鄧 睿

一、引言

以人為核心的新型城鎮(zhèn)化的重要目標(biāo)之一在于幫助農(nóng)民工實現(xiàn)城市安居樂業(yè)的夢想，而提升這一群體的就業(yè)質(zhì)量則是圓夢的基礎(chǔ)。為此，中國共產(chǎn)黨十九大報告明確指出促進(jìn)農(nóng)民工等群體多渠道實現(xiàn)更高質(zhì)量和更充分就業(yè)。在影響就業(yè)質(zhì)量的因素中，人力資本被認(rèn)為是進(jìn)入勞動力市場的門檻條件，基于搜尋匹配理論可將農(nóng)民工就業(yè)理解為具有特定人力資本的個體與需要特定人力資本的雇主，通過市場機(jī)制達(dá)到工作匹配的均衡行為。然而中國勞動力市場的經(jīng)驗事實顯示，相當(dāng)一部分農(nóng)民工未經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)的市場搜尋匹配卻實現(xiàn)了就業(yè)，意味著可能存在與市場機(jī)制并存的資源流動渠道。以林南等為代表的社會學(xué)家認(rèn)為，就業(yè)信息傳遞并不完全是依靠市場機(jī)制實現(xiàn)的，還有社會網(wǎng)絡(luò)和組織行為。尤其是中國的城市勞動力市場兼具強(qiáng)競爭性和制度分割的復(fù)合特征(章元、陸銘，2009)，中國社會又通常被描述為一個典型的關(guān)系型社會(Bian和Ang，1997)，社會資本在工作生活中扮演著重要角色。在缺乏有效的市場匹配機(jī)制時，農(nóng)村勞動力往往依靠社會資本的動員機(jī)制獲取就業(yè)信息，強(qiáng)化隱性保險，降低交易成本并實現(xiàn)工作匹配。

可以認(rèn)為，與人力資本一樣，社會資本同樣是影響個體生存福利乃至就業(yè)表現(xiàn)的關(guān)鍵因素，尤其是對人力物質(zhì)資本相對匱乏的農(nóng)民工而言，社會資本作為一種重要的資源配置替代機(jī)制，是行動者獲取優(yōu)勢就業(yè)資源的重要渠道(Stam等，2014)。在實證領(lǐng)域，一些文獻(xiàn)就社會資本的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行了印證，但研究結(jié)論并不統(tǒng)一，尤其是針對社會資本對農(nóng)民工工資收入這一核心勞動力市場結(jié)果有何影響，目前的經(jīng)驗證據(jù)莫衷一是。這種現(xiàn)象的存在引發(fā)了對社會資本就業(yè)效應(yīng)評估的反思。從勞動力市場結(jié)果的衡量來看，工資收入這一單維度指標(biāo)可能無法完全反映農(nóng)民工的就業(yè)表現(xiàn)，需重新審視勞動力市場結(jié)果的衡量問題，才能客觀認(rèn)知社會資本在農(nóng)民工就業(yè)過程中到底扮演著何種角色。從社會資本的回報差異來看，社會資本就業(yè)效應(yīng)的結(jié)論分歧，可能是由于群體間因動員策略、行動努力及對制度反應(yīng)的不同而導(dǎo)致相同社會資本對不同特征的農(nóng)民工產(chǎn)生差異化回報，說明社會資本對農(nóng)民工勞動力市場結(jié)果的影響在群體內(nèi)部存在分布異質(zhì)性。從勞動力市場的屬性來看，中國城市勞動力市場呈現(xiàn)典型的分割特征，如果在考察社會資本對農(nóng)民工勞動力市場結(jié)果的影響時，未能考慮勞動力市場的異質(zhì)特征，可能會混淆社會資本的就業(yè)效用邊界。

社會資本對農(nóng)民工勞動力市場結(jié)果究竟有何影響？這種影響是否因社會資本回報差異和勞動力市場分割特征而呈現(xiàn)異質(zhì)性？這些問題在現(xiàn)有文獻(xiàn)中尚未得到合理評估。本文利用2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)對上述問題進(jìn)行了系統(tǒng)檢驗。本文的潛在貢獻(xiàn)包括以下幾方面：第一，不同于既有研究重點關(guān)注社會資本的初職獲取效應(yīng)和工資收入效應(yīng)，本研究擬從綜合性的就業(yè)質(zhì)量視角系統(tǒng)評估社會資本對農(nóng)民工勞動力市場結(jié)果的總體影響，力求對社會資本的就業(yè)效應(yīng)進(jìn)行全面檢視。第二，不同于既有研究側(cè)重考察社會資本對農(nóng)民工勞動力市場結(jié)果的平均影響效應(yīng)，本研究考慮到社會資本的回報差異，聚焦于刻畫社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量影響的分位數(shù)變動特征，以準(zhǔn)確反映農(nóng)民工社會資本就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)的演化趨勢。第三，本研究進(jìn)一步引入了中國勞動力市場分割這一特殊制度背景，旨在就社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量可能存在的勞動力市場分割效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗，為科學(xué)研判社會資本在農(nóng)民工城市就業(yè)過程中的作用及限度提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻(xiàn)述評與理論分析

社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的作用機(jī)制主要體現(xiàn)在，通過社會資本動員的關(guān)系資源可在勞動力市場中形成信息成本降低機(jī)制和社會交換機(jī)制，進(jìn)而幫助農(nóng)民工獲得各項待遇較好的工作。一方面，社會資本傳遞的信息資源能夠幫助農(nóng)民工克服勞動力市場中信息不對稱的弊端，為其提供更為充分的就業(yè)機(jī)會，從而降低農(nóng)民工的工作搜尋成本，幫助他們盡快找到高質(zhì)量的就業(yè)崗位。另一方面，社會資本內(nèi)嵌的人情資源往往能夠形成社會交換機(jī)制，有助于克服農(nóng)民工自身存在的人力資本缺陷。農(nóng)民工可通過向其提供幫助的中間人這一關(guān)系渠道與雇用方建立聯(lián)系，借此向雇用方施加影響，從而在求職前后通過長期的人情互惠與交換以實現(xiàn)就業(yè)回報。即便在人力資本處于同等條件甚至稍弱于競爭者時，農(nóng)民工也能夠憑借人情資源獲得高于自身資質(zhì)的就業(yè)崗位(郭小弦，2017)。

