社會資本在農戶脫貧和防范返貧兩階段差異化作用機制研究

高遠東 張振 宮夢瑤

(1.西南大學普惠金融與農業農村發展研究中心，重慶 400715；2.西南大學經濟管理學院，重慶 400715；3.重慶工商職業學院管理學院，重慶 401520)

一、引言

新中國成立以來，我國經歷了計劃經濟體制下的廣義扶貧、農村經濟體制變革推動減貧、區域開發式扶貧、綜合性扶貧攻堅、整村推進與“兩輪驅動”扶貧和精準扶貧精準脫貧六個階段[1]。經過幾代人的不懈努力，在即將迎來中國共產黨建黨一百周年的重要時刻，我國脫貧攻堅戰取得了全面勝利，現行標準下9 899萬農村貧困人口全部脫貧，832個貧困縣全部摘帽，12.8萬個貧困村全部出列，區域性整體貧困得到解決(1)全國脫貧攻堅總結表彰大會隆重舉行，習近平向全國脫貧攻堅楷模榮譽稱號獲得者頒獎并發表重要講話。然而，初步統計顯示，已脫貧人口中有近200萬人存在返貧風險，邊緣人口中還有近300萬人存在致貧風險(2)央廣網：全國人大代表孫建博：應建立預警機制精準防返貧。。2021年中央一號文件指出，現階段作為由脫貧攻堅向全面推進鄉村振興的平穩過渡期，要持續鞏固拓展脫貧攻堅成果，守住防止規模性返貧底線(3)《中共中央 國務院 關于全面推進鄉村振興加快農業農村現代化的意見》的第(三)、(四)條。。由此可見，防范返貧不僅是銜接脫貧攻堅戰略和鄉村振興戰略的重要紐帶，更是我國扶貧工作向相對貧困治理進展的關鍵節點。

在扶貧和防范返貧實現路徑的研究中，大量學者對社會資本給予了高度關注，也正是因為社會資本在非正式制度和資源分配渠道發揮出緩解貧困的顯著作用，社會資本一度被譽為“窮人的資本”；當然，正如一枚硬幣所具有的兩面性，社會資本積累的同時也會加劇相對貧困[2-3]；而且，社會資本在幫助低收入人群脫離絕對貧困的同時，也易受自然條件[4]、市場化程度[5]等外界因素的制約。那么，防范返貧作為鞏固拓展脫貧攻堅成果的工作重心，又是邁向相對貧困治理的關鍵一環。在這樣的現實環境下，社會資本扶貧效應將會如何變化？更重要的是，社會資本扶貧是一個不斷演化的動態過程，其作用機制并不是一成不變的，然而既有研究多傾向于探究社會資本對貧困的某一狀態是否具有抑制或促進效應[6-8]，失去了理論發展的有效銜接，無法窺透社會資本在扶貧過程中效應的變化和作用機制的轉變。因此，針對以上問題，本文將“有效扶貧”視為一個持續性的過程，其包含脫貧和防范返貧兩個階段，系統考慮脫貧與防范返貧的階段性和一體性特征，深入解析社會資本在農戶脫貧和防范返貧兩階段作用機制的差異性。

二、文獻回顧

在早期的貧困問題研究中，劉易斯指出，貧困表現為自我維持的一種文化體系，這種亞文化保守落后并在代際之間傳遞，滲透于窮人的社會參與、經濟生活、家庭關系、社區環境和個人心態等方面[9]；另一位研究貧困的代表人物阿瑪蒂亞·森也認為，貧困已經不僅僅是經濟概念，貧困的真正含義是貧困人口創造收入的能力低下和機會貧困[10]。這些觀點和社會資本所強調的社會互動形成了內在的聯系，因為網絡、信任和社會參與等形式的社會互動中蘊含著社會資源，不但提供著創造收入的能力和機會，同時也可能造成某種形式和不同程度的社會排斥。這也就為社會資本和貧困間二者關系的研究搭建了溝通的橋梁，也成為后期社會資本扶貧作用研究的重要論據。

社會資本作為一種非規范化的資本，為分析個人和團體的經濟行為帶來了一種全新的視角。在Loury (1976)[11]研究種族收入差距問題首次提出社會資本的概念后，諸多學者首先開始了對社會資本闡釋的探索。Colemen(1990)[12]將社會資本看作是社會組織用以實現個人無法實現的目標；Putnam(1993)[13]將社會資本看作是能夠提高社會效率的社會組織的特征，如信任、規范、網絡等；Lin(2001)[14]將社會資本看作是嵌入社會網絡中的資源，社會中的行為者可以獲取和使用。雖然，學術界最終對社會資本未形成統一概念，但是，廣泛認為社會資本應包含以下特征：第一，社會資本是群體成員產生的外部性；第二，外部性通過群體成員之間的信任、規范、價值觀以及其對期望和行動產生的影響實現；第三，信任、規范和價值是由社會網絡和協會等非正式組織產生的[15]。綜上所述，本文認為社會資本是基于社會網絡，通過信任和規范發揮作用的資本，是獨立于自然資本、實物資本和人力資本的“第四類資本”，又是可以與自然資本、實物資本和人力資本一樣加入經濟學分析過程的一種資本。

