多維就業(yè)質(zhì)量視角下農(nóng)民工社會(huì)資本的就業(yè)效應(yīng)評(píng)估*
——來自中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查的證據(jù)

□鄧 睿

內(nèi)容提要 基于中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，從工資收入、勞動(dòng)供給、崗位穩(wěn)定性和福利待遇的多維就業(yè)質(zhì)量視角系統(tǒng)評(píng)估了農(nóng)民工社會(huì)資本的就業(yè)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，從工資收入維度來看，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工工資收入具有顯著的促增作用，但社會(huì)資本的工資回報(bào)率存在一定的馬太效應(yīng)。從勞動(dòng)供給維度來看，社會(huì)資本雖無法直接降低農(nóng)民工的勞動(dòng)供給強(qiáng)度，卻可能有助于其獲得各項(xiàng)待遇相對(duì)較好的非超時(shí)勞動(dòng)崗位。從崗位穩(wěn)定性維度來看，社會(huì)資本并未提高農(nóng)民工簽訂長(zhǎng)期固定勞動(dòng)合同的概率，但市場(chǎng)化程度的深化可能有助于糾正社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)合同規(guī)范的負(fù)面影響。從福利待遇維度來看，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與行為并無顯著作用，但有助于提高農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)的概率。

一、引言

黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，促進(jìn)農(nóng)民工多渠道實(shí)現(xiàn)更高質(zhì)量和更充分就業(yè)。對(duì)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的農(nóng)民工而言，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)顯然是其扎根城市的基礎(chǔ)。中國(guó)城市勞動(dòng)力市場(chǎng)不僅具有強(qiáng)烈的競(jìng)爭(zhēng)性，又具有基于戶籍、體制等因素分割而形成的典型二元特征（章元等，2009），同時(shí)中國(guó)是一個(gè)關(guān)系型社會(huì)（Bian，1997），社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在日常工作生活中扮演著重要角色，其能夠通過傳遞就業(yè)信息以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力與工作崗位之間的合理配置。正是由于城市勞動(dòng)力市場(chǎng)中體制壁壘、身份歧視以及市場(chǎng)機(jī)制的不完善，才使作為非正式制度的社會(huì)資本，對(duì)處于弱勢(shì)地位的農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量具有關(guān)鍵意義。

《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014－2020年）》明確提出，“完善農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會(huì)參與機(jī)制，積極吸納農(nóng)民工參與黨團(tuán)工會(huì)組織，引導(dǎo)農(nóng)民工有序參政議政和參加社會(huì)管理”，旨在通過建設(shè)包容性城市來重點(diǎn)完善農(nóng)民工的社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)這一群體城市融入能力和就業(yè)質(zhì)量的綜合提升。這種政策設(shè)計(jì)思路不僅凸顯直接增加農(nóng)民工城市社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源的重要性，也注重強(qiáng)化農(nóng)民工個(gè)體與城市社會(huì)制度、社會(huì)組織之間的互動(dòng)和信任程度，這與社會(huì)資本概念所強(qiáng)調(diào)的網(wǎng)絡(luò)觀、信任程度以及規(guī)范性等特征具有內(nèi)在吻合性。從完善農(nóng)民工社會(huì)支持、培育其社會(huì)資本的視角研究如何有效提升這一群體的城市就業(yè)質(zhì)量，成為回應(yīng)上述政策導(dǎo)向的重要實(shí)踐議題。

那么，如何評(píng)估社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響呢？現(xiàn)有研究側(cè)重分析社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工的核心就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)——工資收入起到何種作用，盡管工資收入是就業(yè)質(zhì)量的關(guān)鍵構(gòu)成維度，但如果高收入是由長(zhǎng)時(shí)間、超負(fù)荷勞動(dòng)換取的，則并不意味著就業(yè)質(zhì)量的提升，因而勞動(dòng)供給強(qiáng)度也應(yīng)是就業(yè)質(zhì)量的衡量維度之一。此外，諸如崗位穩(wěn)定性、福利待遇等非收入性因素體現(xiàn)了就業(yè)過程中的人性化關(guān)懷，同樣是構(gòu)成農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的重要維度。鑒于此，本文將就業(yè)質(zhì)量界定為農(nóng)民工從事城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)時(shí)在工資水平、勞動(dòng)供給、崗位穩(wěn)定性以及福利待遇等方面的綜合表現(xiàn)。在下文研究中，圍繞工資水平、勞動(dòng)供給、崗位穩(wěn)定性和福利待遇四個(gè)就業(yè)質(zhì)量維度，分別實(shí)證分析社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工各維度就業(yè)質(zhì)量的影響，同時(shí)結(jié)合各維度就業(yè)質(zhì)量的內(nèi)在特征，就一些與農(nóng)民工就業(yè)相關(guān)的拓展性議題展開計(jì)量檢驗(yàn)，從多維就業(yè)質(zhì)量視角系統(tǒng)評(píng)估農(nóng)民工社會(huì)資本的就業(yè)效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)評(píng)述與理論分析

