人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響研究
——基于CFPS微觀數(shù)據(jù)的實證分析

羅美娟，申小亮

（云南大學經(jīng)濟學院，昆明 650500）

一、引 言

古往今來，中國人都尤為重視為人處世的方式與人際關(guān)系的培養(yǎng)。時至今日，“關(guān)系”“人脈”或“熟人”等觀念更是與經(jīng)濟活動的開展形影不離，“關(guān)系情理化”已成為不爭的事實（樊凡、劉娟，2018）[1]。為何在市場經(jīng)濟發(fā)展的今天，人們卻依然熱衷于人際關(guān)系的培養(yǎng)與利用，如果從經(jīng)濟學的角度來探源，我們認為答案在于“制度化信任”的缺失。正式經(jīng)濟制度是市場經(jīng)濟運行的基本前提，置身市場經(jīng)濟中的個體依照正式經(jīng)濟制度涵蓋的行為規(guī)范、行為約束與行為空間來從事經(jīng)濟活動，長期中會對制度收益形成合理預期并產(chǎn)生“制度化信任”。但處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型階段的中國，囿于正式經(jīng)濟制度的不完善及其帶來的諸多不利規(guī)則限制，經(jīng)濟活動中的個體根據(jù)現(xiàn)有正式經(jīng)濟制度安排并不能達到預期的制度收益，長此以往便導致“制度化信任”的缺失。如何在正式經(jīng)濟制度之外尋求新的突破口成為彌補這一問題的關(guān)鍵所在，我國經(jīng)濟發(fā)展的非正式制度基礎(chǔ)表明，“特事特辦”制度為打破現(xiàn)有正式經(jīng)濟制度安排下的不利規(guī)則發(fā)揮了積極作用（白重恩等，2021）[2]，這一制度的運行邏輯在于，經(jīng)濟當事人借助“關(guān)系”“人脈”或“熟人”等力量來重獲正式經(jīng)濟制度不完善條件下所失去的經(jīng)濟權(quán)力，進而從事正常的經(jīng)濟活動（張維迎，2019）[3]151。同時，不同于正式經(jīng)濟制度的普惠性，“特事特辦”制度的局部性決定了其受益群體只針對有一定“關(guān)系”或“人脈”基礎(chǔ)的經(jīng)濟行為人，為分享“特事特辦”制度的制度紅利，人們會在日常生活中注重人際關(guān)系的培養(yǎng)以備未來不時之需，這為理解人際關(guān)系在國人心目中的重要地位提供了新的注解。

對于我國人際關(guān)系的生成特點，馬克斯·韋伯（2020）[4]認為，與西方社會中依宗教信仰而展開的陌生人間的信任關(guān)系不同，中國人是以血緣、氏族和師生等為紐帶形成的熟人間的信任關(guān)系。對此更為經(jīng)典的表述是費孝通（2019）[5]在《鄉(xiāng)土中國》中提出的“差序格局”概念，其將我國傳統(tǒng)社會結(jié)構(gòu)及人際關(guān)系的特點描述為“以‘己’為中心，像石子一般投入水中，和別人所聯(lián)系成的社會關(guān)系，不像團體中的分子一般大家立在一個平面上的，而是像水的波紋一般，一圈圈推出去，愈推愈遠，也愈推愈薄”。在“差序格局”語境中，家庭是“己”的最小單元，人際關(guān)系的內(nèi)容與先賦性的身份不可分割（徐尚昆，2021）[6]，并按家庭、家族、親緣和血緣的外延擴張路徑依次展開。我國農(nóng)村地區(qū)，地緣依附于血緣、聚族而居的特點形塑了農(nóng)村熟人社會的事實特征，農(nóng)民以家庭、親友、鄰里為基礎(chǔ)而聯(lián)結(jié)的熟人關(guān)系是“差序格局”的生動體現(xiàn)。對于熟人關(guān)系的處理是農(nóng)民在日常生活中無法回避的現(xiàn)實問題，人情支出——包括婚喪嫁娶、拜年、祝壽、升學等的禮品及禮金支出，成為農(nóng)村熟人社會正常運行的紐帶及熟人關(guān)系得以延續(xù)的現(xiàn)實表現(xiàn)形式。近年來，隨著農(nóng)民生活水平的提高，人情支出水平也呈現(xiàn)不斷上漲的趨勢，據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）顯示，2014、2016和2018年農(nóng)村家庭人情支出占家庭總支出比重的均值分別為16.11%、18.26%和18.66%。雖然不斷上漲的人情支出被認為是農(nóng)村“人情之痛”（楊華，2019）[7]，會造成家庭經(jīng)濟負擔（劉玉飛等，2020）[8]，但與人情支出相聯(lián)系的熟人關(guān)系所發(fā)揮的自己人認同（賀雪峰，2011）[9]、熟人幫助（杭斌、曹建美，2017）[10]、信息傳遞（彭程、楊繼東，2016）[11]等功能卻不容忽視，尤其在我國城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)業(yè)就業(yè)人口在總就業(yè)人口中的占比連年下降，2019年降至25.1%①數(shù)據(jù)來源：2019年人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報。，農(nóng)民積極通過非農(nóng)就業(yè)尋求更高收入這一現(xiàn)實背景下，人情支出是否會對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生影響，是值得深入探討的研究議題。