既有研究在評估農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)時，側(cè)重檢驗社會資本對農(nóng)民工工資收入這一核心勞動力市場結(jié)果有何影響。一部分學(xué)者基于社會資本的存量規(guī)模、類型構(gòu)成、形態(tài)轉(zhuǎn)換及與市場化進(jìn)程的互動等視角印證了社會資本對農(nóng)民工工資收入的促增效應(yīng)(Cheng和Wang，2012；王春超、周先波，2013；葉靜怡、武玲蔚，2014；Wang等，2015；梁海兵，2018)。但也有文獻(xiàn)指出，農(nóng)民工利用社會資本所獲得的工作崗位無法直接提升其工資水平，只能幫助其流動到距離經(jīng)濟(jì)增長“核心”地區(qū)更近的城市勞動力市場。在控制了社會資本的內(nèi)生性后，也僅有微弱的證據(jù)能夠表明，擁有更多的社會資本能夠直接增加農(nóng)民工的工資水平，社會資本的主要作用不在于直接影響勞動力市場中的供求均衡價格，而可能是通過崗位分配來影響勞動者的就業(yè)機(jī)會(章元、陸銘，2009)。上述結(jié)論分歧意味著完全用工資收入度量農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量可能有失偏頗。一方面，工資收入是絕對值，如果是以較長勞動時間換取收入增加，顯然不足以證明農(nóng)民工的真實勞動待遇；另一方面，就業(yè)崗位的穩(wěn)定性及其福利待遇同樣是就業(yè)質(zhì)量的重要觀測指標(biāo)。對此，Erhel和Guergoatlariviere(2015)的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)從工資水平、勞動時間、崗位穩(wěn)定性、福利待遇等維度衡量勞動者的綜合就業(yè)表現(xiàn)，這為考察社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響提供了較為完善的分析框架。

當(dāng)然，對于農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)評估還要充分考慮社會資本的回報差異和中國勞動力市場的制度分割特征。從社會資本的回報差異來看，Lin(2001)認(rèn)為社會資本影響勞動力市場結(jié)果差距的一個重要渠道便是社會資本存在回報欠缺(Return Deficit)，主要指由于群體間資源動員方式、行動努力程度等的不同而引起的社會資本對不同個體的效用差異，也即是社會資本回報在不同群體中存在著分布異質(zhì)性。正如一個經(jīng)典論題所言：窮人和富人的社會資本回報率孰高孰低？一種解釋認(rèn)為，社會資本作為投入要素也應(yīng)服從邊際產(chǎn)出的遞減規(guī)律，相對富人而言，窮人由于普遍擁有更少的社會資本，其資本回報率可能更高(Narayan和Pritchett，1999)；同時社會資本具有借助規(guī)范實現(xiàn)集體行動的特征，而窮人因投資其他替代物的能力更弱，更依賴于社會規(guī)范并易于發(fā)揮社會資本的動員效應(yīng)(Collier，2002)。然而也有研究給出了另一種解釋，從社會資本具有的達(dá)高性、廣泛性的質(zhì)量維度來看，窮人獲取高質(zhì)量社會資本以及動員優(yōu)質(zhì)社會資源的能力顯然劣于富人，其社會資本回報率也可能低于富人(Lin，2001；周曄馨，2012)。就農(nóng)民工群體而言，其城市就業(yè)的異質(zhì)性已得到諸多文獻(xiàn)的支持，如果僅采用線性回歸模型考察社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量期望的影響，則實證結(jié)論很有可能因所選樣本的內(nèi)部特征差異而出現(xiàn)分歧。因此，探尋社會資本的就業(yè)質(zhì)量回報效應(yīng)在不同農(nóng)民工群體中的分布特征變得尤為必要，而且通過觀測社會資本對就業(yè)質(zhì)量不同分位點的影響趨勢，顯然更利于全面把握這一群體在提升就業(yè)質(zhì)量過程中所面臨的社會資本約束。

從農(nóng)民工所處的勞動力市場屬性來看，中國城市勞動力市場具有典型的分割特征，如果社會資本能夠隨市場化發(fā)展而產(chǎn)生不同的資源效用，那么市場化最為直接的呈現(xiàn)載體——“勞動力市場”必然能捕捉這種異質(zhì)效應(yīng)。因此，通過分離勞動力市場來間接分離社會資本效用邊界的做法，顯然比在時空范圍內(nèi)討論社會資本的動員效果更為準(zhǔn)確(張文宏、張莉，2012)。這意味著勞動力市場并不是同質(zhì)化系統(tǒng)，它的不同領(lǐng)域、部門乃至微觀特征構(gòu)成在市場化的范圍、速度及深度等方面都存在顯著差異，而基于這些差異所形成的特定勞動力市場具有不同的制度環(huán)境和競爭條件，制度的不確定性與競爭壓力共同制約社會資本的作用空間，使社會資本所影響的就業(yè)過程存在效用邊界上的區(qū)分(邊燕杰等，2012)。有研究基于這一思路，將勞動力市場中關(guān)系網(wǎng)運作的邊界劃分為工作所有制性質(zhì)、工作的市場競爭程度和工作崗位技術(shù)要求三個方面(黃先碧，2015)，工作所有制性質(zhì)主要反映出轉(zhuǎn)軌過程中的“體制洞”等因素對社會資本作用邊界的影響(Bian，2002)；工作市場競爭程度的不同會引導(dǎo)求職者在面對制度不確定時，采取“非制度化生存”策略來提高自己在低端或高端勞動力市場中的相對競爭力(孫立平，2004)；工作崗位技術(shù)要求則從微觀的工作特征出發(fā)闡釋了關(guān)系網(wǎng)作用的限度。這意味著社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響效應(yīng)，很可能因農(nóng)民工所處的單位所有制分割、低端和高端勞動力市場分割、行業(yè)分割等特征而出現(xiàn)差異。

