新舊社會資本與農戶收入

王曉蒙　張永輝

摘要：從已有的關于農民收入、社會資本理論、社會資本與農民收入的實證分析研究著手，基于2010年中國家庭追蹤調查（CFPS 2010）的數據，實證研究了新舊兩種社會資本對農戶收入的影響。結果表明，原始社會資本對農戶收入沒有顯著影響，新型社會資本則對農戶收入存在顯著影響；新型社會資本對農戶收入的影響存在一定的地區差異。

關鍵詞：原始社會資本；新型社會資本；農戶收入

中圖分類號：F124.7 文獻標識碼：C 文章編號：0439-8114（2017）11-2176-08

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2017.11.045

Abstract： From available theory and empirical analysis of the farmer income and social capital， the influences of old and new social capital on rural household income were investigated based on the data of China Family Panel Studies 2010. The results showed that old social capital had no influence on rural household income， but new social capital had a significant influence on rural household income， and the influence differed from region to region to a certain extent.

Key words： original social capital； new social capital； rural household income

當下增加中國農民收入的形勢很嚴峻，中國農民收入存在農村居民收入水平相對低下、收入增長緩慢、城鄉收入差距持續擴大的問題[1-3]。如何增加農民收入，成為政府和社會各界共同關注的課題。

從1978年開始中國產生了一系列重大社會變遷，其中一個引人注目的現象是大量農民從農村涌入城市。由于計劃經濟體制和傳統戶籍管理制度的改革，曾經長期依靠土地的農村剩余勞動力開始大量、迅速地流向城市。“民工潮”現象給中國帶來了普遍而長遠的影響[4]，“民工潮”后打工收入成為農戶收入的重要來源。對于社會資本對農民收入作用的研究，實證分析的結果不完全一致[5-8]；農民工入城打工后又會形成新型的社會資本，對這部分社會資本對農戶收入影響的研究還不多。

本研究就新舊兩種社會資本對農戶收入的影響進行分析，將農民工打工前后形成的社會資本分為原始社會資本和新型社會資本。參考已有文獻[4，9，10]，將原始社會資本定義為農民工進入城市之前在“鄉土社會”中形成的強關系（親戚和鄉鄰）；而新型社會資本則被定義為進入城市社區后有意識或無意識地建立起來的弱關系（非親戚的本地人）。家庭是社會的最小單位，且在現行農業生產經營體制下，農村的基本生產單位是農戶，所以研究的目標群體是農戶，而不是農民工或者單個農民個體，因變量是農戶收入而不是農民工收入。這里農戶收入是指農戶家庭的人均純收入。要研究新舊社會資本對農戶收入的影響，一是要探索影響農戶收入的因素，二是要分析前人的實證分析結果不盡相同的原因。

1 文獻綜述

1.1 農民收入

“三農”問題是歷屆中央政府最關心的問題，近年來的中央一號文件都與“三農”問題有關，說明“三農”問題對于中國經濟的發展與和諧社會的構建有著舉足輕重的作用。農民收入增加遲緩是“三農”問題的核心，提高農民的收入是處理“三農”問題的關鍵[11]。

農民收入的現狀方面，中國社會科學院農村發展研究所課題組[3]總結出，“十一五”時期（2005-2009年）農民收入雖然是快速增長的，但是除去價格提高和政府補貼，實際上農民收入的增速是下降的；于敏[12]的實證分析結果顯示2011年以后貧困戶的平均收入仍然相對低下。農民收入存在的問題方面，柯炳生[1]認為中國農民收入的問題表現在絕對水平較低、增長速度緩慢、城鄉差距擴大、地區差距加大等方面；李娜[2]將中國1978-2004年的農民收入增長劃分了五個階段，提出當前農民增收形勢是城鄉居民收入差距持續擴大、農民增收的基礎很不牢固、農民收入的地區差距呈現擴大趨勢；中國社會科學院農村發展研究所課題組[3]也指出中國農民收入差距仍在擴大，具體表現在城鄉居民收入差距擴大，以及農村內部居民收入差距擴大。通過文獻梳理可以發現，學者們普遍認為中國農民收入存在農村居民收入水平相對低下、收入增長緩慢、城鄉收入差距持續擴大的問題。一般來說，為解決目前中國農民收入存在的問題，勞動力、土地、資本等要素的增長可以被用來解釋收入的增長。其中，被看成第三大資本的社會資本已經引起了學者們的廣泛關注與研究。

