社会资本如何影响农户收入：一个中国村庄的视角

刘 倩，胡必亮

(1.北京师范大学经济与资源管理研究院，北京 100875；2.北京师范大学新兴市场研究院，北京 100875)

·劳动经济·

社会资本如何影响农户收入：一个中国村庄的视角

刘 倩1，胡必亮2

(1.北京师范大学经济与资源管理研究院，北京 100875；2.北京师范大学新兴市场研究院，北京 100875)

随着城市化的推进，农村劳动力得以进一步释放并向城镇移动，因而农村居民收入亦得到了较快增长。社会资本作为重要的非市场力量，其对提高收入、增进福利有着重要的作用。本文通过对一个中国村庄实地调研的一手数据，采用计量方法实证检验了社会资本对农户收入的作用，并对作用机制进行分析，在此基础上对政府如何有效减少收入差距提出相关政策建议。笔者认为，在农村地区，关系就是金钱，但不同类型的关系以及借助不同资本的关系在金钱上的回馈效率会有所不同，这一结论为如何有针对性地提高农户收入、减少收入差距提供了微观层面的检验和参考。

社会资本；农户收入；收入差距；IOWA算子

一、问题的提出

城市化的推进使得农村劳动力得以释放并向城镇移动，因而农村居民收入亦得到了较快增长。与此同时，农村内部收入差距也在不断加大，农户纯收入的基尼系数从1981年的0.3扩大至2011年的0.4。改革开放后的农村一改之前的平均主义，解放生产并释放劳动力，市场经济的发展对村庄的社会经济结构产生了很大冲击。本文认为，宏观环境对嵌入其中的社会资本网络有巨大的支配作用，其可以描述和调整网络的社会状况，也可以决定网络有效资源的种类和数量。在中国市场经济转型的进程中，农村的社会经济结构发生了深刻改变，社会资本对劳动力市场的影响也随之改变。从一个村庄社会资本变迁的角度来看其对农村家庭收入的影响，可以从一个侧面见微知著地观察中国社会经济的变迁与发展。

从理论上来讲，社会资本研究作为对正式制度的补充，其地位与重要性与日俱增，国内外理论研究已经取得了丰富的成果，大量的实证研究文献也不断涌现。国内外学者在研究中国的“关系”问题时，社会资本的研究方法和技术得到了大量的检验和使用，然而，关于社会资本中一些比较成熟的理论和实证结果是否完全适用于中国社会的研究，这本身是一个值得深入探讨的问题。因此，正是基于这种认识，本文立足于一个中国村庄展开研究，来检验社会资本理论与实证中的结论对于中国农村社会的适用性。

有关社会资本对农户收入影响的实证研究已有很多。自“社会资本是穷人资本”这一论断开始，之后的文献从各个角度对这一结论进行了实证检验，Cleaver[1]发现穷人无法依靠社会资本来减轻贫困；赵剑治和陆铭[2]发现社会网络对中国农村居民收入差距的贡献率很高。与此同时，关于社会资本对农户收入差距的研究最近也受到很大关注。已有研究大多集中在社会资本对农户收入的影响，对于农户收入差距的研究也多集中在村与村之间，而鲜有以一个村庄为例研究社会资本对农户收入的影响机制。本文以中国西部一个贫富差距较大的村庄为案例，深入分析社会资本对农户收入的影响机制和过程，同时也是对已有研究成果进行了检验。主要创新及贡献体现在以下四个方面：第一，从收入结构的角度探讨社会资本对收入的影响。更细致全面地研究了社会资本与家庭经营收入、家庭工资收入、家庭财产收入与家庭转移收入的关系，从而找出农户间收入差距的根源。第二，研究了社会资本影响农户收入的两个机制。机制一，结合二十年前的调研资料，根据中国农村现实提出了权势群体和弱势群体的划分标准，并以此来观察社会资本对收入的影响；机制二，通过基于IOWA算子的客观自主评价法测算出社会资本指数，并分别与物质资本、人力资本交互，观察其如何与两者分别作用来对收入产生回报。第三，讨论了内生性问题，以春节拜年礼品礼金花销为工具变量解决了社会资本的内生性问题，使结果更加稳健。第四，本文关于社会资本影响农户收入问题的研究对减少农村收入差距、了解农村层面收入分配情况有现实意义。