一般而言，較高的人情支出意味著農(nóng)民擁有較多的社會資源，這種社會資源主要體現(xiàn)在熟人間的信任關(guān)系、行為規(guī)范和社會網(wǎng)絡(luò)等方面，Putnam等（1993）[12]將此定義為社會資本②社會資本的具體定義為：社會資本是指社會組織的特征，如信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)，它們可以通過促進協(xié)調(diào)行動來提高社會效率。。對于人情支出與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的關(guān)系，現(xiàn)有文獻集中從社會資本的角度展開，農(nóng)民所擁有的社會資本表現(xiàn)為以血緣、親緣和地緣等組成的社會網(wǎng)絡(luò)，置身其中的農(nóng)村勞動力在日?；咏涣髦锌梢垣@取有用的就業(yè)信息（韓雪、張廣勝，2015）[13]，這種就業(yè)信息分享機制往往具有較低的信息成本（劉天軍、馬橙，2019）[14]，有助于農(nóng)村勞動力與工作崗位之間形成合理匹配，從而提高非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量（鄧睿、冉光和，2018）[15]，并且農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率會隨社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的擴大而不斷提升（周欣等，2016）[16]。也有學者認為以親友、鄉(xiāng)里為依托的傳統(tǒng)社會網(wǎng)絡(luò)所傳遞的就業(yè)信息層次較低、同質(zhì)性較高，此類社會網(wǎng)絡(luò)僅對農(nóng)村勞動力實現(xiàn)低端非農(nóng)就業(yè)具有促進作用（朱志勝，2015）[17]。但已在城市務(wù)工的農(nóng)村勞動力更可能擺脫對傳統(tǒng)社會網(wǎng)絡(luò)的依賴而接觸更高質(zhì)量的社會網(wǎng)絡(luò)，在新的社會網(wǎng)絡(luò)中，農(nóng)村勞動力通過跨越不同社會群體來獲取異質(zhì)性就業(yè)信息并拓寬就業(yè)半徑（楊蕓、趙燕，2020）[18]，最終表現(xiàn)為獲得各項待遇較好的就業(yè)崗位（鄧睿，2019）[19]。此外，社會資本對農(nóng)村勞動力創(chuàng)業(yè)的影響也被部分學者所關(guān)注，信貸約束是農(nóng)民創(chuàng)業(yè)面臨的主要問題，農(nóng)民通過社會網(wǎng)絡(luò)進行民間融資是籌集創(chuàng)業(yè)啟動資金的重要渠道（粟芳等，2019）[20]，因為處于同一社會網(wǎng)絡(luò)中的成員彼此掌握對方的信用信息，降低了信息不對稱所帶來的違約風險（柳建坤等，2020）[21]，在此社會網(wǎng)絡(luò)充當隱形契約的功能并降低農(nóng)民創(chuàng)業(yè)啟動資金成本（湯學兵等，2020）[22]，利用社會網(wǎng)絡(luò)進行民間融資有效提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率（Zhang&Zhao，2015[23]；賀建風、陳茜儒，2019[24]），以及創(chuàng)業(yè)績效（郭鋮、何安華，2017）[25]。

現(xiàn)有研究雖然肯定了社會資本對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的積極影響，但社會資本這一概念具有多維度的特征，在實際研究中不同學者大多根據(jù)自身的研究需求利用代理變量對其進行衡量，如是否加入民間組織（楊蕓、趙燕，2020）[18]、親友數(shù)量（柳建坤等，2020）[21]、親友往來頻率（曹瓅、羅劍朝，2019）[26]、社會信任（劉天軍、馬橙，2019）[14]等，對于社會資本并未達成一個統(tǒng)一的衡量范式。與此同時，農(nóng)村熟人社會中人情支出所蘊含的熟人關(guān)系與社會資本及其涵蓋的社會網(wǎng)絡(luò)并不能等同，因為熟人關(guān)系更加強調(diào)“關(guān)系”的作用，一方面，“關(guān)系”一詞在我國具有感情、人情、面子、回報等豐富的行為內(nèi)涵，而西方學界所謂的社會資本或社會網(wǎng)絡(luò)均無此意（邊燕杰、張磊，2013）[27]；另一方面，“關(guān)系”的研究基礎(chǔ)是家庭本位社會，而社會資本的研究基礎(chǔ)是公民社會，它們在個體選擇性、成員資格、公私利益、參與性與做人等方面均存在差異（翟學偉，2009）[28]。如果不考慮熟人關(guān)系與社會資本的本質(zhì)區(qū)別而將二者直接同義替換，可能會造成不同文化背景下的術(shù)語界定困境，導致研究結(jié)論并不能切實反映通過人情支出而形成的熟人關(guān)系對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響。鑒于此，為避免概念界定歧義及衡量偏誤，本文立足于我國農(nóng)村熟人社會的本土情境，以人情支出作為研究的切入點，在理論上探討人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響關(guān)系及影響機制，并利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查微觀數(shù)據(jù)（CFPS）來對理論分析進行檢驗，進一步地，通過異質(zhì)性討論來考察人情支出對擁有不同稟賦特征的農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)可能產(chǎn)生的影響差異。本研究不僅為理解農(nóng)村地區(qū)人情支出行為提供了新的視角，還為探索農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的決定因素提供了新的證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律，2019年我國第一產(chǎn)業(yè)增加值僅占GDP的7.1%①數(shù)據(jù)來源：2019年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。，農(nóng)業(yè)就業(yè)人口仍占總就業(yè)人口的25.1%②數(shù)據(jù)來源：2019年人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報。，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)任重而道遠。戶籍制度（孫文凱等，2011）[29]、土地制度（周文等，2017）[30]、人力資本（王衛(wèi)東等，2020）[31]等因素被普遍認為是農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)面臨的主要障礙，現(xiàn)實中，農(nóng)村相對封閉的社會環(huán)境增加了就業(yè)信息搜尋成本，就業(yè)信息獲取不足不利于農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，同時非農(nóng)創(chuàng)業(yè)是農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的重要組成部分，能否籌集創(chuàng)業(yè)啟動資金直接決定了農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)決策。對此，人情支出所維系的熟人關(guān)系作為一種非正式制度安排，既可以發(fā)揮就業(yè)幫助的作用來彌補就業(yè)信息獲取不足問題，也可以通過親友間的借貸行為來緩解非農(nóng)創(chuàng)業(yè)籌資難題?；诖?，本文以獲得就業(yè)幫助與親友信貸支持兩個視角作為理論分析的邏輯起點，來探究人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響。