為了更好地從理論層面探討社會資本與貧困之間的作用機制，本文基于以上社會資本特征，從社會網絡、社會信任和社會聲望三個維度來測度社會資本。既有文獻中，社會資本的反貧困研究多集中于社會網絡這一維度，而社會信任和社會聲望則多被認為是測度社會資本的工具，其扶貧作用常隱匿于社會網絡之中。社會網絡可以通過抵消貧困地區農戶所承受的負向沖擊[16]、增加農戶收入[17]、使農戶更易獲得信貸并降低信貸成本[18]、提高農戶非農就業率[19]等方式減少貧困。具體的，研究發現貧困發生率較高社區的成員會花費更多的時間用于關系和社會網絡的建設，更多地參與社區會議[20]。并且與高收入人群相比，低收入人群對社會資本的投資更大，他們認為社會資本可以代替正規市場和機構作為謀生方式[21]。

當然，也有少數學者對社會資本進行了多維度的研究，大體上可以分為兩類。第一類是多維度測量社會資本，諸如徐戈等(2019)[7]和劉彬彬等(2014)[8]分別從社會參與、社會網絡、社會聲望和社會信任四個維度對社會資本進行測度，但是并沒有深入剖析各維度社會資本對貧困的差異化作用。第二類是剖析不同維度社會資本的脫貧作用，諸如丁冬等(2013)[22]利用網絡規模、公共參與和人際關系三個指標考察社會資本，證實了社會資本的三個維度與家庭經濟福利之間存在顯著的正向相關關系，均可以有效預防家庭陷入貧困陷阱；史恒通等(2019)[23]將社會資本劃分為社會網絡、社會信任、社會參與和社會聲望四個維度，分別剖析了各維度社會資本對多維貧困的影響機理。

但是，貧困問題的解決不是一勞永逸的工作，作為一個戰略性問題，不能將減貧當成一個短期經濟行為，而返貧問題則是扶貧開發是否具有長效性的重要指標，有必要對社會資本的長效扶貧機制進行探索。當前，我國正處于脫貧攻堅與鄉村振興的銜接過渡期，返貧問題的解決是全面開展鄉村振興戰略的基礎。部分研究也初步反映出，社會資本可以直接降低家庭貧困脆弱性[24]，或通過非農效應、抵消負面沖擊等方式間接降低家庭的貧困脆弱性[16]，減少返貧的發生概率。

既有社會資本扶貧的相關研究，為本文提供了很好的邏輯起點和研究基礎，但是社會資本“有效扶貧”的完整作用機制仍有待研究，以及區別于脫貧階段，社會資本對防范返貧作用機制的差異均有待于進一步探索。因此，區別于既有研究，本文可能的邊際貢獻主要在于：(1)以家庭多維貧困狀態的變化構建家庭返貧指數，并以具體的返貧數據進行實證分析。(2)系統考慮脫貧與防范返貧的階段性和一體性特征，從結構的角度，研究了不同維度社會資本在脫貧和防范返貧兩階段作用機制的差異性，為持續鞏固脫貧攻堅成果提供新思路。

三、理論模型

(一)理論模型的構建

本部分以家庭為基本經濟單位，借鑒Chou(2005)[25]與Colemen(1990)[12]包含社會資本的內生經濟增長模型，以及Francisco等(2009)[26]的產出-貧困模型，構建家庭產出—貧困模型，并假定社會資本直接參與家庭生產經濟，且對家庭效用產生直接影響，理論模型如下。

1.家庭物質資本積累

物質資本是家庭進行生產活動最基本的資本，用KP表示家庭的物質資本存量，Y表示家庭總產出，C表示家庭總消費，σp表示物質資本的折舊率。假定物質資本積累滿足如下方程

(1)

2.家庭人力資本積累

人力資本可以看作是家庭的知識存量，用KH表示家庭的人力資本存量。人力資本參與生產、人力資本自我積累和社會資本積累過程，依據人力資本的作用不同，可將人力資本存量進行分配，HY為KH中用于生產的人力資本，HH為KH中用于自我積累的人力資本，HS為KH中用于社會資本積累的人力資本。假定人力資本之間不存在交叉使用的情況，人力資本存在如下數量關系

KH=HY+HH+HS

(2)

