牛喜霞，湯曉峰

一、問題的提出

自1980年法國社會學家皮埃爾·布迪厄（P.Bourdieu）（1997）①正式提出了“社會資本”這一概念，并從集體層面給出了社會資本的界定，即認為“社會資本是實際或潛在資源的集合體，那些資源是同對某種持久性的網(wǎng)絡的占有密不可分的，這一網(wǎng)絡是大家共同熟悉的、得到公認的，而且是一種體制化關(guān)系的網(wǎng)絡。換句話說，這一網(wǎng)絡是同某個團體的會員制相聯(lián)系的，它從集體性擁有的資本的角度為每個會員提供支持，提供為他們贏得聲望的‘憑證’，而對于聲望則可以有各種各樣的理解……”。自此之后，學界對社會資本這一概念展開了熱烈的討論，其中，第一次從社區(qū)層面對社會資本及功效進行研究的是哈佛大學社會學教授羅伯特·D·普特南（Robert D.Putnam）（1995）②，他通過對意大利的南北部的比較研究，指出：“社會資本……指的是社會組織的特征，例如信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡，它們能夠通過促進合作行為來提高社會的效率。”在此定義中，普特南強調(diào)的是集體行為或組織行為的重要性，強調(diào)信任、規(guī)范和網(wǎng)絡的重要性。從此之后，社會資本被廣泛用于解釋經(jīng)濟發(fā)展、經(jīng)濟治理等諸多問題。福山等人研究發(fā)現(xiàn)，社會資本存量多的社區(qū)更能夠應對貧困，解決爭端，促進就業(yè)，提高組織效率，促進社區(qū)經(jīng)濟發(fā)展（Fukuyama，1996③；Narayan，1999④；Woolcock，1998⑤）。我國學者在研究中也注意到在社區(qū)治理中，社會資本可以改善人們的生活質(zhì)量，維持社會秩序，增強社會凝聚力，同時指出社會資本的總理和分布決定了社區(qū)認同感、凝聚力以及社區(qū)治理的績效（王思斌，2000）⑥。正是社會資本的強大解釋力使它在社會學、經(jīng)濟學、政治學等多個領域中都被廣泛的運用，但與此同時，也使得社會資本的定義及其測量變得極為復雜甚至混亂（趙延東，2006）⑦。因此，學者們從各自的經(jīng)驗研究出發(fā)對如何測量集體層次的社會資本進行了探討。普特南（2001）⑧指出應該從社會信任、公民參與的網(wǎng)絡和互惠規(guī)范以及成功的合作等方面對社會資本進行測量。林南（2001）⑨在總結(jié)前人經(jīng)驗和自己構(gòu)建的社會資本模型的基礎上將社會資本視為網(wǎng)絡資產(chǎn)來測量，他認為可以從被嵌入在社會網(wǎng)絡中的資源以及個體的網(wǎng)絡位置兩個要素來測量社會資本。但更多的學者對社會資本進行測量的是使用8維度法、7維度法、6維度法和5維度法。8維度法有按照對社區(qū)的參與、社會背景中的能動性、信任和安全感、鄰居間的聯(lián)系、家庭與朋友的聯(lián)系、差異化的承受力、生活價值、工作聯(lián)系等進行測量（Paul Bullen、Jenny Onyx，1997）⑩，但這種測量方法實際上將社會資本等同于社會關(guān)系，因此他們的測量結(jié)果很難真正反映社會資本的真實情況；Kawachi等（2004）?通過回顧33篇文獻發(fā)現(xiàn)，測量社會資本的維度至少有8個，即信任、參與社團和組織、社會支持、自愿活動/志愿主義、互惠、非正式社交活動、社區(qū)凝聚力、社區(qū)歸屬感；Desilva（2006）?綜合分析了28篇文章后，建議社會資本的測量應包括8個主要維度，它們分別是信任、社會凝聚力、社區(qū)歸屬感、參與社團、社會網(wǎng)絡、社會支持、參與公共事務以及家庭社會資本；我國學者桂勇，黃榮貴（2008）?確立了8維度的社區(qū)社會資本的測量指標，并以上海的城市社區(qū)作為研究單位，對8維度測量指標進行了檢驗，最終提取了地方性社會網(wǎng)絡、社區(qū)歸屬感、社區(qū)凝聚力、非地方性社交、志愿主義、互惠與一般性信任和社區(qū)信任7個因子、29個項目；姜楠（2009）?提出了從信任與團結(jié)、團體、網(wǎng)絡、社區(qū)凝聚、社區(qū)參與、信息交流、社區(qū)安全、政治參與8個方面對單位型社區(qū)社會資本進行測量，并且對城市單位型社區(qū)與非單位型社區(qū)的社會資本進行了比較分析。7維度法的代表人物主要有納拉揚和普里切特（2005）?，他們從村莊層面上考察了坦桑尼亞農(nóng)村的社會資本與村莊經(jīng)濟之間的聯(lián)系，提出衡量農(nóng)村社會資本的7個指標，具體包括：參與社團、一般規(guī)范、和睦相處、日常社交、鄰里聯(lián)系、志愿主義、信任。國內(nèi)學者多用5維度法和6維度法對社區(qū)社會資本進行測量，林聚任等（2005）?從社會風氣觀、公共參與、處世之道、信任安全感和關(guān)系網(wǎng)絡五個方面分析了山東省農(nóng)村社會資本的狀況；賈先文（2010）?提出應該從信任、網(wǎng)絡、志愿主義、社區(qū)歸宿感和社區(qū)凝聚力5個維度測量農(nóng)村社會資本。裴志軍（2010）?認為應該從普遍信任、規(guī)范信任、正式網(wǎng)絡、非正式網(wǎng)絡、共同愿景與社會支持6個維度測量農(nóng)村社會資本。謝治菊，譚洪波（2011）?提出了從社區(qū)參與、社區(qū)歸宿感、合作、共享、互惠和信任6個維度測量農(nóng)村社會資本。此外，Harpham（2007）?也認為社會資本應該包括6大維度，即網(wǎng)絡、社會支持、信任、社會支持、互惠和非正式社會控制。