對(duì)于個(gè)體就業(yè)質(zhì)量的關(guān)注，是與國(guó)際勞工組織（ILO，2012）倡導(dǎo)的“體面勞動(dòng)”緊密相關(guān)的，尤其是“體面勞動(dòng)”所內(nèi)含的工作安全、工作自由、工作平等和生產(chǎn)性工作等指標(biāo)，構(gòu)成了就業(yè)質(zhì)量的多維觀測(cè)視角。Erhel（2015）的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)從工資收入、勞動(dòng)供給、崗位穩(wěn)定性以及福利待遇四個(gè)維度衡量勞動(dòng)者的綜合就業(yè)表現(xiàn)，為檢驗(yàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)果的影響提供了較為完善的分析框架，本部分便從社會(huì)資本影響農(nóng)民工多維度就業(yè)質(zhì)量的視角展開文獻(xiàn)評(píng)述和理論分析。

從社會(huì)資本影響工資收入的維度來看，一些研究認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)個(gè)體收入并無顯著影響（Mouw，2003；章元等，2009），但另一些文獻(xiàn)則支持“社會(huì)資本有助于提升個(gè)體工資水平”（葉靜怡等，2014；王春超等，2013；Wang 等，2015）。上述實(shí)證結(jié)論的分歧可能與社會(huì)資本的回報(bào)差異有關(guān)，這種回報(bào)差異集中體現(xiàn)為群體間因動(dòng)員策略、行動(dòng)努力的不同而導(dǎo)致一定量社會(huì)資本對(duì)不同農(nóng)民工產(chǎn)生效用差異。因此，在實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工工資收入影響的基礎(chǔ)上，應(yīng)重點(diǎn)刻畫社會(huì)資本的工資回報(bào)在不同群體中的分布異質(zhì)性。

從社會(huì)資本影響勞動(dòng)供給的維度來看，一方面，農(nóng)民工在城市務(wù)工地社會(huì)資本的不斷豐富提高了他們接觸高質(zhì)量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的可能性，為了更好動(dòng)員這些網(wǎng)絡(luò)資源并規(guī)避高質(zhì)量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)自身帶來的負(fù)向反饋，農(nóng)民工會(huì)采取與之偏好一致的勞動(dòng)行為模式，進(jìn)而對(duì)其勞動(dòng)供給產(chǎn)生積極影響（葉靜怡等，2012）。另一方面，社會(huì)資本可幫助農(nóng)民工搜尋盡可能多的崗位信息，并將稀缺的優(yōu)質(zhì)崗位配置給有關(guān)系的農(nóng)民工，盡量減少其超時(shí)勞動(dòng)現(xiàn)象。社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工的勞動(dòng)時(shí)間究竟存在何種影響尚待檢驗(yàn)，而且從提高就業(yè)質(zhì)量的邏輯出發(fā)，社會(huì)資本能否幫助農(nóng)民工獲得待遇較好的非超時(shí)勞動(dòng)崗位可能更為關(guān)鍵。

從社會(huì)資本影響崗位穩(wěn)定性的維度來看，務(wù)工地社會(huì)資本的擴(kuò)充可以拓展農(nóng)民工的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模，幫助其在城市就業(yè)過程中獲得更多非重復(fù)、異質(zhì)性的信息資源，創(chuàng)造更多短路徑的求職橋梁，增加其在勞動(dòng)談判中的話語權(quán)，減少合同協(xié)商頻率并降低相應(yīng)的交易費(fèi)用（陳勁松等，2013），提高這一群體簽訂穩(wěn)定勞動(dòng)合同的概率。同時(shí)，與非正式制度的社會(huì)資本相對(duì)應(yīng)，具有正式制度特征的市場(chǎng)機(jī)制也可對(duì)要素價(jià)格進(jìn)行充分調(diào)整，節(jié)省交易費(fèi)用進(jìn)而影響農(nóng)民工的勞動(dòng)生存策略（楊振兵等，2015）。這意味著實(shí)證層面應(yīng)重點(diǎn)回答社會(huì)資本和市場(chǎng)機(jī)制之間的互動(dòng)將怎樣影響農(nóng)民工城市就業(yè)的崗位穩(wěn)定性。