二、数据来源、变量描述及假设的提出

(一)数据来源

本文从一个村庄的视角进行分析，来弥补基于大规模调查数据研究的微观不足。本文使用的数据主要来源于北京师范大学国情调研项目的村庄调查，调查对象为陕西省商洛市商州区杨峪河乡王涧村的275户家庭在2011年的相关信息。关于本村的首次调查始于1993年11月，胡必亮[3]用该村1992年的数据对村庄的制度变迁做以详细研究，其中一些基本村庄信息和经济数据可查，虽然关于社会资本方面的数据并不充足，但在有限可对比的数据中依然可以看到村庄近二十年的发展变化。2012年底，政府决定将王涧村与相邻两个村庄合并为社区，为了保持样本的一致性，本文采用1993年和村庄合并前2011年的数据进行对比研究。2011年的数据调查包括如下内容：人口与就业信息，农户财产拥有与生活质量，教育、医疗及社会保障，农户收入和支出，生产性固定资产拥有与折旧，农户金融状况，土地承包经营和宅基地状况，农业生产经营，参加政治活动和社会活动的情况，社会关系及幸福感等。其中，有效样本数为266个，占全村总户数的96.7%，另有9户因各种原因未能参加调查。在本调查中，农民是拥有农业户口者，课题组以户籍家庭为基本样本单位对户主进行访谈。

陕西省位于中国西部内陆地区，全省土地总面积20.6万平方千米，2011年末常住人口3 742.6万人，占全国总人口的2.8%，全省平均人口密度为每平方千米182人，比全国人口密度平均值(每平方千米140人)高出了42人，由此可见，陕西省是中国人口分布相对密集的省份之一，这与1992年的情况基本一致。该省的赡养率从1992年的55.8%下降到2011年的30.3%，呈逐年下降趋势。2011年全国GDP增速为9.2%，陕西省GDP增速为13.9%，商洛市GDP增速为15.1%。2011年人均总收入在全省排第七，属中上水平。自1986年起，商州区就被定为国家级重点扶贫市(县)，直到2014年，商州区依然是陕西省50个国家级贫困县之一，其2011年GDP增速为15.7%。杨峪河乡为商州区辖乡，面积25平方千米，以农业为主，管辖14个村委会，其中包括王涧村。王涧村1992年19个样本户的家庭全年总收入为58 357.3元，平均每户收入为3 071.4元，2011年平均每户收入为32 542.9元。

本文所选用的数据有以下四个特点：第一，该村1992年的调研访谈记录、留存的历史数据完整，这使得村庄收入结构及劳动力流动性变化有据可循。第二，该数据调查内容全面，涉及社会资本变量丰富，能够较好地服务于本文的研究。第三，该村属于西部地区发展较为落后村庄，村庄农户家庭全年总收入的基尼系数为0.5，超过了国际公认的0.4贫富差距警戒线，是可用于收入差距研究的典型样本。第四，由于本文立足于村庄层面，样本量较小，因此，在本文研究的关键变量上，每个缺失值都根据数据整理方法做以精细处理，这也是小样本量的优势所在。

(二)变量描述

文中涉及的变量描述性统计及含义，如表1所示。

表1 变量描述性统计和含义

注：由于该村庄可观测数据为266个，为了尽量保证数据的有效性，防止因为缺失值非随机的缺失而造成有偏估计，所有缺失值及异常值经过分析采用零值、均值或最大似然法逐个进行处理。

根据调查问卷，在农户的家庭收入变量中，从该村266个样本来看，家庭全年总收入最小值为0，最大值为302 000元，均值为32 542.9元，基尼系数为0.5。家庭全年纯总收入最小值为-47 760元，最大值为301 500元，均值为30 080.7元，基尼系数为0.5。本文的收入变量除了家庭全年总收入、家庭全年纯总收入之外，还有家庭经营收入、家庭工资收入、家庭财产收入以及家庭转移收入。*由于本调查问卷未涉及所得税以及成本问题，因而只有家庭经营收入可以计算纯收入，而家庭经营收入并不是本文的研究重点，因此，本文所使用的收入即家庭全年总收入，家庭全年纯总收入只作为比较参考之用。其中，家庭工资收入为19 190.4元，排名第一；家庭经营收入为6 154.3元，排名第二；家庭财产收入为3 418.6元，排名第三；家庭转移收入为1 102.7元，排名最后。