（一）人情支出、就業(yè)幫助與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)

農(nóng)村地區(qū)人情支出的主要目的在于維持長期的熟人關(guān)系，“弱關(guān)系”與“強關(guān)系”假說為理解人情支出與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)間的邏輯關(guān)系提供了依據(jù)?！叭蹶P(guān)系”假說認為與自己接觸、互動次數(shù)有限的人更可能處在不同于自己的社交網(wǎng)絡(luò)中，這種“弱關(guān)系”作為信息傳輸?shù)臉蛄海瑸榭缭讲煌鐣F體界限進行信息傳播提供了可能，且傳遞的異質(zhì)性或非冗余信息可以有效彌補勞動力市場中的信息不對稱，在求職過程中“弱關(guān)系”會更加有效（Granovetter，1973）[32]?！叭蹶P(guān)系”假說揭示出不同社會群體間的信息傳遞對求職者的重要性，但未考慮農(nóng)村勞動力能否順利融入更高層次的社交網(wǎng)絡(luò)問題。盡管城鎮(zhèn)化進程為農(nóng)民拓寬社交網(wǎng)絡(luò)提供了可能，由于身份的隔閡及社會信任的缺失（金江等，2020）[33]，農(nóng)民城市融入度仍處于較低水平（郭慶然等，2019）[34]，圍繞親屬、鄰里和鄉(xiāng)里而展開，以人情支出形式鞏固的熟人關(guān)系依然是當前農(nóng)民人際關(guān)系的主線（趙旭東、張潔，2017）[35]，這種建立在與自己頻繁接觸、互動基礎(chǔ)上的熟人關(guān)系被稱為“強關(guān)系”（Bian，1997）[36]。在“強關(guān)系”中，即便農(nóng)村熟人之間傳遞的重復性或同質(zhì)性就業(yè)信息會削弱信息渠道對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響，但是熟人之間通過人情支出建立起較強的自己人認同感，形成異于外人或陌生人的自己人交際圈，圈內(nèi)成員彼此信任并互幫互助，一旦有合適的就業(yè)機會將優(yōu)先推薦給自己人享有，也會力所能及地幫助自己人來實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，所以“強關(guān)系”在農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)過程中主要發(fā)揮就業(yè)幫助的作用（邊燕杰、張文宏[37]，2001；邊燕杰等，2012[38]）。據(jù)此可以認為，人情支出越多的農(nóng)村家庭往往具有更加寬泛的熟人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，家庭成員可以利用這種“強關(guān)系”來獲得親友介紹工作、跟隨熟人外出務(wù)工等就業(yè)幫助，從而增加農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率。根據(jù)以上分析，提出本文理論假設(shè)1：人情支出通過獲得就業(yè)幫助來增加農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率。

（二）人情支出、親友信貸支持與農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)

非農(nóng)創(chuàng)業(yè)是農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的另一選擇，改革開放以來我國農(nóng)村地區(qū)涌現(xiàn)出的第一代農(nóng)民企業(yè)家表明，農(nóng)民群體中有大量具備企業(yè)家才能的優(yōu)秀人才（張維迎，2019）[3]209。但城市化和城市傾向的經(jīng)濟政策使城市地區(qū)有較高的資金回報率，農(nóng)村信貸資金不斷流向城市地區(qū)，加之信貸市場中的信息不對稱所帶來的逆向選擇與道德風險問題，正規(guī)金融機構(gòu)紛紛退出農(nóng)村金融市場并加劇了農(nóng)民所面臨的信貸約束。受制于農(nóng)村正規(guī)金融市場發(fā)展不健全以及正規(guī)信貸資金獲取渠道的缺失，農(nóng)民非農(nóng)創(chuàng)業(yè)面臨較大的資金障礙（張海洋等，2015）[39]。對此，人情支出所維系的農(nóng)村熟人關(guān)系則有利于緩解農(nóng)民所面臨的信貸約束問題（李慶海等；2017）[40]，這是因為熟人關(guān)系是按血緣、親緣和地緣等而展開的，一方面熟人關(guān)系中的各個成員彼此間相互了解，貸款人更容易考察借款人的借款動機以及借款風險，進而做出是否貸款的決策，由此減少逆向選擇問題；另一方面，在利用熟人關(guān)系向親友進行借款時，貸款人能以較低的監(jiān)督成本對借款人的事后行為進行監(jiān)督，這可以有效激勵借款人還款并降低道德風險問題。除此之外，從村莊社會競爭的角度看，農(nóng)村熟人社會中廣泛存在社會競爭行為，競爭的目的在于取得體面的社會地位，在借貸雙方彼此知悉的條件下，如果能對借款人提供一定數(shù)量的資金幫助，那么貸款人會在相對封閉的熟人關(guān)系網(wǎng)中獲得其他成員的關(guān)注與認可，地位獲取在一定程度上可以激勵親友間借貸行為的發(fā)生。綜上可以預見，人情支出越多的家庭越容易通過親屬朋友來獲得民間非正規(guī)信貸支持（周小剛、陳熹，2017[41]；徐麗鶴、袁燕，2017[42]），尤其對具有非農(nóng)創(chuàng)業(yè)動機和企業(yè)家才能的農(nóng)民而言，通過熟人關(guān)系獲得親友信貸支持可以有效彌補農(nóng)村正規(guī)金融發(fā)展不完善所帶來的資金限制，使農(nóng)民非農(nóng)創(chuàng)業(yè)成為可能。根據(jù)以上分析，提出本文理論假設(shè)2：人情支出通過獲得親友信貸支持來促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。

