政府網(wǎng)絡、市場網(wǎng)絡、宴請網(wǎng)絡對農(nóng)村家庭財富的影響——基于中國農(nóng)村家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究

孫圣民 常延龍

（山東大學 經(jīng)濟研究院，山東 濟南250100）

一、引言

近年來興起的社會資本理論認為，“社會資本可以操作化地定義為行動者在行動中獲取和使用的嵌入在社會網(wǎng)絡中的資源”，“社會資本也可以被視為個人在市場中對有用的人際關系的投資”［1］（P26）。普特南認為：“社會資本是能夠通過協(xié)調(diào)的行動來提高經(jīng)濟效率的網(wǎng)絡、信任和規(guī)范?！保?］（P78）社會資本對提高人們的福利水平有著重要作用，其基本命題之一是：“行動的成功與社會資本正相關”［1］（P40）。經(jīng)濟學中關于社會資本的文獻基本上就是從不同角度驗證上述命題，本文的目的同樣如此。具體來說，本文致力于研究社會資本是否對提高中國農(nóng)村家庭的財富水平具有積極作用。本文結(jié)合所獲得的數(shù)據(jù)，僅考察社會資本中的“社會網(wǎng)絡”，而并不引入“信任”、“規(guī)范”等內(nèi)容。我們構(gòu)造了3種類型的社會網(wǎng)絡——政府網(wǎng)絡、市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡①，將其作為社會資本的代理變量，以深入探討不同維度的社會資本如何影響農(nóng)村家庭的財富水平。

本文使用中科院農(nóng)業(yè)政策研究中心2008年10月至11月對山東、陜西、吉林和浙江4省624個農(nóng)村家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析社會資本對農(nóng)村家庭人均總財富的影響。研究發(fā)現(xiàn)，政府網(wǎng)絡、市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡均對農(nóng)村家庭的人均總財富有正向作用，而且政府網(wǎng)絡的作用大于市場網(wǎng)絡。在對社會資本和人力資本的經(jīng)濟回報進行對比后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭社會資本的回報遠高于人力資本的回報。在控制不同的地區(qū)虛擬變量之后，本文的基本結(jié)論仍然成立。

本文剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對國內(nèi)外相關研究文獻進行梳理，并在簡要評論的基礎上提出本文要解決的問題；第三部分在理論分析的基礎上提出本文的研究假說；第四部分介紹數(shù)據(jù)來源，對變量選取進行說明，并對相關變量進行描述性統(tǒng)計分析；第五部分是實證分析，通過建立計量模型，檢驗社會資本是否會影響農(nóng)村家庭的財富水平；最后總結(jié)全文，指出本文結(jié)論的含義和進一步研究的方向。

二、文獻綜述

作為一種非市場力量，社會資本可以通過社會關系網(wǎng)絡嵌入到市場中，產(chǎn)生很強的經(jīng)濟效應，這一結(jié)論已經(jīng)被國內(nèi)外的大量經(jīng)驗研究所證實?；\統(tǒng)地說，社會資本的經(jīng)濟效應可以分為兩個方面：一是社會資本對個體經(jīng)濟行為的影響；二是社會資本對福利水平的影響。相關文獻也多從這兩個方面展開。

社會資本對個體經(jīng)濟行為的影響表現(xiàn)在多個方面。在與人力資本的關系方面，社會資本可以促進子女的人力資本創(chuàng)造［3］；在勞動力市場上，關系可以提高農(nóng)民工找到非農(nóng)工作的概率［4］，影響其工作類型［4］［5］，并增加農(nóng)民工的流動性，使其能到達更遠的距離［6］；在金融市場上，社會資本能夠彌補農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)的缺陷，促進民間借貸行為［7］［8］［9］，提高農(nóng)民從事自營工商業(yè)的概率［7］，以及發(fā)揮其保障功能從而降低農(nóng)村低收入家庭的儲蓄率［10］。

社會資本對經(jīng)濟行為的影響最終會作用于家庭或個人的收入，進而影響到其福利水平。Narayan和Pritchett根據(jù)坦桑尼亞農(nóng)村的案例，研究證實了家庭擁有社會資本對提高家庭福利有很強的效應［11］；Grootaert對印度尼西亞的研究也發(fā)現(xiàn)，社會資本對家庭人均支出水平產(chǎn)生了顯著的影響，并且窮人的社會資本回報比富人更高［12］。

