市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型中社會(huì)資本對(duì)相對(duì)貧困的影響研究——基于CGSS微觀數(shù)據(jù)城市樣本的實(shí)證分析

○劉雨桐

（國(guó)際關(guān)系學(xué)院 北京 100091）

市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型中社會(huì)資本對(duì)相對(duì)貧困的影響研究
——基于CGSS微觀數(shù)據(jù)城市樣本的實(shí)證分析

○劉雨桐

（國(guó)際關(guān)系學(xué)院 北京 100091）

本文通過(guò)研究社會(huì)資本對(duì)城市人口個(gè)體陷入相對(duì)貧困的影響，探討了在市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的過(guò)程中，社會(huì)資本作為一種非市場(chǎng)力量，它的作用隨著市場(chǎng)化進(jìn)程減弱還是加強(qiáng)這一問(wèn)題。研究發(fā)現(xiàn)：反映社會(huì)網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量特征的網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端能減少城市個(gè)體陷入相對(duì)貧困的發(fā)生概率，但反映社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)量特征的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的減貧效應(yīng)不顯著；隨著市場(chǎng)化程度的提高，社會(huì)資本減少對(duì)該發(fā)生概率的作用會(huì)增強(qiáng)；網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端對(duì)于貧困程度更高的個(gè)體作用更強(qiáng)。

社會(huì)資本 市場(chǎng)化 相對(duì)貧困

一、引言

社會(huì)資本（Social Capital）是指能夠促進(jìn)合作和協(xié)調(diào)的網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范和信任，它可以通過(guò)促進(jìn)協(xié)調(diào)的行動(dòng)來(lái)提高經(jīng)濟(jì)效率（Putnam et al.，1993）。學(xué)界一般認(rèn)為社會(huì)資本具有多種表現(xiàn)形式，但其中最重要的是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（Social Network），并且它具有很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，因此目前大多研究都從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的角度來(lái)研究社會(huì)資本。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)俗稱關(guān)系，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)中扮演著重要的角色，它能夠提高收入（Knight和Yueh，2008），緩解貧困（張爽等，2007；姚毅等，2010），是一種對(duì)于提高人們的福利和增進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都非常重要的非市場(chǎng)力量。

已有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為一種重要的社會(huì)資本能夠有效地增加居民的收入（Narayan和Pritchett，1997），促進(jìn)就業(yè)（Montgomery，1991；Munshi，2003；Munshi和 Rosenzweig，2006）。特別對(duì)于窮人而言，社會(huì)資本不僅能夠降低貧困的概率（Grootaert，1999；Grootaert，2001；張爽等，2007），而且能夠作為非正式保險(xiǎn)機(jī)制幫助窮人獲得信貸（Grootaert，1999；Bastelaer，2000）。更重要的是，Grootaert（1999，2001）通過(guò)使用Quantile方法發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本的回報(bào)隨著不同組別收入的提高而降低，特別是在低收入群體（第10百分位）中的回報(bào)相當(dāng)于高收入人群（第90百分位）的兩倍，因此社會(huì)資本是窮人的資本。本文不否認(rèn)社會(huì)資本對(duì)于窮人的重要性，但是提出以下三個(gè)有待進(jìn)一步研究的問(wèn)題進(jìn)行探討。

一是社會(huì)資本在傳統(tǒng)的農(nóng)村社會(huì)有重要的作用，特別是有助于緩解貧困，而且最低收入的家庭更加能夠借助于社會(huì)資本來(lái)擺脫貧困已得到研究證實(shí)。那么社會(huì)資本在城市中是否發(fā)揮著同樣重要的作用？社會(huì)資本是否有利于城市人口提高收入，擺脫相對(duì)貧困？姚毅等（2010）對(duì)中國(guó)城市的貧困發(fā)生機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本作為一種網(wǎng)絡(luò)性資源具有顯著的減貧效應(yīng)，但是存在以下兩方面局限：一方面，相對(duì)貧困與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平無(wú)關(guān)，而僅僅與收入差距有關(guān)，姚毅等（2010）以代表社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)視角解釋相對(duì)貧困不夠合理；另一方面，CGSS（中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查）微觀調(diào)查數(shù)據(jù)并無(wú)戶主數(shù)據(jù)，文章以個(gè)人數(shù)據(jù)作為戶主數(shù)據(jù)進(jìn)而代理家庭人均變量解釋家庭是否處于相對(duì)貧困存在偏差。綜上，本文將在改善上述研究局限的同時(shí)在個(gè)人層面上考察社會(huì)資本對(duì)城市人口收入和減貧的影響和作用。

