2010年第1期WorldEconomicPapersFebruary熏2010市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?———中国农村家庭灾后消费的经验研究陆摇铭摇张摇爽摇佐藤宏*摇摇摘要摇本文研究了在中国农村的市场化过程中,社会资本为遭受自然灾害的家庭的消费平滑提供保险的作用。我们基于2002年中国家庭收入调查(CHIPS)的农村数据进行经验研究,结果显示,互助、公民参与及信任这三种社会资本并没能帮助中国农村家庭抵御自然灾害对于消费的冲击。我们的发现并不依赖于同村家庭遭受自然灾害的同质性程度。我们进一步找到证据表明:社会资本在帮助农户分担风险和平滑消费上的作用随着市场化的深入而减弱。关键词摇消费平滑摇自然灾害摇社会资本摇市场化삲폮뎥一、引摇摇言长期以来经济学家们一直在讨论发展中国家的家庭是쫇如何应对负向冲폦击的。经济学理论认为,如果存在一个完全的市场使得家庭能够在外生的随机冲击过程中分担风险,那么家庭的消费将仅取决于社会的总收入,而不是家庭的现时收入(Wilson,1968;Ljungqvist和Sargent,2000)。在这种完美的设定下,家庭的个别风险将受到完全保险,这样它们就能跨期平滑消费。完全风险分担的假定并没有得到来自发展中国家的实证研究的支持,但大量实证研究也发现确实有部分风险分担(Townsend,1994;Udry,1994;Ligon,1998;Gertler和Gruber,2002),而且在中国也有同样的发现(Jalan和Ravallion,1999)。由于发展中国家的正式信贷和保险市场非常不完善,非正式保险被认为是家庭最重要的对消费平滑进行部分保障的方式(Rosenzweig和Stark,1989;Faf鄄champs和Lund,2002)。近来的研究检验了社会资本对于家庭风险分担的重要性。一个家庭在遭遇负向冲击后获得非正式保险的可能性很大程度上依赖于受冲击的家庭和它的家族成员或社区间的联系。然而,现有的实证研究并没有对这一点提供明确的证据。在关于南非(Cart鄄er和Maluccio,2003)及埃塞俄比亚(Mogues,2006)的研究中发现了社会资本对于缓解*陆铭:复旦大学经济系和浙江大学经济学院,E鄄mail:lm@;张爽:康奈尔大学经济学系,E鄄mail:sz82@;佐藤宏:日本一桥大学经济学系,E鄄mail:satohrs@鄄。我们感谢JohnKnight、蔡昉、GaryFields、LorenBrant、TerrySecular、JohnWhalley、陈钊、封进以及伦敦经济学院会议(2008年7月)与会者的有益评论。感谢北京师范大学李实教授提供数据。我们特别要感谢来自IDRC/CIGI中国青年学者贫困研究网、教育部“新世纪优秀人才支持计划冶项目以及上海市重点学科建设项目(B101)的研究资助。文中余留的错误由作者负责。
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇17负向冲击影响的积极作用,但Gertler,Levine和Moretti(2006)在印度尼西亚的研究却发现社会资本并没有帮助家庭抵御健康冲击对消费平滑的负面影响。Gertler,Levine和Moretti(2006)的研究还质疑了Woolcock和Narayan(2000)提出的“社会资本是穷人的资本冶的观点。摇摇为什么既有的这些发现如此不同?理解社会资本与市场经济之间的关系可以提供一个线索。首先,在市场化程度比较高的村庄,家庭有更多的机会享受到更好的正式保险,社会资本提供的非正式保险并不那么有用。Stiglitz(1999)认为,在发展的早期阶段,社会资本可能很有效,当发展到一定阶段,市场的力量可能削弱社会资本作为非正式制度的作用。Durlauf和Fafchamps(2004)认为社会资本能否提升效率取决于正式制度的发展。Fafchamps(2006)进一步认为,在这一问题上,对社会资本的跨国数据进行分析很可能导致不正确的结果,因为在跨国数据中难以控制国家间正式制度的差异。换句话说,用跨国数据检验正式制度是否替代了作为非正式制度的社会资本的研究面临的一个挑战是:寻找能够度量正式制度发展水平的变量。此外,市场化也为农村家庭创造了更多的就业机会和不同的收入来源,这也会起到非正式保险的作用,从而替代掉家庭之间的相互保险。再者,对于农村居民来说,市场化及经济发展过程中农村到城市的劳动力流动减少了村民间的社会互动,这也将会削弱社会资本的作用。我们的研究主要关注两个问题:首先,社会资本有没有帮助中国农村家庭抵御自然灾害对消费造成的冲击?我们也检验了当自然灾害对同一个村庄内不同家庭造成的影响存在一定异质性时,家庭是否更容易分散风险;其次,假如社会资本的确起到了非正式保险的作用,那么随着中国市场化改革的深入,它的作用将如何变化?我们研究的核心特征在于揭示当市场化进程在农村经济中充分发展后,社会资本在保障家庭灾后消费中所起的作用。中国当前的市场化进程是不平衡的,这表现在中国不同地区(例如东部、中部、西部地区间)正式制度发展水平的差异,以及经济发展水平和人们行为的差异。这为我们的研究提供了极佳的背景,使得我们不仅能够考察社会资本的作用,而且能够考察社会资本的作用在市场化水平不同、经济发展水平不同的地区有怎样的差异。本文使用了中国家庭收入调查项目(CHIPS2002)在中国农村进行的抽样调查数据。我们有以下发现:首先,在中国农村,总体上来看,我们采用的几种社会资本度量对于帮助家庭抵御自然灾害的影响作用极小,而且,这一发现不取决于自然灾害对村民影响的同质性程度。其次,社会资本的作用在市场化和经济发展水平不同的村庄间有显著差异,在市场化和经济发展水平较高的地方,社会资本对于风险分担作用更小。这一发现的政策意义在于:当社会资本作为中国农村中非正式保险的作用被削弱时,其作用应被正式的保险或信贷及时填补。本文的结构如下:第二部分是文献综述;第三部分报告我们的数据;第四部分是计量模型设定;第五部分报告实证研究结果;第六部分提供进一步的稳健性检验;第七部分是全文的总结。
