市場化轉(zhuǎn)型中社會資本對相對貧困的影響研究——基于CGSS微觀數(shù)據(jù)城市樣本的實證分析

○劉雨桐

（國際關(guān)系學院 北京 100091）

市場化轉(zhuǎn)型中社會資本對相對貧困的影響研究
——基于CGSS微觀數(shù)據(jù)城市樣本的實證分析

○劉雨桐

（國際關(guān)系學院 北京 100091）

本文通過研究社會資本對城市人口個體陷入相對貧困的影響，探討了在市場化轉(zhuǎn)型的過程中，社會資本作為一種非市場力量，它的作用隨著市場化進程減弱還是加強這一問題。研究發(fā)現(xiàn)：反映社會網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量特征的網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端能減少城市個體陷入相對貧困的發(fā)生概率，但反映社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)量特征的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的減貧效應(yīng)不顯著；隨著市場化程度的提高，社會資本減少對該發(fā)生概率的作用會增強；網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端對于貧困程度更高的個體作用更強。

社會資本 市場化 相對貧困

一、引言

社會資本（Social Capital）是指能夠促進合作和協(xié)調(diào)的網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范和信任，它可以通過促進協(xié)調(diào)的行動來提高經(jīng)濟效率（Putnam et al.，1993）。學界一般認為社會資本具有多種表現(xiàn)形式，但其中最重要的是社會網(wǎng)絡(luò)（Social Network），并且它具有很強的經(jīng)濟效應(yīng)，因此目前大多研究都從社會網(wǎng)絡(luò)的角度來研究社會資本。社會網(wǎng)絡(luò)俗稱關(guān)系，在中國經(jīng)濟社會中扮演著重要的角色，它能夠提高收入（Knight和Yueh，2008），緩解貧困（張爽等，2007；姚毅等，2010），是一種對于提高人們的福利和增進經(jīng)濟增長都非常重要的非市場力量。

已有文獻研究發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)作為一種重要的社會資本能夠有效地增加居民的收入（Narayan和Pritchett，1997），促進就業(yè)（Montgomery，1991；Munshi，2003；Munshi和 Rosenzweig，2006）。特別對于窮人而言，社會資本不僅能夠降低貧困的概率（Grootaert，1999；Grootaert，2001；張爽等，2007），而且能夠作為非正式保險機制幫助窮人獲得信貸（Grootaert，1999；Bastelaer，2000）。更重要的是，Grootaert（1999，2001）通過使用Quantile方法發(fā)現(xiàn)，社會資本的回報隨著不同組別收入的提高而降低，特別是在低收入群體（第10百分位）中的回報相當于高收入人群（第90百分位）的兩倍，因此社會資本是窮人的資本。本文不否認社會資本對于窮人的重要性，但是提出以下三個有待進一步研究的問題進行探討。

一是社會資本在傳統(tǒng)的農(nóng)村社會有重要的作用，特別是有助于緩解貧困，而且最低收入的家庭更加能夠借助于社會資本來擺脫貧困已得到研究證實。那么社會資本在城市中是否發(fā)揮著同樣重要的作用？社會資本是否有利于城市人口提高收入，擺脫相對貧困？姚毅等（2010）對中國城市的貧困發(fā)生機制進行了實證驗證，發(fā)現(xiàn)社會資本作為一種網(wǎng)絡(luò)性資源具有顯著的減貧效應(yīng)，但是存在以下兩方面局限：一方面，相對貧困與社會經(jīng)濟發(fā)展水平無關(guān)，而僅僅與收入差距有關(guān)，姚毅等（2010）以代表社會經(jīng)濟發(fā)展水平的經(jīng)濟增長視角解釋相對貧困不夠合理；另一方面，CGSS（中國綜合社會調(diào)查）微觀調(diào)查數(shù)據(jù)并無戶主數(shù)據(jù)，文章以個人數(shù)據(jù)作為戶主數(shù)據(jù)進而代理家庭人均變量解釋家庭是否處于相對貧困存在偏差。綜上，本文將在改善上述研究局限的同時在個人層面上考察社會資本對城市人口收入和減貧的影響和作用。