二是社會(huì)資本的作用主要體現(xiàn)在資源配置和形成非正式制度方面，它能夠有效地彌補(bǔ)市場(chǎng)缺陷（Bow les和Gintis，2002）。然而，這種通過(guò)非市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮的作用在市場(chǎng)化過(guò)程中會(huì)減弱，還是會(huì)嵌入到市場(chǎng)機(jī)制中去發(fā)揮更大的作用呢？中國(guó)正處于市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的過(guò)程中，關(guān)于市場(chǎng)化對(duì)社會(huì)資本作用的影響的研究和回答顯得十分必要和重要，但已有的文獻(xiàn)對(duì)這個(gè)問(wèn)題研究仍很有限。張爽等（2007）對(duì)中國(guó)農(nóng)村的貧困問(wèn)題研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本作為一種非市場(chǎng)化力量對(duì)于減少貧困發(fā)生的概率的作用會(huì)隨市場(chǎng)化進(jìn)程而減弱，特別是對(duì)家庭層面的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用。這一發(fā)現(xiàn)是否在中國(guó)的城市仍然成立，是否在收入決定過(guò)程中也同樣存在仍有待于進(jìn)一步的研究來(lái)回答。Knight和Yueh（2002）采用中國(guó)的城市調(diào)查數(shù)據(jù)研究了社會(huì)資本在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的作用，發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本在私有部門的回報(bào)率高于國(guó)有部門。他們由此認(rèn)為，隨著中國(guó)市場(chǎng)化程度的提高，私有部門不斷壯大，社會(huì)資本將會(huì)發(fā)揮越來(lái)越大的作用。但Knight和Yueh（2002）的研究結(jié)果顯然沒(méi)有提供令人信服的有力證據(jù)，該研究先驗(yàn)地根據(jù)所有制啞變量對(duì)樣本進(jìn)行分組，并比較兩組分別回歸得到的社會(huì)資本的系數(shù)大小，但是作者并沒(méi)有證明兩組系數(shù)之間的差距在統(tǒng)計(jì)上是否顯著。在本文中，市場(chǎng)化程度是一個(gè)連續(xù)變量，通過(guò)構(gòu)造市場(chǎng)化程度與社會(huì)資本的交互項(xiàng)，由交互項(xiàng)的符號(hào)和顯著性來(lái)判斷市場(chǎng)化對(duì)于社會(huì)資本作用的影響來(lái)解決這一問(wèn)題，同時(shí)以CGSS城市數(shù)據(jù)為樣本對(duì)中國(guó)城市社會(huì)資本與市場(chǎng)化的交互影響作用做出回答。

三是如果社會(huì)資本能夠提高收入，那么社會(huì)資本對(duì)不同貧困程度個(gè)體的影響是否一樣？一種可能的情況是，社會(huì)資本在改善相對(duì)貧困方面的作用會(huì)隨著收入的提高而逐漸遞減。Grootaert（1999，2001）通過(guò)使用Quantile方法對(duì)玻利維亞、布基納法索和印度尼西亞的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，與教育回報(bào)率隨著收入的提高而逐漸增加的特點(diǎn)恰好相反，社會(huì)資本的回報(bào)在收入分布的底部最高，然后逐漸降低直到第75百分位。以印度尼西亞為例，社會(huì)資本在低收入群體（第10百分位）中的回報(bào)相當(dāng)于高收入人群（第90百分位）的兩倍。正是由于這個(gè)原因，Grootaert（1999，2001）認(rèn)為社會(huì)資本是窮人的資本。那么，在中國(guó)城市人口中“社會(huì)資本是窮人的資本”這種現(xiàn)象是否也同樣存在？本文將同樣采用Quantile方法對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行討論。

