家庭社會資本與家庭間私人轉(zhuǎn)移支付
——基于政治資本視角的實(shí)證分析

王永軍 吳志明

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家庭社會資本與家庭間私人轉(zhuǎn)移支付
——基于政治資本視角的實(shí)證分析

王永軍 吳志明

文章利用中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)分析了家庭政治資本對家庭間私人轉(zhuǎn)移支付的影響。Probit和加權(quán)最小二乘法分析結(jié)果顯示：政治資本對家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率有正向影響，對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量沒有顯著性影響；根據(jù)家庭經(jīng)濟(jì)狀況分類后分析發(fā)現(xiàn)：政治資本對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量不會因家庭經(jīng)濟(jì)狀況的不同而存在差異性。

私人轉(zhuǎn)移支付 社會資本 政治資本

社會資本作為一種特殊的資本，它可以緩解地區(qū)和家庭貧困提高家庭收入。*張爽、陸銘、章元：《社會資本的作用隨市場化進(jìn)程減弱還是加強(qiáng)？——來自中國農(nóng)村貧困的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》2007年第2期。關(guān)于已有文獻(xiàn)將社會資本定位為處于一個(gè)共同體之內(nèi)的個(gè)人、組織(廣義的)通過內(nèi)部、外部對象的長期交往、合作互利形成的一系列認(rèn)同關(guān)系與社會網(wǎng)絡(luò)，以及在這關(guān)系網(wǎng)絡(luò)背后沉淀下來的歷史傳統(tǒng)、價(jià)值理念、信仰和行為范式。*Brisson，Daniel S.，Charles L. Usher. Bonding Social Capital in Low-Income Neighborhoods，F(xiàn)amily Relations，2005， 644-653.其研究大多集中于社會資本對社區(qū)、家庭層面的影響上。社區(qū)層面的社會資本包括社區(qū)層面的社會網(wǎng)絡(luò)和信任，社會資本在社區(qū)層面發(fā)揮了公共品的作用，社區(qū)社會資本能給社區(qū)和社區(qū)中的個(gè)人帶來利益而且參加社區(qū)的人也期望從中獲得收益。*張爽、陸銘、章元：《社會資本的作用隨市場化進(jìn)程減弱還是加強(qiáng)？——來自中國農(nóng)村貧困的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》2007年第2期。Narayan and Pritchett (1999)認(rèn)為社區(qū)層面的社會資本能顯著提高人們的福利。社會網(wǎng)絡(luò)和公共信任能顯著地減少貧困，而且在社區(qū)層面尤其明顯。*周生春、汪杰貴：《鄉(xiāng)村社會資本與農(nóng)村公共服務(wù)農(nóng)民自主供給效率——基于集體行動視角的研究》，《浙江大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會科學(xué)版)》2012年第3期?？傊覀冋J(rèn)為影響家庭間私人轉(zhuǎn)移支付的因素，不僅包括家庭特征變量，還應(yīng)包括社會資本中的政治資本，家庭間的相互饋贈這種私人轉(zhuǎn)移支付在中國當(dāng)前社會中重視“社會網(wǎng)絡(luò)”“關(guān)系”“人情”的環(huán)境下，可能會受到政治資本的影響。

本文主要用Probit模型分析家庭社會資本對家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付概率的影響，同時(shí)本文還根據(jù)自報(bào)形式的家庭經(jīng)濟(jì)狀況把家庭分組為貧困家庭、普通家庭、富裕家庭，分別檢驗(yàn)社會資本對不同經(jīng)濟(jì)狀況家庭接收私人轉(zhuǎn)移支付的差異性。

