1、1市场化转型中社会资本对相对贫困的影响研究【摘要】 本文通过研究社会资本对城市人口个体陷入相对贫困的影响，探讨了在市场化转型的过程中，社会资本作为一种非市场力量，它的作用随着市场化进程减弱还是加强这一问题。研究发现：反映社会网络质量特征的网络差异和网络顶端能减少城市个体陷入相对贫困的发生概率，但反映社会网络数量特征的网络规模的减贫效应不显著；随着市场化程度的提高，社会资本减少对该发生概率的作用会增强；网络差异和网络顶端对于贫困程度更高的个体作用更强。 【关键词】 社会资本 市场化 相对贫困 一、引言 社会资本（Social Capital）是指能够促进合作和协调的网络、规范和信任，它可以通过促
2、进协调的行动来提高经济效率（Putnam et al.，1993） 。学界一般认为社会资本具有多种表现形式，但其中最重要的是社会网络（Social Network） ，并且它具有很强的经济效应，因此目前大多研究都从社会网络的角度来研究社会资本。社会网络俗称关系，在中国经济社会中扮演着重要的角色，它能够提高收入（Knight 和Yueh，2008） ，缓解贫困（张爽等，2007；姚毅等，2010） ，是一种对于提高人们的福利和增进经济增长都非常重要的非市场力量。 已有文献研究发现，社会网络作为一种重要的社会资本能够有效地增加居民的收入（Narayan 和 Pritchett，1997） ，促进就
3、业2（Montgomery，1991；Munshi，2003；Munshi 和 Rosenzweig，2006） 。特别对于穷人而言，社会资本不仅能够降低贫困的概率（Grootaert，1999；Grootaert，2001；张爽等，2007） ，而且能够作为非正式保险机制帮助穷人获得信贷（Grootaert，1999；Bastelaer，2000） 。更重要的是，Grootaert（1999，2001）通过使用 Quantile 方法发现，社会资本的回报随着不同组别收入的提高而降低，特别是在低收入群体（第 10 百分位）中的回报相当于高收入人群（第 90 百分位）的两倍，因此社会资本是穷人的
4、资本。本文不否认社会资本对于穷人的重要性，但是提出以下三个有待进一步研究的问题进行探讨。 一是社会资本在传统的农村社会有重要的作用，特别是有助于缓解贫困，而且最低收入的家庭更加能够借助于社会资本来摆脱贫困已得到研究证实。那么社会资本在城市中是否发挥着同样重要的作用？社会资本是否有利于城市人口提高收入，摆脱相对贫困？姚毅等（2010）对中国城市的贫困发生机制进行了实证验证，发现社会资本作为一种网络性资源具有显著的减贫效应，但是存在以下两方面局限：一方面，相对贫困与社会经济发展水平无关，而仅仅与收入差距有关，姚毅等（2010）以代表社会经济发展水平的经济增长视角解释相对贫困不够合理；另一方面，CG
5、SS（中国综合社会调查）微观调查数据并无户主数据，文章以个人数据作为户主数据进而代理家庭人均变量解释家庭是否处于相对贫困存在偏差。综上，本文将在改善上述研究局限的同时在个人层面上考察社会资本对城市人口收入和减贫的影响和作用。 3二是社会资本的作用主要体现在资源配置和形成非正式制度方面，它能够有效地弥补市场缺陷（Bowles 和 Gintis，2002） 。然而，这种通过非市场机制发挥的作用在市场化过程中会减弱，还是会嵌入到市场机制中去发挥更大的作用呢？中国正处于市场化转型的过程中，关于市场化对社会资本作用的影响的研究和回答显得十分必要和重要，但已有的文献对这个问题研究仍很有限。张爽等（2007
6、）对中国农村的贫困问题研究发现社会资本作为一种非市场化力量对于减少贫困发生的概率的作用会随市场化进程而减弱，特别是对家庭层面的社会网络的作用。这一发现是否在中国的城市仍然成立，是否在收入决定过程中也同样存在仍有待于进一步的研究来回答。Knight 和 Yueh（2002）采用中国的城市调查数据研究了社会资本在劳动力市场上的作用，发现社会资本在私有部门的回报率高于国有部门。他们由此认为，随着中国市场化程度的提高，私有部门不断壮大，社会资本将会发挥越来越大的作用。但 Knight 和Yueh（2002）的研究结果显然没有提供令人信服的有力证据，该研究先验地根据所有制哑变量对样本进行分组，并比较两组