1.2 社會資本理論

20世紀70年代后期，在拓寬資本概念的基礎上，社會資本被發展起來。經濟學家洛瑞第一次提出了社會資本的理論概念。后來經過法國社會學家布迪厄的系統分析，社會學者開始逐漸接受社會資本的概念[13]。國外學者主要參考科爾曼、布迪厄和普特南的觀點來界定社會資本概念。Coleman[14]認為社會資本是個人擁有的表現為社會結構資源的資本財產，由構成社會結構的要素組成，主要存在于人際關系和社會結構之中，并為結構內部的個人行動提供便利。Bourdieu[15]指出社會資本是現實或潛在的資源的集合體，它從集體擁有的角度為每個成員提供支持，為其成員提供獲得信用的“信任狀”。Putnam等[16，17]指出，與物質資本和人力資本相比，社會資本指的是社會組織的特征，例如信任、規范和網絡，它們能夠通過推動協調和行動來提高社會效率。社會資本提高了投資于物質資本和人力資本的收益。

托馬斯·福特·布朗[18]與Elinor等[19]認為社會資本的概念有三個層次，即微觀、中觀與宏觀層次。趙延東[20]將社會資本理論分為微觀與宏觀兩個部分，并認為微觀理論的代表人物有布迪厄、林南與科爾曼，宏觀理論的代表人物有普特南、福山。張文宏[21]指出社會資本也可以從個體與群體的層次去分析。

20世紀70年代初，Granovetter[22-24]對個人找工作的行為和結果進行了調查。他發現在求職過程中，當事人的一般親戚朋友（弱關系），而不是關系緊密的親戚朋友（強關系）往往能提供有價值的信息。這是因為與當事人有緊密關系的人具有很強的同質性，這些人掌握的信息與當事人差別不大；而關系較為疏遠的人則具有很強的異質性，掌握著當事人沒有的、卻對求職有用的信息。Lin等[25，26]在Granovetter的基礎上提出了“社會資源”理論。他認為，當行為人在執行工具性行為時，其占有的“弱關系”會比“強關系”帶來更多的社會資源，前提是“弱關系”對象所處的社會地位比行為人更高；個體社會網絡的異質性、網絡成員的社會地位、個體與網絡成員的關系強度決定了個人占有的社會資源的數量與質量。

科爾曼[27]提出，家庭等提供的“原始社會資本”在現代社會有慢慢減少的勢頭，需要用人為建立的社會組織等方式來替換。有學者根據科爾曼的分類方法將農村流動人口所擁有的社會資本劃分為其進入城市之前在“鄉土社會”中所形成的“原始社會資本”和進入城市社區之后有意識或無意識地建立起來的“新型社會資本”。他們的研究目標群體是進城打工的農民工[4，10]。因此，本研究將目標群體從入城打工的農民工轉向普通的農戶家庭，研究新舊兩種社會資本對農戶家庭收入的影響。

1.3 社會資本與農民收入

在社會資本與農戶收入的實證分析中，嚴善平[28]較早地注意到了社會資本的作用，但他對社會資本的定義還不明確，將社會資本和政治資本混為一談，而且研究的重點是人力資本，而不是社會資本。之后的研究開始重視起社會資本對農民收入的作用，并且開始明確定義社會資本。對社會資本的定義，學者們[5，7，29]普遍采用普特南的說法：社會資本是指社會組織的特征，諸如信任、規范以及網絡。

