展。馬光榮和楊恩艷[12]指出，擁有更多社會網(wǎng)絡(luò)的中國農(nóng)民，將有更廣泛的私人借貸渠道，從而更有可能自營工商業(yè)。郭云南等[13]分析了中國村莊宗族網(wǎng)絡(luò)對家庭平滑消費的影響，并從農(nóng)村正規(guī)融資與私人融資的角度進行了解釋?？偨Y(jié)這些研究，有兩點引起關(guān)注：第一，理論上，對社會資本還缺乏一個清晰的界定，概念范疇較為模糊。第二，社會資本的相關(guān)研究主題較為寬泛，這會使得相關(guān)研究成果缺乏可比性。

現(xiàn)有的成果說明，從實證角度來看，很難對社會資本做一個準確合理的度量。邊燕杰[14]將社會資本定義為社會網(wǎng)絡(luò)資源，借助“春節(jié)拜年網(wǎng)”，從網(wǎng)絡(luò)規(guī)模(拜年人數(shù))、網(wǎng)頂(拜年的最高職業(yè)聲望)、網(wǎng)差(拜年人來自多少個職業(yè))和網(wǎng)絡(luò)構(gòu)成(是否存在行政領(lǐng)導階層、知識階層、經(jīng)理階層的關(guān)系紐帶)四個角度測量社會資本。王宇鋒[15]用宗族結(jié)構(gòu)作為對村莊社會網(wǎng)絡(luò)的度量，將姓氏結(jié)構(gòu)作為宗族結(jié)構(gòu)的代理指標。王桂新和伍俊奎[16]將是否有外來農(nóng)民工親戚朋友、是否有本地居民親戚朋友定義社會資本。葉靜怡和周曄馨[17]用同學數(shù)量、親戚數(shù)量表示社會資本。王子和葉靜怡[18]以北京農(nóng)民工為樣本，用在北京認識的人數(shù)、層次、頻率、投入等代表社會資本。章元和陸銘[19]根據(jù)2002年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)中9 200家農(nóng)戶數(shù)據(jù)，使用農(nóng)民家庭在2002年曾經(jīng)贈送過禮品或金錢的親友數(shù)量作為家庭所擁有的親友數(shù)量的代理變量。鄒宇春等[20]考察拜年網(wǎng)、職業(yè)網(wǎng)和飯局網(wǎng)等不同維度的社會資本。趙劍治和陸銘[21]選取“家庭有幾個關(guān)系親密的親友在政府部門工作”“家庭有幾個城里經(jīng)常聯(lián)系的親友”“去年婚喪嫁娶、生日送禮支出”“去年春節(jié)購買禮品支出”作為家庭社會資本的代理變量。胡榮等[22]從社團參與(同鄉(xiāng)、校友聚會，行業(yè)協(xié)會，寺廟或教會活動、社區(qū)活動、學術(shù)社團活動、單位組織到活動)、城市居民的社會信任、公共事務(wù)的參與三個方面度量社會資本。潘越等[23]用各省信任度、無償獻血率(社會公德)、公司股東或高管與政要的關(guān)系度量社會資本。蔣乃華和卞智勇[24]用是否是干部家庭、農(nóng)戶的交通與通訊服務(wù)費用支出、對親友的轉(zhuǎn)移性支出等三個指標來度量農(nóng)戶的社會資本。從這些指標體系來看，根據(jù)不同的研究，會采用不同的度量指標，指標體系之間的差異較大。本文使用北京大學中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)研究社會資本及其對收入水平和收入差距的影響。本文改進現(xiàn)有文獻的研究，區(qū)分個人、家庭、家族三個層面的社會資本，從不同的角度對社會資本進行量化分析。現(xiàn)有研究中，張爽等[25]從社會網(wǎng)絡(luò)與信任兩個維度、家庭與社區(qū)兩個層面度量社會資本，與本文略有接近。

