社会资本对广义收入差距的影响作用机理分析和实证检验

社会资本对广义收入差距的影响作用机理分析和实证检验摘要:本文基于二元经济、实物现金为标的的收入水平局限性、人情社会等转型阶段的历史特征，从社会资本角度对广义收入差距问题进行经济学和社会学的对比论证。基于回归分解，在控制其他收入来源不变的情况下，对广义收入差距贡献最大的是行业，在排除随机扰动项的贡献之外，它分别贡献了总体不平等和预测值不平等的27%和51.2%；位于第二梯队的是年龄和区域变量，他们分别贡献了总体不平等和预测值不平等的9.2%、17.1%和4.3%、7.96%；第三梯队的影响变量分别是社会资本、教育、政治身份、性别、家庭规模和经验；而职业类型的影响还不足总体的0.2%。关键词 ：社会资本 广义收入差距 回归分解一、引言“收入是一系列事件”（Fisher，1930），费雪视收入为资本的回报，但困难在于，如何界定合宜的资产状况以解释纷繁的收入流。同样，收入分配 本文对收入分配内容的认识，和李路路等（2011）阐释的“收入和收入差距”是相同的。问题，也是众多“事件”作用的结果，其核心不外乎判定各种收入流的占比孰高孰低、结构合理与否。针对收入分配问题的研究，大致经历了双轨制下寻租和设租行为促就的非法或灰色收入激增(吴敬琏，1988、2011）、以教育回报率增加(Zhang etc. 2005）为标志的人力资本对收入差距的合理拉大、自然和行政保护所导致的行业垄断混同分割的劳动力市场，共同催生的行业收入差距持续扩大（岳希明，2010）等三个阶段。可惜，这些西方理论加上中国数据的“夹生饭”，始终未能将人情社会（Bian，1997）中的“关系”因素考虑进去，使得社会资本对收入差距的作用分析乏善可陈 陈钊等（2009）的研究除外，但他们的研究主要是针对行业垄断问题的。其次，由于将收入简单界定成以实物现金为标的的工资，使得从国民经济核算体系中抽离出的城镇居民可支配收入和农村人均纯收入，不能准确反映我国转型和二元的经济结构特征，导致收入差距度量的偏差；被解释变量固定在工资等职场收入 本文并不反对工资性收入在个人收入获得中的重要作用，尤其是外出务工人员，其增收的重要途径就是就业机会扩增对应的工资性收入。，使研究的重点囿于在以地位获得模型（Blau and Duncan，1968）为基础的资本投资回报检验而难以自拔。尽管分析的视角已经从个人经济特征（教育、经验）逐渐丰富到家庭背景、政治资本、社会资本等群体属性变量。但未能从我国关系型社会中找到合理的指标，从而降低了研究的解释力度。主流经济学家对社会资本这一概念的回避态度，一方面是因为社会资本测度的困难制约了实证研究，另一方面则是来自经济学家深深的自负 Arrow（2000）极力否定社会资本这个概念，认为它不符合“资本”的三个基本属性：(1)时间范畴;(2)为了将来利益目前所做的牺牲;(3)可让与性。相反，社会学家一直致力于社会资本对个人收入决定模型的拓展和应用，但囿于零碎的专项分解而没能将收入的定义有效拓展，进而研究社会资本对广义收入的影响 根据李实（2007）和Deng（2009）的研究，教育、医疗和社会保障等福利差异程度要远远大于以工资为标的的工资收入差距问题。而本文正是对以上不足的一个大胆补充：一方面将收入的定义拓展至富含福利维度的广义收入，另一方面将社会资本直接运用到收入差距的影响分析当中。文章的安排如下。第二部分，我们对收入差距的影响因素分别进行经济学和社会学角度的文献梳理。第三部分，是社会资本对广义收入差距的作用机理分析。首先概述了本文使用的广义收入差距和社会资本的概念，其中对广义收入的具体测算，我们借鉴了李实教授的研究成果，在正文仅仅罗列了我们认为有争议的部分，以供讨论，其余都放于附录部分。第四部分是实证分析，以社会资本等其他变量对广义收入、国家统计局的收入分别进行计量回归检验。我们首先要分析社会资本是否会对行业入职产生影响，本文借鉴马光荣（2011）的研究，建立Probit模型进行判定分析。然后，通过回归方程对不平等程度进行分解，并基于Shorrocks 分解计算各解释变量对收入不平等的贡献率。最后，根据不同生产率、非生产率特征对收入差距的贡献率，提出针对性地解决方案。第四部分，是相关的政策建议以及文章的不足和展望。二、国内外研究现状及述评（一）收入差距研究中的制度因素1.理论层面发展经济学的视角。发展经济学的第三阶段以“制度是重要的”而迥异于结构主义的制度外生和新古典的制度缺失。该学派不仅将经济发展的目标从经济增长丰富到非货币指标、自由和可持续发展等维度，并且尊重发展中国家贫困和发展的现实，认为收入差距不仅来源于个人禀赋（包括人力资本）造成的差异，而且由于政治、法律等制度结构的扭曲也催生了“非生产性寻利活动”带来的寻租或设租收益，这种灰色或者非法收入在转型阶段成为个人或者群体收益差距拉大的推手之一。值得注意的是，世界银行等国际金融组织在减贫工作的推进过程中，提出和总结了经济发展中的“社会资本”这一概念，其定义更多的侧重于个人所在社区的社会稳定或者社区和谐程度层面，这种宏观层面的社会资本是作为地区制度建设的一个侧面而纳入经济增长和减贫的分析工具当中。这和社会学家的社会资本定义是有一定差异的，但她也从一个侧面昭示了，收入分配问题已经从单纯的经济增长的结果（结构主义）、完善市场中的不同要素回报（新古典）发展成为经济发展的目标之一，并且其差异的来源也从个人经济特征完善到制度缺失（包括宏观层面的社会资本）等群体层面。2.实证层面。