基于已有樣本的研究，得出的結論不盡相同。根據中國22個省份的農戶調查數據，章元等[5]探索了在城市勞動力市場上社會網絡對農民工工資的作用大小，結果表明社會網絡對農民工工資的影響非常微弱，社會網絡在較高競爭性的城市勞動力市場上主要的作用是分配工作，它不能直接作用于勞動力市場的均衡價格，只能影響農民工的職業類別，進而影響工資高低。蔣乃華等[6]基于2005年揚州市農戶的隨機抽樣數據，研究了人力資本、社會資本和兩者同時對農戶工資性收入的作用，結果發現人力資本和社會資本都能顯著促進農戶工資性收入。周曄馨[7]基于CHIPS 2002數據檢驗了假說“社會資本是窮人的資本”，結果顯示社會資本的擁有量和回報率對高收入和富裕地區的農戶更有利。總體上，社會資本將增加農戶的收入差距。結論偏向于證偽假說“社會資本是窮人的資本”。衛龍寶等[8]基于安徽省茶農的調查數據用半對數模型研究了茶葉產業集群內社會資本和人力資本對茶農收入的作用，結果顯示茶葉產業集群的發展提高了茶農社會資本與人力資本的存量，進而促進了農戶的收入。

綜上可知，實證分析的結果不盡相同。劉彬彬等[30]認為由于存在門檻效應，社會資本對農戶收入的影響會產生一定的差異。低于門檻值的社會資本不能顯著提高農戶收入，而高于門檻值的社會資本卻能顯著提高農戶收入。而且，社會資本需要結合人力資本才能發揮作用。在研究社會資本影響農民收入的研究中也可以發現，學者們普遍使用某一個或某幾個維度來測量社會資本，沒有區分新舊兩種社會資本。因此，可以認為不加區分地討論社會資本是造成實證分析結果不盡相同的重要原因。

趙延東等[4]使用了國際間移民研究中常用的理論概念，通過對社會調查數據的分析，探討了中國農民工的收入情況和決定因素。結果顯示農民工的人力資本，尤其是社會資本能顯著促進農民工收入；為適應新環境農民工不僅需要人力資本的轉換，而且需要社會資本的轉換。但是受調研數據的限制，他們只研究了農民工的原始社會資本，卻沒有研究其在新環境下的新型社會資本。何國俊等[31]基于2006年北京地區農民工調查數據研究了人力資本、社會資本對農民工收入的影響。結果發現人力資本而非社會資本是決定農民工收入的主要因素。而且，社會資本對收入的影響存在性別差異和地區差異。由于數據的限制，同樣只研究了農民工的原始社會資本。陳成文等[9]基于長沙市農民工的調查數據進行了實證分析，結果顯示城市農民工的原始社會資本主要影響其生活滿意度，而新型社會資本主要影響其職業聲望。葉靜怡等[10]基于2007年北京市農民工調查數據，探索了外來務工人員的社會資本轉換對其入城打工收入的作用。結果表明農民工的原始社會資本不能顯著促進打工收入的增加，而新型社會資本能顯著促進其打工收入。

1.4 研究創新

分析已有文獻可以發現，雖然學者們已經開始廣泛關注農戶社會資本的作用，但是研究社會資本與農戶家庭收入之間關系的文獻還不夠多。張建杰[29]研究了農戶社會資本對信貸行為的影響；張廣勝等[32]研究社會資本、人力資本對新生代農民工創業意愿的影響；李后建[33]論證社會資本、市場化如何影響農戶的多元化經營；王恒彥等[34]雖然證明社會資本的幾個維度與農戶收入確實存在關系，卻沒有給出具體的影響數值。多數文獻不加區分地討論社會資本這個變量。趙延東等[4]與葉靜怡等[10]將農民工的社會資本劃分為進入城市之前在“鄉土社會”中形成的“原始社會資本”和進入城市社區后有意識或無意識的建立起來的“新型社會資本”；陳成文等[9]將農民工的強關系定義為原始社會資本，弱關系定義為新型社會資本。因此，將原始社會資本定義為農民工進入城市之前在“鄉土社會”中形成的強關系（親戚和鄉鄰），而把新型社會資本定義為進入城市社區后有意識或無意識地建立起來的弱關系（非親戚的本地人）。多數文獻采用受教育年限或者工作年限作為人力資本變量，卻沒有考慮健康的重要性，對人力資本的定義不夠全面。斯圖亞特·R·林恩[35]指出人力資本包括教育與健康兩部分，只考慮教育或者工作年限不能全面地考量人力資本這個變量。相較劉彬彬等[30]的觀點，本研究抽樣調查范圍為全國，相對更能代表全國的情況，將觀測案例按照東部地區與非東部地區劃分，又可以分析經濟發達地區與欠發達地區的差異。