從社會(huì)資本影響就業(yè)福利待遇的維度來看，可從網(wǎng)絡(luò)投入、網(wǎng)絡(luò)信任和網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)三方面簡(jiǎn)要分析社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)社會(huì)保險(xiǎn)參與行為的影響。網(wǎng)絡(luò)投入反映了農(nóng)民工的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)參與行為，農(nóng)民工借助社會(huì)網(wǎng)的參與互動(dòng)，不僅有助于相互交流學(xué)習(xí)參保知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，而且互動(dòng)回應(yīng)中形成的社群懲戒機(jī)制還可以減少經(jīng)驗(yàn)交流中的虛假失信，從而實(shí)現(xiàn)參保行為的合理性和一致性（Coleman，1990）。網(wǎng)絡(luò)信任在一定程度上反映了這一群體對(duì)于城市社會(huì)及相應(yīng)公共政策的信心，可能會(huì)影響到農(nóng)民工的城市參保行為（龍翠紅等，2016）。網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)是社會(huì)資本互惠規(guī)范功能的體現(xiàn)，其對(duì)個(gè)體參保可能具有擠入和擠出兩種差異化的效應(yīng)（Wuepper 等，2017）。因而仍需厘清不同視角的社會(huì)資本指標(biāo)對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)社會(huì)保險(xiǎn)參與行為存在哪些具體作用。

三、數(shù)據(jù)、變量與估計(jì)策略

（一）數(shù)據(jù)來源

實(shí)證數(shù)據(jù)主要來自中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心2014年在全國(guó)多個(gè)省市實(shí)施的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS2014），該次調(diào)查內(nèi)容重點(diǎn)從個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層面刻畫15 至64 歲之間勞動(dòng)力的現(xiàn)狀與變遷，抽樣方法上采用概率比例規(guī)模抽樣法，確保了樣本的代表性。鑒于CLDS個(gè)體問卷是根據(jù)被訪者現(xiàn)居住地展開調(diào)查的，以輸入地社區(qū)為考察范疇，依據(jù)“被訪者戶口不在本地區(qū)（本鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道地域內(nèi)）”這一標(biāo)準(zhǔn)篩選出流動(dòng)人口，并根據(jù)“目前戶口性質(zhì)”判斷篩選出屬農(nóng)業(yè)戶籍的流動(dòng)人口，進(jìn)一步剔除目前處于無工作狀態(tài)的樣本，同時(shí)對(duì)涉及就業(yè)質(zhì)量和社會(huì)資本指標(biāo)構(gòu)造的相關(guān)變量、遺漏重要信息的變量進(jìn)行邏輯識(shí)別和無效剔除，最終確定1575個(gè)農(nóng)民工樣本。此外，出于工具變量構(gòu)造等需要，實(shí)證分析過程中還使用了CLDS2014 家庭問卷和村居問卷中的部分調(diào)查數(shù)據(jù)。

（二）變量設(shè)定

核心解釋變量為農(nóng)民工社會(huì)資本。社會(huì)資本不僅包括農(nóng)民工在務(wù)工地社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的投入和結(jié)構(gòu)，也包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)間的信任程度。網(wǎng)絡(luò)投入體現(xiàn)了社會(huì)資本的投資性，可分為時(shí)間投入和金錢投入。時(shí)間投入上，依據(jù)網(wǎng)絡(luò)成員間的互動(dòng)頻率和情感支持將關(guān)系網(wǎng)絡(luò)分為強(qiáng)關(guān)系和弱關(guān)系，分別使用農(nóng)民工過去一年在務(wù)工地?fù)碛械氖烊擞H戚數(shù)量和請(qǐng)人及陪朋友吃飯頻率作為代理變量；金錢投入上，使用家庭上一年禮金支出總額作為代理變量①。網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)側(cè)重反映嵌入在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的社會(huì)資源質(zhì)量，分為社會(huì)層級(jí)認(rèn)知、政治資源、組織資源三個(gè)指標(biāo)。網(wǎng)絡(luò)成員所處的社會(huì)層級(jí)越高，越可能接觸高質(zhì)量的社會(huì)資本，網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)第一個(gè)指標(biāo)可從農(nóng)民工對(duì)自身所處的社會(huì)階層認(rèn)知來衡量；網(wǎng)絡(luò)成員在政治資源和組織資源中的嵌入程度也是社會(huì)資本質(zhì)量的重要表征，通過考察農(nóng)民工對(duì)務(wù)工地社區(qū)居委會(huì)選舉的參與情況來衡量政治資源，通過考察農(nóng)民工參加務(wù)工地社區(qū)社會(huì)組織②情況來衡量組織資源。網(wǎng)絡(luò)信任視角旨在考察社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的緊密程度，分為特殊人際信任、一般人際信任和社會(huì)信任。特殊人際信任用農(nóng)民工認(rèn)為在務(wù)工地遇到困難時(shí)能夠討論的親戚熟人數(shù)量表示；一般人際信任通過農(nóng)民工對(duì)務(wù)工地社區(qū)鄰里、街坊及其他居民的信任態(tài)度反映；社會(huì)信任重在反映農(nóng)民工對(duì)城市務(wù)工生活的總體信心，決定了其進(jìn)行社會(huì)資本動(dòng)員的積極性。各維度測(cè)量指標(biāo)說明見表1。