綜合上述理論分析思路，本研究認(rèn)為在評估農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)時，不僅要關(guān)注社會資本對農(nóng)民工綜合就業(yè)質(zhì)量指數(shù)的總體影響，還應(yīng)從社會資本回報差異和勞動力市場分割的雙重視角對社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)分異進(jìn)行準(zhǔn)確刻畫。

三、數(shù)據(jù)來源、變量設(shè)定與估計方法

(一)數(shù)據(jù)來源

實證數(shù)據(jù)主要來自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心2014年在全國29個省市(自治區(qū))開展的中國勞動力動態(tài)調(diào)查(CLDS)，CLDS2014調(diào)查采用PPS抽樣法，對象為15-64歲之間的勞動力，內(nèi)容聚焦于勞動力在社區(qū)、家庭、個體三個層面上的現(xiàn)狀與變遷，樣本規(guī)模為401個村居和14214戶家庭，具有較好的代表性。本研究的核心議題是實證檢驗社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響，依據(jù)流動非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)戶籍兩個標(biāo)準(zhǔn)，從CLDS調(diào)查數(shù)據(jù)庫中篩選符合研究范圍的農(nóng)民工樣本。由于CLDS2014個體問卷是根據(jù)被訪者現(xiàn)居住地展開的訪問調(diào)查，主要以輸入地社區(qū)為考察范疇，首先根據(jù)“被訪者戶口不在本地區(qū)(本鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道地域內(nèi))”判斷篩選出流動人口，然后根據(jù)“目前戶口性質(zhì)”判斷篩選出屬于農(nóng)業(yè)戶籍的流動人口，最后根據(jù)工作狀態(tài)剔除目前無工作的樣本，同時對涉及社會資本、就業(yè)質(zhì)量構(gòu)造的相關(guān)變量以及遺漏關(guān)鍵信息的樣本進(jìn)行清洗，最終確定1575個有效分析樣本。此外，出于社會資本測度指標(biāo)選擇和工具變量構(gòu)造需要，實證研究中還使用了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

1.被解釋變量——農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量

借鑒Erhel和Guergoatlariviere(2015)的客觀就業(yè)質(zhì)量指數(shù)框架，主要從工資水平、勞動時間、崗位穩(wěn)定性和福利待遇等維度確定就業(yè)質(zhì)量的測量指標(biāo)：其中工資水平是農(nóng)民工城市勞動力市場結(jié)果的核心表征，也是衡量農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的關(guān)鍵指標(biāo)；如果高收入是由長時間、超負(fù)荷勞動換取的，顯然并不能代表就業(yè)質(zhì)量的提升，勞動時間也是就業(yè)質(zhì)量衡量中需考慮的重要指標(biāo)，這里結(jié)合勞動法規(guī)定用“周工作小時數(shù)表示”；勞動合同反映了農(nóng)民工就業(yè)的穩(wěn)定程度，尤其是對工資性就業(yè)者來說，簽訂勞動合同意味著正規(guī)就業(yè)，顯然有助于提升就業(yè)質(zhì)量，主要用“是否簽訂固定勞動合同”來表示農(nóng)民工就業(yè)的崗位穩(wěn)定性；農(nóng)民工的福利待遇往往是通過其對城市社會保障的可及性來反映，在五類核心社會保險項目中，工傷保險、生育保險、失業(yè)保險等保險項目因個體性別、行業(yè)、雇傭特征的不同并非適用于所有勞動者，因而主要選取“城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險參與情況”作為福利待遇維度的代理變量(參見表1)。

表1 農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)的界定與測量

借鑒Leschke和Watt(2014)的相關(guān)研究對就業(yè)質(zhì)量各構(gòu)成指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

(1)

(2)

2.核心解釋變量——社會資本

借鑒Putnam(1993)從網(wǎng)絡(luò)、信任、規(guī)范等維度所界定的社會資本經(jīng)典定義，本文認(rèn)為農(nóng)民工社會資本不僅包括其在務(wù)工地社會網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模與結(jié)構(gòu)，也包括社會網(wǎng)絡(luò)間的信任程度，測量維度包括網(wǎng)絡(luò)投入、網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)和網(wǎng)絡(luò)信任。網(wǎng)絡(luò)投入維度反映了農(nóng)民工社會資本的投資性，可從農(nóng)民工為進(jìn)行社會資本投資而開展的時間和金錢投入兩方面衡量。從時間投入來看，根據(jù)網(wǎng)絡(luò)成員的互動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，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)量和請人及陪朋友吃飯頻率分別作為強(qiáng)關(guān)系和弱關(guān)系投入的代理變量。從金錢投入來看，沿用楊汝岱等(2011)的做法，使用家庭上一年禮金支出總額作為資金投入的代理變量(3)該變量數(shù)據(jù)來自CLDS2014家庭問卷的“2013年家庭全年消費支出情況中的禮品和禮金支出總額”題項，除資金投入代理指標(biāo)外，其他變量數(shù)據(jù)均來自CLDS2014個體問卷。。網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)維度集中表現(xiàn)為嵌入在農(nóng)民工關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的社會資源質(zhì)量。社會網(wǎng)絡(luò)成員所處的社會層級越高，越可能接觸高質(zhì)量的稀缺資源并構(gòu)建相應(yīng)的社會網(wǎng)絡(luò)，網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)維度的第一個指標(biāo)可從農(nóng)民工對自身所處的社會階層認(rèn)知來衡量。網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)維度還涉及社會網(wǎng)絡(luò)成員在政治資源和組織資源中的嵌入程度，通過考察農(nóng)民工對務(wù)工地社區(qū)居委會選舉的參與情況來衡量網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中的政治資源，通過考察農(nóng)民工參加務(wù)工地社區(qū)社會組織(4)社區(qū)社會組織主要包括社工機(jī)構(gòu)、業(yè)主委員會、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，只要參加一種社會組織即入選對應(yīng)題項。情況來衡量網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中的組織資源。網(wǎng)絡(luò)信任維度反映出社會網(wǎng)絡(luò)成員間的合作博弈，決定了社會網(wǎng)絡(luò)的緊密程度。將信任維度社會資本劃分為特殊人際信任、一般人際信任和社會信任三個指標(biāo)。特殊人際信任主要指農(nóng)民工與熟人親戚群體之間的信任程度，用農(nóng)民工認(rèn)為在遇到困難時能夠討論的親戚熟人數(shù)量來表示；一般人際信任主要通過農(nóng)民工對務(wù)工地社區(qū)鄰里、街坊及其他居民的信任態(tài)度來反映；社會信任主要通過考察農(nóng)民工對社會上大多數(shù)人的信任程度來反映。社會資本各維度的測量指標(biāo)說明及統(tǒng)計特征參見表2。