教育作為一項主要的人力資本投資，其對于收入的影響已經(jīng)被大量的研究者關(guān)注。普遍的觀點認為，教育具有正回報率，對個人收入的提高具有正向影響。Trostel等[26]根據(jù)28個國家1985—1995年的數(shù)據(jù)，估計世界平均教育回報率男性大約為4.8%，女性大約為5.6%。 Zhang等[27]基于中國國家統(tǒng)計局城鎮(zhèn)家戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，1988—2001年，中國的教育回報率由4.0%上升到了10.2%。Appleton等[28]使用CHIP城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)對中國教育回報率的估計表明，1988—2002年，中國的教育回報率由3.6%上升到了7.5%。Song[29]認為教育可以顯著降低貧困的可能性。Heckman和Li[30]基于中國的研究發(fā)現(xiàn)四年大學教育可以使年收入提高43%。李實和丁賽[31]估計了1990—1999年間中國城鎮(zhèn)教育回報率的長期變化趨勢，指出教育能顯著提高勞動者的工資。徐大豐[32]發(fā)現(xiàn)社會教育程度的提升對高中以下教育程度的人員工資始終都有正向的影響，但對受過高等教育的人員而言，社會教育程度的提高在短期內(nèi)并沒有對他們的工資產(chǎn)生積極的影響。

從現(xiàn)有文獻來看，估計中國教育平均回報率及其變化的相關(guān)研究較多，使用分位數(shù)回歸方法估計教育對中國不同收入層次人群的異質(zhì)性回報的研究較少。張車偉[33]使用浙江、上海、福建三省市的數(shù)據(jù)，基于Mincer方程，估計不同教育程度和收入水平的教育回報率。其分位數(shù)回歸表明，教育回報率隨收入水平增加而增加，且最高95%收入者的教育回報率是最低5%收入者的兩倍多。劉生龍[34]的研究卻表明雖然教育對中國居民的收入有正面的促進作用，且女性的教育回報率要高于男性，但教育的回報率隨收入的增加而下降。

本文以北京大學2010年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)中的家庭和個人微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究了社會資本、人力資本和勞動時間對勞動者收入的不同影響。筆者認為，社會資本、人力資本和勞動時間三種生產(chǎn)要素對收入分配有著不同的政策含義。具體來說，社會資本差異是造成收入差距的最重要因素，而人力資本差異的影響偏中性，勞動時間方面的差異則有利于縮小收入差距。本文借助分位數(shù)回歸方法研究了社會資本、人力資本和勞動時間等三種人力資本形式的回報率模式，這種形式的比較研究在勞動經(jīng)濟學研究領(lǐng)域中尚屬首次。

二、理論基礎(chǔ)與數(shù)據(jù)描述

本文的理論邏輯體系在于，借鑒宏觀經(jīng)濟理論代表性經(jīng)濟個體的假設(shè)，應(yīng)用到代表性個人的“生產(chǎn)”行為，并重點討論社會資本在這種“生產(chǎn)”過程中對異質(zhì)性代表性個人的差異化影響。按照經(jīng)濟學研究的標準范式，假設(shè)經(jīng)濟個體在一定的技術(shù)約束條件下，利用現(xiàn)有的資源稟賦，生產(chǎn)出產(chǎn)品并獲得收益，無數(shù)個體的行為將形成整體經(jīng)濟表現(xiàn)。在新古典經(jīng)濟增長模型中，假設(shè)有一個代表性廠商，以勞動和資本作為投入要素，在一定的技術(shù)條件下生產(chǎn)，后續(xù)的模型則進一步將資本區(qū)分為物質(zhì)資本和人力資本。本文的討論類似于這種思路，將個人的經(jīng)濟行為簡單理解為一種生產(chǎn)行為，投入的要素包括社會資本、人力資本(教育)和勞動時間。與傳統(tǒng)廠商模型的差別在于，引入代表性個人的異質(zhì)性，即從收入水平的維度對個人進行區(qū)分，并重點討論社會資本對于異質(zhì)性個體(階層)的差異化影響。在這一邏輯體系下，社會資本被視為一種要素投入，類似于物質(zhì)資本、人力資本在宏觀經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮作用，被納入經(jīng)濟學的分析范疇。社會資本作為一種繼物質(zhì)資本和人力資本之后的新型資本，用來解釋增長模型中的“索洛剩余”。Ostrom[35]指出社會資本是自然資本、物質(zhì)資本、人力資本的必要補充，將社會資本視為經(jīng)濟增長的另一個決定因素，進一步擴展新古典增長模型的生產(chǎn)函數(shù)為，Y(t)=[AL(t)]1-α-β-γK(t)αH(t)βS(t)γ，A、L、K、H、S分別為技術(shù)水平、勞動、物質(zhì)資本、人力資本和社會資本，α、β、γ分別為物質(zhì)資本、人力資本、社會資本的貢獻系數(shù)。本文與類似理論框架的區(qū)別在于，忽略個人生產(chǎn)的物質(zhì)資本(也可以理解為歸入A)，重點討論社會資本、人力資本和勞動時間的影響。