三、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自北京大學中國社會科學調(diào)查中心開展的2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)①CFPS數(shù)據(jù)包含2010、2012、2014、2016、2018年共5期數(shù)據(jù)，由于村莊問卷只在2010、2014年出現(xiàn)，根據(jù)本研究的實際需求，選擇2014年調(diào)查數(shù)據(jù)，特此說明。，CFPS數(shù)據(jù)重點關(guān)注中國居民的經(jīng)濟與非經(jīng)濟福利，以及包括經(jīng)濟活動、教育成果、家庭關(guān)系與家庭動態(tài)、人口遷移、健康等在內(nèi)的諸多研究主題，是一項全國性、大規(guī)模、多學科的社會跟蹤調(diào)查項目，樣本覆蓋25個省、自治區(qū)、直轄市，調(diào)查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，調(diào)查問卷共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種主體問卷類型。CFPS數(shù)據(jù)為本文實證研究的開展提供了重要的數(shù)據(jù)支持，具體數(shù)據(jù)處理過程如下：第一，根據(jù)家庭編號和村居編號將成人、家庭與村居三個層面的問卷進行合并；第二，保留所有農(nóng)業(yè)戶口樣本；第三，剔除工作性質(zhì)缺失及家庭人情支出數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終，得到包含523個村居①樣本中存在農(nóng)業(yè)戶口的個體所在社區(qū)類型為居委會的情況，這可能是由于村改居或流動人口的原因，下文敏感性分析時，會單獨考慮這一情況，特此說明。、6107戶家庭和12677個個體的數(shù)據(jù)樣本。

（二）變量說明

被解釋變量為農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，成人問卷主要工作部分詢問了農(nóng)村勞動力主要工作的性質(zhì)，分為農(nóng)業(yè)工作（農(nóng)、林、牧、副、漁）和非農(nóng)工作兩種類型，本文將非農(nóng)工作取值為1，農(nóng)業(yè)工作取值為0，據(jù)此生成是否非農(nóng)就業(yè)二值選擇變量。在全部樣本中，非農(nóng)就業(yè)人數(shù)為4577人，占36.1%；農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)為8100人，占63.9%。

核心解釋變量為人情支出，在家庭問卷重要事件收支部分詢問了家庭在過去12個月的人情禮支出金額，包括親朋好友家因結(jié)婚、上學、生小孩、去世、拜年（壓歲錢）等的禮品及禮金支出。在全部樣本中，家庭人情支出的均值為3650.9元。同時，為避免離群值對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文對人情支出金額加1取自然對數(shù)作為核心解釋變量。

控制變量分為個人層面、家庭層面和村莊層面三種類型，在個人層面控制變量中，選取年齡、性別、是否有配偶、自評健康和學歷等，共包含5個維度；在家庭層面控制變量中，選取家庭成員數(shù)量、土地是否被征用、是否有農(nóng)業(yè)機械、現(xiàn)住房價值和家庭收入等，共包含5個維度；在村莊層面控制變量中，選取村莊總?cè)丝?、是否實施低保、是否為礦區(qū)、是否為平原和村莊經(jīng)濟狀況等，共包含5個維度。

各變量的具體說明及統(tǒng)計描述見表1②對于文中所選擇的各個層面控制變量，相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗顯示各變量間的相關(guān)系數(shù)均保持在0.3以下，且絕大多數(shù)在0.1以內(nèi)，不存在嚴重的共線性問題。。

表1 變量說明與統(tǒng)計描述

四、實證分析

（一）模型設(shè)定

由于被解釋變量是否非農(nóng)就業(yè)屬于二值選擇變量，需要構(gòu)建Logistic模型，模型設(shè)定形式如（1）式所示：

式（1）中，i表示個人，j表示家庭，k表示村莊；Pi表示個體i非農(nóng)就業(yè)的概率，renqingij表示個體i所在家庭j的人情支出金額；在控制變量中，Xi為個人層面控制變量，Mij為個體i所在家庭j的家庭層面控制變量，Zik為個體i所在村莊k的村莊層面控制變量；μc為縣區(qū)固定效應(yīng)，εi為隨機擾動項。

（二）基準回歸

表2與基準模型（1）相對應(yīng)，（1）～（4）列分別匯報了不加控制變量與逐次加入個人層面、家庭層面與村莊層面控制變量的回歸結(jié)果，從核心解釋變量人情支出的系數(shù)及顯著性變化來看，人情支出的系數(shù)均為正且在逐次加入個人層面、家庭層面與村莊層面控制變量后依然顯著，說明在逐步回歸過程中，人情支出的系數(shù)是穩(wěn)健的。第（4）列基準回歸結(jié)果顯示，人情支出的系數(shù)在5%水平上顯著為正，這表明隨著所在家庭人情支出金額的不斷增加，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率也在不斷增大，即人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)有顯著的促進作用。