学界通常接受Putnam等[4]的社会资本概念，即通过社会网络、信任和社会规范来协调行为，从而提高经济效率的定义。根据已有文献以及该村的社会资本具有家庭层面和村庄性质的特点，本文选用了6个变量来测量该村农户家庭社会资本状况：家庭所属宗族是否有祠堂或家谱(KIN)；是否参加了专业合作组织(ZUZHI1)；关系好的亲友中，是否在县城或城市里有正式工作(VILL9)；随礼支出(SUILI)；托人办事支出(BANSHI)；春节拜年礼品礼金花销(HUAXIAO)。

郭云南和姚洋[5]认为以血缘为纽带的宗族网络作为中国农村最重要和稳定的社会网络之一，在促进劳动力迁移中发挥着传帮带或风险分担等作用，并通过促进低收入群体农户劳动力流动，对缓解村庄内部的收入差距的扩大具有显著的正向作用。

社会资本根植于团体的网络中，个体间的联系来源于基于社会网络的互惠与信任，而这种互惠与信任刺激了中国人在人情上的交往，即当个体决定帮忙，便会考虑因此而带来的期望的互惠。一方面，随礼、托人办事支出以及春节拜年礼品礼金花销可以视为人情往来，尤其在中国农村，婚丧嫁娶考大学盖房子，均体现了社会网络成员的互相支持，控制其他因素，我们可以认为在随礼、托人办事以及春节拜年礼品礼金上花销越多，社会网络规模就越大；另一方面，从投资的角度来说，互惠可以被认为是礼尚往来，即维持社会网络的投资行为。张爽等[6]认为社会资本一直被视做与人力资本、物质资本同等的资本存量，那么社会资本也同样存在投资与收益的效应。因此，笔者认为随礼支出、托人办事支出和春节拜年礼品礼金花销作为社会资本的投资，可以作为代表社会资本的重要变量。

控制变量中包含代表家庭特征的家庭劳动力人数、从事非农业劳动力人数、赡养率；代表政治资本的家庭党员和村干部人数；代表人力资本的家庭劳动力平均受教育年限、全家近5年进行的职业技术培训次数；代表物质资本的家庭平均耕地数。在家庭特征中，我们发现劳动力年龄控制在18—71周岁的范围内，家庭平均劳动力人数为两人，其中，从事非农业劳动力人数平均为1.5人，可见该村劳动力就业不以第一产业为主导。

(三)假设的提出

笔者在访谈中发现，有村干部或党员的家庭生活水平相较于没有村干部或党员的家庭好一些，根据资料，1992年村长为鱼姓，2011年村长为1992年鱼姓村长的儿子，村中鱼姓家庭的生活状况也普遍比较好。在村庄里，村长所在的家族往往是这个村中势力最强大的家族，其家族的政治影响力和物质水平的交织也促使家族更为强大。由此，本文的关注点为，在一个村庄内，社会资本如何通过政治资本、物质资本以及人力资本对农户收入产生影响，并逐渐扩大农户间的收入差距。以村庄为例，样本虽小，但却可见微知著，基于此，本文拟验证以下两个假设：

假设1：将农户根据其在村中的政治影响力，即政治资本，划分为权势群体和弱势群体，两类群体通过社会资本的不同类型可以对农户收入产生不同的回报作用。

假设2：经济制度的变迁会使政治资本差距形成初始收入差距，随后物质资本、人力资本要素开始生成并成为影响农户收入差距的要素之一。随着人与人在生产和生活中形成社会资本，社会资本通过与物质资本和人力资本的交互作用会进一步拉大收入差距。

三、社会资本各维度对农户收入及其来源的作用

本文设立基本收入模型，其包含家庭特征、社会资本、物质资本、人力资本以及政治资本，这一模型的选用与Morduch和Sicular[7]、Wan和Zhou[8]等针对中国农村农户收入问题文献的模型基本一致。模型如下：

