王翊嘉, 左孝凡, 黃森慰

(福建農(nóng)林大學(xué) 可持續(xù)發(fā)展研究所，福建 福州 350002)

一、引言

收入差距一直是阻礙我國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要因素，收入不平等不利于社會和諧發(fā)展。根據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示，2008—2015年我國基尼系數(shù)實現(xiàn)“七連降”，由2008年的0.491下降至2015年的0.462，雖然基尼系數(shù)在2016年較2015年而言提高了0.03，但是總體下降趨勢沒有改變。由此看來，我國在緩解收入不平等上已經(jīng)取得了長足的進步，但按照聯(lián)合國開發(fā)計劃署等組織規(guī)定，基尼系數(shù)在0.4～0.59表示指數(shù)等級高，一般情況下，基尼系數(shù)通常把0.4作為收入分配差距的“警戒線”。就現(xiàn)階段來看，收入不平等依然是我國目前面臨的重要經(jīng)濟、社會問題。首先，收入不平等對經(jīng)濟發(fā)展存在“U”型關(guān)系且兩者之間存在最優(yōu)值(基尼系數(shù)0.37～0.4)，我國目前收入不平等程度已經(jīng)對我國經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響[1]，同時收入不平等也會帶來社會問題，收入不平等會降低居民幸福感[2]，并且可能增加社會犯罪[3-4]，從而增加社會不安定因素，不利于社會和諧發(fā)展。我國在縮小收入差距，緩解收入不平等的道路依然任重道遠。

目前對收入不平等的研究已經(jīng)較為成熟，現(xiàn)有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)諸多可能導(dǎo)致收入不平等的因素。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)收入差距擴大的根本原因是貧困家庭受預(yù)算限制使得子女在教育階段獲得的人力資本存量較低[5]。同時教育作為人力資本形成的重要因素，但教育對不同收入水平人群的效應(yīng)并不相同[6]，故而可能由此對收入不平等產(chǎn)生影響。教育擴展與收入不平等之間同與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系相似，也存在U型關(guān)系。在教育擴展初期會擴大收入不平等，教育擴展后期會縮小收入不平等[7]。有學(xué)者在研究高等教育發(fā)展對收入不平等的影響時，發(fā)現(xiàn)高等教育發(fā)展會減少收入不平等[8]，這一觀點同樣證實了再教育擴展后期會開始減少收入不平等。除了教育以外，獲取工作或就業(yè)機會是獲取收入的重要方式。在戶籍制度下的機會不均等是造成城鄉(xiāng)居民收入差距的重要原因[9]，同時就業(yè)穩(wěn)定對獲取工資收入差距具有重要影響，且在不同收入群體中影響不同，就業(yè)穩(wěn)定性對低收入群體影響更大[10]，可見工作和就業(yè)機會對家庭收入和收入差距均具有重要影響。經(jīng)濟社會發(fā)展對收入及收入不平等也具有重要影響。經(jīng)濟發(fā)展中的金融發(fā)展對收入不平等呈現(xiàn)“先緩解后加劇”的趨勢[11]，多位學(xué)者在研究城鎮(zhèn)化進程中城鄉(xiāng)收入差距問題時均發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化會因為時間序列[12]、空間差異[13]對居民收入差距產(chǎn)生不同影響。故經(jīng)濟發(fā)展對收入不平等的影響不能一概論之。社會資本是社會學(xué)家首先提出并運用的概念，是指個體或團體之間的關(guān)聯(lián)——社會網(wǎng)絡(luò)、互惠性規(guī)范和由此產(chǎn)生的信任。而社會網(wǎng)絡(luò)中又區(qū)分正式網(wǎng)絡(luò)和非正式網(wǎng)絡(luò)。本文選取的正式網(wǎng)絡(luò)就是社會資本中的重要部分。正式網(wǎng)絡(luò)亦可稱之為正式溝通網(wǎng)絡(luò)，是指組織內(nèi)進行正式溝通形成的信息傳遞渠道，在組織內(nèi)發(fā)揮著主渠道作用[14]。在農(nóng)村社會生活中，正式網(wǎng)絡(luò)與非正式網(wǎng)絡(luò)共同組成農(nóng)村居民的社會網(wǎng)絡(luò)，是其社會資本的重要體現(xiàn)。不同社會資本對收入和收入不平等可能具有不同的影響，如新型社會資本和工具性社會資本在不同地區(qū)對收入和收入不平等影響不同[15]，這樣的結(jié)論在農(nóng)村地區(qū)也得到驗證，即傳統(tǒng)的地域型社會資本會明顯影響到農(nóng)戶收入差距，而脫域型社會資本有利于農(nóng)戶收入的增加[16]，這一觀點也得到了多數(shù)學(xué)者的認同，如社會資本可以有效緩解農(nóng)村居民貧困[17-18]、貧困地區(qū)的社會資本對其收入具有正向作用[19]。那么社會資本對收入不平等或收入差距的影響究竟如何，可見學(xué)界還沒有相對一致的意見，值得肯定的是社會資本對居民收入具有顯著正向影響得到學(xué)界共識。就收入差距而言，多數(shù)學(xué)者也認為社會資本在一定程度擴大了貧富差距[20-21]。