一、變量與模型

(一)解釋變量的選擇與測量

社會資本存在領(lǐng)域的廣泛性和普遍性導(dǎo)致了社會資本概念的差異性，但都包含了信任、認(rèn)同。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于社會資本度量的爭議頗多，且作為一種隱含的資本，較難用明確的顯性指標(biāo)直接進(jìn)行度量。Anirudh(1999)在社會資本的測量工具一文中關(guān)于家庭社會資本的測量包含家庭所在社區(qū)的特征、家庭本身的特征、家庭的家譜圖、家庭的結(jié)構(gòu)社會資本、家庭的認(rèn)知社會資本五個(gè)方面，各個(gè)方面下分別涉及具體的調(diào)查問題。例如：家庭的結(jié)構(gòu)社會資本涉及如下問題：是否參加正式的組織或非正式的組織，參加組織的密度、社交網(wǎng)絡(luò)等。劉國亮(2006)用網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)差異、社會參與程度和信任程度等4個(gè)變量來測量家庭社會資本。沈茂英(2011)在研究生態(tài)脆弱民族地區(qū)社會資本與農(nóng)戶增收的問題中將社會資本定義為一種自覺形成的社會規(guī)則，體現(xiàn)于社會各組成部分的關(guān)系中，體現(xiàn)于人與人之間的關(guān)系之中，而且，只有建立在民間團(tuán)體和組織所達(dá)成的協(xié)議的基礎(chǔ)上才可能是穩(wěn)定的。Daniel(2012)在分析社會資本與低收入家庭的關(guān)系的時(shí)候用家庭特征變量(家庭收入、受教育程度、周圍社區(qū)的密度等)來測量社會資本。王江榮(2012)在利用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查2010年跟蹤數(shù)據(jù)分析，中國成年居民社會資本相關(guān)因素與健康自評的關(guān)系時(shí)，關(guān)于社會資本的自變量為“組織參與”為是否參與了黨團(tuán)、政府及民間各類組織，為“有參與”和“無參與”的二分類變量；“人際交往”為與鄰居、親友交往的綜合得分。本文所涉及的家庭層面社會資本是基于信任、認(rèn)同的社會關(guān)系來促進(jìn)家庭獲得財(cái)富、機(jī)會、信息等繼而提高家庭收入或緩解家庭貧困。所謂的社會關(guān)系包含是否在社區(qū)、政府擔(dān)任職位，是否參與某些社會組織等等，這里所涉及的社會關(guān)系又可以稱為政治資本。

家庭社會資本包含社區(qū)提供的公共服務(wù)、家庭政治資本、家庭社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會參與程度和信任程度等。文中所涉及的社會資本主要是家庭中的政治資本。家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付是家庭間的私人轉(zhuǎn)移支付，家庭中所有人一年中獲得財(cái)物的加總，不包含家庭單位內(nèi)部同代、代際間的財(cái)物轉(zhuǎn)移。本文中家庭是以被調(diào)查者的父母、祖父母、子女、重子女(如果子女、重子女已出嫁則去除)為一個(gè)家庭單位，不管他們是同住還是不同住。將解釋變量分為家庭特征變量和社會資本變量來分析對家庭間轉(zhuǎn)移支付的影響。具體解釋變量見表1。

表1 自變量解釋表

家庭特征變量中“家庭中擁有機(jī)動車輛”變量中的機(jī)動車輛包含汽車、摩托車、拖拉機(jī)?！凹彝ナ欠駨氖路寝r(nóng)業(yè)生產(chǎn)”變量中的非農(nóng)業(yè)是指農(nóng)林牧漁加工業(yè)、工業(yè)、建筑業(yè)、服務(wù)業(yè)、信息傳輸業(yè)等。社會資本變量中“家庭成員中有無參加組織”變量中的組織是指中國共產(chǎn)黨、區(qū)縣人大、區(qū)縣政協(xié)、工會、私營企業(yè)主協(xié)會等?！凹彝ナ欠裼谐蓡T從事政府職務(wù)、企業(yè)管理”變量中的政府職務(wù)、企業(yè)管理是指村干部、公務(wù)員、行政管理員、廠長等。

(二)模型選擇

關(guān)于社會資本模型，劉國亮(2006)運(yùn)用簡單的線性回歸模型檢驗(yàn)了家庭社會資本與家庭收入關(guān)系。*劉國亮、武美闖：《家庭社會資本與家庭收入關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)》，《洛陽大學(xué)學(xué)報(bào)》2006年第1期。Daniel S.Brisson(2012)分析社會資本在低收入社區(qū)的影響時(shí)，運(yùn)用了穩(wěn)健的最小二乘估計(jì)。鑒于以前的研究，本文針對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付二元啞變量運(yùn)用Probit模型(見1式)，對于家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量運(yùn)用線性模型(見2式)，具體模型如下：