二是社會資本的作用主要體現(xiàn)在資源配置和形成非正式制度方面，它能夠有效地彌補市場缺陷（Bow les和Gintis，2002）。然而，這種通過非市場機制發(fā)揮的作用在市場化過程中會減弱，還是會嵌入到市場機制中去發(fā)揮更大的作用呢？中國正處于市場化轉(zhuǎn)型的過程中，關(guān)于市場化對社會資本作用的影響的研究和回答顯得十分必要和重要，但已有的文獻對這個問題研究仍很有限。張爽等（2007）對中國農(nóng)村的貧困問題研究發(fā)現(xiàn)社會資本作為一種非市場化力量對于減少貧困發(fā)生的概率的作用會隨市場化進程而減弱，特別是對家庭層面的社會網(wǎng)絡(luò)的作用。這一發(fā)現(xiàn)是否在中國的城市仍然成立，是否在收入決定過程中也同樣存在仍有待于進一步的研究來回答。Knight和Yueh（2002）采用中國的城市調(diào)查數(shù)據(jù)研究了社會資本在勞動力市場上的作用，發(fā)現(xiàn)社會資本在私有部門的回報率高于國有部門。他們由此認為，隨著中國市場化程度的提高，私有部門不斷壯大，社會資本將會發(fā)揮越來越大的作用。但Knight和Yueh（2002）的研究結(jié)果顯然沒有提供令人信服的有力證據(jù)，該研究先驗地根據(jù)所有制啞變量對樣本進行分組，并比較兩組分別回歸得到的社會資本的系數(shù)大小，但是作者并沒有證明兩組系數(shù)之間的差距在統(tǒng)計上是否顯著。在本文中，市場化程度是一個連續(xù)變量，通過構(gòu)造市場化程度與社會資本的交互項，由交互項的符號和顯著性來判斷市場化對于社會資本作用的影響來解決這一問題，同時以CGSS城市數(shù)據(jù)為樣本對中國城市社會資本與市場化的交互影響作用做出回答。

三是如果社會資本能夠提高收入，那么社會資本對不同貧困程度個體的影響是否一樣？一種可能的情況是，社會資本在改善相對貧困方面的作用會隨著收入的提高而逐漸遞減。Grootaert（1999，2001）通過使用Quantile方法對玻利維亞、布基納法索和印度尼西亞的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，與教育回報率隨著收入的提高而逐漸增加的特點恰好相反，社會資本的回報在收入分布的底部最高，然后逐漸降低直到第75百分位。以印度尼西亞為例，社會資本在低收入群體（第10百分位）中的回報相當于高收入人群（第90百分位）的兩倍。正是由于這個原因，Grootaert（1999，2001）認為社會資本是窮人的資本。那么，在中國城市人口中“社會資本是窮人的資本”這種現(xiàn)象是否也同樣存在？本文將同樣采用Quantile方法對這一問題進行討論。

通過與已有文獻的比較，本文的貢獻主要體現(xiàn)在三個方面：一是采用個人層面的微觀數(shù)據(jù)，對中國城市樣本社會資本對貧困的影響作用進行考察；二是通過構(gòu)造市場化程度與社會資本的交互項，由交互項的符號和顯著性來判斷在中國城市樣本中市場化對于社會資本作用的影響并進一步分析其影響機制；三是通過quantile回歸對社會資本在不同貧困程度的人群中的影響作出討論。

二、數(shù)據(jù)來源及變量設(shè)定

1、數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國人民大學和香港科技大學聯(lián)合調(diào)查和創(chuàng)建的“中國綜合社會調(diào)查（CGSS）”2008年數(shù)據(jù)。中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）是中國第一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項目。從2003年開始，每年一次，在全國范圍內(nèi)采取隨機抽樣的方法對全國28個省、自治區(qū)、直轄市，125個縣（區(qū)），500個街道（鄉(xiāng)、鎮(zhèn)），1000個居（村）民委員會、10000戶家庭中的個人進行調(diào)查。該數(shù)據(jù)庫涵蓋信息較為廣泛，涉及家庭人口特征、勞動就業(yè)狀況、教育健康水平、社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等方面的內(nèi)容，有利于學者對社會發(fā)展和變遷進行全方位的研究。