2 數據來源與描述性統計

2.1 數據來源

研究使用數據全部來自北京大學“985”項目資助、北京大學中國社會科學調查中心執行的中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）。調查涉及25個省（市、自治區）的16 000戶居民。CFPS調查問卷共有社區問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種類型。目前公布的有2010和2012兩年的調查數據，鑒于CFPS 2012調查問卷取消了社會交往等部分內容，因此采用CFPS 2010數據集。其中，家庭問卷與成人問卷可以提供研究所需的農戶人均純收入變量、社會資本變量、人力資本變量、物質資本變量以及戶主特征變量等。

為研究新舊社會資本對農戶收入的影響，得到研究所需的觀測案例，需要對原始數據的觀測案例進行一定的篩選。首先是只保留進行農業生產的家庭，然后刪除參與經營或完全經營非農產業的家庭，以得到普通農戶數據。最后，由于前文定義的新舊社會資本以農民工進城打工前后進行區分，所以只保留有外出工作人員的農戶。

2.2 樣本的描述性統計

以農戶人均純收入（indinc_net）作為因變量。自變量則包括社會資本、人力資本、物質資本與戶主特征，其中社會資本分為原始社會資本和新型社會資本2種。各變量的描述性統計見表1。

原始社會資本包括春節有幾家親戚拜訪您家（fc1_v1），親戚被認為是一種強關系，被劃分為原始社會資本。您家是否有族譜或家譜（fc4_v1），這個變量測量的是農戶的強關系。上年您家是否參與家族祭祖或掃墓（fc5_v1），這個變量測量的是農戶的強關系。您認為自己的人緣關系有多好（qk801_v1），89.55%的戶主曾經或者現在主要從事農業工作，從而推知大部分是在農村生活，因此認為此處的人緣關系是指在“鄉土社會”中形成的社會關系，是原始社會資本。您在本地的社會地位（qm402_v1），89.55%的戶主曾經或者現在主要從事農業工作，推知大部分是在農村生活。這個社會地位是指農民在村里的社會地位，這體現的是外出打工前在“鄉土社會”中形成的社會資本，因此認為是原始社會資本。

新型社會資本包括春節有幾家朋友拜訪您家（fc2_v1），朋友被認為是弱關系，屬于新型社會資本。上年送出的禮物或禮金折現（fc301_v1），禮物支出對象多是朋友、同事等弱關系，所以將此變量理解成新型社會資本。為了消除潛在的多重共線性，借錢，您是否找人并得到幫助（qm101_a_1_v1）；子女上學，您是否找人并得到幫助（qm101_a_2_v1）；看病，您是否找人并得到幫助（qm101_a_3_v1）；自己找工作，您是否找人并得到幫助（qm101_a_4_v1）；子女找工作，您是否找人并得到幫助（qm101_a_5_v1）等5個自變量中，“戶主找人幫忙并得到幫助”只保留顯著通過檢驗（回歸結果見表2）的變量子女上學，戶主是否找人并且得到幫助（qm101_a_2_v1）。戶主的求助對象有63.54%來自親戚和兄弟姐妹等強關系，但是當戶主的求助對象涉及多人，則填寫的是最主要的人。因此認為即使是主要來自親戚的幫助，也不能排除來自朋友、同事等弱關系的幫助。按照張文宏[21]的觀點，關系資源（使用的社會資本）指嵌入在關系人中的在工具性行動中被作為幫助者使用的資源，指一個特定行動中的關系人或幫助者所擁有的有價值資源。它表示在工具性行動中可以被動員的資源。該變量反映的正是關系人對戶主能否提供幫助，所以被視為是使用的社會資本。

