社會信任與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策研究

蒲艷萍 袁柏惠 張嵐欣

摘要：利用中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)實證考察社會信任如何影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策。研究發(fā)現(xiàn)：社會信任水平的持續(xù)提升和信任半徑的不斷拓展會促使農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)，該結論在一系列穩(wěn)健性檢驗中仍然成立；社會信任通過增強風險承擔意愿、提升人力資本層次和延展社會網(wǎng)絡半徑促進非農(nóng)就業(yè)。進一步探究社會信任對非農(nóng)就業(yè)演進全過程的作用，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，非農(nóng)就業(yè)轉移程度越高；動態(tài)識別不同社會發(fā)展階段的歷史烙印影響發(fā)現(xiàn)，成長于法律制度更完善、勞動力流動更自由的社會環(huán)境中的農(nóng)村勞動力，感知到的社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進作用更強。因此，應營造利于非農(nóng)轉移的相互信任、互惠互利型發(fā)展環(huán)境，發(fā)揮社會信任對增強農(nóng)村脫貧內生動力、鞏固脫貧攻堅成果的積極作用。

關鍵詞：社會信任；農(nóng)村勞動力；非農(nóng)就業(yè)；風險承擔；人力資本；社會網(wǎng)絡

文獻標識碼：A文章編號：100228482023（04）011116

一、問題提出

“直接靠農(nóng)業(yè)來謀生的人是粘著在土地上的”，這是鄉(xiāng)土社會的特性之一［1］。農(nóng)民依附土地謀求生計，農(nóng)耕活動的非流動性造就了“世代定居是常態(tài)，遷移是變態(tài)”的社會狀態(tài)。在非流動性的社會環(huán)境中，大多數(shù)農(nóng)民選擇聚村而居，形成以家族宗親等親屬為主的“地方性”社會關系，村莊內部由此形成穩(wěn)定且具有封閉性質的“熟人社會”。人與人之間的重復博弈乃至世代人之間的聯(lián)系，極大程度上降低了信息不對稱水平，使得村民之間“知根知底”［2］。這種信譽機制為建立在親屬關系之上的“特殊信任”①，以及費孝通先生所說的“差序格局”奠定了基礎。隨著“特殊信任”的持續(xù)發(fā)展、累積，這種針對特殊對象形成的信任大幅度降低了社區(qū)內部的交易風險，相應地提高了農(nóng)民選擇遷移時需面臨的機會成本，起到穩(wěn)固“熟人社會”的作用。故此，在鄉(xiāng)土社會的村莊內部，“特殊信任”與“農(nóng)耕從業(yè)”之間形成了一種穩(wěn)定且持久的雙向促進關系。

然而，從鄉(xiāng)土社會進入現(xiàn)代社會，工業(yè)化、市場化以及由此帶來的經(jīng)濟結構、社會制度和基礎設施建設的變化，對農(nóng)村勞動力擇業(yè)產(chǎn)生了深遠影響。自1978年改革開放以來，隨著第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力需求的持續(xù)增長、戶籍管理制度的逐年放寬和農(nóng)業(yè)機械化的漸次推進，大量農(nóng)村勞動力由“農(nóng)耕從業(yè)”轉向“非農(nóng)就業(yè)”，并開始構筑新的社會關系?！笆来ň印比匀皇且环N“常態(tài)”，但“遷移”卻不再是“變態(tài)”，“不流動”帶來的“孤立和隔膜”被逐漸打破，熟人社會逐漸向匿名社會更迭，為社會信任提供了發(fā)揮作用的土壤。一方面，社會信任作為經(jīng)濟生活的催化劑，相較于傳統(tǒng)特殊信任，具有更低廉的交易成本和更大的正外部性［3］，顯著地降低了農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)轉移風險；另一方面，現(xiàn)代化金融系統(tǒng)、行政管理體系等社會制度均以普遍性質的信任為方向快速變遷，社會信任作為適應匿名性、流動性特征的現(xiàn)代社會理念，能夠持久地發(fā)揮降低磋商成本、提高交易和溝通效率等作用，協(xié)助農(nóng)村勞動力實現(xiàn)更迅速、更穩(wěn)定和更高質量的非農(nóng)就業(yè)。因此，伴隨社會制度建設不斷完善和非農(nóng)就業(yè)轉移進程的持續(xù)推進，社會信任與非農(nóng)就業(yè)自然地構成了一種穩(wěn)定的內循環(huán)模式。

盡管勞動力流動已成為時代所趨，大量農(nóng)村勞動力通過非農(nóng)就業(yè)獲得更高經(jīng)濟收入、改善生活質量，“自主應聘”等非農(nóng)轉移方式成為社會信任高速發(fā)展階段內的一種常態(tài)化選擇，但仍有一定規(guī)模的農(nóng)村勞動力固守“特殊信任”轉移模式，以求降低非農(nóng)轉移風險［4］。此類群體主要依賴親戚朋友推薦、熟人介紹等就業(yè)渠道，限制了自身的轉移就業(yè)意愿、轉移就業(yè)信息可獲得性以及轉移就業(yè)能力，故而滯留農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者呈現(xiàn)候鳥式遷移的回流狀態(tài)，這既不益于規(guī)避家庭流動性約束、緩解農(nóng)村相對貧困，也不利于阻斷貧困代際傳遞、共享經(jīng)濟發(fā)展紅利［5］。

社會信任作為一種具有降低交易成本、簡化社會運行復雜度等功能的社會資本［3］，與特殊信任共存于現(xiàn)代社會，且不斷沖擊著鄉(xiāng)土社會時期形成的、存在于特殊信任與農(nóng)耕從業(yè)之間的雙向促進關系，它能否緩解甚至解決非農(nóng)就業(yè)所面臨的階段性困境，促進非農(nóng)就業(yè)轉移？如果能夠促進非農(nóng)就業(yè)轉移，是通過什么途徑實現(xiàn)的？這種因果作用的時序性變化如何？這些都是本文嘗試回答的問題。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在三個方面。第一，基于社會流動性和匿名性不斷增強、社會管理制度日臻完善的中國現(xiàn)階段特征事實，探究與受限信任存在相對關系的社會信任如何影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策，推動信任文化與勞動力流動研究成果更加豐富化和時代化。第二，嘗試引入福山的“信任半徑”概念，進而構建包含信任水平和信任半徑的社會信任分析框架，以更準確、全面地探究社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的影響。第三，分析并檢驗社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的作用機制；延伸考察農(nóng)村勞動力從農(nóng)耕從業(yè)到非農(nóng)就業(yè)的漸進性轉移；動態(tài)識別出生在不同時代以及處于勞動力轉移不同階段下，社會信任對農(nóng)村勞動力個體非農(nóng)就業(yè)的異質性影響。