在中國這樣一個以人情關系為典型特征的社會，作為社會資本載體的社會關系網(wǎng)絡更是發(fā)揮著特殊的作用，其對家庭或個人經(jīng)濟福利的影響近年來受到國內(nèi)外經(jīng)濟學者的廣泛關注。Knight和Yueh運用中國城市的調(diào)查數(shù)據(jù)，證明社會網(wǎng)絡規(guī)模和共產(chǎn)黨員身份均對城市工人的收入有顯著的正向影響［13］。陳釗等利用城市居民的調(diào)查數(shù)據(jù)進一步研究發(fā)現(xiàn)，社會關系網(wǎng)絡是有利于勞動者進入高收入行業(yè)的因素，盡管它并不表征勞動力的生產(chǎn)率特征［14］。

社會資本對農(nóng)村進城務工人員在勞動力市場上的表現(xiàn)同樣發(fā)揮著特殊作用。章元等用來自農(nóng)村的農(nóng)民工樣本，研究表明家庭的社會網(wǎng)絡并不能直接提高農(nóng)民工的工資水平［6］。章元、陸銘基于中國的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡通過改變農(nóng)民工的工作類型而間接地影響他們的工資水平［5］。葉靜怡、周曄馨運用北京市農(nóng)民工的調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究，認為原始社會資本的多寡不能顯著增加農(nóng)民工的收入水平，但是他們在城市中新創(chuàng)造的社會資本卻對收入產(chǎn)生了積極影響［15］。

社會資本對農(nóng)村家庭收入的作用也受到了學者的關注。張爽等運用來自中國農(nóng)村的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡和公共信任可以顯著地減少農(nóng)村家庭的貧困發(fā)生概率，它們在村莊層面的作用尤其明顯；并且市場化會減弱家庭層面的社會資本減貧的作用［16］。趙劍治、陸銘使用基于回歸的夏普里值分解法研究了關系對中國農(nóng)村收入差距的貢獻，發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡對收入差距的貢獻高達12．1%～13．4%，在收入決定的各因素中僅次于村莊啞變量、非農(nóng)就業(yè)比例和教育；并且它對提高收入的作用在市場化程度更高的東部地區(qū)更明顯，遠大于中西部地區(qū)［17］。

本文研究中國農(nóng)村家庭的社會資本對家庭財富的影響，源于如下思考。已有文獻研究了社會資本對家庭收入（或收入差距）的影響，但收入只度量了當年的財富增量，是個流量概念。社會資本是否會對收入這個流量的積累結(jié)果——財富產(chǎn)生影響呢？畢竟收入只代表了財富的一部分，另一個能體現(xiàn)家庭福利水平的是家庭多年累積起來的財富存量（如收入、儲蓄、耐用消費品、住宅等），而不僅僅是收入。另外，已有文獻討論了市場化和社會資本的相互影響，我們思考的是社會資本中的市場網(wǎng)絡又是如何發(fā)揮作用的。因為不同類型的社會資本可能存在著截然不同的經(jīng)濟效應，有必要對不同的社會網(wǎng)絡分別考察其作用。我們將使用政府網(wǎng)絡、市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡3個變量，來代表不同維度的社會資本，檢驗它們各自對家庭財富的影響。

三、研究假說

社會資本的諸多經(jīng)濟效應已經(jīng)被經(jīng)驗研究所證實，這些經(jīng)濟效應最終會反映在家庭或個人在某個時間段（如某年）的福利增進。我們猜想，如果社會資本對個體收入或支出的提高作用長期累積，這些現(xiàn)金流的增加（對支出而言是減少）最終會作用于家庭的總財富水平。這些財富可以隨著個體收入的增加變?yōu)閮π?，或者隨著其支出變?yōu)閷嵨镔Y產(chǎn)。只要社會資本對個體收入的作用是正向的，并且個體擁有的社會資本不隨著時間的變化發(fā)生較大損失，那么社會資本最終將提高家庭的總財富水平。如果個體的社會網(wǎng)絡是基于血親關系、交往密切的朋友或者重復互動中的熟人社會而建立的，那么嵌入在社會關系網(wǎng)絡中的社會資本就會保持相當程度的穩(wěn)定性。假設個體會在需要的時候隨時動用其社會關系網(wǎng)絡，則社會資本將持續(xù)發(fā)揮作用?；谏鲜龇治觯Y(jié)合本文的研究對象，我們提出本文的假說H1：社會資本對農(nóng)村家庭的總財富具有顯著的正向影響。