本文將社會資本加入人力資本的積累過程，假定社會資本對人力資本的積累具有正向促進作用，即社會資本存量的增加會加快人力資本的積累速度。本文借鑒Chou(2005)[25]所構建的人力資本積累方程，并進行簡化，用KS表示家庭社會資本存量，ξ表示人力資本自我積累的效率，α表示社會資本對人力資本積累的貢獻率，依據社會資本對人力資本具有正向促進作用的假設，有α>0，σH表示人力資本的折舊率。人力資本積累滿足如下方程

(3)

3.家庭社會資本積累

本文將社會資本看作同物質資本、人力資本一樣為生產所必需的投入資本，那么社會資本也需要進行投資和積累。假定社會資本的積累需要人力資本的參與，且具有正向的積極效應。用ω表示人力資本對社會資本的積累的貢獻率，Ω表示社會資本的自我積累效率，社會資本積累滿足如下方程

(4)

4.家庭生產函數

家庭生產需要以投入物質資本、人力資本和社會資本為前提，假定家庭生產符合柯布-道格拉斯生產函數，并借鑒Knack和Keefer(1997)[27]引入社會資本的方式，將社會資本引入家庭生產函數，設定為如下形式

(5)

5.家庭效用函數

家庭作為一個經濟活動單元，其進行生產是為了效用的最大化，借鑒Zou(1995)[28]的思路，將社會資本引入家庭效用函數，用τ表示家庭效用的跨期彈性，φ表示家庭對社會資本的偏好程度，ρ表示家庭效用的貼現率。家庭效用函數符合如下形式

(6)

6.家庭貧困函數

在家庭生產經濟中，家庭的產出會對家庭的貧富狀態產生影響，假定家庭產出越多，緩解家庭多維貧困和防范家庭返貧的效應越強。因此，家庭產出與家庭的貧困狀態存在一個相關關系，Francisco等(2009)[26]已證明經濟產出可以發揮減貧的積極效應，本文借鑒其貧困-產出模型，用Pj表示家庭的多維貧困指數(j=P)或返貧指數(j=R)，用v表示家庭產出的減貧效率，v<0，構建家庭減貧函數，形式如下

ln(Pj+1)=vlnY

(7)

(二)均衡求解

首先，家庭通過投入物質資本、人力資本和社會資本進行生產，并追求家庭效用的最大化，用λz表示Kz的影子價格，z=P,H,S。構建如下Hamilton方程

(8)

約束條件如下所示

(9)

(10)

(11)

(12)

(13)

(14)

(15)

(16)

(17)

依據式(1)可知，KP、Y、C的平衡增長率相同，觀察式(3)和式(4)可知，KS和KH的平衡增長率相同，故有gY=gC=gKP，gKS=gKH。經濟達到穩態時，依據式(12)和式(13)有

(18)

(19)

將式(16)和式(18)帶入式(19)，并結合gY=gC=gKP，gKS=gKH。有

(20)

又由式(5)有

(21)

聯合式(20)和式(21)有

(22)

(23)

四、模型設定與變量選取

(一)實證模型的設定

將式(5)帶入家庭貧困函式(7)中，有

(24)

將方程(24)展開，有

ln(Pj+1)=vβlnKP+v(1-β)lnHY+vηlnKS

(25)

將上述方程進行簡化，令θP=vβ，θH=v(1-β)，θS=vη，并加入控制變量X、截距項ε和隨機擾動項μ，可得如下回歸方程

ln(Pij+1)=ε+θPlnKiP+θHlnHiY+θSlnKiS+Xi+μi

(26)

其中，假定Pj為農戶的多維貧困指數(j=P)或返貧指數(j=R)，KP為農戶物質資本存量，HY為農戶參與生產過程的人力資本存量，KS為農戶社會資本存量，X為控制變量，ε為截距項，μ為隨機擾動項。本文的實證分析包含兩個部分，分別是社會資本對農戶多維貧困指數和農戶返貧指數的影響，其回歸方程均采用方程(26)，區別在于數據不同。

(二)數據來源及處理

本文所選用的數據主要來源于北京大學中國社會科學調查中心(ISSS)的2016年和2018年在全國開展的中國家庭追蹤調查，簡稱CFPS2016、CFPS2018，該調查平均每年涉及7 000個農戶，覆蓋到全國的主要城市和區縣，具有很強的代表性。此外，部分數據來源于《2017年中國統計年鑒》。

同時，考慮到問卷調查是對前一期經濟活動的統計，使用同期數據進行回歸會產生因果識別偏誤。因此，本文使用CFPS2016的農戶樣本數據，同時匹配被追訪農戶在CFPS2018的多維貧困指數和返貧指數(4)CFPS數據來源顯示，CFPS2018對CFPS2016追訪成功了5 566個農戶。，通過對被解釋變量的滯后處理，可以有效克服反向因果導致的內生性偏誤。

