社会资本的作用随市场化进程减弱还是加强

1、芭 伴 按 哎 昂 案社会资本的作用柏随市场化进程减罢弱还是加强？矮霸来自中国农村贫叭困的实证研究肮Does th哀e Effec芭t of So岸cial Ca翱pital o案n Pover澳ty Redu扮ction F哀all or 爱Rise du傲ring Ma敖rketiza艾tion?绊盎Evidenc邦e from 靶Rural C暗hina艾 肮 哎 埃 哎 爸 般 拜 坝 伴 唉 摆 霸 傲 癌 澳 傲 氨 半 板 巴 凹 笆 巴 靶 芭 颁 罢 瓣 绊 板 敖张爽 陆铭 爸 章元* 张爽，复旦大学经济学系和复旦大学就业与社会保障研究中心，电话

2、E-mail: ；陆铭，复旦大学经济学系、复旦大学就业与社会保障研究中心和复旦大学中国社会主义市场经济研究中心，上海，200433；电话E-mail: HYPERLINK mailto: ；章元：复旦大学中国社会主义市场经济研究中心，上海，200433；电话E-mail: 。本文在复旦大学、“IDRC/CIGI中国青年学者贫困研究网络”第一次会议和NBER-CCER第八届年会上报告过。作者感谢A. Alesina、李实、蔡昉、王乐、封进、陈钊、王永钦、许庆、徐志刚、樊潇彦，以及社会学家桂勇、敬乂嘉、政治学家陈周旺、刘春荣、李瑞昌等的评论，

3、感谢复旦大学经济学院985项目对本研究提供的数据支持。此外，陆铭感谢来自教育部的对全国优秀博士论文作者的研究资助、上海市曙光学者项目和教育部人文社会科学重点研究基地重大课题(05JJD790004)的研究资助，章元感谢复旦大学文科科研推进计划金苗项目(05JM009)的研究资助。最后，感谢两位审稿人的修改意见。绊社会资本的作用霸随市场化进程减盎弱还是加强？肮蔼来自中国农村贫哀困的实证研究胺摘 要懊 岸在市场化转型的俺过程中，社会资氨本作为一种非市唉场力量，它的作摆用会随着市场化爱进程减弱还是加澳强？本文以农村隘贫困为例，研究芭了市场化如何影百响社会资本的作碍用。本文发现：胺(1)社会网络敖和公

4、共信任能显板著地减少贫困，拔而且在社区层面叭的作用尤其明显班；(2)随着市拌场化程度的提高版，社会资本减少吧贫困的作用总体吧上来说会减少，败其中，家庭层面翱的社会网络的作熬用减少得尤其显碍著，而社会层面奥的社会资本的作埃用却不会显著下皑降。肮关键词斑 盎贫困，社会资本盎，市场化，交互按项叭Does th皑e Effec敖t of So颁cial Ca阿pital o皑n Pover凹ty Redu敖cti班on Fall绊 or Ris艾e durin傲g Marke隘tizatio懊n?霸熬Evidenc班e from 熬Rural C绊hina耙Abstrac班t 罢Social 懊cap

5、ital吧, as a 斑non-mar蔼ket pow敖er, has爸 signif凹icant e耙ffect o奥n pover罢ty. Whe百ther th案e effec隘t of so般cial ca岸pital f把alls or邦 rises 八during 盎marketi瓣zation?埃 By stu疤dying r白ural po颁verty i靶n埃 China,班 this p把aper 鞍exploit肮s how m耙arketiz柏ation a啊ffects 昂the eff版ects of邦 social斑 capita疤l. We f肮ind tha

6、背t: (1) 把Social 班network叭 and pu斑blic tr唉ust 扳contrib罢ute熬 signif澳icantly芭 to red蔼uce pov胺erty in昂 rural 搬China, 邦especia昂lly at 扒communi拔ty leve罢l. (2) 罢General爸ly spea办king, t懊he effe伴ct of s芭ocial c稗apital 矮on pove般rty fal氨ls duri百ng mark唉etizati癌on, esp搬ecially罢 the ef败fect of啊 social板 networ隘k

7、at ho懊usehold岸 level.柏 But th捌e effec拔ts of t耙he 安social哀 capita捌l at co艾mmunity爱 level 皑will no白t be re颁duced s霸ignific矮antly.半Key wor癌ds 氨Poverty俺, Socia坝l Capit拔al, Mar扳ke暗tizatio搬n, Inte罢raction百JEL隘 Classi巴ficatio稗n 罢I32，O15白，P36，Z1拜3一、引言袄社会资本是一种班对于提高人们的把福利和增进经济疤增长都非常重要拔的非市场力量，阿但是，很少有人霸研究过社会资本板

8、的作用会不会在扒市场化的过程中巴发生变化。在经叭济转型中，市场唉的力量逐渐强大八，从理论上来说岸，市场的力量可懊能减弱也可能加凹强社会资本的作爱用，那么，现实版中究竟发生了怎柏样的情况？对这蔼一问题的思考有敖助于我们从一个蔼侧面理解中国经隘济转型的道路。唉中国的市场转型扒中生长起来的市爸场力量将减弱原蔼有社会结构中的岸非市场力量的作巴用，还是会加强版那些非市场力量办的作用，从而使背中国未来的市场柏经济成为一种渗艾透着非市场力量埃的经济体制？哎基于家庭亲友关哀系的社会网络是芭中国社会资本的罢一个重要方面，坝这种社会资本在敖劳动力市场上的盎作用已经得到证拔实(Knigh搬t and Y版ueh,

9、20霸02)，但是它俺对于减少农村贫爱困的作用还有待哀于研究。更为重阿要的是，在已有般的文献中，信任百作为社会资本的翱另一个重要形式澳还没有被纳入对瓣于贫困决定因素皑的研究，社会资癌本在家庭层面和把社区层面的同时柏作用也还没有得袄到很好的研究。翱本文在中国农村扒贫困的研究中发坝现，社区层面的靶社会网络和公共拜信任都能显著地岸减少贫困，而家扳庭层面的社会网袄络和公共信任却扮对贫困没有显著办影响，这一结果拔证实了社会资本袄具有较强的公共扳品性质。我们还伴发现，在中国的艾市场化进程中，佰从总体上来说，绊社会资本减少贫澳困的作用在下降疤，而市场化减弱柏社会资本的作用半的影响主要出现柏在家庭层面，在耙社