社會學家林南提出社會資本的3個特征［1］（P89）：（1）達高性；（2）異質(zhì)性；（3）廣泛性②。根據(jù)陸學藝的理論，市場網(wǎng)絡中的關系人處于社會等級制結(jié)構(gòu)的中層③，政府部門工作人員處于社會的中上層或上層［18］（P70）。因此，相對于市場網(wǎng)絡，政府網(wǎng)絡更具有達高性，通過它可以觸及更高端的資源。本文的政府網(wǎng)絡、市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡3個變量均是基于強關系構(gòu)造的，家庭可通過人情關系獲取嵌入性資源。而在中國這樣一個以人情關系為特征的社會中，人情往往意味著優(yōu)先權(quán)甚至特權(quán)。特別是政府網(wǎng)絡，家庭能夠通過人情關系“借用”關系人的公共權(quán)力，獲得嵌入其中的政治資源。這種資源的擁有者可以在需要的時候方便地調(diào)用諸多其他有用資源，從而提高自己的福利水平。相對而言，市場網(wǎng)絡可以向家庭成員提供更多的信息，使得他們可以以較低的成本獲得市場上的有用信息，并通過人情關系獲得市場機會的優(yōu)先權(quán)。因此，我們認為，政府網(wǎng)絡比市場網(wǎng)絡在異質(zhì)性和廣泛性方面更優(yōu)，而更具異質(zhì)性和廣泛性的社會資本更有利于行動的成功。基于此，我們提出本文的假說H2：在對農(nóng)村家庭總財富的影響方面，政府網(wǎng)絡的作用大于市場網(wǎng)絡。

四、數(shù)據(jù)來源和變量描述

本文采用中科院農(nóng)業(yè)政策研究中心2008年10～11月進行的農(nóng)村實地調(diào)查數(shù)據(jù)。本次調(diào)查選取了山東、陜西、吉林和浙江4個省份，每個省份抽取3個樣本縣（山東為4個縣），每個縣選取2個樣本鄉(xiāng)，每個鄉(xiāng)選取2個樣本村，各村再抽取12個樣本農(nóng)戶。對選定的52個村莊和其中的624個家庭2008年的人口特征、非農(nóng)就業(yè)、收入和資產(chǎn)、社會資本等經(jīng)濟社會狀況進行調(diào)查，最后形成包含619個家庭和52個村莊的有效數(shù)據(jù)樣本。

本文最為關心的兩組變量分別是家庭財富變量和社會網(wǎng)絡變量。家庭財富包括4個部分：（1）農(nóng)業(yè)收入，包括農(nóng)戶報告的家庭2008年的種植業(yè)和畜牧業(yè)凈收入；（2）非農(nóng)就業(yè)收入，包括家庭成員當年住家和非住家從事非農(nóng)就業(yè)的年收入之和；（3）房產(chǎn)估值，為家庭估計的自家所有住宅當年的市價之和，其中“住宅”指本家庭居住場所的所有房屋；（4）耐用消費品估值，指家庭估計的買入價在1 000元以上的耐用消費品當年的市價之和。我們將這4項相加得到2008年家庭的總財富，并對家庭總財富求了人均值，以便控制家庭人口數(shù)量對總財富的影響，具體的計量分析過程中我們使用了人均財富的自然對數(shù)值。

調(diào)查問卷中與政府網(wǎng)絡相關的問題設計有3個：“你家有多少人在鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府工作”；“你家有多少人在縣政府部門工作”；“你家有多少人在省級以上政府部門工作”。我們把家庭成員中在鄉(xiāng)鎮(zhèn)、縣和省級及以上政府部門工作的人數(shù)之和，作為政府網(wǎng)絡的衡量指標。市場網(wǎng)絡的衡量指標基于以下問題設計：“你們親戚中有多少自家辦企業(yè)或者做生意的”；“你經(jīng)常交往的親戚朋友是否有從事下列活動：在農(nóng)貿(mào)市場有攤位，在農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場工作，從事農(nóng)產(chǎn)品販運，在食品廠工作，銷售農(nóng)藥、化肥或種子，或在農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣站工作?！睂⒂H戚或朋友中從事上述工作的人數(shù)之和作為市場網(wǎng)絡變量。宴請網(wǎng)絡的問題設計是：“你們村如果辦紅喜事的話一般要請多少桌？”④這3個社會網(wǎng)絡指標是本文要考察的關鍵解釋變量。