摇182010年第1期二、文献回顾我们的研究动机来源于两个领域的文献:第一个领域是社会资本能否在中国等发展中国家帮助家庭应对负向冲击的理论和实证研究;第二个领域则考察了在经济发展过程中,社会资本作为一种非正式制度与正式制度间的关系。首先,我们对于社会资本分担风险作用的研究兴趣受到了现有文献的影响。家庭往往试图同时利用正式与非正式制度来减缓负向冲击,为消费提供保险(Morduch,1995)。在发展中国家,正式的信贷及保险市场往往严重缺失,即使存在,也不那么完善。因此,家庭(特别是穷困家庭)很大程度上依赖非正式的风险分担机制,例如互助保险(Coate和Ravallion,1993;Morduch,2003),而非正式的借贷与保险又依赖于一个人所在的家族与社区的社会资本(Fafchamps,2006)。一个人必须在所处的社会网络中的其他人需要时提供帮助,他才能在遭受未能预见的负向冲击时获得救助。这种相互性是社会网络中重复博弈的结果(Fafchamps,1992)。Besley(1995)认为非市场保险有一个优点:由于人们经常在同一网络内互动,促进了他们对于相互帮助的预期,使得其比삲起正式保险来폮更易于相互了解뎥和监控。然而,现有的经验研究对于社会资本的作用却未达成쫇共识。Rosenzw폦eig(1988)认为,印度的亲缘关系能够在面对收入风险时充当平滑消费的保险机制,并且能够跨时跨地延续。在南非,通过实验衡量的社区层面的信任被发现能减缓气候冲击对于儿童营养状况的影响(Carter和Maluccio,2003)。在埃塞俄比亚,社会网络在环境冲击后的财产恢复与增长方面发挥了重要作用(Mogues,2006)。信任,作为一种社区的规范,同样在洪都拉斯的飓风过后,帮助家庭实现财产恢复并增长(Carter和Castillo,2006)。然而,在印度尼西亚的研究却得到了一个令人意外的发现:社会资本在应对健康冲击中发挥作用极小,对社会资本使用多种定义及度量都得到这样的结果(Gertler,Levine和Moretti,2006)。中国农村家庭的生活环境存在着较高的风险,他们应对气候冲击、疾病及其他形式的收入波动的能力很弱。然而,既有的研究却很少关注中国家庭之间的风险分担。Jalan和Ravallion(2001)发现,中国农村的家庭没有充分的保险,他们往往只省出一小部分财富来预防收入冲击。相反,以往的社会学和人类学研究(例如王铭铭,1997;Yan,2000)却认为在中国社会资本具有分担风险的作用,他们提供了下列田野调查结果:[案例1]在福建省的溪村,在家庭的社会网络中一直存在互助,有时也被称为互惠的帮助。借款、劳力交换和信息共享是家庭帮助彼此分担风险的主要方式。人们愿意借款给以前曾经借钱给他们的人,这种借款是没有利息的。除了金钱转移,同一个网络的成员往往在彼此需要时提供信息与劳力帮助。关系更多的家庭在遭遇冲击时往往更容易寻求并获得帮助。村子里家庭社会网络的不均分配导致了村里的收入不均(王铭铭,1997)。
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇19[案例2]在1958—1960的大饥荒中,下岬村的村民饱受自然灾害折磨,村里食物很稀缺。那些在村外有社会网络的人能获得来自外村的帮助,而更多的人没有这种社会网络,只能挨饿。举例来说,郭先生的姐姐在饥荒还不那么厉害时嫁到外村,她在大饥荒中为郭先生一家提供了足够生存的食物。从此以后,这个村里的人很相信社会网络在分担风险上的重要性,并加强了各自的社会网络(即使在“文革冶时期)(Yan,2000)。除了这些案例研究,Morduch和Sicular(2001)研究了山东省邹平县的农户,并发现在1990—1993年间,遭受灾害的家庭收到了更多的金钱和实物帮助。然而,还需要更多的证据才能检验社会资本在中国农村是否充当了非正式保险的作用。首先,从空间上看,这些研究都是在中国西部和北部的一些不发达的村庄里进行的。在那些地方,正式的保险和借贷几乎不存在,或者即使在一定范围内存在,也极少发挥作用。第二,在时间维度上,他们的发现是在1990年代早期甚至更早的时间段里,也就在1990年代市场化迅速推进之前。所以,在这些研究里看不到市场化改革以后的变化。因此,社会网络在减缓负向冲击上的作用在中国农村市场化转型深入后是否改变,是一个很有趣的问题。从直觉上来说,异质冲击比起同质冲击更容易用一个社区内的社会资本应对。当家庭遭受异质的冲击时,村内转移支付能够充当农户的非正式保险(Carter,1997)。而当一个社区的多数家庭同时遭受同质的冲击时,他们在总体上遭受收入损失,所以他们就更难彼此互助。Carter和Maluccio(2003)发现,当一个家庭的邻居损失非常大时,它应对收入冲击的能力也下降。在我们的研究中,我们也考察了社会资本的作用是否受到自然灾害的同质性的影响。我们的研究也受到另一个领域文献的启发,Stiglitz(1999)认为,当一个社会经济发展后,社会资本也会发生相应的适应性变化,使得人际网络部分被基于市场经济的正式制度取代。Durlauf和Fafchamps(2004)认为,社会资本是正式制度(最优解)缺失下的次优反应,然而,当正式制度更有效时,对人际交换的依赖就变得不必要了(Kranton,1996)。Putnam(2000)的发现与这种逻辑部分吻合:当美国经济快速发展时,人们的社会组织参与出现了广泛的下降淤。在这些研究中,社会资本作为一种非正式制度,在经济发展中与正式制度是互替的关系,这能从式(1)(Fafchamps,2006)的条件期望中可以看出。O是社区j中的家庭iij社会资本S的表现,而F代表社区j中正式制度的发展水平。社会资本的作用取决于ijj正式制度的水平:E[O|S,HighF]<E[O|S,LowF](1)ijijjijijj根据式(1),我们假定在充当抵御自然灾害的保险时,社会资本是正式制度的替代。相应地,O代表社会资本在分担风险时的作用,当正式制度(例如正式信贷、保险市场、ij淤Putnam(2000)也提出,如果改变社会资本的度量,社会资本的下降可能不显著。