通過(guò)與已有文獻(xiàn)的比較，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：一是采用個(gè)人層面的微觀數(shù)據(jù)，對(duì)中國(guó)城市樣本社會(huì)資本對(duì)貧困的影響作用進(jìn)行考察；二是通過(guò)構(gòu)造市場(chǎng)化程度與社會(huì)資本的交互項(xiàng)，由交互項(xiàng)的符號(hào)和顯著性來(lái)判斷在中國(guó)城市樣本中市場(chǎng)化對(duì)于社會(huì)資本作用的影響并進(jìn)一步分析其影響機(jī)制；三是通過(guò)quantile回歸對(duì)社會(huì)資本在不同貧困程度的人群中的影響作出討論。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量設(shè)定

1、數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民大學(xué)和香港科技大學(xué)聯(lián)合調(diào)查和創(chuàng)建的“中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）”2008年數(shù)據(jù)。中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）是中國(guó)第一個(gè)全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的大型社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目。從2003年開始，每年一次，在全國(guó)范圍內(nèi)采取隨機(jī)抽樣的方法對(duì)全國(guó)28個(gè)省、自治區(qū)、直轄市，125個(gè)縣（區(qū)），500個(gè)街道（鄉(xiāng)、鎮(zhèn)），1000個(gè)居（村）民委員會(huì)、10000戶家庭中的個(gè)人進(jìn)行調(diào)查。該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋信息較為廣泛，涉及家庭人口特征、勞動(dòng)就業(yè)狀況、教育健康水平、社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等方面的內(nèi)容，有利于學(xué)者對(duì)社會(huì)發(fā)展和變遷進(jìn)行全方位的研究。

本文所用到的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)是2008年CGSS數(shù)據(jù)中第E部分“社會(huì)交往與求職”中所采用的春節(jié)拜年網(wǎng)的數(shù)據(jù)。通過(guò)詢問(wèn)被訪者春節(jié)拜年時(shí)以各種方式（短信、電子郵件不算）相互拜訪的親屬、朋友和其他人的情況，如人數(shù)、職位、單位等情況，來(lái)測(cè)量個(gè)人的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。

本文對(duì)省區(qū)間市場(chǎng)化程度差異的判斷依據(jù)來(lái)自樊綱和王小魯?shù)闹袊?guó)市場(chǎng)化指數(shù)。該指數(shù)主要依據(jù)中國(guó)各省區(qū)在五個(gè)主要方面的相關(guān)信息：政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境，通過(guò)對(duì)以上五個(gè)方面進(jìn)行計(jì)算得出各省的市場(chǎng)化水平指數(shù)。本文使用2007年各省的市場(chǎng)化指數(shù)，采用滯后于樣本數(shù)據(jù)年份一年的指數(shù)是為了避免這個(gè)市場(chǎng)化指數(shù)受到2008年樣本數(shù)據(jù)的影響。

2、數(shù)據(jù)處理

本文主要是基于社會(huì)資本、人力資本和市場(chǎng)化對(duì)城市貧困發(fā)生機(jī)制進(jìn)行了研究，為了控制其他變量的影響，我們還引入了政治資本和個(gè)體特征變量等。以下我們簡(jiǎn)單介紹幾個(gè)重要變量的處理方式。

關(guān)于被解釋變量（是否屬于相對(duì)貧困的虛擬變量）構(gòu)造，本文以2008年城市居民個(gè)人職業(yè)收入和職業(yè)外收入之和作為收入考察對(duì)象，以當(dāng)期平均收入的50%作為貧困線。

關(guān)于社會(huì)資本，CGSS提供了拜年網(wǎng)的相關(guān)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)涉及關(guān)系人的數(shù)量和職業(yè)類別。本文借助邊燕杰（2004）的研究，測(cè)量了個(gè)人拜年網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端。

表1 解釋變量列表

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)（一）

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)（二）

關(guān)于人力資本變量，本文選取受教育程度和健康程度作為人力資本變量的代理變量。個(gè)人受教育程度根據(jù)CGSS提供的數(shù)據(jù)采用受教育年限來(lái)衡量；關(guān)于健康程度變量，本文根據(jù)CGSS提供的個(gè)人對(duì)自身健康狀況的主觀滿意度指標(biāo)，構(gòu)造了健康滿意度的虛擬變量。

