市場機制、社會資本與共同富裕

摘 要 黨的十八大以來，中國開展的精準扶貧使得農村的多維貧困程度顯著下降，繼續改善農村多維貧困是新時期扎實推動共同富裕的重要環節和必要手段。本文在多維減貧政策目標下，考察了市場機制與社會資本的多維減貧效應及兩者作用的關系。基于2014、2016及2018 年北京大學中國家庭追蹤調查數據（ CFPS），采用內生Probit模型進行了實證分析。研究發現：以農地流轉市場化為代表的市場機制與農村社會資本都表現出顯著的多維減貧效應。進一步分析兩者作用的關系發現，市場機制對社會資本的多維減貧效應具有顯著替代作用，農地流轉市場化水平越高，社會資本的多維減貧效應更弱，更具體地表現為對集體社會資本而非個體社會資本的替代效應。隨著市場化轉型的推進，集體社會資本的作用被弱化了，市場機制發揮著更為關鍵的多維減貧效應。異質性分析中，與區域市場化水平較低地區以及農地轉入樣本相比，區域市場化水平較高地區以及農地轉出樣本中市場機制對集體社會資本的替代作用更強。機制檢驗發現，市場機制和個體社會資本對各維度貧困都有一定的緩解作用，市場機制對集體社會資本的替代作用也較為穩健，但對個體社會資本的替代和互補作用在不同減貧渠道中均有體現。針對研究結論，本文提出了推動農地流轉市場化、培育農村社會資本以及健全多維減貧機制的對策建議。

關鍵詞 共同富裕;多維減貧;市場機制;社會資本

0 引言

黨的二十大報告指出，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。作為一項長遠目標，共同富裕是指全體人民在物質和精神等多方面的全面富裕。正如習近平總書記在中央財經委員會第十次會議上所強調的，促進共同富裕與促進人的全面發展是高度統一的。這就意味著共同富裕是一個多維的概念，其基礎不僅包括物質生活富裕，還包括精神自信、環境的宜居宜業、社會的和諧和睦、公共服務的普及普惠、文化產品的豐富共享，即實現多維度的幸福生活和人的全面發展（沈揚揚等，2022）。黨的十八大以來，中國開展的精準扶貧行動完成了消除絕對貧困的艱巨歷史任務，也使得農村的多維貧困程度顯著下降，標志著我國在實現共同富裕的道路上邁出了堅實的一大步。其原因在于，中國的精準扶貧并非只是單維度的收入脫貧，而是包括且不限于“兩不愁、三保障” 的多維減貧，這與共同富裕的多維要求和內涵本質上是一致的。多維減貧超越了唯收入論的單一維度的貧困治理思維，是個體全面發展和促進共同富裕的科學路徑和重要的衡量尺度。因此，多維減貧既是中國精準扶貧時期的重要目標，也可作為新的時期扎實推動共同富裕的階段性目標。在絕對貧困消除之后，相對貧困依然存在，中國發展不平衡不充分問題仍然突出，城鄉、區域之間在收入分配、公共服務和社會保障等方面差距依然較大，實現農村地區相對低收入群體的家庭收入、健康、教育、資產及生活條件等綜合福利改善依然屬于多維減貧的范疇，換言之，在新的時期繼續改善農村的多維貧困是促進共同富裕和實現鄉村振興的重要環節和必要手段（高強和孔祥智，2020;羅必良，2020）。

在此背景下，本文基于黨的十八大以來中國開展的精準扶貧行動，探討成功推動農村多維減貧的科學機制和有效路徑，為新的時期扎實推動共同富裕提供理論指引和經驗參考。中國精準扶貧的實踐證明，開展農村多維減貧必須建立健全政府、市場、社會共同參與的協同機制。黨和政府作為多維減貧的主要執行者和領導者，承擔著不可替代的關鍵角色，這方面已有共識，本文不再贅述。市場和社會在多維減貧中的作用同樣不可忽視。一方面，市場力量發揮著重要作用。農村的市場化改革可以優化農村資源配置，比如健全農村商品流通與市場化交易機制，實現勞動力、土地等要素市場化，可以提高農民工資收入、經營性收入、土地流轉財產收入和農地規模經營收入等，進而激活農村內生發展動力（黃征學等，2019）。另一方面，社會力量也發揮著重要作用。在廣大農村地區，基于傳統親緣地緣血緣關系的社會關系網絡等社會資本對于農民生產生活條件改善和鄉村治理有著持續的作用，這也得到學界的基本共識。

那么，隨著農村市場化改革的深入推進，市場機制與社會資本作用的關系如何，替代抑或互補？ 對于這一問題，現有研究結論存在明顯對立。一部分學者認為市場機制規則清晰、交易成本低，隨著市場水平的提升將對社會資本產生替代作用，雖然這也是一個長期過程（ Stiglitz，2000）。另一部分學者則認為，社會關系網絡等社會資本在新生的市場機制形成過程中未完全被瓦解和替代，而是嵌入到市場機制中，繼續發揮作用（ Bian and Logan，1996）。比如，農村社會資本有助于降低信息不對稱、獲得親友資源幫扶、提高融資能力、改善健康狀況、推動土地流轉等，還能助力民間出資修建學校、道路、橋梁、水利灌溉設施、民營養老院、民營社會福利機構，為農村提供公共產品（陸銘和李爽，2008;趙劍治和陸銘，2010）。

實際上，對于市場機制與社會資本作用之間關系這一宏大命題的探討并不容易，已有研究大多基于宏觀視角，關注區域市場化指數（樊綱指數） 對于農村社會資本作用的影響。本文則另辟蹊徑，關注微觀視角下的農村內部市場化、農村社會資本和多維減貧政策目標的關系，即基于2014、2016、2018 年中國家庭追蹤調查數據（CFPS）構建了農地流轉市場化指數和農村多維貧困指數兩項指標，并度量了個體和集體社會資本，進而回答以下兩個研究問題：第一，農地流轉市場化與農村社會資本是否都表現出顯著的多維減貧效應？ 第二，農地流轉市場化與農村社會資本作用的關系是替代還是互補，或者農地流轉市場化對農村社會資本作用發揮的影響是什么？ 回答以上兩個研究問題，對于構建政府、市場和社會協同發揮作用的多維減貧機制有著重要啟示，也為新時期構建多維促進共同富裕的機制提供了理論參考。與既有研究相比，本文可能的貢獻體現在：第一，研究視角上，本文考察了多維減貧的政策目標下市場機制與社會資本的作用及其相互關系。已有研究大多只從收入、消費或其他單一維度福利增加的視角，未考慮多維福利增加的問題。因此本文有助于為構建多維減貧機制、緩解農村多維貧困、提高農民綜合福利、推進多維的共同富裕提供政策啟示。第二，核心指標構造上，發展了現有研究的測量方法（de Souza Ferreira Filhoand Horridge，2014），本文基于CFPS 中農地流轉參與情況和農地流轉租金數據，首次構造了農村內部農地流轉市場化指標，此外，還基于A-F 框架構造了一個農村多維貧困評價指標體系、測度了農村多維貧困指數，并開展了實證分析。