摇202010年第1期政府转移支付)的水平更高时,社会资本分担风险的作用比正式制度发展水平更差的社区来得低。然而,如果想对这个条件期望进行跨国的估计却面临极大的挑战,因为度量各国的正式制度很难(Fafchamps,2006)。而在特定国家的研究中,通常在给定期限内一国境内不同地方的正式制度的差异较小,例如在美国或非洲国家。而在我们的研究中,我们利用的是中国的数据。在中国这样一个转型和发展中的大国,不同地区的市场化进程和经济发展水平有着非常大的差异,我们假设在市场化水平和经济发展水平较高的地方,人们更容易获得正式信贷、保险或政府转移支付这种正式的风险分担机制。值得强调的是,市场化进程不仅仅代表正式制度的发展,它也同时改变了人们互动的方式。举例来说,中国市场化进程中出现了大规模的农村到城市的劳动力流动,这导致了农村村民间社会互动减少,而社会资本的作用恰恰源于村民之间长期互动形成的合作。所以,社会资本的作用降低,也可能仅是因为移民而不是被正式制度的发展所削弱。此外,市场化和经济发展也带来了收入来源与就业机会的多元化,这本身也是一种非正式保险机制。三、计量模型设定삲摇摇(一)全폮部或部分风险뎥分担?首先基于一个基本模型,我们检验了中国农村家庭消费쫇是否在遭遇自폦然灾害时获得了完全的保险。根据Townsend(1994)经典的消费平滑模型,我们以自然灾害和其他控制变量对人均消费对数的变化进行回归:æC驻ijöçLn÷=琢0+琢1Shock+琢ij2X+琢ijèn3Z+着(2)jijijø村庄j中家庭i的消费是C,除以家庭规模n,即家庭人数,得到家庭平均消费。被ijij解释变量是2001—2002年间人均消费对数的变化。这一变量取决于家庭是否在2002年遭受自然灾害Shock。我们没有用收入的变化来间接地获取有关冲击的信息,而是ij直接用自然灾害本身来衡量负向冲击。如果家庭能够在2002年的自然灾害后完全获得2001—2002年间消费的保险,系数琢1就不会在统计上显著异于0,否则,琢1应显著为负,即农村家庭无法达到完全风险分担。在式(2)中,我们也控制了一些家庭特征X和ij村庄特征Z。县固定效应也在所有回归方程中被控制。在消费的持久收入理论中,给j定财富和可得的信贷,消费应呈随机游走状态,仅当新的信息改变了对于持久收入的期望时,才会改变(Townsend,1980;Ljungqvist和Sargent,2000,)。然而,如果本地信贷市场不完全,消费变化将依赖影响现时消费的因素,例如教育水平、非农就业比例、乡村公路等。(二)社会资本能否帮助家庭应对自然灾害?接下来,我们要检验拥有更多社会资本的家庭能否更好地保障灾后消费,下面是式(3):
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇21æC驻ijöçLn÷=茁0+茁1Shock+茁+茁ij2SCij3Shock*SC+茁ijij4X+茁(3)ij5Z+着jijènijø村庄j家庭i的社会资本是SC。式(3)中的核心变量是自然灾害与社会资本的交ij互项Shock*SC。如果利用社会资本应对自然灾害是有效的,茁ijij3应显著为正,如果无效,茁3应不显著异于0。在本文中,我们检验了三种社会资本,即互助、公民参与及信任在中国农村风险分担上的作用。通过区分不同种类的社会资本,我们能检验不同社会资本在应对自然灾害的冲击时有什么不同。为了检验社会资本的作用是否依赖于自然灾害影响的同质性程度,我们引进一个新的交互项:Shock*SC*NeighborShock。变量NeighborShock以2002年同村内其他家ijijijij庭遭受自然灾害的百分比来度量。直觉上,如果自然灾害的影响是同质并且广泛的,这一百分比会很高,家庭就更不可能在发生自然灾害后从同村内获得帮助。我们对式(4)进行如下回归:驻æCijöçLn÷=茁n0+茁1Shock+茁ij2SC+茁Shock*SC摇摇摇摇摇ij3ijijèijø摇+茁4Shock*SC*NeighborShock+茁ijijij5X+茁ij6Z+着(4)jij我们关注茁4,如果自然灾害的影响是高度同质时,社会资本分担风险的作用更不重要,茁4<0,而如果社会资本的作用不取决于自然灾害的影响的同质性,那么茁4应不显著异于0。(三)市场化进程中社会资本角色有否变化?我们的分析着重在第三部分,也是本文中研究的最重要的效应,即市场化进程中社会资本分担风险的作用如何变化,这一效应由下面的式(5)估计:驻æCijöçLn÷=酌0+酌1Shock+酌ij2SC+酌ij3Shock*SC摇摇摇摇摇ijijènijø摇+酌4Shock*SC*M+酌酌ijijj5X+ij6M+酌j7Z+着(5)jij我们把式(3)中的交互项Shock*SC与j村市场化水平M相乘,得到Shock*SCijijjijij*M。村庄层面市场化的水平由两个代理变量度量:村庄内非农劳动力的百分比以及j村庄中向外移民的百分比。如果市场化水平提升后,社会资本提供非正式保险的作用下降,那么系数酌4应显著为负。而如果酌4不显著异于0或为正,社会资本抵御自然灾害的效率就未在市场化过程中受到损害。比起以前的研究,我们这一检验有一个优点,即明确检验了市场发展如何影响了社会资本分担风险的作用。然而,需要强调的是,因为我们没有直接的变量来度量正式制度的发展,因此我们使用的代理变量可能不仅仅捕捉了正式制度发展的信息,也包含了向外移民和非农就业的信息,而向外移民可能减少村民之间的互动,非农就业收入可能本身就是一种非正式的保险,这些机制同样会削弱社会资本的作用。在我们的研究中,无法明确地区分以上三个可能的机制,因此也只能笼统地说,我们检验了市场化如何影响了社会资本的作用。
摇222010年第1期四、数摇摇据我们的数据来源是2002年由中国社会科学院(CASS)经济研究所中国家庭收入项目组(CHIP)所开展的一项全国性农村地区家庭与村庄调查。这项调查涉及中国22个省份淤的961个村庄中的9200个家庭,这些样本是国家统计局农村家庭调查的子样本,在每个村庄随机选择10个左右的家庭作为调查对象。以下解释我们实证研究框架中的变量的度量,表1报告了这些变量的统计摘要。表1摇统计量概述变量均值方差1.个人及家庭特征户主年龄户主为男性户主已婚户主为少数民族삲户主受教育年限폮뎥쫇폦户主为中共党员家庭人均收入(元)27292283固定资产价值(元)12293524家庭中非农劳动力比例家庭人均耕地面积(亩).社会资本劳力交换:2002年人均劳力交换天数1618信息交换:与他人交换信息的频繁程度参与:2002年参加村民会议次数信任:信任多数人.村庄特征村庄人均收入(元)28461831村中受自然灾害影响家庭百分比村中非农劳动力百分比村中向外移民人数百分比公路通车村庄百分比到最近县城距离(公里)淤这些省份是:北京、河北、山西、辽宁、吉林、江苏、浙江、安徽、江西、山东、河南、广东、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃和新疆。2002CHIP调查的特点是它同时包括一份村庄(行政村)调查问卷和一份家庭调查问卷。这使我们能够在家庭和村庄的层面上都获取大量有关社会资本的信息。关于2002CHIP调查的样本框架和抽样方法的详细情况,请参见Gustafsson,Li和Sicular(2008)。