10、区层面社会资癌本的作用并没有笆显著地减弱。摆本文的结构安排版如下：第二部分疤对于已有文献做巴了详尽的回顾和癌评论，并通过比八较指出了本文的白贡献；第三部分班在借鉴了社会学板理论的基础上提凹出两个替代性的瓣理论假说；第四背部分是数据来源疤和数据描述；第肮五部分是模型和矮实证结果；第六芭部分是模型的稳伴健性检验；第七坝部分对模型可能笆存在的内生性问稗题进行了讨论；碍最后一个部分是爸对全文的总结。二、 文献评论柏社会资本的作用唉主要体现在资源叭配置和形成非正哀式制度方面，它暗能够有效地弥补八市场缺陷(Bo暗wles an笆d Ginti奥s, 2002罢)。然而，这种扒通过非市场机制按发挥的作用在市

11、爱场化过程中会减疤弱，还是会嵌入伴到市场机制中去版发挥更大的作用案呢?这一问题对半于理解社会资本翱的作用机制非常阿重要，但已有的袄文献几乎都没有百重视这个问题。哀Knight 斑和Yueh (澳2002)采用颁中国的城市调查啊数据研究了社会凹资本在劳动力市隘场上的作用，发坝现社会资本在私芭有部门的回报率稗高于国有部门。肮他们由此认为，芭随着中国市场化懊程度的提高，私笆有部门不断壮大扒，社会资本将会板发挥越来越大的瓣作用。如果他们背的发现是可信的坝，那么，这就可埃能从一个方面表爸现出中国的市场啊化改革可能伴随埃着非市场力量嵌芭入市场体制的过案程，由此形成的袄市场体制就可能佰是一个被非市场班力量扭

12、曲的体制巴。但是，社会资啊本作为一种非市碍场力量的作用真拌的会被市场化加白强吗？Knig艾ht 和Yue跋h (2002背)并没有提供令办人信服的证据。隘该研究先验地根笆据所有制哑变量扮对样本进行分组疤，并比较两组分癌别回归得到的社爸会资本的系数大笆小，但是作者并柏没有证明两组系捌数之间的差距在半统计上是否显著霸。如果要证明这白一点，需要将这颁个哑变量放入模半型中，构造哑变疤量与社会资本的伴交互项，如果交哀互项显著，才能颁说明按照哑变量爸进行分组后社会稗资本的系数在统傲计上存在着显著挨的差异。在我们八的研究中，市场按化程度是一个连佰续变量，因此，败我们需要构造市矮场化程度与社会肮资本的交互项，

13、阿由交互项的符号半和显著性来判断翱市场化对于社会隘资本作用的影响爱。翱我们的研究还涉板及到社会资本对盎于贫困的影响，疤而这在中国农村澳贫困的研究中，稗还没有得到足够败的重视。例如，哎Jalan 和哎 Ravali扳on (199巴8; 2000佰) 将总贫困分哀为暂时性贫困(敖Transie氨nt Pove靶rty)和慢性靶贫困(Chro隘nic Pov芭erty) Jalan 和 Ravalion (1998; 2000)提出，暂时性贫困是指在某个时点观察到的由短期生活水平下降而引起的贫困；慢性贫困是指在某个时点观察到的由于长期较低的福利水平产生的贫困。半，并发现：总贫拌困和慢性贫困由绊相似

14、的因素决定坝，如家庭规模、般年龄特征、教育伴水平、实物资本案和地理位置等等办。除了Jala百n 和 Rav败alion (哀1998; 2吧000)发现的瓣贫困的主要决定搬因素之外，澳Gustaf扮s叭son暗 和 Wei 伴(2000)还坝发现，家庭从事扮非农产业和户主芭的党员身份也能佰显著地减少贫困按。 关于中国农村的贫困治理政策，章元、陆铭(2006)提供了一个较为完整的评论。俺 然而，在以上摆文献发现的这些碍传统的因素之外笆，近年在国际上按备受关注的社会熬资本对于贫困的袄决定作用却还没啊有得到相应的研懊究。Groot爱aert(19阿99) 运用印阿度尼西亚的数据胺发现，社会资本熬能显

15、著减少贫困靶，而且，社会资捌本对于特别穷的皑群体来说更加重罢要，因此，它被氨称为斑 “案穷人的资本唉”案。在中国农村，扮社会资本对于减把少贫困有重要作把用吗？中国正处拔于市场化转型的背过程中，市场化把程度的变化将如把何影响社会资本耙对于贫困的作用绊呢？已有文献都瓣没有重视以上问按题。本文将社会啊资本及其与市场澳化指数的交互项袄作为农村贫困的翱影响因素放入模耙型中，研究社会伴资本对于中国农八村贫困的作用，熬以及市场化对于跋社会资本作用的安影响。芭社会资本这一概暗念最初由社会学澳家在20世纪8白0年代明确提出拔, 到90年代吧已经成为各个学捌科研究的热点。败经济学界普遍认摆同的对于社会资霸本的定义

16、由Pu隘tnam (1安993)提出：拜“叭社会资本是能够白通过协调的行动搬来提高经济效率熬的网络、信任和板规范翱”癌。以后的大部分柏实证研究都遵循办这三个维度来对扮社会资本进行度俺量。 规范作为社会资本的重要维度与经济学里的制度是比较相近的概念，它属于相对比较宏观的概念，而且也难以在家庭或社区的层面上进行度量。当然，规范也可能在社区层面上发生作用，但规范在社区层面的作用很难与社会网络和信任在社区层面的作用独立分离开。因此，在这篇论文里，我们没有将规范作为贫困的独立影响因素纳入模型之中。版大多数已有的实矮证研究仅将社会氨网络作为社会资般本的度量，从社巴区或家庭层面考罢察社会网络对于安经济发展的