P(Yi=1)=Φ(α+β1fpi+β2enci+β3nagri+β4aedui+β5hwi+β6hmi+β7foci+β8pcoi

+β9pgmi+β10napi+φi)

(1)

上面(1)式中的下標(biāo)i表示第i個(gè)家庭。方程中P(Yi=1)表示第i個(gè)家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率。右邊的解釋變量見表1。

lnreti=α+β1fpi+β2enci+β3nagri+β4aedui+β5hwi+β6hmi+β7foci+β8pcoi+β9pgmi

+β10napi+φi

(2)

上面(2)式中的下標(biāo)i表示第i個(gè)家庭。方程中l(wèi)nreti表示第i個(gè)家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量多少的對數(shù)。右邊的解釋變量見表1。

二、描述性數(shù)據(jù)分析

本文主要數(shù)據(jù)來源是2008年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)。該數(shù)據(jù)集是對北京、上海、廣東三省的農(nóng)村人口進(jìn)行的詳細(xì)調(diào)查。

表2 樣本解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)

對貧困家庭與富裕家庭的分類，有些文章是根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的貧困線為基準(zhǔn)，通過計(jì)算家庭年收入來劃分貧困家庭與富裕家庭。為了使分析結(jié)果更具有明顯的對比性，表2中貧困家庭、普通家庭、富裕家庭的分類是根據(jù)家庭特征變量enc(家庭經(jīng)濟(jì)狀況)來分類的。家庭經(jīng)濟(jì)狀況是根據(jù)戶主自己對家庭的主觀判斷，即從1(很窮)——7(很富)7類中選擇的。選擇1、2的我們分類為貧困家庭，選擇3、4、5的分類為普通家庭，選擇6、7的分類為富裕家庭。這樣分類在分析家庭社會資本對家庭間轉(zhuǎn)移支付的影響時(shí)可以增加對比效果。

表2用樣本中的1 710個(gè)家庭數(shù)據(jù)對模型中的解釋變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，除了整體的描述性統(tǒng)計(jì)外，我們還將貧困、普通、富裕家庭的解釋變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。通過比較這四組數(shù)據(jù)，我們可以看出：(1)在家庭特征中，貧困家庭中的農(nóng)業(yè)家庭所占比例要比普通、富裕家庭中的農(nóng)業(yè)家庭高。富裕家庭平均人均受教育程度要比貧困、普通家庭平均人均受教育程度高，普通家庭要比貧困家庭的平均人均受教育程度高。家庭中工作總?cè)藬?shù)變量中，普通家庭的平均工作人數(shù)要比富裕家庭、貧困家庭的人數(shù)高，富裕家庭中平均工作的人數(shù)最少。富裕家庭平均擁有機(jī)動車輛的比例要比普通家庭、貧困家庭平均擁有機(jī)動車的比例高，普通家庭比貧困家庭的高。富裕家庭、普通家庭從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例要比貧困家庭從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例高，富裕家庭比普通家庭的比例高。(2)在政治資本中，富裕家庭、普通家庭參與社會組織，家庭從事政府、企業(yè)管理，家庭從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例要比貧困家庭參與社會組織，家庭從事政府企業(yè)管理、從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例高，富裕家庭比普通家庭的比例高。下面分析部分解釋變量對家庭年收入、家庭年消費(fèi)、家庭年接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的描述性分析。