表1 解釋變量說明及其描述性統(tǒng)計

從表1可以看出，3種類型的社會網(wǎng)絡中，分布最為集中的是宴請網(wǎng)絡，其次是市場網(wǎng)絡，政府網(wǎng)絡的分布最為分散，它們的變異系數(shù)分別為0．60，2．49和3．83⑤，這樣的分布特征非常符合人們的直覺。紅事宴請很大程度上有婚姻宣告、分享幸福、聯(lián)絡感情等表意性目的，而且人們的禮金還會給當事人帶來直接的經(jīng)濟收益?；槭卵缯埾鄬^低的成本使得它作為一種人際關系投資十分便利，因而宴請網(wǎng)絡變量在不同家庭之間分布非常平均。相對于宴請網(wǎng)絡，市場網(wǎng)絡的分布很不平均。其原因在于盡管市場是個誰都可以進入的、公平競爭的場所，但是它同時也是高能力者的競爭場所，那些能力強、人脈廣、交通便利的個體更有可能在市場競爭中生存。能力、人際關系和地理位置等因素分布的不平衡會導致市場網(wǎng)絡分布的不平均。另外，能否進入政府部門工作涉及能力、人力資本、關系等更多的因素，難度更大，只有很少一部分家庭，其成員有機會到政府工作，因此政府網(wǎng)絡變異最大。表1也顯示，平均每100個家庭只有13人在各級政府工作，而有122人在市場中工作。

本文涉及的其他解釋變量包括家庭的政治資本（是否村干部家庭）、人力資本（家庭平均受教育年限、家庭平均年齡和非農(nóng)就業(yè)比例）、物質(zhì)資本（人均土地）、家庭特征（家庭人口規(guī)模、家庭人均勞動力以及戶主是否為男性等），和家庭所在村莊的特征（村委會離最近的縣級以上公路的距離、是否山區(qū)等）以及省份、縣、村莊虛擬變量。各個解釋變量詳細的描述性統(tǒng)計見表1，為節(jié)省篇幅，此處不再贅述。

五、計量結(jié)果及其解釋

根據(jù)已有文獻，本文使用如下所示的計量模型作為實證分析的基準模型，以考察社會網(wǎng)絡對農(nóng)戶家庭財富的影響：

其中i表示家庭，j表示地區(qū)（省份、縣，或者村莊）。Wealth表示家庭人均財富，用其自然對數(shù)值作為被解釋變量，因此式（1）是一個半對數(shù)模型。SC表示社會資本，具體包括政府網(wǎng)絡、市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡3個變量。X為控制變量，包括家庭的政治資本、人力資本、物質(zhì)資本、家庭特征、村莊特征等一組變量。δ為省份（或縣、村莊）虛擬變量，用來控制不同的地區(qū)固定效應。ε是隨機擾動項，表示不可觀測的隨機因素?？紤]到可能存在的異方差性，在求t統(tǒng)計量時使用了異方差穩(wěn)健的標準差，具體的回歸結(jié)果如表2所示。

表2 社會資本對家庭人均財富影響的OLS估計結(jié)果

方程（1）除了省份虛擬變量之外，沒有包含其他任何控制變量。方程（1）的回歸結(jié)果顯示，政府網(wǎng)絡、市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡的符號都為正，符合預期。市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡均在1%的顯著性水平下通過了檢驗，其估計系數(shù)分別為0．057 6和0．023 0，表示每增加一個在市場中工作的親戚或朋友，會使家庭人均財富增加5．93%⑥；而在紅事宴請中每增加一桌，會使家庭的人均財富增加2．33%。政府網(wǎng)絡的估計系數(shù)不顯著，經(jīng)分析這是因家庭成員在政府工作的人數(shù)和紅事宴請之間存在相關性導致的⑦。在去掉宴請網(wǎng)絡后再次進行回歸，得到方程（3）所示結(jié)果。由方程（3）可知，家庭成員在各級政府部門任職者每增加一人，會帶來家庭人均財富12．44%的增加，并且這一結(jié)果在5%的顯著性水平下通過了檢驗。至此，我們初步驗證了假說H1，即社會資本可以顯著地增加農(nóng)村家庭的財富水平。