表1 農(nóng)民工社會(huì)資本指標(biāo)的界定與測(cè)量

將以上變量納入因子分析，KMO值達(dá)到0.693，Bartlett球形度檢驗(yàn)的P值小于0.00。以特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)保留4個(gè)因子（累積方差解釋率達(dá)到73.85%），做正交方差極大旋轉(zhuǎn)，將各因子按方差貢獻(xiàn)率大小排序命名。因子1可命名為網(wǎng)絡(luò)投入特征因子，依次在A11、A21、A22、A31變量上載荷最大；因子2可稱為網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)特征因子，依次在B11、B21、B31變量上載荷最大；因子3可命名為特殊人際信任特征因子，依次在C11、C12變量上載荷最大；因子4可命名為一般社會(huì)信任特征因子，依次在C21、C31變量上載荷最大。運(yùn)用下式將保留的公共因子綜合為一個(gè)總的社會(huì)資本指數(shù)（Soc）：

式（1）中n為保留公因子數(shù)，λi為i第個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率，fi為i第個(gè)因子的因子得分，使用Thomson 回歸方法計(jì)算因子得分。為使變量含義直觀對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

核心被解釋變量為就業(yè)質(zhì)量。主要分為工資水平、勞動(dòng)供給、崗位穩(wěn)定性和福利待遇四個(gè)維度。工資水平用“月工資收入”表示，計(jì)量分析時(shí)對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)值處理；勞動(dòng)供給側(cè)重反映農(nóng)民工城市務(wù)工過程中的勞動(dòng)強(qiáng)度，用“周工作小時(shí)數(shù)”表示；崗位穩(wěn)定性對(duì)具有高工作流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)民工極為重要，主要用“是否簽訂固定勞動(dòng)合同”表示；福利待遇維度的指標(biāo)主要選取農(nóng)民工城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)參與情況。

主要控制變量。包括個(gè)體家庭特征、務(wù)工及工作組織特征、宏觀特征三組變量。個(gè)體家庭特征變量包括性別、婚姻、年齡、健康狀況、教育水平、政治面貌、父親教育背景、老家土地。務(wù)工及工作組織特征變量包括農(nóng)民工從事當(dāng)前工作的年限、職業(yè)類型③、工作轉(zhuǎn)換次數(shù)、技術(shù)培訓(xùn)、單位性質(zhì)、所處行業(yè)。宏觀特征包括農(nóng)民工所在務(wù)工地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及地區(qū)虛擬變量，其中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與勞動(dòng)就業(yè)資源緊密相關(guān)，使用滯后一期的市場(chǎng)化指數(shù)作為其代理變量④。

（三）估計(jì)策略

本文重點(diǎn)考察社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工各維度就業(yè)質(zhì)量的影響，設(shè)定如下回歸方程：

式（2）中，Ei表示被解釋變量——各維度就業(yè)質(zhì)量，即工資收入、勞動(dòng)供給、崗位穩(wěn)定性、福利待遇。Soci表示社會(huì)資本，Zi表示控制變量，β為待估系數(shù)，εi為誤差項(xiàng)。對(duì)上述回歸方程進(jìn)行估計(jì)時(shí)需結(jié)合各維度就業(yè)質(zhì)量的變量屬性選擇合適的計(jì)量方法。其中，工資收入、勞動(dòng)供給指標(biāo)屬連續(xù)型變量，可采用最小二乘法（OLS）實(shí)現(xiàn)相應(yīng)估計(jì)；崗位穩(wěn)定性、福利待遇等指標(biāo)屬二分類變量，可采用Probit 回歸實(shí)現(xiàn)相應(yīng)估計(jì)。

需要注意的是，遺漏變量、選擇偏差以及雙向因果等因素使社會(huì)資本在就業(yè)質(zhì)量方程中存在潛在內(nèi)生性，需借助工具變量識(shí)別相應(yīng)的因果關(guān)系。對(duì)于工資收入、勞動(dòng)供給兩個(gè)就業(yè)質(zhì)量維度而言，可在普通最小二乘法（OLS）的基礎(chǔ)上使用兩階段最小二乘法（2SLS）來控制內(nèi)生性，該方法在第一階段使用內(nèi)生解釋變量對(duì)工具變量回歸，分離出內(nèi)生解釋變量的外生部分，第二階段用被解釋變量對(duì)第一階段回歸的擬合值進(jìn)行回歸。對(duì)于崗位穩(wěn)定性、福利待遇兩個(gè)就業(yè)質(zhì)量維度而言，可在Probit回歸的基礎(chǔ)上借助含內(nèi)生變量的Probit（IV Probit）模型來控制方程可能存在的內(nèi)生選擇偏差，這里具體使用兩步法得到一致估計(jì)量。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）社會(huì)資本影響農(nóng)民工工資收入維度的計(jì)量結(jié)果分析