第三，研究方法上，基于農地流轉市場化指標與社會資本的工具變量選擇，采用內生Probit 模型對有關命題進行實證檢驗，有效緩解了內生估計偏誤問題，使得研究結論更加科學可靠。第四，研究內容上，關于市場機制與社會資本的關系研究，大部分學者將焦點放在了勞動力市場上、忽視了土地要素市場化的因素，或者采用宏觀視角下的省級樊綱指數展開討論、忽視了區域與農村內部市場化不同步的問題。本文擴展性地從農村土地要素市場化的視角，系統分析了農地流轉市場化與社會資本的多維減貧效應，并探討了農地流轉市場化和農村社會資本的替代和互補關系。

1 文獻述評與理論機制

1.1 文獻述評

1.1.1 對市場機制與社會資本減貧效應的相關研究

現有研究認為，市場機制與社會資本在促進收入增加和減貧方面均發揮著關鍵作用。一是市場機制增收與減貧效應方面的研究。諸多研究探討了市場化對收入增長的促進作用，但對市場化的定義和研究視角有所差異。張爽等（2007）采用樊綱指數探討了外部區域市場化對農村家庭收入的影響，發現市場機制的增收效應顯著。考慮到樊綱指數測度的是省一級層面的市場化指數（樊綱等， 2007），不少學者選擇其他代理指標測度農村市場化進程。比如，王晶（2013）采用非農就業比例對農村市場化水平進行測度，證實了增收效應的存在。陸銘等（2010）基于村莊非農就業情況和向外移民數量測度農村市場化，證實了消費促進效應。還有學者基于土地市場化視角，證實了土地流轉的增收效應等（劉明輝等，2019）。

二是社會資本減貧效應方面的研究。社會資本反映了個體與集體社會關系網絡與資源獲取能力。Grootaert（1999） 指出，社會資本較高的農戶更容易進入發達地區的勞動力市場，獲得更高的市場收入。柯武剛和史漫飛（2000） 發現，社會資本能夠彌補市場中的“信息不對稱”、降低交易費用，激勵個體參與產品、信貸和勞動力市場交易，進而提高個人收入水平。還有類似研究證實了社會資本的直接減貧效應（ 帥昭文等， 2020）、消費促進效應（ Narayan andPritchett， 1997）、經濟增長效應（ Knack and Keefer，1997） 等。此外， Coleman（1988）發現社會資本有助于為家庭子女提供更好的教育機會，并可以提高教育質量，創造人力資本。王丹利和陸銘（2020） 還認為，農村社會資本對于公共產品供給有一定的促進保障作用。

1.1.2 市場機制對社會資本作用的替代或互補關系研究

市場機制與社會資本的作用關系是一個經典命題，涉及經濟學與社會學的研究范式差異。經濟學認為市場機制的核心是價格機制，人與人之間通過產品價格產生間接聯系，而社會學進一步強調了人與人之間的直接互動關系。在促進經濟社會發展與福利改善的進程中，市場機制與社會資本兩者都扮演著關鍵角色，但也存在較為復雜的互動關系。

一種觀點認為兩者存在互補關系。市場機制與社會資本之間互動嵌入，在市場化過程中社會資本作用得到強化。根據經典的“權力持續/ 精英循環”理論（Rona-Tas， 1994），在市場化轉型的過程中，社會資本非但沒有消失，反而是深度嵌入、協同發揮作用，好的一方面在于，社會資本充當了市場轉型摩擦中的“潤滑劑”作用，兩者協同發揮互補作用，但壞處在于社會關系網絡或政治權力在市場化進程中持續主導資源配置，造成嚴重的資源錯配和腐敗問題。現有研究也發現了這一關系，在中國由計劃經濟體制向市場經濟體制轉型的過程中，社會資本持續深入地“嵌入”市場化進程，導致市場化對社會資本作用的發揮表現出持續促進作用（邊燕杰和張文宏，2001）;社會資本并沒有因為市場化水平的提升而消失，而是會依托于計劃經濟時代形成的權威體系深度“嵌入”市場化進程，為市場化提供道德規范、信任互惠以及其他市場需求的有價值資源，而且相關資源的獲得都依賴于社會資本的培育，單憑市場可能無法實現（ 張文宏和張莉，2012）。Knight and Yueh（2002） 采用中國的城市調查數據研究了社會資本在勞動力市場上的作用，發現社會資本在私有部門的回報率高于國有部門，這在很大程度上意味著社會資本“ 嵌入” 到勞動力市場之中。張順和程誠（2012）同樣在勞動就業市場上證實了市場化對社會網絡資本收入促進作用的強化。王晶（2013）研究了農村地區市場化對社會資本作用的影響，發現社會網絡、社會信任等社會資本具有顯著的收入促進效應，且農村市場化顯著強化了社會資本的這一效應，兩者之間表現出顯著的互補作用。

另一種觀點認為兩者存在替代關系。市場化削弱了社會資本作用的發揮，社會資本與市場化機制的資源配置作用發揮是獨立且不相容的，兩者存在此消彼長的替代關系（ Nee， 1996）。根據“ 權力轉移/ 精英再生” 理論（ Szelenyi，1978），在市場化轉型的進程中，原本依靠社會資本或者政治權力獲得資源的精英，其地位會因為市場資源配置主體地位的提升而逐漸弱化。隨著市場制度的不斷完善，“規則型”治理的邊際交易成本越來越低，市場逐漸成為資源配置的主要方式，成熟的法律、市場制度會對傳統的社會關系網絡構成沖擊（ 王永欽，2006），基于社會關系網絡的資源配置方式將會被削弱。比如，張爽等（2007）質疑了Knight and Yueh（2002）的研究結論，以收入減貧為福利目標，發現市場化弱化了社會資本的效應，具有替代作用。陸銘等（2010） 發現，隨著中國農村市場化水平不斷提升，互助、公民參與以及信任等三種社會資本未能幫助中國農村家庭抵御自然災害對消費的負面沖擊，農村市場化以及正式保險機制對傳統社會資本這一非正式保險機制產生了替代作用。