表2 農(nóng)民工社會資本指標(biāo)的界定與測量

為分析社會資本構(gòu)成指標(biāo)間的相對重要性，將以上變量納入因子分析，KMO 值為0.693，Bartlett球形度檢驗的P值小于0. 00，說明適合因子分析。以特征值大于1為標(biāo)準(zhǔn)保留4個因子(累積方差解釋率達(dá)到73.85%)，為使各因子實際含義更明顯，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(參見表3)。因子1命名為網(wǎng)絡(luò)投入社會資本特征因子，依次在強(qiáng)關(guān)系投入A11、弱關(guān)系投入A21、弱關(guān)系投入A22、資金投入A31變量上載荷最大。因子2為網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)社會資本特征因子，依次在網(wǎng)絡(luò)層級B11、政治資源B21、組織資源B31變量上載荷最大。因子3和因子4分別在特殊人際信任C11、特殊人際信任C12變量與一般人際信任C21、社會信任C31變量上載荷最大。這4個指標(biāo)實際上都隸屬于網(wǎng)絡(luò)信任維度，但因子分析處理后被歸納為2個公共因子，因子3可命名為特殊人際信任社會資本特征因子，因子4可稱為一般社會信任社會資本特征因子。

表3 因子旋轉(zhuǎn)后農(nóng)民工社會資本的因子載荷矩陣

在通過上述步驟確定了農(nóng)民工社會資本的公共因子個數(shù)后，進(jìn)一步運用下式將保留的公共因子綜合為一個總的社會資本指數(shù)(Soc)：

(3)

其中n為公因子數(shù)，λi為第i個因子的方差貢獻(xiàn)率，fi為第i個因子的因子得分。為使變量含義更加直觀對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

3.其他控制變量

主要是對就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生潛在影響的幾組特征變量：一組是農(nóng)民工的個體特征及家庭特征，包括性別、婚姻、年齡、健康狀況、教育水平、政治面貌、父親教育背景和老家土地等變量。其中健康狀況、教育水平和政治面貌反映了農(nóng)民工在城市務(wù)工時的人力資本和政治資本存量。教育的代際流動性可能導(dǎo)致子女就業(yè)機(jī)會不平等(陳東、黃旭鋒，2015)，父親教育背景與農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量可能存在一定關(guān)聯(lián)。雖然農(nóng)民工離開家鄉(xiāng)，但土地仍是其與身份屬性不可分割的紐帶，土地資源稟賦對農(nóng)民工外出務(wù)工決策乃至市民化都可能產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響(王子成、趙忠，2013)。另一組是農(nóng)民工的務(wù)工特征和工作組織特征，包括從事當(dāng)前工作年限、工作轉(zhuǎn)換次數(shù)、技術(shù)培訓(xùn)、所在單位性質(zhì)、所處行業(yè)以及職業(yè)類型(5)行業(yè)劃分和職業(yè)類型變量的設(shè)置主要根據(jù)被訪者針對行業(yè)類型和工作內(nèi)容題項填寫的具體內(nèi)容并參照編碼歸類整理得到。等。從業(yè)年限、工作轉(zhuǎn)換次數(shù)以及技術(shù)培訓(xùn)等務(wù)工特征變量反映了農(nóng)民工從事非農(nóng)就業(yè)的工作經(jīng)歷、工作經(jīng)驗以及工作能力，顯然與其當(dāng)前的就業(yè)質(zhì)量緊密相關(guān)(龔文海等，2015)。而工作組織特征集中體現(xiàn)了農(nóng)民工所在的勞動組織環(huán)境對其行為動機(jī)乃至就業(yè)質(zhì)量的影響(王春超等，2017)。最后一組為宏觀特征變量。農(nóng)民工在城市勞動力市場中的就業(yè)機(jī)會往往與所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的就業(yè)機(jī)會外溢效應(yīng)更為明顯，往往也使農(nóng)民工有著更高的就業(yè)概率。使用滯后一期的市場化指數(shù)作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的代理變量，通過該變量與社會資本的交叉回歸也有助于觀測市場化進(jìn)程中社會資本就業(yè)效應(yīng)的變動趨勢。此外還控制了地區(qū)虛擬變量，用以捕捉一些與地區(qū)農(nóng)民工就業(yè)有關(guān)但無法觀測的特征。主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果參見表4。

(三)估計方法

在進(jìn)行計量分析時需注意，由于遺漏變量、選擇偏差以及雙向因果關(guān)系的潛在性，社會資本對勞動力市場結(jié)果的影響可能面臨內(nèi)生困擾(Mouw，2006)，對此，工具變量是一種較為有效的方法，后續(xù)實證分析將重點運用兩階段最小二乘法和工具變量分位數(shù)回歸法，來進(jìn)一步識別社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。

表4 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

傳統(tǒng)工具變量估計一般通過兩階段最小二乘法(2SLS)實現(xiàn)，在第一階段分離出內(nèi)生解釋變量的外生部分：

(4)

(5)