李实（2007，2011）认为目前我国收入差距问题有以下5个方面的特征：收入差距全方位扩大城镇、农村内部和全国范围；城乡之间收入差距尤为突出；区域之间收入差距仍然比较明显；不同受教育人群之间的收入差距不断扩大；垄断部门与竞争部门之间的收入差距仍在扩大。根据李实的分析思路，我们认为规范的收入分配研究应该准确地回答以下三个层面的问题：收入的定义；有关收入差距的合理性分析规范分析中的“正义”、实证分析中的度量范围；收入差距的原因。第一，收入的定义。目前个人收入的测度范围，已经从（我国）国家统计局依户籍和地域而定义的城镇人口可支配收入和农村居民个人纯收入，发展到Khan(1992）定义的包含公共住房补贴和自有住房归算租金（input rents）、实物收入在内的国际标准，再到包括教育、医疗、保险等公共物品在内的反应我国二元经济特征的收入范畴。第二，何为合理的收入差距。目前的研究思路，基本上首先测算收入差距大小，然后选取参照系进行“虚拟事实”的（种族、行业等群体的）收入差别判定分析，以回归分析（岳希明，2010；陈钊，2009）、群体统计分析、经济体制比较（Whyte，2009）等方法来判定收入分配是否公平。总体来看，这个问题目前没有很好的解决，由于知识储备有限，本文不准备在这个问题上展开说明。第三，收入差距的原因分析。基于我国二元经济特征，本文的收入范围包括第二个层面及以上。李实（2003）基于中国二元经济的特征，将我国收入差距划分为城镇和乡村两部类（近年来日益明显的区域收入差距问题，在李实看来也应该在区域的视域内划分为城镇和乡村等二级单位）。李实认为，第一，农村内部的收入差距应该理解为发展带来的收入差距扩大问题非农就业机会的不均衡增加、农民所处地域的不同和市场分割、累退税的加剧作用、财富等金融资产分布的不均；第二，城镇内部的收入差距可以理解为体制改革造成的收入差距扩大问题企业改革、教育、行业垄断、财产性收入、农民进城对原有低技能行业或阶层的冲击；第三，城乡之间的收入差距来自四个方面：政府对农副产品价格的控制，农村居民承受不合理的税费负担，城乡劳动力市场的分割和城市劳动力市场的封闭，社会福利和社会保障的歧视性。李实和赵人伟（2011）认为不能将收入差距的持续扩大盲目地等同于市场经济的作用，相反现有收入分配问题不能有效解决，恰恰是市场经济不到位、不彻底的表现。他们将现有中国的收入差距原因概括为以下几个方面：表1 收入差距扩大的分析框架公平不公平政府行为（制度和政策因素）政府公务员之间收入的扩大城乡之间收入差距及其扩大区域收入差距不断扩大国有企业内部收入差距的扩大垄断部门与竞争部门之间收入扩大政府官员与普通职工之间收入差距扩大市场机制不同文化程度人群之间收入差距的扩大男女职工之间收入差异的扩大技术人员与非技术人员之间收入差距的扩大暴富阶层与工薪阶层之间收入差距的扩大弱势人群收入下降引起的收入差距扩大注：来自洪范评论2007年第七辑，市场化改革与收入差距扩大，“表2. 收入差距扩大原因的分析框架”。其中，由自然垄断和行政垄断共同催生的行业垄断问题是近年来城镇居民收入分配问题研究的热点。岳希明、李实等（2010）基于垄断和竞争性行业的重新划分，他们发现在教育、经验等个人经济特征变量得以固定的情况下，非个人能力等不合理因素带来的收益占到了垄断行业高收入的50%以上。陈钊等（2009）基于回归方程分解对垄断行业的进入进行了定量分析，发现社会关系网络、父亲的教育及政治身份还有户籍制度依然是限制劳动力自由流动的重要因素，并且发现东部市场经济发展较为发达的东部地区，这些非个人经济属性对职场的作用反倒更为明显。不同于以上着重于新古典的收入差距分解，盛洪（1993）、边燕杰 （2002）、刘精明（2006）、陈宗胜（1997、2006）、Chen and Feng（2000）着重从经济转型计划经济向市场经济的转变，必然引起利益分配机制的调整，进而改变收入分配的结构强调制度因素对收入分配的作用。值得注意的是，周其仁（2004）针对农民收入进行的新制度经济学分析，强调收益和转让权的缺失，使得农民尽管政策关注多，但真正实惠少的尴尬局面，要想破除这种怪圈，首先就是保证市场价值可实现的情况下，保证农民的相应产权。总体而言，以上经济学学者的观点大致包括新古典的“效率与公平”理论。生产要素的定价来自于市场价格分配论，完全竞争市场中，生产要素的边际产出等于其边际报酬。针对于劳动这一生产要素，较为代表性的是人力资本理论的运用（李实等）；生产关系决定分配关系论。收入分配根源于个人的财产权力。由于资本主义社会化大生产和生产资料私有制的分离，囿于资本的逐利性，必然造成资本对劳动的替代，最终造成收入差距过大直至两极分化（龚刚等）。但新古典或劳动经济学对劳动的定价，客观来讲依托于两个方面的制度基础，其一是严格的人力资本定价体系，其二就是与其相衔接的特质性的教育体系以市场需求为导向的人才培养模式。这两者对于近期的中国劳动力市场和教育体系而言，都难以企及。因此，周小亮（1999）认为转型阶段，我国生产要素的定价并不是依托市场机制，而更多借助于以产权和权力为基础的定价机制；由于马克思其研究的出发点是19世纪的英国资本主义实体经济，因此其分析的主题是企业，而100年后的中国，随着新兴市场的不断涌现，收入差距的扩大不再仅仅泛滥于实体经济当中，对于金融、保险、证券等虚拟市场而言，信息和权力已经逐渐超越了生产资料所有制对收入差距的作用。总体而言，以上研究都只能解释我国转型阶段经济运行的一个方面，这就意味着我们应综合不同学科对收入差距问题的研究，针对现阶段的总特征进行把握。基于国内的研究现状，本文研究城镇居民的收入差距的合理性，尝试从社会网络中的异质化信息和权利维续（边燕杰，2001）特质进行解构。