首先不考慮內(nèi)生性，就社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工工資收入維度的影響進(jìn)行穩(wěn)健OLS回歸，結(jié)果顯示，社會(huì)資本的回歸系數(shù)顯著為正。方差膨脹因子（VIF）值均小于10，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。對(duì)社會(huì)資本變量進(jìn)行異方差穩(wěn)健的DWH檢驗(yàn)，“Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)”統(tǒng)計(jì)量為4.10612，其P值為0.0427，意味著社會(huì)資本是模型中的內(nèi)生解釋變量，應(yīng)采用工具變量回歸展開進(jìn)一步檢驗(yàn)?；贑LDS2014中的村居問卷調(diào)查題項(xiàng)，嘗試從社區(qū)層面選取農(nóng)民工個(gè)體社會(huì)資本的工具變量。借鑒Breda和Manning（2016）采用性別和種族多樣性來反映其對(duì)工作場(chǎng)域內(nèi)社會(huì)資本影響的研究思路，第一個(gè)工具變量是農(nóng)民工所在流入地社區(qū)的流動(dòng)人口占比。社區(qū)流動(dòng)人口占比越高，意味著諸如農(nóng)民工在內(nèi)的流動(dòng)人口的空間集聚特征明顯，有利于他們?cè)谕|(zhì)群體內(nèi)部發(fā)展社會(huì)資本，但社區(qū)層面的流動(dòng)人口占比一般并不會(huì)直接影響農(nóng)民工個(gè)體化的勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)果。借鑒Brady（2015）、Sin和Stillman（2017）采用個(gè)體與傳統(tǒng)組織的聯(lián)系作為社會(huì)資本代理變量的思路，第二個(gè)工具變量是流入地社區(qū)以本地居民為主體的文化節(jié)慶活動(dòng)的組織情況。如果社區(qū)以本地居民為主體的文化節(jié)慶活動(dòng)的頻率越高，越易于強(qiáng)化屬于本地人的行為習(xí)慣和價(jià)值取向，對(duì)外來流動(dòng)群體的排斥程度會(huì)越強(qiáng)，不利于農(nóng)民工培育群際社會(huì)資本，但其并不直接影響農(nóng)民工個(gè)體化的勞動(dòng)表現(xiàn)。根據(jù)Stock&Yogo（2005）的方法進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)，“Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)量”為15.357，大于15%顯著性水平下的臨界值(10% maximal IV size：19.93；15% maximal IV size：11.59)，此外過度識(shí)別卡方檢驗(yàn)的P值為0.7633，以上結(jié)果均說明兩個(gè)工具變量是相對(duì)有效的。

表2匯報(bào)了基于兩階段最小二乘法的計(jì)量結(jié)果，在控制了內(nèi)生性風(fēng)險(xiǎn)后，社會(huì)資本的回歸系數(shù)為0.1255，且通過了5%統(tǒng)計(jì)水平的顯著檢驗(yàn)，說明其對(duì)農(nóng)民工工資收入具有明顯的促增效應(yīng)，這與王春超（2013）、葉靜怡（2014）等的實(shí)證結(jié)論基本吻合。進(jìn)一步使用工具變量分位數(shù)回歸方法刻畫社會(huì)資本影響農(nóng)民工工資水平的變動(dòng)特征，可發(fā)現(xiàn)伴隨著工資水平分位點(diǎn)的上升，社會(huì)資本的回歸系數(shù)越來越大，顯著程度也逐步增強(qiáng)，尤其是對(duì)工資分布頂端的正向影響遠(yuǎn)大于工資分布底端，說明社會(huì)資本的工資回報(bào)率存在一定的馬太效應(yīng)，即對(duì)當(dāng)前高收入農(nóng)民工群體的工資促增效應(yīng)較之低收入農(nóng)民工群體更加強(qiáng)烈。周曄馨（2012）基于農(nóng)戶收入的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)也證實(shí)，社會(huì)資本并非是“窮人的資本”，而是“富人的資本”，由于資本欠缺和回報(bào)欠缺對(duì)于低收入群體同時(shí)存在，從而使社會(huì)資本這種非市場(chǎng)性因素成為拉大農(nóng)村貧富差距的重要因素。這一現(xiàn)象在進(jìn)城務(wù)工的農(nóng)民群體中也得到了一定印證。