其中X代表本文中的被解釋變量，Z代表工具變量，y代表被解釋變量。

但線性回歸僅能反映各解釋變量對就業(yè)質(zhì)量條件期望的影響，而無法刻畫解釋變量對就業(yè)質(zhì)量的條件分布規(guī)律，實際上在不同分位點上解釋變量對就業(yè)質(zhì)量的影響可能存在差異?；诖耍M(jìn)一步構(gòu)造工具變量分位數(shù)回歸模型(IVQR)來估計就業(yè)質(zhì)量條件分布的主要分位數(shù)：

YD=q(D,x,UD)

(6)

(6)式中YD是對應(yīng)不同政策變量D的潛在產(chǎn)出，q(·)表示潛在產(chǎn)出YD的τ分位數(shù)，x為外生變量。不可觀測變量通過UD影響YD，服從(0,1)分布，即U|x,z～Uniform(0,1)，其中z為工具變量。

D=δ(X,Z,V)

(7)

(7)式中δ(·)表示未知函數(shù)，X是模型中外生變量組成的矩陣，Z是工具變量矩陣，V包含一系列不可觀測的變量。假設(shè)IVQR服從以下線性模型：

q(d,x,τ)=d′α(τ)+x′β(τ)

(8)

(8)式中q(·)為τ的增函數(shù)，記θ(τ)={α(τ)′,β(τ)′}′。處理效應(yīng)通過q(d,x,τ)-q(d0,x,τ)表示，并控制不可觀測變量UD=τ。模型內(nèi)生性源于D與UD的相關(guān)性，導(dǎo)致θ(τ)估計值出現(xiàn)偏差。此時使用工具變量解決內(nèi)生性，通過下式估計θ(τ)：

P[Y≤q(d,x,τ)|z,x]=τ

(9)

其中X=x，D=d，且{Y≤q(d,x,τ)}等同于{U≤τ}，此時有：

(10)

其中ρτ(u)=u[τ-1(u〈0)]，f(·)由方程F(z,x)給出。

四、實證結(jié)果分析

(一)社會資本影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的2SLS回歸結(jié)果分析

首先不考慮社會資本的內(nèi)生性，就社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響進(jìn)行穩(wěn)健最小二乘回歸(OLS)。通過對模型進(jìn)行多重共線性檢驗發(fā)現(xiàn)，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。當(dāng)在估計模型中引入核心解釋變量社會資本和宏觀特征變量后，社會資本的回歸系數(shù)為0.0148，且通過了1%統(tǒng)計水平的顯著檢驗；依次引入個體家庭特征、務(wù)工特征以及工作組織特征變量后，社會資本的回歸系數(shù)依然顯著為正。然而社會資本在農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量方程中很可能是一個內(nèi)生變量，進(jìn)一步對核心解釋變量社會資本進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，發(fā)現(xiàn)“Hausman檢驗”的χ2(1)統(tǒng)計量為3.86，其P值為0.0494，可在5%顯著水平上拒絕“所有解釋變量均外生”的原假設(shè)，初步認(rèn)定社會資本為內(nèi)生變量；異方差穩(wěn)健的DWH檢驗結(jié)果顯示，“Wu-Hausman F檢驗”統(tǒng)計量F值為3.8673，P值為0.0494，“Durbin-Wu-Hausman檢驗”統(tǒng)計量為3.91235，P值為0.0479。綜上可認(rèn)為社會資本的確是模型中的內(nèi)生解釋變量。

下面主要基于工具變量的兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)一步檢驗社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。根據(jù)工具變量相關(guān)性和外生性條件，合適的工具變量必須與社會資本有關(guān)，但不直接影響就業(yè)質(zhì)量。以輸入地社區(qū)為抽樣單元的調(diào)查方式為構(gòu)造社會資本的工具變量提供了一種可能思路，流入地社區(qū)作為農(nóng)民工在務(wù)工地生活交往的重要載體，也為其社會資本的培育提供了客觀場域，本研究借助CLDS2014中的村居問卷調(diào)查題項，嘗試從社區(qū)層面選取農(nóng)民工個體社會資本的工具變量。借鑒Breda和Manning(2016)采用性別和種族多樣性來反映其對工作場域內(nèi)社會資本影響的研究思路，選擇的第一個工具變量是農(nóng)民工所在流入地社區(qū)的流動人口占比。一般而言，生活在特定區(qū)域的個體在選擇社交網(wǎng)絡(luò)時會尋找具有相似價值觀和生活方式的其他群體(Brueckner和Largey，2008)，由此形成的同質(zhì)群體的高密度生活有助于增加個體的社會資本(Wahba和Zenou，2005)。流入地社區(qū)中的農(nóng)民工相較于本地居民而言屬外來同質(zhì)群體，其社會交往具有“內(nèi)卷化”特征，社區(qū)流動人口占比越高，意味著這一群體的空間集聚特征越明顯，越有可能在群體內(nèi)部發(fā)展社會支持網(wǎng)絡(luò)，顯然有助于豐富其群內(nèi)社會資本；同時，由于農(nóng)民工工作區(qū)域和生活場域的相對分離，社區(qū)層面的流動人口占比很難直接影響農(nóng)民工在務(wù)工地就業(yè)過程中的內(nèi)部競爭程度及個體化的勞動力市場結(jié)果。借鑒Brady(2015)、Sin和Stillman(2017)采用個體與傳統(tǒng)組織的聯(lián)系作為社會資本代理變量的構(gòu)造思路，本文選擇的第二個工具變量是流入地社區(qū)以本地居民為主體的文化節(jié)慶活動的組織情況。理論上而言，農(nóng)民工所在社區(qū)組織以本地居民為主體的文化節(jié)慶活動的頻率越高，這種以本地人為主的活動平臺越容易形成屬于本群體的行為習(xí)慣和價值取向，對外來流動群體的排斥程度會越強(qiáng)，不利于農(nóng)民工進(jìn)行群際社會資本的拓展和培育；但本地居民的文化節(jié)慶活動并不會直接影響外來農(nóng)民工在務(wù)工地勞動力市場中的勞動行為乃至就業(yè)質(zhì)量。