（二）社会资本对收入差距的影响研究1、社会资本的概念 有关社会资本的概念以及其在经济学、社会学和政治学等领域的运用，请参阅李六（2010）等人的研究。近代社会资本的研究肇始于布迪厄(Bourdieu，1980)和科尔曼(James Coleman，1993)，二者社会资本的隶属对象都是个人或者小众群体。其中布迪厄认为社会资本就是“与能够增进相互认知有关的实际或潜在资源的综合”，并将社会资本分解为建立的一种可从中获取资源的社会联系，这种资源的数量和质量。布迪厄还认为，社会资本、文化资本和物质资本彼此之间是相互替代的，并且最终都可以用经济手段来度量。而科尔曼对社会资本的定义大同小异，不过他极具启发性地揭示了社会资本的封闭性特征（closure），即社会资本的作用范围仅限于小众之内家庭或者特定的集团或组织。随着社会资本概念的输出，尤其是帕特南（Putnam，1993）在政治领域的开创性研究，使社会资本的作用维度拓展到了社区、地区和国家层面。帕特南在 让民主运转起来中，将科尔曼（Coleman，1990）的社会资本定义理解为“社会组织的特征，诸如信任、规范及网络”。帕特南认为，我们之所以能够走出奥尔森（Mancur Olson）集体行动逻辑的困境，是因为这些“普遍互惠的规范”和横向的“公民参与网络”，首先鼓励了社会合作、加强了社会信任，即交易成本和不确定性的减少促成了自愿性合作的实施。社会资本的存在造就了强社会、强经济和强国家，而非奥尔森推衍的强社会、弱经济和弱国家。至此，社会资本也从微观层面拓展到了宏观。波茨(Portes，1998)进一步指出，社会资本来源于他人无论是产生于社会网络之中或者是蕴含在社会关系里，仅从对象性的角度来看，社会资本都产生于与个人发生联系的其他人。因此，系统性地分析社会资本概念就有必要对以下三个问题做出准确地回答：社会资本的拥有者（也就是社会资本的接受或获得者），社会资本的来源（社会资本的捐赠者）和社会资本本身是什么。照此逻辑，波茨将社会资本的来源和作用进行了梳理，他将社会资本划分为价值融合(value introjections)、有限团结(bounded solidarity)、互惠性交换(reciprocity exchanges)、强制性信任(enforceable trust)四个来源。从结果来看，社会资本的积极作用大致包括对规则的遵守、家庭支持、社会网络传递得到的收益。并首次提出社会资本的负面效应，大致包括外部群体机会的降低、对个人自由的限制、对小众成员的过度依赖、生活准则的下降。根据波茨的研究框架，我们认同李六（2010）对社会资本微观角度的分析框架社会资本应该分为态度和网络两个维度，而微观和宏观的社会资本仅仅是同一事物的不同层面。其中，态度纬度包括信任和“一般的社会规范”，网络维度则是指社会网络。本文同李六分析的差异在于，我们更加认同波茨对社会资本四个来源的分析视角，因此，对于态度维度的构成，我们认为不能仅仅局限于一般的社会规范，应该包括家庭和小众群体的互惠性行为规范。此外，我们认为这种构成的更改，一方面更加符合社会学家对社会资本的传统定义（如波茨，1998）；另一方面融合了社会资本积极和消极两个方面的作用机制，为更加统一的社会资本分析框架构建，提供了可能。至于社会资本积极和消极方面的作用机理，我们认为，可以对比借鉴帕特南的社会资本分析框架和奥尔森的集体行动困境。集体行动的困境在于小集团行动背后的制度安排对其集体目标的规制程度，尤其是在制度外生的情况下，这种规制方向可能是既定的。这样，社会资本的积极和消极作用就转化为制度安排的内生和外生性问题了。如若内生，则收入差距合理化或缩小化问题，就转变成是否存在这样一种制度演化路径，使得社会资本更多地朝着广义收入差距缩小的方向积累。总体而言，我们认同帕特南对科尔曼社会资本的具体化定义，只是更为强调其构成的态度和网络维度的划分的分析视角。2、社会资本对收入差距影响的研究现状(1)传统的分析范式。 现今经济学界较为流行的社会资本定义“能够通过协调的行动来提高经济效率的社会网络、信任和规范”( Putnam et al，1993)的阐述者帕特南是在科尔曼的基础上，从宏观层面借助横向联动的公民参与网络这一工具，来分析政策效力问题的，本质上是政治问题。其结论是，民主这种横向社会网络，比科层式的纵向网络，对资源的配置更有效率，民主不仅能强社会也能强经济、强国家。但这里，我们不能满足于社会网络本身，同样帕特南也进一步提出这种社会网络何以产生的问题。他发现社会网络的产生与其所处的历史和文化背景有关，也就是我们所说的路径依赖问题。因此，我们认为，对社会资本宏观层面的客观理解，要综合社会网络本身以及社会网络的来源路径依赖。对应到微观层面，我们依然需要对社会资本所有者、贡献者和社会资源本身进行划分。也就是说，社会网络分宏观和微观是没有意义的。如若必须划分宏微观，那么我们以社会资本的微观视角为准（或者说社会资本视角）。在近期的经济学文献中，社会资本作为个人或个人操控的一种特殊资本，和物质资本和人力资本一样被视同降低贫困和提高收入的重要解释变量( Grootaert，1999；Zhang and Li，2003；张爽，2007 )。但是在行业垄断和劳动力市场的不完全竞争并存的情况下，一个人的收入或者福利水平具有明显的单位属性（Lin and Bian，2002）。同样，经济学家也从就业歧视的角度对这种收入差距进行了计量检验：陈钊等（2010）基于回归方程的方法，对收入差距进行了分解，发现城镇居民行业间的收入差距趋势在不断增大，并且这种贡献主要是由垄断性的国有企业造成的。