通過現(xiàn)有文獻的梳理，可以發(fā)現(xiàn)對于收入差距的研究多數(shù)未區(qū)分城鄉(xiāng)差異或關(guān)注到城市樣本群體，對農(nóng)村低收入群體的收入差距研究較少，并多采用基尼系數(shù)作為收入差距或收入不平等的代理變量。同時，現(xiàn)有研究對社會資本的界定以及代理變量的設(shè)置很少從其定義出發(fā)，即社會網(wǎng)絡(luò)、互惠性規(guī)范和信任的角度?；诖吮疚目赡艿呢暙I是：第一，將社會資本中的社會網(wǎng)絡(luò)進一步細分，基于社會資本的定義研究其中社會網(wǎng)絡(luò)中正式網(wǎng)絡(luò)對貧困差距的影響；第二，區(qū)別于大部分文獻采用基尼系數(shù)或分位數(shù)比對收入不平等進行研究，本文關(guān)注到了處于收入底層的農(nóng)村居民之間的收入不平等問題，對研究對象進一步細分，即在低收入群體的農(nóng)村居民中仍然存在收入不平等現(xiàn)象；第三，不同于其他學(xué)者采用現(xiàn)有綜合調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)來源于2018年最新的田野調(diào)查，數(shù)據(jù)具有較好的時效性?；诖耍狙芯繃L試回答：正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生怎樣的影響，對不同收入水平的群體的影響是否具有顯著差異，以及是否可以通過豐富居民正式網(wǎng)絡(luò)拓寬農(nóng)村扶貧的路徑？

二、理論分析及假設(shè)

(一)理論分析

正式網(wǎng)絡(luò)是社會資本的重要組成部分，它可以通過多種方式變現(xiàn)進而影響到居民的收入。社會資本較強的群體在“上學(xué)”和“看病”方面更加容易獲得幫助，從而獲得更好的教育和醫(yī)療資源[17]，而正式網(wǎng)絡(luò)作為社會資本的重要組成部分，正式網(wǎng)絡(luò)較強的群體更加有機會通過與政府等主管部門的“人情關(guān)系”獲得超過常人的教育和健康條件。健康和教育作為人力資本的重要方面，提高人力資本存量對農(nóng)村居民收入的提高具有重要影響，對農(nóng)戶收入增長具有正向影響[21]，所以社會網(wǎng)絡(luò)可以通過對農(nóng)戶家庭教育、健康等方面的影響進一步影響農(nóng)戶家庭收入，形成“社會網(wǎng)絡(luò)—人力資本—家庭收入”影響路徑，但這一影響在不同收入群體間可能存在差異。同時社會網(wǎng)絡(luò)對獲取工作和就業(yè)的機會也具有一定影響，工作和就業(yè)是獲取收入的最主要方式[23]，社會資本較強的群體可以憑借人情與信任獲得充分的市場信息，有效解決信息不對稱帶來的交易成本問題，可以較高效率的優(yōu)先獲得工作崗位，獲得收入較高的工作機會[24]。而這些都會帶來農(nóng)村居民在收入上的分化，進而演變?yōu)槭杖氩罹嗷蚴杖氩黄降?。我國在農(nóng)村扶貧政策實施過程中產(chǎn)業(yè)扶貧、興建基礎(chǔ)設(shè)施等方式，均是通過提供就業(yè)機會提高農(nóng)村低收入居民的家庭收入，這不僅是我國“精準扶貧”戰(zhàn)略實施中的要求，也是進一步緩解城鄉(xiāng)收入差距的必然舉措。