此外，由于采用的是問卷調查數據，存在許多缺失、錯誤的變量數據，對“不適用”、“不知道”、“數據缺失”、“空值”等數據，本文進行了整條刪除處理；同時，由于存在時間跨度，出現部分農戶分離為兩個、三個新農戶的情況，對于此類情況，本文均將其刪除。最后，通過對數據的處理，本文得到有效樣本4 037戶農村農戶，其中有1 278戶農戶發生了不同程度的返貧，1 430戶農戶的多維貧困狀態沒有發生變化，1 329戶農戶的多維貧困狀態發生了不同程度的改善。

(三)變量選取和描述性統計

1.被解釋變量

在馬蒂亞·森提出多維貧困理論后，多維貧困的測量就成為了多維貧困理論的最大挑戰，直至Alkire和Foster (2011)[29]提出了多維貧困的識別、加總和分解方法。但迄今為止，多維貧困識別的維度、指標以及權重并未統一。本文借鑒國際通用的多維貧困指數(MPI)及諸多學者研究中的維度和指標設計，采用等權重方法，并結合現有數據和我國扶貧現狀，選取生活水平、收入、健康、醫療、教育5個維度，10項指標，具體指標及解釋見表1。

值得說明的是，本文引入“是否存在尚未歸還的借款”作為反應農戶生活維度的指標，主要考慮有兩點：第一，尚未歸還的借款是指除購房或建房借款外，您家是否因其他原因欠親戚朋友或銀行以外其他組織或個人(如民間信貸機構)的錢沒有還清，本文將此借款理解為惡性借款。同時，又考慮到研究對象為農村家庭，其消費觀念比較保守，歸還惡性借款是農戶獲取收入之后的優先選擇，因此農戶“是否存在尚未歸還的借款”可以反映家庭的生活狀態和生活水平。

通過表1的多維貧困識別標準，對參加CFPS2016和CFPS2018的農戶進行多維貧困識別，并計算出參加CFPS2016和CFPS2018的農戶多維貧困指數(PP)，其中參加CFPS2018的農戶多維貧困指數為第一部分實證研究的被解釋變量。在此基礎上，將農戶在CFPS2018的多維貧困指數減去其在CFPS2016的多維貧困指數，得到該農戶的返貧指數(PR)，形成第二部分實證研究的被解釋變量。

表1 多維貧困的維度、指標、權重及剝奪臨界值

2.核心解釋變量

社會資本變量的確定是本文研究的重點，本文從微觀的角度來認識社會資本，認為社會資本是需要經營和投資的，同物質資本、人力資本具有同樣的性質，其存量與投入成正比，且存在積累過程。同時，從結構的視角對農戶刻畫了全方位的社會資本，包括社會網絡(S1)、社會信任(S2)、社會聲望(S3)三個維度。

農戶的社會網絡(S1)。國外文獻中一般使用家庭參加某些協會(Associations)的特征作為社會資本和關系網絡的衡量指標，且Katherine等(2006)[34]將社會網絡關系劃分為五種類型：“家庭關系、朋友關系、非家庭關系親戚關系、非朋友關系相識關系、其他關系”，并使用人際關系來描述每種類型。同時，借鑒陳雨露等(2009)[35]采用“家人是否擔任干部”“家里是否有黨員”和“是否有近親在城市定居”作為社會網絡的代理變量。本文參考以上社會網絡的代理變量，同時考慮數據的可獲得性，采用農戶中參與組織的總人數(5)在中國家庭追蹤調查的問卷中包含這樣的問題，“您是否是中國共產黨員？”“您是否是工會成員”“您是否是宗教/信仰團體成員？”“您是否是個體勞動者協會成員？”。一個家庭中參與以上組織的人數總和為社會網絡的代理變量。若一個家庭中某人同時參與多個組織，則視參與組織的人數為1。作為社會網絡的代理變量。

農戶的社會信任(S2)。在中國家庭追蹤調查中，包含了個人對父母、鄰居、干部、醫生、美國人和陌生人等群體信任程度的調查，借鑒董詩涵和丁從明(2020)[36]利用“對陌生人的信任水平”作為社會信任的代理變量。同時，考慮到本文以農戶為研究對象，農村居民與鄰居的接觸最為頻繁，故利用個人“對鄰居的信任度”均值作為社會信任的代理變量。