（二）社會(huì)資本影響農(nóng)民工勞動(dòng)供給維度的計(jì)量結(jié)果分析

勞動(dòng)供給維度重點(diǎn)分析社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工周工作小時(shí)的影響。與工資收入維度類似，社會(huì)資本經(jīng)檢驗(yàn)也是勞動(dòng)時(shí)間模型中的內(nèi)生變量，應(yīng)進(jìn)行工具變量回歸。限于篇幅表3僅匯報(bào)人力資本、社會(huì)資本、務(wù)工特征以及工作組織特征變量的估計(jì)結(jié)果。從模型1至模型4依次控制各類特征變量后，社會(huì)資本的回歸系數(shù)逐漸下降且變得不顯著，說明社會(huì)資本可能并不能直接降低農(nóng)民工的勞動(dòng)供給強(qiáng)度。農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)現(xiàn)象一直比較突出，城市務(wù)工中的求職瓶頸以及生存發(fā)展需求，使農(nóng)民工不得不以較長(zhǎng)的勞動(dòng)時(shí)間換取其他勞動(dòng)報(bào)酬的提高（王靜等，2013）。盡管社會(huì)資本在一定程度上有助于農(nóng)民工獲得工時(shí)及待遇都較好的勞動(dòng)崗位，但農(nóng)民工通過長(zhǎng)時(shí)間勞動(dòng)換取生存發(fā)展機(jī)遇的主觀動(dòng)機(jī)不易扭轉(zhuǎn)，可能也很難改變勞動(dòng)力市場(chǎng)中長(zhǎng)期均衡的勞動(dòng)供給行為。進(jìn)一步以勞動(dòng)法規(guī)定的“平均每周工作時(shí)間不超過44小時(shí)”作為判別標(biāo)準(zhǔn)，將因變量轉(zhuǎn)化為是否發(fā)生超時(shí)勞動(dòng)的二分類變量，就社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)發(fā)生概率的影響進(jìn)行IV Probit回歸。結(jié)果顯示社會(huì)資本的邊際效應(yīng)為-0.6234，且通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著檢驗(yàn)，這意味著社會(huì)資本雖無法直接降低農(nóng)民工的勞動(dòng)供給強(qiáng)度，但其卻可能幫助農(nóng)民工獲得各項(xiàng)待遇相對(duì)較好的非超時(shí)勞動(dòng)崗位，在一定程度上仍有助于提升這一群體的就業(yè)質(zhì)量。

（三）社會(huì)資本影響農(nóng)民工崗位穩(wěn)定性維度的計(jì)量結(jié)果分析

本部分主要借助勞動(dòng)合同這一指標(biāo)考察社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工崗位穩(wěn)定維度就業(yè)質(zhì)量的影響。表4結(jié)果顯示，Wald檢驗(yàn)P值為0.2374，不能拒絕社會(huì)資本是方程外生變量的原假設(shè)，應(yīng)使用Probit回歸模型進(jìn)行分析?？砂l(fā)現(xiàn)社會(huì)資本在勞動(dòng)合同方程中的回歸系數(shù)并不顯著，且系數(shù)值為負(fù)，在一定程度上反映出社會(huì)資本并未提高農(nóng)民工簽訂固定勞動(dòng)合同的概率。從社會(huì)資本作用形式轉(zhuǎn)化的角度來看，社會(huì)資本原本是分享稀缺非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的手段，農(nóng)民工大都只能借助較低質(zhì)量的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源進(jìn)入關(guān)系親密群體所在的勞動(dòng)組織并獲得穩(wěn)定的工作崗位，但隨著農(nóng)村剩余勞動(dòng)力供給的減少以及市場(chǎng)機(jī)制的不斷完善，城市勞動(dòng)力市場(chǎng)的供需條件發(fā)生改變，非農(nóng)就業(yè)崗位對(duì)農(nóng)民工而言不再是稀缺資源，而且勞動(dòng)力市場(chǎng)中農(nóng)民工的平均工資水平有所上升，此時(shí)社會(huì)資本主要被用于防止群體內(nèi)部的道德風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)民工所在企業(yè)的雇主會(huì)考慮改變用工制度，原先的激勵(lì)強(qiáng)度較低的雇傭-固定勞動(dòng)合同形式會(huì)讓位于激勵(lì)強(qiáng)度較高的外包-靈活勞動(dòng)合同形式，這會(huì)誘使農(nóng)民工付出更多的努力，還可在一定程度上緩解企業(yè)由于工資上升而帶來的成本壓力（王嘯華，2012）。同時(shí)，表4第2 列中市場(chǎng)化程度對(duì)農(nóng)民工簽訂固定勞動(dòng)合同的概率具有顯著的促增效應(yīng)，說明市場(chǎng)機(jī)制完善對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)合同規(guī)范的影響程度要大于社會(huì)資本的作用；當(dāng)進(jìn)一步加入市場(chǎng)化程度與社會(huì)資本的交叉項(xiàng)后，發(fā)現(xiàn)交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)雖不顯著但為正（參見表4第3 列），這在一定程度上反映出市場(chǎng)化程度的加深可能有助于糾正社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)合同規(guī)范的負(fù)面影響。

表2 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工工資收入的影響：2SLS和工具變量分位數(shù)回歸