Yi=β0+β1Si+β2Ai+β3Hi+β4Pi+β5Fi+μ

(1)

其中，下标i表示家庭，Y表示农户家庭全年总收入，S表示社会资本，A表示物质资本，H表示人力资本，P表示政治资本，F表示家庭特征的控制变量。出于残差项服从正态分布对OLS结果拟合度较好的考虑，本文对式(1)左边的Y进行了Shapiro-Wilk以及Jacque-Bera分布检验，两者均拒绝了收入正态的假设检验，根据以往文献通常采用的取对数方法进行重新检验，发现收入对数也无法趋近正态分布，为了提高拟合优度，笔者用Box-Cox的转换替代技术对收入进行非线性转换，使其更接近于正态分布。*Box-Cox的方法是y(λ)={yλ-1}/λ(λ>0或λ<0) , 或y(λ)=ln(y)(λ=0)，这样， y(λ)便具有近似于0的偏度。本文计算结果显示，当λ=0.380时，(FAMINC0.380-1)/0.380最接近于对称。在将Y转换后，将转换的Y与原值各自回归，发现转换后的式(1)在拟合优度上提高了7%的精确度，证明收入数据转换后的式(1)拟合度确有提高，但由于两个回归中的解释变量的显著性经对比并无明显变化，因而采用原值的回归方程进行经济解释。最重要的是，按收入来源分解后，各项收入0值较多，在总样本量小，尽量不产生缺失值的原则下，笔者决定仍采用原值回归方程，而对于采用原值OLS回归是否为无偏估计的问题，可以在回归后的稳健性处理中得以检验。

本文用OLS执行回归后采用Breusch-Pagan和White进行异方差检验，两个检验均拒绝原假设，即残差项存在异方差问题。由于OLS有追随异常值的倾向，因而只有在数据理想的情况下，OLS的无偏估计才更为有效，而本研究的数据样本量较小，且被解释变量为收入，本来就存在由于收入差距大的原因而产生的异常值，因而对于这类数据，采用稳健性回归能够取得比OLS更高的效率。周晔馨[9]采用了RWLS(稳健加权最小二乘法)估计，该方法适用于大样本稳健标准差的检验。综上，本文采用WLS估计来解决异方差问题。在多重共线性检验中，社会资本各变量以及控制变量之间的方差膨胀因子最大为2.5，因而本文在接下来的回归方程中可以不需要考虑多重共线性问题。

将所有社会资本变量和收入来源同时进行回归，可以全方位检验社会资本对收入方程的作用，回归结果如表2所示。

表2 社会资本对农户收入结构影响的OLS及WLS回归结果对比

注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平下显著，括号内为标准差。下文同。

从表2中可以看出，从社会资本各个维度对收入的作用来看，模型1和模型2是农户收入对所有社会资本变量和代表控制变量的家庭特征、政治资本、物质资本以及人力资本的回归；模型3—模型10是家庭经营收入、家庭工资收入、家庭财产收入以及家庭转移收入对所有变量的回归。模型1和模型2的WLS估计结果显示，托人办事支出与是否参加了专业合作组织两项系数的正负关系与OLS估计结果相比发生了变化，其他几项有关社会资本的变量系数都明显增大，如果用OLS方法很有可能会低估大多数社会资本变量对收入的贡献。

从表2中可看出，农村社会资本各变量对农户收入均有显著影响。在本文的研究中，将随礼支出和春节拜年礼品礼金花销视为情感型社会资本，托人办事支出作为工具型社会资本。随礼支出对农户收入的回报为11.5倍，并且在1%的水平下显著，同时随礼支出与家庭经营收入、家庭工资收入以及家庭转移收入均正相关。而同为情感型社会资本的春节拜年礼品礼金花销也对家庭全年总收入有显著影响，并对家庭生产经营收入有显著的回报作用。