此外，我們還對(duì)上述重要變量的缺漏值和離群值做了相應(yīng)處理。在數(shù)據(jù)處理中，本文刪掉了個(gè)人職業(yè)收入缺漏的樣本，將個(gè)人職業(yè)外收入缺漏的樣本中個(gè)人職業(yè)外收入一項(xiàng)賦值為零，然后將個(gè)人職業(yè)收入和個(gè)人職業(yè)外收入加總得到個(gè)人總收入，并對(duì)個(gè)人總收入取自然對(duì)數(shù)。同時(shí)本文也對(duì)社會(huì)資本缺漏的樣本進(jìn)行了剔除。最后，本文利用箱型圖對(duì)個(gè)人總收入、社會(huì)資本的離群值進(jìn)行了判斷，并做了相應(yīng)的不同程度的截尾（W insor）處理。

3、變量設(shè)定與定義

表1列出了本文的模型中解釋變量的名稱和定義。本文控制了在已有文獻(xiàn)里影響相對(duì)貧困的重要變量（Jalan和Ravallion，1998；Gustafsson和 W ei，2000），包括人力資本、政治資本和個(gè)體特征，這些變量的計(jì)算方法也與文獻(xiàn)基本保持了一致。除此之外，本文的模型中要考察的重點(diǎn)是社會(huì)資本、市場(chǎng)化程度以及社會(huì)資本和市場(chǎng)化程度的交互項(xiàng)。

由于本文關(guān)心的重點(diǎn)目標(biāo)是社會(huì)資本，因此對(duì)于其代理變量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的度量也成為本文的重點(diǎn)之一。依據(jù)Lin（2001）提出的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有廣泛性、異質(zhì)性、達(dá)高性，結(jié)合邊燕杰（2004）的研究，本文從三個(gè)方面對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行度量：（1）網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，用拜年網(wǎng)中親屬、朋友以及其他人的總數(shù)衡量，反映個(gè)體通過(guò)自我社會(huì)關(guān)系可觸及的位置數(shù)量及其廣泛性；（2）網(wǎng)絡(luò)差異，通過(guò)拜年網(wǎng)所交往的人群擁有不同職業(yè)的個(gè)數(shù)衡量，它反映了自我通過(guò)跨越結(jié)構(gòu)等級(jí)制位置的社會(huì)關(guān)系可觸及的網(wǎng)絡(luò)資源的縱向幅度和異質(zhì)性；（3）網(wǎng)絡(luò)頂端，通過(guò)拜年網(wǎng)所交往的人群中職業(yè)聲望的最高得分衡量，它反映了自我通過(guò)社會(huì)關(guān)系可以在等級(jí)制結(jié)構(gòu)中觸及的最頂端位置的資源，具備達(dá)高性特征。

4、變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2和表3用本文城市居民樣本中的個(gè)人數(shù)據(jù)對(duì)模型中的變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。除了樣本整體外，我們還按照相對(duì)貧困線將樣本分為相對(duì)貧困群體和非相對(duì)貧困群體。通過(guò)比較這三組數(shù)據(jù)，我們可以看出，在相對(duì)貧困群體和非相對(duì)貧困群體之間有較明顯差距的是：（1）非相對(duì)貧困群體比相對(duì)貧困群體擁有更多的社會(huì)資本，尤其是網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端；（2）非相對(duì)貧困群體擁有的人力資本和政治資本都明顯多于相對(duì)貧困群體；（3）非相對(duì)貧困群體有更多個(gè)體從事全日制工作。

三、模型及實(shí)證結(jié)果

本文建立了如下的Logit模型來(lái)考察我國(guó)城市人口非相對(duì)貧困發(fā)生概率的決定因素：

式（1）里的下標(biāo)i表示第i個(gè)個(gè)體，方程左邊的P（Yi=1）表示第i個(gè)個(gè)體非相對(duì)貧困的概率，右邊的解釋變量見表1，其中Xi包括了HC、PC和個(gè)體特征等控制變量。