本文所用到的社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)是2008年CGSS數(shù)據(jù)中第E部分“社會交往與求職”中所采用的春節(jié)拜年網(wǎng)的數(shù)據(jù)。通過詢問被訪者春節(jié)拜年時以各種方式（短信、電子郵件不算）相互拜訪的親屬、朋友和其他人的情況，如人數(shù)、職位、單位等情況，來測量個人的社會網(wǎng)絡(luò)。

本文對省區(qū)間市場化程度差異的判斷依據(jù)來自樊綱和王小魯?shù)闹袊袌龌笖?shù)。該指數(shù)主要依據(jù)中國各省區(qū)在五個主要方面的相關(guān)信息：政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境，通過對以上五個方面進行計算得出各省的市場化水平指數(shù)。本文使用2007年各省的市場化指數(shù)，采用滯后于樣本數(shù)據(jù)年份一年的指數(shù)是為了避免這個市場化指數(shù)受到2008年樣本數(shù)據(jù)的影響。

2、數(shù)據(jù)處理

本文主要是基于社會資本、人力資本和市場化對城市貧困發(fā)生機制進行了研究，為了控制其他變量的影響，我們還引入了政治資本和個體特征變量等。以下我們簡單介紹幾個重要變量的處理方式。

關(guān)于被解釋變量（是否屬于相對貧困的虛擬變量）構(gòu)造，本文以2008年城市居民個人職業(yè)收入和職業(yè)外收入之和作為收入考察對象，以當期平均收入的50%作為貧困線。

關(guān)于社會資本，CGSS提供了拜年網(wǎng)的相關(guān)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)涉及關(guān)系人的數(shù)量和職業(yè)類別。本文借助邊燕杰（2004）的研究，測量了個人拜年網(wǎng)的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端。

表1 解釋變量列表

表2 變量描述性統(tǒng)計（一）

表3 變量描述性統(tǒng)計（二）

關(guān)于人力資本變量，本文選取受教育程度和健康程度作為人力資本變量的代理變量。個人受教育程度根據(jù)CGSS提供的數(shù)據(jù)采用受教育年限來衡量；關(guān)于健康程度變量，本文根據(jù)CGSS提供的個人對自身健康狀況的主觀滿意度指標，構(gòu)造了健康滿意度的虛擬變量。

此外，我們還對上述重要變量的缺漏值和離群值做了相應(yīng)處理。在數(shù)據(jù)處理中，本文刪掉了個人職業(yè)收入缺漏的樣本，將個人職業(yè)外收入缺漏的樣本中個人職業(yè)外收入一項賦值為零，然后將個人職業(yè)收入和個人職業(yè)外收入加總得到個人總收入，并對個人總收入取自然對數(shù)。同時本文也對社會資本缺漏的樣本進行了剔除。最后，本文利用箱型圖對個人總收入、社會資本的離群值進行了判斷，并做了相應(yīng)的不同程度的截尾（W insor）處理。

3、變量設(shè)定與定義

表1列出了本文的模型中解釋變量的名稱和定義。本文控制了在已有文獻里影響相對貧困的重要變量（Jalan和Ravallion，1998；Gustafsson和 W ei，2000），包括人力資本、政治資本和個體特征，這些變量的計算方法也與文獻基本保持了一致。除此之外，本文的模型中要考察的重點是社會資本、市場化程度以及社會資本和市場化程度的交互項。