從表3樣本解釋變量的描述性分析可以看出：(1)在家庭特征變量中，家庭為非農(nóng)業(yè)家庭平均接收到的私人轉(zhuǎn)移支付要比農(nóng)業(yè)家庭平均接受到的私人轉(zhuǎn)移支付多出64.32%。家庭平均年收入、家庭平均年消費(fèi)中非農(nóng)業(yè)家庭也比農(nóng)業(yè)家庭要高。家庭中有機(jī)動車的平均接收到的私人轉(zhuǎn)移支付要比家庭中沒有機(jī)動車的平均接收到的私人轉(zhuǎn)移支付要多78.58%，家庭平均年收入、家庭平均年消費(fèi)有機(jī)動車的要比無機(jī)動車的高；家庭從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的要比家庭沒有從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的平均接收到的私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量高一倍。(2)在家庭社會資本中，家庭中有成員參加組織的比家庭中無成員參加組織的平均接收到的私人轉(zhuǎn)移支付要多，但僅為15.07%；家庭有成員從事政府、企業(yè)管理要比家庭中無成員從事政府、企業(yè)管理比例的平均接收到的私人轉(zhuǎn)移支付高出40.29%。家庭中有成員參加組織的，家庭有成員從事政府、企業(yè)管理的平均家庭年收入、平均家庭年消費(fèi)平均要比家庭無成員參加組織，家庭中無成員從事政府、企業(yè)管理的要高。

表3 樣本解釋變量的描述性分析

以上僅是通過描述性分析得出的結(jié)果，具體的家庭特征、政治資本對家庭間接受到私人轉(zhuǎn)移支付概率、數(shù)量的影響，還需要通過下面的實(shí)證分析得出結(jié)果，并進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、家庭社會資本對家庭間轉(zhuǎn)移支付的實(shí)證分析

(一)家庭間社會資本對是否發(fā)生轉(zhuǎn)移支付的分析

我們將樣本家庭根據(jù)是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付生成二維離散型變量tret，即當(dāng)家庭發(fā)生私人轉(zhuǎn)移支付時(shí)tret=1，否則tret=0。在1 710個(gè)樣本中，接受私人轉(zhuǎn)移支付的為894個(gè)，占到總樣本的52.28%。接下來我們通過Probit模型回歸分析得到以下結(jié)果：

在模型回歸前，通過似然比檢驗(yàn)得到的P值為0.195，接受“同方差”的原假設(shè)。所以我們可以根據(jù)Probit得到的結(jié)果進(jìn)行分析。家庭特征變量中，家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭是否為農(nóng)業(yè)家庭的系數(shù)為正號，對是否發(fā)生私人轉(zhuǎn)移支付在P值1%的水平有顯著影響。這也就說明家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好的人越有可能接受到私人轉(zhuǎn)移支付。家庭是否為農(nóng)業(yè)家庭變量對是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付的影響系數(shù)達(dá)0.3，農(nóng)業(yè)家庭更容易接受到私人轉(zhuǎn)移支付。這與家庭所在的社區(qū)網(wǎng)絡(luò)社會資本有關(guān)系，農(nóng)業(yè)家庭所在的社區(qū)要比非農(nóng)業(yè)家庭所在的社區(qū)接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率大。而家庭人口數(shù)量的多少對于是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付在P值10%的水平上顯著，家庭人數(shù)越多在一定程度上增加了家庭的社會資本。家庭人均受教育程度，家庭是否從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付沒有顯著的影響，家庭人均受教育水平越高并不能增加私人轉(zhuǎn)移支付發(fā)生的概率。家庭工作的總?cè)藬?shù)、家庭中有無機(jī)動車對是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付在P值5%水平上顯著。工作所帶來的社會網(wǎng)絡(luò)在一定程度上能增加家庭獲得私人轉(zhuǎn)移支付的概率。家庭中擁有機(jī)動車輛要比家庭中無機(jī)動車輛的發(fā)生私人轉(zhuǎn)移支付的概率要高，因?yàn)橹挥袚碛袡C(jī)動車的家庭才有機(jī)會將機(jī)動車借于其他家庭，其他家庭會以其它方式回報(bào)擁有機(jī)動車的家庭，從而擁有機(jī)動車的家庭會擁有更高概率接受到私人轉(zhuǎn)移支付。對于私人轉(zhuǎn)移支付動機(jī)的研究者認(rèn)為，私人轉(zhuǎn)移支付動機(jī)有利他動機(jī)、自利動機(jī)和交換動機(jī)。這從私人轉(zhuǎn)移支付的動機(jī)來看屬于交換動機(jī)。