表3 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)供給的影響：2SLS 回歸

表4 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工崗位穩(wěn)定影響的回歸結(jié)果

表5 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工福利待遇影響的回歸結(jié)果

使用農(nóng)民工與當(dāng)前單位簽訂合同的次數(shù)和與當(dāng)前單位簽訂合同的年限兩個(gè)合同屬性指標(biāo)，進(jìn)一步實(shí)證分析社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)合同屬性的影響。社會(huì)資本經(jīng)檢驗(yàn)是合同屬性方程中的內(nèi)生變量，應(yīng)選用工具變量回歸方法。表4第4列匯報(bào)了社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工與當(dāng)前單位簽訂勞動(dòng)合同次數(shù)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本的回歸系數(shù)顯著為正；第5列匯報(bào)了社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工與當(dāng)前單位簽訂勞動(dòng)合同年限的影響，可以看出社會(huì)資本的回歸系數(shù)雖不顯著，但呈現(xiàn)負(fù)向作用，至少在一定程度上說明社會(huì)資本未能明顯增加農(nóng)民工的勞動(dòng)合同年限。這些實(shí)證結(jié)果間接佐證了社會(huì)資本可能導(dǎo)致的短工化現(xiàn)象。

（四）社會(huì)資本影響農(nóng)民工福利待遇維度的計(jì)量結(jié)果分析

本部分主要實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的影響。表5結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險(xiǎn)回歸方程中Wald檢驗(yàn)P值為0.4934，應(yīng)使用Probit模型進(jìn)行回歸分析；醫(yī)療保險(xiǎn)回歸方程中Wald檢驗(yàn)P值為0.0219，應(yīng)使用IV Probit模型進(jìn)行回歸分析。第2列的Probit估計(jì)結(jié)果顯示，社會(huì)資本的回歸系數(shù)為正但并不顯著，說明其對(duì)農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)并無明顯的促增效應(yīng)。第4列的IV Probit 估計(jì)結(jié)果顯示，社會(huì)資本的回歸系數(shù)顯著為正，說明社會(huì)資本有助于提高農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)的概率。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的可能原因在于，相較于醫(yī)療保險(xiǎn)，參保人群領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金具有較強(qiáng)的可預(yù)期性，而疾病發(fā)生概率及醫(yī)療費(fèi)用支付金額存在明顯的不確定性（秦立建等，2014），醫(yī)療保險(xiǎn)參保行為受社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他個(gè)體參保示范的影響可能更為敏感。

進(jìn)一步從網(wǎng)絡(luò)投入、網(wǎng)絡(luò)信任和網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)三個(gè)方面，使用Probit模型簡(jiǎn)要分析社會(huì)資本的不同維度對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)參與行為的影響。表5第3列結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)投入、網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和特殊人際信任對(duì)農(nóng)民工的養(yǎng)老保險(xiǎn)參與行為具有顯著的正向影響，說明農(nóng)民工借助社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的參與投入、互惠規(guī)范的擠入效應(yīng)以及熟人圈層的示范效應(yīng)，可以提高該群體養(yǎng)老保險(xiǎn)參保行為的一致性與合理性；而一般人際信任對(duì)農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)概率的回歸系數(shù)為負(fù)但并不顯著，說明這種信任關(guān)系尚無法直接影響農(nóng)民工的養(yǎng)老保險(xiǎn)參與行動(dòng)。第5列結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)投入和特殊人際信任對(duì)農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)的積極作用非常顯著，而網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和一般人際信任對(duì)農(nóng)民工的城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)參與行為并沒有明顯的促增效應(yīng)，回歸系數(shù)甚至為負(fù)，這與Zhang等（2006）的研究結(jié)論近似，反映出網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)的互惠規(guī)范對(duì)農(nóng)民工個(gè)體的醫(yī)療保險(xiǎn)參與行為存在一定的擠出效應(yīng)，農(nóng)民工所擁有的高質(zhì)量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資本可能會(huì)部分替代正式保險(xiǎn)項(xiàng)目的保障作用；而且人際信任對(duì)農(nóng)民工醫(yī)療保險(xiǎn)政策認(rèn)知的強(qiáng)化作用可能仍集中在熟人網(wǎng)絡(luò)圈層，并未拓展到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)圈層。