17、影响背。Naraya凹n 和 Pri俺tchett(安1997) 发稗现，社区层面的俺社会网络能显著爸提高人们的福利 Narayan 和 Pritchett(1997)用家庭人均消费支出来度量家庭福利。叭；Groota颁ert(199唉9) 发现了家疤庭层面的社会网半络对于减少贫困爸的显著作用。最岸近的一些研究也氨开始考察国家或佰社区层面的信任盎和规范对于经济跋发展的影响。K稗nack 和 吧Keefer(熬1997)发现般，国家层面的信隘任和规范对经济办绩效有显著影响白。Zak 和K埃nack (2白001) 采用敖相同的信任度量哀进一步证实了信敖任对于经济增长八的重要作用。我案们从以上的文

18、献罢中得知，社会资昂本的三个维度对芭经济发展都有重懊要作用，其中社吧会网络更是在家扳庭和社区层面都岸显著影响经济发靶展和福利水平。版但是，以上文献俺分别侧重于考察俺社会资本的其中案一个或两个维度罢在单一层面上的霸作用，没有将社瓣会资本的各个维伴度在不同层面的按度量放入同一分氨析框架中进行研巴究。按在证实了社会资矮本对于经济发展唉和减少贫困的重懊要作用之后，我熬们会问，社会资翱本是如何发挥作扮用的呢？Col拔eman(19埃90)提出，社百会资本与实物资暗本、人力资本最佰大的区别在于：碍社会资本具有较埃强的外部性。社熬会网络是个人获办取资源的重要途挨径，它能够提供吧共享信息、降低扮风险、减少机会

19、佰主义行为(Gr版ootaert碍, 1997;扮 Collie碍r, 1998熬b)；而信任有半明显的外部性，把它能够促进合作八，减少交易成本摆，并弥补正式制疤度的缺陷 (F暗ukuyama邦，1995; 叭2000)。其坝次，社会资本在稗两个层面上：家鞍庭层面的社会资疤本主要是家庭的柏社会网络，家庭熬直接通过它拥有搬的社会网络获取半资源，从而影响巴就业、福利(如搬家庭人均收入或蔼人均支出来度量芭)和贫困(Gr摆ootaert皑, 1999;傲 Knight肮 and Yu耙eh, 200芭2)；社区层面办的社会资本包括颁社区层面的社会邦网络和信任，社稗会资本在社区层埃面充分发挥了公盎共品的

20、作用，形把成促进信息共享矮，减少交易成本佰，促进集体决策氨的长期非正式制般度(Colli艾er, 199般8b; Fuk般uyama, 摆2000)。 扒通过与已有文献半的比较翱，本文的贡献主啊要体现在俺两靶个方面：第一，挨本文矮将社会资本的网搬络和信任两个维阿度在社区和家庭按两个层面的度量摆纳入到同一个模拌型中研究其对贫败困的作用，并通哀过构造排除自身瓣以外的社区指标拔减轻了社区层面安的社会资本的联坝立性内生问题；艾第二，本文首次笆正式地通过构造疤社会资本与市场百化程度的交互项败，由此来研究市捌场化程度是如何佰影响社会资本对搬于贫困的作用的靶，回答了社会资霸本的作用到底会板随着市场化进程伴减

21、弱还是加强的氨问题。值得一提白的是，本文使用霸的俺Probit肮模型是一个非线敖性模型，大部分碍已有文献都错误班地估计了非线性拜模型中交互项的拌偏效应 (Ai伴 and No白rton, 2版003)，而这扒一问题在本文中艾得到了解决。三、假说哀市场化会如何影翱响社会资本这一敖非市场力量的作氨用？这是本文研啊究的核心问题。癌尽管这对于市场伴力量和非市场力按量的相互作用的芭经济学研究是非巴常重要的问题，百但已有的社会学伴研究似乎比经济把学家更早地思考背了类似的问题。百社会学的研究关办注市场转型与社奥会分层的关系，罢讨论的焦点集中捌在以再分配经济 在社会学理论里，再分配经济(redistribut

22、ive economy)是指由国家政治权力支配的非市场贸易，通常研究国家社会主义再分配制度；而市场经济是以市场价格机制为基础的自由交易(Szelenyi , 1978)。在这里，与市场机制相对应的是再分配经济，因此，我们遵循社会学文献的说法。案为基础的分层机佰制在市场转型中罢是否持续发挥优板势。吧“哎权力转移/精英翱再生奥”把论 (Szel碍enyi, 1唉978; Ne败e绊, 1991岸, 1996)碍认为，市场转型唉会引起传统的权拜力向市场领域的熬转移，以再分配芭经济为基础的分叭层机制和精英地氨位逐渐衰落，由疤市场机制产生新笆的分层机制和新挨的精英。而拌“绊权力持续/精英绊循环败”扒论(

23、Rona-安Tas, 19奥94; Bia拔n and L拔ogan,19矮96)则认为，败在市场转型的过翱程中，再分配体艾制下形成的权力碍持续发生作用，佰在此基础上的分爸层机制具有延续吧性，传统的精英昂在市场体制下仍捌然占有优势。本稗文借鉴了社会学叭的智慧，对市场芭化如何影响社会爸资本的作用提出版两个替代性的理熬论假说：碍假说1：社会资扒本的作用会随市俺场化进程减弱昂“搬权力转移/精英叭再生跋”捌论支持了假说1艾。市场转型改变颁了资源配置的方翱式，市场真正成昂为资源配置的主白体。在旧的经济拌体制下通过拥有把更多社会资本而鞍获得大量资源、暗从而享有精英地凹位的人，将在市八场转型中逐渐失唉去他们

24、的优势，哎即社会资本的作傲用被市场力量减埃弱。以上理论实般际上是支持了市摆场力量对于家庭按层面的社会资本斑的作用的影响。熬如果社会资本的埃作用具有很强的芭外部性的话，那拌么，可以预期社敖区层面的社会资哎本也同样会对资把源配置起作用，暗而且其作用也同吧样会被市场力量搬减弱。白假说2：社会资伴本的作用会随市颁场化进程加强巴“艾权力持续/精英鞍循环爸”安论支持了假说2瓣。Rona-T阿as(1994懊)提出，精英阶八层利用在过去权罢力经营下形成的啊社会网络关系，盎在转型的过程中案继续获取资源，蔼市场转型的过程半实际上被传统体百制下的精英所控蔼制。由此形成的邦市场并不是真正傲意义上的规范的奥市场，而是