社會資本中政治資本對是否發(fā)生私人轉(zhuǎn)移支付的影響中，家庭中成員是否參加組織對是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付沒有顯著影響。家庭并沒有因?yàn)閰⒓由鐣谓M織而提高接受私人轉(zhuǎn)移支付的概率。家庭中有成員參與政府、企業(yè)管理變量在P值5%水平上顯著，即政治資本在一定程度上增加了接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率。政治資本屬于稀缺資源，在一定程度上可以利用政治資本獲取、換取財(cái)物，得到他人的幫助等。另外我們在去掉不顯著變量家庭人均受教育程度后重新回歸分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)果類似。家庭中有無成員參與政府、企業(yè)管理變量對是否發(fā)生私人轉(zhuǎn)移支付在1%水平上顯著。

(二)家庭間社會資本對家庭間轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的分析

從家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的回歸結(jié)果來看：家庭特征變量中，家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭是否為非農(nóng)業(yè)家庭、家庭人均受教育程度變量在1%的水平上顯著。其中家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭人均受教育程度系數(shù)為正，家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好、家庭人均受教育水平越高接收到的私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量越多。家庭是否為農(nóng)業(yè)家庭的系數(shù)為負(fù)，達(dá)到0.4，即非農(nóng)業(yè)家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量比農(nóng)業(yè)家庭要多，盡管農(nóng)業(yè)家庭發(fā)生接受私人轉(zhuǎn)移支付的概率比非農(nóng)業(yè)家庭發(fā)生接受私人轉(zhuǎn)移支付的概率大。出現(xiàn)這種結(jié)果的主要原因是相對于非農(nóng)業(yè)家庭，農(nóng)業(yè)家庭相對比較貧困。盡管有較高概率接受到私人轉(zhuǎn)移支付，但是農(nóng)業(yè)家庭由于家庭經(jīng)濟(jì)貧困，家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量有限。家庭人口總數(shù)、家庭中工作的總?cè)藬?shù)變量對接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量不顯著。家庭中有無機(jī)動車變量在P值5%水平上顯著，即家庭中有機(jī)動車量的家庭有較高的概率接收到更多私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量比無機(jī)動車量的家庭。家庭是否從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在5%的水平上顯著，即相對于只從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的傾向于得到更多財(cái)物。從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭為了維持非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的社會人際關(guān)系需要更多的社會活動，而這種社會活動所需要付出的成本要遠(yuǎn)比僅從事農(nóng)業(yè)家庭的高。在社會資本中，家庭中成員參加組織與家庭中無成員參加組織對接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量上顯示結(jié)果無差異，這可能與現(xiàn)實(shí)中某些組織形同虛設(shè)有關(guān)，盡管組織存在，但是組織內(nèi)部沒有形成共同的信任、認(rèn)識，不能進(jìn)行合作互利。家庭中有成員參與政府、企業(yè)管理變量盡管在一定程度上增加了家庭接受私人轉(zhuǎn)移支付的概率，但在影響接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量上卻并非如此。在去掉不顯著變量家庭中總?cè)藬?shù)、家庭中工作總?cè)藬?shù)、家庭中是否有人參加組織變量后重新回歸，得到的結(jié)果相似。

從回歸結(jié)果來看，家庭特征、社會資本變量對影響家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的多少與家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付是不同的。家庭特征變量中，家庭經(jīng)濟(jì)狀況對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量，家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付都有顯著地影響。家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，家庭有更高的概率接受到私人轉(zhuǎn)移支付，家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量也更多。家庭中總?cè)藬?shù)、家庭中工作的總?cè)藬?shù)對接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量沒有顯著影響，對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付有顯著影響。家庭中總?cè)藬?shù)、工作總?cè)藬?shù)越多，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系越大，增加了家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率。家庭中總?cè)藬?shù)、工作總?cè)藬?shù)越多，并不代表家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，盡管接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率大，但接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量有限。家庭是否為非農(nóng)業(yè)家庭對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移、家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量均有顯著影響，但對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付的影響是正向效應(yīng)，對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量是負(fù)向效應(yīng)。這可能與家庭所在的社區(qū)網(wǎng)絡(luò)資本有關(guān)系，農(nóng)村的社區(qū)網(wǎng)絡(luò)資本相比城市的社區(qū)網(wǎng)絡(luò)資本聯(lián)系緊密，社區(qū)網(wǎng)絡(luò)資本聯(lián)系緊密增加了家庭接受私人轉(zhuǎn)移支付的概率。由于農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)狀況差，所以對接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量是負(fù)向影響。人均受教育程度對接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量有顯著的正向影響，但對是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付沒有顯著影響?？赡苁请S著私人轉(zhuǎn)移支付接受者的受教育水平的提高，在私人轉(zhuǎn)移支付捐贈者給予接受者時(shí)為了能與接受者的地位相符合，潛在的增加了家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量。家庭是否從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付沒有顯著影響，對家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量有顯著的正向影響。從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭為了維持非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上所需的社會人際關(guān)系需要參加更多的社會活動，而這種社會活動所需要付出的成本要遠(yuǎn)比僅從事農(nóng)業(yè)家庭的高，從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭會接收到更多的私人轉(zhuǎn)移支付。