二、理論分析與研究假說

現(xiàn)有研究從宏觀經(jīng)濟環(huán)境如城鄉(xiāng)差距，與微觀特征如婚姻、人力資本等方面對非農(nóng)就業(yè)決策的影響因素進行了有益探討，其中由于勞動力市場不完善，農(nóng)村社會環(huán)境和就業(yè)信息相對封閉，大量文獻從宗族、社會網(wǎng)絡和信任視角考察了社會資本對非農(nóng)就業(yè)決策的影響，該影響路徑主要體現(xiàn)在三個方面。第一，風險分擔效應。宗族通過提供幫助內部成員抵御潛在負面沖擊的社會保險，分擔務工風險以促進其外出打工［6］。第二，信息效應。豐富的社會網(wǎng)絡有助于個體獲取更多就業(yè)信息、降低工作搜尋成本，實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)轉移［7］。第三，融資效應。基于血緣、親緣和地緣形成的社會網(wǎng)絡，通過內部借貸緩解農(nóng)村勞動力的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)籌資問題［8］。盡管上述研究為理解社會資本與非農(nóng)就業(yè)的內在關系提供了豐富的理論支撐，然而仍存在一定局限。一是現(xiàn)有文獻大多基于社會網(wǎng)絡視角展開，較少關注社會信任對非農(nóng)就業(yè)的影響及其內在機制，同時主要從信任水平這一維度解讀社會信任的內涵，忽略了信任半徑?信任半徑指人們愿意與之合作的對象范圍［9］，在中國則體現(xiàn)為隨親緣、地緣等關系差異而呈現(xiàn)出的信任“差序格局”，即內外有別。個體信任半徑越長，越容易相信外群體（如陌生人或不同宗教信仰的人）。的考察。社會信任水平?jīng)Q定了合作的強度，信任半徑則代表了信任的廣度。本文將信任水平和信任半徑作為社會信任的衡量維度，以期揭示社會信任的全貌，考察嵌入到中國農(nóng)耕文明的多維度信任文化對非農(nóng)就業(yè)的作用。二是對于社會資本如何影響非農(nóng)就業(yè)，多數(shù)研究側重于非農(nóng)就業(yè)能力等客觀機制的探討，尚未有文獻構建包含主觀意愿和客觀能力在內的理論框架。社會信任作為一種重要的社會資本，通過提高農(nóng)村勞動力個體的非農(nóng)就業(yè)轉移意愿及能力促進其非農(nóng)就業(yè)，前者體現(xiàn)為對非農(nóng)轉移風險的承擔意愿，后者包括勝任非農(nóng)工作的轉移就業(yè)能力（人力資本）和實現(xiàn)轉移就業(yè)的信息獲取能力（社會網(wǎng)絡）。

（一）風險承擔效應

信任與風險密切相關，能夠降低勞動力對風險的感知程度和預期的非農(nóng)就業(yè)轉移風險水平，提高其風險承擔意愿、促進非農(nóng)就業(yè)。從農(nóng)業(yè)轉向非農(nóng)業(yè)是一項存在風險的經(jīng)濟決策，通常來說，具有非農(nóng)工作意愿的農(nóng)村勞動力將面臨能否找到合意工作及新環(huán)境融入等不確定性。因而，農(nóng)村勞動力對風險的主觀判斷和風險偏好程度將會對非農(nóng)就業(yè)決策形成重要影響。社會信任可以降低農(nóng)村勞動力主觀感受到的非農(nóng)轉移風險水平，下移風險承擔的預期強度。社會信任水平較低的農(nóng)村勞動力因對非農(nóng)就業(yè)風險的主觀感知程度較高，預期未來將承擔更多的風險，更不愿意進行非農(nóng)就業(yè)轉移［10］。不僅如此，社會信任還有助于個體形成樂觀的心理預期和“在困難時得到別人幫助”的積極認知［11］。在非農(nóng)就業(yè)決策結果不確定時，社會信任水平更高的人通常會期望事情向更好的方向發(fā)展，所以更愿意在決策之前承擔更多風險。同時，勞動力個體的社會信任半徑越長，接觸的信息越豐富，所感知到的不確定性越小。社會信任對個體風險預期的降低有利于激勵農(nóng)村勞動力克服非農(nóng)就業(yè)風險中的阻力，愿意嘗試轉移到非農(nóng)工作以追求更高的收益。

（二）人力資本效應

社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力越愿意拓展自身人力資本投資，進而增強非農(nóng)就業(yè)轉移能力、提升非農(nóng)就業(yè)轉移概率。正規(guī)學歷教育和職業(yè)技能培訓是中國農(nóng)村勞動力投資自身人力資本、提升專業(yè)技能的主要渠道。相較職業(yè)技能培訓，正規(guī)學歷教育的投資成本更高、風險更大，故農(nóng)村勞動力更愿意選擇技能培訓類人力資本投資［12］。對于由市場提供且需私人付費的技能培訓，農(nóng)村勞動力面臨的信息不完全困境將抑制其人力資本投資行為。而社會信任作為社會復雜性的簡化機制，能夠基于現(xiàn)有信息建立一種穩(wěn)定的行為預期，從而用帶有保障性的安全感來彌補信息的匱乏［13］。換言之，高社會信任水平帶來的安全感有利于克服培訓與就業(yè)信息匱乏的缺陷。農(nóng)村勞動力能夠依靠社會信任降低“是否參與培訓”這一風險決策的復雜性，譬如社會信任水平更高的農(nóng)村勞動力更愿意相信技能培訓的有效性，社會信任半徑更長的農(nóng)村勞動力則更容易相信培訓者這類外群體的專業(yè)技能水平，進而提高技能培訓交易實現(xiàn)的可能性。已有研究表明，信任是正式制度和政府發(fā)揮作用的前提和基礎，較高的社會信任水平能夠促進公眾對公共政策的參與［14］。因此，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，越可能通過參與免費技能培訓等促進就業(yè)相關政策措施，提升非農(nóng)就業(yè)技能。

（三）社會網(wǎng)絡效應

社會信任通過促使農(nóng)村勞動力建立跨越自身階層限制的新型社會網(wǎng)絡，拓寬個體社會網(wǎng)絡半徑、降低非農(nóng)就業(yè)轉移成本，從而促進非農(nóng)就業(yè)實現(xiàn)。社會網(wǎng)絡是社會成員之間因互動形成的一種相對穩(wěn)定的社會關系，傳統(tǒng)鄉(xiāng)土社會的人際交往半徑較短，形成的社會網(wǎng)絡大多局限于同等社會階級，較少實現(xiàn)階級跨越并獲得自身階級之外的社會資源。而市場經(jīng)濟的興起使人們建立起廣泛交往的社會關系，突破血緣、親緣和地緣的擴張型社會網(wǎng)絡得以形成。隨著這種新型社會網(wǎng)絡如各類協(xié)會等民間組織的不斷構建，社會信任開始發(fā)揮重要作用。社會信任水平越高、社會信任半徑越長的農(nóng)村勞動力越傾向于與更多異質性群體交往互動，他們不僅更樂于參與新型社會網(wǎng)絡，也更愿意與他人分享有價值的信息和知識［15］，表現(xiàn)出互惠行為。通過建立人與人之間的穩(wěn)定關系，社會信任增強了個體的社會互動質量，建立了更廣泛的社會網(wǎng)絡。一方面，社會網(wǎng)絡更廣泛的農(nóng)村勞動力可以積累更多異質性社會資源，獲取更多非重復就業(yè)信息；另一方面，擴張型社會網(wǎng)絡能夠加速信息的流動與共享，加快農(nóng)村勞動力技能與崗位需求的匹配速度，從而增加農(nóng)村勞動力的潛在就業(yè)機會［16］，降低轉移成本。