岳希明等（2010）通过对我国垄断和竞争行业边界的界定，认为这种自然和行政垄断所造成的收入差距，近五成以上都是不合理的。他们的研究对收入差距的来源进行了简单排序，陈钊（2010）认为地区特征的贡献是第一位的，其次依次是职业、所有制、教育，年龄的贡献在不断下降，而民族的作用基本可以忽略不计。既然行业间收入差距的重要性在不断增加，那么到底有哪些人进入了这些行业？因为，产品市场的垄断只是说明超额利润的部分行业集中度在增加，如果劳动力市场是充分流动的，那么在固定了个人属性特征之后，个人的收入差距也是容易接受的。在这个方面，社会学家主要围绕社会网络或社会资本进行了入职收入的作用分析，如张顺（2011）认为人情资源（强关系）较于信息资源对入职收入的影响更大，并且这种强关系对体制内 体制内单位包括，党政机关、国有事业单位、国有企业单位、集体单位；体制外单位包括，个体经营、私营企业、外资/合资企业、股份制企业等。工作单位和低端劳动力市场作用明显。社会学家对社会资本的分析，基本上围绕同代人的关系网络进行分析，具体到中国而言，他们主要采用了“拜年网”、“饭局网”来度量个体的网络特征。经济学家对收入差距问题的理解，首先是测度、进而分解或者回归分析，目的是找到引起收入差距扩大的非个人特征解释变量（除教育、经验之外）。在测度准确的前提下，组内和组间差距的大小和分类标准的选择有很大关系。对回归分析而言，一个重要问题是，如何选取合适的基准行业。并且，基于回归的不平等分解，有一个重要的问题就是内生性问题。陈钊（2010）和刘赟（2010）都选取了父辈的政治背景作为工具变量，修正了回归分解的解释。尽管Lin and Bian（2000）发现了收入差距的单位属性，并且从“饭局网”、“拜年网”等社会网络角度，证明了维系亲情和工具性的社会资本对劳动力市场的就业信息具有正向作用。但他们的研究还是囿于地位获得模型，没能将这种社会资本的作用扩展到城镇居民的广义收入差距的视角，没能很好的反应中国二元经济的特征。陈钊（2010）的研究虽然考虑了社会网络的收入影响作用，并且从内生性角度对收入差距的成因进行了修正。但是，同样没有包含福利维度。此外，这里考虑的内生性，其实是对遗漏变量或因果倒置前提的修正。社会网络自身的内生性，其实应该更多的从社会网络的生成角度进行分析。在这个方面，邹宇春（2011）的研究很好的解决了这个问题。所以，本文将从社会资本自身的内生性和社会资本与收入水平之间可能存在的因果倒置角度进行分析。具体而言，就是要处理社会资本来源和流向以及社会资本本身的划分问题。（2）关系社会学对收入分配问题的新视角。 边燕杰（2008）梳理出了三种针对中国关系研究的理论模型 参见边燕杰主编的关系社会学：理论与研究导言“关系社会学及其学科地位”.社会科学文献出版社（2011）。，本文比较认同第三种关系主义分析思路中国关系主义的本质界定为非对称的社会交换关系。因为从个人收入来源来看，社会网络（和信任、规范等共同组成社会资本）在中国可以划分为“讨论网”、“拜年网”和“饭局网”三种网络类型。讨论网，接近边燕杰定义的亲、信维度（加上熟，就构成了边燕杰定义的关系主义三个行为规则了），尽管她讨论网的功效多倾向于维持和巩固现有的社会资本，但正如林南（2001）的分析，社会交换不同于即时的、对称的经济交换，她多以交换周期的长期性和每次具体交换的非对称性为特征，因此，本文的社会资本度量将家庭用于亲戚、朋友的礼物交换作为测度内容之一。这种非对称也要求我们，如若要更加准确地测度个人或者家庭的社会资本，应该取一定年份社会资本的加权值，这样更具有稳定性，也更容易排除个人或家庭年龄结构的影响。同时，根据边燕杰和张文宏（2001）的研究，随着我国市场化的推进，社会网络在就职市场既充当信息沟通的桥梁（信息桥），也是人情作用的媒介，总体来说，作为一名成功的求职者既要通过弱关系饭局网等途径（尤其是资格考试等严格审查情境下）来获取信息，又要通过强关系通过间接的讨论网来和决策者进行人情交换，以获取实质性的帮助。因此，社会网络在边燕杰看来，她因发挥了信息的桥梁、信任的基础、人际关系约束的保证作用，而存在于转型阶段的中国。尽管现有关系社会学对收入分配问题的研究略显滞后，但是现有的权力维系、机制共存和结构洞的分析框架，帮我们梳理出了一个较为清晰的潜在的收入分配分析框架，那就是社会网络作为信息的桥梁和人情作用的媒介，在我国现有分配经济解体、劳动力市场发展形成当中、尤其是行业垄断尚存的转型阶段，她一方面提高了信息使用的效率，另一方面通过人情关系网络提高了信任和履约程度。这从另一个方面说明，那些既不能从残缺的正规渠道获取有效信息，又不能人情关系网络获取支持的个人将降低自身权力的效能，导致收入差距水平的拉大。总体而言，现有的经济学家对社会资本对收入差距的影响进行了较为严格地检验，但对社会资本的来源交代不清，社会资本被等同于社会资源本身，甚至可能被理解为物质、人力资本的类同物。我们认为，这样的判定是武断的，经济学应该借鉴社会学对社会资本的理论基础分析，尤其是三层次划分的逻辑。而社会学家对社会资本和收入差距的理解主要集中在社会分层问题上，具体而言就是，社会资本如何影响一个劳动力在就业市场的地位获得情况。而对在位者是否继续进行社会资本投资，进而分析收入差距问题则问津不多。因为，尽管行业间收入差距很重要（尤其是收入差距的行业属性存在的情况下），但在同一行业内部，不同管理层的收入扩大问题（魏众，2011）同样值得关注。三、社会资本对广义收入差距变动的作用机理（一）广义收入的定义和测算这里我们结合李实（2011）福祉（well-being）范畴的收入定义重新定义和测度转型阶段的个人收入水平。