由于本文關(guān)心的重點目標是社會資本，因此對于其代理變量社會網(wǎng)絡(luò)的度量也成為本文的重點之一。依據(jù)Lin（2001）提出的社會網(wǎng)絡(luò)具有廣泛性、異質(zhì)性、達高性，結(jié)合邊燕杰（2004）的研究，本文從三個方面對社會網(wǎng)絡(luò)進行度量：（1）網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，用拜年網(wǎng)中親屬、朋友以及其他人的總數(shù)衡量，反映個體通過自我社會關(guān)系可觸及的位置數(shù)量及其廣泛性；（2）網(wǎng)絡(luò)差異，通過拜年網(wǎng)所交往的人群擁有不同職業(yè)的個數(shù)衡量，它反映了自我通過跨越結(jié)構(gòu)等級制位置的社會關(guān)系可觸及的網(wǎng)絡(luò)資源的縱向幅度和異質(zhì)性；（3）網(wǎng)絡(luò)頂端，通過拜年網(wǎng)所交往的人群中職業(yè)聲望的最高得分衡量，它反映了自我通過社會關(guān)系可以在等級制結(jié)構(gòu)中觸及的最頂端位置的資源，具備達高性特征。

4、變量的描述性統(tǒng)計

表2和表3用本文城市居民樣本中的個人數(shù)據(jù)對模型中的變量進行了描述性統(tǒng)計。除了樣本整體外，我們還按照相對貧困線將樣本分為相對貧困群體和非相對貧困群體。通過比較這三組數(shù)據(jù)，我們可以看出，在相對貧困群體和非相對貧困群體之間有較明顯差距的是：（1）非相對貧困群體比相對貧困群體擁有更多的社會資本，尤其是網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端；（2）非相對貧困群體擁有的人力資本和政治資本都明顯多于相對貧困群體；（3）非相對貧困群體有更多個體從事全日制工作。

三、模型及實證結(jié)果

本文建立了如下的Logit模型來考察我國城市人口非相對貧困發(fā)生概率的決定因素：

式（1）里的下標i表示第i個個體，方程左邊的P（Yi=1）表示第i個個體非相對貧困的概率，右邊的解釋變量見表1，其中Xi包括了HC、PC和個體特征等控制變量。

我們利用STATA11.0對式（1）進行了估計，回歸結(jié)果詳見表4。

在第（1）列中，我們重點考察了前期文獻中提及的主要變量對非相對貧困的影響。其中，人力資本與個人特征中的年齡、就業(yè)狀況均對個體非相對貧困發(fā)生的概率具有顯著影響。進一步分析可知：第一，人力資本在1%的顯著性水平上能夠促進個體非相對貧困發(fā)生的概率，且以往研究中忽視的健康狀況對個體相對貧困的減緩作用要明顯的高于受教育年限的減貧作用。這一發(fā)現(xiàn)值得重視，一方面健康是不可忽視的人力資本投資，另一方面可能由于醫(yī)療費用較高導致非健康群體的生活水平和福利下降，因此加強城市醫(yī)保改革對城市個體減貧的作用不可忽視。第二，在個人特征中，年齡和年齡平方的系數(shù)顯著，表明個人年齡可能會對個體的相對貧困產(chǎn)生一個非線性的影響。第三，非全日制工作者相對于全日制工作者也更有可能陷入相對貧困。

我們注意到，第（1）列回歸的擬R2僅為0.151，意味著在本文的樣本中，前期文獻強調(diào)的影響因素的解釋能力仍較為有限。如前文所述，社會資本對相對貧困存在重要影響，為此在第（2）列回歸中我們加入了反映城市居民個人社會資本的變量，此時的擬R2提高為0.176，這意味著社會資本對城市居民的減貧具有重要的解釋力。同時網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端這兩個反映社會資本的變量均在1%的顯著性水平上通過z檢驗，且符號為正，說明社會資本能夠顯著地減少城市人口個體的相對貧困發(fā)生概率。計算網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端的在樣本平均值處的邊際效應(yīng)分別為0.022和0.001，表明網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端上升1單位能平均提高個體非相對貧困的概率為2.2%和0.1%。但是反映社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)量的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模這一變量的作用并不明顯，除了在第（2）列中顯著為負之外，在其他列中并不顯著。