25、与非胺市场力量结合的斑市场，社会资本巴可能作为一种非肮市场力量嵌入到哎市场机制中去获邦得更高的回报。佰在经济学里，制伴度是内生的，经敖济的市场化转型拌是脱胎于原有的把政治和社会结构拌，因此，在原有矮的政治和社会结白构下拥有社会资阿本的人有可能通盎过操纵新生长起办来的市场力量来爱获得更高的回报爱。Knight翱 和Yueh 爸(2002)的芭研究发现与假说哀2是一致的。他笆们的发现说明，暗随着市场化程度啊的提高，个人层按面的社会资本将半在市场机制下发癌挥更大的作用。白四、 数据来源搬和描述办本文主要的数据拌来源是复旦大学斑中国社会主义市袄场经济研究中心扮的2004年翱中国农村调查数俺据库。我们的

26、挨有效样本包含了隘分布在22个省 包括：北京、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、江苏、浙江、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、海南、四川、陕西、甘肃和宁夏。绊的48个村的9按38户家庭在2隘003年的相关胺信息，即包括4绊8个村级层面和半938个家庭层办面的横截面数据岸，每个村的家庭氨样本数大约为2鞍0个。本研究的盎样本以家庭为单阿位，因此各村的俺数据和家庭数据傲进行了匹配。邦本文度量市场化胺程度的数据来自八樊纲和王小鲁的隘中国市场化指艾数安班各地区市场化相笆对进程报告(2吧002年)。澳该报告首先从五绊个主要方面对市澳场化程度进行了捌度量，包括：政扒府与市场的关系般、非国

27、有经济的哎发展、产品市场巴的发育程度、要霸素市场的发育程碍度、市场中介组佰织的发育和法律百制度环境。然后般，由以上五个方癌面指数合成市场罢化进程相对指数蔼，反映了各省在暗市场化进程中的颁相对水平，而不袄是绝对水平。各熬省市场化进程相邦对指数从1到1耙0，指数越高表颁示市场化程度越半高。我们使用了奥2002年各省邦的市场化指数，叭用滞后一年的数百据的好处在于，哎它减轻了市场化巴指数本身可能存扳在的联立内生性拔。在数据处理过吧程中，我们根据袄每个家庭所在省案的市场化指数作傲为这个家庭所面霸临的市场化程度岸。使用省一级的吧市场化程度指数扮忽略了每个省内傲部不同村之间可罢能存在的市场化拜程度差异，这是

28、办因为我们没有村坝一级的市场化程挨度的度量指标。办另外，我们在后稗文中控制了村的暗固定效应，实际按上也就控制了村柏一级的市场化程哎度的差异，但这翱时，我们所看到埃的省一级市场化伴指数对于社会资败本作用的影响仍翱然成立。图1显癌示了我们的样本败在全国各地的分背布，每个省的颜佰色深浅表示了这捌个省的市场化程安度，颜色越深，傲表示这个省的市蔼场化程度越高。熬每个省的名称下败的三个数字依次班表示这个省的样扮本的村数量、家伴庭数量和市场化熬程度。癌图1：样本的分白布及省的市场化把程度扳我们对贫困的界凹定来自于国家统啊计局公布的20板03年中国农村吧贫困线，即人均挨年纯收入637挨元 Chen 和Rava

29、llion(1996)依据1985-1990年广西、云南、贵州和广东的价格水平分别估计了这四个省不同的贫困线。但是并没有研究估计了基于2003年全国各省价格水平的贫困线。本文遵循Gustafsson 和Wei(2000)采用全国统一的贫困线的做法。癌。在这条贫困线板下，2003年扳我们调查的中国蔼22个省的农村瓣贫困率为13.蔼3%。后文中，耙我们还采用了世靶界银行设定的较般高的国际贫困线捌(基于购买力平爱价的每人每天1版美元 基于购买力平价的每人每天1美元即家庭人均年纯收入约960元(林伯强， 2003)。扒)对结果做了稳办健性检验。在国扒际贫困线下，2霸003年全国农霸村贫困率为20叭.5

30、%。与Gu拌st爸a般fsson 和斑Wei(200巴0)采用的全国鞍农村抽样调查的败数据相比，我们笆的抽样调查所获阿得的样本是具有霸较强的代表性的叭，其大多数的统挨计指标并没有与白全国的样本出现矮较大的偏差。扮表1是对本文样鞍本的48个村的氨贫困状况的统计绊描述。在我们的安样本里，有29氨个村的贫困率低霸于全国平均水平扒，19个村的贫耙困率等于或高于版全国平均水平。白东部和中部的大俺部分村的贫困率疤都低于全国平均绊水平；而西部大摆部分村的贫困率办都高于全国平均暗水平。这说明中安国西部农村的贫瓣困发生率要高于澳东部和中部。靶表1：48个调拌查村的贫困状况埃(2003)澳表2列出了本文搬的模型中

31、解释变霸量的名称和定义疤。本文控制了在搬已有文献里影响般贫困的重要变量澳(Jalan熬 and 鞍Ravalli俺on按,扮 1998; 哀Gust耙a蔼fsson吧 and拌 Wei, 2罢000)，包括巴户主党员身份 Knight 和Yueh (2002)将党员身份定义为社会资本，而我们认为，将它定义为政治资本更为合适。叭、人力资本、实罢物资本、家庭特肮征和村的特征，霸这些变量的计算耙方法也与文献保袄持了一致。 Gustafsson 和Wei(2000)还在村的特征里控制了平原和丘陵的地形变量。我们的模型里没有直接放入地形变量，但是控制了Gustafsson 和Wei(2000)提到的地形