通過對已有文獻的系統(tǒng)梳理，我們發(fā)現(xiàn)大多數(shù)研究者運用定量的研究方法，分別提出了測量社區(qū)社會資本的指標，通過經(jīng)驗研究對這些指標進行了檢驗，從而形成了較有代表性的測量社區(qū)社會資本維度，但引起我們思考的問題是：第一，何謂社區(qū)社會資本？社區(qū)作為一個共同體，應該有其基本的組成元素，那么社會資本作為影響社區(qū)發(fā)展的非常重要的變量，其組成結(jié)構(gòu)又是什么？是由哪些因素構(gòu)成的？如果不回答這一問題，測量指標的建構(gòu)將會失去其針對性和操作性。第二，現(xiàn)有研究過多地關(guān)注了社會資本測量指標的構(gòu)建、檢驗和模型的建立，卻忽視了對社區(qū)社會資本真實狀況的研究，這突出表現(xiàn)在缺乏關(guān)于農(nóng)村社區(qū)與城市社區(qū)社會資本狀況的比較研究，不同地區(qū)農(nóng)村社會資本狀況的比較研究更是空白，更沒有關(guān)于少數(shù)民族村落與漢族村落社會資本的比較研究。因此，我們不僅要問為什么要建構(gòu)這些指標，其作用何在？測量城市社區(qū)社會資本的指標能否直接用來測量農(nóng)村社區(qū)社會資本？第三，現(xiàn)有研究建構(gòu)了多種測量社會資本的指標，但并沒有指出這些指標受社區(qū)中哪些因素的影響，似乎這些指標就是決定社區(qū)社會資本的最終因素，從而預設了一個前提假設，即社區(qū)的信任、社區(qū)參與、社區(qū)歸宿感、合作規(guī)范、互惠、共享等因素是以前置變量或者自變量存在的，也就是說，這些指標本身不受其它因素的影響。但大量的事實證明，不同類型社區(qū)中人與人之間的信任、合作、共享、互惠和社區(qū)的參與狀況是不同的，因此，經(jīng)驗告訴我們學者們用來測量社會資本的這些指標僅僅只是中介變量，其本身也是受其它因素影響的，那么，到底又是哪些因素會影響到人與人之間的信任、合作、共享、互惠和社區(qū)的參與呢？從現(xiàn)有研究中顯然難以找出令人滿意的答案。

社會資本不僅具有經(jīng)濟學的意義，更重要的是具有政治學的意義。也就是說，社會資本不僅可以用來解釋經(jīng)濟增長，同樣可以用來解釋政治穩(wěn)定等現(xiàn)象。社會資本這一范式可以幫助我們考察轉(zhuǎn)型期的政府績效、社區(qū)的效率與社會活力。但是，社會資本作為產(chǎn)生于西方社會的概念范式，用來研究中國社會現(xiàn)實問題時，首先要結(jié)合中國的社會文化傳統(tǒng)、價值觀念和人們采取行動的習慣特質(zhì)，給出一個本土化的概念界定。首先，社會資本主要是由公民的信任、互惠和合作有關(guān)的一系列態(tài)度和價值觀構(gòu)成的，其關(guān)鍵是使人們傾向于相互合作、去信任、去理解、去同情的主觀的世界觀所具有的特征；其次，社會資本的主要特征體現(xiàn)在那些將朋友、家庭、社區(qū)、工作以及公私生活聯(lián)系起來的人格網(wǎng)絡；第三，社會資本是社會結(jié)構(gòu)和社會關(guān)系的一種特性，它有助于推動社會行動和搞定事情。尤其是在農(nóng)村，因血緣、地緣等因素而構(gòu)成的關(guān)系網(wǎng)絡，是中國農(nóng)村社會資本的主要表現(xiàn)形式，可以說，中國的農(nóng)村社會有著豐富的社會資本存量。為此，本文認為社區(qū)社會資本就是存在于特定共同體之中的以信任、互惠、合作、共享和社區(qū)歸屬為主要表征的參與網(wǎng)絡，是透過社區(qū)居民對于信任、互惠、合作、共享等一系列態(tài)度和價值觀及其行動展現(xiàn)出來的。但是，國內(nèi)外已有的關(guān)于社區(qū)層面社會資本的研究多集中于對城市社區(qū)社會資本的狀況、測量指標、對社區(qū)建設的影響，較少對農(nóng)村社區(qū)社會資本進行深入的研究和分析，更缺乏對不同地區(qū)社會資本的比較研究。故此，本文在研究對象的選取上，以農(nóng)村社區(qū)作為研究對象，以期客觀地呈現(xiàn)農(nóng)村社區(qū)社會資本的實際狀況。本文運用問卷調(diào)查的方法，進入山東、陜西、甘肅、寧夏進行了為期2個月的調(diào)查，獲取了由2201個戶主組成的數(shù)據(jù)庫，對農(nóng)村社區(qū)社會資本的內(nèi)在結(jié)構(gòu)進行了探索性研究，描述了社區(qū)社會資本的現(xiàn)狀，并對相關(guān)的影響因素進行了定量的分析。

二、研究設計

1.結(jié)構(gòu)測量指標

為了搞清楚一個國家、一個組織、一個社區(qū)甚至是一個個人的社會資本存量的多少，國內(nèi)外學者運用了很多變量對其進行了測量和分析。從現(xiàn)有的文獻來看，目前國內(nèi)外基本上存在著針對個體層次社會資本的測量方法和集體層次社會資本測量方法。如通過提名生成法、位置生成法來測量個人擁有的社會資本量；通過信任、公共參與、社會聯(lián)結(jié)和社會規(guī)范來測量集體（社區(qū)、組織等）所擁有的社會資本量。本文主要分析的是社區(qū)社會資本方面，主要是對謝治菊、譚洪波（2011）提出的從社區(qū)參與、社區(qū)歸宿感、合作、共享、互惠和信任的6維度測量法進行了修正?？紤]到村民的行為受到價值取向的影響，行動主體的行為以集體為取向，將會更多地將自己置于社區(qū)人的層面從他者的角度參與社區(qū)活動，即“一般社區(qū)參與”。反之，如果行動主體的行為以個體為取向，則將會更多地從個體利益角度參與社區(qū)活動，以期獲得社區(qū)人的合法資源，即“特殊社區(qū)參與”。為此，我們將原來“社區(qū)參與”維度細分為“一般社區(qū)參與”和“特殊社區(qū)參與”兩個維度；同時，考慮到“信任”維度和“差序格局”的人際關(guān)系結(jié)構(gòu)相聯(lián)系，從而使中國人所信任的人群中既包括家屬、親戚和家族成員，也會包括一些與自己具有擬親屬關(guān)系的其他外人。因此，在中國人所信任的人群中，與“己”越近，則關(guān)系越親密，信任感越強。因此，中國人根據(jù)雙方之間的人際關(guān)系所確定的有選擇傾向性的相互信任即特殊信任，與根據(jù)有關(guān)人性的基本觀念信仰所確定的對人的信任即普遍信任，而對于體制內(nèi)人員的信任即制度信任。根據(jù)這一原則我們將“信任”維度細分為“制度信任”、“熟人信任”和“普遍信任”三個維度。