所以，通過上述分析可以得出社會網(wǎng)絡(luò)越豐富，其提高人力資本存量的可能性越大，獲得高收入工作和就業(yè)的機會越多。而不同居民社會網(wǎng)絡(luò)的差異會通過人力資本存量、工作就業(yè)機會等進一步對居民收入產(chǎn)生影響，從而產(chǎn)生收入差距。

(二)研究假設(shè)

基于現(xiàn)有文獻和理論分析，本文提出以下待檢驗研究假設(shè)：

假設(shè)H1：正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民收入具有正向影響。正式網(wǎng)絡(luò)越發(fā)達越有利于農(nóng)村居民家庭收入的提高，其通過人力資本中的教育、健康和獲取工作就業(yè)機會等多種途徑變現(xiàn)提高農(nóng)村居民家庭收入。

假設(shè)H2：正式網(wǎng)絡(luò)會加劇農(nóng)村居民收入不平等。對不同收入水平的群體而言，正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民家庭收入的影響存在差異，正式網(wǎng)絡(luò)會對收入水平較高的群體產(chǎn)生較大程度的影響，而對收入水平較低的群體影響程度較小。

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)主要來源于2018年4月～6月課題組前往農(nóng)村地區(qū)的田野調(diào)查，調(diào)查問卷均由碩士研究生采用深度訪談的形式填寫完成，因此數(shù)據(jù)的時效性和有效性方面得到了保證。表1報告了樣本來源地區(qū)分布，調(diào)查地區(qū)選取了華東地區(qū)福建省和安徽省，福建省選取了福州、龍巖、南平、寧德、三明等5個地市，安徽省選取了合肥市、阜陽市等2個地市，根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展狀況和區(qū)位因素，選取了11個縣級行政區(qū)域，每個縣隨機抽取1～4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機抽取2個行政村，每個村莊隨機抽取6～12個農(nóng)戶。調(diào)查主要內(nèi)容包括了農(nóng)村居民家庭的基本情況、社會資本和認知情況等。在剔除無效問卷以及數(shù)據(jù)缺失等情況外，保留320份有效問卷。就省域?qū)用娑裕＝ㄊ≌{(diào)查樣本占總樣本數(shù)的79.37%，安徽省調(diào)查樣本僅占20.63%；就地市層面而言，地市之間分布較為均勻，其中三明市調(diào)查樣本數(shù)為70份，占總樣本數(shù)的21.88%。就鄉(xiāng)村層面而言，每個地市調(diào)查了3～5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，共調(diào)查了27個鄉(xiāng)鎮(zhèn)。