通過對方程進(jìn)行2SLS回歸發(fā)現(xiàn)，一階段回歸的穩(wěn)健F統(tǒng)計值為13.644，大于通常臨界值10；根據(jù)Stock 和Yogo的弱工具變量檢驗法，“Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量”為13.723(6)在只有一個內(nèi)生解釋變量的情況下，F(xiàn)統(tǒng)計量應(yīng)與最小特征統(tǒng)計量相等，但由于這里使用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，故兩個統(tǒng)計量有一定差別。，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)，意味著不存在明顯的弱工具變量問題。此外，過度識別卡方檢驗的P值為0.2028，說明不存在過度識別問題。綜合上述檢驗可認(rèn)為選擇的兩個工具變量是有效的。表5列出了社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量影響的2SLS回歸結(jié)果，模型1引入了社會資本、個體特征以及宏觀特征變量，結(jié)果顯示社會資本的回歸系數(shù)為0.091，且通過了5%統(tǒng)計水平的顯著檢驗；模型2在模型1的基礎(chǔ)上引入務(wù)工特征變量，結(jié)果顯示社會資本的回歸系數(shù)有所降低，但依然顯著為正；模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入工作組織特征變量后，社會資本的回歸系數(shù)進(jìn)一步降低且通過了顯著檢驗。這說明在控制了特征變量并考慮了內(nèi)生性風(fēng)險后，社會資本的回歸系數(shù)顯著為正，說明社會資本的確有助于提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，社會資本每上升一個標(biāo)準(zhǔn)差，農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量水平將提升6.90個百分點左右。通常而言，社會資本在勞動力市場中一方面發(fā)揮信息機(jī)制效應(yīng)，通過提供有效的市場機(jī)會和崗位信息，可以顯著降低農(nóng)民工的搜尋交易成本，有助于獲得能夠帶來更高就業(yè)質(zhì)量的工作崗位；另一方面發(fā)揮人情機(jī)制效應(yīng)，幫助農(nóng)民工在與其他求職者處于同等競爭甚至稍弱地位時優(yōu)先獲取高質(zhì)量的工作崗位。

值得關(guān)注的是，社會資本在勞動力市場中所扮演的角色往往與市場化改革進(jìn)程緊密相連(郝君富、文學(xué)，2013)，市場化進(jìn)程的深入對社會資本的就業(yè)效應(yīng)具有強(qiáng)化和削弱兩種作用機(jī)制：一方面，市場化改革使勞動力的信息使用頻率提高，而人情網(wǎng)使用頻率降低，信息資源成為勞動力職業(yè)流動中的主流調(diào)節(jié)機(jī)制，社會資本在勞動力市場中的動員效應(yīng)將被削弱；另一方面，盡管市場化改革使勞動就業(yè)部門的分配權(quán)受到限制，但取而代之的是成倍增長的雇傭代理人，社會資本在職業(yè)流動中的使用頻率將會不降反增(邊燕杰、張文宏，2001)。進(jìn)一步實證考察市場化改革對農(nóng)民工社會資本就業(yè)效應(yīng)的影響。模型4在回歸時不僅加入社會資本與市場化程度的交叉項，也加入人力資本、政治資本與市場化程度的交叉項，以系統(tǒng)分析農(nóng)民工所擁有的三種主要資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)在市場化進(jìn)程中的演化特征?？梢钥闯?，社會資本的回歸系數(shù)依然顯著為正，但其系數(shù)值進(jìn)一步減小。市場化程度變量的回歸系數(shù)為0.010，且通過了1%統(tǒng)計水平的顯著檢驗，說明市場化程度越高的地區(qū)，農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量也越好，這與現(xiàn)實基本吻合。社會資本與市場化程度交叉項的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明隨著市場化進(jìn)程的深入，社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)總體上可能有所消減，社會網(wǎng)絡(luò)機(jī)制在農(nóng)民工城市勞動力市場中的作用將有一部分被市場機(jī)制所替代。

(二)回報差異視角下社會資本影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的分位數(shù)變動特征

為解釋社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量是否存在回報差異，本文在2SLS回歸的基礎(chǔ)上使用工具變量分位數(shù)回歸方法，檢驗社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量在不同分位點上的影響效應(yīng)。本文選取了10%分位點、25%分位點、50%分位點、75%分位點和90%分位點，由表6可以看出，社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量10%分位點、25%分位點的影響并不顯著，而在50%分位點、75%分位點和90%分位點，社會資本的回歸系數(shù)顯著為正，分別為0.077、0.136和0.216。可以看出，隨著就業(yè)質(zhì)量分位點的不斷提升，社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的正向影響逐漸增強(qiáng)，回歸系數(shù)也越來越大，這反映出社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響效應(yīng)的確存在一定的回報欠缺，集中表現(xiàn)為社會資本對就業(yè)質(zhì)量條件分布高端的影響遠(yuǎn)大于對低端的影響。引發(fā)這一現(xiàn)象的原因可能在于：一方面，目前處在不同就業(yè)質(zhì)量水平的農(nóng)民工的城市生活動機(jī)存在差異，就業(yè)質(zhì)量較好的農(nóng)民工具有相對強(qiáng)烈的城市發(fā)展動機(jī)，他們必須更多地面對在城市勞動力市場中與本地居民的就業(yè)競爭，就業(yè)競爭的存在使處于相對弱勢地位的農(nóng)民工更注重社會資本的動員與維護(hù)，以保證自己在城市勞動力市場中維持競爭力，這可能使其更關(guān)注社會資本的就業(yè)效用；而就業(yè)質(zhì)量較差的農(nóng)民工一般具有更為強(qiáng)烈的生存理性，低端勞動力市場中與他們形成競爭的又多為同輩群體，這使他們在進(jìn)入城市勞動力市場時更關(guān)注生存收入，可能并不太在意社會資本的維護(hù)。另一方面，不同就業(yè)質(zhì)量水平農(nóng)民工的社會資源整合能力存在差異，城市生活中維護(hù)社會網(wǎng)絡(luò)資源的成本較高，當(dāng)就業(yè)質(zhì)量較差的農(nóng)民工需要社會資本進(jìn)行就業(yè)協(xié)助時，在考慮社會網(wǎng)絡(luò)資源動員的成本收益后，可能無力也不愿意支付動員成本，反而可能會選擇使用少數(shù)最為緊密的社會關(guān)系或放棄使用社會資源，而寧愿轉(zhuǎn)換到其他平行待遇的崗位上；就業(yè)質(zhì)量高的農(nóng)民工通過支付社會網(wǎng)絡(luò)資源的動員成本可能會預(yù)期獲得更為客觀的就業(yè)收益，有能力也愿意通過動員社會資本來提高自身的就業(yè)質(zhì)量。此外，觀察市場化程度與社會資本的交叉項可以發(fā)現(xiàn)，它們對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的負(fù)向影響在50%分位點以后漸趨顯現(xiàn)，這與社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的分位數(shù)回歸結(jié)果是基本對應(yīng)的，反映出市場化改革對社會資本就業(yè)效應(yīng)的沖擊在高就業(yè)質(zhì)量水平農(nóng)民工群體中可能表現(xiàn)得更為突出。