我們利用STATA11.0對(duì)式（1）進(jìn)行了估計(jì)，回歸結(jié)果詳見表4。

在第（1）列中，我們重點(diǎn)考察了前期文獻(xiàn)中提及的主要變量對(duì)非相對(duì)貧困的影響。其中，人力資本與個(gè)人特征中的年齡、就業(yè)狀況均對(duì)個(gè)體非相對(duì)貧困發(fā)生的概率具有顯著影響。進(jìn)一步分析可知：第一，人力資本在1%的顯著性水平上能夠促進(jìn)個(gè)體非相對(duì)貧困發(fā)生的概率，且以往研究中忽視的健康狀況對(duì)個(gè)體相對(duì)貧困的減緩作用要明顯的高于受教育年限的減貧作用。這一發(fā)現(xiàn)值得重視，一方面健康是不可忽視的人力資本投資，另一方面可能由于醫(yī)療費(fèi)用較高導(dǎo)致非健康群體的生活水平和福利下降，因此加強(qiáng)城市醫(yī)保改革對(duì)城市個(gè)體減貧的作用不可忽視。第二，在個(gè)人特征中，年齡和年齡平方的系數(shù)顯著，表明個(gè)人年齡可能會(huì)對(duì)個(gè)體的相對(duì)貧困產(chǎn)生一個(gè)非線性的影響。第三，非全日制工作者相對(duì)于全日制工作者也更有可能陷入相對(duì)貧困。

我們注意到，第（1）列回歸的擬R2僅為0.151，意味著在本文的樣本中，前期文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)的影響因素的解釋能力仍較為有限。如前文所述，社會(huì)資本對(duì)相對(duì)貧困存在重要影響，為此在第（2）列回歸中我們加入了反映城市居民個(gè)人社會(huì)資本的變量，此時(shí)的擬R2提高為0.176，這意味著社會(huì)資本對(duì)城市居民的減貧具有重要的解釋力。同時(shí)網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端這兩個(gè)反映社會(huì)資本的變量均在1%的顯著性水平上通過(guò)z檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，說(shuō)明社會(huì)資本能夠顯著地減少城市人口個(gè)體的相對(duì)貧困發(fā)生概率。計(jì)算網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端的在樣本平均值處的邊際效應(yīng)分別為0.022和0.001，表明網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端上升1單位能平均提高個(gè)體非相對(duì)貧困的概率為2.2%和0.1%。但是反映社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)量的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模這一變量的作用并不明顯，除了在第（2）列中顯著為負(fù)之外，在其他列中并不顯著。

在第（3）列中，我們加入了反映各省特征的省區(qū)虛擬變量，發(fā)現(xiàn)27個(gè)省區(qū)虛擬變量中24個(gè)虛擬變量在5%的水平上顯著，模型的擬R2由第（2）列的0.176提高為0.263。這表明，在本文的樣本區(qū)間內(nèi)，城市居民的非相對(duì)貧困發(fā)生概率還受到省區(qū)固定效應(yīng)的影響且省區(qū)固定效應(yīng)能在很大程度上解釋城市居民的非相對(duì)貧困發(fā)生概率的截面差異，但我們更為關(guān)心的是：這個(gè)省區(qū)固定效應(yīng)到底是什么？

表4 非相對(duì)貧困的決定因素估計(jì)

為此，在第（4）列中，我們?cè)诘冢?）列模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，加入了反映各省區(qū)市場(chǎng)化程度的解釋變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第（4）列的市場(chǎng)化解釋變量系數(shù)為0.237，且在1%的水平上顯著。這意味著在其他條件相同的情況下，市場(chǎng)化程度高的省區(qū)的城市居民個(gè)體陷入相對(duì)貧困的概率要低。同時(shí)第（4）列模型的擬R2也達(dá)到0.224，表示在上文提及的省區(qū)固定效應(yīng)中很大一部分可以由市場(chǎng)化程度來(lái)解釋。