表1 樣本來源地區(qū)分布

(二)變量選取及描述統(tǒng)計

表2報告了選取的變量、變量釋義和變量基本描述統(tǒng)計。本文選取家庭收入作為被解釋變量，表示家庭成員一年內(nèi)的總收入，單位為萬元，從描述統(tǒng)計值可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民收入的均值在6.24萬元，結(jié)合家庭規(guī)模的平均值為4.99，可以發(fā)現(xiàn)調(diào)查村落的農(nóng)村家庭已經(jīng)基本脫貧，但收入差距仍較大。正式網(wǎng)絡(luò)是組織內(nèi)的主要溝通方式，其在農(nóng)村社會生活中主要表現(xiàn)在于村落的主要治理主體村委會、正式網(wǎng)絡(luò)采用問卷中關(guān)于正式網(wǎng)絡(luò)的問題得分加總，包括“每逢村干部選舉的時候，我都會積極參加”、“經(jīng)常與村干部和政府有關(guān)的人員接觸”、“我參加過黨派、宗教活動、志愿者團體、互助協(xié)會等”等3個問題，每個問題均采用5分量表進行測量，數(shù)值越大表示積極回答，將3個問題的回答得分加總獲得被解釋變量正式網(wǎng)絡(luò)的數(shù)值。

表2 變量釋義及描述統(tǒng)計

注：地區(qū)控制變量描述統(tǒng)計無實際意義，在此不作展示。

控制變量的選取分別從個體、家庭、村級等3個層面選取了9個變量對模型加以控制。具體來看，個體層面控制變量選取了與正式網(wǎng)絡(luò)相對應(yīng)的非正式網(wǎng)絡(luò)，其測算方法與正式網(wǎng)絡(luò)相同，分別采用了“鄰里之間經(jīng)常打牌、聊天、聚會”、“親戚之間經(jīng)常聚會、見面”、“我經(jīng)常參加村里舉辦祭祀、文娛活動”等3個問題的回答得分進行加總獲得變量數(shù)值。個體層面變量還包括年齡、性別，以及代表人力資本的教育程度和健康狀況。家庭層面選取了家庭規(guī)模和婚姻狀況。村級層面，選取了村落所在縣級行政單位的城鎮(zhèn)化率，該數(shù)值來源于各級統(tǒng)計年鑒、政府公報等官方統(tǒng)計口徑，以及村落距離所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離，選取村級層面的變量主要對村落之間的社會、經(jīng)濟發(fā)展水平差異進行控制。除了這三個層面的控制變量，本文還對地市級的地區(qū)進行了控制，由于二分類變量在統(tǒng)計上無實際意義，故表格中未作展示。同時本文還選取了是否為村干部和信任評分作為正式網(wǎng)絡(luò)的工具變量，信任和正式網(wǎng)絡(luò)同為社會資本的重要組成部分，本文選取信任評分主要包括了熟人信任和制度信任，變量數(shù)值來源于熟人信任中的“家庭做出重大經(jīng)濟決策時，由我自己決定”、“親戚之間為做生意借錢很容易”、“當我不在家時，可以請鄰居代為保管鑰匙”和制度信任中的“向村委會尋求幫助時，基本上可以解決困難”、“我相信政府是為人民群眾服務(wù)的”、“媒體上報道的消息都是真的”等6個問題的得分加總，評分形式同正式網(wǎng)絡(luò)，采用5分量表，數(shù)值越大表示積極回答。

圖1報告了樣本收入?yún)^(qū)間分布情況，從整體分布可以發(fā)現(xiàn)樣本多數(shù)集中在(0-5]收入?yún)^(qū)間內(nèi)，說明目前農(nóng)村地區(qū)家庭收入普遍處于低收入狀況。但是值得肯定的是隨著我國扶貧事業(yè)的不斷發(fā)展，農(nóng)村居民家庭收入也取得了很大改觀，隨機抽取的320份樣本當中家庭年收入高于5萬元達140戶，總樣本均值達到6.24萬元，平均每人每年收入1.25萬元。隨著“精準扶貧”、“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略的不斷推進，農(nóng)村居民收入較以往有大幅度提升，基本實現(xiàn)脫貧 。但圖表也反映農(nóng)村地區(qū)的收入不平等問題，低收入群體和高收入群體之間的收入差距較為明顯。