1.1.3 影響市場機制與社會資本作用關系的外部約束條件

進一步研究發現，市場機制對社會資本作用發揮的影響，在不同的經濟社會條件下有所差異，關鍵取決于兩個因素：市場化程度與社會資本的結構屬性（張文宏和張莉，2012;邊燕杰等，2012）。一方面，在市場化程度較低的階段，社會資本可以充當市場化轉型進程中的“潤滑劑”促進市場交易完成，這意味著市場機制和社會資本之間存在互補關系（ 張克中，2005）。隨著市場化程度的提高，市場交易規則更加清晰、交易成本也更低，導致市場機制對交易成本相對較高的社會資本產生替代作用。另一方面，根據結構屬性分類，社會資本可以分為私人屬性與公共屬性， 市場機制對私人屬性的個體社會資本（ Bourdieu，1986）與公共屬性的集體社會資本（Putnam， 1995）影響存在差異。集體社會資本具有典型的公共產品屬性，能在一定程度上彌補“信息不對稱” 問題，降低交易費用、激勵個體在產品、信貸和勞動力市場上進行交易，因此與市場機制可能表現出替代關系。而個體社會資本可利用“人情”關系網絡獲得社會資源，這一作用可能會超過集體社會資本的信息供給作用（邊燕杰，2004），尤其在以血緣、親緣和地緣為紐帶的農村地區，人情關系是鄉村社會關系網絡的核心，使得市場機制與社會資本可能表現出一定的互補關系。

基于以上文獻綜述，下面提出本文的理論機制。

1.2 理論機制

1.2.1 市場機制與社會資本的多維減貧效應

多維貧困的癥結點在于能力貧困（ Sen，1985），不僅體現為收入/ 消費這一結果變量的貧困屬性，還與教育等人力資本、農村公共基礎設施（道路、供水、供電、供氣）和社會保障等公共品的供給保障密切相關。我們認為市場機制與社會資本都有助于促進多維減貧。一方面，市場機制的不斷完善有助于農民通過農產品市場化交易、外出打工、農地流轉等渠道獲得經營性收入、工資性收入、財產性收入等，有助于降低家庭貧困，并提升公共產品的供給。另一方面，社會資本不僅有助于農民通過社會關系網絡提高資源獲得能力、促進收入增長，還有助于吸引民間資本投入，修建道路、供水供電設施、學校、養老機構等，成為農村公共產品供給的重要渠道和補充。進一步分類來看，無論是集體社會資本還是個體社會資本，都有多維減貧效應，集體社會資本更多反映的是其他人的社會關系網絡對多維減貧的促進作用，個體社會資本則更多反映的是私人社會網絡對多維減貧的促進作用，兩者的作用可能存在一定差異，但都有正向的促進作用。因此我們認為，市場機制與農村社會資本都可能存在多維減貧效應，對于構建多維減貧機制均至關重要。據此，提出假設1。

假設1： 市場機制與社會資本均表現出多維減貧效應。

1.2.2 市場機制與社會資本多維減貧效應之間的關系

相關研究提示我們，探討市場機制與社會資本的作用關系需要分情況討論。在現有研究的基礎上，本文試圖構建市場機制影響社會資本多維減貧效應的綜合理論框架：從制度經濟學的視角看，隨著中國農村市場化轉型的深入推進，市場交易機制規則更清晰、交易成本會更低，使得市場機制逐漸對社會資本產生愈加明顯的替代作用。進一步從社會資本的公共屬性和私人屬性來看，結合社會資本具有的“信息”和“人情”雙重功能（邊燕杰和張文宏，2001） 可知，其公共產品屬性越強、外部性越大，則“信息”供給能力越強，依賴于集體社會資本便可以很好地減少道德風險、逆向選擇問題，這與市場機制的屬性相似，因此兩者存在替代關系。還有一種解釋，根據費孝通（1985） 的“差序格局” 理論，農村社會關系網絡中家庭相對缺乏自己與他人的概念、僅存在圈內人與圈外人之分，強調社會資本的公共屬性。而市場機制會加劇圈內人競爭、使得圈內主體成為事實上的利益圈外人，長此以往，市場制度將會替代傳統人情，進而影響社會結構。但市場機制與個體社會資本的作用之間可能存在互補關系，這與“ 人情”關系網絡對家庭資源獲得的保障作用不無關系，比如，家庭通過社會關系網絡提高了外出務工概率、促進熟人間土地流轉等，個體社會資本深度嵌入了市場機制，因此發揮了互補作用。據此，提出假設2。

假設2： 隨著市場化水平的提升，市場機制對社會資本的多維減貧效應具有顯著替代作用，但主要表現為對集體社會資本而非個體社會資本的替代，即市場化水平越高，集體社會資本的多維減貧效應更弱。

2 研究設計

2.1 計量模型

鑒于被解釋變量的二值屬性，建立面板Probit 模型開展實證分析：

（1） 被解釋變量：家戶多維貧困指數（MPI）。基于Sen（1985）的多維貧困理論并借鑒聯合國開發計劃署多維評價指標體系，表1 構建了包含收入、健康、教育、資產和生活狀況指標在內的多維貧困評價體系。采用等權賦值法確定指標權重①，并基于A-F 方法框架（ Alkire and Foster，2011） 測度了多維貧困指數MPIK①。

MPIK 中的K 代表多維貧困虛擬變量設定的臨界值，其中K∈（0，1），K=1/2 則意味著超過一半的指標處于貧困剝奪狀態。K 越大多維貧困標準越嚴格、多維貧困發生率越低。

（2） 核心解釋變量一：市場機制。本文從農村要素市場化的角度尋找市場機制的代理變量。已有研究大多基于農村非農業就業的勞動力要素市場視角，缺乏從土地要素市場視角的分析。本文則從農地流轉市場化的視角對市場機制開展分析。農地流轉市場化程度，已有研究主要是從是否簽訂市場化合同契約、交易對象是否是熟人等角度進行評價，而這兩個方面都與農地流轉租金相關。一方面，簽訂市場化合同契約代表著更高的市場交易屬性，由于價格機制是市場機制的核心，因此更高的市場交易屬性也意味著農地流轉租金這一價格信號能夠有效反映農地的市場供求狀況和資源稀缺程度。雖然理論上根據經典地租理論，農地流轉租金決定于土地價值，但是若缺乏規范的土地市場和市場化合同契約的保障，就可能出現農地流轉租金遠低于市場均衡價格的情況，無法反映出土地的價值。另一方面，熟人交易主要依賴社會關系網絡開展土地流轉，代表著較低的市場水平，因此存在大量的農地流轉租金價格為零或者遠低于市場均衡價格的情況。綜上，雖然農地流轉租金價格也會受到級差地租等多個因素的影響，但總體而言，市場化程度越高則平均租金水平越高（ de SouzaFerreira Filho and Horridge，2014），市場化程度較低的情況下，農地流轉租金價格則會遠低于市場均衡價格（ Ma et al. ，2015）。因此，本文借鑒以往的研究（Wang et al. ，2015;羅必良等，2017;仇童偉等，2019， 2020），將農地流轉租金的價格作為農村要素市場化的代理變量，即農地流轉租金越高，農村要素市場化程度越高。借鑒 de Souza Ferreira Filho and Horridge（2014） 的做法，本文基于CFPS 數據中農地租金數據，估算單位面積租金指標b，構造了基于農地流轉市場化的市場機制Ⅰ和Ⅱ，分別采用村莊租金中位數cid_zcmar 以及均值cid_zcaar 表示，根據以下公式測算：