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇23社会资本CHIP数据的亮点是对社会资本有着丰富的度量。在文献中,相互合作、公民参与和信任是三种被认为能够影响发展中国家的风险分担的社会资本。相互合作,例如在非正式的纽带中劳动与信息的交换有助于家庭分担风险(Gertler,Levine和Moretti,2006)。参与社会组织可以有效减少负向冲击的影响(Carter和Maluccio,2003;Mo鄄gues,2006)。对他人的信任促进了飓风灾害后家庭的恢复与财产增长(Carter和Castil鄄lo,2006)。这三种概念的社会资本在我们的研究中都得到了相应的度量。首先,我们通过亲属与邻居间的劳动与信息交换度量相互合作程度。劳动交换通过2002年中家庭成员参与互相帮助的平均日数度量。而信息交换则通过家庭间就非农业工作进行信息交流的频率度量。频率按照从1—5排列,分别表示没有/很少、有时、一般、经常和非常频繁。其次,我们通过2002年中一个家庭参加公共会议的次数来度量公民参与。在其他发展中国家所进行的实证研究通常使用在社会组织中的参与这个指标(Gertler,Levine和Moretti,2006),但这在中国并不是很合适。我们的数据显示,中国农村只有很少的社会组织。即使有一些社会组织,人们的参与度也非常低。而另一方面,人们经常参加村庄内的公共会议,例如社区的会议、党的会议或其他组织的会议。参加会议是农村居民与他人互动,从而构建他们在村内人际网络的重要途径。第三种度量是信任。问卷提供了“你是否同意多数人不能被信任?冶回答按照从1到4排列,分别表示强烈同意、同意、不同意、强烈不同意。分数越高,表示人们更加信任他人。中国农村地区的平均信任水平是,惊人地高。自然灾害我们使用自然灾害作为中国农村家庭受到的负向冲击的代理变量。主要由天气和环境造成的自然灾害对于家庭特征而言是外生的,这使我们能在一定程度上避免内生性偏误淤。我们利用家庭是否在2002年中遭受严重自然灾害来度量这个变量。如果遭受灾害,那么负向冲击是1,如果没有遭受,那么负向冲击是0。自然灾害的一个显著特征是它对于村庄内部的影响通常是广泛的。例如旱、涝这样的自然灾害通常影响一个地区内的所有家庭而非分散的单个家庭。如果一个家庭遭受自然灾害,同一村庄内的其他家庭很可能在同时遭遇灾害。然而,我们的数据显示自然灾害并非完全是共同的冲击。一个家庭是否遭遇灾害和他(她)的村庄是否遭遇灾害的相关性只有。此外,单个家庭的同村居民遭遇自然灾害的平均百分比是40%。图1显示了2002年中单个家庭的同村居民受到自然灾害影响的百分比的核密度(kerneldensity)。它显示了村庄内自然灾害影响的同质程度。自然灾害的分布在我们的样本中形成了一个“U冶形。0到和到1的密度都相对较高。这意味着虽然自然灾害的影响在一些村庄是同质的,但是它们在大多数村庄也可能是异质的。由于中国复杂的地理和农业特征,自然灾害影响的同质性程度在不同村庄间有着显著的差异。淤相比之下,另一种负向冲击———健康冲击,作为解释变量可能会存在严重的内生性问题。
摇2㊣4긵2010年第1期㊣깏图1摇2002年受自然灾害影响邻居百分比的核密度ㆣ긵市场化在我们的研究中,中国市场化水平的差异性被用来捕捉正式制度的发展程度。在中国这样巨大的转型国家,市场化程度在各省间存在差异。Wang等(2007)构建了一个市场化指数,使用5个种类的23个子指数,包括政府—市场关系、非国有企业部门的发展、商品市场的发展、要素市场的发展,以及中介/法律构架。在2002年,省级水平的市场化指数为从西藏的到广东的。在CHIP2002的样本省份中,贵州具有最低的市场化指数。ㆣ깏然而,这一省级水平的指数所含的农村地区市场化进程的信息有限。在我们的研究中,我们在村庄的层级上度量市场化程度。村庄层级的市场发展在省内也可能是差异性的。在中国农村的经济转型过程中,最重要的特征是非农业部门的增长和农村到城市移民。农村的产业和企业吸引许多人去寻找非农业的工作而非从事农业。我们使用村庄内非农就业劳动力淤的比例来度量第一个特征。此外,大量农村劳动力向城市移民以寻找更好的工作机会,这一信息由村庄的劳动力迁移的比例来度量。控制变量侣긵在以上这些关键变量之外,我们还在计量设定中控制了家庭与村庄的特征,包括户主的年龄、年龄的平方、性别、婚姻状况、教育程度、党员身份、职业和少数民族身份。我们同样将家庭的土地和固定资产作为控制变量。在村庄层面,人均收入、距最近县城的距离、村庄是否有道路,都是控制变量。我们的所有回归还通过县的虚拟变量控制了县的固定效应。这些控制变量决定了家庭的永久收入水平,如果这些变量的回报是稳定的,那么,它们就不会影响家庭消费的变化。但是,如果这些变量的回报变化了,那么,?侣긲侣긴ィ긶ィ길ㆣ기淤这里的非农业工人是指主要受雇于非农业部门的劳动力。由于村级的官方文件从未报告雇佣结构的统计,村庄中非农业工人的数量是由村干部估计的。쫜퓖쇚뻓냙럖뇈
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇25家庭的永久收入就随之改变,家庭消费的变化也会同样受到影响。五、实证结果表2报告了式(2)基础上的结果。中国农村地区的家庭不能完全平滑他们的消费。这与Jalan和Ravallion(1999)的发现一致,拒绝了中国农村地区存在对于消费的完全保险的假设。我们发现,在其他特征相同的情况下,与未遭受自然灾害的家庭相比,遭遇自然灾害的家庭的人均消费在2002年与2001年间减少了%。表2摇对数人均消费的变化对自然灾害的回归被解释变量:人均消费对数的变化自然灾害*()年龄()年龄平方()男性()已婚()党员*()受教育年限***()非农工作***()耕地()固定资产()村庄收入()公路***()到市场距离()常数项()观测值摇摇注:(1)所有回归方程中均已包含县虚拟变量;(2)括号中为标准误;(3)***代表1%的水平上显著,**代表5%的水平上显著,*代表10%的水平上显著。