綜上所述，本文提出如下假說：

假說1：社會信任水平促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。

假說2：農(nóng)村勞動力的社會信任半徑越長，越可能從農(nóng)業(yè)轉向非農(nóng)業(yè)。

假說3：社會信任通過增強個體風險承擔意愿、增加人力資本投資以及拓寬社會網(wǎng)絡半徑，提高其選擇非農(nóng)工作的可能性。

三、數(shù)據(jù)和變量描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)源自北京大學中國社會科學調查中心的2016年中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)，覆蓋中國25個省份且代表中國95%人口的全國代表性樣本

不包含中國港澳臺地區(qū)以及內蒙古、海南、西藏、寧夏和新疆。。CFPS數(shù)據(jù)庫的調查層次包含社區(qū)、家庭及個人三個層面，能夠提供包括社會信任、戶籍性質、就業(yè)類型、家庭人口結構和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等變量的詳細數(shù)據(jù)。本文使用的有效樣本信息包含分布在25個省份920個村5?742戶家庭中的11?415個農(nóng)村勞動力在2016年的相關信息。

（二）變量選取

1.社會信任的界定

現(xiàn)有研究衡量社會信任水平通常從“一般說來，你認為絕大多數(shù)人是否可信”和“對陌生人的信任程度”兩個角度進行。本文以農(nóng)村居民作為研究主體，而農(nóng)村的信任差序格局和城鄉(xiāng)分割特殊狀態(tài)會使受訪者在被詢問“一般說來，你認為絕大多數(shù)人是否可信”時，僅聯(lián)想到村莊、區(qū)（縣）等較局限的特定生活區(qū)域之內的目標人群，那么以該問題衡量出的社會信任會受限于受訪者的人群認知范圍從而導致度量偏誤。因此，本文采用CFPS問卷中的“對陌生人的信任程度”分值來衡量社會信任水平，0～10代表非常不信任到非常信任，數(shù)值越大，則社會信任水平越高。社會信任作為社會資本的重要組成部分，不僅直觀體現(xiàn)在個體對絕大多數(shù)或陌生人的社會化信任，也間接表現(xiàn)為個體積極且利他性的社會行為［17］。相關研究主要以社會參與（如投票選舉）、社會捐贈行為（如器官和血液捐贈）等指標刻畫社會信任水平［18］?；跀?shù)據(jù)可得性，本文用家庭層面的“社會捐助額”

“社會捐助額”根據(jù)CFPS家庭問卷“過去?12個月，包括現(xiàn)金和實物（如食品、衣服等），您家社會捐助支出是多少？（單位：元）”衡量，回歸時取自然對數(shù)。間接衡量勞動者的社會信任狀況［17］，進一步檢驗社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)影響的穩(wěn)健性。

信任半徑的測度方法是根據(jù)受訪者與各類群體的社會距離，從最內層（即家庭）到最外層（如陌生人）進行排序，將信任半徑視為個體隨著與不同類別對象的關系強度變化而導致的信任水平發(fā)生改變的幅度，用公式表示為：Y=α+β×X

Y為個體對不同類別對象的信任水平；X表示社會距離，即與不同類別對象的關系強度；β為所求信任半徑大小。如果受訪者平等地信任各內群體和外群體，那么當信任對象由內向外擴展時，信任水平改變的幅度較小，個體的信任半徑廣泛；如果受訪者的信任水平從組內迅速下降到組外，則表明斜率是陡峭的，其信任半徑狹窄。?［19］?；贑FPS問卷數(shù)據(jù)，本文選擇父母、鄰居和陌生人三類信任對象，分別利用擬合項目反應理論（IRT）的1PL模型和2PL模型計算得到個體對父母、鄰居和陌生人的社會距離，最終使用AIC和BIC值均更小的2PL模型估計結果，個體平均感知的與父母、鄰居和陌生人的社會距離依次約為1.00、2.99和6.02

參考胡安寧［20］的研究，1PL模型公式為P（Xsi=1|θs，βi）=exp（θs+βi）/［1+exp（θs+βi）］，2PL模型公式為P（Xsi=1|θs，βi，αi）=exp［αi（θs+βi）］/{1+exp［αi（θs+βi）］}，其中，Xsi表示個體s對信任對象i的信任水平，θs是個體答題能力（假定個體答題能力一致），βi是個體對某類對象信任的容易程度，不同信任對象之間的差異構成了個體社會網(wǎng)絡中不同對象間的“距離”，αi為區(qū)別分數(shù)，即信任容易程度變化區(qū)間的長短。利用2PL模型估計出的社會距離原始結果為-2.42、-0.43和2.60，為便利分析，對上述系數(shù)進行了以對家人社會距離為基礎的相對化，即將個體對三類對象的社會距離依次加上3.42，結果分別變?yōu)?.00、2.99和6.02。，據(jù)此回歸擬合得到個體的信任半徑數(shù)值

采用固定截距回歸和隨機截距回歸兩類模型進行估計，前者將截距固定于信任最高水平10，橫軸以0值作為起始點；后者不做上述限制。具體的測度過程受限于篇幅未展示；從最終回歸結果來看，隨機截距模型的擬合程度更高，但固定截距的回歸結果能夠使個體間的信任半徑可比，因此后文中所展示的信任半徑均為使用固定截距模型的結果。。

2.非農(nóng)就業(yè)的界定

非農(nóng)就業(yè)形式包含以下兩種情形：一是就地非農(nóng)就業(yè)，即在所居縣城內進行制造業(yè)和服務業(yè)等非農(nóng)業(yè)性質生產(chǎn)活動，如農(nóng)副產(chǎn)品加工、農(nóng)家樂餐飲服務等勞動形式；二是異地非農(nóng)就業(yè)，即勞動力的非農(nóng)就業(yè)伴隨著地域流動，農(nóng)村勞動力往往需要向城市流動以獲取非農(nóng)就業(yè)崗位［21］?；跀?shù)據(jù)可得性，本文可以根據(jù)戶籍性質（如農(nóng)村戶籍）或家庭所在地性質（如城鄉(xiāng)分類資料中的鄉(xiāng)村地區(qū)）來界定“農(nóng)村勞動力”群體。考慮到非農(nóng)就業(yè)很大程度上伴隨著地域流動，若以家庭所在地為界定條件，會忽略因異地非農(nóng)就業(yè)而搬遷到城鎮(zhèn)居住的農(nóng)村勞動力群體。因此，參考張景娜等［22］的研究，本文以戶籍性質界定農(nóng)村勞動力群體，將農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)限定為農(nóng)村戶籍勞動力選擇以非農(nóng)工作為主要工作的狀態(tài)。如果農(nóng)村戶籍勞動力主要從事非農(nóng)工作，則“非農(nóng)就業(yè)”變量賦值1，主要從事農(nóng)業(yè)工作則賦值0。