表2 基準回歸

在控制變量方面，個人層面控制變量顯示，隨著年齡的增長非農(nóng)就業(yè)概率下降，一般來說，農(nóng)村勞動力在整個生命周期過程中會選擇在青壯年時期外出務(wù)工，生命周期后期會因勞動能力下降而返回農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；男性從事非農(nóng)就業(yè)的概率要高于女性，說明家庭勞動分工更傾向于將男性勞動力配置到非農(nóng)部門，女性則留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以此達到家庭收入最大化；有配偶會降低從事非農(nóng)就業(yè)的概率，可能的解釋是，在結(jié)婚之前農(nóng)村勞動力會選擇從事非農(nóng)就業(yè)來賺取更多的收入，以滿足日益上漲的彩禮、嫁妝及喜事花銷；自評健康越差越不容易從事非農(nóng)就業(yè)，這反映出農(nóng)村勞動力在非農(nóng)就業(yè)過程中依然以體力勞動為主，健康水平差則不易在非農(nóng)部門謀求就業(yè)；擁有高中及以上學歷的農(nóng)村勞動力更傾向于選擇非農(nóng)就業(yè)，表明人力資本稟賦是農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)的重要影響因素。

家庭層面控制變量顯示，所在家庭成員數(shù)越多非農(nóng)就業(yè)概率越低，可能是因為農(nóng)村地區(qū)規(guī)模大的家庭往往擁有較強的宗族勢力，使得在土地流轉(zhuǎn)中更可能成為土地的流入方并進行農(nóng)地規(guī)模化經(jīng)營，從而增加了家庭成員從事農(nóng)業(yè)就業(yè)的概率；所在家庭發(fā)生土地征用會增加非農(nóng)就業(yè)的概率，說明當農(nóng)民失去賴以生存的土地后，會積極尋求非農(nóng)就業(yè)來維持日常生活的運轉(zhuǎn)；所在家庭擁有農(nóng)業(yè)機械會降低對非農(nóng)就業(yè)的選擇，這是由于擁有農(nóng)業(yè)機械的家庭更可能是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)專業(yè)戶，需要更多的勞動力投入來從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；所在家庭住房價值越高越可能從事非農(nóng)就業(yè)，現(xiàn)實中，住房抵押貸款是農(nóng)民籌措資金，特別是創(chuàng)業(yè)資金的重要渠道，住房價值高的家庭更可能從正規(guī)金融機構(gòu)獲得創(chuàng)業(yè)所需資金，增加了從事非農(nóng)就業(yè)的概率；所在家庭收入越高越可能從事非農(nóng)就業(yè)，家庭收入水平體現(xiàn)了家庭的資本積累能力，高收入家庭更易于為家庭成員從事非農(nóng)就業(yè)提供資金支持。

村莊層面控制變量顯示，所在村莊人口越多選擇非農(nóng)就業(yè)的概率越高，人口多的村莊會面臨更為嚴峻的人地關(guān)系矛盾并產(chǎn)生農(nóng)業(yè)剩余勞動力，而非農(nóng)就業(yè)是化解農(nóng)業(yè)剩余勞動力的重要途徑；所在村莊如果實行“低保政策”會降低對非農(nóng)就業(yè)的選擇，說明“低保政策”有效緩解了生活困難家庭的經(jīng)濟負擔，減少了家庭成員外出務(wù)工的壓力；所在村莊屬于礦區(qū)會降低從事非農(nóng)就業(yè)的概率，一般情況下，所在地擁有礦產(chǎn)資源會吸引大量當?shù)剞r(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)，但在國家大力倡導綠色可持續(xù)發(fā)展的背景下，礦產(chǎn)開采會采用更加清潔的機器設(shè)備，先進設(shè)備的引進使機械對勞動力產(chǎn)生替代效應(yīng)，從而降低了本地區(qū)的非農(nóng)就業(yè)機會及農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率；所在村莊地形為平原會降低從事非農(nóng)就業(yè)的概率，平原地區(qū)往往擁有廣袤的土地資源稟賦，適于開展農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，從而使更多農(nóng)村勞動力投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中去；村莊經(jīng)濟狀況對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)未顯示出顯著的影響關(guān)系。

（三）理論機制檢驗

關(guān)于人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響機制，前文第二部分理論分析表明，第一，人情支出通過獲得就業(yè)幫助來增加農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率；第二，人情支出通過獲得親友信貸支持來促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。此處將對上述兩種影響機制進行逐一檢驗。

為檢驗理論假設(shè)1，成人問卷主要工作部分詳細詢問了受雇非農(nóng)就業(yè)人員的求職渠道，包括直接與用人單位聯(lián)系、職業(yè)介紹機構(gòu)介紹、通過親屬朋友介紹、通過學校就業(yè)指導機構(gòu)或?qū)W校推薦工作、通過媒體（紙媒、網(wǎng)媒）的招聘廣告或自己登求職廣告、參加人才交流會或招聘會、國家分配或組織調(diào)動以及其他，因此，受雇非農(nóng)就業(yè)樣本為檢驗理論假設(shè)1提供了契機。如果理論假設(shè)1成立，一方面人情支出會增加農(nóng)村勞動力受雇的概率；另一方面，在受雇非農(nóng)就業(yè)樣本中，人情支出會增加通過親戚朋友介紹這一求職渠道的概率?；谶@一邏輯思路，首先，根據(jù)主要工作類型的劃分，受雇取值為1，自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、私營企業(yè)或個體工商戶或其他自雇、農(nóng)業(yè)打工、非農(nóng)散工取值為0，生成是否受雇二值選擇變量，并利用與模型（1）類似的回歸模型，將被解釋變量替換為是否受雇，以檢驗人情支出是否增加了受雇的概率；其次，保留受雇非農(nóng)就業(yè)樣本，根據(jù)受雇求職渠道的分類，通過親戚朋友介紹這一求職渠道取值為1，其他求職渠道取值為0，生成是否通過親屬朋友介紹獲得受雇二值選擇變量，仍采用與模型（1）類似的回歸模型，將是否通過親戚朋友介紹獲得受雇作為被解釋變量，來檢驗人情支出是否增加了通過親戚朋友介紹這一求職渠道的概率。