在第（3）列中，我們加入了反映各省特征的省區(qū)虛擬變量，發(fā)現(xiàn)27個省區(qū)虛擬變量中24個虛擬變量在5%的水平上顯著，模型的擬R2由第（2）列的0.176提高為0.263。這表明，在本文的樣本區(qū)間內(nèi)，城市居民的非相對貧困發(fā)生概率還受到省區(qū)固定效應(yīng)的影響且省區(qū)固定效應(yīng)能在很大程度上解釋城市居民的非相對貧困發(fā)生概率的截面差異，但我們更為關(guān)心的是：這個省區(qū)固定效應(yīng)到底是什么？

表4 非相對貧困的決定因素估計

為此，在第（4）列中，我們在第（2）列模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，加入了反映各省區(qū)市場化程度的解釋變量。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，第（4）列的市場化解釋變量系數(shù)為0.237，且在1%的水平上顯著。這意味著在其他條件相同的情況下，市場化程度高的省區(qū)的城市居民個體陷入相對貧困的概率要低。同時第（4）列模型的擬R2也達到0.224，表示在上文提及的省區(qū)固定效應(yīng)中很大一部分可以由市場化程度來解釋。

最后，我們從交互項的符號和顯著性來發(fā)現(xiàn)市場化是如何影響社會資本對于相對貧困的作用的。根據(jù)社會資本、市場化程度以及社會資本和市場化程度的交互項的相關(guān)系數(shù)，本文在第（4）列模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，在第（5）列中加入了社會資本和市場化程度的交互項。結(jié)果顯示，城市居民個人層面的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模與市場化程度的交互項并不顯著，而個人層面的網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端與市場化的交互項則分別在1%和5%的水平上顯著為正。由于從第（2）到第（4）列回歸可以確認的是網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端對顯著減少城市居民個體相對貧困的發(fā)生概率的重要作用，而網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的顯著性不能得到穩(wěn)定確認，因此從第（5）列的回歸結(jié)果可以認為社會資本的作用會隨市場化進程加強，支持Rona-Tas（1994）提出的“權(quán)力持續(xù)、精英循環(huán)”論。一種解釋是城市精英階層利用在過去權(quán)力經(jīng)營下形成的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，在轉(zhuǎn)型的過程中繼續(xù)獲取資源，社會資本可能作為一種非市場力量嵌入到市場機制中去獲得更高的回報。這一研究結(jié)論與張爽等（2007）對中國農(nóng)村貧困的實證研究得到的結(jié)論相反，張爽等（2007）以農(nóng)村貧困為例，研究發(fā)現(xiàn)隨著市場化程度的提高，社會資本減少貧困的作用總體上來說會減少。這一研究結(jié)論差異的一種可能解釋是：城市地區(qū)相對農(nóng)村地區(qū)市場化程度更高，經(jīng)濟更加發(fā)達，從而擁有更大的經(jīng)濟資源和機會，同時城市居民的社會網(wǎng)絡(luò)的異質(zhì)性和達高性高于農(nóng)村居民，因此城市居民更容易借助社會網(wǎng)絡(luò)獲得收入，從而在市場化進程中社會資本對減貧的作用不但沒有減弱，反而得到增強。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本文的實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文沿著兩種思路展開研究。一種是根據(jù)絕對貧困的思想，使用城市居民個人收入來衡量其個體層面擁有的財富和資源，以及滿足基本需求的能力，對我們的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。以城市居民個人收入的自然對數(shù)作為被解釋變量，解釋變量不變，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表5。

表5采用多元回歸方法，利用上一節(jié)的思路對社會資本、市場化程度及社會資本和市場化的交互項對收入的影響做了估計。通過對比表5和表4的估計結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)表5第（1）列至第（5）列的各解釋變量的估計結(jié)果在顯著性水平和符號上和表4基本一致。

另外一種思路是采用Yitzhaki（1979）提出的相對剝奪（Relative Deprivation）指數(shù)。對于個體i，相對剝奪指數(shù)的計算公式如下：

其中，y是城市個體收入的自然對數(shù)，j表示除了i之外的其他個體，N是樣本的數(shù)量。相對剝奪指數(shù)衡量了個體i在樣本中的相對收入水平，指數(shù)值越低，個體相對貧困的程度越高。我們利用相對剝奪指數(shù)作為被解釋變量進行多元回歸，檢驗結(jié)果如表6所示。