3.控制變量

農(nóng)村勞動力的就業(yè)選擇受到個體勞動能力和社會身份狀態(tài)影響，一般而言，人力資本投資越高、健康狀況越好的農(nóng)村勞動力，從事非農(nóng)生產(chǎn)的邊際收益越高，向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉移能力越強、轉移質量越好。家庭資源稟賦和照料責任也會作用于農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。家庭人均收入代表農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)工作的初始經(jīng)濟轉移資本，人均耕地面積作為農(nóng)業(yè)資源稟賦彰顯了農(nóng)村勞動力個體轉向非農(nóng)就業(yè)的機會成本［6］，家庭老幼人口比例刻畫了農(nóng)村勞動力因照料責任從事彈性工作時間的就地農(nóng)業(yè)勞動的推動力。此外，村莊自然地理環(huán)境和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件也對非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生作用，村莊地形地勢、自然災害情況、交通條件和縣城最短距離直接影響農(nóng)村勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉移的難易程度，農(nóng)業(yè)勞動力租賃價格、土地征用面積和村莊人均收入會影響農(nóng)業(yè)勞動的經(jīng)濟成本［23］，進而改變勞動力的非農(nóng)就業(yè)轉移意愿。

（三）數(shù)據(jù)處理及描述性分析

本文主要研究社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響，目標群體是戶口性質為農(nóng)業(yè)戶籍且具備勞動能力的人口，據(jù)此結合國際勞動年齡和CFPS成人問卷年齡范圍，以16～64歲樣本作為計量基礎。在此基礎上，根據(jù)研究需要對數(shù)據(jù)進行以下處理：第一，將2014年村居數(shù)據(jù)、2016年家庭經(jīng)濟數(shù)據(jù)、2016年少兒數(shù)據(jù)與2016年成人數(shù)據(jù)進行對應匹配得到基準數(shù)據(jù)集合；第二，引入2012年家庭經(jīng)濟數(shù)據(jù)中的家庭人均耕地面積數(shù)據(jù)，得到完整數(shù)據(jù)集合；第三，剔除無法與家庭特征變量、村居特征變量成功匹配的樣本，且剔除異常變量樣本。最終得到11?415名農(nóng)村勞動力在2016年CFPS問卷調查中的有效數(shù)據(jù)，非農(nóng)就業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)就業(yè)勞動力的各主要變量描述性統(tǒng)計結果見表1。

四、實證模型構建與結果分析

（一）基礎模型回歸

為驗證前文提出的理論假說，且考慮到非農(nóng)就業(yè)決策變量的離散型特征，本文使用如下Probit基準模型考察社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的影響：

Mi=α0+α1Ti+α2Xi+α3Yi+α4Zi+εi（1）

其中，下標i表示第i個體，Mi是第i個體的非農(nóng)就業(yè)決策；Ti是解釋變量，表示第i個體的信任水平（信任半徑）；Xi是第i個體的個體特征變量集，包括性別、年齡、年齡平方、婚姻狀態(tài)、健康狀況、受教育水平和是否黨員；Yi用于控制勞動力非農(nóng)就業(yè)的家庭層面影響因素，包括家庭人均耕地面積、家庭人均收入、75歲以上老人比例和6歲以下兒童比例；Zi用于控制村莊的稟賦條件，包括村人均收入、農(nóng)忙雇工價格、到縣城距離、是否有公路通過、是否為自然災害頻發(fā)區(qū)、是否處于平原、是否處于丘陵和村土地征用面積等特征變量；εi為隨機誤差項。此外，本文在回歸過程中還控制了省份虛擬變量，以控制省級層面的固定效應。

村（居）層面聚類標準誤下，社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策影響的回歸結果見表2。第（1）（2）列分別以信任水平和信任半徑為解釋變量，其中信任水平的估計系數(shù)約為0.022，且在1%水平上顯著，表明信任水平越高的農(nóng)村勞動力越愿意轉向非農(nóng)就業(yè)；信任半徑估計系數(shù)顯著為正，意味著農(nóng)村勞動力的信任半徑越長，越可能選擇非農(nóng)就業(yè)。第（3）（4）列更換回歸模型為最小二乘估計（OLS），結果仍支持該結論。考慮到農(nóng)村勞動力轉移往往伴隨地域流動，而居住地性質的變更會直接影響非農(nóng)就業(yè)轉移的難易程度，第（5）（6）列進一步控制家庭所在地性質，估計結果依然穩(wěn)健。同時，為了避免“對陌生人信任程度”評分感知差異造成的估計偏誤，第（7）列將解釋變量更換為“社會捐助額”，估計系數(shù)依然顯著為正，證實了社會信任水平與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策之間的正向穩(wěn)健關系

本文也將信任半徑變量更換為隨機截距估算方法得到的信任半徑數(shù)據(jù)進行回歸，以此作為穩(wěn)健性檢驗，估計結果仍支持信任半徑拓展促進非農(nóng)就業(yè)轉移的結論。針對全文中以信任半徑為解釋變量的回歸，均進行該類更換變量測度方法的穩(wěn)健性檢驗，限于文章篇幅未展示。。基準回歸中控制變量的估計系數(shù)與現(xiàn)有研究基本一致。相比農(nóng)村女性，農(nóng)村男性勞動力從事非農(nóng)就業(yè)更多；個人年齡越大、婚姻狀態(tài)為已婚，越傾向于從事農(nóng)業(yè)勞動；身體健康狀況越好、受教育年限越長，越可能選擇非農(nóng)就業(yè)。從家庭層面來看，家庭人均耕地面積越少、家庭人均收入越高，非農(nóng)就業(yè)可能性越大；75歲以上老人比例與6歲以下兒童比例均不顯著。從村級層面來看，村到縣城距離對非農(nóng)就業(yè)起到顯著阻礙作用，村人均收入促進勞動力非農(nóng)就業(yè)。

（二）因果關系識別

1.加入可能的遺漏變量

社會信任很可能與其他因素有關，使得所觀察到的并非因果關系，而是同時受其他因素影響而形成的一種相關關系。因此，本文進一步控制其他可能的遺漏變量，以緩解可能存在的內生性問題。具體地，增加控制宗族、語言技能、互聯(lián)網(wǎng)使用和儒家傳統(tǒng)4項因素

選取這4類因素的原因如下：宗族觀念可能通過強化內部人員信任擠出社會信任，同時以血緣為紐帶的宗族網(wǎng)絡能夠有效增強非農(nóng)就業(yè)的轉移概率和就業(yè)機會［6］。良好的語言技能可以減少因方言產(chǎn)生的阻礙并促進身份認同獲得，進而提高社會信任水平，也能作為重要的人力資本直接促進非農(nóng)就業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)既能拓寬信息傳遞渠道、降低工作搜尋成本，促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，也可以增加個體與外界接觸頻度影響信任的建立和維護［24］。強調儒家文化的地區(qū)往往優(yōu)先形成內部信任而排擠社會信任，同時安土重遷、遵從孝道的儒學觀念會抑制勞動力轉移的意愿，降低勞動力轉移的主動性和適應性［25］。，其中，CFPS問卷“是否參與家族祭祖或掃墓”“普通話熟練程度”和“您是否使用手機或電腦上網(wǎng)”分別衡量宗族、語言技能和互聯(lián)網(wǎng)使用變量；省際“儒家書院數(shù)量”刻畫地區(qū)的儒家傳統(tǒng)文化強度，數(shù)據(jù)主要來自《大明一統(tǒng)志》《大清一統(tǒng)志》和明清時期的地方志。表3在基準模型中逐次控制以上遺漏變量，第（1）～（4）列的估計結果表明，社會信任水平對勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的促進作用依然顯著。第（5）列同時控制以上遺漏變量，再次證明結論的穩(wěn)健性。第（6）列以信任半徑為解釋變量，且加入宗族、語言技能、互聯(lián)網(wǎng)使用和儒家書院數(shù)量變量，結果仍表明信任半徑越長的農(nóng)村勞動力越可能轉向非農(nóng)就業(yè)，支持本文研究假說2。