具体测算方法参考李实（2003、2007、2011）的思路，并借用北京大学中国经济研究中心的地域消费物价指数（2006）进行平滑处理。1、新古典、国际规范 国际规范的收入定义的提出，起因是Kahn（1992）等人为了将中国收入水平（国家统计局的收入标准）国际可比化。的收入水平测算本文借鉴李实（2011）的系列研究，将收入划分为以下三个部分：第一层级，国家统计局定义的城市居民可支配收入、农村个人纯收入；第二层级，卡恩（Khan，1992）包含公有住房补贴和私有房屋归算租金在内的收入定义；第三层级，李实（2007）内涵了各种“隐形补贴”的广义收入定义。第一层级的收入定义。可以理解为GDP一定时间一定地区的新增产品和服务的市场价值中对应的新增收入！所以，财产性收入的变动不是普通收入定义所能概括的内容。此外，宏观经济核算账户中的国民和个人可支配收入，是指扣除了公共支出等内容的GDP剩余。但是由于我国城乡二元结构、扭曲的福利保障制度，使得扣除中的间接税、社会保障税和国有企业的未分配利润集中于城市地区以及城市中的某些群体，公共产品丧失了竞用性的基本特征。最终出现了转型阶段的个人收入异化双轨制阶段城镇居民公有住房的补贴（第二层次）以及计划经济遗留的特权等内容。还有自然和行政垄断作用下，教育、医疗和实物收入的隐性补贴（第三层次）。2、广义收入水平和不平等程度地测算李实（2007）为了实现城乡居民收入的可比性，首次对包含了隐性补贴和归算租金在内的广义名义收入水平进行了计算。此外，我们在2003年全国36个主要城市分类价格指数 来自北京大学中国宏观经济课题组的研究。基础之上，推算出2002年的地区物价指数进行了消胀处理。根据我们的测算，其中住房补贴这一分项，在2002年其实和其他房屋类型是无差异的。这一结论，和李实的研究相异，为了便于学术交流，此处仅将有争议的部分列出。住房补贴。首先，我们根据城市入户调查数据整理得到了2002年受调查住户的产权结构情况，和李实等学者的研究是一致的。如表2所示，2002年公有住房的占比已经降至15%左右，远低于私房比重。表 2住房产权结构产权类型观测值比例代码（21741-0004；B24）公有住房1064 15.1571房改私房419961.1434私有住房126318.1482，3，5其他3094.1526和0（缺失值）合计6835100再来看市场租金。在城镇居民的入户调查问卷中（21741-0002）有以下两个问题：问题503：“如在市场出租该房屋，估计月租金为多少元？”；问题503a：“如在市场出卖该房屋，估计其市场价格为多少元？”。原则上来讲，房屋月租金应该小于房屋的整体售卖价格（根据国际标准，合理的租售比应该是在1：3001：200之间）。因此，我们删除了那些月租金大于房屋市场价的观测值（88个）。最终得到的公有住房和所有居户的意愿市场租金如下表：表 3 四类产权房租金的统计特征月租金观测值均值标准差.最小值最大值居住使用面积装修状况公房1011462.373898.13902500035.8611.744房改私房4185507.8421906.87608500053.3851.439私有住房1246402.854741.39202200069.9381.600其他223498.0762558.70303800055.3471.543 全部6747477.6341641.83208500053.2321.493注：这些都是当年值，还没有进行地区价格指数平滑。当居民实际支付的租金小于市场租金时，公房补贴才存在。根据表4的显示，我们发现公房租金并不比其他房屋低，并且居住面积也是四类房产中最小的，装修状况稍高于平均水平。因此，我们认为公房并不必然存在所谓的补贴。本文的结论和李实（2007）的数据（1358元/月）差异巨大，因未能看到李实（2007）更为明确的研究步骤，因此，本文认为城镇地区公房补贴在2002年并不是重要的差距来源 笔者也根据李实、罗楚亮（2008）的公有住房补贴回归模型进行了计算，但是计算结果和李实（2008.pp:186 附表1）的结果差异非常明显，并且多个解释变量不显著。之后我们又分省份进行了回归。总体来看，拟合的非常不理想。考虑到本文的主要目的是计算收入差距的来源。我们就直接将错误记录和缺失住户的数据剔除（1064-992）户。（二） 不平等的测量本文采用基尼系数 (Foster and James. 1985 Foster, James. 1985 . Inequality Measurement In Peyton Young, ed.Fair Allocation )来度量收入的不平等程度。为了进行广义和狭义收入的对比。我们首先按照国家统计局定义的城镇居民收入、本文定义的广义收入测算家庭户主的GINI系数，并和李实（2008）计算结果进行对比。表4 不同定义计算的城镇居民收入不均等结果李实（2008）本文陈钊（2010）未消胀、国家统计局收入-户主的GINI系数0.3430.325 （消胀）广义收入-户主的GINI系数0.2960.343 0.343 已消胀，但是是国家统计局定义的收入。由表4可知，我们的测算小于李实（2008）的相应结果，部分原因可能是公有住房补贴造成的差异。根据前面的分析，公有住房在装修情况和建筑面积既定的情况下，并不必然低于市场租金。并且根据我们的统计，即使存在公有住房补贴，其市场租金估计也不过460元/月强，这和李实（2008）每月1358元的结论相差甚远。