圖1 樣本收入?yún)^(qū)間分布情況

(三)計量策略

本文將使用多元線性回歸模型與分位數(shù)回歸模型(Quantile Regression)，兩模型之間的相同點是均采用最小二乘法(OLS)對參數(shù)進行估計。區(qū)別于多元線性回歸，分位數(shù)回歸是Koenker and Bassett于1978年提出的概念，其使用殘差絕對值的加權(quán)平均作為最小化的目標函數(shù)，故較一般的多元線性回歸而言，不易受極端值影響，較為穩(wěn)健，用于測算不同收入群體帶來的模型估計差異較為合適。同時本文選取被解釋變量為家庭收入，為連續(xù)性變量，采用最小二乘法估計較為合理。其數(shù)理演算過程在此不作贅述。模型的運算將借助Stata13.0統(tǒng)計分析軟件輔助完成。公式(1)表示了本文多元線性回歸模型和分位數(shù)回歸模型方程的一般形式。

y=β0+β1X1+β2X2++βpXp+η

(1)

式中，y表示被調(diào)查者家庭收入；X1，X2，，Xp分別表示核心解釋變量、三個層面的控制變量和地區(qū)控制變量，統(tǒng)稱為解釋變量。β0,β1,β2,,βp為待估計參數(shù)，η為隨機誤差項。

基于此，本文通過最小二乘法估計(OLS)建立多元線性模型驗證正式網(wǎng)絡(luò)對收入具有影響，進而使用分位數(shù)回歸模型(QR)分析正式網(wǎng)絡(luò)對不同收入群體影響的差異性，從而驗證正式網(wǎng)絡(luò)是加劇了農(nóng)村居民收入不平等，還是緩解了農(nóng)村居民收入不平等的問題?？紤]到正式網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)村居民收入之間可能存在的內(nèi)生性，即無法解釋是正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生的影響，還是收入對農(nóng)村居民正式網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生影響，故本文通過二階段最小二乘法(2SLS)建立工具變量模型和工具變量的分位數(shù)回歸模型(IVQR)，進一步檢驗在考慮正式網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)村居民收入內(nèi)生性的情況下，正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民收入不平等的影響。

(四)結(jié)果分析

表3報告了多元線性回歸模型及分位數(shù)回歸模型運行結(jié)果。模型1是基于最小二乘法對解釋變量的系數(shù)進行估計。正式網(wǎng)絡(luò)在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭的收入具有正向影響，正式網(wǎng)絡(luò)數(shù)值每增加1個單位，農(nóng)村居民家庭收入可以增長0.235萬元。通過正式網(wǎng)絡(luò)數(shù)值的獲取來源可以發(fā)現(xiàn)，較高頻率的參與村干部選舉活動、經(jīng)常與村干部和政府有關(guān)人員接觸以及參加過一些社會組織會有效提高農(nóng)村居民家庭收入，正式網(wǎng)絡(luò)會在農(nóng)村居民生活中通過多種方式得以變現(xiàn)提高家庭收入。但社會資本中的重要組成部分正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民不同收入群體收入的影響具有差異，正式網(wǎng)絡(luò)對低收入群體、中等收入群體和高收入群體的影響差異，將會導(dǎo)致收入差距和收入不平等的產(chǎn)生，故采用分位數(shù)回歸模型就是對這一命題的檢驗。

模型2、模型3、模型4為分位數(shù)回歸模型，分別表示10%、50%和90%上的分位數(shù)回歸結(jié)果。從結(jié)果上可以發(fā)現(xiàn)，隨著收入的不斷增加，正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民家庭收入產(chǎn)生影響的概率逐步下降，正式網(wǎng)絡(luò)僅在10%分位數(shù)水平下，對農(nóng)村居民家庭收入產(chǎn)生顯著影響，而在50%和90%分位數(shù)水平下，正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶家庭收入均不產(chǎn)生顯著影響。說明正式網(wǎng)絡(luò)對收入處于低水平的農(nóng)戶家庭可以產(chǎn)生顯著促進家庭收入的作用，農(nóng)村居民積極參加選舉或與村委會、政府經(jīng)常溝通，有利于村委會、政府對農(nóng)村居民家庭情況的了解，將政策落實時更加符合實際情況，有利于政府補貼、貧困補貼能夠精準到戶，實現(xiàn)對“貧困戶”、“低收入家庭”的精準識別。