具體計算過程說明如下：第一，基于租金收入而非支出數據。原因在于，租金收入來源比較明確，租金收入的唯一來源是農地流轉出去，且大多屬于“一對一”而極少存在“一對多”情況①，方便計算平均租金收入（圖1（a）、圖1（b）和圖1（c））。相比而言，租金支出情況復雜，除以“一對一”方式租賃土地外，存在農業大戶“一對多”租用農地情況、難以估算單位農地租金支出數據②。第二，基于家戶人口規模估算農地面積。考慮到2014 年之后無法從CFPS 數據中得到連續的農地面積數據，鑒于此，采用各省人均耕地面積進行替代。為盡量避免測量誤差帶來的潛在估計偏誤問題，后文將控制省級固定效應和人均耕地面積指標進行穩健性分析。

（3） 核心解釋變量二：社會資本。限于數據指標，本文重點關注結構性社會資本（社會關系網絡） 而非認知性社會資本（如信任），并根據結構屬性將其分為個體（家庭） 社會資本及集體（ 村莊） 社會資本兩類。（1） 個體社會資本lnrqzc，反映了個體或家庭人情社會關系網絡，采用家庭人情支出取對數測算。

參照已有研究（如馬光榮和楊恩艷，2011;周廣肅等，2014;陳浩和王佳，2016;譚燕芝等，2017;趙羚雅，2019;王強，2019），家庭人情支出是衡量家庭社會資本的重要代理變量，人情支出越高意味著家庭與親朋、鄰居交往越頻繁，社會關系網絡也越發達。而且，人情支出如婚喪嫁娶、升學、拜年、生孩子等一般具有“剛性支出”的特征，支出標準通常約定俗成，與風俗習慣相關，因而，人情支出金額能夠很大程度上反映出支出渠道的數量，這體現了社會資本的網絡特性。 在CFPS問卷中，問題設置為“ 過去12 個月，您家因為親朋好友家里有人結婚、考上大專/ 大學、生小孩、去世、拜年（給壓歲錢） 或者其他因素，總共出了多少人情禮？（元）”。也有研究認為，家庭收入是人情支出的重要影響因素（ 如趙劍治和陸銘，2010），應該使用人情支出的家庭收入占比這一變量，以剔除家庭收入的影響。這一指標的問題是，對于中西部收入偏低或者貧困程度較低的家庭而言，由于人情支出的“剛性” 特征，容易出現人情支出和收入的“ 倒掛” 現象———收入低的家庭反而表現出更高的人情支出占比，也因此對應著更高的社會資本水平，這顯然與事實不符。而且，本研究中鑒于被解釋變量多維貧困指數中包含了家庭人均純收入，若將人情支出占家庭收入比重指標作為核心解釋變量，則會造成嚴重的內生估計偏誤。鑒于以上分析，本文采用了人情支出絕對值的設定。（2）集體社會資本lnrqzc_other，反映了社會資本的公共屬性，借鑒張爽等（2007）的做法，將集體社會資本界定為“ 排除本家庭外的村莊其他家庭社會資本平均數”，這一設定既可以緩解集體社會資本的聯立內生問題，也有助于反映集體社會資本公共產品屬性和外部性特征，還能避免集體社會資本被村莊固定效應吸收。

（4） 其他控制變量。參照現有研究（Grootaert， 1999;張爽等，2007;周廣肅等，2014），影響家庭多維貧困的控制變量分為個體和家戶兩類。個體層面控制變量有：戶主性別gender（1=男;0=女），在中國農村傳統的影響下，男性戶主一般擁有更強的社會協調能力和更多社會資源;戶主年齡age，戶主年齡越大，可能會體弱多病，不利于家庭生活水平的改善;戶主受教育年限edu①，教育人力資本的積累是家庭擺脫貧困的長效機制，教育水平越高意味著較強的技能水平和機械操作能力，家庭貧困發生率往往越低;戶主婚姻狀況marry②（ 非獨居= 1，獨居=0，非獨居狀態包括在婚、同居，獨居狀態包括未婚、離婚以及喪偶），良好的婚姻狀況影響了家庭幸福感水平，有助于為促進家庭成員工作提供精神力量支持。家庭層面控制變量有：家庭土地是否征用tdzy（1 =是，0 =否），農地征用補償通過改善家庭收入促進多維減貧;家庭規模fmlscale，反映了家庭成員人口數，家庭規模會直接降低人均收入水平，但也意味著更廣泛的社會關系網絡與務工規模都會對多維減貧產生影響。

2.2 數據來源與統計描述

本文使用的數據來自北京大學中國家庭追蹤調查數據（ CFPS）。CFPS 旨在通過追蹤調查個體、家庭、社區三個層次的數據，對具體的經濟活動、教育成果、家庭關系以及健康醫療等多個維度的內容進行調查，反映中國社會、經濟和人口等方面的變遷。CFPS 覆蓋全國25 個省（區、市）（除新疆、西藏、青海、內蒙古、寧夏、海南和港澳臺地區），采用三階段不等概率的整群抽樣設計，目標樣本規模為16000 戶，調查對象為樣本中的全部家庭成員，這25 個省（ 區、市） 的人口約占全國總人口（不含港、澳、臺）的95%，因此，CFPS 的樣本可以視為全國性的樣本，具有較好的代表性。CFPS 數據2010 年正式開始調查訪問，目前已經公開2010 年、2012 年、2014 年以及2016 年數據，部分公開到2018 年的數據。

基于相關指標數據的有效性篩選，遴選出2014、2016、2018 三年不平衡面板數據，共計樣本10201 個。表2 報告了主要變量內涵及統計描述特征。隨著多維貧困標準K 的提升（1/4→1/3→1/2），多維貧困程度也在逐漸增加，多維貧困發生率從68. 6%下降至54. 2%和13. 1%，農地租金中位數和均值分別從2014 年的221 元、257 元增加到2018 年的321 元、426 元，農地流轉市場化水平不斷提升，個體和集體社會資本水平也不斷提升。