之所以選取謝治菊等提出的6維度為測量農(nóng)村社區(qū)社會資本的基礎，主要基于以下幾個方面的考慮：第一，他們提出的測量指標是針對“農(nóng)村的‘熟人社會’特征，村民們之間關(guān)系比較簡單，村民們的‘信任、社區(qū)參與、互惠、共享、合作、社區(qū)歸感’在很大程度上代表了農(nóng)村社區(qū)的社會資本水平”（謝治菊、譚洪波，2011）；第二，在比較了國內(nèi)關(guān)于社區(qū)社會資本的測量指標之后，我們發(fā)現(xiàn)他們提出的6維度法其信度是最高的，其中四個維度的信度系數(shù)高達0.9，只有互惠、信任兩個維度的信度系數(shù)在0.7以上。因此，可以成為測量農(nóng)村社區(qū)社會資本的一個很好的工具。第三，他們提出的這六個維度，既考慮了國內(nèi)外學術(shù)界關(guān)于中觀層面社會資本研究的基本思路，同時也關(guān)照到了國內(nèi)社區(qū)社會資本的測量維度，還考慮到了農(nóng)村社區(qū)社會資本的特殊性。其中，“社區(qū)參與”、“社區(qū)歸屬感”、“互惠”、“信任”指標主要借鑒了國內(nèi)外社區(qū)社會資本研究中的相關(guān)維度；“合作”、“共享”指標則是充分考慮到了農(nóng)村社會村民間互動的基本邏輯。雖然是“在集體層面界定農(nóng)村社區(qū)社會資本的，但是考慮到個體層面的指標具有自身的優(yōu)勢”（Harpham，2007），“也更加切合社會資本的理論含義，而且在實踐中也更加可行”（桂勇、黃榮貴，2008）。因此，關(guān)于農(nóng)村社區(qū)社會資本的變量值，我們?nèi)匀辉凇笆谴迓鋬?nèi)個體層面（村民）進行測量的，然后由村民的變量值匯總、平均而成社區(qū)社會資本的指標，而不是直接收集有關(guān)社區(qū)的特征指標”（裴志軍，2010））。為了準確測量村民的態(tài)度，采用了李克特5點量表法，每個變量均設計了“非常同意、同意、無所謂、不同意、很不同意”5個答案，并分別賦值1～5分。但考慮到我們的調(diào)查地點東西部農(nóng)村地區(qū)的實際情況，在制定量表時，我們對具體的測量指標進行了修改，形成了農(nóng)村社區(qū)社會資本的測量指標，具體操作化如下：

（1）社區(qū)參與：指社區(qū)居民自愿自覺地參與社區(qū)內(nèi)的各項事務和各種活動的過程。根據(jù)我們對調(diào)查地山東、陜西、甘肅和寧夏所在的31個村子實際情況的了解，這些村從未舉行過“義務為老年人和殘疾人服務的活動”，也從未舉行過“義務獻血活動”，也沒有任何的協(xié)會組織。此外，除了一些正式的生命儀禮或主要節(jié)日，農(nóng)民很少會和親戚、朋友一起聚餐。為此，我們將測量指標由原來的13個減少到了9個?！疤厥馍鐓^(qū)參與”維度的指標有：“我積極參加村干部選舉”、“經(jīng)常參與村里的秧歌隊或其他文化活動”、“我愿意參與資助村里比我更窮的人”和“我與鄰居或村民之間經(jīng)常互訪”；“一般社區(qū)參與”維度的指標有：“我愿意為村級文化建設繳納費用”、“會免費為村級事務出工出力”、“主動關(guān)心村級事務”、“無償為村級事務獻計獻策”、“愿意免費承擔村里的衛(wèi)生監(jiān)督員”。

（2）社區(qū)歸屬感：指社區(qū)居民把自己歸入某一地域人群集合體的心理狀態(tài)。在操作化過程中，考慮到“我們村的大部分村民都愿意參與村級事務”這一指標屬于社區(qū)參與維度，同時，這是一個對別人的行為作出評價的態(tài)度選項，放在這里不合適，為此，我們?nèi)∠袅诉@一指標，操作化為：我們村的發(fā)展對我很重要、我喜歡我所在的社區(qū)、我關(guān)心我們村的事務、為了村容村貌不會亂丟垃圾、我們村會越來越好。

（3）合作：指個人與個人、群體與群體之間為達到共同目的，彼此相互配合的一種聯(lián)合行動方式。對于這一維度的測量指標，只是將社會中介組織中養(yǎng)鵝協(xié)會用農(nóng)民專業(yè)合作組織作了代替。操作化為：與其他村民有生意上的往來、與本村村委會有生意或項目合作、與企業(yè)（如房地產(chǎn)公司、工廠等）有租賃協(xié)議、與政府有經(jīng)濟行為的合作、與社會中介組織（如農(nóng)民專業(yè)合作組織）有合作。

（4）共享：共享即分享，既將一件物品或者信息的使用權(quán)或知情權(quán)與其他人共同擁有。操作化為：有好吃的食物會分給鄰居與其他村民、買了農(nóng)耕用具會免費讓鄰居使用、知道打折或優(yōu)惠的信息會告訴自己認識的人。

（5）互惠：指互相給對方恩惠或者好處。操作化為4個測量指標：農(nóng)忙時常與其他村民互換活路、紅白喜事時常與其他村民相互幫忙、鄰居間互相回報、村民需要幫忙會不計報酬的幫助他。

（6）信任：信任是建立在雙方共同生活，具有共同價值觀的基礎之上的，以情感內(nèi)容和因素為維度的一方對另一方表示出的一種相信的主觀態(tài)度?？紤]到“信任”維度和“差序格局”的人際關(guān)系結(jié)構(gòu)相聯(lián)系，在中國人所信任的人群中，與“己”越近，則關(guān)系越親密，信任感越強。為此，我們將“信任”維度系分為“制度信任”、“熟人信任”和“普遍信任”三個維度。除了基于血緣和地緣關(guān)系的特殊信任之外，目前，農(nóng)村還存在著對于領導、政府、媒體、警察、法院和法官和醫(yī)生的制度化信任（趙延東，2006），及對于陌生人和社會上大多數(shù)人的普遍化信任?！爸贫刃湃巍本S度的測量指標有：“相信村領導”、“相信政府”、“相信國內(nèi)媒體上的新聞”、“相信警察、法院和法官”、“相信醫(yī)生”；“熟人信任”維度的測量指標有：“相信家人說的話”、“相信自己三代以內(nèi)的近親”、“外出時可以把家門鑰匙交給鄰居保管”、“看信或?qū)懶庞龅絾栴}時會請村里識字的人幫忙”；“普遍信任”維度的測量指標有：“我相信市場上的商人/買賣人不會欺騙消費者”“我會幫助向自己求助的陌生人”、“社會上的大多數(shù)人是可信的”。