但总体来看，经过消胀处理之后，城镇住户户主的收入差异有所减少。当然，考虑到高收入样本搜集的困难，以及受访者故意隐瞒收入水平的情况，本文对城镇地区的收入差距情况还是存在低估的可能。根据我们计算，调整后的养老基金、住房公积金、医疗基金和失业基金的GINI系数分别是：0.628、0.726、0.740、0.751、0.794，远高于仅包含工资性收入的一般收入的基尼系数值。表5 社会福利的不平等程度平均值GINI系数户主养老基金（A181_35）1223.2570.628户主住房公积金（A182_2）538.2920.726户主医疗基金（A184_3）98.6890.740 户主失业基金（A183_4）288.9730.751户主的实物收入（C_noncash）577.8760.794 （三） 社会资本增进还是削弱了收入水平？1、本文使用的社会资本概念本文侧重于社会资本的“资本”特性，也就是侧重于资本投资回报的逻辑分析。李六（2010）认为社会资本可以划分为态度和社会网络这两个维度，基于二者的综合指标体系，可以很好的反应社会网络的宏观和微观水平。但是，他将家庭排除在一般水平的社会资本范围之外，其实是仅仅度量了“弱联系”的社会资本，和中国“强、弱”型社会资本特征不相符。基于前面对关系社会的分析，本文将2002年家庭的捐赠支出作为社会资本的代理变量，具体包括对亲戚、朋友、单位一般同事和单位领导的捐赠支出。2、社会资本对广义收入差距的影响及作用机理收入是资产提供的服务。而本文分析社会资本对广义收入差异的作用机理，不过是将能够带来收入流的资本具体化。同时在制度经济学的框架里，社会资本作为一种非正式的制度安排，保证着个人或者家庭行使自己选择的权利（因为产权不过是选择的权利，如果没有了选择，那和产权的剥夺别无二致）。因此，社会资本对广义收入差距的作用机理简单而言就是，因为个人处于社会网络的节点之上，在就业市场制度构建滞后，以及就业岗位稀缺的情况下，个人通过亲友间的日常交流信息网还有工具性社会关系的建立，以弥补信息的残缺，进而实现就业、晋升和收益的目的。由于个人家庭环境以及个人能力的差异，相应的社会网络的构建具有明显的属性特征，所以针对正式制度残缺的非正式制度社会资本补充也注定是扭曲的，如果这种社会资本的构建有利于社会阶层流动性的增加，那么这种微观层面的社会资本就会超越社区和谐等宏观层面的社会资本的作用，成为拉大个体间收入差距的因素之一。但目前对社会资本到底是增加了还是减弱了收入水平，进而对收入差距是否产生影响，并没有达成一致。我们认为，这可能来自于对社会资本微观和宏观层面的错误理解：如果仅从社会和谐、社区和谐指数来理解社会资本的宏观层面，是有风险的。以邻里和睦或者是个人行为的正外部性的普遍存在，最多能够说明社会资本有利于同一社会收入的普遍增加，放大来看，这个社会群体就成了微观“个体”，这是没有意义的。所以，宏观层面的客观理解应加上路径依赖这个背景，也就是说这个“宏观层面”的历史和文化因素或者是制度因素最终决定了，现有的别人的或公共的社会资本在该群体的分配路径（比例）问题。我们这里就会发现，这里其实已经过渡到了制度经济学的领域，或者说用奥斯特罗姆的公共池理论解释这个所谓的“社会资本”问题更为便捷。而这就有放弃社会资本概念的嫌疑。因此，从理论上来看，我们认为还应该坚持社会资本的微观维度思考，即明确社会资本的来源、拥有者和社会资本本身这三个维度。具体而言，社会资本就是依靠自己的“投资”来主动构建社会网络，并使各个节点的资源真正变成可使用的社会资本来源，而不是依靠所谓的路径依赖。很明确，针对起点不同的人而言，其网络是先天或外生给定的。同样不平等的是，个人主动构建社会网络的能力与性格、禀赋有重大联系。具体到中国的语境，其代名词是“本事”。因此，根据我们的理解，在信息传递（交换）有成本、网络构建非自发的前提条件下，社会资本对收入的影响必然是不均等的，即扩大收入差距的倾向。要想攻克收入差距过大难题，在明确了广义收入差距这一目标的基础上，我们认为，改变先天的社会网络形态固然重要，但是成本过于巨大。相反，不付成本的收归国有，同样也是不可靠的，因为根据土地改革的经验，任何一项权利如果得到时没有成本，那么在对权力进行剥夺时，也不费吹灰之力。因此，我们能够构建的则是，规范制度，同时提高不同起点的人的能力或者本事。我们认为，以社会保险、社会保障等福利水平为代表的广义收入的提高，能够有效地提高个人能力，这种高企的能力进一步增加社会资本的构建能力，这样就有利于收入或广义收入的增加。这里注意，有内生性的危险，我们认为可以将过去三年或者五年的社会资本进行平稳化处理，以减轻这种内生性。那么针对本文的一个检验就是，对比广义收入和一般收入的回归方程，如果社会资本系数在广义收入回归方程中更加显著，则意味着（消除内生性的）社会资本对福利维度的收入影响更为明显；如若，教育等人力资本的系数绝对值或显著性降低，则意味着1.教育水平对人力资本有估计偏差；2.这种偏差可能来自能力变量的忽略；3.社会资本可能担任了能力的潜在替代变量。四、社会资本对广义收入差距影响的实证分析 （一）数据来源和数据库简介本文采用的数据，来自于中国社会科学院经济研究所和国家统计局城调总队于2003年开展的城镇居民入户调查数据（CHIPs）库。本文指选取了2002年的截面数据，电子数据来自ICPSR（inrer-university consortium for political and social research）。1、二元选择模型的变量选取及模型建立根据以往的研究，个人收入水平和自己的从业类型有很大的关联性，近年来，很多学者针对垄断行业高收入现象进行了实证分析（岳希明，2010；陈钊，2009）。