本文所使用的數(shù)據(jù)來自2010年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)。CFPS是北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施的一項旨在通過跟蹤搜集個體、家庭、社區(qū)三個層次數(shù)據(jù)，全面反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康變遷的數(shù)據(jù)庫。2010年CFPS數(shù)據(jù)調(diào)查涵括了25個省、市、自治區(qū)，涉及超過全國90%的人口。[注]除西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、中國香港、中國澳門、中國臺灣以外的所有省、市、自治區(qū)。

本文主要關(guān)心社會資本、人力資本和勞動時間對勞動者收入的影響，剔除了在校生、年齡小于16歲或大于55歲的女性樣本、年齡小于16歲或大于60歲的男性樣本。為避免測量誤差對回歸結(jié)果的影響，剔除了年收入缺失和年收入小于1 000元的樣本。由于本文后續(xù)研究主要基于分位數(shù)回歸方法，剔除異常值對回歸結(jié)果的影響很小。經(jīng)過對原始數(shù)據(jù)的反復分析發(fā)現(xiàn)，年收入非常低的樣本，其數(shù)據(jù)可信度很低，為盡量降低測量誤差的影響，在回歸中剔除了收入極低的樣本。同時，剔除了經(jīng)驗分析主要變量(包括受教育年限、勞動時間、年齡、性別、民族、黨派、婚姻狀況、健康情況等)缺失的樣本。經(jīng)過處理，獲得11 279個成人樣本，其中城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本分別為3 322個和7 957個。

本文主要關(guān)心不同收入階層在社會資本、人力資本和勞動時間回報上的差異，因而首先需要對不同群體在社會資本、人力資本和勞動時間上的投入進行度量。本文將社會資本分為三個層次：個體層次、家庭層次和家族層次。個體層次的社會資本由個人社會交往時間和社會交往支出度量，社會交往支出以通訊費用的對數(shù)度量。家庭層次的社會資本由過年拜訪家庭的親戚朋友個數(shù)和家庭當年禮金支出的對數(shù)度量。家族層次的社會資本由家庭中有行政職務(wù)的兄弟姐妹個數(shù)來度量，反映了非個人自身直接決定的社會資本水平，外生性更強。遵循文獻的一般做法，人力資本使用受教育年限來度量。[注]CFPS 報告了個人所獲得的最高學歷，將最高學歷轉(zhuǎn)換為受教育年限，具體為：文盲=0年，小學=6年；初中=9年；高中=12年；大專=5年；大學本科=16年；碩士=19年；博士=22年。并以工作日平均每天工作小時數(shù)度量個人的勞動時間投入。表1描述了按收入等級劃分不同群體的社會資本、人力資本和勞動時間投入的均值。