3 實證分析

3.1 工具變量基準回歸

考慮到市場機制與社會資本的潛在內生問題，有必要選擇合適的工具變量開展回歸分析。遺漏變量、互為因果、測量誤差等一系列因素產生內生性問題，導致估計偏誤。一是遺漏變量問題。多維貧困指數的計算包含了家庭收入、健康、教育、資產以及生活等多方面的指標，控制變量的選擇理應窮盡對相關變量的影響因素，但由于CFPS 樣本數據的局限性，這一要求難以滿足。二是互為因果關系。多維貧困與農地流轉市場化、社會資本之間也可能存在互動內生問題。家庭的貧困程度會在一定程度上影響其參與農地流轉意愿，也會影響其社會關系網絡。三是測量誤差問題。對于農村市場化的測度方法較多，包括商品及要素層面的相關指標計算。本文從不同視角構造了農地流轉市場化指數作為市場機制的代理變量，旨在緩解測量誤差的內生估計偏誤。此外，社會資本的測度方法也是紛繁復雜，即便在勞動力市場中對社會資本界定較為清晰的領域，也存在著社會網絡、關系、資源等混雜的社會資本概念，導致研究結果莫衷一是。本文在變量設定與估計模型時，已在村莊層面的集體社會資本計算過程中排除了家庭因素，其聯立內生性問題得到了緩解。

為此，本文緩解內生問題的重點是尋求個體社會資本、農地流轉市場化的工具變量。在從“相關性” 及“外生性” 的視角初步判定其有效性的基礎上，進一步基于ivprobit 模型中Wald 內生性檢驗以及AR 弱工具變量檢驗，對本文合適的工具變量進行遴選。

一方面，個體社會資本的工具變量選擇。根據現有研究，筆者整理了以下四個工具變量備選：（1）“正式組織參與” （ IV1）。“ 正式組織參與” 是家庭社會資本積累的重要方式，但可能對家庭貧困存在直接影響，留待檢驗。（2） “ 村莊信任平均水平”（IV2）。選用村莊層面的行為均值作為家庭層面的工具變量是常見做法（如高虹和陸銘，2010;丁冬等，2013）。IV2 的有效性體現在，村莊層面信任水平促進村莊公共活動參與，有效擴展了家庭層面的社會資本，滿足了“相關性”特征;村莊層面信任水平反映了村莊整體公共活動活躍程度，也不直接影響家庭福利，滿足“外生性” 要求。另外，基于村莊信任這一認知性社會資本構造工具變量，也與本研究中的集體社會資本指標顯著區分。（3） “ 祭祖掃墓”（IV3）。在中國尤其是農村，祭祖掃墓是重要的文化傳統和習俗，對農民建立、維持和拓展社會網絡具有積極影響，符合工具變量“相關性” 要求;另外，在農村，無論富貴貧賤，親朋好友均會一起祭祖掃墓，逢年過節參與祭祖掃墓更是不可或缺的一種儀式，符合工具變量“外生性”要求（趙羚雅，2019）。（4）“家庭是否參加選舉”（IV4）。農戶是否參加選舉與農戶家庭的社會資本相關，因為選舉本身代表一種政治性社會資本，其結構、關系和認知等不同維度將會對農戶社會資本產生影響;但是，農戶是否參加選舉與影響多維貧困的其他因素是無關的，因為國家規定年滿十八周歲的公民均有選舉權，具有法定外生性（車四方等，2019）。通過Wald 和AR 統計量檢驗可知，僅IV2 和IV3 同時滿足Wald 和AR 統計量均拒絕原假設的要求，Wald 分別為7. 12（ p = 0. 0076） 和4. 26（ p =0. 0390），AR 統計量分別為8. 17（p =0. 0043）和4. 57（p =0. 0326），支持了社會資本內生以及工具變量拒絕弱工具變量的要求，考慮到IV2 的統計量顯著性更強，本文采用了“村莊信任平均水平”（IV2）的設定。

另一方面，農地流轉市場化的工具變量選擇。本文以村莊距離縣城距離lnczcd 這一自然地理變量作為村莊農地流轉市場化的工具變量進行回歸。這一自然地理變量滿足嚴格外生條件，另外工具變量與農地流轉市場化指標也存在顯著相關性。根據農地流轉市場化指標計算公式，其體現了農地流轉意愿以及農地流轉價格的綜合信息。農戶距離城市距離遠近以及交通便捷性，與其是否選擇外出務工息息相關，并且影響農戶農地流轉意愿和行為。除此之外，根據級差地租理論，農地租金或者地租受其地理位置、土地肥沃程度和距離市場遠近等因素影響，這意味著農戶距離縣城距離與農地流轉市場化水平可能存在顯著相關關系。工具變量檢驗發現Wald 和AR 值分別為24. 44（p=0. 000）和33. 55（p=0. 000），證實了工具變量的有效性。

表3 報告了基準回歸結果。其中，列（1）和列（2）未考慮核心解釋變量內生問題，報告了面板Probit 的估計結果，發現個體社會資本、集體社會資本與市場機制的系數均顯著為負，均能夠顯著降低家庭貧困發生率;另外，從社會資本與市場機制的交互項看，僅集體社會資本與市場機制的交互顯著為正，意味著市場機制對集體社會資本的多維減貧效應表現出一定的替代作用，但對個體社會資本作用發揮影響不顯著，初步證實了假設1 和假設2。進一步地，列（3） 和列（4）報告了綜合考慮社會資本和市場機制內生問題的ivprobit 工具變量回歸結果。研究發現，個體社會資本的多維減貧效應依然顯著，然而，考慮工具變量之后，集體社會資本的多維減貧效應變得不顯著。此外，市場機制與集體社會資本存在顯著替代關系。這一研究結論再次證實了假設1 和假設2，也為“權力轉移/ 精英再生”理論增添了新證據。因此，本文從農地流轉市場化的角度證實了市場機制對農村社會資本作用的替代效應，表明在農村市場化進程中，“規則型”治理的邊際交易成本越來越低，市場逐漸成為資源配置的主要方式，市場機制對基于人情社會關系網絡的鄉村社會進行重構，也彰顯了深化農村市場化改革、積極推動農地流轉市場化的重要意義。綜上可知，除集體社會資本外，在緩解內生問題之后核心解釋變量系數符號及顯著性未發生顯著改變，但系數大小有明顯下降，有效克服了核心解釋變量內生估計偏誤，使得結論更加科學可靠。

接下來的分析均基于ivprobit 工具變量回歸結果。

控制變量分析發現，家庭戶主年齡越大、家庭成員數量越多，則多維貧困發生概率越高，家庭戶主為男性、教育程度增加、家庭土地征用等都有助于改善家庭多維貧困;家庭婚姻狀態的改善也有助于促進多維減貧，但未通過顯著檢驗。