五、結(jié)論與討論

本文從工資收入、勞動(dòng)供給、崗位穩(wěn)定性和福利待遇的多維就業(yè)質(zhì)量視角出發(fā)，系統(tǒng)評(píng)估了農(nóng)民工社會(huì)資本的就業(yè)效應(yīng)。研究結(jié)果表明，從工資收入維度來看，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工工資收入具有顯著的促增作用，但社會(huì)資本的工資回報(bào)率也存在一定的馬太效應(yīng)。從勞動(dòng)供給維度來看，社會(huì)資本雖無法直接降低農(nóng)民工的勞動(dòng)供給強(qiáng)度，卻可能有助于農(nóng)民工獲得各項(xiàng)待遇相對(duì)較好的非超時(shí)勞動(dòng)崗位。從崗位穩(wěn)定性維度來看，社會(huì)資本并未提高農(nóng)民工簽訂長(zhǎng)期固定勞動(dòng)合同的概率，但市場(chǎng)化程度的深化可能有助于糾正社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工勞動(dòng)合同規(guī)范的負(fù)面影響。從福利待遇維度來看，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與行為并無顯著作用，但有助于提高農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)的概率；其中社會(huì)資本的網(wǎng)絡(luò)投入、網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和特殊人際信任對(duì)農(nóng)民工養(yǎng)老保險(xiǎn)參與行為具有顯著的正向影響，網(wǎng)絡(luò)投入和特殊人際信任對(duì)農(nóng)民工參與城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)的積極作用非常顯著，一般人際信任對(duì)農(nóng)民工兩類社會(huì)保險(xiǎn)參與行為均無明顯的促增效應(yīng)。

盡管社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工的勞動(dòng)合同規(guī)范具有一定的負(fù)向效應(yīng)，但其對(duì)農(nóng)民工工資收入、勞動(dòng)供給以及福利待遇等諸多就業(yè)質(zhì)量維度均呈現(xiàn)積極影響，這意味著要盡可能發(fā)揮社會(huì)資本在動(dòng)員就業(yè)資源方面的優(yōu)勢(shì)，規(guī)避其可能的負(fù)面作用，而實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的核心政策取向應(yīng)是著力提升嵌入在農(nóng)民工社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的資源質(zhì)量。對(duì)處于經(jīng)濟(jì)社會(huì)弱勢(shì)地位的農(nóng)民工群體而言，通過融入城市社會(huì)各類組織是增強(qiáng)其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)“達(dá)高性”和“異質(zhì)性”的現(xiàn)實(shí)渠道。社會(huì)組織通過多樣化的援助計(jì)劃幫助農(nóng)民工在城市融入的過程中構(gòu)筑起強(qiáng)大的社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)，借助社會(huì)組織的網(wǎng)絡(luò)嵌入，農(nóng)民工可獲得異質(zhì)性、高質(zhì)量的就業(yè)信息資源，因而充分發(fā)揮社會(huì)組織的網(wǎng)絡(luò)嵌入功能成為提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的重要途徑。一方面，應(yīng)針對(duì)農(nóng)民工群體的需求與特征，鼓勵(lì)城市企業(yè)和社區(qū)內(nèi)的非正式組織積極向農(nóng)民工開放，提高這一群體的組織化程度，發(fā)揮各類非正式組織在職業(yè)信息發(fā)布、就業(yè)崗位咨詢、勞動(dòng)權(quán)益維護(hù)等方面的積極作用，幫助農(nóng)民工群體不僅能更好融入城市社會(huì)交往圈，同時(shí)還能借助組織嵌入的信息資源實(shí)現(xiàn)自身就業(yè)質(zhì)量的有效提升。另一方面，組織關(guān)系網(wǎng)絡(luò)嵌入的作用還體現(xiàn)在其能夠?qū)崿F(xiàn)針對(duì)農(nóng)民工群體的賦權(quán)和增能，通過培養(yǎng)社會(huì)資本動(dòng)員能力促進(jìn)其城市綜合素質(zhì)的提升。在這一層面的組織網(wǎng)絡(luò)嵌入過程中，社工組織通常扮演著重要角色，通過積極引入一部分公益社工服務(wù)組織入駐企業(yè)、廠區(qū)以及社區(qū)，發(fā)揮他們?cè)趯I(yè)幫扶、心理咨詢、社區(qū)干預(yù)等方面的優(yōu)勢(shì)，幫助農(nóng)民工擺脫城市社會(huì)交往過程中的權(quán)能失利，強(qiáng)化其城市新型社會(huì)資本的動(dòng)員能力，提升他們?cè)诔鞘袆趧?dòng)力市場(chǎng)中的就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

注釋：

①該變量數(shù)據(jù)來自CLDS2014 家庭問卷的“2013年家庭全年消費(fèi)支出情況中的禮品和禮金支出總額”題項(xiàng)，除金錢投入代理指標(biāo)外，其他變量數(shù)據(jù)均來自CLDS2014個(gè)體問卷內(nèi)容。

②社區(qū)社會(huì)組織主要包括社工機(jī)構(gòu)、業(yè)主委員會(huì)、休閑/娛樂/體育俱樂部、學(xué)習(xí)培訓(xùn)機(jī)構(gòu)、宗親組織、公益志愿組織等，只要參加一種社會(huì)組織即入選對(duì)應(yīng)題項(xiàng)。

③職業(yè)類型變量的設(shè)置主要根據(jù)被訪者針對(duì)行業(yè)類型和工作內(nèi)容題項(xiàng)填寫的內(nèi)容并參照編碼進(jìn)行歸類整理得到。

④各主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果備索。