表1 不同群體的社會資本、人力資本和勞動時間投入

從表1中可以看出，無論是個體、家庭還是社會層次的社會資本，都隨著收入水平上升而上升，這個趨勢在城鎮(zhèn)和農(nóng)村的子樣本中沒有改變。在城鎮(zhèn)樣本中，社會交往時間和兄弟姐妹行政職務(wù)數(shù)目并非完全單調(diào)遞增，這主要是由城鎮(zhèn)各分位數(shù)上樣本量相對較少所導致的。當使用城鎮(zhèn)全樣本(主要是不剔除收入缺失的樣本)重新觀察各變量的均值，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)樣本中各種社會資本度量指標都呈現(xiàn)出單調(diào)上升趨勢。同時，與現(xiàn)有文獻相一致，個體受教育年限隨著收入水平上升而提高。有趣的發(fā)現(xiàn)是，個體平均勞動時間也隨著收入水平上升而提高。根據(jù)經(jīng)典的勞動供給理論，收入水平提高對勞動時間存在收入效應(yīng)和替代效應(yīng)。收入效應(yīng)意味著收入水平越高，閑暇所帶來的邊際效應(yīng)越高，工作時間越短；替代效應(yīng)則恰恰相反，個體收入水平越高意味著工作回報越高，工作時間越長。收入水平與勞動時間之間的正相關(guān)性似乎說明替代效應(yīng)更為重要，但嚴格地說，替代效應(yīng)應(yīng)該觀察單位小時工資水平對勞動供給的影響，因而收入水平與勞動時間之間的正相關(guān)性只能說明替代效應(yīng)可能存在，而非必然。替代效應(yīng)無法邏輯一致地解釋后文的結(jié)果，因而不再對替代效應(yīng)進行更深入分析。

從城鄉(xiāng)比較來看，個體層面的社會資本(社會交往支出和社會交往時間)沒有顯著的差異。農(nóng)村過年拜訪親友數(shù)目系統(tǒng)地高于城鎮(zhèn)。農(nóng)村生活和工作地點重合程度較高，流動性較小，社會保險和信貸也主要發(fā)生于宗族、親戚和朋友之間，這種鄉(xiāng)土社會的特征導致過年相互拜訪更為頻繁。城鎮(zhèn)地區(qū)則已逐漸步入市民社會，其社會保險、信貸需求往往不再依靠親戚朋友，同時親戚朋友往往居住比較分散，更少通過過年相互拜訪的方式來進行交流。城鎮(zhèn)地區(qū)家庭禮金支出系統(tǒng)地高于農(nóng)村地區(qū)，不僅反映了城鎮(zhèn)居民收入水平更高，也說明禮金對城市和農(nóng)村都是重要的社會交往方式。城鎮(zhèn)個體有行政職務(wù)的兄弟姐妹數(shù)目大大高于農(nóng)村，說明農(nóng)村居民在社會層次方面擁有的社會資本中存在很大的劣勢。比較城鄉(xiāng)受教育年限可以看到，農(nóng)村居民人力資本水平大大低于城鎮(zhèn)居民，這是中國城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的重要原因。另一方面，農(nóng)村樣本的勞動時間系統(tǒng)地高于城鎮(zhèn)，可能說明農(nóng)村居民只能通過延長勞動時間來彌補人力資本和社會資本的不足。

綜上可見，不同群體在社會資本、人力資本和勞動時間投入上存在很大的差異，這將影響到不同群體的收入水平和整個社會的收入分配。然而，僅僅因投入水平不同而產(chǎn)生的收入差異往往是容易被社會所接受的。相反，如果不同群體相同投入所產(chǎn)生的回報不同，這將帶來收入分配中的“機會不均等”，產(chǎn)生的社會后果將更為嚴重，這也是本文后續(xù)研究的重點所在。