正式網(wǎng)絡(luò)與家庭收入之間存在內(nèi)生性問題。社會資本或社會網(wǎng)絡(luò)和收入之間的內(nèi)生性問題被多數(shù)學(xué)者關(guān)注到，并提出了工具變量的選擇和檢驗[25]。但是也有學(xué)者在通過實證研究發(fā)現(xiàn)了進城務(wù)工人員群體的社會資本對于其工資水平而言可能是外生變量[26]?？梢姡湍壳岸陨鐣Y本的內(nèi)生性問題學(xué)界意見并不統(tǒng)一，但主流觀點認為社會資本或社會網(wǎng)絡(luò)和居民收入或工資水平之間存在內(nèi)生性關(guān)系。所以，本文在研究社會網(wǎng)絡(luò)中的正式網(wǎng)絡(luò)對收入的影響時對兩者之間存在內(nèi)生性進行檢驗，故基于最小二乘法建立工具變量模型以及工具變量的分位數(shù)回歸模型，解決由于可能存在的內(nèi)生性帶來的估計偏差。

工具變量的分位數(shù)回歸模型(IVQR)，同工具變量模型(IV)相同，本質(zhì)還是二階段最小二乘法的運用，即采用工具變量將解釋變量中的內(nèi)生成分剔除，保證解釋變量與被解釋變量的外生性。

表4報告了二階段最小二乘法第一階段的運行結(jié)果。本文選取“是否為村干部”、“信任得分”作為正式網(wǎng)絡(luò)的工具變量。對于農(nóng)村社會生活而言，村干部獲取到的信息更加豐富，其正式網(wǎng)絡(luò)可能更加發(fā)達，村干部可以通過其身份特征拓寬其正式網(wǎng)絡(luò)。而同為社會資本的信任模塊在中國“人情社會”的語境下，信任可能發(fā)揮強化正式網(wǎng)絡(luò)的作用。從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)村干部、信任評分均對正式網(wǎng)絡(luò)有顯著影響，其中是否是村干部(1=是，2=否)對正式網(wǎng)絡(luò)為負向影響，說明有村干部身份的農(nóng)村居民正式網(wǎng)絡(luò)更加發(fā)達，信任評分越高的農(nóng)村居民，對其正式網(wǎng)絡(luò)也有顯著積極影響。從r2數(shù)值來看，其數(shù)值達到0.378說明該模型擬合度較好，其中P-r2表示排除工具變量以后的擬合度為0.174。結(jié)合r2和P-r2數(shù)值可以說明工具變量對模型的影響具有較好的解釋力。

表3 多元線性回歸模型(OLS)及分位數(shù)回歸模型(QR)結(jié)果

表4 二階段最小二乘法第一階段模型運行結(jié)果

表5展示了IV模型和IVQR模型第二階段的運行結(jié)果。模型1中選取兩個變量作為正式網(wǎng)絡(luò)的工具變量為過度識別，不存在識別不足的問題。模型的Wald檢驗數(shù)值為33.06，大于弱工具變量10%水平的臨界值19.93，常規(guī)認為只要Wald檢驗數(shù)值大于Stock-Yogo weak ID test critical value的10%水平[27]或15%水平[28]下的數(shù)值就可以，故可以認為本文選取變量不存在弱工具變量問題。通過Hansen J檢驗值可以發(fā)現(xiàn)，其數(shù)值為1.343，P值為0.246，說明拒絕工具變量與原方程隨機誤差項無關(guān)的原假設(shè)，即選取的工具變量與原模型中隨機誤差項具有相關(guān)。故通過統(tǒng)計檢驗選取“是否為村干部”、“信任得分”作為正式網(wǎng)絡(luò)的工具變量較為合理。