2.數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自于2011年1月至2012年3月在山東、陜西、甘肅和寧夏四個省31個自然村，重點考慮的是自然村作為村落共同體保留著村落內(nèi)習慣、民俗、歷史、傳統(tǒng)及社會信任的整體性（裴志軍，2010）進行的大規(guī)模入戶問卷調(diào)查。我們選取了山東省各市縣20個自然村；陜西省的渭南蒲城縣和銅川市印臺區(qū)各1個漢族村落；甘肅省靖遠縣1個漢族村落；寧夏回族自治區(qū)8個村落（回漢雜居村3個、純回族村2個（其中1個是移民村）、純漢民村3個）作為調(diào)查地點。為了獲取村莊作為整體的社會資本狀況，在山東、寧夏、甘肅分別選取了1個村子進行了整體調(diào)查，在其他28個村落，先獲取自然村戶主的名單，然后按照村落農(nóng)戶的比例隨機抽取戶主作為調(diào)查對象，每個村共訪問了30～185個戶主，由于搬遷、外出打工、年齡太高、拒絕訪問等原因，最終我們得到的數(shù)據(jù)集包含2201個戶主組成的樣本，樣本的基本統(tǒng)計特征見下表（表1）。之所以選擇這四個地方是基于以下幾點考慮：第一，從經(jīng)濟發(fā)展來看，山東省的整體經(jīng)濟狀況能代表東部地區(qū)，陜西、甘肅和寧夏基本能代表西部省份，體現(xiàn)出了東西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不同水平。第二，從民族構(gòu)成來看，有純漢族村落（如山東省的大部分村落）、回漢雜居村落和純回族村落（以寧夏的樣本為代表）；第三，從村落類型來看，有原來的傳統(tǒng)村落，有移民村落，和“合村并居”后形成的新的小區(qū)；第四，我們的調(diào)查員由社會學專業(yè)碩士研究生和本科生構(gòu)成，本次調(diào)查所選取的村莊均為調(diào)查員的家鄉(xiāng)，由于調(diào)查員本身就是村莊的一員，調(diào)查員的這種參與者的身份，既能保證調(diào)查的順利進行，同時也能夠獲得真實的資料。

表1 樣本的基本變量描述性分析

（1）農(nóng)村社區(qū)社會資本的因子結(jié)構(gòu)

首先，我們對前述的6維度38項社區(qū)社會資本指標進行了相關(guān)關(guān)系的矩陣分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)“我愿意為村級文化建設繳納費用”與其它指標的相關(guān)系數(shù)只有一個在0.4以上，其它均在0.3以下；“我愿意參與資助村里比我更窮的人”和“我與鄰居或村民之間經(jīng)?；ピL（互相走動）”與其它指標的相關(guān)系數(shù)只有一個為0.369，其它均小于0.3；“為了村容村貌，我不會亂丟垃圾”與其它指標的相關(guān)系數(shù)沒有大于0.3的；“我相信市場上的商人、買賣人不會欺騙消費者”與其它指標的相關(guān)系數(shù)只有一項為0.328。為此，在進一步的因子分析中予以剔除。

接下來，我們運用探索性因子分析方法，對剩余的33項農(nóng)村社區(qū)社會資本指標進行了主成分法分析，采用方差極大化方法對因子負荷進行正交旋轉(zhuǎn)，結(jié)果見碎石圖（圖1）。從圖1中可以看到，有9個主要成分的特征值大于 1，分別用 F1、F2、F3、F4、F5、F6、F7、F8 和 F9 來表示。從表2 可以看到，所有指標的共同度（公因子方差）除“我們村會越來越好”（0.438）、“鄰居給了我好處，我也會給他好處”（0.419）和“村民需要幫忙，我會不計報酬地幫助他”（0.402）以外，都達到0.5以上。9個新因子累計方差貢獻率達到62.1%。KMO檢驗值為0.861，巴特利特球體檢驗值達到26 061.624（p=0.000＜0.001），說明這些指標適合進行因子分析。

圖1 運用探索性因子分析后的碎石圖

“與其他村民有生意上的往來”、“與本村或其他村的村委會有生意或合作項目”、“與鄉(xiāng)政府或縣政府有經(jīng)濟行為的合作”、“與企業(yè)（如房地產(chǎn)公司工廠等）有租賃協(xié)議”、“與社會中介組織（如農(nóng)民專業(yè)合作經(jīng)濟組織）有合作”5項指標對F1的負荷值最高，分別達到了0.757、0.824、0.920、0.916和0.856，說明此5項指標很好地代表了F1。這5項指標都反映了村民與不同主體有經(jīng)濟上的往來。因此我們將F1命名為“合作”因子。

“有好吃的食物，我會分給鄰居與村民”、“我家買了農(nóng)耕用具（小四輪），會免費讓鄰居使用”、“知道打折或優(yōu)惠的信息，會告訴我認識的人”、“農(nóng)忙時，常常與其他村民互換活路”4項指標對F2的負荷值最高，分別達到了0.740、0.783、0.712和0.658。這4項指標反映了鄰里之間對食物、農(nóng)具、信息等的分享程度，我們將此因子命名為“共享”。

“紅白喜事時，常常與其他村民互相幫助”、“鄰居給了我好處，我也會給他好處”、“村民需要幫忙，我會不計報酬地幫助他”3項指標對F3負荷值最高，分別達到了0.503、0.531和0.507。這3項指標表達了鄰里之間的相互報償，我們將此因子命名為“互惠”。

“積極參加村干部選舉”和“經(jīng)常參與村里的秧歌隊或其他協(xié)會的活動”這2項因子對F4負荷值最高，分別達到了0.823和0.619。這2項指標更多反映了村民完全是為了實現(xiàn)個人的某種訴求或發(fā)揮某種特長而參社區(qū)活動，我們將此因子命名為“特殊社區(qū)參與”。

“會免費為村級事務出工出力”、“我會主動關(guān)心村級事務”、“會無償為村級事務獻計獻策”、“愿意免費承擔村里的衛(wèi)生監(jiān)督員”這4項指標對F5負荷值最高，分別達到了0.538、0.715、0.777、0.684。這4項指標更多表達了村民對于社區(qū)公共事務（如社區(qū)發(fā)展、社區(qū)衛(wèi)生等）的關(guān)心，是從社區(qū)公共人的角度參與到社區(qū)日常事務之中的，我們將此因子命名為“一般社區(qū)參與”。