7、分别回归得到的社会资本的系数大小，但是作者并没有证明两组系数之间的差距在统计上是否显著。在本文中，市场化程度是一个连续变量，通过构造市场化程度与社会资本的交互项，由交互项的符号和显著性来判断市场化对于社会资本作用的影响来解决这一问题，同时以 CGSS 城市数据为样本对中国城市社会资本与市场化的交互影响作用做出回答。 三是如果社会资本能够提高收入，那么社会资本对不同贫困程度个体的影响是否一样？一种可能的情况是，社会资本在改善相对贫困方面4的作用会随着收入的提高而逐渐递减。Grootaert（1999，2001）通过使用 Quantile 方法对玻利维亚、布基纳法索和印度尼西亚的调查数据研究发现，
8、与教育回报率随着收入的提高而逐渐增加的特点恰好相反，社会资本的回报在收入分布的底部最高，然后逐渐降低直到第 75 百分位。以印度尼西亚为例，社会资本在低收入群体（第 10 百分位）中的回报相当于高收入人群（第 90 百分位）的两倍。正是由于这个原因，Grootaert（1999，2001）认为社会资本是穷人的资本。那么，在中国城市人口中“社会资本是穷人的资本”这种现象是否也同样存在？本文将同样采用 Quantile 方法对这一问题进行讨论。 通过与已有文献的比较，本文的贡献主要体现在三个方面：一是采用个人层面的微观数据，对中国城市样本社会资本对贫困的影响作用进行考察；二是通过构造市场化程度与社
9、会资本的交互项，由交互项的符号和显著性来判断在中国城市样本中市场化对于社会资本作用的影响并进一步分析其影响机制；三是通过 quantile 回归对社会资本在不同贫困程度的人群中的影响作出讨论。 二、数据来源及变量设定 1、数据来源 本文所使用的数据来源于中国人民大学和香港科技大学联合调查和创建的“中国综合社会调查（CGSS） ”2008 年数据。中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。从 2003 年开始，每年一次，在全国范围内采取随机抽样的方法对全国 28 个省、自治区、直辖市，125 个县
10、（区） ，500 个街道（乡、镇） ，1000 个居（村）民委员会、10000 户家庭5中的个人进行调查。该数据库涵盖信息较为广泛，涉及家庭人口特征、劳动就业状况、教育健康水平、社会关系网络等方面的内容，有利于学者对社会发展和变迁进行全方位的研究。 本文所用到的社会网络数据是 2008 年 CGSS 数据中第 E 部分“社会交往与求职”中所采用的春节拜年网的数据。通过询问被访者春节拜年时以各种方式（短信、电子邮件不算）相互拜访的亲属、朋友和其他人的情况，如人数、职位、单位等情况，来测量个人的社会网络。 本文对省区间市场化程度差异的判断依据来自樊纲和王小鲁的中国市场化指数。该指数主要依据中国各省
11、区在五个主要方面的相关信息：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，通过对以上五个方面进行计算得出各省的市场化水平指数。本文使用 2007 年各省的市场化指数，采用滞后于样本数据年份一年的指数是为了避免这个市场化指数受到 2008 年样本数据的影响。 2、数据处理 本文主要是基于社会资本、人力资本和市场化对城市贫困发生机制进行了研究，为了控制其他变量的影响，我们还引入了政治资本和个体特征变量等。以下我们简单介绍几个重要变量的处理方式。 关于被解释变量（是否属于相对贫困的虚拟变量）构造，本文以2008 年城市居民个人职业收入和