三、經(jīng)驗分析

本部分主要研究各類社會資本、人力資本和勞動時間的投資回報，分析不同群體投資回報的差異，進而討論回報率差異對收入分配的影響。為研究不同群體的各類投入的回報，本文與經(jīng)典文獻Mincer[36]一致，構(gòu)建了半對數(shù)計量模型(1)，使用個人總收入的對數(shù)作為被解釋變量的主要原因是考慮到社會資本對各項收入(如經(jīng)營性收入等)都有影響，而不僅限于工資或勞動收入。

ln(income)=α0+α1socialcapital+α2edu+α3labortime+βX+u

(1)

其中，ln(income)為個人年收入的對數(shù)值，socialcapital 為個人的各種社會資本投入，edu為受教育年限，度量個人的人力資本投資，labortime為個人工作日平均工作時間，度量個人的勞動投入。1、2和3為本文關(guān)注的核心變量，即社會資本、人力資本和勞動時間的回報。X為模型的其他控制變量，包括年齡、年齡的平方、性別、民族、中共黨員、婚姻狀況、健康狀況、戶口和地區(qū)虛擬變量。[注]虛擬變量的定義如下，性別：0=女性，1=男性；民族：0=漢族，1=其他民族；中共黨員：0=非中共黨員，1=中共黨員；婚姻狀況：0=未婚，1=已婚；健康狀況：1=健康，2=一般，3=比較不健康，4=不健康，5=非常不健康；戶口：0=農(nóng)村戶籍，1=城鎮(zhèn)戶籍?；谟嬃磕Ｐ?1)，可以利用CFPS數(shù)據(jù)實證估計各種社會資本、人力資本和勞動時間的回報。

(一)個人層次的投資回報

本文首先研究個人層次社會資本的投資回報。表2報告了使用社會交往時間度量社會資本的回歸結(jié)果，第二列為標準的最小二乘法(OLS)的回歸結(jié)果。[注]限于篇幅，本文沒有匯報省份虛擬變量的回歸結(jié)果。從表2中可以看出，社會交往時間對個人收入存在顯著的正向影響，社會交往時間上升1個百分點，個人收入上升0.913個百分點，這說明社會交往有利于提高個人收入水平。與文獻相一致，人力資本提高有利于提高個人收入，受教育年限增加一年，個人收入水平提高5.6%。勞動時間增加將提高個人的收入水平，勞動時間增加1小時，個人收入水平提高4.2%。這些發(fā)現(xiàn)都與理論推斷相符，即社會資本、人力資本和勞動時間都將提高個人收入水平。

在其他控制變量中，個人收入和年齡呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，即個人收入隨著年齡先上升后下降，與生命周期理論相符。同時，男性收入顯著高于女性，少數(shù)民族收入水平相對較低，中共黨員的收入水平相對更高，健康狀況更差的個體收入水平更低，城鎮(zhèn)居民收入水平顯著高于農(nóng)村。這些發(fā)現(xiàn)都與現(xiàn)有研究相一致，進一步說明CFPS數(shù)據(jù)和本文經(jīng)驗方法是比較可靠的。

本文主要關(guān)心各類投資回報是否存在差異。使用分位數(shù)回歸方法來體現(xiàn)其回報率的不同模型。表2第三到七列分別報告了0.10，0.25，0.50，0.75，0.90五個分位數(shù)上的投資回報。從回歸結(jié)果中可以看出，社會交往時間的回報率呈現(xiàn)出“錦上添花”的形式：從低分位數(shù)到高分位數(shù)，回報率越來越高。在0.10分位上，社會交往時間的回報不顯著；在0.25分位至0.90分位上，社會交往時間的回報率越來越高的模式非常清楚。對比表1可以發(fā)現(xiàn)，富人在社會資本上的投入本來就多，而且社會資本的回報率呈現(xiàn)“錦上添花”的形式，在給定教育水平、經(jīng)驗等人力資本特征的群體里，富人在該群體的高分位數(shù)上，是該群體中運氣較好的人。從社會資本回報率“錦上添花”的模式來看，社會資本的幫助會比較大。這使得社會資本對富人的影響“如虎添翼”，從這個意義上而言，社會資本因素將導致收入差距擴大。