F6對應著“我們村的發(fā)展對我很重要”、“喜歡我所在的農(nóng)村社區(qū)”、“關(guān)心我們村的村級事務”和“我們村會越來越好”，其負荷值分別為0.713、0.775、0.568和0.548。這4項指標均反映出了村民對自己所生活社區(qū)的認同感和歸屬感。故我們將此因子命名為“社區(qū)歸屬感”。

F7對應著“相信我家人說的話”、“相信我的親戚（三代以內(nèi)的近親）”、“外出時，可以把家門的鑰匙交給鄰居保管”、“看信或?qū)懶庞龅絾栴}時會請村里識字的人幫忙”，其因子負荷值分別為0.667、0.649、0.711和0.769。這4項指標反映出了村民對于家人、親戚、鄰居等的信任程度，我們將此因子命名為“熟人信任”。

F8對應著“相信村領導”、“相信政府”、“相信國內(nèi)媒體上的新聞”、“相信警察、法官/法院”、“相信醫(yī)生”，其負荷值分別為0.651、0.763、0.520、0.765和0.667。這5項指標表達了村民對于政府、體制內(nèi)從業(yè)人員的信任程度，我們將此因子命名為“制度信任”（參見表2）。

F9對應著“社會上的大多數(shù)是基本可信的”和“陌生人向我求助，我會幫助他”2項指標，其負荷值分別是0.736和0.683。反映出了村民對于陌生人和社會上的不確定主體的信任程度，我們將此因子命名為“普遍信任”。

（2）農(nóng)村社區(qū)社會資本現(xiàn)狀

社區(qū)社會資本整體狀況以9個因子的方差貢獻率為權(quán)數(shù)，按標準分轉(zhuǎn)換為1～100之間的數(shù)值，9個新因子也作了同樣的轉(zhuǎn)換，數(shù)據(jù)表明農(nóng)村社區(qū)社會資本的整體狀況水平偏低（Mean=40.09，S.D=13.48），其中合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬感、熟人信任、制度信任和普遍信任的程度分別為52.59（S.D=20.99）、42.83（S.D=12.40） 38.57（S.D=10.28 ）、25.37（S.D=6.99）、26.70（S.D=7.38）、29.22（S.D=6.67）、56.88（S.D=10.25）、23.23（S.D=7.27） 、16.05（S.D=3.34）。這一結(jié)果表明，農(nóng)村社區(qū)保持著很高的熟人信任和合作，其次為共享和互惠，再其次為社區(qū)歸屬感、一般社區(qū)參與、特殊社區(qū)參與和制度信任，而普遍信任程度最低，并且合作的差異性最大，普遍信任的離散性最小。

（3）影響農(nóng)村社區(qū)社會資本的因素分析

為了進一步探討影響農(nóng)村社區(qū)社會資本狀況的具體因素，我們將宗教信仰、居住類型、民族、所在地區(qū)、年齡、家庭年打工收入、家庭人均受教育年限等7個變量分別引入總體社會資本狀況及其各因子的線性回歸方程（見表2）。此外，我們還分析了性別、是否黨員、受教育程度、戶口等因素的影響，但都無統(tǒng)計顯著性，在最后模型中未予考慮。為了簡明起見，表2只報告了最后模型的計算結(jié)果。

從表2第10列可以看到，自變量對農(nóng)村社區(qū)社會資本總體狀況的解釋力達到了顯著水平（R2=0.024，p=0.005＜0.01）。從具體因子來看，對合作的解釋力最大（R2=0.198，p=0.000＜0.001），其次是對熟人信任的解釋力（R2=0.105，p=0.000＜0.001），對社區(qū)歸屬的解釋力最?。≧2=0.005，p=0.000＜0.001），對共享、互惠、特殊參與、一般參與、制度信任和普遍信任的解釋力分別為0.059（p=0.000＜0.001）、0.070（p=0.000＜0.001）、0.043（p=0.000＜0.001）、0.027（p=0.000＜0.001）、0.021（p=0.000＜0.001）和 0.054（p=0.000＜0.001）。

從具體變量的影響作用來看，宗教信仰對社區(qū)社會資本的回歸系數(shù)為-0.008（p〉0.05），說明無宗教信仰的村莊比有宗教信仰的村莊其社區(qū)社會資本更低，但是這種差異未達到統(tǒng)計上的顯著度，說明在其他條件不變的情況下，宗教信仰對社區(qū)社會資本狀況并未產(chǎn)生顯著的影響作用。從對具體因子的影響來看，宗教信仰對合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任的回歸系數(shù)分別為0.143（p＜0.001） 、0.046（p＜0.001）、-0.105（p＜0.001）、0.095（p＜0.001）、0.040（p＜0.01）、-0.030（p＜0.05）、0.069（p＜0.001）、0.009（p〉0.05） 和 0.038（p＜0.01）。也就是說，在其它條件不變的情況下，有宗教信仰的村莊比無宗教信仰的村莊在合作、共享、特殊參與、一般參與、熟人信任、制度信任和普遍信任方面分別高0.143分、0.046分、0.095分、0.040分、0.069分、0.009分，在互惠和社區(qū)歸屬方面分別低0.105分和0.030分，且宗教信仰對合作、共享、特殊參與、一般參與、熟人信任、制度信任和普遍信任都達到了顯著水平，說明有宗教信仰的村莊在合作、共享、特殊參與、一般參與、熟人信任、制度信任和普遍信任方面顯著高于無宗教信仰的村莊。

居住類型對社區(qū)社會資本的回歸系數(shù)為0.090（p＜0.01），說明在控制其他自變量的情況下，居住房屋為政府統(tǒng)建社區(qū)的社會資本要高于居住為自建房屋社區(qū)0.090分。從具體因子來看，居住類型對合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任的回歸系數(shù)分別為0.254（p＜0.001）、-0.024（p〉0.05）、-0.021（p〉0.05）、-0.110（p＜0.01）、0.103（p＜0.01）、-0.058（p〉0.05）、0.092（p＜0.01）、-0.136（p＜0.001）和 -0.022（p〉0.05）。即在其他條件不變的情況下，居住房屋為政府統(tǒng)建社區(qū)比自建社區(qū)在合作、一般參與、熟人信任方面分別高0.254分、0.103分、0.092分，在共享、互惠、特殊參與、社區(qū)歸屬、制度信任和普遍信任方面分別低0.024分、0.021分、0.110分、0.058分、0.136分和0.022分。其中居住類型對共享、互惠、社區(qū)歸屬、普遍信任的影響未達到顯著水平，說明居住房屋為政府統(tǒng)建的社區(qū)在合作、一般參與和熟人信任方面顯著高于自建房屋的社區(qū)，而在其它方面卻顯著低于自建房屋的社區(qū)（參見表2）。