方程（2）在方程（1）的基礎上，考慮了家庭的政治資本、人力資本、物質(zhì)資本、家庭特征和村莊特征等可能影響家庭財富的變量。由方程（2）可知，政府網(wǎng)絡變量的系數(shù)依然不顯著。市場網(wǎng)絡和宴請網(wǎng)絡保持了1%的顯著性水平，不過二者的系數(shù)均比方程（1）略有下降。本文中政治資本的代理變量為“是否村干部家庭”，它可以提高家庭的人均財富，但是并不具有統(tǒng)計顯著性。這一發(fā)現(xiàn)和以往文獻的研究結(jié)論不同，這可能是因政府網(wǎng)絡變量和“是否村干部家庭”存在因果關系導致的。另外，值得一提的是，男性戶主家庭的人均財富比女性戶主家庭高77．50%，這是非常驚人的差距！我們猜想，這可能是由于測量誤差和遺漏變量而導致的估計偏誤⑧。

考慮到方程（2）中“宴請網(wǎng)絡”、“是否村干部家庭”、“是否男性戶主”這3個變量存在的測量誤差，以及前兩個變量和政府網(wǎng)絡變量的共線性，我們在方程（4）中去掉了這3個變量，并將其作為基準方程。方程（4）的估計結(jié)果顯示，政府網(wǎng)絡變量和市場網(wǎng)絡變量的系數(shù)均為正，并且分別在10%和5%的水平下顯著，說明嵌入在政府網(wǎng)絡和市場網(wǎng)絡中的社會資本，對農(nóng)村家庭的人均總財富有顯著的正向影響，假說H1再次被證實。其中，政府網(wǎng)絡的系數(shù)高達0．097 7，而市場網(wǎng)絡的系數(shù)較低，僅為0．036 6。這意味著，家庭中每增加一個在各級政府部門任職者，人均財富將會提高10．26%；而每增加一個在市場中工作的親戚或朋友，僅能使家庭的人均財富提高3．73%。這說明政府網(wǎng)絡對家庭財富的作用大于市場網(wǎng)絡，假說H2得到證實。

方程（4）中“家庭平均受教育年限”及其平方項均顯著，且前者系數(shù)為正，后者系數(shù)為負。說明農(nóng)村家庭人均財富和人力資本投資存在著顯著的二次函數(shù)關系，家庭財富隨著家庭成員受教育年限先增加后減少?？伤愕米顑?yōu)受教育年限為8．2年（0．0848÷［2×0．0052］），即保持其他影響家庭財富的因素不變，接受初中畢業(yè)的教育（九年義務教育）將會最大化農(nóng)村家庭的人均財富水平。進一步地分析發(fā)現(xiàn)，人力資本的回報遠小于社會資本的回報。一個家庭成員平均接受了6年（變量“家庭平均受教育年限”的樣本均值為6．4年）教育的農(nóng)村家庭，再多接受一年教育的回報為2．27%（exp［0．0848－0．0104×6］－1）。而增加一個在市場中工作的親友的回報是它的1．64倍，增加一個在政府任職的家庭成員的回報是它的4．52倍！“家庭平均年齡”及其二次項均不顯著，但我們?nèi)匀豢梢愿鶕?jù)系數(shù)的符號判斷家庭財富的生命周期：家庭財富隨著家庭成員的年齡先增加后減少，在家庭成員平均年齡達到約20歲（0．0063÷［2×0．00016］）時家庭人均財富水平最高?！胺寝r(nóng)就業(yè)比例”每增加1個百分點，家庭人均財富就提高0．55%，并且在1%的水平下顯著；與此相對應，“人均土地”并不能顯著增加家庭財富。我們對此的解釋是，隨著農(nóng)村進城務工人員越來越多，非農(nóng)收入在農(nóng)村家庭財富中占有越來越重要的地位，而農(nóng)業(yè)收入的比重有所下降⑨，故非農(nóng)收入對增加農(nóng)村家庭的財富發(fā)揮了重要作用，而土地的作用微乎其微?！凹彝ト司鶆趧恿Α睆囊粋€側(cè)面度量了家庭內(nèi)部的“人口紅利”，它每增加1個百分點，家庭人均財富將上升0．52%。此外，“家庭人口規(guī)?！钡南禂?shù)為負，表示過大的家庭規(guī)模不利于家庭福利的提高；“距最近縣道以上公路的距離”和“是否山區(qū)”都顯著地減少了家庭人均財富。這些都符合人們的預期。