表5 社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響：2SLS回歸

表6 社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響：工具變量分位數(shù)回歸

(三)勞動力市場分割視角下社會資本影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的異質(zhì)特征分析

進(jìn)一步通過分離勞動力市場來分離社會資本的效用邊界，從勞動力市場分割視角，運用工具變量分位數(shù)回歸重點分析社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量在不同分位點上的影響變動特征。勞動力市場中關(guān)系網(wǎng)運作的邊界可劃分為工作所有制性質(zhì)、工作的市場競爭程度和工作崗位技術(shù)要求三方面，大體對應(yīng)了橫向的體制內(nèi)外分割、縱向的低端和高端分割、基于行業(yè)特征的微觀分割三種勞動力市場分割狀態(tài)。由于進(jìn)入體制內(nèi)勞動力市場的農(nóng)民工規(guī)模很小，本部分重點從低高端勞動力市場分割和行業(yè)分割視角出發(fā)，實證檢驗農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)是否存在差異。

1.低高端勞動力市場分割背景下農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)分異

高端勞動力市場和低端勞動力市場的進(jìn)入渠道明顯存在差異，高端勞動力市場一般存在較高的準(zhǔn)入門檻，導(dǎo)致農(nóng)民工進(jìn)入該市場時社會資本的動員效用有限，主要依靠人力資本存量，而低端勞動力市場的人力資本門檻較低，此時非正式社會網(wǎng)絡(luò)在求職過程中的作用將被放大。依據(jù)職業(yè)類型將勞動力市場劃分為低端和高端勞動力市場兩類(7)中國農(nóng)民工群體雖大多在低端勞動力市場中就業(yè)，但仍有一部分屬于技術(shù)工人或經(jīng)營管理群體，同時本文所指的高端和低端勞動力市場是一種基于農(nóng)民工工作屬性的相對劃分，主要以職業(yè)類型為依據(jù)，高端勞動力市場勞動者主要包括專業(yè)技術(shù)人員、企事業(yè)單位經(jīng)營管理者等，低端勞動力市場勞動者包括一般商業(yè)服務(wù)業(yè)人員、產(chǎn)業(yè)工人以及其他勞動者。，利用工具變量分位數(shù)回歸對兩個子樣本進(jìn)行分析。表7的回歸結(jié)果顯示，社會資本對低端勞動力市場農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的正向影響在50%、75%和90%分位點較為顯著，同時伴隨分位點上升其影響程度也不斷增強(qiáng)，而對高端勞動力市場農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的促增效應(yīng)主要集中在10%、25%和50%分位點，但其影響程度隨分位點上升而漸趨式微。總體來看社會資本在競爭更為激烈的低端勞動力市場中可能扮演著更為重要的角色。此外，社會資本的就業(yè)質(zhì)量提升效應(yīng)在低端和高端勞動力市場各自內(nèi)部也存在影響程度上的強(qiáng)弱區(qū)分，低端勞動力市場中，社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的促增效應(yīng)在50%及以上分位點大幅躍升，而對高端勞動力市場農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響在高分位點上已相對微弱，集中反映為社會資本對低端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量相對較好農(nóng)民工和高端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量相對較差農(nóng)民工的正向影響效應(yīng)強(qiáng)烈，而對低端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量相對較差農(nóng)民工和高端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量相對較好農(nóng)民工的提升作用比較有限。

這一現(xiàn)象可能需從低端和高端勞動力市場內(nèi)部具體工作的飽和程度、準(zhǔn)入門檻以及競爭壓力等方面尋找解釋。勞動力市場的低高端劃分是基于就業(yè)屬性所進(jìn)行的直觀區(qū)分，而在兩個勞動力市場內(nèi)部也各自存在具體的工作類別差異。低端勞動力市場內(nèi)部農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量也存在優(yōu)劣之分，就業(yè)質(zhì)量較差的農(nóng)民工多數(shù)可能集中在競爭最為激烈的無保障行業(yè)，這類勞動力在勞動力市場中一直處于嚴(yán)重供過于求的狀態(tài)，即便依靠非正式的社會資本，也很難改變勞動力市場上長期形成的均衡工資及待遇水平，因而對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響也較?。幌喾矗瑢μ幵诘投藙趧恿κ袌鲋芯蜆I(yè)質(zhì)量相對較好的農(nóng)民工而言，因存在一定的工作準(zhǔn)入門檻，可能面臨的就業(yè)競爭相對并不激烈，反而更利于發(fā)揮社會資本的動員效用。在高端勞動力市場中，中高分位點上教育水平、技術(shù)培訓(xùn)等變量對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響效應(yīng)明顯強(qiáng)于社會資本的作用，說明對就業(yè)質(zhì)量較好的農(nóng)民工而言，其工作進(jìn)入渠道可能主要依賴于人力資本，此時社會資本起到的作用相對有限；而就業(yè)質(zhì)量相對較差的農(nóng)民工所從事工作的人力資本門檻在該市場中可能相對較低，工作崗位的競爭也比較激烈，此時可能更需要社會資本的就業(yè)動員作用。