需要注意的是，随礼支出和托人办事支出不同，随礼支出属于人情往来，不仅可以扩大社会资本，也可在农户收入的增加上有所体现，但是托人办事支出是为了达成某种特定的目的，例如教育、医疗等，因而属于工具型社会资本。托人办事支出与家庭转移收入正相关并在5%水平下显著。家庭转移收入包含的内容除了家庭人口带回农户与亲友赠送外，还包括各种与利益相关的救济金、保险金、抚恤金和补贴等。可见，工具型社会资本可能在政策扶持导致的收入增加上起到了重要作用。

关系好的亲友中，是否在县城或城市里有正式工作这一变量对家庭全年总收入、家庭财产收入以及家庭转移收入都有显著的影响。家里在城里有亲戚可以使固定资产升值的来源渠道扩大，且亲朋好友的赠与数目可能会增加，因而这一项是比较符合实际的。

四、社会资本对农户收入的作用机制

(一)界定社会资本是权势群体资本还是弱势群体资本

根据1992年的数据统计，在王涧村209户、832人中，共有姓氏近20个，其中李姓和鱼姓为大姓，分别为58户和42户。2011年村中第一大姓仍为李姓，有70户，占全村26.3%，这与1992年27.8%的比重基本一致。2011年这70户年均家庭总收入为32 411.7元，其他196户的年均家庭总收入为32 589.8元，两者基本不相上下。李姓家族在王涧村是同姓不同宗。根据1992年的调研资料，鱼姓为村里第二大姓，占全村18.4%，鱼姓家族起源于陕西省富平县金鱼沟，明朝以后历经19代至今，在王涧村的最近几代虽分为两支，但为同宗。村里少数大姓中的主要成员之间的政治斗争容易形成比较明显的派系小团体，但根据胡必亮[3]对这一问题的研究发现，1992年王涧村各组织的主要领导人分别来自于各个不同的家族，而并不是被某一两个家族把持。2011年的在职村干部也来自5个不同的姓氏，这可以说明，“小姓成员对农村政治权力的分享非常有限”在王涧村并没有明显的表现。自1949年解放后到1992年的43年中，村长为鱼姓的年头总计29年。在这里，鱼姓既是村里的同宗大姓，又一直是村干部的主要姓氏，我们将这样的家族称为拥有权势资本的家族。在农村，家里有村干部是政治资本的重要体现，如果以家里是否有村干部分类来分析年均家庭总收入，则有村干部家庭是没有村干部家庭年均总收入的两倍。另外，家里是否有党员也是政治资本的代理变量之一，也曾在多个文献中被用于测量社会资本，说明其在信任增强、风险抵御以及社会资本扩大等方面亦发挥作用。由于家里有村干部的观测值比较少，因而把家里有村干部或党员，连同家里为鱼姓两类一同视为村内的权势群体，既非鱼姓家族成员也非村干部或党员的群体视为弱势群体。

我们将家庭分别按是否为鱼姓，以及家里是否有干部或党员进行了分样本回归，考察不同背景下，社会资本的收入效应是否存在明显差别。按是否拥有权势资本的家庭来观察社会资本对农户收入的影响，结果如表3所示。

表3 社会资本对不同身份农户的收入回报

从表3中可以看出，模型12和模型14中随礼支出、春节拜年礼品礼金花销两项对农户收入的回报分别在1%和5%水平下显著。而模型11和模型13在这两项均不显著，根据前文的定义，模型11和模型13代表权势群体社会资本对农户收入的回报，而模型12和模型14则是弱势群体社会资本对农户收入的回报。从结果看，以随礼支出与春节拜年礼品礼金花销为代表的情感型社会资本对于权势群体在农户收入上的回报要远小于其对于弱势群体在农户收入上的回报。即在村庄中，如果家庭不属于大姓望族，也没有村干部或党员，那么情感型社会资本的投入对农户收入的意义就非常重要，也可以说情感型社会资本是弱势群体的资本。

对于户主为鱼姓的家庭来说，以托人办事支出为代理变量的工具型社会资本对农户收入有正向影响且在10%水平下显著，对于拥有村干部或党员的家庭来说，工具型社会资本对农户收入的影响在1%的水平下显著。而对于既非鱼姓家族成员，家中也没有村干部或党员的弱势群体而言，模型12和模型14中托人办事支出为代理变量的工具型社会资本对农户收入的回报则完全不显著，可见，工具型社会资本对农户收入的回报在权势群体中更为显著，可见，工具型社会资本是权势群体的资本。