表3中第（1）列被解釋變量為是否受雇，結(jié)果顯示，人情支出與農(nóng)村勞動力是否受雇間不存在顯著的影響關(guān)系，說明人情支出并未增加農(nóng)村勞動力受雇的概率。進一步地，保留受雇非農(nóng)就業(yè)樣本，將被解釋變量替換為是否通過親戚朋友介紹獲得受雇，第（2）列結(jié)果顯示，人情支出與是否通過親戚朋友介紹獲得受雇也不存在顯著的影響關(guān)系，理論假設(shè)1未得到驗證。對此可能的解釋是，在所有受雇求職渠道中，通過親戚朋友介紹這一求職渠道占48.78%，其他求職渠道占51.22%，如果將其他求職渠道進行細分，會發(fā)現(xiàn)直接與用人單位聯(lián)系、職業(yè)介紹機構(gòu)介紹、通過學校就業(yè)指導機構(gòu)或?qū)W校推薦工作、通過媒體（紙媒、網(wǎng)媒）的招聘廣告或自己登求職廣告、參加人才交流會或招聘會等占46.5%，國家分配或組織調(diào)動以及其他占4.72%，說明農(nóng)村勞動力在尋求受雇非農(nóng)就業(yè)過程中，即使通過親戚朋友介紹這一求職渠道占比最高，達到48.78%，但通過市場力量獲得受雇非農(nóng)就業(yè)的比例也維持在較高的水平，達到46.5%，這顯示出隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)一勞動力市場的不斷完善以及互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及，農(nóng)村勞動力可能會逐漸脫離“關(guān)系”在受雇非農(nóng)就業(yè)中的作用，轉(zhuǎn)而通過市場的力量來尋求受雇非農(nóng)就業(yè)（陸銘等，2019[43]；宋林、何洋，2020[44]）。

表3 機制檢驗

按照相同的思路，如果理論假設(shè)2成立，一方面人情支出會增加農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率；另一方面，在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)樣本中，人情支出會增加向親友借款的概率。為檢驗理論假設(shè)2，首先，根據(jù)主要工作類型的劃分，私營企業(yè)、個體工商戶及其他自雇取值為1，自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、農(nóng)業(yè)打工、受雇和非農(nóng)散工取值為0，生成是否非農(nóng)創(chuàng)業(yè)二值選擇變量，利用與模型（1）類似的回歸模型，將被解釋變量替換為是否非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，來檢驗人情支出是否增加了農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率；第二，在家庭問卷金融資產(chǎn)與債權(quán)債務(wù)部分詢問了待償親友借款金額①關(guān)于待償親友借款金額，問卷中詢問的是除購房或建房借款外，因其他原因欠親戚朋友的借款，如經(jīng)營周轉(zhuǎn)等。，大于0取值為1，等于0取值為0，生成是否有待償親友借款二值選擇變量，沿用與模型（1）類似的回歸模型，保留非農(nóng)創(chuàng)業(yè)樣本，并將被解釋變量替換為是否有待償親友借貸，來檢驗人情支出是否增加了向親友借款的概率。

表3中（3）～（4）列分別匯報了相應(yīng)的回歸結(jié)果，第（3）列被解釋變量為是否非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，結(jié)果顯示，人情支出的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明所在家庭人情支出越多，農(nóng)村勞動力進行非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的概率也在不斷增大。第（4）列被解釋變量為是否有待償親友借款，人情支出的系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明在非農(nóng)創(chuàng)業(yè)樣本中，所在家庭人情支出越多越可能向親戚朋友進行借款。上述回歸結(jié)果證明了人情支出越多的家庭，越可能通過向親戚朋友借款進行非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，理論假設(shè)2得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性處理

人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進作用可能因遺漏變量和反向因果而存在內(nèi)生性問題，這是由于，一方面農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)是多重因素共同作用的結(jié)果，對于模型中未考慮的一些無法量化的變量，例如個人能力、對非農(nóng)就業(yè)的認知等，均會造成遺漏變量問題；另一方面，雖然人情支出會促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，但非農(nóng)就業(yè)在增加家庭收入的同時，也會使家庭人情支出不斷上漲，這可以體現(xiàn)在當前農(nóng)村地區(qū)日益上漲的人情支出現(xiàn)象中。

為克服潛在的內(nèi)生性問題造成估計結(jié)果偏誤，本文采用所在家庭是否有族譜或家譜作為人情支出的工具變量②家庭是否有族譜或家譜這一變量出現(xiàn)在2010年家庭問卷中，由于是否有族譜或家譜這一事件本身屬于家族歷史性問題，可以認為，該變量在2014年并不會發(fā)生根本性的變化，因此，本文將該變量匹配至2014年數(shù)據(jù)樣本中，作為家庭人情支出的工具變量。。從相關(guān)性角度看，我國農(nóng)村熟人社會中的人際關(guān)系主要是依血緣、親緣和地緣等而展開的“強關(guān)系”，人情支出所維系的熟人關(guān)系也是以此為基礎(chǔ)的親屬關(guān)系，并且家庭有族譜或家譜則意味著所在家庭擁有更大規(guī)模的親屬群體，需要更多的人情支出來保持這種親屬關(guān)系的延續(xù)，因此可以預期家庭有族譜或家譜與家庭人情支出正相關(guān)，滿足相關(guān)性假設(shè)；另一方面，從外生性角度看，回溯至傳統(tǒng)的農(nóng)耕社會，如果村莊中有人數(shù)眾多的大姓家族，則大姓家族一般會以立族譜或家譜的形式來彰顯本家族在農(nóng)村社會中的地位及威望，并代代相傳，所以針對是否有族譜或家譜這一事件本身而言，其屬于家族歷史性事件，對當前農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)并不會產(chǎn)生直接影響，滿足外生性假設(shè)。