2.排除不可觀測變量影響

社會信任發(fā)揮的正向影響是否來自其他不可觀測因素，而非真實存在？借鑒謝申祥等［26］的研究，本文對回歸樣本進行安慰劑檢驗，探究社會信任對非農(nóng)就業(yè)促進作用的獨立性。具體地，在處于就業(yè)狀態(tài)的11?406位農(nóng)村勞動力個體中，隨機抽取一半樣本作為處理組，剩余樣本作為對照組，即通過構建“偽處理組”虛擬變量，刻畫解釋變量——社會信任之外的不可觀測因素。重復抽取多次后，基于抽取數(shù)據(jù)分別回歸得到對應系數(shù)并進行核密度估計，若該類系數(shù)與基準回歸估計系數(shù)顯著不同，意味著社會信任對非農(nóng)就業(yè)的影響并非由“安慰劑變量”引致，而是非隨機的。重復500次隨機抽樣得到的核密度估計結果如圖1所示，結果表明，安慰劑變量估計系數(shù)大于基準回歸估計系數(shù)的概率低于1%。信任水平和信任半徑的作用顯著異于安慰劑變量，這意味著排除了不可觀測因素的影響后，社會信任對非農(nóng)就業(yè)的積極影響仍然存在。

3.因果關系再檢驗

基準回歸結果是否還存在反向因果導致的估計偏誤？社會信任是形成于長期動態(tài)過程中的綜合狀態(tài)，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷往往會刷新、豐富農(nóng)村勞動力對社會信任的原有認知。一方面，選擇非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村勞動力在工作經(jīng)歷、社交網(wǎng)絡及生活環(huán)境等方面經(jīng)歷了極大變更，這種變更促進或阻礙了其社會信任發(fā)展，進而影響后續(xù)非農(nóng)就業(yè)決策。另一方面，社會信任較弱的農(nóng)村勞動力群體在初始非農(nóng)轉移時做出了負向“自選擇”，導致其與非農(nóng)就業(yè)群體間的社會信任差距逐漸擴大，所以非農(nóng)就業(yè)和社會信任之間呈現(xiàn)出了強相關關系?；诖?，本文通過識別前期非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷，構造社會信任與非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的交互項，嘗試將具有前期非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷個體與持續(xù)從事農(nóng)業(yè)個體作為對照，進而得到排除反向因果后社會信任對非農(nóng)就業(yè)決策的影響?！胺寝r(nóng)就業(yè)經(jīng)歷”變量根據(jù)前期CFPS問卷的非農(nóng)就業(yè)情況進行賦值，若前期均未經(jīng)歷過非農(nóng)就業(yè)則賦值0，否則賦值1。表4第（1）（2）列回歸結果顯示，信任水平和信任半徑的估計系數(shù)均正向顯著，而信任水平×非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷、信任半徑×非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的估計系數(shù)均不顯著，說明具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的個體和持續(xù)從事農(nóng)業(yè)的個體，其社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進作用是相似的。這意味著在控制可能存在的反向因果后，社會信任仍然穩(wěn)健地促進農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)。

進一步地，借鑒高虹等［23］的思路，本文引入“區(qū)（縣）信任水平均值”和“區(qū)（縣）信任半徑均值”，即以區(qū)（縣）內除本人外其他人的社會信任水平（信任半徑）均值作為工具變量

考慮到某些村莊的樣本人數(shù)較少，由此計算出的社會信任均值易受抽樣影響，而不具有代表性，故本文在參考高虹等［23］的做法基礎上，使用區(qū)（縣）層面的社會信任平均水平作為工具變量。，并利用兩階段回歸估計方法重新考察社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的影響。選取該工具變量的理由是：社會信任作為促進信息共享、降低交易成本的公共品，具有明顯的外部性特征［18］，同區(qū)（縣）其他人的社會信任表現(xiàn)會影響本人的社會信任認知。同時，區(qū)（縣）社會信任均值衡量了整體的社會信任環(huán)境，并不會直接影響單個個體的非農(nóng)就業(yè)決策。實際上，以同一地理范圍內其他人的平均水平作為個人指標的工具變量，在以往研究中得到了廣泛應用，其實證結果表明使用這類工具變量是有效的。此外，一個地區(qū)的社會信任與其經(jīng)濟發(fā)展狀況緊密相關。一方面，個體收入越高，越傾向于信任他人；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，該地區(qū)的人口流動和貿易活動越頻繁，人際接觸的增加和信息不對稱的下降會影響個體的社會信任。同時，這些經(jīng)濟因素也可能會通過宏觀環(huán)境影響勞動者的非農(nóng)就業(yè)決策。為進一步確保工具變量外生，本文在工具變量回歸中控制地級市層面人均GDP水平。

表4第（3）～（6）列匯報了兩階段回歸模型下的工具變量估計結果。第（3）（4）列的一階段回歸結果顯示，區(qū)（縣）的社會信任平均水平與勞動力對陌生人的信任度間具有顯著正向關聯(lián)，區(qū)（縣）的信任半徑均值與個體的信任半徑顯著正相關，表明不存在弱工具變量問題；第（5）（6）列的第二階段回歸結果表明，信任水平和信任半徑的估計系數(shù)均在1%水平上顯著，且與基準回歸結果相比，系數(shù)有所上升，表明由于存在難以衡量的遺漏變量或反向因果問題，可能低估了社會信任對非農(nóng)就業(yè)的正向促進作用。

（四）社會信任與非農(nóng)就業(yè)：機制分析及檢驗

1.風險承擔意愿

風險承擔意愿作為一種主觀態(tài)度，直接問答往往會存在提問方式差異、被詢問者的隱私規(guī)避性等干擾因素，因此本文選擇“事后”性質的客觀指標“風險資產(chǎn)持有情況”衡量風險承擔意愿，個人的風險承擔意愿越弱，則會越偏好穩(wěn)健投資以降低其投資風險程度，其持有風險性資產(chǎn)的概率越低；反之，則越可能持有風險類資產(chǎn)［27］。選取CFPS問卷中“家庭是否持有風險性資產(chǎn)”刻畫風險承擔意愿，若持有風險性資產(chǎn)賦值1，否則賦值0。表5第（1）列驗證了社會信任對風險性資產(chǎn)持有情況的影響