模型5～模型8的結(jié)果較未引入工具變量的模型1～模型4，正式網(wǎng)絡(luò)的顯著性未發(fā)生較大變化。就多元線性回歸模型而言，其顯著性水平由5%下降到10%，并且控制變量中性別和距離城鎮(zhèn)距離均在10%的顯著性水平通過統(tǒng)計檢驗。農(nóng)村女性居民在家庭和社會管理中扮演越來越重要的角色[29]，從性別變量角度來看，農(nóng)村家庭女性對家庭收入產(chǎn)生越來越重要的貢獻力量，在10%的顯著性水平下，如果增加一位女性則收入會增加0.131萬元。同時被訪問者所在村落距離城鎮(zhèn)的距離對家庭收入產(chǎn)生負向影響，距離城鎮(zhèn)越遠，家庭低收入的可能性越大。村落距離城鎮(zhèn)的距離直接關(guān)系到村落的社會、經(jīng)濟發(fā)展，社會經(jīng)濟發(fā)展越發(fā)達，農(nóng)村居民增收的概率就會大幅度提高。IVQR模型是在QR模型的基礎(chǔ)上引入工具變量建立的，從模型6的結(jié)果來看，正式網(wǎng)絡(luò)顯著性水平有所上升，且非正式網(wǎng)絡(luò)對家庭收入也產(chǎn)生顯著影響，但非正式網(wǎng)絡(luò)對于低收入水平家庭是負向影響，親友之間的交往，如禮金支出可能給低收入家庭帶來經(jīng)濟負擔(dān)[30]。就IVQR模型整體而言，依然支持QR模型中模型2～模型4得出的結(jié)論，即正式網(wǎng)絡(luò)對低收入群體具有顯著促進其家庭收入的作用，說明正式網(wǎng)絡(luò)有利于緩解農(nóng)村居民的收入不平等，起到了調(diào)節(jié)農(nóng)村居民家庭收入，縮小農(nóng)村居民家庭收入差距的作用。

表5 工具變量模型(IV)及工具變量分位數(shù)回歸模型(IVQR)第二階段運行結(jié)果

結(jié)合模型1和模型5可以檢驗假設(shè)H1，即正式網(wǎng)絡(luò)確實對農(nóng)村居民收入具有正向影響。而模型2～模型4和模型6～模型8沒有支持假設(shè)H2，即正式網(wǎng)絡(luò)會加劇農(nóng)村居民收入不平等?；赒R模型和IVQR模型結(jié)果，正式網(wǎng)絡(luò)對低收入群體具有顯著正向影響，而對中等收入和高收入群體沒有顯著影響，換言之正式網(wǎng)絡(luò)對低收入群體的影響要強于高收入群體的影響?；诖?，正式網(wǎng)絡(luò)不僅沒有加劇農(nóng)村居民收入不平等而是緩解了收入不平等。

四、結(jié)論及政策含義

本文基于2018年對福建省、安徽省320農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，并考慮到解釋變量和被解釋變量之間的內(nèi)生性問題。首先，通過建立OLS模型和2SLS模型檢驗正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民家庭收入的影響，并進一步借助QR模型和IVQR模型檢驗農(nóng)村居民正式網(wǎng)絡(luò)對其收入不平等影響，最終通過各個模型結(jié)果相互驗證得出以下結(jié)論：