社會資本變量中，家庭中有成員參加政府、企業(yè)管理可以看作是一種稀缺的政治資本。本文研究的重點(diǎn)是社會資本中的政治資本對家庭間私人轉(zhuǎn)移支付的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政治資本對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付有顯著正向影響，對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量沒有顯著影響。這種結(jié)果的出現(xiàn)可能是由于私人轉(zhuǎn)移支付中交換動機(jī)所引起的。擁有政治資本的家庭可以將政治資本作為家庭間私人轉(zhuǎn)移支付交換的條件，沒有政治資本的家庭會尋求這種資本的幫助，并以自身家庭所擁有財(cái)物作為交換，這樣增加了擁有政治資本家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率。盡管政治資本是稀缺的，但是政治資本是可用價(jià)值來衡量的，家庭間私人轉(zhuǎn)移支付的捐贈者會比較成本與收益的配比，從這個(gè)意義上說，私人轉(zhuǎn)移支付更多具有象征性意義。政治資本不會增加家庭間私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量。

接下來我們根據(jù)家庭經(jīng)濟(jì)狀況分類對貧困、普通、富裕家庭進(jìn)行加權(quán)最小二乘法回歸，觀察解釋變量對私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的影響在不同經(jīng)濟(jì)狀況家庭之間是否產(chǎn)生不同的影響。對貧困者的回歸處理結(jié)果顯示，貧困家庭的60個(gè)樣本不再滿足異方差條件。但在此我們?nèi)匀贿\(yùn)用加權(quán)最小二乘法作為分析結(jié)果。檢驗(yàn)貧困家庭整個(gè)方程的F統(tǒng)計(jì)量P值為0.921，對貧困家庭的線性回歸不再是高度顯著的，運(yùn)用極大似然估計(jì)得到結(jié)果仍然相似。而對普通家庭、富裕家庭的回歸結(jié)果顯示回歸方程在P值1%的水平上高度顯著。分析結(jié)果見表4：

從表4對不同家庭的回歸結(jié)果來看，家庭特征變量對貧困家庭接收到的私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的沒有顯著地影響關(guān)系，產(chǎn)生這種結(jié)果的主要原因是貧困家庭的經(jīng)濟(jì)狀況差。

從對普通家庭回歸的結(jié)果來看，家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭是否為農(nóng)業(yè)家庭在1%的水平上依然顯著，系數(shù)略有變化。家庭人均受教育程度變?yōu)樵赑值5%的水平上顯著，系數(shù)由0.125降為0.098。家庭人均受教育程度越高對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量影響越大。家庭有無機(jī)動車也變?yōu)樵?0%的水平上顯著。家庭是否從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在5%的水平上不再顯著。從家庭特征變量來看，對于富裕家庭，家庭特征變量中的家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭中是否擁有機(jī)動車輛對接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的影響也不再顯著。家庭人均受教育程度對接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的影響變成在P值5%的水平上顯著，系數(shù)由0.125變?yōu)?.156，解釋程度略有提高。家庭中有無機(jī)動車在5%水平上不再顯著。家庭從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變量在5%的水平上仍然顯著，且系數(shù)由0.285提高到0.563。我們可以理解為富裕家庭因?yàn)閺氖路寝r(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而有更高的概率接收到更多私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量。家庭特征變量對貧困家庭、普通家庭、富裕家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量是不同的。這主要是由家庭不同的經(jīng)濟(jì)狀況引起的。另外，從社會資本變量來看，政治資本對貧困家庭、普通家庭、富裕家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的影響沒有差異性，政治資本不再是家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量多少的關(guān)鍵因素。