最后，我們從交互項(xiàng)的符號(hào)和顯著性來(lái)發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)化是如何影響社會(huì)資本對(duì)于相對(duì)貧困的作用的。根據(jù)社會(huì)資本、市場(chǎng)化程度以及社會(huì)資本和市場(chǎng)化程度的交互項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)，本文在第（4）列模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，在第（5）列中加入了社會(huì)資本和市場(chǎng)化程度的交互項(xiàng)。結(jié)果顯示，城市居民個(gè)人層面的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模與市場(chǎng)化程度的交互項(xiàng)并不顯著，而個(gè)人層面的網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端與市場(chǎng)化的交互項(xiàng)則分別在1%和5%的水平上顯著為正。由于從第（2）到第（4）列回歸可以確認(rèn)的是網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端對(duì)顯著減少城市居民個(gè)體相對(duì)貧困的發(fā)生概率的重要作用，而網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的顯著性不能得到穩(wěn)定確認(rèn)，因此從第（5）列的回歸結(jié)果可以認(rèn)為社會(huì)資本的作用會(huì)隨市場(chǎng)化進(jìn)程加強(qiáng)，支持Rona-Tas（1994）提出的“權(quán)力持續(xù)、精英循環(huán)”論。一種解釋是城市精英階層利用在過(guò)去權(quán)力經(jīng)營(yíng)下形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，在轉(zhuǎn)型的過(guò)程中繼續(xù)獲取資源，社會(huì)資本可能作為一種非市場(chǎng)力量嵌入到市場(chǎng)機(jī)制中去獲得更高的回報(bào)。這一研究結(jié)論與張爽等（2007）對(duì)中國(guó)農(nóng)村貧困的實(shí)證研究得到的結(jié)論相反，張爽等（2007）以農(nóng)村貧困為例，研究發(fā)現(xiàn)隨著市場(chǎng)化程度的提高，社會(huì)資本減少貧困的作用總體上來(lái)說(shuō)會(huì)減少。這一研究結(jié)論差異的一種可能解釋是：城市地區(qū)相對(duì)農(nóng)村地區(qū)市場(chǎng)化程度更高，經(jīng)濟(jì)更加發(fā)達(dá)，從而擁有更大的經(jīng)濟(jì)資源和機(jī)會(huì)，同時(shí)城市居民的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的異質(zhì)性和達(dá)高性高于農(nóng)村居民，因此城市居民更容易借助社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲得收入，從而在市場(chǎng)化進(jìn)程中社會(huì)資本對(duì)減貧的作用不但沒(méi)有減弱，反而得到增強(qiáng)。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本文的實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文沿著兩種思路展開研究。一種是根據(jù)絕對(duì)貧困的思想，使用城市居民個(gè)人收入來(lái)衡量其個(gè)體層面擁有的財(cái)富和資源，以及滿足基本需求的能力，對(duì)我們的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。以城市居民個(gè)人收入的自然對(duì)數(shù)作為被解釋變量，解釋變量不變，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5采用多元回歸方法，利用上一節(jié)的思路對(duì)社會(huì)資本、市場(chǎng)化程度及社會(huì)資本和市場(chǎng)化的交互項(xiàng)對(duì)收入的影響做了估計(jì)。通過(guò)對(duì)比表5和表4的估計(jì)結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)表5第（1）列至第（5）列的各解釋變量的估計(jì)結(jié)果在顯著性水平和符號(hào)上和表4基本一致。

另外一種思路是采用Yitzhaki（1979）提出的相對(duì)剝奪（Relative Deprivation）指數(shù)。對(duì)于個(gè)體i，相對(duì)剝奪指數(shù)的計(jì)算公式如下：

其中，y是城市個(gè)體收入的自然對(duì)數(shù)，j表示除了i之外的其他個(gè)體，N是樣本的數(shù)量。相對(duì)剝奪指數(shù)衡量了個(gè)體i在樣本中的相對(duì)收入水平，指數(shù)值越低，個(gè)體相對(duì)貧困的程度越高。我們利用相對(duì)剝奪指數(shù)作為被解釋變量進(jìn)行多元回歸，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