民族對社區(qū)社會資本的回歸系數(shù)為-0.024（p〉0.05），說明有少數(shù)民族聚居的村莊比漢族聚居的村落其社區(qū)社會資本更低，但是這種差異未達到統(tǒng)計上的顯著度，說明在其他條件不變的情況下，民族對社區(qū)社會資本狀況并未產(chǎn)生顯著的影響作用。從具體因子來看，民族對合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任的回歸系數(shù)分別為-0.161（p＜0.001）、0.031（p〉0.05）、0.095（p＜0.001）、-0.002（p〉0.05）、0.061（p＜0.01）、0.021（p〉0.05）、0.135（p＜0.001）、0.013（p〉0.05）和-0.023（p〉0.05）。即在其他條件不變的情況下，漢族聚居的村落在共享、互惠、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任方面分別高0.031分、0.095分、0.061分、0.021分、0.135分和0.013分，在合作、特殊參與和普遍信任方面分別低0.161分、0.002分和0.023分。其中民族對共享、特殊參與、社區(qū)歸屬、制度信任和普遍信任的影響未達到顯著水平，說明漢族聚居村落在合作、互惠、一般參與、熟人信任方面顯著高于少數(shù)民族聚居村落，而在其它方面卻顯著低于少數(shù)民族聚居村落。

表2 農(nóng)村社區(qū)社會資本的影響因素（非標準化系數(shù)BeTa值）

所在地區(qū)對社區(qū)社會資本的回歸系數(shù)為0.056（p〉0.05），說明東部地區(qū)（如山東）的村莊比西部地區(qū)（如陜甘寧）的村莊其社區(qū)社會資本要高，但是這種差異并未達到統(tǒng)計上的顯著度，說明在其他條件不變的情況下，所在地區(qū)對社區(qū)社會資本狀況并未產(chǎn)生顯著的影響作用。從具體因子來看，社區(qū)所在地對合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任的回歸系數(shù)分別為-0.314（p＜0.001）、0.311（p＜0.001）、0.113（p＜0.01）、0.084（p〉0.05）、0.073（p〉0.05）、0.074（p〉0.05）、-0.340（p＜0.001）、0.263（p＜0.001）和 0.417（p＜0.001）。即在其他條件不變的情況下，東部地區(qū)的村莊在共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、制度信任和普遍信任方面分別高0.311分、0.113分、0.084分、0.073分、0.074分、0.263分和0.417分，在合作和熟人信任方面分別低0.314分和0.340分。其中所在地區(qū)對合作、共享、互惠、熟人信任、制度信任和普遍信任的影響均達到顯著水平，說明東部地區(qū)的村莊在合作、共享、互惠、熟人信任、制度信任和普遍信任方面顯著高于西部地區(qū)的村莊，而在特殊參與、一般參與和社區(qū)歸屬方面卻顯著低于西部地區(qū)的村莊。

年齡對社區(qū)社會資本的回歸系數(shù)為0.016（p〉0.05），說明60歲以下人口占主體的村莊其社會資本要高于60歲以上人口占主體的村莊，但是這種差異并未達到統(tǒng)計上的顯著度，說明在其他條件不變的情況下，村莊人口年齡對社區(qū)社會資本狀況并未產(chǎn)生顯著的影響作用。從具體因子來看，村莊人口年齡對合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任的回歸系數(shù)分 別為0.074（p＜0.001）、-0.021（p〉0.05）、-0.008（p＜0.05）、-0.011（p〉0.05）、-0.054（p＜0.01）、0.000（p〉0.05）、-0.020（p〉0.05）、-0.006（p〉0.05）和 -0.040（p＜0.01）。即在其他條件不變的情況下，60 歲以下人口占主體的村莊在合作方面高0.074分，在共享、互惠、特殊參與、一般參與、熟人信任、制度信任和普遍信任方面分別低0.021分、0.008分，0.011分，0.054分，0.020分，0.006分，0.040分，在社區(qū)歸屬方面沒有差異。其中年齡對合作、互惠、一般參與和普遍信任的影響均達到顯著水平，說明60歲以下人口占主體的村莊在合作、互惠、一般參與和普遍信任方面顯著高于60歲以上人口占主體的村莊，而在共享、特殊參與、熟人信任、制度信任其它方面卻顯著低于60歲以上人口占主體的村莊。

家庭年打工收入對社區(qū)社會資本的回歸系數(shù)為-0.022（p〉0.05），說明家庭年打工收入在2萬元以上的村莊比家庭年打工收入在2萬元以下的村莊其社區(qū)社會資本要低，但是這種差異并未達到統(tǒng)計上的顯著度，說明在其他條件不變的情況下，家庭年打工收入對社區(qū)社會資本并未產(chǎn)生顯著的影響作用。從具體因子來看，家庭年打工收入對合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任的回歸系數(shù)分別為-0.150（p＜0.001）、-0.153（p＜0.001）、-0.165（p＜0.001）、0.265（p＜0.001）、-0.008（p〉0.05）、0.079（p〉0.05）、0.293（p＜0.001）、0.066（p〉0.05）和 0.194（p＜0.001）。即在其他條件不變的情況下，家庭年打工收入在2萬元以上的村莊在特殊參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任方面分別高0.265分、0.079分、0.293分、0.066分 、0.194分 ，在合作、共享、互惠、一般參與方面分別低0.150分、0.153分、0.165分和0.008分。其中家庭年打工收入對合作、共享、互惠、特殊參與、熟人信任和普遍信任的影響均達到顯著水平，說明說明家庭年打工收入2萬元以上的村莊在合作、共享、互惠、特殊參與和普遍信任方面顯著高于家庭年打工收入2萬元以下的村莊，而在一般參與、社區(qū)歸屬和制度信任方面卻顯著低于家庭年打工收入2萬元以下的村莊。

最后，從人均受教育年限來看，人均受教育年限對社區(qū)社會資本的回歸系數(shù)為-0.072（p＜0.01），說明在控制其他自變量的情況下，人均受教育年限5年以上村莊的社會資本要低于人均受教育年限5年以下村莊0.072分。從具體因子來看，人均受教育年限對合作、共享、互惠、特殊參與、一般參與、社區(qū)歸屬、熟人信任、制度信任和普遍信任的回歸系數(shù)分別為-0.100（p＜0.001）、0.002（p〉0.05）、-0.087（p＜0.01）、-0.029（p〉0.05）、-0.053（p〉0.05）、0.042（p〉0.05）、-0.090（p＜0.01）、0.049（p〉0.05）和 -0.003（p〉0.05）。即在其他條件不變的情況下，人均受教育年限在5年以上的村莊比人均受教育年限5年以下的村莊在共享、社區(qū)歸屬、制度信任方面分別高0.002分、0.042分和0.049分，在合作、互惠、特殊參與、一般參與、熟人信任和普遍信任方面分別低0.100分、0.087分、0.029分、0.053分、0.090分和0.003分。其中人均受教育年限對合作、互惠、熟人信任的影響達到顯著水平，說明人均受教育年限5年以上的村莊在合作、互惠、熟人信任方面顯著高于人均受教育年限5年以下的村莊，而在其它方面卻顯著低于人均受教育年限5年以下的村莊。