人力資本包括您的最高學歷（qc1_v1），將最高學歷從文盲或半文盲到大學本科，分別賦值1-6。您覺得自己的健康狀況如何（qp3_v1），將戶主的健康狀況從健康到非常不健康，分別賦值1-5。

物質資本包括上年您家農林牧副漁業經營的總成本（農業生產投資）（fk4_v1），劉彬彬等[30]將“物質資本”定義為農戶為了獲得收入而投入到務農、經商和找工作三方面的花費。CFPS 2010數據集中存在變量農戶的農林牧副漁業經營的總成本，這個變量就是農業生產投資，可以看作是農戶投入到務農中的花費。而且本研究選擇的觀測案例全部從事農業生產，可以保證存在農業生產投資。

戶主特征包括戶主的性別（gender_v1），戶主的年齡（qa1age_v1），戶主的婚姻狀況（qe1_best_v1）。

3 實證分析

以截面數據分析為基礎，本研究模型設定使用擴展的柯布—道格拉斯生產函數。考慮到計量經濟模型的經典假設和變量解釋的方便性，使用農戶人均純收入（indinc_net）、上年送出的禮物和禮金折現（fc301_v1）、農業生產成本（fk4_v1）的對數形式。模型設定如下：

lny=■SCi+■HCi+■PC+■Xi+u。

因變量y表示2009年家庭人均純收入（indinc_net）。自變量SCi表示社會資本變量，HCi表示人力資本變量，PC表示物質資本變量，Xi表示戶主個人特征。

3.1 總樣本回歸分析

總樣本回歸結果見表2。模型1是對所有自變量進行OLS的回歸結果，發現存在異方差，模型2是進行WLS后的回歸結果。

為了消除潛在的多重共線性，變量“戶主找人幫忙并得到幫助”只保留顯著通過檢驗的變量“子女上學，戶主是否找人幫忙并得到幫助”。模型3是進行OLS的回歸結果，發現存在異方差，模型4是進行WLS的回歸結果。選擇模型4來說明回歸結果，結果見表3。

1）社會資本。修正異方差后，新型社會資本變量對農戶收入的影響都較為顯著。其中，在1%的顯著性水平下，“春節期間有幾家朋友拜訪您家”和“上年送出的禮物或禮金折現”通過了t檢驗。在5%的顯著性水平下，“子女上學，戶主是否找人并得到幫助”通過了t檢驗。而原始社會資本變量均未通過t檢驗。這一結果與葉靜怡等[10]的實證分析結果相類似，推論農民工的原始社會資本具有極強的同質性，因此難以帶來異質性的資源和信息流動。而通過構建新型社會資本，可以更好地傳遞個人的能力信號，減少信息不對稱，提供一定的隱形“擔保”；基于2007年北京市農民工調查數據的實證分析也證實，農民工原始社會資本的大小對其增加城市收入沒有顯著影響，新獲得的異質性社會資本即新型社會資本對收入有顯著影響。從新型社會資本各變量的影響數值上看，春節期間來拜訪的朋友每多出1家，農戶人均純收入就增加約0.82%；上年送出的禮物或禮金折現每增加1%，農戶人均純收入就增加約0.16%；相比之下，因子女上學找人幫忙并且得到幫助的戶主，其農戶人均純收入減少約13.03%。這體現了社會資本在一定程度上的負面影響。張文宏[21]指出社會資本理論存在著一些缺陷，其中多數學者只是強調了社會資本的積極作用，而對于它可能產生的消極功能甚至反功能卻鮮有論及；趙延東[20]也認為“社會資本無論對于個人還是社會都只有積極的影響”的看法是頗成問題的。社會資本不僅能給社會帶來好處，也可能給個人和社會帶來壞處。