32、的作用机制，包括：土地、距离、道路、市场等，而且还考虑了地形通过社会资本发生作用的机制。坝除此之外，本文斑的模型中要考察爸的重点是社会资白本，以及社会资敖本和市场化程度耙的交互项。爱我们从两个维度挨和两个层面度量暗了社会资本，两拌个维度分别是社靶会网络和信任，昂两个层面分别是疤家庭层面和社区班层面。绊首先，我们从两芭个层面度量了社袄会网络。在中国哀，家庭拥有的社背会网络通常是基皑于家庭的亲友关安系(Knigh搬t and Y半ueh, 20佰02)。因此，氨我们对于社会网绊络的问题设计是八：家庭有几家关般系亲密的亲友分隘别在政府、学校摆和医院工作？ 在中国农村，家庭在这些部门的亲友关系是重要的

33、社会网络。在政府的亲友关系可能影响在劳动力市场上的就业、农户获得贷款的概率等等；在学校的亲友关系会影响孩子的受教育机会；在医院的亲友关系可能影响家庭的医疗状况。这些都是影响家庭福利水平和贫困的重要因素。办我们将每个家庭叭在三种部门加总暗的亲友数量来度鞍量家庭层面的社肮会网络。对于社八会层面的社会网版络的度量，我们啊采用了每个村在隘排除了本家庭之哎外的其他样本家碍庭的平均亲友数芭量。这样做有三唉点理由：(1)暗由于社区层面的啊社会网络没有包唉括本家庭的社会俺网络，因而较少办地受到本家庭的板经济状况的影响颁，减轻了社区层般面的社会网络的绊联立性内生问题般；(2)我们的搬社区层面的社会办网络变量度量

34、的安是其对本家庭的昂外部性，体现出碍了社区内部其他翱家庭与本家庭之敖间的社会互动阿(social办 intera岸ction)哀，从而在经济学柏上具有更为具体哎的含义；(3)巴保证了每个家庭坝面对的社区网络艾的差异性，因此扳，当我们控制村昂的固定效应时，俺能够将社区层面哎的社会网络与村扳固定效应区别开伴来。癌其次，值得注意坝的是，本文用对盎于确定的社会公耙共机构的工作人耙员的公共信任作肮为信任的度量 在大多数研究人际信任的文献中，对于信任的度量是“是否认为绝大多数人是可信的”，但是，对于大部分中国的农村居民来说，如何定义“绝大多数人”是非常模糊的。因此，我们采用了对于确定的社会公共机构工作人员

35、的公共信任作为信任的度量。相对于研究人际信任的文献而言，研究公共信任的文献还非常少，本文也是在此领域的探究。我们在这里考察公共信任还有两点重要的理由：首先，Putnam(1993)提出，公共信任与人际信任的产生有密切联系；Cole(1973)也指出，对于公共机构工作人员的信任事实上是对于大多数人的信任的一种具体表现。Alesina 和 Ferrara (2000)验证了对于社会公共机构的信任与对于他人的信任是高度相关的。其次，对于减少贫困来说，人际信任和公共信任相同的作用机制都在于减少交易成本和降低风险。埃。我们从两个层奥面对公共信任进八行了度量，但在斑模型中只考察了凹社区层面的公共碍信任。因

36、为从理搬论上来说，信任阿是一种公共品，芭它的作用是通过般成员间的互动得绊以实现的(Fu案kuyama,袄 1995)，扒公共信任的产生拌和发挥作用也是班基于个人与公共绊机构工作人员的搬长期互动。在已氨有的实证研究中板，信任在国家或稗社区层面对于经唉济发展的作用得拌到了有力的证实摆 (Knack巴 and Ke拜efer 19蔼97; Zak拜 and Kn坝ack, 20艾01)，但是，稗并没有研究发现办信任在个人或家斑庭层面对于经济案发展的作用。因唉此，我们将公共坝信任对于贫困的八影响的研究仅放芭在社区层面。我拌们对于家庭的公碍共信任的问题设澳计是：你分别对扳县和乡政府、司班法立法机构和教拔

37、育机构的工作人哎员的信任度如何熬？信任度从1到百3分别是：根本笆不信任、有所信澳任、完全信任。败我们将每个家庭斑对于三种机构工癌作人员的信任度拔的乘积来度量家奥庭层面的公共信靶任度。我们采用癌乘积的理由是：哎一种公共信任对唉于贫困的作用还按依赖于其他的公按共信任，这三种昂公共信任不会单岸独发生作用。因颁此，这里的乘积暗实际上是构造了奥三种公共信任的阿交互项，考虑了爸它们作用于贫困癌时的相互影响。阿本文在第六部分凹会采用主成分分巴析法来构造公共败信任这个变量，伴对模型结果进行稗稳健性检验。在胺社区层面，我们翱将每个村在排除爱了本家庭的公共绊信任度之外的其斑他样本家庭的平班均公共信任度来阿度量社区

38、层面的懊公共信任度。我挨们这样度量的理叭由与度量社区层傲面的社会网络的鞍理由相同。捌我们对以上社会鞍资本的两个维度拜和两个层面做了奥相关性检验。社办会资本的两个维半度：网络和公共耙信任之间的相关爸性很弱，在家庭瓣层面仅为0.0邦046，在社区叭层面仅为0.1扮5；社会资本的拔两个层面：家庭佰层面和社区层面摆的网络的相关性扒为0.44，家哀庭层面和社区层办面的公共信任的跋相关性为0.4哎8。因此，我们摆排除了同时将社爸会资本的两个维昂度在两个层面的搬度量放入模型会半导致严重的多重袄共线性问题的可爸能性。挨需要特别说明的笆是，我们对于被懊解释变量摆“扒家庭是否贫困绊”袄的度量方式是：坝当该家庭人均

39、年矮纯收入大于或等傲于澳637爸元时处于非贫困班，案Y=1暗；当该家庭人均鞍年收入小于俺637绊元时处于贫困，佰Y=0爱。一些研究贫困坝的文献设贫困时捌Y=1，非贫困芭时Y=0。由于哀我们的模型中加安入了交互项，我柏们的设定方式使昂后面的实证结果捌更易于解释。其拔直观的经济学含俺义是，当Y=1捌时，家庭收入更埃高。鞍表2：解释变量矮列表阿表3用本文样本搬中的938个家阿庭数据对模型中霸的变量进行了统案计描述。除了样蔼本整体外，我们邦还按照贫困线将绊样本分为非贫困碍群体和贫困群体稗。通过比较这三矮组数据，我们可霸以看出，在非贫搬困群体和贫困群版体之间有较明显翱差距是：(1)挨非贫困群体比贫邦困群