農戶的社會聲望(S3)。社會聲望往往與權力、職業聯系起來，考慮本文研究對象為農村農戶，且缺少職業相關數據。因此，借鑒王昕和陸遷(2012)[37]利用“村民對您的尊重程度”來代表社會聲望，并考慮到“村民對您的尊重程度”在一定程度上表現出村民的主觀社會階層，故本文利用“您的地位”作為個人社會聲望的代理變量，對農戶個人聲望取均值作為社會聲望的代理變量。

3.其他解釋變量

其他解釋變量主要有物質資本(KP)、人力資本(HY)以及控制變量(X)等變量。由于主要研究對象為農戶，因而常用的房產現值、固定資產投資、車輛價值等變量不具備農村物質資產特征，因此本文采用最能體現農戶特征的土地資本來代表農戶物質資本總量。人力資本的測度，則采用學者們常用的農戶成年人的平均受教育年限作為農戶人力資本的代理變量。

控制變量包含省域層面的控制變量、區縣層面的控制變量、農戶層面的控制變量和戶主特征變量四個層次。其中，省域層面的控制變量為城鎮化率(Urban)，較高的城鎮化率會減輕我國二元經濟社會對扶貧帶來的負面效應，城鎮化率越高的地區，貧困居民更容易獲得脫貧信息，社會資本的異質性越高，其脫貧和防范返貧作用越顯著，該數據使用《2017年中國統計年鑒》中各省城鎮人口數量與總人口的比值來反映。

區縣層面的控制變量為區縣內農戶的平均總收入(Aver_lninc)，區縣內農戶平均總收入水平反映了該區縣的經濟發展狀況，經濟發展較好的區縣，貧困戶更容易獲得脫貧資源。

農戶層面的控制變量為農戶規模(Fam_num)和人口結構(少兒占比Child_rate和老年占比Old_rate)。戶主特征變量包括戶主年齡(Age)、戶主是否為男性(Head_male)、是否已婚或同居(Head_marr)。此外，考慮到我國幅員遼闊，各地區的生活習慣、社會風俗等存在很大的差異，本文還加入了東部啞變量(East)、中部啞變量(Middle)、西部啞變量(West)對農戶所在的地理位置進行控制。各主要變量的描述性統計如表2所示。

表2 主要變量的描述性統計

五、實證結果與分析

(一)社會資本脫貧效應的實證結果與分析

1. 基準回歸結果

表3給出了不同維度社會資本對農戶多維貧困指數的回歸結果。首先，如列(1)—(7)估計結果所示，三個維度下社會資本回歸系數顯著為負，表明不同維度的社會資本對農戶多維貧困的緩解均具有顯著作用，這也證實了社會資本對脫貧具有穩健的正向作用。其次，控制變量中城鎮化率、人力資本、區縣人均收入等變量的回歸系數始終為負，說明城鎮化水平、教育、經濟發展水平等對農戶多維貧困均具有顯著的抑制作用。

由于社會資本變量是經過歸一化處理的，故回歸系數的大小可以直接反映相應的脫貧效應大小。以表3列(7)為例，在5%的顯著性水平上，社會網絡、社會信任和社會聲望的回歸系數顯著為負，其絕對值分別為0.035、0.015和0.016，顯然，社會網絡的脫貧效應最大，社會聲望次之，社會信任則最弱。可以認為社會網絡在改善農戶多維貧困狀況的作用強于社會信任和社會聲望，因此在脫貧過程中可以有選擇地對社會資本進行投資，優先發展社會網絡資本，抑制農戶多維貧困的惡化。

表3 社會資本脫貧效應的基準回歸結果

2.穩健性分析

在學術界，對于究竟何為社會資本并未形成統一的概念，造成無法準確定量分析社會資本，因此，本文通過變換社會資本的代理變量，可以在一定程度上驗證上述實證結果的穩健性。基于上述社會資本的三個維度，將“人緣關系有多好”的家庭平均分、“對本地政府官員的信任度”的家庭平均分和“您的收入在本地(的位置)”的家庭平均分，作為農戶社會網絡、社會信任和社會聲望新的代理變量，重新估計式(26)。結果顯示，不同維度的社會資本對農戶多維貧困的影響仍然顯著為負(見表4)，上述實證結果是穩健的。

表4 社會資本脫貧效應的穩健性回歸結果

在變換社會資本代理變量的基礎上，借鑒楊汝岱等(2011)[38]、劉一偉和汪潤泉(2017)[6]等學者對社會資本工具變量的構建方法，利用某一區域內的社會資本均值作為工具變量，若以本村戶均社會資本作為工具變量，存在某一村莊的農戶樣本過少，造成工具變量不具有代表性。故本文將區域放大到區縣級別，利用區縣戶均社會資本 (IV_Si)作為工具變量(i=1,2,3分別表示社會網絡、社會信任和社會聲望的工具變量)，且每個區縣至少存在7個農戶樣本。因此，可以認為區縣戶均社會資本是具有操作性的工具變量，可運用兩階段最小二乘法(2SLS)進行實證分析。