综上所述，在村庄里，大宗族网络之外的家庭以及家里缺少政治资本的家庭属于村里的弱势群体，对于这类群体，情感型社会资本对于农户收入的回报率非常显著，村内弱势群体抱团，互惠互助，通过扩大自己的社会关系对农户收入的提升非常有益。而对于同宗大姓以及具有政治资本的权势群体家庭而言，工具型社会资本，即花钱办事对农户收入的提高则更为有效。

(二)社会资本与物质资本、人力资本交互作用对农户收入的影响

从1992年的数据来看，鱼姓年均家庭总收入为2 701.7元，低于来自19个样本家庭年均家庭总收入3 071.4元，这说明自1949年解放后到1992年的43年中，政治资本积累与家族网络的影响并未对鱼姓家庭收入有太大提升。然而，根据2011年调研数据，鱼姓年均家庭总收入为41 004.7元，而其他非鱼姓家庭年均家庭总收入为30 632.2元。检验其他姓氏的年均家庭总收入，除杨姓外，其他均在该村年均家庭总收入水平线以下，说明这一阶段，鱼姓年均家庭总收入高于该村年均家庭总收入1/4并非偶然。可见，经济制度的变迁使得政治资本的积累对农户收入的影响远大于解放初期，而社会资本通过人力资本和物质资本的作用又进一步拉大了收入差距。

本文采用Yager和Filev[10]提出的基于IOWA算子的客观自主评价法计算出农户社会资本综合指数，将各个被评价样本视为平等的评价主体，先对各个变量进行标准化，然后从主客观两方面进行评价，在主观评价中，每个样本主体通过自身在样本空间中每个变量的绝对优势和相对优势进行自我评价打分和对他人评价打分，在这一过程中每个样本会最大限度地优化自身在样本中的地位；在客观评价中，根据各个评价主体在自我评价和对他人评价中所得分数进行综合测评，求出最优化解算出主观评价分数，再进行客观的优化过程，最终得到一个综合指数。这个方法的好处有三：一是有效解决了对于有限样本的多个变量综合评价问题。二是可以突出每个变量的差异化特点。三是主客观相一致的严密计算过程使得评价更为客观。与之前广为使用的因子分析法相比，按照方差贡献率加权构建的综合指数不仅突出了样本的主体性，也解决了由于变量相关性低无法使用因子分析法定量求解的困境。根据这个方法我们得到了农户社会资本的综合指数INDEX，并用INDEX来与物质资本和人力资本分别交互，得到INDEX_EDU、INDEX_TRAIN和INDEX_LAND，以观察其如何对农户收入产生影响，公式如下：

Yi=β0+β1INDEXi+β2INDEX_A+β3INDEX_Hi+β5Fi+μ

(2)

根据式(2)进行回归得到表4，这里不排除可能存在的内生性问题。Bun和Harrison[11]证明，当内生性变量和非内生性变量构成交叉项时，不需要控制交叉项的内生性问题，而且我们把重点放在资本间交互作用对农户收入的影响上，因此，可暂不需要考虑INDEX本身可能存在的内生性，我们将在下一节专门处理社会资本变量的内生性问题。

表4 社会资本与物质资本、人力资本交互对农户收入的作用(OLS)

从表4中可以看出，在社会资本指数和全家近5年进行的职业技术培训次数的交互中，交叉项对家庭财产收入影响非常显著，说明参加专业合作组织和社会资本有互补关系，参加的次数越多，社会资本指数对家庭财产收入的回报率越高。社会资本指数与家庭平均受教育水平的交互项对家庭工资收入影响显著，这表明社会资本可以通过人力资本来提高其对农户收入的回报率。在社会资本指数和物质资本的交互中，社会资本指数和家庭平均耕地数的交叉项对家庭全年总收入影响不显著。整体而言，社会资本通过物质资本对农户收入的影响没有通过人力资本对农户收入的影响明显。