我們嘗試通過控制不同的地區(qū)固定效應，來檢驗本文計量結(jié)果的穩(wěn)健性。上文的回歸中，我們控制了省份虛擬變量，此處我們通過控制村莊和縣級虛擬變量進行穩(wěn)健性檢驗。首先，我們設定了所有52個村莊的虛擬變量，并將第一個村莊作為基準組。同時去掉了“距最近縣道以上公路的距離”和“是否山區(qū)”兩個表示村莊特征的變量，以解決多重共線性問題?？刂拼迩f固定效應后，方程（5）中市場網(wǎng)絡依然顯著，系數(shù)和方程（4）相比略有減少，各控制變量系數(shù)顯著性的整體格局也未發(fā)生大的變化。這表明文章結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。然而政府網(wǎng)絡的系數(shù)大幅度減小，變得在統(tǒng)計上不顯著異于零。究其原因，是因擁有政府網(wǎng)絡的家庭非常少，故設定村莊的虛擬變量后，政府網(wǎng)絡在村莊內(nèi)部變異太小，導致其系數(shù)不再顯著。我們轉(zhuǎn)而控制縣級固定效應再次檢驗方程（4）結(jié)論的穩(wěn)健性，以第一個縣為基準組，估計結(jié)果見表2中的方程（6）。結(jié)果顯示，方程（4）中顯著的所有變量在方程（6）中依然顯著；除了“家庭平均受教育年限的平方”和兩個村莊特征變量的顯著性稍微減弱之外，市場網(wǎng)絡變量的顯著性甚至有所增強；政府網(wǎng)絡的系數(shù)略有上升，市場網(wǎng)絡的系數(shù)只有十分微弱的下降。這再次說明本文的結(jié)論具有很好的穩(wěn)健性。

總體來看，表2的計量檢驗結(jié)果與命題H1中的結(jié)論是一致的，即社會資本會顯著地提高農(nóng)村家庭的人均財富。而且，對比表2方程（4）和方程（6）中社會網(wǎng)絡變量的系數(shù)大小，可驗證假說H2，即在對農(nóng)村家庭總財富的影響方面，政府網(wǎng)絡的作用大于市場網(wǎng)絡。

六、評述性結(jié)論

本文利用中科院4省624戶農(nóng)村家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析了家庭的社會資本對家庭財富的影響，檢驗結(jié)果表明：社會網(wǎng)絡可以顯著地提高家庭的人均財富水平，且政府網(wǎng)絡的影響程度大于市場網(wǎng)絡。具體地說，家庭每增加1個在市場中工作的親戚或朋友，可以使家庭的人均財富水平提高3．73%；而每增加1個在各級政府部門工作的成員，家庭的人均財富將提高10．26%！我們的研究還發(fā)現(xiàn)，人力資本的回報很顯著，它隨著受教育年限的增加而遞減，但其作用遠不及社會資本。對于1個平均只完成了小學教育（6年）的家庭來說，再多接受1年教育只有2．27%的回報，市場網(wǎng)絡和政府網(wǎng)絡這兩個社會資本變量的回報分別是它的1．64倍和4．52倍！這也證明了“是你認識誰，而不是你知道什么”的重要性。在控制了村莊和縣級虛擬變量后，上述結(jié)果總體來看基本保持不變，說明模型的估計結(jié)果具有很好的穩(wěn)健性。