一個有效的工具變量需要滿足兩個條件，一是外生性，二是與內生解釋變量相關性。就工具變量外生性而言，本文將區縣戶均社會資本作為工具變量引入式(26)，回歸結果如表5列(2)所示，與表5列(1)相比較可以發現，農戶社會資本的回歸系數和顯著性并沒有發生較大變化，且工具變量與農戶多維貧困指數的回歸系數并不顯著，表明區縣戶均社會資本與農戶多維貧困指數并無相關關系，即區縣戶均社會資本滿足工具變量的外生性。就工具變量與內生變量的相關性而言，表5列(3)展示了兩階段最小二乘法(2SLS)估計的第一階段結果，可以發現，區縣戶均社會資本對農戶社會資本具有顯著的正向影響；其次，社會網絡、社會信任和社會聲望的弱工具變量檢驗報告的Cragg-Donald Wald F統計量分別為354.85、588.92、142.22，遠大于10%顯著水平上的臨界值16.38，可以認為區縣戶均社會資本不是弱工具變量。

因此，區縣戶均社會資本是一個有效的工具變量，兩階段最小二乘法回歸能夠在一定程度上解決基準回歸的內生性問題。表5列(4)展示了第二階段的回歸結果，不同維度社會資本對農戶多維貧困指數的影響依然顯著為負，說明實證結果是穩健的。但是回歸系數絕對值增大數倍，一定程度揭示了OLS對社會資本脫貧效應存在低估。

表5 社會資本對農戶多維貧困的影響：克服內生性偏誤

(二)社會資本防范返貧效應的實證結果與分析

1. 基準回歸結果

社會資本防范返貧效應的估計結果如表6所示，社會網絡、社會信任和社會聲望對農戶返貧指數的影響顯著為負。各維度社會資本均可有效抑制農戶發生返貧，結合前文社會資本脫貧效應估計結果可知，社會資本既對農戶多維貧困的緩解具有顯著作用，同時對農戶返貧也具有顯著抑制作用。此外，控制變量中人力資本、區縣人均收入等變量的回歸系數始終顯著為負，表明教育和經濟發展水平也是防范返貧的重要因素。

表6 社會資本防范返貧效應的基準回歸結果

2.穩健性分析

按照同樣的思路，本文進一步通過更換社會資本的代理變量來檢驗上文基準實證的穩健性。處理方法如前文所述，將“人緣關系有多好”的家庭平均分、“對本地政府官員的信任度”的家庭平均分、“您的收入在本地(的位置)”的家庭平均分，分別作為農戶社會網絡、社會信任和社會聲望新的代理變量，重估計式(26)，結果證實社會資本對農戶返貧指數的影響仍然為負(見表7)，穩健性得以證實。

表7 社會資本防范返貧效應的穩健性回歸結果

對于社會資本防范返貧效應內生性問題的處理，與上文脫貧效應的內生性問題處理過程和分析過程完全一致，此處僅對實證結果進行分析。將區縣戶均社會資本(IV_Si)作為工具變量(i=1,2,3分別表示社會網絡、社會信任和社會聲望的工具變量)，運用兩階段最小二乘法(2SLS)進行實證分析。

回歸結果如表8所示，可以證明，區縣戶均社會資本是一個有效的工具變量，兩階段最小二乘法回歸能夠在一定程度上解決基準回歸的內生性問題。雖然表8列(4)中第二階段回歸中農戶社會網絡的回歸系數不顯著，但是符號依然為負，社會信任和社會聲望仍然對返貧具有顯著的抑制作用，且回歸系數明顯增大，一定程度再次揭示了OLS對社會資本防范返貧效應存在的低估。

表8 社會資本對農戶返貧指數的影響：克服內生性偏誤

六、社會資本脫貧效應和防范返貧效應的差異化分析

(一)差異化作用機制分析

在前文中分別對社會資本的脫貧效應和防范返貧效應進行了基準回歸，將三個維度社會資本同時加入回歸方程的基準回歸結果對比可知(見表9)：社會網絡的回歸系數絕對值有所減小，而社會信任和社會聲望的回歸系數絕對值則發生了增加。因此，可以認為在農戶脫貧過程中社會網絡是首要的社會資本，而在防范農戶返貧的過程中，社會網絡雖仍是重要的社會資本，但是社會信任和社會聲望的作用得到顯著提升，成為防范返貧的關鍵社會資本。

表9 社會資本脫貧和防范返貧效應基準回歸結果比較

為了得到更為科學、精確的比較結果，進一步采用Shapley值分解法，在社會資本脫貧和防范返貧的兩個階段中，分別將社會資本的總效應分解為社會網絡、社會信任和社會聲望的具體貢獻，如表10所示。