相比于社會交往時間，受教育年限在不同分位數(shù)上的回報沒有顯著差異，呈現(xiàn)出的是一種“一視同仁”的模式，中位數(shù)上的受教育年限回報略高于高分位數(shù)和低分位數(shù)上的回報。由此可見，教育對收入分配的影響主要通過受教育水平差異來體現(xiàn)。勞動時間的回報與社會交往時間的情況完全相反，呈現(xiàn)出一種“雪中送炭”的形式：從低分位數(shù)到高分位數(shù)，回報率越來越低。表1結(jié)果顯示，低收入階層的勞動投入低于高收入階層，但表2卻發(fā)現(xiàn)低收入階層勞動投入的回報高于高收入階層，也就是說，低收入階層的高回報并沒有導致勞動投入的增加，即收入的“替代效應(yīng)”可能并不重要。一種更加可能的解釋是，低收入階層面對的就業(yè)機會有限，盡管其勞動投入的回報比較高，但在無法獲得就業(yè)機會的前提下，勞動投入回報無法得到有效實現(xiàn)。

表2 社會交往時間、人力資本和勞動時間投入回報：基礎(chǔ)回歸

注：括號內(nèi)為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。下同。

中國農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民在社會資本形態(tài)、勞動投入方式等方面都存在諸多差異?？紤]到城鄉(xiāng)差異在中國的重要性，表3對中國城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村的樣本分別進行了回歸，為方便比較，依然保留了全樣本回歸的結(jié)果。

比較城鄉(xiāng)樣本的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，社會交往時間的回報在城市和農(nóng)村都呈現(xiàn)出隨分位數(shù)的提高而單調(diào)上升的趨勢，這進一步支持了基準回歸中得到的“錦上添花”的模式。但是，農(nóng)村居民的社會交往時間回報高于城鎮(zhèn)居民，這可能是因為農(nóng)村居民的時間機會成本相對更低，更傾向于通過投入社會交往時間來構(gòu)建社會網(wǎng)絡(luò)，累積社會資本。城鎮(zhèn)居民時間機會成本更高，因而更傾向于使用其他形式來建立社會資本，換而言之，社會交往時間可能不是城鎮(zhèn)居民社會資本的主要表現(xiàn)形式。城鎮(zhèn)和農(nóng)村受教育年限回報都比較穩(wěn)定，中位數(shù)個人的受教育年限回報略高，與基準結(jié)果的“一視同仁”模式完全一致。但是，城鎮(zhèn)居民的受教育年限回報遠遠高于農(nóng)村，這在很大程度上反映了城鄉(xiāng)教育質(zhì)量的差異，城鄉(xiāng)受教育年限回報的巨大差異是中國城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的重要原因[37]。城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的勞動時間投入回報都呈現(xiàn)出隨分位數(shù)的提高而單調(diào)遞減的趨勢，與基準回歸中的“雪中送炭”模式一致。城鎮(zhèn)居民勞動時間的回報高于農(nóng)村，反映了城鎮(zhèn)工業(yè)和服務(wù)業(yè)部分勞動投入回報更高的事實。

表3 社會交往時間、人力資本和勞動時間投入回報：穩(wěn)健性檢驗

除了社會交往時間，個人層面社會資本投入的另外一種重要形式是社會交往支出。與現(xiàn)有大部分微觀數(shù)據(jù)庫不同，CFPS數(shù)據(jù)庫對個人支出進行了比較詳細的調(diào)查。與社會交往聯(lián)系最為緊密的是個人通訊費用支出，在一定程度上反映了個體社會交往的廣度和深度，因而使用通訊費用的對數(shù)值度量社會交往支出。表4匯報了以社會交往支出作為社會資本度量的回歸結(jié)果。