40、体拥有更多吧的社会资本，尤奥其是家庭层面的半社会网络和信任坝；(2)非贫困扒群体拥有的政治氨资本和人力资本敖都明显多于贫困唉群体；(3)非半贫困群体有更多皑家庭的户主从事哎非农产业；(4拔)贫困群体更多斑的分布在西部。翱除了社会资本以捌外，已有大量文碍献研究了以上其拜他变量对于中国百农村贫困的作用罢(Jalan 半and 败Ravalli盎on阿, 懊1998; G扒ust笆a埃fsson爱 and把 Wei, 2熬000)。而我敖们将在下一节关跋注社会资本对于白贫困的作用。拔表3：贫困及其敖决定因素的统计爸描述癌袄 佰 岸五、模型和实证笆结果搬本文建立了如下班的Probit八模型来考察贫困懊

41、的决定因素： 吧 半 般 胺 拌 稗 扳 跋 扒 般 埃 (1)翱(1)式里的下盎标奥表示第坝个家庭。方程左邦边的唉表示第把个家庭非贫困的坝概率。右边的解把释变量见上一节凹中的表2。俺我们用STAT奥A的dprob绊it命令得到了隘对于模型中解释唉变量的偏效应和佰标准差的估计，拌结果见表4。在版表4的方程1里巴，我们放入了社奥会资本的两个维捌度在两个层面的癌度量以及它们和班市场化程度的交胺互项；方程2里芭，我们去掉了家叭庭层面的公共信拜任以及它和市场矮化程度的交互项俺。我们去掉家庭颁层面的公共信任佰有两点理由：(爱1)从理论上来八说，信任是一种蔼公共品，它的作版用要通过较大范捌围的成员间互动笆

42、来实现，的确，叭家庭层面的公共蔼信任在模型中对矮于贫困没有显著办影响；(2)在昂去掉家庭层面的癌公共信任以后，熬其他解释变量的靶偏效应和标准差颁没有显著变化，瓣拟R平方也没有跋显著的变化。因拜此，我们遵循已颁有的文献，仅在拔社区层面研究公绊共信任对贫困的捌影响。拔我们在方程2的肮基础上对回归结翱果进行解释。在懊非线性模型里，扳估计交互项的偏坝效应和标准差比把估计不涉及交互摆项的单一变量更安加复杂。我们会案在后面对社会资颁本、市场化程度氨和它们的交互项疤做具体的分析。爱我们在表4的方澳程2中能够获得拔的准确信息是其叭他不涉及交互项叭的单一变量的偏霸效应和显著性，阿因此，我们先对袄这些变量的发现巴

43、进行讨论。挨我们发现：(1敖)家庭拥有的政佰治资本能够显著哎地减少贫困，再颁次肯定了在中国拜党员身份对于收爸入的重要性。但邦是党员对收入的暗作用是不是因为瓣它代理了政治资蔼本，这在我们的爱研究中不能被确袄认，因为Li和背Zhang伴(挨2005)用双八胞胎数据研究党敖员的作用，发现奥在控制了双胞胎矮之间的固定效应爱以后，党员对于霸收入并没有显著暗的影响。这说明拔在已有研究中发岸现的党员的作用巴更可能是由于遗坝漏的个人能力变般量或家庭背景导扮致的，而不是政背治资本或社会资暗本；(2)人力捌资本对减少贫困氨也有重要作用；澳(3)在家庭特爱征中，年龄与贫半困之间的关系是癌倒U型的；家庭碍从事非农产业

44、能白够显著减少贫困袄；(4)在村的稗特征中，处于西跋部的家庭的贫困俺概率高于处于东拔部的家庭的贫困八概率。以上发现般都和已有研究一背致。叭表懊4巴：贫困的决定因碍素估计(以国定袄贫困线作为贫困胺标准)靶接下来，我们重绊点对社会资本、哎市场化程度和它懊们的交互项对于疤贫困的影响进行皑分析。Ai 和班 Norton岸 (2003)摆指出，在200扮0年以前的文献把中，几乎没有研拌究正确估计了非般线性模型里的交安互项的偏效应和柏标准差。已有的版使用包含交互项碍的非线性模型的拌文献，几乎都直佰接报告由dpr盎obit或mf敖x 另一种用在probit命令后报告偏效应和标准差的命令。埃命令得到的交互挨项

45、的偏效应和标隘准差。但是，这阿两种命令都将交唉互项仅看做是一把个单一变量求一昂阶偏导，而忽视邦了交互项是两个霸解释变量的乘积傲形式。正确的做拔法是应该对交互肮的两个变量求交办叉偏导。为了便拔于对我们的模型懊进行分析，我们瓣将(1)式改写捌为：按 颁 盎 罢 懊 笆 斑 阿 拔 爸 把 碍(2)摆我们将社会资本哎、市场化程度、肮以及它们的交互跋项作为考察的重柏点，俺other班表示其他解释变熬量。袄在附录里，我们巴以家庭层面的社捌会网络为例，列凹出了家庭层面的霸社会网络、市场败化程度、以及它巴们的交互项的偏爱效应和标准差的稗正确推导方式。爱其他社会资本及哀其与市场化程度矮的交互项的偏效盎应的计算

46、也同理哎。由此可见，表百4中由dpro鞍bit命令报告懊的社会资本、市唉场化程度和它们矮的交互项的偏效拔应和标准差都是笆不准确的。我们笆根据附录的(2笆.1)，(2.柏2)和(2.3瓣)式，用pre笆dictnl命绊令正确的估计了傲以上解释变量的蔼偏效应和标准差敖，结果见表5。 我们的估计使用了一个自己编写的程序，估计了包括三个交互项的模型的偏效应和标准差。该程序自动报告用Delta Method计算的标准差。在我们使用这个程序之前，由Ai和Norton(2003)提供的程序只能用于估计包括一个交互项的模型的偏效应和标准差。办首先，我们可以拔确认社会资本对巴于减少贫困的重邦要作用。社区层隘面的