但直接从社会资本的角度判定入职关联性的研究并不多。张顺（2011）分析了社会资本对体制内和体制外行业从业者入职收入的影响程度，但是行业分类过于笼统；岳希明（2010）区分了竞争性行业和垄断性行业高收入的合理和不合理成分，但是垄断行业高收入的原因并不是其分析的重点。本节，我们首先针对社会资本和入职行业 这里行业的划分依照岳希明（2010）的研究，并结合2005年1%的全国调查进行行业的重新划分进行Probit建模分析，判定社会资本是否显著影响不同行业的求职情况。 （1）以二元选择模型来判定社会资本是否显著影响个人的职业类别我们将户主就业的行业划分为两类竞争性行业和垄断性行业，然后对居户的平均社会交往支出（绝对值）、户主的年龄、年龄平方和教育年限进行分区域计量回归，四个地区的回归结构显示，社会资本都显著影响就业类型。其中社会资本（denote）的度量，章元（2009）用曾经赠送过礼品或金钱的亲友数量和2002赠送给亲友的礼金数占当年家庭总支出的比例作为第二个代理变量（对于这两个变量的系统误差，原文已经注意到了，他们认为通过工具变量能够很好的解决这个问题）。其实，原文的解释暗含着，一定存在内生性 这个问题，边燕杰等主持的中国大型城市调查数据，从饭局网和拜年网两个角度对城市居民的社会网络测度，是很好的。但是没能申请到相应的数据库，同时该数据库也存在潜在代表性不足的问题。问题的假设，并没有对其原因进行社会资本来源分析。而垄断性和竞争性行业(sector)的划分，我们重点比对了岳希明（2010）根据农民工就业比例而划分的垄断、竞争行业类型，以及2005年全国1%的抽样调查数据集，并将后者视作全国垄断和经济行业的判定标准基础数据库。（岳的研究也采用了CHIPs02数据库，尽管划分出了城镇和乡村地区，并且调查表中的所在行业类型兼顾了大类和子行业，但其2010年的垄断和竞争行业划分也是依照(GB/ T47542002)的标准，因此我们可以通过逆向归纳得到相应的垄断和竞争行业内容。具体内容见表6:表6 岳-2010垄断和竞争行业分类及2005年全国1%的抽样调查结果比照行业代码（P143）行业名称（只对2002年就业的人群分析）垄断行业4. 电力、煤气及水的生产和供给业6. 地质勘查业、水利管理业 9. 金融保险业10. 房地产业14. 科学研究和综合技术服务业15. 国家机关、党政机关和社会团体竞争性行业1. 农、林、牧、渔业 2. 采掘业3. 制造业5. 建筑业7. 交通运输、仓储及邮电通信业8. 批发和零售贸易、餐饮业11. 社会服务业 我们只找到了“O 居民服务和其他服务业,P教育”这些选项，没有找到社会服务业这一条目。12 卫生、体育和社会福利业13. 教育、文化艺术和广播电影电视业删除行业16. 其他行业注：1.数据的筛选时，本文首先，依照P107来判定户主（家庭）所属的社会身份。然后以P143来判定隶属的行业类型；本文竞争和垄断行业的判定结合了李实（2010）的研究和文件(GB/ T47542002)。二元选择模型： (1)其中sector 是垄断或竞争性行业的二元变量。Denote、age_head、age、edu、reg分别表示户主的社会资本、年龄及平方、教育及教育的三次方，这里我们以东北地区（辽宁）最为对照组，回归结果显示社会资本在三个区域都显著的影响行业的进入程度。具体回归结果见下表：表7 社会资本对行业进入的影响程度变量系数T统计量社会资本（denote） 4.89e-06 2.27*户主年龄（age_head） 0.0013572 1.70*教育年限 0.0136231 2.36*教育三次方 0.0000357 2.65*东部地区（reg2） 0.0387587 1.72*中部地区（reg3） 0.0396218 1.83*西部地区（reg4） 0.0605672 2.71*常数项 -0.0861739 -1.37样本数 4680上面的回归结果显示，社会资本在四个区域都显著地影响行业的入职情况，说明行业垄断可能作为社会资本发挥作用的载体，拉大了个人间的收入差距。但从回归结果也可以看出，相对于教育和年龄等个人经济特征，社会资本的作用并不十分突出。我们认为，可能是在将17个行业统一到垄断、竞争这一二值虚拟变量之后，降低了解释变量的解释力，因此，我们认为有必要对行业进行细分，将收入差距划分依行业、省份分别划分成社会资本、教育、年龄等收入流。2、不同收入来源对收入的决定方程 (2)根据上一节的分析，我们将社会资本加入到解释向量X当中。其中个人收入（w）是包括了归算租金和隐性补贴在内的广义收入。X是一系列表征生产率特征的解释变量，包括社会资本、性别、年龄、年龄的平方、是否是党员、教育年限、所在行业、省份变量。因为对照组的选择对回归结果影响很大，根据陈钊（2009）的处理办法 为了最大限度地减少虚拟变量选择对本文结论的影响, 最为稳妥的做法是以样本量最大的组, 或者收入居中的组作为参照组。，这里我们分别选取了中部地区和制造业作为对照组（中部地区的观测数据占到了36.34%；制造业的从业人员占到全部从业人员的24.92%）。