表4 不同家庭私人轉(zhuǎn)移支付的回歸結(jié)果

注：括號中的為標(biāo)準(zhǔn)差，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。

四、內(nèi)生變量的檢驗(yàn)

計(jì)算接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量與家庭經(jīng)濟(jì)狀況發(fā)現(xiàn)兩者的相關(guān)系數(shù)為0.253，為此需要檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭屑彝ソ?jīng)濟(jì)狀況變量的內(nèi)生性。由于家庭中工作人數(shù)和家庭中是否有成員參與組織變量在模型分析結(jié)果中不顯著，并且家庭中工作人數(shù)、家庭中是否有成員參與組織變量對家庭經(jīng)濟(jì)狀況有很好的解釋力，在P值為1%水平上顯著。在此將家庭中工作人數(shù)(hw)和家庭中是否有成員參與組織(pco)變量作為家庭經(jīng)濟(jì)狀況的(enc)的工具變量，產(chǎn)生遞歸聯(lián)立方程(見下面3式)。對變量進(jìn)行懷特檢驗(yàn)顯示P值在5%的顯著水平上拒絕同方差的假設(shè)。

在對被解釋變量lnret進(jìn)行BP檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)其在P值1%的顯著水平上拒絕同方差，所以用杜賓—吳—豪斯曼檢驗(yàn)(DWH檢驗(yàn))法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。由于DWH檢驗(yàn)的P值為0.6，故可以認(rèn)為enc為外生解釋變量。通過廣義矩估計(jì)(GMM)回歸并進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)，結(jié)果P值為0.758，認(rèn)為所有的變量為外生變量。

(3)

五、結(jié)論

本文首次考察了家庭社會資本中政治資本對家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付概率、數(shù)量的影響，同時(shí)考察了家庭社會資本中政治資本對不同經(jīng)濟(jì)狀況的家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的影響。通過分析我們主要得出以下結(jié)論：

(1)家庭特征、社會資本變量對影響家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付數(shù)量的多少與是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付是不同的。政治資本中，家庭是否有成員從事政府、企業(yè)管理僅對家庭是否接受到私人轉(zhuǎn)移支付有顯著的正向影響，對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量沒有影響。家庭中是否有成員中是否參與組織對家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付的概率、數(shù)量均無影響。政治資本作為一種稀缺資源不會增加家庭間接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量。

(2)從家庭經(jīng)濟(jì)狀況分類來看，家庭特征變量對貧困家庭、富裕家庭的影響是不同的。政治資本中家庭有無成員參與組織，家庭有無成員從事政府、企業(yè)管理變量對貧困家庭、普通家庭、富裕家庭接受到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量均無影響。政治資本作為一種非市場力量，雖然對家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量沒有影響，但是政治資本對整個(gè)社會的貧困狀況和收入不平等問題產(chǎn)生的影響還是不容忽視的，政府在制定收入分配政策時(shí)應(yīng)將政治資本納入分配決策。

值得指出的是，有些文獻(xiàn)把私人轉(zhuǎn)移支付劃歸為社會資本，即用家庭接收到私人轉(zhuǎn)移支付的數(shù)量衡量家庭社會資本中社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，本文的重點(diǎn)不在于區(qū)分社會資本和私人轉(zhuǎn)移支付的關(guān)系，我們從政治資本視角切入，定量考察政治資本對私人轉(zhuǎn)移支付的影響。政治資本對家庭消費(fèi)、貧困等經(jīng)濟(jì)福利有何影響則是下一步需要研究的主題。

邊燕杰、丘海雄：《企業(yè)的社會資本及其功效》，《中國社會科學(xué)》2010年第2期。

責(zé)任編輯：耿旭光

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1009-5330(2016)03-0139-08

王永軍：山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，博士生(山東濟(jì)南 250100)；吳志明，中國國家審計(jì)署駐濟(jì)南辦事處(山東濟(jì)南 250011)。