五、关于社会资本内生性问题的探讨及解决

1.内生性问题的探讨及工具变量的构建

根据前文的回归结果，春节拜年礼品礼金花销与家庭全年总收入显著相关，但收入较高的家庭春节拜年礼品礼金花销也会更多，这里就存在内生性问题，从而导致和收入的联立。为了尽可能减少这些问题对结果的影响，需要通过工具变量的选择进行内生性检验，使结果更加稳健。

在农村，人情往来已经成为一种习惯，叶静怡和武玲蔚[12]认为拜年行为属于中国文化传统，并不受收入水平影响，因而具有很强的外生性。据此，本文将春节拜年人数作为工具变量之一。另外，参考以往文献，将是否为村庄第一大姓也作为工具变量考虑，根据王涧村宗族网络的历史记载，该村第一大姓为李，虽然作为第一大姓的亲戚朋友范围广，亲友间赠送往来也较多，但这是祖辈上就确定下来的，因而其外生性是可靠的。根据以上情况，将春节除父母岳父母外拜年户数(BAINIAN)以及是否为村里第一大姓(XINGMAX)作为社会资本的工具变量。

与内生性变量的相关性和被解释变量的无关性是工具变量的两个基本条件。回归结果表明，春节除父母岳父母外拜年户数这一变量系数为正且在1%水平下显著，即两者之间高度相关，因而可基本排除春节除父母岳父母外拜年户数的弱工具变量问题。是否为村里第一大姓这一变量的系数虽为正，但和内生性变量之间关系并不显著，即是否为村里第一大姓不适合作为春节拜年礼品礼金花销的工具变量。因此，本文选用春节除父母岳父母外拜年户数做为工具变量。

(二)2SLS回归结果的分析

传统的工具变量法一般采用两阶段最小二乘法(2SLS)，以此方法估算的社会资本对收入结构影响的结果，如表5所示。

表5 社会资本对收入结构影响的估计(2SLS)

从表5中可以看出，本文进行了Durbin-Wu-Hausman检验，发现使用工具变量回归时，5个模型的系数估算均和OLS回归的系数有很大不同，在5个模型中检验得到的P值，即是否可以推翻2SLS与OLS结果不存在系统性差别的原假设，只有在模型20、模型21和模型24中在10%以下的水平上显著(根据以工具变量检验，模型24不做考虑)。因此，基于Durbin-Wu-Hausman检验结果，我们发现农户社会资本中春节拜年礼品礼金花销这一变量在对家庭全年总收入影响以及家庭经营收入影响中存在统计显著的内生性问题，而对家庭工资收入和家庭财产收入的影响中不存在统计显著的内生性问题，因而对家庭全年总收入以及家庭经营收入，可以用2SLS的估计结果，而对家庭工资收入和家庭财产收入则使用OLS的估计结果更为有效。对于异方差问题，WLS方法会更好地对异方差和异常值进行加权修正。用工具变量解决了内生性问题后，社会资本对家庭全年总收入的影响依然显著为正，和前文结果一致。

六、结 论

首先，社会资本对农户家庭收入具有正向作用。代表情感型社会资本的春节拜年礼品礼金花销、随礼支出对农户收入具有显著的正向作用；代表宗族网络的祠堂和家谱，以及代表网络异质性的关系好的亲友中是否在县城或城市里有正式工作，均对农户收入有较为显著的正向作用；而收入较低的农户未来更需要多加入一些专业合作组织来改善农户收入状况。

其次，宗族网络最早形成了村落，也同时形成了村里的主流群体，随着宗族势力在村庄内的进一步扩大以及外乡人口迁移，村庄里逐渐形成了由宗族网络主导的格局。本文根据村庄家族势力及政治资本情况将农户家庭划分为权势群体和弱势群体。在村庄里，弱势群体的情感型社会资本对于农户收入的回报率非常显著，即对于村内弱势群体来说，抱团互助，扩大自己的社会关系对于农户收入的提升非常有益。工具型社会资本，即花钱办事的人情关系对权势群体收入的提高则更为有效。由此，验证了本文第一个假设，即通过是否是权势群体的划分，来检验社会资本对农户收入的作用机制。