摇262010年第1期摇摇社会资本是否在中国农村地区扮演了分担风险的角色呢?出人意料的是,表3中的结果告诉我们答案是否定的。我们发现具有更多公民参与和更高信任水平的家庭有更高的消费增长,这可能是因为社会资本带来了更高的回报,从而改变了永久收入的预期。然而,所有社会资本与自然灾害的交互项在统计意义上都是不显著的。具有更多相互合作、公民参与和更高信任水平的家庭与拥有更少社会资本的家庭相比,在自然灾害后消费的减少并没有显著变小。这说明,社会资本可能通过增加家庭收入的机制而不是自然灾害后的风险分担来增加家庭的消费。表3摇检验社会资本分担风险作用的回归方程被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害()삲信息交换폮뎥()信息交换*自然灾害()参与쫇***()参与*自然灾害()信任폦***()信任*自然灾害()观察值摇摇注:(1)表2中所有控制变量均已包括,但没有报告。县虚拟变量也已控制;(2)括号中为标准误;(3)***代表1%的水平上显著,**代表5%的水平上显著,*代表10%的水平上显著。我们怀疑表3的结果是否受到村庄内自然灾害的共同程度的影响。当一个村庄中大多数家庭同时遭遇自然灾害,社会资本对提供家庭间相互保障的作用就可能减弱。因此,我们构造了一个家庭是否遭遇自然灾害、同村居民遭遇自然灾害的百分比和社会资本的交互项(见表4)。所有这些交互项都是负的,这意味着社会资本的作用在高度相同的冲击过后似乎减少了,然而,它们在统计意义上都不显著。社会资本抵御自然灾害的作用并没有在灾害影响的共同程度有区别的村庄间存在着差异。这进一步支持了我们在表3中的发现,几乎没有证据支持社会资本在中国农村地区有应对自然灾害方面的作用。
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇27表4摇包括自然灾害影响同质程度的回归方程被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害()劳力交换*自然灾害*受灾邻居百分比()信息交换()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*受灾邻居百分比()参与***()参与*自然灾害()参与*自然灾害*受灾邻居百分比()信任***()信任*自然灾害()信任*自然灾害*受灾邻居百分比()观察值摇摇注:(1)表2中所有控制变量均已包括,但没有报告。县虚拟变量也已控制;(2)括号中为标准误;(3)***代表1%的水平上显著,**代表5%的水平上显著,*代表10%的水平上显著。为什么社会资本没有帮助中国农村地区的家庭在自然灾害后保障他们的消费呢?按照过往对中国农村进行的社会学与人类学研究的结论,这一发现是值得讨论的。社会资本对提供非正式保障的重要性曾经在实地研究中被发现(王铭铭,1997;Yan,2000)。然而,这些研究中空间与时间的限制可能导致理解的偏差。首先,大多数实地研究在更为不发达的中国西部和北部的农村进行,那里正式的保障往往是缺失或极其有限的。其次,他们的研究在1990年代早期或更早进行,先于1990年代中期开始的快速市场化进程。也就是说,在王铭铭(1997)和Yan(2000)的研究中并没有考虑市场发展的因素。而我们最感兴趣的问题是:在何种程度上中国农村地区的市场发展影响了社会资本的作用?接下来,我们明确地检验在不同的市场化水平下社会资本在分担风险方面的作用是否不同。我们使用两个市场化水平的代理变量。表5报告了使用村庄中非农业劳动
摇282010年第1期力的百分比作为代理变量的结果。表6使用村庄中向外移民的百分比作为代理变量。在这两个表中最为关注的是社会资本、自然灾害与市场化水平间的交互项。表5显示,在具有较高非农业劳动力百分比的村庄中,劳动交换与公民参与对自然灾害后分担风险的作用显著减少。在表6中,在那些具有较高向外移民百分比的村庄里,劳动交换、信息交流和信任对分担风险的作用减少。需要再次强调,我们对于上述发现有3个可能的解释。首先,在市场化水平更高、家庭更易获取更好的正式保障的村庄,社会资本在应对自然灾害方面的作用更小。其次,市场化创造的更多的工作机会和不同的收入来源也可以作为非正式的保障手段取代跨家庭的保障淤。第三,农村到城市的劳动力流动减少了村民间的社会互动,这导致了市场化过程中社会资本的作用下降。然而,我们不能在本文的回归分析中区分这三种可能性。表5摇使用村中非农劳动力百分比作为市场化代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()삲劳力交换폮뎥()劳力交换*自然灾害()劳力交换*自然灾害*非农劳动力百分比*()信息交换쫇()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*非农劳动力百分比()参与***()参与*自然灾害()参与*自然灾害*非农劳动力百分比폦8**()信任***()信任*自然灾害()信任*自然灾害*非农劳动力百分比()观察值摇摇注:(1)表2中所有控制变量均已包括,但没有报告。县虚拟变量也已控制;(2)括号中为标准误;(3)***代表1%的水平上显著,**代表5%的水平上显著,*代表10%的水平上显著。淤Yang和Choi(2007)提供了菲律宾的证据,他们发现来自海外移民的汇款是接受汇款的家庭的保障来源。