表10 Shapley值分解結果

由表9和表10可以發現，首先，在社會資本脫貧和防范返貧的兩個階段中，社會網絡對社會資本總效應貢獻度均為最大，而社會信任和社會聲望的貢獻度均較小。說明在脫貧和防范返貧兩個過程中，社會網絡始終是最重要的社會資本，既可以幫助農戶脫貧，也可以有效防范農戶返貧。

其次，在社會資本脫貧和防范返貧的兩個階段中，各維度社會資本貢獻度均發生了顯著變化。其中，社會網絡對社會資本總效應的貢獻度由85.61%下降為68.42%，社會信任的貢獻度由6.82%上升為17.54%，社會聲望的貢獻度由7.57%上升為14.04%。雖然，社會網絡在兩個階段中的貢獻度都是最大的，但是其貢獻度發生了明顯地下降，而社會信任和社會聲望的貢獻度明顯提升。據此，相較于社會資本的脫貧效應，社會網絡的防范返貧效應發生了顯著下滑，而社會信任和社會聲望的作用開始凸顯，逐漸代替社會網絡成為更關鍵的社會資本。

在脫貧和防范返貧階段，針對社會網絡、社會信任和社會聲望對社會資本總效應貢獻度存在的顯著變化，本文認為主要原因如下：

農戶“有效扶貧”分為兩個階段，第一個階段為獲取資源階段，第二個階段為經營脫貧資源階段。在第一個階段中，所有貧困農戶除社會資本外的資源稟賦是相同的，貧困農戶通過社會網絡獲取優質的脫貧資源和脫貧信息，社會網絡資本存量較多的農戶，脫貧的機會越大。同時，在獲得脫貧資源和脫貧信息時，社會信任和社會聲望屬于被隱藏的信息，不會被外界所了解。因此，在獲取脫貧資源和脫貧信息的初始階段，社會信任和社會聲望的脫貧效應遠遠低于社會網絡，社會網絡是社會資本促進貧困農戶脫貧的主要因素。

在獲得脫貧資源和脫貧信息之后，進入到經營脫貧資源階段，在這一階段，貧困農戶的社會信任和社會聲望逐漸被外界所了解，不再屬于隱藏信息。對于那些善于投資社會信任和社會聲望的農戶而言，能夠持續獲得脫貧資源和信息，最終完成“有效扶貧”；而對于不善于投資社會信任和社會聲望的農戶而言，其獲得的脫貧資源和信息會逐漸減少甚至消失，不僅如此，其社會網絡獲取資源和信息的能力也會受挫，最終導致農戶發生返貧。由此可見，社會信任和社會聲望已逐漸成為防范返貧的關鍵因素。

在“有效扶貧”的兩階段分析中，社會網絡是貧困農戶脫貧的主要社會資本，而社會信任和社會聲望是農戶完成脫貧的關鍵社會資本。社會資本與貧困問題的解決是一個持續的、動態的過程，貧困農戶需均衡投資和發展社會資本，防范返貧，完成整個“有效扶貧”過程。

(二)社會資本防范返貧效應的異質性分析

1.城鎮化率分組的社會資本防范返貧效應分析

不同的城鎮化率會影響貧困農戶社會資本的積累，進而對社會資本的防范返貧效應產生影響。城鎮化率較高的地區，農戶對社會資本投資的機會越大，更容易獲得社會資本。因此，本文將樣本數據以城鎮化率的均值作為分界線進行分組，重新估計式(26)，得到如表11所示結果，其中，列(1)為總體樣本的回歸結果用以對照分析，列(2)和列(3)分別為高城鎮化率地區和低城鎮化率地區樣本的回歸結果。

可以發現，在高城鎮化率的地區，社會網絡的防范返貧作用更加顯著，而社會信任和社會聲望則不顯著；在低城鎮化率的地區，社會信任和社會聲望的防范返貧效應更加顯著，而社會網絡則不顯著。對于高城鎮化率的地區而言，農戶的社會網絡資本具有較高的異質性(即家庭成員參與組織的人數更多)，更容易獲得多種類型脫貧資源，獲取信息的能力更強；而對于低城鎮化率的地區而言，農戶的社會網絡資本具有較強的同質性，社會網絡的作用被抑制，社會信任和社會聲望的作用得到加強。

2.戶主性別分組的社會資本防范返貧效應分析

對于女性的研究逐漸成為經濟學的研究熱點問題，不同性別的戶主家庭其社會資本構成不同，在經濟活動中男性與女性也表現出較大的行為差別。相比于男性，女性戶主承受著來自生產和生活的雙重壓力，同時又受到生活環境、自身人力資本等資源制約，導致女性社會資本的構成與男性戶主存在較大差別。因此，再次將樣本按照戶主性別進行分組回歸，探究不同戶主性別之間社會資本防范返貧效應的差異。