雖然原始社會資本變量對農戶收入的影響均不顯著，但仍有必要在控制了新型社會資本變量、人力資本變量、物質資本變量和戶主特征變量后，檢驗原始社會資本這一組變量是否對農戶收入有影響。檢驗的原假設是原始社會資本變量系數均為0。得到聯合性F檢驗的P值是0.494 7。聯合性F檢驗的結果顯示，在1%的顯著性水平下無法拒絕原假設，認為原始社會資本變量總體上對農戶收入的影響也不顯著。

2）人力資本。修正異方差后，在1%的顯著性水平下，人力資本變量均通過了t檢驗，這與很多實證分析結果相一致[4，6，8，31]。學歷對農戶收入有顯著影響。Mincer認為學校教育越長，獲得的人力資本就越多，而人力資本投資通過增加人力資本存量而提高勞動生產率，進而提高人們的工資水平。本研究補充的人力資本變量——健康狀況對農戶收入的影響也很顯著。這說明較高的學歷以及較好的健康狀況都可以提高農民的人力資本存量，進而提高農戶的家庭收入。具體來看，戶主的學歷每提高1個等級，農戶人均純收入就增加約11.66%；戶主的健康狀況每下降1個等級，農戶人均純收入就減少約7.67%。

3）物質資本。修正異方差后，在1%的顯著性水平下，物質資本變量通過了t檢驗。物質資本變量每提高1%，農戶收入就提高約0.10%。雖然物質資本變量通過了顯著性檢驗，但是其系數卻較小。這在一定程度上反映農戶農業生產投入的回報率不太高。

4）戶主特征。修正異方差后，戶主的年齡以及年齡的平方均在1%的顯著性水平下通過t檢驗。戶主的年齡對收入的影響為正，年齡的平方對收入的影響為負，回歸結果符合生命周期論。隨著人的年齡的增加，精力等呈現先上升再下降的趨勢，受此影響，年齡對收入的影響也呈現先促進后阻礙的趨勢。戶主的婚姻狀況對農戶收入沒有顯著的影響，這可以解釋為婚姻狀況被認為是一種原始社會資本。農民結婚意味著組成新家庭，帶來配偶的社會資本。一般來說，農民的結婚對象仍然是農民，盡管結婚意味著正式成人和家庭社會網絡的擴大，但是由于社會分層以及中國“門當戶對”的結婚觀念，結婚帶來的社會網絡仍然具有非常強烈的同質性。葉靜怡等[10]認為這種強烈的同質性使得戶主的婚姻狀況對收入沒有影響。

3.2 東部地區與非東部地區的回歸分析

受趙延東等[4]與何國俊等[31]的啟發，有必要再將觀測案例分經濟發達地區和欠發達地區分別進行回歸分析。根據國家統計局2011年6月13號的劃分辦法，為科學反映不同區域的社會經濟發展狀況，中國的經濟區域被劃分為東部、中部、東北和西部四大地區。其中東部地區包括北京市、天津市、河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東省、海南省；中部地區包括山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省、安徽省；東北地區包括黑龍江省、吉林省、遼寧省；西部地區包括重慶市、四川省、廣西壯族自治區、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、內蒙古自治區、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區、青海省、西藏自治區。本研究認為東部地區是經濟發達地區，相應的視非東部地區為欠發達地區。將觀測案例分東部地區與非東部地區分別進行回歸分析，以研究經濟發達地區與欠發達地區的差異。

模型5是對東部地區的樣本進行OLS分析，發現在1%的顯著性水平下存在異方差；模型6是對東部地區的樣本進行WLS分析；模型7是對非東部地區的樣本進行OLS分析，發現存在異方差；模型8是對東部地區的樣本進行WLS分析。為修正異方差，使用模型6與模型8來說明回歸結果。回歸結果見表4、表5。