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇29表6摇以村庄中向外移民百分比作为市场化代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害*()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害()劳力交换*自然灾害*向外移民百分比*()信息交换()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*向外移民百分比*()参与***()参与*自然灾害()参与*自然灾害*向外移民百分比()信任**()信任*自然灾害()信任*自然灾害*向外移民百分比**()观察值摇摇注:(1)表2中所有控制变量均已包括,但没有报告。县虚拟变量也已控制;(2)括号中为标准误;(3)***代表1%的水平上显著,**代表5%的水平上显著,*代表10%的水平上显著。六、稳健性检验我们做了几个稳健性检验并在附录中报告了结果。首先,我们使用了一个正式制度的替代度量:信贷可得性。其次,我们构建了一个子样本,包括那些在2002年少于80%的家庭遭受自然灾害的村庄,这用来检验当风险更加异质时,我们的结果有否改变。第三,我们用另一个去除了20%最富裕村庄的子样本来检验我们的结果对于更穷的地区是否稳健。表报告了使用信贷可得性作为正式制度代理变量的结果。我们数据中信贷可得性的定义从以下问卷问题得到:如果你现在急需5000元人民币,你怎样筹到?如果一个家庭能从银行、信用社或私人信贷机构借款,信贷可得性变量是1,否则是0。我们的样本中12%的家庭能在需要时向银行和信用社借款,只有%的家庭从私人信贷
摇302010年第1期机构借款,其他的家庭或使用自己的储蓄,或向其他家庭成员借款,或毫无办法。这一度量某种程度上捕捉了正式制度发展的信息。直觉上,如果正式的信贷更可得,社会资本在家庭风险分担中就会扮演更弱的角色。当我们仅仅把这一变量当作一个额外控制变量加上去时,表5和表6的结果没有多大变化。而信贷可得性本身有一个显著为正的系数,表和表中8个回归方程中的7个中社会资本、自然灾害及市场化的交互项系数为负,其中4个方程这个系数显著。我们也试图检验当这一信贷可得性的度量变化时,社会资本的作用是否改变,答案是不显著(见表)。这可能是因为这个度量仅仅代表了不同家庭获得信贷的能力,因为它与村庄层面劳动力流动比例及非农活动比例关联度极小。所以,在接下来的稳健性检验中,我们仅仅把信贷可得性作为一个控制变量。接下来,我们在2002年少于80%家庭受灾的村庄样本中重复了先前的估计,在表和的8个回归方程中,社会资本、自然灾害及市场化水平交互项系数为负的方程有7个,其中4个显著,这和我们在第5部分中得到的结果很相似。我们意识到社会资本可能仅在落后地区起作用,于是我们检验了去除最富的村庄后前面的结论是否成삲立。表和폮表显示所뎥有8个回归方程中社会资本、쫇自然灾害及市场폦化水平交互项系数为负,其中5个显著,使用这个样本后交互项的效应甚至更大了,这显示了我们的发现对于中国农村的穷困地区更稳健。对于社会资本的度量,我们还尝试了一个家庭是否属于村中最大的姓这一变量。我们没有报告结果,因为我们关注的变量几乎都是不显著的。七、结论和含义本文研究了在中国农村市场化进程中,社会资本帮助灾后家庭保障消费的作用。本文提供了一个新视角来理解为什么社会资本在某些情况下能分担风险,而在某些情况下不能。我们发现,在中国农村,三种社会资本,即互助、公民参与和信任并不能帮助家庭抵御自然灾害和平滑消费,这一发现不取决于居民间受到自然灾害影响的同质性程度。我们提供了进一步的证据解释这一事实:随着市场化进程的深入,社会资本分担风险的作用下降了。值得注意的是,这些发现仅仅对应于三种形式的社会资本以及自然灾害,这些发现本身也取决于我们为市场化水平寻找的代理变量。其他形式的社会资本可能为灾后农户提供非正式保险,或者社会资本可能对其他形式的负向冲击(例如重病)起作用;我们研究中对于市场化水平的代理变量,将来也可能被更确切度量正式制度发展的变量所取代。在未来的研究中,我们最感兴趣的是将正式制度对社会资本的替代与其他机制的作用区分开。基于这项研究,我们可以为改善中国农村家庭的福利提供政策含义。中国农村正在市场化进程的发展中,传统的非正式制度可能正在失去其作为居民的保障机制的作
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇31用,而在许多地区,特别是中国最穷的地区,新的正式制度仍未发展起来。如果在中国市场化过程中社会资本提供非正式保险的作用已经被正式保险取代,我们的发现将是乐观的。特别是对于市场化程度较高的地区,家庭受到正式保险而不是非正式保险的保障。那么,我们有希望看到,在欠发达地区随着市场化的深入,正式保险也会逐渐兴起。然而,如果我们的发现是由于劳动力流动和农村社会互动减弱导致的,农村家庭就会同时缺乏正式与非正式保险的保障。欠发达地区的家庭面对负向冲击特别脆弱,没有了正式与非正式保险的保护,他们更可能掉入贫困陷阱。正式信贷和保险市场应该覆盖全国以保障人们免受负向冲击的影响,政府也应该通过转移支付和构建社会安全网来减少农村居民可能遇到的负向冲击的影响。参考文献Besley,Timothy,1995,“NonmarketInstitutionsforCreditandRiskSharinginLow鄄IncomeCountries,冶JournalofEconom鄄icPerspectives,9(3),115鄄,MichaelR.,1997,“Environment,Technology,andtheSocialArticulationofRiskinWestAfricanAgriculture,冶EconomicDevelopmentandCulturalChange,27(1),1鄄,,2003,“SocialCapitalandCopingwithEconomicShocks:AnAnalysisofStuntingofSouthAfricanChildren,冶WorldDevelopment,31(7),1147鄄,MichaelandMarcoCastillo,2006,“TrustworthinessandSocialCapitalinSouthAfrica:AnExperimentalAp鄄proach,冶WorkingPaper,UniversityofWisconsin鄄,StephenandMartinRavallion,1993,“ReciprocitywithoutCommitment:CharacterizationandPerformanceofInfor鄄malInsuranceArrangements,冶JournalofDevelopmentEconomics,40,1鄄,StevenandMarcelFafchamps,2004,“SocialCapital,冶NBERworkingpaper,,Marcel,1992,“SolidarityNetworksinPreindustrialSocieties:RationalPeasantswithaMoralEconomy,冶Eco鄄nomicDevelopmentandCulturalChange,41,147鄄,Marcel,2006,“DevelopmentandSocialCapital,冶JournalofDevelopmentStudies,,,2002,“Risk鄄sharingNetworksinRuralPhilippines,冶JournalofDevelopmentEconomics,71,261鄄,P.,,2006,“IsSocialCapitaltheCapitalofthePoor?TheRoleofFamilyandCommu鄄nityinHelpingInsureLivingStandardsagainstHealthShocks,冶CESifoEconomicStudies,52,455鄄,,2002,“InsuringConsumptionagainstIllness,冶AmericanEconomicReview,92(1),51鄄,Bjorn.,ShiLi,andTerrySicular(eds.),2008,InequalityandPublicPolicyinChina,NewYorkandCam鄄bridge:,JyotsnaandMartinRavallion,1999,“ArethePoorLessWellInsured?EvidenceonVulnerabilitytoIncomeRiskinChina,冶JournalofDevelopmentEconomics,58(1),61鄄,JyotsnaandMartinRavallion,2001,“BehavioralResponsetoRiskinRuralChina,冶JournalofDevelopmentEconom鄄ics,66,23鄄,.,1996,“ReciprocalExchange:ASelf鄄SustainingSystem,冶AmericanEconomicReview,86(4),830鄄,Ethan,1998,“RiskSharingandInformationinVillageEconomies,冶ReviewofEconomicStudies,65(4),847鄄,,2000,RecursiveMacroeconomicTheory,Secondedition,,Tewodaj,2006,“Shocks,LivestockAssetDynamicsandSocialCapitalinEthiopia,冶DSGDDiscussionPapers
摇322010年第1期38,InternationalFoodPolicyResearchInstitute(IFPRI).Morduch,Jonathan,1995,“IncomeSmoothingandConsumptionSmoothing,冶JournalofEconomicPerspectives,9(3),103鄄,Jonathan,2003,“ConsumptionSmoothingAcrossSpace:TestsforVillage鄄LevelResponsestoRisk,冶inStefanDercon(eds.),InsuranceagainstPoverty,,JonathanandTerrySicular,2001,“RiskandInsuranceinTransition:PerspectivesfromZoupingCounty,Chi鄄na,冶inMasahikoAokiandYujiroHayami(eds.),CommunityandMarketinEconomicDevelopment,OxfordUniversi鄄,RobertD.,2000,BowlingAlone:TheCollapseandRevivalofAmericanCommunity,NewYork:Simon&Schus鄄,Mark,1988,“Risk,ImplicitContractsandtheFamilyinRuralAreasofLow鄄IncomeCountries,冶EconomicJournal,98(393),1148鄄,,1989,“ConsumptionSmoothing,Migration,Marriage:EvidencefromRuralIndia,冶Jour鄄nalofPoliticalEconomy,97(4),926鄄,J.,1999,“FormalandInformalInstitutions,冶(eds.),SocialCapital:AMulti鄄facetedPerspective,WorldBankPublications,59鄄,RobertM,1980,“ModelsofMoneywithSpatiallySeparatedAgents,冶(eds.),:FederalReserveBankofMinneapolis,265鄄303.삲Townsend,Robert폮M,1994,“Riskand뎥InsuranceinVillageIndia,冶Econometrica쫇,62(3),539鄄,Christopher,1994,“RiskandInsuranceinaRuralCreditMarket:AnEmpiricalInvestigationinNorthernNigeria,冶ReviewofEconomicStudies,61(3),495鄄,Xiaolu,GangFanandHengpengZhu,2007,“MarketisationinChina,ProgressandContributiontoGrowth,冶inRossGarnautandLigangSong(eds.),China:LinkingMarketsforGrowth,AsiaPacificPress,30鄄,,2000,“SocialCapital:ImplicationsforDevelopmentTheory,ResearchandPolicy,冶TheWorldBankResearchObserver,15(2),225鄄,Robert,1968,“TheTheoryofSyndicates,冶Econometrica,36,119鄄,Yunxiang,2000,TheFlowofGifts—ReciprocityandSocialNetworksinaChineseVillage,,DeanandHwaJungChoi,2007,“AreRemittancesInsurance?EvidencefromRainfallShocksin폦thePhilippines,冶WorldBankEconomicReview,21(2),219鄄248.王铭铭,1997,《社区的历程———溪村汉人家族的个案研究》,天津人民出版社。附摇摇录表摇全样本使用非农劳动力比例作为市场化的代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害()