表4匯報了工具變量回歸結(jié)果，（1）～（2）列對應(yīng)Ⅳ-Probit兩步法（twostep）的第一階段與第二階段，（3）～（4）列對應(yīng)Ⅳ-Probit極大似然估計方法（MLE）的第一階段與第二階段。Ⅳ-Probit兩步法中的第一階段表明，所在家庭有族譜或家譜會顯著增加家庭人情支出數(shù)額，且F值遠大于10說明不存在弱工具變量問題；第二階段顯示人情支出顯著增加了農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率。進一步地，Ⅳ-Probit極大似然估計方法的第一階段與第二階段也都說明所在家庭有族譜或家譜與家庭人情支出正相關(guān)，人情支出增加會顯著促進農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)。此外，與基準回歸相比，工具變量回歸結(jié)果無論是系數(shù)大小還是顯著性水平，均高于基準回歸結(jié)果，這反映出在控制人情支出內(nèi)生性問題后，前文基準回歸結(jié)果依然成立。

表4 內(nèi)生性處理

2.敏感性分析

基礎(chǔ)數(shù)據(jù)在處理過程中保留了農(nóng)村戶口但所在社區(qū)并不屬于村委會的樣本、年齡在64歲以上的樣本以及家庭人情支出為0的樣本，為避免上述樣本對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，第一，按照問卷中基于國家統(tǒng)計局資料的城鄉(xiāng)分類，僅保留鄉(xiāng)村樣本；第二，剔除64歲以上樣本，僅保留16～64歲之間的農(nóng)村勞動力個體；第三，剔除家庭人情支出為0的樣本。由此，對人情支出與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)之間的關(guān)系進行再檢驗。表5中（1）～（3）列分別匯報了僅保留鄉(xiāng)村樣本、16～64歲農(nóng)村勞動力樣本與家庭人情支出大于0樣本的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，人情支出與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)仍表現(xiàn)出顯著的正向影響關(guān)系。此外，將上文內(nèi)生性處理中的IV-Probit方法替換為Roodman（2011）[45]提出的工具變量條件混合過程（conditional mixed process，CMP）估計方法①在CMP_Probit估計中，樣本選擇與基準回歸保持一致。，表5中（4）～（5）列分別匯報了CMP_Probit估計的第一階段和第二階段回歸結(jié)果，第一階段結(jié)果顯示，所在家庭有族譜或家譜會顯著增加該家庭人情支出數(shù)額，第二階段結(jié)果表明，隨著家庭人情支出的增加農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)的概率也在不斷增大。鑒于以上敏感性分析，本文基本結(jié)論再次得到驗證。

表5 敏感性分析

3.替換解釋變量

對于穩(wěn)健性檢驗，本文采取的第三種策略是將核心解釋變量家庭人情支出數(shù)額分別替換為家庭人均人情支出、人情支出占家庭總收入的比重以及與人相處得分①與人相處得分可以反映出農(nóng)村勞動力人際關(guān)系的好壞，一般來說，與人相處得分越高意味著人際關(guān)系越好，相應(yīng)的人情支出會越多，反之亦然。，其中，與人相處得分為成人問卷主觀態(tài)度部分詢問的“您認為自己在與人相處方面能打幾分”，0分代表最低分，10分代表最高分。表6中的（1）～（3）列分別匯報了替換解釋變量的回歸結(jié)果，可以看出家庭人均人情支出、人情支出占家庭總收入的比重以及與人相處得分均與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)有顯著的正向影響關(guān)系，這也從另一個側(cè)面印證了本文的結(jié)論。

表6 替換解釋變量

五、異質(zhì)性討論

為進一步考察農(nóng)村勞動力在擁有不同稟賦特征條件下，人情支出對其非農(nóng)就業(yè)可能存在的影響差異，分別從個人、家庭和村莊三個層面進行討論。具體來說，在個人層面按年齡進行分組，參考羅淳（2017）[46]對人口年齡組的劃分方法，以40歲作為青年與壯年的分界點②本文之所以將青年與壯年作為年齡的分界點，是因為青年時期農(nóng)村勞動力會有更大的動力來尋求非農(nóng)就業(yè)并且頻繁更替工作的機會成本也更低，而步入壯年，一是該年齡段農(nóng)村勞動力就業(yè)情況基本穩(wěn)定；二是出于對家庭等因素的考慮，頻繁更替工作的機會成本會更高，因此激勵下降。，將農(nóng)村勞動力分為40歲以下和40歲以上兩個組別；在家庭層面按家庭總收入進行分組，如果家庭總收入低于樣本中位數(shù)，視為低收入組，高于樣本中位數(shù)，視為高收入組；在村莊層面按是否屬于少數(shù)民族聚集區(qū)，分為少數(shù)民族聚集區(qū)和非少數(shù)民族聚集區(qū)兩組。