表4 社會交往支出、人力資本和勞動時間投入回報

從OLS總體樣本回歸結(jié)果中可看出，社會交往支出對個人收入存在顯著的正向影響，社會交往支出提高1%，個人收入水平上升約3.99%。從分位數(shù)回歸結(jié)果表明，社會交往支出的回報隨著分位數(shù)的提高而趨于上升，“錦上添花”的模式繼續(xù)得到驗證。同時，受教育年限回報比較穩(wěn)定，勞動時間回報隨分位數(shù)的提高而下降。這都與基準模型(表2)相一致，說明了實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

從城鄉(xiāng)獨立回歸結(jié)果看，城鎮(zhèn)居民社會交往支出的回報顯著為正且比較穩(wěn)定。相反，農(nóng)村居民社會交往支出的回報則呈現(xiàn)明顯的遞增趨勢，說明農(nóng)村的高收入階層通過社會交往支出可以獲得更高的回報。同時，城鄉(xiāng)社會交往支出回報差異較小。與表3的發(fā)現(xiàn)相同，城鄉(xiāng)內(nèi)部受教育年限回報都比較穩(wěn)定，但城市教育回報遠遠高于農(nóng)村，是城鄉(xiāng)收入差距持續(xù)擴大的重要原因。勞動時間回報隨著收入水平上升而下降，且城鎮(zhèn)居民勞動時間的回報更高。

(二)家庭層次的投資回報

在CFPS數(shù)據(jù)中，可以用兩個指標衡量家庭層次的社會資本：過年拜訪親友數(shù)和家庭禮金支出。表5報告了以過年拜訪親友數(shù)和家庭禮金支出對數(shù)度量家庭層次社會資本的回歸結(jié)果。

過年拜訪親友數(shù)的度量指標發(fā)現(xiàn)，社會資本的回報依然隨著分位數(shù)的提高而提高，0.90分位上的社會資本回報是0.10分位的兩倍以上。受教育年限在不同分位上的回報比較穩(wěn)定，中位數(shù)上的回報略高于其他分位數(shù)。勞動時間的回報隨著分位數(shù)的提高而下降。這些結(jié)果在城鄉(xiāng)子樣本回歸中依然穩(wěn)健。上述結(jié)果進一步支持了前文的主要結(jié)論：社會資本回報呈現(xiàn)出“錦上添花”模式，勞動時間回報呈現(xiàn)出“雪中送炭”模式，受教育年限回報呈現(xiàn)出“一視同仁”模式。城鄉(xiāng)社會資本回報不存在顯著差異，但城鎮(zhèn)居民的受教育年限回報和勞動時間回報大大高于農(nóng)村居民。

家庭禮金支出的回報在不同分位數(shù)上不存在顯著差異。人力資本在不同分位上的回報率比較穩(wěn)定，勞動時間回報率隨分位數(shù)的提高而下降。比較城鄉(xiāng)樣本回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民禮金支出的回報率高于農(nóng)村居民，說明城鎮(zhèn)居民更容易利用禮金支出獲取社會資本，創(chuàng)造更高的回報。與前文發(fā)現(xiàn)相一致，城鎮(zhèn)居民受教育年限和勞動時間的回報都高于農(nóng)村居民，這將造成城鄉(xiāng)收入不平等。

表5 家庭層次的社會資本、人力資本和勞動時間投入回報

(三)家族層次的投資回報

本文使用擁有行政職務(wù)的兄弟姐妹數(shù)目度量家族層次的社會資本。這是因為，在當前的社會大背景，擁有行政職務(wù)往往意味著更大的資源配置能力，也更有可能為個人帶來收益，而弟姐妹是否擁有行政職務(wù)與個人的投入沒有直接關(guān)聯(lián)，屬于家族層次的社會資本。表6匯報了以擁有行政職務(wù)兄弟姐妹數(shù)目度量家族層次的社會資本的回歸結(jié)果。