1）社會資本在兩個地區間的作用比較。修正異方差后，東部地區與非東部地區的原始社會資本變量均未通過顯著性檢驗。在新型社會資本變量中，兩個地區的變量“上年送出的禮物或禮金折現”均在1%的水平下通過了顯著性檢驗，其中東部地區農戶禮物或禮金折現每增加1%，農戶人均純收入就增加約0.12%；而在非東部地區，農戶禮物或禮金折現每增加1%，農戶人均純收入就增加約0.18%。同時，兩個地區部分新型社會資本變量存在差異。首先，東部地區的“春節有幾家朋友拜訪您家”并未通過顯著性檢驗，非東部地區的這一變量則通過了1%水平下的顯著性檢驗。其次，東部地區的“子女上學，戶主是否找人并得到幫助”在5%的顯著性水平下，通過了t檢驗，但是其系數為負，說明社會資本發揮負面影響。而非東部地區的這一變量卻并未通過顯著性檢驗，說明在發達地區，非生產性目的的社會資本變量對農戶收入不僅不會有顯著正向影響，反而存在顯著的負向影響。

2）其他自變量在兩個地區間的作用比較。修正異方差后，兩個地區的人力資本變量、物質資本變量對農戶收入的影響與總樣本回歸結果基本相同。但是戶主的年齡對農戶收入的影響卻存在一些差異。與總樣本或非東部地區不同，東部地區的戶主年齡及年齡的平方均未通過顯著性檢驗。這可能是因為東部地區的農民即使與非東部地區的農民達到同等的學歷，其也可能接受更加優質的教育資源。而且受惠于先進的醫療條件，東部地區的農民也可能保持更好的健康狀況。基于上述推論，東部地區的農民積累了更多的人力資本，更充分地發揮了人力資本對農戶收入的影響，從而掩蓋了年齡的影響。

4 小結

本研究利用CFPS 2010數據集，在區分了新舊兩種社會資本后，對總樣本的回歸分析結果表明，原始社會資本對農戶家庭收入沒有顯著的影響，而新型社會資本對家庭收入存在顯著影響。這一結果符合格拉諾威特與林南有關異質性的觀點[22，25]。社會資本分為“強關系”與“弱關系”，弱關系是求職者獲得求職信息的主要途徑；當人們執行工具性行為時，弱關系在低社會地位人士和高社會地位人士之間架起了一個通道，使低社會地位人士得到社會資源。農戶的原始社會資本更多地體現出一種強關系，同質性導致這樣的社會資本很難對收入產生顯著影響。新型社會資本體現出弱關系，異質性將對農戶的工具性目標提供幫助。在新型社會資本變量中，“子女上學，戶主是否找人并得到幫助”對家庭收入存在顯著的負向影響。社會資本可能帶來負面影響，不能認為社會資本只有積極的影響[20，21]。

在對觀測案例分東部地區和非東部地區分別進行回歸后發現，兩個地區社會資本變量的作用存在一定的差異。首先，東部地區農戶的變量“春節有幾家朋友拜訪您家”沒有通過顯著性檢驗；其次，非東部地區農戶的新型社會資本變量“子女上學，戶主是否找人并得到幫助”沒有通過顯著性檢驗。說明在發達地區，非生產性目的的社會資本變量對農戶的收入不僅不會有顯著正向影響，反而存在顯著的負向影響。

本研究還證明了人力資本對農戶收入的重要影響。學歷對收入存在顯著的正向影響，再次驗證了教育的重要性，這一結果也符合Mincer方程。而且，戶主的健康狀況對農戶收入也存在顯著的正向影響。綜上所述，學歷和健康都可以提高人力資本的存量，進而提高農戶收入。

用農業生產投入代表的物質資本雖然顯著地通過了t檢驗，但是其系數較小，說明農業生產投入的回報率較低。

戶主的個人特征變量中，婚姻狀況對收入沒有顯著的影響，這可以解釋為婚姻狀況被認為是一種原始社會資本，這種強烈的同質性使得戶主的婚姻狀況對收入沒有影響[10]。戶主的性別對收入沒有顯著的影響。總樣本的回歸結果表明，收入將隨著年齡增長出現先增后減的趨勢。東部地區的農民受惠于更加優質的教育資源和先進的醫療條件，可能積累了更多的人力資本，能更充分地發揮人力資本對收入的影響，從而掩蓋了年齡的影響。

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