受限于數(shù)據(jù)來源，本文用于衡量信任差序格局的“信任半徑”變量主要來自受訪者對父母、鄰居和陌生人三類群體的信任程度。盡管該變量能夠刻畫出關鍵的信任差序特征，但若以此為基礎進行更深入的傳導結構分解和異質性群體特征討論，可能會出現(xiàn)較為顯著的估計偏誤。因此，本文以社會信任水平為主要的關鍵解釋變量，暫緩對信任半徑的分析，若后續(xù)數(shù)據(jù)得到補充更新會持續(xù)進行深入分析探討。，估計結果在5%水平上正向顯著，表明社會信任水平更高的農(nóng)村勞動力個體更傾向于持有風險性財產(chǎn)，即同等條件下，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力的風險承擔意愿越強，越有可能選擇從農(nóng)業(yè)轉向非農(nóng)業(yè)。

2.人力資本

技能培訓相比正式學歷教育，投資規(guī)模更小、回報周期更短，因此收入穩(wěn)定性較差、抗風險能力較弱的農(nóng)村勞動力群體，往往更傾向于購買市場類技能培訓產(chǎn)品或參與政府類技能培訓服務，積累自身人力資本。故本文以CFPS問卷的“是否參與非學歷教育”衡量農(nóng)村勞動力的技能培訓類人力資本投資行為，參與非學歷教育賦值1，否則賦值0。考慮到非學歷教育涉及的培訓或進修類型中，技術技能培訓與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)轉移行為的聯(lián)系最為緊密，故以“技術技能培訓參與”近似衡量“非學歷教育參與”，參與技術技能培訓賦值1，否則賦值0。表5第（2）（3）列估計結果顯示，社會信任顯著促進了農(nóng)村勞動力參與非學歷教育及技術技能培訓，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，越傾向于對自身進行技能培訓類投資以提升人力資本水平，從而越有可能轉向非農(nóng)就業(yè)。

3.社會網(wǎng)絡

基于普遍信任視角下的社會互動屬性，本文選擇民間組織參與狀況作為一般性社會網(wǎng)絡的衡量指標

現(xiàn)有研究的社會網(wǎng)絡度量指標主要包含“親友間的禮金往來”“姓氏宗族”等［6］，這些指標雖然從先賦血緣關系擴展到了無血緣聯(lián)系人群，但仍局限于受限制信任發(fā)展下的社會網(wǎng)絡資源，而非純粹基于普遍信任視角下的社會互動，同時這類指標主要聚焦個人所在家庭及社區(qū)，可能忽略了所處各類正式或非正式組織所擁有的社會網(wǎng)絡及其轉化為社會資本的可能性。。參與民間組織是農(nóng)村勞動力在有限資源獲取條件下拓展新型社會網(wǎng)絡的重要途徑，目前農(nóng)村勞動力能夠接觸到的民間組織主要包含合法身份組織、傳統(tǒng)鄉(xiāng)社團體、非政府公益組織

合法身份組織包括婦聯(lián)、工會等，傳統(tǒng)鄉(xiāng)社團體包括廟會、宗教等，非政府公益組織包括老年協(xié)會、扶貧協(xié)會等，專業(yè)經(jīng)濟協(xié)會包括個體勞動者協(xié)會等。以及專業(yè)經(jīng)濟協(xié)會四類［28］?？紤]到傳統(tǒng)鄉(xiāng)社團體邊界難以跨越親緣、血緣和地緣范圍，并非具有拓展特征的新型社會網(wǎng)絡來源，本文結合數(shù)據(jù)可得性，主要以合法身份組織類的工會組織以及專業(yè)經(jīng)濟協(xié)會類的個體勞動者協(xié)會組織作為民間組織的考察內容，如果農(nóng)村勞動力是工會會員或參與個體勞動者協(xié)會賦值1，否則賦值0。表5第（4）列檢驗了社會信任對民間組織參與的影響，估計結果在10%水平上顯著為正，說明農(nóng)村勞動力的社會信任水平越高，一般性社會網(wǎng)絡半徑越長、社會資源積累越多，從而最終從事非農(nóng)業(yè)的概率越高。

至此，本文的基本回歸結果和穩(wěn)健性檢驗結果皆表明，社會信任能夠促進農(nóng)村勞動力轉向非農(nóng)業(yè)，風險承擔意愿、人力資本和社會網(wǎng)絡機制是這一核心結論的深層次原因。作為信息不對稱情況下的利好性期望，社會信任通過增強農(nóng)村勞動力對非農(nóng)就業(yè)轉移風險的承擔意愿激發(fā)了非農(nóng)就業(yè)轉移意愿；作為一種非正式制度，社會信任通過提高農(nóng)村勞動力技能培訓類人力資本投資增強了非農(nóng)就業(yè)轉移能力；作為社會資本的重要構成部分，社會信任通過促進農(nóng)村勞動力參與民間組織，構建跨行業(yè)、跨地域、跨階級的更長半徑的擴張型社會網(wǎng)絡，提高非農(nóng)就業(yè)轉移的職業(yè)匹配效率，降低了非農(nóng)就業(yè)轉移成本。

五、進一步討論

社會信任作為一種隨著匿名社會制度持續(xù)完善而不斷發(fā)展的社會資本，能夠起到促進農(nóng)村勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉移的作用，而這種作用在實際非農(nóng)就業(yè)轉移過程中往往呈現(xiàn)出漸進性特征，并且參差彰顯于不同歷史環(huán)境中成長的農(nóng)村勞動力。因此，本文繼續(xù)關注勞動力實際轉移狀態(tài)和歷史事件的持久性影響，進一步探究社會信任與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)之間的深層次關系。

（一）社會信任與農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移程度

改革開放以來，中國城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)象日益普遍。但戶籍制度約束和個體就業(yè)能力差異，使部分農(nóng)村勞動力難以從農(nóng)業(yè)部門快速轉移至非農(nóng)業(yè)部門，因而在轉移過程中形成了“純務工”和“純務農(nóng)”以外的“兼業(yè)”狀態(tài)。即在管理制度和工作能力的雙重約束下，為實現(xiàn)家庭利益最大化，個體不得不形成半工半農(nóng)的兼業(yè)方式。事實上，這種兼業(yè)狀態(tài)普遍存在于中國的農(nóng)村勞動力轉移中［22］，將純務工、兼業(yè)和純務農(nóng)狀態(tài)同時納入“勞動力轉移”變量，能夠更好刻畫農(nóng)村勞動力轉移程度，更符合中國轉型期農(nóng)村勞動力群體就業(yè)的實際情況。根據(jù)這一分析，本文使用包含純務農(nóng)、兼業(yè)和純務工這三種狀態(tài)的“勞動力轉移程度”作為被解釋變量。如果社會信任促進了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，那么可以合理推測，高社會信任水平會促使農(nóng)村勞動力積極轉移為兼業(yè)或純務工狀態(tài)，而低社會信任水平則使其更傾向于維持純務農(nóng)狀態(tài)。本文使用CFPS問卷中“主要工作是農(nóng)業(yè)工作還是非農(nóng)工作”和“是否從事家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”共同構造“勞動力轉移程度”。純務農(nóng)指主要工作為農(nóng)業(yè)屬性，賦值1；兼業(yè)指主要工作為非農(nóng)屬性但從事家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，賦值2；純務工指主要工作為非農(nóng)屬性且不從事家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，賦值3。因“勞動力轉移程度”為離散有序變量，本文建立有序Probit模型考察社會信任對農(nóng)村勞動力轉移程度的影響，估計方程如下：