如表11列(4)-(5)所示，可以發現，相比較于基準回歸結果，男性戶主家庭的社會資本防范返貧效應更強，而女性戶主家庭則不顯著，驗證了本文的上述的分析，也再次證明了社會資本防范返貧效應受到多種條件的制約，在發揮社會資本防范返貧效應時要充分考慮外界因素影響。

表11 社會資本防范返貧效應的異質性分析

七、結語

本文將多維貧困理論應用于家庭層面，分別測算社會資本的脫貧效應和防范返貧效應，并利用Shapley值分解法，從結構上探究了不同維度社會資本在脫貧和防范返貧階段作用機制的差異性；同時，也充分考慮了城鎮化率、戶主性別等制約社會資本防范返貧效應的異質性。研究發現：社會資本不僅可以緩解農戶多維貧困，也能夠抑制農戶返貧。但是，在農戶脫貧和防范返貧兩個階段中，社會資本的作用機制是不一樣的。具體而言，在農戶的脫貧階段，社會資本主要通過社會網絡使得農戶獲取更多的脫貧資源，從而實現脫貧；在農戶防范返貧階段，社會網絡雖仍發揮主要作用，但社會信任和社會聲望的作用獲得大幅上升；依據本文的推論，若農戶的社會信任和社會聲望資本存量不足，就無法持續或維持脫貧資源的獲得，則易發生返貧。因此，社會網絡是農戶脫貧的主要社會資本，而社會信任和社會聲望則是農戶防范返貧的關鍵社會資本。

綜合本文的理論分析和實證檢驗結果，為充分發揮社會資本在農戶脫貧和防范返貧階段的作用，政策建議如下：

(1)引導農戶培育社會資本，強化脫貧和防范返貧階段的有效力量。在我國進入中速增長階段之后，政府要注重農村的經濟文化建設，從經濟發展與文化傳承兩個角度，鼓勵農戶參與各種文化活動、傳統習俗、村莊組織等，以拓寬社會認知，培育社會網絡型社會資本，增加“脫貧資源”的獲取途徑。

(2)在社會資本“有效扶貧”的過程中，要將脫貧和防范返貧兩個階段銜接起來，而不是孤立實施。首先，農戶的社會網絡型社會資本可以獲得脫貧資源和脫貧信息，要堅持把“脫貧資源”拉進來，并利用“脫貧信息”走出去，形成兩條腿走路的脫貧途徑。其次，在充分利用社會網絡帶來的各項脫貧資源和脫貧信息的同時，要注重信任和聲望等社會資本投資和培養，有效發揮社會資本在貧困問題解決過程中的銜接性作用，防范農戶返貧，守住防止農戶返貧底線。

(3)針對發生返貧的農戶，或者長期處于貧困邊緣的農戶，要積極參與農民夜校、加強自我學習等方式提升自身素質；同時，要加強自身與外界信任關系的建立、在生產經營活動中注意培養個人聲譽，運用多種方式對社會信任和社會聲望進行投資，發展多維度社會資本，防止返貧，實現“有效扶貧”。

(4)要從結構上注意社會資本防范返貧作用存在的異質性，充分考慮對社會資本防范返貧作用發揮產生影響的外界因素。對于城鎮化率較高的地區，更多地注重于農戶社會網絡資本的培育和發展，形成具有異質性、廣泛性、達高性的社會網絡資本，虜獲更為豐富的脫貧資源。對于城鎮化率較低的地區，要更多的培養農戶的信任環境和聲譽機制，防止發生返貧。同時，社會資本的防范返貧作用也存在性別差異，對于男性戶主家庭，其作用更加顯著。

(5)進一步加強教育資本、物質資本等扶貧方式在緩解多維貧困和防范農戶返貧中的作用。在防范返貧的過程中，也要通過培育農戶生存技能、提高農戶基本教育程度、提供農戶生產的資本支持等方式，并結合社會資本的防范返貧效用，持續鞏固拓展脫貧攻堅成果。

但是本文的研究尚有欠缺，首先，理論模型的使用并非是全要素模型，由于數據的可得性，忽略了家庭層面的個人創新。其次，學術界至今對究竟何為社會資本尚未形成統一概念，無法定量詮釋社會資本的全部內容，對其存在的內生性問題無法完全去除。期望隨著社會資本研究的深入，能夠將個人、家庭層面的社會資本準確地量化，為持續鞏固脫貧攻堅成果、實現從脫貧攻堅向全面推進鄉村振興戰略的平穩過渡提供理論和現實經驗支持。