47、社会网络和按公共信任能够显坝著减少家庭贫困吧的概率；家庭层靶面的社会网络也瓣对减少贫困有正爱的影响，但是不摆显著。这证实了败社会资本是一种艾公共品。而且，拌我们度量的社区啊层面的社会资本哀是排除了本家庭皑之外的。因此，哎以上发现的实际柏含义是：社区内氨其他家庭的社会埃资本对于本家庭按减少贫困有显著俺的作用，这更进背一步证实了社会蔼资本强大的外部办性。哀然后，我们能够罢从交互项的符号爸和显著性来发现阿市场化是如何影半响社会资本对于百贫困的作用的。败家庭层面的社会哎网络与市场化程版度的交互项显著傲为负，而社区层捌面的社会网络和阿信任与市场化的搬交互项都不显著埃。我们可以由此板排除在第三部分爱提出的

48、假说2：背社会资本的作用挨会随市场化进程胺加强；而接受假凹说1：社会资本叭的作用会随市场爱化进程减弱。不隘过，我们只能部扳分地接受假说1矮，即家庭层面的芭社会资本的作用巴会在市场化过程矮中减弱，但是市办场化并不显著影俺响社区层面的社拔会资本的作用。版以下我们分别对安三个交互项进行般分析：皑(1)家庭层面笆的社会网络与市碍场化程度的交互蔼项显著为负。家吧庭层面的社会网颁络的作用主要体熬现在通过直接的拌亲友关系获取资凹源。在计划经济碍体制下，家庭层袄面的社会资本是鞍资源配置的重要埃方式，拥有较多瓣在政府或其他公柏共部门的亲友的翱家庭能在资源配邦置中占据优势，矮拥有较少此类亲绊友关系的家庭更胺容易陷

49、入贫困。阿然而，随着市场奥化程度的提高，佰市场成为资源配盎置的主体机制，靶减弱了家庭层面案的社会网络的作拔用。而且，这种稗减弱作用较为明挨显，家庭层面的颁社会网络的作用笆在市场化进程中隘减弱之后，不再扒显著地影响贫困熬。吧(2)社区层面敖的社会网络与市稗场化的交互项的案符号为正，但是凹不显著。这说明碍社区层面的社会办网络的作用不会案在市场化进程中挨显著减弱，也并搬不会显著加强。败与家庭层面的社捌会网络不同，社埃区层面的社会网澳络具有较强的外罢部性。在考虑了矮市场力量的因素奥之后，社区层面吧的社会网络依然澳能显著地减少贫皑困，从数量上来矮看，社区层面的艾社会网络减少贫笆困的作用比家庭癌层面的社会

50、网络板的作用要强得多矮。扒(3)社区层面暗的公共信任对贫稗困的作用会在市吧场化中减弱，但捌是不显著。社区把层面的公共信任暗也具有明显的外般部性。在市场逐把渐完善的过程中颁，由市场形成的奥正式制度会减少版一部分非正式制盎度的作用，但是安由于公共信任的隘公共品性质，这扒种影响并不显著斑。非正式制度在摆市场机制下仍然傲对减少贫困有重矮要作用。鞍由此可以得到我扮们最感兴趣的问挨题的答案，即：艾社会资本作为一癌种非市场力量，澳它的作用会随市办场化进程减弱。半这不同于Kni摆ght 和Yu摆eh (200爸2)的发现。而啊且，我们能够进耙一步区分市场化碍对于不同层面社昂会资本的作用的巴影响。市场化实斑际上

51、是减弱了家半庭层面的社会资巴本直接进行资源颁配置的作用，使唉它对贫困没有显柏著影响；而市场皑化对社区层面的拌社会资本的作用版则没有明显的影拌响。暗最后，市场化本俺身对减少贫困有扳正的作用，但是板不显著。我们怀叭疑是因为模型中氨市场化与地理哑颁变量高度相关。摆首先，我们做了斑市场化程度与中挨部和西部哑变量肮的简单线性回归般，它们之间显著稗相关，而且R败2半高达0.63。暗然后，我们在表氨4的方程2中去澳掉中部和西部两笆个地理哑变量，颁重新估计了市场皑化的偏效应和标袄准差，发现市场霸化对于减少贫困昂有非常显著的正傲影响。这证实了哀我们的判断。不耙过，我们不能因叭此在模型中去掉暗中部和西部来估把计其

52、他变量。因板为这两个地理哑笆变量有可能包含笆除了市场化因素扳以外的其他地区爸固定效应，我们盎在对模型进行估埃计的时候必须控氨制这些因素。阿表5：贫困的决胺定因素估计(以班国定贫困线作为挨贫困标准)(续办)六、稳健性检验隘1、以国际贫困败线作为贫困标准叭众多的批评(如隘CSLS, 2爱003)指出中摆国官方的贫困线搬定得太低。为了艾检验本文的实证艾结果的稳健性，奥我们采用了世界叭银行设定的国际八贫困线拔傲基于购买力平价霸的每人每天1美笆元，即家庭人均搬年纯收入约96扳0元(林，20氨03)，对我们白的估计结果进行挨了稳健性检验。瓣表6是采用世界袄银行的贫困线时稗的估计结果。表背6的方程3(1佰)

53、报告了解释变敖量的偏效应和标鞍准差，并且在方哎程3(2)中用柏上一节所述的方斑法重新正确地估耙计了社会资本，笆市场化和它们的坝交互项的偏效应皑和标准差。吧首先，表6的方板程3(1)中的疤人力资本，家庭昂特征以及地理特唉征等显著变量的绊结果与表4的方俺程2基本一致。胺然后，通过比较邦表6的方程3(百2)与表5，我矮们发现：(1)澳贫困线提高以后按，度量社会资本班的三个变量都显跋著减少贫困；家芭庭层面的社会网罢络与市场化程度搬的交互项，以及拔社区层面的公共邦信任与市场化程板度的交互项，都佰显著为负，说明跋社会资本的作用八会随着市场化程熬度的提高而减弱伴。这些都进一步岸证实：社会资本坝能显著地减少贫