從估計(jì)結(jié)果看，表6的結(jié)論與表4和表5基本一致。表5和表6的估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)：社會(huì)資本能顯著地減少貧困，隨著市場(chǎng)化程度的提高，社會(huì)資本的作用會(huì)顯著增強(qiáng)。這說(shuō)明我們?cè)谏弦还?jié)中的主要發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

五、進(jìn)一步討論

在上一節(jié)中我們通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)驗(yàn)證了社會(huì)資本對(duì)相對(duì)貧困的改善作用，我們進(jìn)一步提出疑問(wèn)，即社會(huì)資本對(duì)不同貧困程度個(gè)體的影響是否一樣？Grootaert（1999，2001）研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本的作用會(huì)隨著個(gè)體收入的上升而逐漸降低，因此社會(huì)資本是窮人的資本。我們將通過(guò)quantile回歸的方法研究社會(huì)資本在中國(guó)的城市居民中是否同樣是窮人的資本，即是否存在社會(huì)資本對(duì)貧困程度更高的個(gè)體作用更強(qiáng)的現(xiàn)象。由于logit回歸中被解釋變量是二元虛擬變量，并不適合作為quantile回歸的被解釋變量，我們采用穩(wěn)健性檢驗(yàn)中所用到的相對(duì)剝奪指數(shù)這一連續(xù)型變量作為替代。我們分別選擇了第10百分位、第25百分位、中位數(shù)、第75百分位和第90百分位等五個(gè)分位數(shù)的回歸結(jié)果進(jìn)行報(bào)告。回歸結(jié)果見表7。

表7中第（1）到第（5）列對(duì)應(yīng)的是第10百分位、第25百分位、中位數(shù)、第75分位數(shù)和第90分位數(shù)的回歸結(jié)果。從社會(huì)資本的三個(gè)衡量指標(biāo)來(lái)看，網(wǎng)絡(luò)差異在第（1）到第（5）列中的系數(shù)都呈現(xiàn)正向顯著，網(wǎng)絡(luò)頂端的系數(shù)除了第（1）列不顯著之外，在第（2）到第（4）列中都呈現(xiàn)正向顯著，而網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的影響則并不明確。不僅如此，網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端的系數(shù)大小隨著分位數(shù)的增加逐漸減小，表明社會(huì)資本對(duì)城市貧困程度更高的個(gè)體的減貧效應(yīng)要更大。這一點(diǎn)與 Grootaert（1999，2001）在其他國(guó)家發(fā)現(xiàn)的規(guī)律相類似，可以說(shuō)在中國(guó)的城市居民中社會(huì)資本也是一種窮人的資本。此外，對(duì)于人力資本的系數(shù)進(jìn)行考察也表明，教育年限和健康狀況也更有利于窮人擺脫貧困。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)——相對(duì)剝奪指數(shù)作為被解釋變量

六、研究結(jié)論

本文采用CGSS的微觀調(diào)查城市樣本數(shù)據(jù)，使用Logit模型研究了社會(huì)資本對(duì)城市人口個(gè)體陷入相對(duì)貧困的影響作用，探討了在市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的過(guò)程中，社會(huì)資本作為一種非市場(chǎng)力量，它的作用會(huì)隨著市場(chǎng)化進(jìn)程減弱還是加強(qiáng)這一問(wèn)題。研究發(fā)現(xiàn)：第一，反映社會(huì)網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量特征的網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端能顯著地減少城市人口個(gè)體陷入相對(duì)貧困的發(fā)生概率，具有重要的減貧效應(yīng)；但反映社會(huì)網(wǎng)絡(luò)數(shù)量特征的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的減貧效應(yīng)并不顯著；第二，隨著市場(chǎng)化程度的提高，社會(huì)資本減少城市個(gè)體相對(duì)貧困發(fā)生概率的作用總體上來(lái)說(shuō)會(huì)增強(qiáng)，其中網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端的作用尤其顯著，但網(wǎng)絡(luò)規(guī)模并不顯著；第三，采用quantile回歸進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本對(duì)于貧困程度更高的個(gè)體作用更強(qiáng)，對(duì)于貧困群體的減貧效應(yīng)尤其明顯。

表7 分位數(shù)回歸

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胡婉君）