12、职业外收入之和作为收入考察对象，以当期平均收入的 50%作为贫困线。 关于社会资本，CGSS 提供了拜年网的相关数据，该数据涉及关系人6的数量和职业类别。本文借助边燕杰（2004）的研究，测量了个人拜年网的网络规模、网络差异和网络顶端。 关于人力资本变量，本文选取受教育程度和健康程度作为人力资本变量的代理变量。个人受教育程度根据 CGSS 提供的数据采用受教育年限来衡量；关于健康程度变量，本文根据 CGSS 提供的个人对自身健康状况的主观满意度指标，构造了健康满意度的虚拟变量。 此外，我们还对上述重要变量的缺漏值和离群值做了相应处理。在数据处理中，本文删掉了个人职业收入缺漏的样本，将个人职业外
13、收入缺漏的样本中个人职业外收入一项赋值为零，然后将个人职业收入和个人职业外收入加总得到个人总收入，并对个人总收入取自然对数。同时本文也对社会资本缺漏的样本进行了剔除。最后，本文利用箱型图对个人总收入、社会资本的离群值进行了判断，并做了相应的不同程度的截尾（Winsor）处理。 3、变量设定与定义 表 1 列出了本文的模型中解释变量的名称和定义。本文控制了在已有文献里影响相对贫困的重要变量（Jalan 和Ravallion，1998；Gustafsson 和 Wei，2000） ，包括人力资本、政治资本和个体特征，这些变量的计算方法也与文献基本保持了一致。除此之外，本文的模型中要考察的重点是社会
14、资本、市场化程度以及社会资本和市场化程度的交互项。 由于本文关心的重点目标是社会资本，因此对于其代理变量社会网络的度量也成为本文的重点之一。依据 Lin（2001）提出的社会网络具有7广泛性、异质性、达高性，结合边燕杰（2004）的研究，本文从三个方面对社会网络进行度量：（1）网络规模，用拜年网中亲属、朋友以及其他人的总数衡量，反映个体通过自我社会关系可触及的位置数量及其广泛性；（2）网络差异，通过拜年网所交往的人群拥有不同职业的个数衡量，它反映了自我通过跨越结构等级制位置的社会关系可触及的网络资源的纵向幅度和异质性；（3）网络顶端，通过拜年网所交往的人群中职业声望的最高得分衡量，它反映了自我
15、通过社会关系可以在等级制结构中触及的最顶端位置的资源，具备达高性特征。 4、变量的描述性统计 表 2 和表 3 用本文城市居民样本中的个人数据对模型中的变量进行了描述性统计。除了样本整体外，我们还按照相对贫困线将样本分为相对贫困群体和非相对贫困群体。通过比较这三组数据，我们可以看出，在相对贫困群体和非相对贫困群体之间有较明显差距的是：（1）非相对贫困群体比相对贫困群体拥有更多的社会资本，尤其是网络差异和网络顶端；（2）非相对贫困群体拥有的人力资本和政治资本都明显多于相对贫困群体；（3）非相对贫困群体有更多个体从事全日制工作。 三、模型及实证结果 本文建立了如下的 Logit 模型来考察我国城市
16、人口非相对贫困发生概率的决定因素： P（Yi=1）=？茁 0+？茁 1SCi+？茁 2MARi+？茁 3SCiMARi+？茁4Xi+？滋 i （1） 式（1）里的下标 i 表示第 i 个个体，方程左边的 P（Yi=1）表示第8i 个个体非相对贫困的概率，右边的解释变量见表 1，其中 Xi 包括了HC、PC 和个体特征等控制变量。 我们利用 STATA11.0 对式（1）进行了估计，回归结果详见表 4。 在第（1）列中，我们重点考察了前期文献中提及的主要变量对非相对贫困的影响。其中，人力资本与个人特征中的年龄、就业状况均对个体非相对贫困发生的概率具有显著影响。进一步分析可知：第一，人力资本在 1
17、%的显著性水平上能够促进个体非相对贫困发生的概率，且以往研究中忽视的健康状况对个体相对贫困的减缓作用要明显的高于受教育年限的减贫作用。这一发现值得重视，一方面健康是不可忽视的人力资本投资，另一方面可能由于医疗费用较高导致非健康群体的生活水平和福利下降，因此加强城市医保改革对城市个体减贫的作用不可忽视。第二，在个人特征中，年龄和年龄平方的系数显著，表明个人年龄可能会对个体的相对贫困产生一个非线性的影响。第三，非全日制工作者相对于全日制工作者也更有可能陷入相对贫困。 我们注意到，第（1）列回归的拟 R2 仅为 0.151，意味着在本文的样本中，前期文献强调的影响因素的解释能力仍较为有限。如前文所述