第一，正式網(wǎng)絡(luò)與居民收入之間存在內(nèi)生性。這一結(jié)論與多數(shù)學(xué)者所持觀點一致，即社會資本與居民收入之間存在內(nèi)生性，本文通過正式網(wǎng)絡(luò)和農(nóng)村居民收入的關(guān)系進行理論分析和統(tǒng)計檢驗，驗證了兩者之間所存在的內(nèi)生關(guān)系。通過引入正式網(wǎng)絡(luò)的工具變量可以發(fā)現(xiàn)，正式網(wǎng)絡(luò)的顯著性水平發(fā)生變化，其他控制變量包括性別、距城鎮(zhèn)距離等均發(fā)生一定變化，說明引入工具變量對參數(shù)的估計更加可靠，故使用工具變量模型、工具變量的分位數(shù)回歸模型是有必要的。

第二，正式網(wǎng)絡(luò)對居民收入具有顯著正向影響。通過樣本數(shù)據(jù)建立模型的檢驗發(fā)現(xiàn)正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民家庭收入具有顯著的正向影響，在考慮到正式網(wǎng)絡(luò)和收入之間的內(nèi)生性問題并引入工具變量后，正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民家庭收入依然呈顯著正向影響，進一步檢驗了正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民家庭收入影響結(jié)果的穩(wěn)健性。

第三，正式網(wǎng)絡(luò)沒有加劇農(nóng)村居民收入不平等，而緩解了農(nóng)村居民收入差距。本文所得結(jié)論與現(xiàn)有多數(shù)文獻認為社會資本加劇了居民收入不平等不同。通過QR和IVQR模型結(jié)果可以明顯發(fā)現(xiàn)，正式網(wǎng)絡(luò)對10%分位數(shù)回歸模型中農(nóng)村居民收入呈顯著正向影響，但是在50%和90%分位數(shù)水平下未通過統(tǒng)計檢驗，同時再考慮變量之間的內(nèi)生關(guān)系后，通過IVQR模型進一步反映了QR模型中10%分位數(shù)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。可見，正式網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民中處于低收入的群體具有顯著正向作用，這有效緩解了農(nóng)村地區(qū)居民的收入不平等問題。這樣的結(jié)果可能是因為地域差異、時間節(jié)點以及采用正式網(wǎng)絡(luò)作為代理變量等因素導(dǎo)致，從一定程度上為福建、安徽等地區(qū)農(nóng)村地區(qū)找到了緩解收入差距的另一條途徑，即可以豐富農(nóng)村地區(qū)居民的正式網(wǎng)絡(luò)來緩解農(nóng)村地區(qū)的收入不平等。

不斷縮短居民收入差距、緩解收入不平等，最終實現(xiàn)共同富裕是社會主義事業(yè)的偉大目標，“三農(nóng)問題”是我國經(jīng)濟社會發(fā)展的不可忽視的重要組成部分。本文關(guān)注到了社會資本中重要的代理變量正式網(wǎng)絡(luò)是如何影響農(nóng)村地區(qū)居民收入不平等這一問題。首先，要整體推進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，進一步推進城鎮(zhèn)化進程，實現(xiàn)調(diào)整農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和資源的優(yōu)化配置，促進農(nóng)村消費，提高農(nóng)村經(jīng)濟活力，同時加大產(chǎn)業(yè)支持，為農(nóng)村居民提供大量的就業(yè)機會，提高農(nóng)村居民收入。其次，要加大向農(nóng)村地區(qū)尤其是貧困農(nóng)村地區(qū)職業(yè)培訓(xùn)的政策扶持，針對農(nóng)村居民文化水平較低、無職業(yè)技能以及再就業(yè)困難等現(xiàn)狀，積極開展職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，提高農(nóng)村居民獲得就業(yè)機會的能力。最后，在政府補助發(fā)放過程中以及國家“精準扶貧”政策落實過程中，可以通過豐富農(nóng)村居民的正式網(wǎng)絡(luò)得以實現(xiàn)，村委會、各級政府可以通過與農(nóng)村居民的充分溝通與交流，進一步對農(nóng)戶家庭實際情況獲得充分了解，保證了政府補貼資金能夠“精準”發(fā)放到實際情況符合條件的農(nóng)戶家庭。