3.2 穩健性討論

表4 報告了不同策略下的穩健性檢驗結果：（1） 被解釋變量替換為傳統收入貧困指標poverty。若家庭人均純收入低于2300 元（ 根據2010 年可比價調整），則認為存在收入貧困;（2） 構造市場機制Ⅲ指標：農地流轉參與率cid_zcrate。計算公式為：農地流轉人口參與率= Σ（農地轉出戶× 家戶人口規模） /村莊總人口，這一指標表示農地流轉市場交易主體數量和參與水平，反映了農地流轉交易活躍度和市場發育水平。對于家戶是否參與農地流轉， 可根據CFPS 問卷中問題FS2“家戶是否存在租用土地行為”以及FS4“家戶是否存在出租土地行為”進行識別，將存在以上行為兩類家戶均界定為流轉戶;（3） 構造市場機制IV 指標：零租金家戶比重zero_rate2。鑒于土地轉出租金能夠反映農地流轉市場化的發育程度，本文進一步構造了村莊農地轉出零租金占農地流轉比重指標，以反映農地流轉市場化水平，這一指標的合理性在于，零租金或者低租金流轉通常發生在熟人關系網絡之間，而且也未簽訂正式的流轉合同，導致農地流轉市場化水平偏低;（4） 控制人均耕地面積。加入省級層面人均耕地面積變量，控制各省人均耕地面積差異因素，以進一步減少其對村莊農地流轉平均租金的影響;（5）采用面板logit 固定效應模型。加入村莊和省級固定效應，以控制不隨時間變動的村莊及省級不可觀測因素。表4 中穩健性結果顯示①，不同穩健性策略下，個體社會資本和市場機制都表現出顯著的多維減貧效應，集體社會資本的多維減貧效應不存在，而且市場機制對集體社會資本表現出顯著的替代作用，結論總體穩健。

3.3 結論異質性

3.3.1 區域市場化異質性

外部市場環境有可能通過一定的傳導機制影響農村內部市場化機制發揮作用。本文基于東中西地區市場化水平差距設置外部市場化環境變量，進一步設定東部地區虛擬變量east，根據CFPS 數據庫調查樣本，將東部地區設定為1，中西部地區設定為0，用以檢驗區域市場化存在差異情況下本文有關結論的特征。除了社會資本與市場機制的系數之外，本文關注的核心是東部地區虛擬變量與市場機制和社會資本的三乘交互項系數，即通過“個體社會資本×市場機制×東部地區”以及“集體社會資本×市場機制×東部地區”的交互項系數，觀察區域市場化水平是強化還是弱化了農村內部市場化對社會資本的替代作用。

表5 報告了區域市場化異質性回歸結果。一方面，從區域異質性看，列（1）顯示，與個體社會資本相比，僅“集體社會資本×市場機制Ⅰ×東部地區” 交互項系數顯著為正，列（2）中也發現僅“集體社會資本×市場機制Ⅱ×東部地區”交互項系數顯著為正，表明與中西部地區相比，在市場化水平更高的東部地區農村市場化機制對社會資本的替代作用更顯著，且僅表現在集體社會資本層面。另一方面，從省級市場化指數異質性看，本文通過獲取王小魯等（2018） 測算的宏觀省級市場化指數或樊綱指數mi，對外部市場化環境的影響作用進行異質性討論，為確保調節變量盡量外生，采用2014 年樊綱指數與本文數據庫匹配，構造了“個體社會資本×市場機制×樊綱指數” 以及“集體社會資本×市場機制×樊綱指數”的三重交互項。列（3）和列（4）結果顯示，與個體社會資本相比，僅“集體社會資本×市場機制Ⅰ×樊綱指數” 和“集體社會資本×市場機制Ⅱ×樊綱指數”的交互項系數顯著為正，表明隨著地區市場化水平的提升，農村市場化對社會資本的替代作用越強，且僅體現在集體社會資本層面，這一結論側面印證了區域異質性的穩健性。究其原因，區域市場化對農村內部市場化進程影響表現出一定的壓力倒逼機制，我國市場化改革的深入推進，促進形成了農村內外聯動的市場化機制，并協同社會資本成為多維減貧的有效路徑。

3.3.2 多維貧困深度異質性

表6 報告了淺度多維貧困（K=1/4）和深度多維貧困（K=1/2） 樣本下的結果差異。市場機制與社會資本的作用及互動關系可能與多維貧困深度密切相關。我國已消除了絕對貧困，但以實現共同富裕為目標的多維減貧任務還將持續。列（1）和列（3）結果顯示，在不同多維貧困水平下，個體社會資本與市場機制Ⅰ的多維減貧效應都顯著，而且市場機制Ⅰ對集體社會資本表現出顯著的替代作用。從影響程度看，與淺度貧困戶相比，個體社會資本與市場機制Ⅰ對深度貧困家庭的多維減貧效應更大，而且市場機制Ⅰ也對集體社會資本表現出更強的替代效應。同理，列（2）和列（4）中將市場機制Ⅰ替換為市場機制Ⅱ之后，發現總體結論依然穩健。綜合結論可知，社會資本與市場機制對不同程度的多維貧困都有顯著的脫貧效應，這一點并沒有實質差異，而且市場機制對集體社會資本的替代作用都顯著。由于深度多維貧困家戶的收入、生活條件、資產情況剝脫更為嚴重，從而可以通過農地流轉收入和社會關系網絡資源支持積極脫貧，呈現更強的脫貧邊際效應。另外，隨著家庭多維貧困的改善，社會資本與市場機制依然表現出較強的多維減貧效應，凸顯了后扶貧時代構建市場機制與社會資本協同作用的多維減貧機制的必要性。

3.3.3 農地流轉方向異質性

表7 報告了農地流轉方向異質性結果。對于農戶土地流轉行為，學界多使用農戶家庭是否參與農地轉出或農地轉入來表示農戶是否參與土地流轉的行為。為此，本研究分別設定了農地轉入TDZR 和農地轉出TDZC 兩個虛擬變量，以及構造了“個體社會資本×市場機制×農地轉入”以及“集體社會資本×市場機制×農地轉出”的交互項。綜合列（1） 和列（2） 結果可知，對于農地轉入和農地轉出樣本而言，個體社會資本、市場機制Ⅰ和市場機制Ⅱ都表現出顯著的多維減貧效應，并且集體社會資本的脫貧作用不存在，這一點與基準結論類同。差別在于兩點：一方面，從農地流轉方向看，農地轉出TDZC 的多維減貧效應顯著，而農地轉入TDZR 的效果不明顯，農地流入和農地流出的減貧效應具有不對稱性。與農地轉出戶相比，農地轉入家庭擁有相對更強的經濟實力和市場信息獲取、整合能力，農地流轉行為對其多維減貧效應不明顯，轉入戶的土地規模收益效應不顯著;相比而言，轉出戶通過獲得租金直接促進多維減貧，而且農地轉出之后外出務工收入也會顯著增加（夏玉蓮和匡遠配，2017）。另一方面，從三重交互項來看，與農地轉入相比，也僅農地轉出與市場機制和集體社會資本的交互項（集體社會資本×市場機制×農地轉出） 系數顯著為正，意味著農地轉出強化了市場機制對集體社會資本的替代作用，這可能與農地轉出之后外出務工增加與城鄉勞動市場一體化水平的提升有關，就業市場化水平的提升強化了市場機制的作用發揮。