從估計結(jié)果看，表6的結(jié)論與表4和表5基本一致。表5和表6的估計結(jié)果進一步證實：社會資本能顯著地減少貧困，隨著市場化程度的提高，社會資本的作用會顯著增強。這說明我們在上一節(jié)中的主要發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

五、進一步討論

在上一節(jié)中我們通過穩(wěn)健性檢驗驗證了社會資本對相對貧困的改善作用，我們進一步提出疑問，即社會資本對不同貧困程度個體的影響是否一樣？Grootaert（1999，2001）研究發(fā)現(xiàn)，社會資本的作用會隨著個體收入的上升而逐漸降低，因此社會資本是窮人的資本。我們將通過quantile回歸的方法研究社會資本在中國的城市居民中是否同樣是窮人的資本，即是否存在社會資本對貧困程度更高的個體作用更強的現(xiàn)象。由于logit回歸中被解釋變量是二元虛擬變量，并不適合作為quantile回歸的被解釋變量，我們采用穩(wěn)健性檢驗中所用到的相對剝奪指數(shù)這一連續(xù)型變量作為替代。我們分別選擇了第10百分位、第25百分位、中位數(shù)、第75百分位和第90百分位等五個分位數(shù)的回歸結(jié)果進行報告。回歸結(jié)果見表7。

表7中第（1）到第（5）列對應(yīng)的是第10百分位、第25百分位、中位數(shù)、第75分位數(shù)和第90分位數(shù)的回歸結(jié)果。從社會資本的三個衡量指標來看，網(wǎng)絡(luò)差異在第（1）到第（5）列中的系數(shù)都呈現(xiàn)正向顯著，網(wǎng)絡(luò)頂端的系數(shù)除了第（1）列不顯著之外，在第（2）到第（4）列中都呈現(xiàn)正向顯著，而網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的影響則并不明確。不僅如此，網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端的系數(shù)大小隨著分位數(shù)的增加逐漸減小，表明社會資本對城市貧困程度更高的個體的減貧效應(yīng)要更大。這一點與 Grootaert（1999，2001）在其他國家發(fā)現(xiàn)的規(guī)律相類似，可以說在中國的城市居民中社會資本也是一種窮人的資本。此外，對于人力資本的系數(shù)進行考察也表明，教育年限和健康狀況也更有利于窮人擺脫貧困。

表6 穩(wěn)健性檢驗——相對剝奪指數(shù)作為被解釋變量

六、研究結(jié)論

本文采用CGSS的微觀調(diào)查城市樣本數(shù)據(jù)，使用Logit模型研究了社會資本對城市人口個體陷入相對貧困的影響作用，探討了在市場化轉(zhuǎn)型的過程中，社會資本作為一種非市場力量，它的作用會隨著市場化進程減弱還是加強這一問題。研究發(fā)現(xiàn)：第一，反映社會網(wǎng)絡(luò)質(zhì)量特征的網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端能顯著地減少城市人口個體陷入相對貧困的發(fā)生概率，具有重要的減貧效應(yīng)；但反映社會網(wǎng)絡(luò)數(shù)量特征的網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的減貧效應(yīng)并不顯著；第二，隨著市場化程度的提高，社會資本減少城市個體相對貧困發(fā)生概率的作用總體上來說會增強，其中網(wǎng)絡(luò)差異和網(wǎng)絡(luò)頂端的作用尤其顯著，但網(wǎng)絡(luò)規(guī)模并不顯著；第三，采用quantile回歸進行研究發(fā)現(xiàn)，社會資本對于貧困程度更高的個體作用更強，對于貧困群體的減貧效應(yīng)尤其明顯。

表7 分位數(shù)回歸

[1]Putnam R D，Leonardi R，Nanetti R Y.Making democracy work：Civic traditions in modern I-taly[M].Princeton：Princeton university press，1993.

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胡婉君）