表8 2002年城镇住户调查样本基本情况 VariableObsMeanStd. Dev.MinMax户样本数6835个人样本数206322002家庭规模 20632 3.2254750.854243219户主年龄684747.8949911.18836992户主受教育年限684510.709283.323127023H424家庭礼金支出68351346.6382898.6460100000礼金支出的家庭占比6809.0170976.043384301运行stata10进行回归分析得到收入方程的回归结果，见表9表9 生产率特征和社会资本对收入流的划分广义收入的对数（lnr_macro_e）国家统计局的收入对数（Ln(A15)）系数T统计量系数T统计量社会资本（H424）6.28E-0510.28*5.79E-059.54*社会资本二次项hh-1.8E-09-5.46*-1.61E-09-4.93*社会资本三次项hhh1.28E-144.34*1.13E-143.86*性别gender0.02324551.310.0567873.21*党员cpc0.05956493.31*0.05452663.05*培训时间exper-0.0140249-1.18-0.0084341-0.72教育的二次项jy20.00066831.260.00092451.76*年龄P1060.04926523.49*0.03304662.36*年龄二次项nl2-0.0003609-3.8*-0.0002495-2.64*家庭规模POP2002-0.0264718-2.28*-0.0316559-2.74*_Iregion_10.209979611.47*0.1447257.96*_Iregion_30.12806746.38*0.13533786.79*_cons8.28243736.39*8.360136.99*注：_region_1 和_region_3，分别代表东部和西部的虚拟变量；_ip135 分别表示受访者就业单位的所有制性质；_ip141表示受访者的职业种类。完整的图表见附录。结合广义和狭义收入的决定模型来看，拥有党员身份这一政治资本，将有利于收入水平的提高，并且在广义收入的定义下，提高的幅度更大；随着年龄的增加收入水平也不断增加，并且社会保险、医疗等福利维度的收入上升的速度更快；家庭规模对收入水平的影响是负面的，但同样家庭规模情况下，对狭义收入的影响绝对值更大一些。地区角度来看，一个具有同等生产性特征和非生产性因素（社会资本）的劳动者，当他从中部地区迁移到东部地区是，由于制度等其他区域性因素的作用，其狭义收入水平谁增多，并且其福利性收入水平增加的幅度更大；而同样的劳动者迁入西部地区，其收入水平也会增加，但是其福利性收入却会相对下降，尽管下降的幅度不大。这一定程度上说明，影响现有迁移者行为的不仅仅是货币性收入，包含医疗、社会保障等其他福利维度的因素也是迁移者的重要考虑因素，这也证明了劳动力迁移模型（伊兰伯格等，2011）中的解释变量时劳动者在不同岗位（区域）的效用水平。对比狭义和广义收入决定模型，我们发现：社会资本在广义收入和狭义收入模型中的系数都显著为正，说明社会资本确实显著影响了收入水平，并且在包含了教育、医疗、社会保障等福利维度的情况下，社会资本的拉动作用更大。总体来，相应解释变量的系数在广义收入模型中的绝对值都要大于狭义收入的绝对值，说明在包含了住房归算租金、隐性补贴等福利范畴之后，行业、地域等非生产性因素对收入不平等的作用在加大。这就意味着，社会资本作为一种非正式制度无论其加剧了还是弥合了收入差距水平，都并不能完全的补充市场经济的制度漏洞，产品市场和劳动力市场的分割依然是个人收入差距的重要影响因素。此外，对比狭义的收入决定模型，在广义收入决定模型中性别和教育解释变量的系数变得不再显著，说明隐性补贴的分配机制和性别、教育的关联性有所下降。尤其是教育这一解释变量的不显著，值得我们深入分析。我们认为，在同一行业、同一地域之内，教育水平的提高并不必然保证教育、医疗以及社会保障的有效分配。并且广义收入回归模型中，在增加了隐形补贴之后，只有社会资本和年龄变量的作用提升，说明同一行业社会资本以及论资排辈的现象还是存在的。（二） 基于回归分析的收入差距贡献研究基于回归的不平等程度测度，第一步就是建立收入变量或者收入变形形式的回归函数，回归的含义是将收入划分为不同的收入来源；第二步，对方程两边同时取GINI 系数，依照第一步收入来源的划分，分别测度不同来源对总体不平等程度的贡献。这里我们借鉴陈钊（2009）的方法来测度不同收入流的不平等贡献率，简单而言将收入决定函数的某一个自变量X取样本均值， 然后将X的平均值和其他变量的实际值一起代入决定方程，推测出收入数据， 并且计算对应于这个收入的不平等指数。此时，该指数已经不包含X的影响了。该指数与根据真实数据计算出的收入差距之差衡量了X对于收入差距的贡献。本文中的回归预测值和原始值的GINI 系数都是依照这种方法计算的。 1、我国城镇居民广义收入差距测算首先，沿用前面的收入决定模型：其中个人收入（w）是包括了归算租金和隐性补贴在内的广义收入。X是一系列表征生产率特征的解释变量，包括性别、年龄、年龄的平方、是否是党员、教育年限、所在行业、区域变量，根据前面的分析，我们将社会资本加入到解释变量当中，进行计量回归。回归结果见表10“生产率特征和社会资本对收入流的划分”第一个回归方程。根据附录3的数理推导，我们分别计算了误差项、常数项和各解释变脸对总体收入不平的贡献率，具体结果见下表：表 10 城镇居民广义收入差距的贡献率分解变量GINI系数对预测值的GINI 贡献率（%）对总体收入GINI的贡献率（%）广义收入的GINI值0.3328964 100100随机扰动项（）0.15382240.0.行业51.28890.275897年龄17.121860.092103区域7.9585370.042811社会资本4.453021