4 機制分析

表8 基于多維貧困指數（ MPI033） 的分解，報告了具體作用機制是回歸結果①。本文表1 多維貧困評價指標體系以及各指標的貧困剝奪標準將多維貧困指數分解為收入貧困BDpincome、健康貧困BDhealth、教育貧困BDedu、生活狀況貧困（清潔用水貧困BDcwater、用電貧困BDelec、燃料貧困BDfuel、住房貧困BDhc）、資產貧困（農機貧困BDagri、耐用消費品貧困BDduraa）等方面。根據列（1）至列（9）結果不難發現，個體社會資本對家庭各維度貧困剝奪都有顯著的抑制作用，傳統意義上的農村家庭人情社會關系網絡對于增加農民收入、促進健康改善、改善教育水平、擺脫生活貧困與資產貧困依然扮演著關鍵角色;集體社會資本僅對健康貧困存在顯著改善作用，對清潔用水貧困、用電貧困、住房貧困的改善作用未通過顯著檢驗;市場機制方面，農地流轉市場化機制也對家庭各維度貧困剝奪表現出顯著的抑制作用，且僅耐用消費品渠道未通過顯著檢驗;最后，從市場機制對社會資本作用的影響來看，無一例外，市場機制與集體社會資本的交互項（lnrqzc_other×lncid_zcmar） 系數均顯著為正，表明市場機制對集體社會資本表現出顯著的替代作用，另外，市場機制與個體社會資本的交互項（lnrqzc×lncid_zcmar）系數則有正有負，兩者的關系在健康減貧、清潔用水減貧和用電減貧方面表現出顯著的替代作用，而在農機減貧方面反而表現出顯著的互補作用。綜上結果，整體上類似于基準結果，在各個減貧渠道中，個體社會資本與市場機制的減貧效應都顯著，而且市場機制對集體社會資本表現出顯著的替代作用，而對個體社會資本的替代或互補作用在各渠道均有所體現，但總體上對多維減貧層面不顯著。

5 研究結論與啟示

建立健全政府、市場、社會共同參與的多維減貧協同機制是黨的十八大以來中國精準扶貧的重要經驗，也是新時期扎實推動共同富裕的科學路徑。關于政府的作用研究已經很多，但關于市場機制與社會資本的作用和互動關系的研究仍是一個經典且有爭議的命題。在既有研究的基礎上，本文基于農地流轉市場化和多維減貧政策目標的視角對這一命題進行研究，基于2014、2016 及2018年北京大學中國家庭追蹤調查數據（CFPS），采用內生ivprobit 模型進行了實證分析。研究發現：（1） 市場機制和社會資本都表現出顯著的多維減貧效應;（2）市場機制對社會資本具有顯著的替代作用，農地流轉市場化水平越高，則社會資本的多維減貧效應更弱，更具體地表現為對集體社會資本而非個體社會資本的替代;（3）對區域市場化及農地流轉方向異質性分析發現，與區域市場化水平較低地區以及農地轉入樣本相比，區域市場化水平較高地區以及農地轉出樣本中市場機制對集體社會資本的替代作用更強;（4）機制檢驗發現，個體社會資本和市場機制對各維度貧困渠道都有一定的緩解作用，市場機制對集體社會資本的替代作用也較為穩健，但對個體社會資本的替代和互補作用在不同減貧渠道中均有體現。針對相關結論，有以下政策啟示：第一，健全完善政府、市場、社會協同發揮作用的多維減貧機制。扎實推動共同富裕和全面推進鄉村振興階段，要更加重視多維減貧的政策目標導向，為此需要發揮政府、市場、社會的協同作用。健全多維減貧機制，既要發揮有為政府的作用，還要發揮有效市場和社會資本的作用，要深化農村市場化改革、發揮市場機制的資源配置作用，同時重視傳統農村人情關系網絡的社會治理作用，促進鄉村治理進程中正式制度與非正式制度協同配合、高效融合，更好地實現多維減貧的綜合福利改善目標。同時要強調的是，多維減貧機制的完善也要做到重點突出，本研究顯示，農村市場機制對社會資本總體上表現出替代作用，隨著農村市場化改革的深入推進，市場機制由于交易成本低、規則清晰，將對鄉村社會關系網絡這一社會資本進行替代，進而重構鄉村治理基礎，因此農村市場化改革將發揮更為重要的作用。與此同時，考慮到中國農村問題的復雜性及社會資本的重要作用，這并不意味著摒棄傳統社會治理模式、在農村實現完全市場化，而是要注重激發市場機制與社會資本的共同積極作用，鞏固鄉村振興的治理基礎。

第二，持續深化農村要素市場化改革，不斷提高農地流轉市場化水平。農地流轉市場化是促進農地規模經營、提高土地利用效率、促進農民增收的關鍵。

本文發現，農村市場化尤其是農地流轉市場化水平的提升具有持續、穩定的多維減貧效應。政府應持續深化農村要素市場化改革，不斷完善農村產權制度，夯實農地流轉的制度基礎。持續深化“三權分置”改革，在保持農村土地承包關系穩定并長久不變以及保障農民土地承包經營權前提下，健全土地經營權流轉服務體系，提高農地流轉參與水平。建立與完善區域性農村產權交易服務平臺，準確、及時發布產權交易信息，消除農地流轉過程中的信息不對稱問題，提高農地流轉市場化水平。在農地流轉市場不斷完善的基礎上，堅持市場化改革方向，加快完善農村勞動力、資本以及技術市場，不斷完善農村產品市場流通體系、健全農村市場化運行機制，提高農村村民的市場適應力。

第三，積極培育農村社會資本，優化社會資本結構。本文發現社會資本具有顯著的多維減貧效應，尤其是個體社會資本有著重要的作用。因此，既要充分發揮個體社會關系網絡的“資源引流” 作用，提高個體社會資本水平，吸引更多資源要素流向農村，助力降低農村多維貧困水平。同時，要不斷整合鄉賢資源、老鄉企業家資源以及村民精英，支持成立農村高質量發展幫扶工作小組，為農民工返鄉創業、鄉賢扶貧開發投入、社會幫扶創造良好的環境氛圍。此外，要加大對農村社區服務、就業培訓、體育活動以及娛樂文化中心等公共產品投入，提高村民社會活動參與度，豐富社會資本。