其中，M*i和Ti分別衡量第i個體的勞動力轉移程度和社會信任水平，Ci表示控制變量，σi為隨機誤差項。

社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉移程度的回歸結果見表6。社會信任水平顯著促進勞動力轉移程度。具體而言，社會信任水平更高的農(nóng)村勞動力處于純務農(nóng)狀態(tài)的可能性更低，向轉移兼業(yè)、純務工轉移狀態(tài)的可能性更高。使用“社會捐助額”間接衡量“社會信任水平”，得到的實證結果接近，再次佐證社會信任水平與農(nóng)村勞動力轉移程度的穩(wěn)健關系。

（二）時代烙?。阂蚬c歷史序列

不同于西方個人主義文化形成的持久性普遍信任，從農(nóng)耕時代過渡到工業(yè)時代，從實名制社會轉變?yōu)槟涿粕鐣袊纳鐣湃尉哂忻黠@的階段性特征，也使其對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響效應蘊含著極其強烈的時代烙印。處于不同出生序列和轉移序列的勞動力主體受歷史性經(jīng)歷和周邊環(huán)境影響，所感知到的這種效應強弱存在明顯差異性［29］。工業(yè)化、市場化以及由此帶來的產(chǎn)業(yè)結構、生產(chǎn)模式和轉移觀念的變化，不斷對中國傳統(tǒng)的非流動、非契約性質的差序信任格局產(chǎn)生沖擊。隨著經(jīng)濟高速增長、農(nóng)業(yè)機械化推進和安土重遷思想淡化，從土地釋放出的大量農(nóng)村富余勞動力主動轉移，這種流動沖擊不僅在一定程度上弱化了以重復博弈為前提形成的特殊信任，也誘發(fā)了轉移勞動力群體對社會信任的強烈需求，以降低交往中的社會成本［3］。與此同時，社會制度不斷完善和調整。一方面，完備的社會制度為社會信任提供政府背書，即能夠得到執(zhí)行的制度保障，個體在此基礎上建立穩(wěn)定性預期、防范潛在風險，有效促進社會信任的形成；另一方面，根據(jù)各時代特定經(jīng)濟發(fā)展需求持續(xù)調整的管理政策賦予農(nóng)村勞動力在遷移時間、地域、行業(yè)等選擇方面更高的自主性［30］。由此本文推論，隨著工業(yè)化和市場化進程不斷推進、社會制度趨于完善和農(nóng)村勞動力轉移自主化，社會信任水平對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進作用不斷增強。

基于以上分析，本文首先以十年為界劃分受訪者的出生年份序列，形成“50后”“60后”“70后”“80后”和“90后”這五個期群，以均勻刻畫工業(yè)化、市場化推動進程和社會制度完善過程；其次，借鑒張廣勝等［30］的研究，以受訪者進入勞動力市場的“成年年份”

本文以受訪者滿足中國法定成年年齡（18歲）的對應年份，作為該受訪者能夠進入勞動力市場且參與非農(nóng)就業(yè)轉移的年份，并據(jù)此劃分三類階段以刻畫當時受訪者所面臨的社會流動環(huán)境狀況。劃分轉移年份序列，形成“限制流動階段”“逐步放開階段”和“公平流動階段”三個期群，以刻畫農(nóng)村勞動力轉移自由程度的變化。如圖2所示，隨著出生序列和轉移序列的遞進，社會信任水平和非農(nóng)就業(yè)比例的平均值是逐步增加的。

表7報告了出生序列和轉移序列各期群的社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉移回歸結果。其中第（1）～（3）列中，社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉移的正向作用微弱，第（4）列的社會信任估計系數(shù)正向顯著，表明“50后”“60后”“70后”和“80后”群體對社會信任水平與農(nóng)村勞動力轉移的作用感知存在著顯著差異，且隨著成長環(huán)境中工業(yè)化和市場化進程、社會制度的不斷推進，這種作用感知愈發(fā)強烈。第（5）列結果顯示，“90后”群體中社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉移的估計系數(shù)不顯著為正。對比“80后”和“90后”群體的回歸結果，“90后”群體成長時的工業(yè)化和市場化進程、社會法治環(huán)境顯然優(yōu)于“80后”，但“80后”對社會信任水平與農(nóng)村勞動力轉移的作用感知更強。可能的原因是，

自1986年推行九年義務教育和1999年高等教育擴招以來，農(nóng)村青年受教育年限大幅延長，這種人力資本水平的普遍提高直接增強了其進入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的意愿和能力。就圖3從事農(nóng)業(yè)的年齡結構來看，“90后”農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)人群占農(nóng)業(yè)總就業(yè)人群的比例僅為4.30%左右，說明他們完成教育后大概率直接進入非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，不存在從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)的轉移過程。“80后”雖也處于義務教育的受益階段，但在中國農(nóng)村，家庭勞動力數(shù)量直接影響家庭經(jīng)濟產(chǎn)出，父母往往選擇讓子女盡早進入勞動力市場以最大化家庭收益；加之政策實施的滯后性，“80后”能夠享受到的教育資源有限。因此，他們依然存在從農(nóng)業(yè)轉移至非農(nóng)業(yè)的較大可能性。

表7第（6）～（8）列展示了轉移序列各群體的社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉移的回歸結果，其中第（6）～（7）列中關鍵解釋變量符號為正，但不顯著，表明限制流動階段和逐步放開階段中，社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉移作用有限；第（8）列結果顯示公平流動階段社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉移的正向作用在10%水平上顯著，說明隨著農(nóng)村勞動力轉移自由程度的增加，社會信任水平對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進作用更強，這樣的估計結果是符合本文推論的。本文進一步研究發(fā)現(xiàn)，勞動力轉移處于公平流動階段時，社會信任水平才能對農(nóng)村勞動力轉移產(chǎn)生顯著促進作用。

六、結論與啟示

本文基于CFPS?2016年數(shù)據(jù)，從具有普遍意義的社會信任視角深入探討中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)問題，建立并實證檢驗社會信任影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的機制框架。研究發(fā)現(xiàn)：第一，社會信任水平更高、信任半徑更長的農(nóng)村勞動力，更有可能選擇非農(nóng)就業(yè)。為解決潛在的內生性問題，本文采用不同的社會信任衡量方式，并構建“區(qū)（縣）信任水平均值”和“區(qū)（縣）信任半徑均值”作為工具變量，計量結果均證實了社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進作用具有穩(wěn)健性。第二，社會信任主要通過增強風險承擔意愿、提升人力資本層次和延展社會網(wǎng)絡半徑，促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，這一結論揭示了社會信任促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策背后的深層原因。第三，進一步探究社會信任在農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)演進全過程中的作用，以及不同社會發(fā)展階段鑄就的歷史烙印差異性影響，發(fā)現(xiàn)社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，非農(nóng)就業(yè)的轉移程度越高；成長于社會法律制度更完善、勞動力流動自由度更高的社會環(huán)境中的農(nóng)村勞動力，所感知到的社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進作用更強。