再次，在村庄发展初期，人力资本和物质资本都是初始阶段，随着宗族网络势力的扩张开始在政治资本上占取优势。在物质资本匮乏时期，政治资本的优势在农户收入上体现的并不明显，但改革实行家庭联产承包经营责任制后，村里的大姓家族或干部家庭往往在集体企业中也同样占有领导地位，尤其是承包村办集体企业，收入差距也由此开始产生，这主要体现在家庭财产收入中，之后社会资本通过物质资本与人力资本的作用又进一步拉大了收入差距。本文采用基于IOWA算子的客观自主评价法测算出社会资本指数，来验证了本文的第二个假设，同时检验了村庄内社会资本可以通过物质资本、人力资本对农户收入产生作用的第二个机制，并发现社会资本通过物质资本对农户收入的影响作用没有人力资本作用明显。

最后，为解决社会资本的内生性问题所导致的分析结果偏误，本文试图采用春节除父母岳父母外拜年户数以及是否为村里第一大姓作为社会资本的工具变量来解决这一问题。结果表明，只有春节除父母岳父母外拜年户数这一变量系数为正，且与社会资本高度相关。本文采用这一工具变量解决内生性问题后社会资本对农户收入的影响依然显著为正，说明研究的结果具有稳健性。

本文研究了社会资本对村庄内农户收入的影响，通过一个案例来实证检验现有文献中关于社会资本对收入作用的重要结论。本文为市场经济转型中农户改进收入结构、减少收入差距以及改进社会收入分配政策提供了实证依据。

[1] Cleaver,F. The Inequality of Social Capital and the Reproduction of Chronic Poverty[J].World Development,2005,33(6):893-906.

[2] 赵剑治, 陆铭. 关系对农村收入差距的贡献及其地区差异——一项基于回归的分解分析[J]. 经济学(季刊), 2009，(4)：363-390.

[3] 胡必亮.中国村落的制度变迁与权力分配[M].太原：山西经济出版社，1995.11-16

[4] Putnam, R.D., Leonardi, R., Nanetti, R.Y. Making Democracy Work: Civic Traditions in Modern Italy[M]. Princeton：Princeton University Press, 1994.163-187.

[5] 郭云南, 姚洋.宗族网络与农村劳动力流动[J].管理世界，2013，(3)：69-81.

[6] 张爽, 陆铭, 章元.社会资本的作用随市场化进程减弱还是加强?——来自中国农村贫困的实证研究[J].经济学(季刊),2007，(2)：539-560.

[7] Morduch, J.,Sicular, T. Rethinking Inequality Decomposition, With Evidence From Rural China [J]. The Economic Journal, 2002, 476 (112):93-106.

[9] Wan, G., Zhou, Z. Income Inequality in Rural China: Regression Based Decomposition Using Household Data[J]. Review of Development Economics, 2005,9(1):107-120.

[9] 周晔馨.社会资本是穷人的资本吗？——基于中国农户收入的经验证据[J].管理世界,2012,(7)：83-95.

[10] Yager, R.R.,Filev, D.P. Induced Ordered Weighted Averaging Operators [J].IEEE Transactions on Systems, Man, and Cybernetics, Part B(Cybernetics), 1999, 29(2):141-150.

[11] Bun, M.J.,Harrison, T.D.OLS and IV Estimation of Regression Models Including Endogenous Interaction Terms [R]. University of Amsterdam Discussion Paper, 2014.

[12] 叶静怡,武玲蔚.社会资本与进城务工人员工资水平——资源测量与因果识别[J].经济学(季刊)，2014，(4)：1303-1322.

(责任编辑：徐雅雯)

2017-03-15

国家社会科学基金重大项目“中国新型城镇化: 五个维度协同发展研究”(14ZDA035)；北京师范大学青年教师基金项目“社会资本对收入差距的影响：理论研究与实证分析”(SKXJS2015001)

刘 倩(1984-)，女，黑龙江哈尔滨人，讲师，博士，主要从事发展经济学研究。E-mail:liuqian0404@bnu.edu.cn 胡必亮(1961-)，男，湖北汉川人，教授，博士，博士生导师，主要从事发展经济学研究。E-mail:hubiliang@bnu.edu.cn

F032.1

A

1000-176X(2017)06-0114-10