表6 家族層次的社會資本、人力資本和勞動時間投入回報

從表6可以看出，兄弟姐妹中擁有行政職務(wù)的人數(shù)越多，個人收入水平越高。與前文的發(fā)現(xiàn)相似，分位數(shù)越高，兄弟姐妹中擁有行政職務(wù)的回報越高，0.90分位上兄弟姐妹中擁中行政職務(wù)數(shù)目的回報率是0.25分位的接近3倍，同樣體現(xiàn)出一種“錦上添花”的模式。受教育年限回報比較穩(wěn)定，中位數(shù)個體的回報略高于高分位數(shù)和低分位數(shù)上的回報；勞動時間的回報依然表現(xiàn)出穩(wěn)健的遞減趨勢，繼續(xù)呈現(xiàn)“雪中送炭”模式。比較農(nóng)村和城鎮(zhèn)子樣本的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村兄弟姐妹中擁有行政職務(wù)數(shù)目的平均回報高出城鎮(zhèn)。這可能是因為，在農(nóng)村，兄弟姐妹中擁有行政職務(wù)是一種更為稀缺的資源，配置資源的能力也相對更大，其回報也相對更高。同樣，還發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)受教育年限回報和勞動時間的回報都高于農(nóng)村，這二者都可能導致城鄉(xiāng)收入差距擴大。

四、結(jié)論與擴展

本文以北京大學2010年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)詳細的家庭和個人微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，比較研究了社會資本、人力資本和勞動時間對勞動者收入的影響。在研究社會資本的影響時，本文還規(guī)范定義并區(qū)分個人、家庭、家族三個層面的社會資本。本文的主要結(jié)論包括如下三個方面：第一，社會資本回報呈現(xiàn)出“錦上添花”模式，受教育年限回報呈現(xiàn)出“一視同仁”模式，勞動時間回報呈現(xiàn)出“雪中送炭”模式。并且，對城鎮(zhèn)、農(nóng)村和總體樣本均穩(wěn)健，對社會資本的不同定義也均穩(wěn)健。第二，研究結(jié)果意味著，社會資本差異是造成收入差距的最重要因素，而受教育年限差異的影響偏中性，勞動時間投入差異則有利于縮小收入差距。第三，在整體穩(wěn)健的基礎(chǔ)上，前面兩點結(jié)論對于不同層面的社會資本度量有一定的差別，這提示對于社會資本的概念范疇和指標體系的研究需要與具體的問題相結(jié)合。

本文的貢獻主要包括如下三個方面：第一，本文對社會資本的概念進行了詳細的梳理，并區(qū)分了個人、家庭、家族三個層面，用不同的指標體系來表示不同類型的社會資本，這對于后續(xù)研究有較為重要的借鑒和參考意義。第二，從理論上，借鑒標準的經(jīng)濟學分析范式，將人的活動演化為一種“生產(chǎn)”行為，即以社會資本、人力資本和勞動時間稟賦為基礎(chǔ)，在一定的約束條件下生產(chǎn)產(chǎn)出，并引入了個體的異質(zhì)性，這在理論擴展方面具有較為重要的意義。第三，本文采用分位方法研究社會資本投入對個人收入的影響，并進一步討論社會資本對收入分配的影響，這在文獻上尚屬首次。

當然，本文的研究也還存在相當?shù)牟蛔悖旱谝唬芯恐饕塾谏鐣Y本、人力資本和勞動時間三大投入要素對于收入和收入分配的影響，但并沒有詳細討論幾個關(guān)鍵變量之間的內(nèi)在聯(lián)系。第二，對于關(guān)鍵的社會資本變量，無法識別其“質(zhì)量”差異，社會資本對于高收入階層的回報更高，是否是因為高收入階層的社會資本“質(zhì)量”更高。第三，將代表性廠商理論應(yīng)用到代表性個人，還需要提供更為扎實的理論框架和理論基礎(chǔ)。這些問題都還有待于進一步做更為詳細的后續(xù)研究。