我們的研究結(jié)論有著發(fā)人深省的含義。以往研究已經(jīng)證實，社會資本能夠提高家庭的福利水平，或有效地減少貧困。但同時，社會資本可能會滋養(yǎng)裙帶關系，并歧視那些沒有社會資本的家庭或個人，尤其是那些不擁有與權(quán)力相聯(lián)系的社會網(wǎng)絡的人，因此社會資本本身的不平等會擴大農(nóng)村家庭之間的收入差距。在中國這樣一個以人情關系為特征的社會，社會資本尤其是那些以家人和交往密切的親戚朋友為關系人的社會網(wǎng)絡，是由歷史和家庭背景決定的，它們的分布往往很不均勻（見表1），而且具有相當程度的穩(wěn)定性。社會資本不平等造成的家庭收入差距長期累積，最終會導致家庭總財富的更大不平等。本文的研究在一定程度上為這一論點提供了佐證。

更為重要的是，我們發(fā)現(xiàn)社會資本的經(jīng)濟回報遠高于人力資本。對于農(nóng)村家庭而言，接受教育是從農(nóng)村走向城市，實現(xiàn)身份轉(zhuǎn)換，分享城市文明成果，全面提高自身福利的最重要渠道。然而社會資本的高回報可能會擠出農(nóng)村家庭對人力資本的投資，從而抑制農(nóng)村人向市民的轉(zhuǎn)變，阻礙農(nóng)村人向更高的社會階層流動，這在一定程度上會阻礙城市化的發(fā)展和城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會一體化的實現(xiàn)。

至此，我們?nèi)圆恢啦煌S度的社會資本是否會影響到家庭福利的不同方面，從而改變家庭的財富結(jié)構(gòu)。我們也不知道本文的結(jié)論是否對城市家庭同樣適用。社會資本對家庭人均財富結(jié)構(gòu)的作用是否會隨著經(jīng)濟的發(fā)展（市場化的推進）而變化，它是否會影響到農(nóng)村家庭財富分布的不平等，以及社會資本影響家庭財富的傳導機制是什么，這些都是本文遺留的問題，也是日后進一步研究的方向。

注釋：

①在相關文獻中，不同的社會網(wǎng)絡往往是根據(jù)該網(wǎng)絡的相關內(nèi)容來命名的，以使讀者能方便地理解某個社會網(wǎng)絡的含義，如鄒宇春等人在其文章中更直白地用“拜年網(wǎng)”、“職業(yè)網(wǎng)”和“飯局網(wǎng)”來命名所使用的社會資本變量［19］。本文的“宴請網(wǎng)絡”借鑒了這種易于理解的命名方法。

②達高性指個體在社會的等級結(jié)構(gòu)中可獲取的最頂端資源；異質(zhì)性指個體可觸及的資源所在等級的跨度；廣泛性指個體能觸及的等級位置及嵌入其中的資源的多樣性。

③在英文文獻中，關系人用contact表示。在本研究中，關系人是指向行動者提供人情和信息的社會關系。

④盡管該問題問的是家庭所在村莊辦紅事的宴請桌數(shù)，但是我們知道，每個家庭并不能準確了解本村紅事的宴請桌數(shù)，其報告的桌數(shù)應該很大程度上反映了自家的宴請經(jīng)歷或自己社交圈子內(nèi)的情況，故我們?nèi)詴诔醪降墓烙嬛袑⑵渥鳛榧彝ド鐣W(wǎng)絡的代理變量。不過考慮到這一測量誤差，以及它與政府網(wǎng)絡存在的共線性，我們在基準方程中將去掉該變量，主要分析政府網(wǎng)絡和市場網(wǎng)絡對家庭財富的影響。

⑤變異系數(shù)是衡量觀測值離散程度的一個常用統(tǒng)計量，它消除了觀測值本身大小的影響，因而可以直接用來比較不同變量的離散程度。變異系數(shù)的計算公式是：變異系數(shù)＝標準偏差÷平均值。

⑥計算影響的精確百分比的公式是：［exp（β∧）－1］＊100%，其中β∧表示估計的系數(shù)。下同，不再說明。

⑦兩者的相關系數(shù)為0．235 6，當對宴請桌數(shù)關于政府網(wǎng)絡做回歸時，估計系數(shù)為4．594 1，且在1%的顯著性水平下通過了檢驗，表示家庭在各級政府工作的成員每增加1人，紅事宴請桌數(shù)就將增加約4．6桌。