表7匯報了異質(zhì)性討論結(jié)果，對于年齡來說，第（1）列40歲以下組別顯示人情支出顯著增加了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的概率，第（2）列40歲以上組別中人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)未表現(xiàn)出顯著的影響關(guān)系?？赡艿慕忉屖?，當前農(nóng)村青年在結(jié)婚、購房等方面的壓力與日俱增，青年時期農(nóng)村勞動力會有更大的激勵去尋求非農(nóng)就業(yè)，特別是利用家庭人情支出所維系的人際關(guān)系的力量，積極從事非農(nóng)就業(yè)來賺取更多的收入。

表7 異質(zhì)性討論

從收入的角度看，第（3）列低收入家庭中，人情支出會顯著增加農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的概率，而第（4）列高收入家庭則不存在顯著的影響關(guān)系，說明在農(nóng)村地區(qū)，低收入家庭更加依賴人情支出所維系的人際關(guān)系及其可能帶來的非農(nóng)就業(yè)幫助，但高收入家庭的人情支出往往帶有“炫耀性”消費的成分，目的是在熟人社會中通過參與村莊社會競爭來獲取體面的社會地位（夏柱智、賀雪峰，2017）[47]。

最后，對于是否為少數(shù)民族聚集區(qū)而言，第（5）列顯示在少數(shù)民族聚集地區(qū)，人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)未產(chǎn)生顯著影響，第（6）列顯示在非少數(shù)民族聚集地區(qū)，人情支出顯著增加了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的概率。這可能是由于相較于少數(shù)民族聚集區(qū)，非少數(shù)民族聚集區(qū)會有更多的人口分布，生存壓力導致該地區(qū)的農(nóng)村勞動力有更高的非農(nóng)就業(yè)傾向，并且對熟人關(guān)系有更大的依賴性。同時，少數(shù)民族聚集地區(qū)的人情支出可能帶有強烈的自己人認同色彩，并不以獲得非農(nóng)就業(yè)幫助為根本目的。

六、結(jié)論與啟示

“制度化信任”的缺失衍生出“特事特辦”制度，“特事特辦”制度的局部性決定其受益群體只針對有一定“關(guān)系”或“人脈”基礎(chǔ)的經(jīng)濟行為人，這就解釋了為何當前中國人依然熱衷于人際關(guān)系的培養(yǎng)與利用。農(nóng)村熟人社會中的人情支出行為塑造了農(nóng)民極具鄉(xiāng)土色彩的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，針對農(nóng)村地區(qū)日益上漲的人情支出現(xiàn)象，本文系統(tǒng)論述了人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響。理論分析表明，人情支出不僅通過獲得就業(yè)幫助來增加農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的概率，還通過獲得親友信貸支持來促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)的實證分析發(fā)現(xiàn)，人情支出顯著增加了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的概率，通過獲得親友信貸支持進行非農(nóng)創(chuàng)業(yè)是重要的影響機制，而通過獲得就業(yè)幫助來尋求非農(nóng)就業(yè)這一影響機制并未得到驗證，可能的解釋是城鄉(xiāng)統(tǒng)一勞動力市場的不斷完善及互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及使農(nóng)村勞動力在求職過程中逐漸脫離“關(guān)系”的作用，轉(zhuǎn)而依賴市場的力量尋求非農(nóng)就業(yè)。同時，工具變量法、敏感性分析與替換解釋變量均表明人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進作用是穩(wěn)健的。最后，異質(zhì)性討論得出，相較于年齡在40歲以上、高收入家庭與少數(shù)民族聚集區(qū)而言，人情支出對年齡在40歲以下、低收入家庭和非少數(shù)民族聚集區(qū)的農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進效果會更加明顯。

農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)關(guān)系重大，本研究不僅為理解農(nóng)村熟人社會中的人情支出行為提供了新的視角，還為探索農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的決定因素提供了新的證據(jù)。但需要指出的是，雖然人情支出對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)發(fā)揮了積極作用，現(xiàn)實中隨著農(nóng)民生活水平的提高，人情攀比導致農(nóng)村地區(qū)人情消費日益高漲，越發(fā)成為農(nóng)民不能承受之痛。對此，在肯定農(nóng)民通過人情支出來維持農(nóng)村傳統(tǒng)熟人關(guān)系，以及人情支出積極經(jīng)濟效應(yīng)的前提下，應(yīng)加強引導農(nóng)民形成正確的人情消費取向，合理安排人情支出在家庭總支出中的比重，既實現(xiàn)農(nóng)村熟人關(guān)系的延續(xù)也不對家庭造成經(jīng)濟負擔。同時，盡管人情支出通過獲得親友信貸支持促進了農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，但僅僅依靠熟人間的非正規(guī)信貸支持來滿足農(nóng)民非農(nóng)創(chuàng)業(yè)資金需求并非長久之計，應(yīng)不斷完善我國農(nóng)村正規(guī)金融市場發(fā)展，對于具有非農(nóng)創(chuàng)業(yè)意愿的農(nóng)村勞動力，在合理評估創(chuàng)業(yè)風險及收益的條件下要逐步降低正規(guī)信貸部門的貸款門檻，并結(jié)合政策性銀行的惠農(nóng)支農(nóng)政策，促使更多的金融資源回流至農(nóng)村地區(qū)，多渠道滿足農(nóng)村勞動力非農(nóng)創(chuàng)業(yè)資金需求。最后，進一步完善城鄉(xiāng)統(tǒng)一勞動力市場仍不可松懈，充分的就業(yè)信息分享機制是其中的重點，且對于不同年齡組別、不同收入家庭及不同民族聚集區(qū)的農(nóng)村勞動力還應(yīng)因人施策、因地施策，增強政策的靈活性、適用性和針對性，形成就業(yè)信息與就業(yè)意愿、就業(yè)需求之間的合理匹配。