四、結(jié)論與討論

從上述統(tǒng)計結(jié)果中，我們可以得出以下的初步結(jié)論：

1.農(nóng)村社區(qū)社會資本存量由9因子構(gòu)成

統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，農(nóng)村社區(qū)社會資本的存量在結(jié)構(gòu)上由9個因子組成：合作、共享、互惠、特殊社區(qū)參與、一般社區(qū)參與、社區(qū)歸屬感、熟人信任、制度信任和普遍信任。如前所述，國內(nèi)外關(guān)于社區(qū)社會資本測量的探討，我們發(fā)現(xiàn)這些測量維度都離不開“網(wǎng)絡”、“信任”、“參與”、“互惠”、“合作”、“共享”等指標，且當前學者們都是基于集體層面測量社區(qū)社會資本，我們結(jié)合以上學者（趙延東，2006；桂勇、黃榮貴，2008；裴志軍，2010）的觀點，主要是對謝治菊、譚洪波（2011）提出的從社區(qū)參與、社區(qū)歸宿感、合作、共享、互惠和信任的6維度測量法進行了修正。我們將原來“社區(qū)參與”維度細分為“一般社區(qū)參與”和“特殊社區(qū)參與”兩個維度，將“信任”維度細分為“制度信任”、“熟人信任”和“普遍信任”三個維度，從而形成了測量農(nóng)村社區(qū)社會資本的九種結(jié)構(gòu)維度。

2.影響村莊社會資本狀況的因素

本研究發(fā)現(xiàn)，村莊的自然特征和人口變量對村莊社會資本狀況產(chǎn)生了顯著的影響。第一，有無宗教信仰的村莊在合作、共享、特殊參與、一般參與、熟人信任、制度信任和普遍信任方面差異明顯，表現(xiàn)為有宗教信仰的村莊在合作、共享、特殊參與、一般參與、熟人信任、制度信任和普遍信任方面顯著高于無宗教信仰的村莊。第二，不同民族的村莊在合作、互惠、一般參與、熟人信任方面差異明顯，表現(xiàn)為漢族村落在合作、互惠、一般參與、熟人信任方面顯著高于少數(shù)民族村落，而在其它方面漢族村落卻顯著低于少數(shù)民族村落。第三，不同地區(qū)的村莊在合作、共享、互惠、熟人信任、制度信任和普遍信任方面差異明顯，表現(xiàn)為東部地區(qū)（如山東）的村莊在合作、共享、互惠、熟人信任、制度信任和普遍信任方面顯著高于西部地區(qū)（如陜甘寧）的村莊，而在特殊參與、一般參與和社區(qū)歸屬方面卻顯著低于西部地區(qū)的村莊。第四，不同年齡占主體的村莊在合作、互惠、一般參與和普遍信任方面差異顯著，表現(xiàn)為60歲以下人口占主體的村莊在合作、互惠、一般參與和普遍信任方面顯著高于60歲以上占主體的村莊，而在共享、特殊參與、熟人信任、制度信任其它方面卻顯著低于60歲以上人口占主體的村莊。第五，家庭年打工收入不同的村莊在合作、共享、互惠、特殊參與、熟人信任和普遍信任方面差異顯著，表現(xiàn)為家庭年打工收入2萬元以上的村莊在合作、共享、互惠、特殊參與和普遍信任方面顯著高于家庭年打工收入2萬元以下的村莊，而在一般參與、社區(qū)歸屬和制度信任方面卻顯著低于家庭年打工收入2萬元以下的村莊。第六，人均受教育年限不同的村莊在合作、互惠、熟人信任方面差異顯著，表現(xiàn)為人均受教育年限5年以上的村莊在合作、互惠、熟人信任方面顯著高于人均受教育年限5年以下的村莊，而在其它方面卻顯著低于人均受教育年限5年以下的村莊。

3.農(nóng)村社區(qū)社會資本偏低的原因

農(nóng)村社區(qū)社會資本的整體狀況水平偏低，農(nóng)村社區(qū)保持著很高的熟人信任和合作，其次為共享和互惠，再其次為社區(qū)歸屬感、一般社區(qū)參與、特殊社區(qū)參與和制度信任，而普遍信任程度最低。農(nóng)村社區(qū)社會資本的整體狀況偏低，可能原因有以下幾點：

第一，“差序格局”的社會關(guān)系結(jié)構(gòu)。中國傳統(tǒng)社會的人際關(guān)系是以血緣關(guān)系和地緣關(guān)系為基礎形成了“差序格局”的鄉(xiāng)土社會基層結(jié)構(gòu)?！安钚蚋窬帧毙蜗蟮馗爬酥袊鴤鹘y(tǒng)社會的社會結(jié)構(gòu)和人際關(guān)系的特點，“在差序格局中，社會關(guān)系是逐漸從一個一個人推出去的，是私人聯(lián)系的增加，社會范圍是一根根私人聯(lián)系所構(gòu)成的網(wǎng)絡?！薄安钚蚋窬帧边@個概念揭示了中國社會的人際關(guān)系是以己為中心、逐漸向外推移的，表明了自己和他人關(guān)系的親疏遠近。由此，受“差序格局”社會關(guān)系結(jié)構(gòu)的影響，在鄉(xiāng)村社會有著很高的熟人信任和合作，但對于外人卻存在著普遍的不信任。

第二，村莊缺乏自組織。德國理論物理學家H.Haken認為，從組織的進化形式來看，可以把組織分為兩類：他組織和自組織。如果一個系統(tǒng)靠外部指令而形成組織，就是他組織；如果不存在外部指令，系統(tǒng)按照相互默契的某種規(guī)則，各盡其責而又協(xié)調(diào)地自動地形成有序結(jié)構(gòu)，就是自組織。農(nóng)村社會社區(qū)缺乏這種村民自發(fā)形成的自組織，沒有村民興趣小組，沒有秧歌隊，也沒有什么能組織活動的協(xié)會。自組織的缺乏使村民沒有足夠的資源和條件去進行社區(qū)參與，也沒有機會去進行各種經(jīng)濟類的合作，這就導致了人際關(guān)系的逐漸瓦解，村民社區(qū)歸屬感減弱，村民之間的互惠和共享行為也逐漸減少，人與人之間的信任出現(xiàn)危機。而有宗教信仰的村莊一般能夠形成宗教信仰組織（如寧夏地區(qū)的伊斯蘭教組織），所以村民的同質(zhì)性增強，相互之間的交往增多，在合作、共享、參與和信任上更能夠達成一致，社會資本存量相對無宗教信仰的村莊要高一些。