⑧在本文的數(shù)據(jù)樣本中，高達97．56%的農(nóng)村家庭其戶主為男性，女性戶主只占到2．46%（見表1）。女性戶主可能代表著更少的家庭（男性）勞動力、更差的健康水平、更低的能力等家庭特征。因此“男性戶主”并未準確反映性別的影響，其高回報很大程度上可能是由測量誤差和遺漏的家庭特征變量導致的。

⑨在我們使用的數(shù)據(jù)中，家庭人均總財富中非農(nóng)收入占到了24．2%，僅次于房產(chǎn)估值，是家庭財富構(gòu)成的第二大來源；農(nóng)業(yè)收入只占家庭總財富的12．5%，大約僅為非農(nóng)收入占比的一半。

［1］林南．社會資本——關于社會結(jié)構(gòu)與行動的理論［M］．張磊，譯．上海：上海人民出版社，2005．

［2］Putnam，R．，Leonardi，R．，Nanetti．，R．Making Democracy Work：Civic Tradition in Modern Italy［M］．Princeton：Princeton University Press，1993．

［3］Coleman，J．Social Capital in the Creation of Human Capital［J］．American Journal of Sociology，1988，94（Supplement）：95—120．

［4］Zhang，X．，Li，G．Does Guanxi Matter to Nonfarm Employment？［J］．Journal of Comparative Economics，2003，31（2）：315—331．

［5］章元，陸銘．社會網(wǎng)絡是否有助于提高農(nóng)民工的工資水平？［J］．管理世界，2009，（3）：45－54．

［6］章元，李銳，王后，陳亮．社會網(wǎng)絡與工資水平——基于農(nóng)民工樣本的實證分析［J］．世界經(jīng)濟文匯，2008，（6）：73—84．

［7］馬光榮，楊恩艷．社會網(wǎng)絡、非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)［J］．經(jīng)濟研究，2011，（3）：83—94．

［8］楊汝岱，陳斌開，朱詩娥．基于社會網(wǎng)絡視角的農(nóng)戶民間借貸需求行為研究［J］．經(jīng)濟研究，2011，（11）：116—129．

［9］胡楓，陳玉宇．社會網(wǎng)絡與農(nóng)戶借貸行為——來自中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）的證據(jù)（下）［J］．金融研究，2012，（12）：178—192．

［10］易行健，張波，楊汝岱，楊碧云．家庭社會網(wǎng)絡與農(nóng)戶儲蓄行為：基于中國農(nóng)村的實證研究［J］．管理世界，2012，（5）：43—51．

［11］Narayan，D．，Pritchett，L．Cents and Sociability：Household Income and Social Capital in Rural Tanzania［J］．Economic Development and Cultural Change，1999，47（4）：871—897．

［12］Grootaert，C．Social Capital，Household Welfare and Poverty in Indonesia［Z］．World Bank，Local Level Institutions Working Paper，No．6，1999．

［13］Knight，J．，Yueh，L．The Role of Social Capital in the Labour Market in China［J］．Economics of Transition，2008，16（3）：389—414．

［14］陳釗，陸銘，佐藤宏．誰進入了高收入行業(yè)？——關系、戶籍與生產(chǎn)率的作用［J］．經(jīng)濟研究，2009，（10）：121—132．

［15］葉靜怡，周曄馨．社會資本轉(zhuǎn)換與農(nóng)民工收入——來自北京農(nóng)民工調(diào)查的證據(jù)［J］．管理世界，2010，（10）：34—46．

［16］張爽，陸銘，章元．社會資本的作用隨市場化進程減弱還是加強？——來自中國農(nóng)村貧困的實證研究［J］．經(jīng)濟學（季刊），2007，6（2）：539—560．

［17］趙劍治，陸銘．關系對農(nóng)村收入差距的貢獻及其地區(qū)差異——一項基于回歸的分解分析［J］．經(jīng)濟學（季刊），2009，9（1）：363—390．

［18］陸學藝．當代中國社會階層研究報告［M］．北京：社會科學文獻出版社，2002．

［19］鄒宇春，敖丹，李建棟．中國城市居民的信任格局及社會資本影響——以廣州為例［J］．中國社會科學，2012，（5）：131—148．