18、，社会资本对相对贫困存在重要影响，为此在第（2）列回归中我们加入了反映城市居民个人社会资本的变量，此时的拟 R2 提高为 0.176，这意味着社会资本对城市居民的减贫具有重要的解释力。同时网络差异和网络顶端这两个反映社会资本的变量均在 1%的显著性水平上通过 z 检验，且符号为正，说明社会资本能够显著地减少城市人口个体的相对贫困发生概率。计算网络差异和网络顶端的在样本平均值处的边际效应分别为 0.022 和 0.001，表明网络差9异和网络顶端上升 1 单位能平均提高个体非相对贫困的概率为 2.2%和0.1%。但是反映社会网络数量的网络规模这一变量的作用并不明显，除了在第（2）列中显著为负之外
19、，在其他列中并不显著。 在第（3）列中，我们加入了反映各省特征的省区虚拟变量，发现 27个省区虚拟变量中 24 个虚拟变量在 5%的水平上显著，模型的拟 R2 由第（2）列的 0.176 提高为 0.263。这表明，在本文的样本区间内，城市居民的非相对贫困发生概率还受到省区固定效应的影响且省区固定效应能在很大程度上解释城市居民的非相对贫困发生概率的截面差异，但我们更为关心的是：这个省区固定效应到底是什么？ 为此，在第（4）列中，我们在第（2）列模型设定的基础上，加入了反映各省区市场化程度的解释变量。结果发现，第（4）列的市场化解释变量系数为 0.237，且在 1%的水平上显著。这意味着在其他条
20、件相同的情况下，市场化程度高的省区的城市居民个体陷入相对贫困的概率要低。同时第（4）列模型的拟 R2 也达到 0.224，表示在上文提及的省区固定效应中很大一部分可以由市场化程度来解释。 最后，我们从交互项的符号和显著性来发现市场化是如何影响社会资本对于相对贫困的作用的。根据社会资本、市场化程度以及社会资本和市场化程度的交互项的相关系数，本文在第（4）列模型设定的基础上，在第（5）列中加入了社会资本和市场化程度的交互项。结果显示，城市居民个人层面的网络规模与市场化程度的交互项并不显著，而个人层面的网络差异和网络顶端与市场化的交互项则分别在 1%和 5%的水平上显著为正。由于从第（2）到第（4）
21、列回归可以确认的是网络差异和网络顶10端对显著减少城市居民个体相对贫困的发生概率的重要作用，而网络规模的显著性不能得到稳定确认，因此从第（5）列的回归结果可以认为社会资本的作用会随市场化进程加强，支持 Rona-Tas（1994）提出的“权力持续、精英循环”论。一种解释是城市精英阶层利用在过去权力经营下形成的社会网络关系，在转型的过程中继续获取资源，社会资本可能作为一种非市场力量嵌入到市场机制中去获得更高的回报。这一研究结论与张爽等（2007）对中国农村贫困的实证研究得到的结论相反，张爽等（2007）以农村贫困为例，研究发现随着市场化程度的提高，社会资本减少贫困的作用总体上来说会减少。这一研究
22、结论差异的一种可能解释是：城市地区相对农村地区市场化程度更高，经济更加发达，从而拥有更大的经济资源和机会，同时城市居民的社会网络的异质性和达高性高于农村居民，因此城市居民更容易借助社会网络获得收入，从而在市场化进程中社会资本对减贫的作用不但没有减弱，反而得到增强。 四、稳健性检验 为了检验本文的实证结果的稳健性，本文沿着两种思路展开研究。一种是根据绝对贫困的思想，使用城市居民个人收入来衡量其个体层面拥有的财富和资源，以及满足基本需求的能力，对我们的估计结果进行稳健性检验。以城市居民个人收入的自然对数作为被解释变量，解释变量不变，稳健性检验结果见表 5。 表 5 采用多元回归方法，利用上一节的思路对社会资本、市场化程度及社会资本和市场化的交互项对收入的影响做了估计。通过对比表 5和表 4 的估计结果，不难发现表 5 第（1）列至第（5）列的各解释变量