第三，村莊自上而下的治理方式。農(nóng)村社區(qū)治理方式仍是從上至下的，村級事務由上級通知或由各級村干部討論決定，最后下達村民，實現(xiàn)村莊治理。2006年我國政府提出要把建設服務型政府作為政府變革的新目標，強調(diào)還政于民，多元社會主體對社會公共生活進行共同治理?，但在村莊治理中能真正在村級事務中說得上話的村民不多，大多數(shù)村民都不了解村莊治理是如何實現(xiàn)的。村民在意識上比較愿意參加村級事務，但是在現(xiàn)在的村民選舉和村級事務中能聽到村民群眾的聲音比較少，村民自己覺得自己人微言輕，認為自己即使參加了選舉或村級事務自己的建議也不容易被采納，心愿也不會得到滿足。所以在涉及民主權(quán)利的參與方面表現(xiàn)出不積極的一面?。

第四，社會流動改變了村民的生活面向?。隨著市場經(jīng)濟的發(fā)展，自由流動資源和自由流動空間的出現(xiàn)，導致大規(guī)模農(nóng)村人口向城市的頻繁流動，由此帶來了人們生活面向的改變。農(nóng)村青年勞動力的致富觀念已經(jīng)有很大改變，大多數(shù)人渴望新的致富途徑，?村里的年輕人基本上都是以外出打工為主，尤其是三十歲以下的年輕人認為當農(nóng)民“沒錢途”，他們得以維持生活的資源基本是從城市通過勞動換來的，再加之近幾年用工荒的出現(xiàn)，使農(nóng)村務工人員在城市有了討價還價的權(quán)利，更增強了他們繼續(xù)留在城市的打算。為此，他們很少過問也基本不會參與村莊的事情，從而導致社區(qū)歸屬感，社會區(qū)參與的降低。同時，隨著大量青壯年流入城市務工，村里留下來的基本就只有老人和孩子了。由于年齡和體力的關(guān)系，他們很少去關(guān)注村莊事務。從而導致村莊社會資本整體狀況偏低。當代社會經(jīng)濟發(fā)展迅速，社會流動加快，村民不再局限于在一塊土地上種地為生，農(nóng)村社區(qū)原有的因血緣關(guān)系、地緣關(guān)系而形成的人際關(guān)系網(wǎng)絡出現(xiàn)松動?，越來越多的村民因業(yè)緣關(guān)系、趣緣關(guān)系而形成新的人際關(guān)系網(wǎng)絡。

注 釋：

①布迪厄：《文化資本與社會煉金術(shù)》，包亞明譯，上海：上海人民出版社，1997年，第202頁。

②⑧（英）羅伯特D·帕特南：《使民主運轉(zhuǎn)起來》，王列、賴海榕譯，江西：江西人民出版社，2001年，第195頁。

③Fukuyama，F(xiàn)rancis.“Trust The Social Virtues and The Creation of Prosperity”，NY：Free Press，1996.

④Narayan.D.“Bonds and Bridges Social Capital and Poverty”，Policy Research Working Paper No 2167.the World Bank，Washington，DC1999.

⑤Woolcock.M.“Social capital and economic development tow and a theoretical synthesis is and policy frame work”.Theory and Society，1998，Vol 27.

⑥王思斌：《體制改革中的城市社區(qū)建設的理論分析》，《北京大學學報》（哲學社會科學版）2000年第5期。

⑦趙延東：《測量西部城鄉(xiāng)居民的社會資本》，《華中師范大學學報》（人文社會科學版）2006年第6期。

⑨“An earlier version of this paper was presented as the Keynote Address at the XIX International Sunbelt Social Network Conference”，Charleston，South Carolina，F(xiàn)ebruary 18-21，1999.Contact the author at nanlin@duke.edu.

⑩Paul Bullen；Jenny Onyx：Measuring Social Capital in Five Communities in NSW：An Analysis.CACOM Working Paper Series（No 41），1997.

? Kawachi I，Kim D，Coutts A：“Subramanian SV：Commentarynciling the three accounts of social capital”，International Journal of Epidemiology，2004，pp.33．

?帕薩·達斯古普特、伊斯梅爾·撒拉格爾丁：《社會資本——一個多角度的觀點》，張慧東等譯，北京：中國人民大學出版社，2005年，第341-366頁。

??桂勇、黃榮貴：《社區(qū)社會資本測量：一項基于經(jīng)驗數(shù)據(jù)的研究》，《社會學研究》2008年第3期。

?姜楠：《單位型社區(qū)社會資本研究—基于大連市S社區(qū)的調(diào)查》，東北大學碩士學位論文，2009年。

?林聚任、劉翠霞：《山東農(nóng)村社會資本調(diào)查》，《開放時代》2005年第4期。

?賈先文：《社會資本嵌入下公共服務供給中農(nóng)民合作行為選擇》，《求索》2010年第7期。

?裴志軍：《村域社會資本：界定、維度及測量——基于浙江西部37個村落的實證研究》，《農(nóng)村經(jīng)濟》2010年第6期。

?謝治菊、譚洪波：《農(nóng)村社會資本存量：概念、測量與計算》，《貴州財經(jīng)學院學報》2011年第5期。

?Harpham T：“The measurement of Community social Capital Through Surveys，Kawachil，Subramanian Sv，Danielk”.Social capital and health，Newyork：Springer，2007．

?費孝通：《鄉(xiāng)土中國生育制度》，北京：北京大學出版社，1998年，第30-31頁。

?錢寧、田金娜：《農(nóng)村社區(qū)建設中的自組織與社會工作的介入》，《山東社會科學》2011年第10期。

?齊學紅：《社會治理模式變遷與道德教育改革》，《湖南師范大學教育科學學報》2012年第2期。

?李紹偉、池忠軍：《村民自治的功能主義二分法及統(tǒng)合》，《甘肅社會科學》2011年第5期。

?秦廣強：《社會流動的影響與后果—基于2003CGSS的實證分析》，《湖南社會科學》2011年第5期。

?王曉峰：《新農(nóng)村建設中農(nóng)民增收致富的影響因素與對策——基于東北地區(qū)農(nóng)村青年勞動力的調(diào)查研究》，《人口學刊》2008年第5期。

?朱海龍：《人際關(guān)系、網(wǎng)絡社會與社會輿論——以社會動員為視角》，《湖南師范大學社會科學學報》2011年第4期。