第四，健全多維減貧評價機制，因地制宜設定過渡期多維減貧目標。多維減貧與共同富裕、鄉村振興具有內在目標、邏輯與實現路徑的一致性。本文所構建的多維貧困評價指標體系不僅包含了收入指標，還包含教育、基礎設施建設等諸多公共產品供給和基本公共服務保障指標，體現了共同富裕和鄉村振興的要求。本研究發現，市場機制與社會資本協同發揮作用，有助于促進這一目標實現，這既為推進多維減貧、共同富裕和鄉村振興提供了方向抓手，也提供了實踐路徑。因此，在“五年過渡期” 及未來更長一段時間，政府可以探索建立健全多維減貧評價機制，根據不同地區的資源稟賦、政策幫扶力度以及幫扶政策特征，探索性地設定差異化多維減貧目標，比如在當前消除絕對貧困的基礎上，針對不同地區，適度調整、增刪一些新的就業、健康、教育以及生活條件改善等方面的多維減貧指標，并將其納入推動共同富裕和鄉村振興建設的落實任務，推動脫貧攻堅與共同富裕、鄉村振興的有效銜接。

參考文獻

邊燕杰， 張文宏. 2001. 經濟體制、社會網絡與職業流動[ J]. 中國社會科學，（2）：77-89.

邊燕杰. 2004. 城市居民社會資本的來源及作用： 網絡觀點與調查發現[ J]. 中國社會科學，（3）： 136-146.

邊燕杰， 王文彬， 張磊， 等. 2012. 跨體制社會資本及其收入回報[J]. 中國社會科學，（2）： 110-126.

車四方， 謝家智， 姚領. 2019. 社會資本、農村勞動力流動與農戶家庭多維貧困[J]. 西南大學學報（社會科學版）， 45（2）： 61-73.

陳浩， 王佳. 2016. 社會資本能促進土地流轉嗎？ ———基于中國家庭追蹤調查的研究[J]. 中南財經政法大學學報，（1）： 21-29.

丁冬， 王秀華， 鄭風田. 2013. 社會資本、農戶福利與貧困———基于河南省農戶調查數據[J]. 中國人口·資源與環境， 23（7）： 122-128.

樊綱， 王小魯， 朱恒鵬. 2007. 中國市場化指數： 各地區市場化相對進程2006 年度報告[M]. 北京： 經濟科學出版社.

費孝通. 1985. 鄉土中國[M]. 北京： 生活·讀書·新知三聯書店.

高虹， 陸銘. 2010. 社會信任對勞動力流動的影響———中國農村整合型社會資本的作用及其地區差異[J]. 中國農村經濟，（3）： 12-24， 34.

高強， 孔祥智. 2020. 論相對貧困的內涵、特點難點及應對之策[J]. 新疆師范大學學報（哲學社會科學版）， 41（3）： 120-128.

黃征學， 高國力， 滕飛， 等. 2019. 中國長期減貧， 路在何方？ ———2020 年脫貧攻堅完成后的減貧戰略前瞻[J]. 中國農村經濟，（9）： 2-14.

柯武剛， 史漫飛. 2000. 制度經濟學： 社會秩序與公共政策[ M]. 韓朝華， 譯. 北京： 商務印書館.

劉明輝， 盧飛， 劉燦. 2019. 土地流轉行為、農業機械化服務與農戶農業增收———基于CFPS2016 數據的經驗分析[J]. 南京社會科學，（2）： 26-33.

陸銘， 李爽. 2008. 社會資本、非正式制度與經濟發展[ J]. 管理世界，（9）： 161-165， 179.

陸銘， 張爽， 佐藤宏. 2010. 市場化進程中社會資本還能夠充當保險機制嗎？ ———中國農村家庭災后消費的經驗研究[J]. 世界經濟文匯，（1）： 16-38.

羅必良， 鄒寶玲， 何一鳴. 2017. 農地租約期限的“逆向選擇”———基于9 省份農戶問卷的實證分析[J]. 農業技術經濟，（1）： 4-17.

羅必良. 2020. 相對貧困治理： 性質、策略與長效機制[J]. 求索，（6）： 18-27.

馬光榮， 楊恩艷. 2011. 社會網絡、非正規金融與創業[ J]. 經濟研究， 46（ 3）：

仇童偉， 羅必良， 何勤英. 2019. 農地流轉市場轉型： 理論與證據———基于對農地流轉對象與農地租金關系的分析[J]. 中國農村觀察，（4）： 128-144.

仇童偉， 羅必良， 何勤英. 2020. 農地產權穩定與農地流轉市場轉型———基于中國家庭金融調查數據的證據[J]. 中南財經政法大學學報，（2）： 133-145.

沈揚揚， 詹鵬， 周云波. 2022. “ 共同富裕” 視角下的中國農村多維貧困———來自CHIP 2013—2018 的證據[J]. 經濟科學，（3）： 35-49.

帥昭文， 吳本健， 陳心想. 2020. 族際通婚對民族地區減貧的影響研究———以人口較少民族為例[J]. 中央民族大學學報（哲學社會科學版）， 47（3）： 98-109.

譚燕芝， 張子豪， 眭張媛. 2017. 非正規金融能否促進農戶脫貧———基于CFPS2012 年微觀數據的實證分析[J]. 農業技術經濟，（2）： 41-50.

王丹利， 陸銘. 2020. 農村公共品提供： 社會與政府的互補機制[J]. 經濟研究， 55（9）：155-173.

王晶. 2013. 農村市場化、社會資本與農民家庭收入機制[J]. 社會學研究， 28（3）：119-144.

王強. 2019. 社會資本的反貧困機制———基于農村困難家庭全國性調查的實證研究[J]. 學習與實踐，（6）： 83-95.

王小魯， 樊綱， 胡李鵬. 2019. 中國分省份市場化指數報告（2018） [ M]. 北京： 社會科學文獻出版社.

王永欽. 2006. 市場互聯性、關系型合約與經濟轉型[J]. 經濟研究， 41（6）： 79-91.

夏玉蓮， 匡遠配. 2017. 農地流轉的多維減貧效應分析———基于5 省1218 戶農戶的調查數據[J]. 中國農村經濟，（9）： 44-61.

張克中. 2005. 中國經濟轉型的社會資本分析[J]. 江西財經大學學報，（3）： 9-11.

張爽， 陸銘， 章元. 2007. 社會資本的作用隨市場化進程減弱還是加強？ ———來自中國農村貧困的實證研究[J]. 經濟學（季刊）（2）： 539-560.

張順， 程誠. 2012. 市場化改革與社會網絡資本的收入效應[J]. 社會學研究， 27（1）：130-151.

張文宏， 張莉. 2012. 勞動力市場中的社會資本與市場化[J]. 社會學研究， 27（5）： 1-24.

趙劍治， 陸銘. 2010. 關系對農村收入差距的貢獻及其地區差異———一項基于回歸的分解分析[J]. 經濟學（季刊）， 9（1）： 363-390.