中國長期存在的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結構以及安土重遷等文化習俗，決定了農(nóng)村勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉移的復雜性、艱巨性和長期性，集中表現(xiàn)為轉移規(guī)模龐大、轉移程度不深。促進農(nóng)村勞動力向非農(nóng)業(yè)充分轉移，增加勞動者收入、降低脫貧脆弱性，并進一步解決相對貧困問題，亟須通過社會信任建構新的發(fā)展動力源泉。本研究為理解社會信任與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)提供了新的微觀證據(jù)，也蘊含促進農(nóng)村勞動力充分轉移的政策啟示。第一，建設穩(wěn)定和諧社區(qū)、完善正規(guī)法治的政府治理，營造有利于非農(nóng)轉移的相互信任、互惠互利型發(fā)展環(huán)境，如提供豐富公共產(chǎn)品、組織多樣化社區(qū)活動，增加個體間交往與接觸以提升人際信任；加強反腐建設、提升懲惡揚善力度以促進社會信任發(fā)展。第二，健全職業(yè)教育和技能培訓制度安排、推動正規(guī)學歷教育參與，如結合互聯(lián)網(wǎng)技術開展新型技能培訓以降低農(nóng)村勞動力培訓成本；確保義務教育貫徹實施，加大對義務教育的宣傳強度和財政補貼力度，提升農(nóng)村勞動力選擇學歷教育積極性。第三，推動構建就業(yè)信息正規(guī)化、求職程序標準化、城鄉(xiāng)流動融合化的新時代勞動力市場，促進農(nóng)村地區(qū)就業(yè)類民間組織多元化發(fā)展，發(fā)展正式組織與非正式組織相結合的就業(yè)信息網(wǎng)絡，暢通崗位需求與勞動供給適配渠道，提高農(nóng)村勞動力職業(yè)匹配效率。第四，持續(xù)完善社會管理體系制度、深化城鄉(xiāng)戶籍制度改革，優(yōu)化社會信任培育環(huán)境、消除勞動力流動制度性歧視，進一步構建平等參與、共建共享的價值觀體系，降低勞動力流動壁壘，促進農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。

參考文獻：

［1］費孝通.鄉(xiāng)土中國［M］.?北京：人民出版社，2008：3.

［2］張維迎，柯榮住.信任及其解釋：來自中國的跨省調查分析［J］.經(jīng)濟研究，2002（10）：5970.

［3］翟學偉.信任的本質及其文化［J］.社會，2014（1）：126.

［4］翟學偉.社會流動與關系信任：也論關系強度與農(nóng)民工的求職策略［J］.社會學研究，2003（1）：111.

［5］劉一偉，刁力.社會資本、非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民貧困［J］.華南農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2018（2）：6171.

［6］郭云南，姚洋.宗族網(wǎng)絡與農(nóng)村勞動力流動［J］.管理世界，2013（3）：6981.

［7］蔣乃華，卞智勇.社會資本對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響：來自江蘇的實證［J］.管理世界，2007（12）：158159.

［8］羅美娟，申小亮.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［J］.西北人口，2021（6）：4760.

［9］FUKUYAMA?F.?Social?capital?and?civil?society［R］.?IMF?Working?Paper，?2000.

［10］BOTZEN?W?J?W，?AERTS?J?C?J?H，?VAN?DEN?BERGH?J?C?J?M.?Willingness?of?homeowners?to?mitigate?climate?risk?through?insurance［J］.?Ecological?Economics?，2009，?68（8/9）：22652277.

［11］周廣肅，謝絢麗，李力行.信任對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響及機制探討［J］.管理世界，2015（12）：121129.

［12］王建.正規(guī)教育與技能培訓：何種人力資本更有利于農(nóng)民工正規(guī)就業(yè)？?［J］.中國農(nóng)村觀察，?2017（1）：113126.

［13］尼克拉斯.信任：一個社會復雜性的簡化機制［M］.瞿鐵鵬，李強，譯.上海：上海世紀出版集團，?2005：3040.

［14］丁從明，吳羽佳，秦姝媛，等.社會信任與公共政策的實施效率：基于農(nóng)村居民新農(nóng)保參與的微觀證據(jù)［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2019（5）：109123.

［15］TSAI?W，?GHOSHAL?S.?Social?capital?and?value?creation：?the?role?of?intrafirm?networks［J］.?Academy?of?Management?Journal，?1998，41（4）：464476.

［16］楊蕓，趙燕.民間組織與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的關系研究：來自CGSS的證據(jù)［J］.南開經(jīng)濟研究，?2020（1）：98114.

［17］丁從明，周穎，梁甄橋.南稻北麥、協(xié)作與信任的經(jīng)驗研究［J］.經(jīng)濟學（季刊），2018（2）：579608.

［18］GUISO?L，?SAPIENZA?P，?ZINGALES?L.?The?role?of?social?capital?in?financial?development［J］.?American?Economic?Review，?2004，94（3）：?526556.

［19］LIM?C，?IM?D?K，?LEE?S.?Revisiting?the?“trust?radius”?question：?individualism，?collectivism，?and?trust?radius?in?South?Korea［J］.?Social?Indicators?Research，?2021，153：?149171.

［20］胡安寧.差序格局，“差”、“序”幾何：針對差序格局經(jīng)驗測量的一項探索性研究［J］.社會科學，2018（1）：6474.

［21］葛永波，陳虹宇，趙國慶.金融排斥視角下非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為研究［J］.當代經(jīng)濟科學，2021（3）：1631.

［22］張景娜，朱俊豐.互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)村勞動力轉移程度：兼論對家庭分工模式的影響［J］.財經(jīng)科學，2020（1）：93105.

［23］高虹，陸銘.社會信任對勞動力流動的影響：中國農(nóng)村整合型社會資本的作用及其地區(qū)差異［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010（3）：1224.

［24］WANG?Y?D，?EMURIAN?H?H.?An?overview?of?online?trust：?concepts，?elements，?and?implications［J］.?Computers?in?Human?Behavior，?2005，21（1）：105125.

［25］陳海鵬，沈倩嶺，李后建.安土重遷，黎民之性：儒家文化對農(nóng)民外出務工的影響［J］.當代經(jīng)濟科學，2021（6）：124132.

［26］謝申祥，范鵬飛，郭麗娟.互聯(lián)網(wǎng)對企業(yè)生存風險的影響與異質性分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，?2021（3）：140159.

［27］馬莉莉，李泉.中國投資者的風險偏好［J］.統(tǒng)計研究，2011（8）：6372.

［28］范和生，范榮躍.農(nóng)村民間組織的發(fā)展及其在現(xiàn)代化中的獨特貢獻［J］.中國行政管理，2008（6）：8587.

［29］泰勒，佩普盧，西爾斯.社會心理學［M］.崔麗娟，王彥，等譯.上海：上海人民出版社，2010：10.

［30］張廣勝，田洲宇.改革開放四十年中國農(nóng)村勞動力流動：變遷、貢獻與展望［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2018（7）：2335.

編輯：鄭雅妮，高原