54、岸困，但是随着市搬场化程度的提高拔，社会资本的作坝用会显著减弱。翱这说明我们在上拌一节中的主要发巴现是稳健的。(熬2)家庭层面的矮社会网络对收入邦相对较高的家庭哎比对特别穷的家爸庭更加重要，在笆市场机制下那些安收入相对较高的鞍家庭仍然能够通澳过他们拥有的社跋会网络获取资源敖；而且，公共信拌任对于收入相对盎较高的群体的作扳用会在市场化进挨程中显著减弱。板(3)这里的市拜场化也不显著的般为正。像上一节罢一样，我们在表罢6的方程3中去哀掉中部和西部两按个地理哑变量，爸重新估计了市场肮化的偏效应和标矮准差，发现市场霸化仍然对减少贫拜困有显著作用。拜表哎6鞍：贫困的决定因鞍素估计(以国际胺贫困线作为贫困

55、拜标准)背2、哎用主成分分析法鞍构造信任的变量扳我们采用主成分板分析法白(Princi瓣pal Com笆ponents颁 Analys唉is)芭重新构造了公共按信任的变量。我佰们对三个度量信翱任的变量进行了柏主成分分析，并把选取了第一主成耙分 由于我们用于分析交互项是否显著的程序只能允许最多三个交互项，同时，也为了避免使用不同的主成份而造成的模型解释的困难，我们在模型中只能放一个表示信任的变量。熬，该主成分的方柏差贡献率为皑65%安，即解释了原有百数据邦65%哎的信息。这个解般释水平并不算理案想(通常达到袄80%背以上比较理想)扳，其中一个重要颁的原因是由于在吧被合成的三个变瓣量中，对于政府罢

56、工作人员的信任拜和对于司法立法斑机构工作人员的罢信任相关系数高昂达按0.79癌。在采用主成分疤法时，这两个变敖量的权重被高估芭了，而对教育机板构工作人员的信哎任这一变量的权邦重被低估。皑我们将用主成分邦分析法构造的公跋共信任变量带入伴表翱4案的方程爸2凹中，得到表啊7捌的结果。首先，坝政治资本、人力皑资本、实物资本哎、家庭特征和村啊的特征的结果都懊和表4的方程百2哎基本相同。然后肮，在表7的4(啊2)中，社会资懊本、市场化、以芭及它们的交互项傲的符号都和表5阿一致，但是显著傲性发生了变化，绊只有社区层面的柏社会网络显著地把减少贫困。由变摆量符号的一致性般，我们可以确认暗我们的主要结论俺，即，社

57、会资本艾会减少贫困，而唉社会资本的作用瓣会在市场化进程碍中减弱。然而，败这些变量都几乎斑不显著，很有可稗能是由于这里采安用第一主成分损盎失了较多的信息白。因此，我们仍敖然采用上一节中皑对信任变量的构败造方法，在充分唉利用变量信息的版基础上得出本文啊的结论。般表爸7胺：贫困的决定因柏素估计(用主成啊分分析法构造信八任变量)氨七、内生性问题矮的讨论1、固定效应奥在我们的模型中笆，有可能存在未鞍观察到的村的特埃征会影响实证结罢果。通常解决这半类问题的方法是罢在面板数据中采笆用固定效应法(氨Fixed E扒ffect)，绊而由于本文采用奥的是横截面数据澳，没有时间上的肮变化，因此应该佰去除村的均值(绊

58、Demean)隘来控制村的固定败效应。但是，对斑于被解释变量肮版贫困，去除的均翱值是每个村的贫埃困率，因此被解案释变量去均值以奥后就从0-1变伴量变成了连续变肮量。这样，我们埃的模型就从非线搬性变成了线性。挨为了保持模型的肮非线性形式，我昂们采用哑变量回哎归法来控制村的叭固定效应，这种暗方法得到的估计败值和标准差与去叭均值法得到的一绊样 参见Wooldgridge(2003)，14.1节。版。我们在第五节艾中(1)式的基昂础上去掉了中部唉和西部两个哑变百量以及道路和距拌离两个村的特征昂变量 因为它们都和村的哑变量完全共线性，而且去掉后不影响模型的结果。暗，加入了包括第扮1个村到第47白个村在内

59、的47佰个村的哑变量，罢第48个村是基伴准组。结果见表案8。般我们发现，在加扳入了村的哑变量敖以后，解释变量耙的显著性和符号哎都基本上没有发半生显著变化 用于分析交互项是否显著的程序对于模型包含的变量数量有限制，我们在原模型中包含的变量数已经到达了该程序允许的上限。因此，我们暂时无法在加入了多达47个哑变量的模型中准确估计出社会资本，市场化和它们的交互项的偏效应和标准差。阿，这说明控制了笆村的固定效应以斑后对模型的结果蔼并没有显著影响敖。而且，在模型啊中加入了47个鞍解释变量以后，盎拟R平方也只上版升了0.09，埃这也说明原方程扳未控制的村的特绊征并不具有很强熬的解释力。事实柏上，我们在第四颁

60、节的模型里已经板控制住了部分村背的特征，例如：扮村的交通基础设唉施和村距离集市盎的距离。暗表8：贫困的决敖定因素估计(控熬制了村固定效应案)癌2、联立性或遗袄漏变量偏误翱在我们的模型里扒，社会资本的三岸个度量中，社区背层面的社会网络安和公共信任由于耙是在排除了本家靶庭以后计算的，哀它们的联立性内半生问题得到了减癌轻。而家庭层面傲的社会网络仍然百有可能存在联立捌性或遗漏变量的笆内生性问题，解暗决这一问题的有拜效办法是寻找家爱庭层面的社会网蔼络的工具变量。扮在已有的文献中罢，曾被用做社会吧网络的工具变量安的有：(1)信阿任(Naray爱an拜 and半 Pritch柏ett, 19疤97)；(2)