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇33续表被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)劳力交换*自然灾害*非农劳动力百分比*()信息交换()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*非农劳动力百分比()参与**()参与*自然灾害()参与*自然灾害*非农劳动力百分比*()信任**()信任*自然灾害()信任*自然灾害*非农劳动力百分比()信贷可得性********()()()()观察值8518851870797810调整后摇摇注:(1)表2中所有控制变量均已包括,但没有报告。县虚拟变量也已控制;(2)括号中为标准误;(3)***代表1%的水平上显著,**代表5%的水平上显著,*代表10%的水平上显著。表摇全样本使用向外移民比例作为市场化代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害()劳力交换*自然灾害*向外移民百分比*()信息交换()信息交换*自然灾害()
摇342010年第1期续表被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)信息交换*自然灾害*向外移民百分比()参与**()参与*自然灾害()参与*自然灾害*向外移民百分比()信任**()信任*自然灾害()信任*自然灾害*向外移民百分比*()信贷可得性*********()()()()삲观察值폮뎥8497쫇8497706폦37790调整后摇摇注:表中注释适用。表摇使用信贷可得性作为正式制度代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害()劳力交换*自然灾害*信贷可得性()信息交换()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*信贷可得性()参与*()参与*自然灾害()参与*自然灾害*信贷可得性()信任*()
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇35续表被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)信任*自然灾害()信任*自然灾害*信贷可得性()信贷可得性****()()()()观察值8557855771157845调整后摇摇注:表中注释适用。表摇2002年少于80%家庭遭受自然灾害的村庄使用非农劳动力比例作为市场化代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害**()劳力交换*自然灾害*非农劳动力百分比*()信息交换()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*非农劳动力百分比()参与()参与*自然灾害()参与*自然灾害*非农劳动力百分比*()信任*()信任*自然灾害()信任*自然灾害*非农劳动力百分比*()信贷可得性********()()()()观察值6219621951695701调整后摇摇注:表中注释适用。
摇362010年第1期表摇2002年少于80%家庭遭受自然灾害的村庄使用向外移民比例作为市场化代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害**()劳力交换*自然灾害*向外移民百分比*()信息交换()信息交换*自然灾害()삲信息交换*自然폮灾害*向外移民百分뎥比쫇()参与()参与*自然灾害()参与*自然灾害*向外移民百分比(폦0)信任*()信任*自然灾害()信任*自然灾害*向外移民百分比()信贷可得性********()()()()观察值6193619351485677调整后摇摇注:表中注释适用。
2010年第1期摇摇摇陆铭张爽佐藤宏摇市场化进程中社会资本还能够充当保险机制吗?摇37表摇排除最富裕20%村庄使用非农劳动力比例作为市场化代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害*()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害*()劳力交换*自然灾害*非农劳动力百分比*()信息交换()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*非农劳动力百分比()参与()参与*自然灾害()参与*自然灾害*非农劳动力百分比()信任**()信任*自然灾害()信任*自然灾害*非农劳动力百分比**()信贷可得性*****()()()()观察值6219621951695701调整后摇摇注:表中注释适用。
摇382010年第1期表摇排除最富裕20%村庄使用向外移民比例作为市场化代理变量被解释变量:人均消费对数的变化(1)(2)(3)(4)自然灾害*()()()()劳力交换()劳力交换*自然灾害*()劳力交换*自然灾害*向外移民百分比*()信息交换()信息交换*自然灾害()信息交换*自然灾害*向外移民百分比*()삲参与폮뎥쫇()参与*自然灾害()参与*自然灾害*向外移民百分比(폦7)信任*()信任*自然灾害()信任*自然灾害*向外移民百分比*()信贷可得性*****()()()()观察值6792679255986210调整后摇摇注:表中注释适用。