表7 低高端勞動力市場分割對農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)的影響

2.行業(yè)分割背景下農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)分異

根據(jù)工作屬性將農(nóng)民工所在的行業(yè)劃分為建筑業(yè)、制造業(yè)和服務(wù)業(yè)三類，利用工具變量分位數(shù)回歸分別對三個子樣本進(jìn)行分析。表8的回歸結(jié)果顯示，社會資本對建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的正向影響與總樣本分位數(shù)回歸結(jié)果基本吻合，即在50%分位點以后回歸系數(shù)顯著為正；從制造業(yè)農(nóng)民工樣本的回歸結(jié)果來看，社會資本對農(nóng)民工10%、25%、50%和75%就業(yè)質(zhì)量分位點的回歸系數(shù)均未通過顯著檢驗，而對90%就業(yè)質(zhì)量分位點的負(fù)向作用則較為明顯。這一現(xiàn)象可能與不同行業(yè)農(nóng)民工的社會網(wǎng)絡(luò)內(nèi)聚特征存在一定關(guān)系，有研究發(fā)現(xiàn)，建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)農(nóng)民工的小團(tuán)體內(nèi)聚程度較高，且以地緣關(guān)系為主(悅中山等，2009)，此時同等人力資本水平條件下社會資本對農(nóng)民工就業(yè)所發(fā)揮的作用更加明顯。而加工制造業(yè)農(nóng)民工的小團(tuán)體內(nèi)聚力差異較大，業(yè)緣關(guān)系是其團(tuán)體內(nèi)部和社會外部發(fā)生聯(lián)系的重要紐帶。制造行業(yè)具有相對較高的準(zhǔn)入門檻，基于地緣關(guān)系所生成的社會資本可能并不能發(fā)揮有效的就業(yè)動員效用，農(nóng)民工主要依靠基于城市業(yè)緣關(guān)系所培育的社會資本進(jìn)入制造業(yè)工作崗位。在低分位點上，社會資本對制造業(yè)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量具有正向影響，可能是由于在低就業(yè)質(zhì)量水平階段，農(nóng)民工一般在勞動力市場中處于劣勢地位，此時與工作介紹者之間并不形成直接的就業(yè)競爭關(guān)系，業(yè)緣網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)民工就業(yè)所起到的主要是援助作用；而隨著就業(yè)質(zhì)量的提升，農(nóng)民工將逐漸與工作介紹者在勞動力市場中形成直接的競爭關(guān)系，業(yè)緣網(wǎng)絡(luò)反而可能會對農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)。當(dāng)然對于這一內(nèi)在機(jī)制的探討，可能仍需進(jìn)一步區(qū)分兩類社會資本在分割勞動力市場中到底扮演了何種角色。

表8 行業(yè)分割對農(nóng)民工社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)的影響

(四)主要結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗

其一，考慮到模型擾動項的異方差可能導(dǎo)致2SLS估計結(jié)果不一致，而GMM方法對擾動項的方差并無過多限制，本文分別使用兩步GMM和迭代GMM方法對上述2SLS估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)使用 GMM方法的回歸結(jié)果無論是在變量影響方向、顯著性還是系數(shù)值方面均與2SLS估計結(jié)果高度一致。其二，考慮就業(yè)質(zhì)量極端值對估計結(jié)果的潛在影響。去掉就業(yè)質(zhì)量指數(shù)最高的1%和最低的1%樣本后，利用剩余樣本進(jìn)行2SLS和工具變量分位數(shù)回歸，其結(jié)果在變量的影響方向和顯著性方面，與表5和表6中的估計結(jié)果均沒有明顯差異。此外，采用同樣方法檢驗了社會資本極端值對就業(yè)質(zhì)量估計結(jié)果可能存在的影響，2SLS和工具變量分位數(shù)回歸結(jié)果與前述結(jié)果基本吻合。限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果不再詳列，備索。

五、結(jié)論與討論

基于回報差異和勞動力市場分割的雙重視角，借助CLDS2014數(shù)據(jù)以及兩階段最小二乘回歸、工具變量分位數(shù)回歸方法，本文系統(tǒng)評估了社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn)，社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量具有顯著的促增效應(yīng)，但隨著市場化進(jìn)程的深入，社會資本的就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)可能有所消減。隨著就業(yè)質(zhì)量分位點的提升，社會資本正向影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的顯著程度逐漸增強(qiáng)，反映出社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響效應(yīng)存在一定的回報差異，集中表現(xiàn)為社會資本對就業(yè)質(zhì)量條件分布高端的影響遠(yuǎn)大于對低端的影響。引入勞動力市場分割因素后，社會資本對低端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量較好的農(nóng)民工和高端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量較差的農(nóng)民工的正向影響效應(yīng)強(qiáng)烈，而對低端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量較差的農(nóng)民工和高端勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量較好的農(nóng)民工的提升作用比較有限；社會資本對建筑業(yè)和服務(wù)業(yè)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的積極效應(yīng)相較于制造業(yè)農(nóng)民工而言更為明顯。

如果說“社會資本顯著促進(jìn)了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量提升”的實證結(jié)論印證了社會資本對于農(nóng)民工勞動力市場結(jié)果的重要意義，那么社會資本就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)的回報差異和勞動力市場分割特征，則為理解社會資本在農(nóng)民工群體內(nèi)部以及不同結(jié)構(gòu)特征的勞動力市場中的作用機(jī)制，提供了一定的經(jīng)驗證據(jù)。在政策含義上，本文進(jìn)一步拓展了“社會資本就業(yè)動員效應(yīng)”的政策設(shè)計思路。一方面，應(yīng)多渠道增加農(nóng)民工在城市勞動力市場中的社會資本存量，不斷將其轉(zhuǎn)化為提高農(nóng)民工就業(yè)能力的高質(zhì)量資源。可考慮在農(nóng)民工聚集度較高的廠區(qū)及社區(qū)建立農(nóng)民工協(xié)會等群體自組織，以達(dá)到強(qiáng)化初級社會資本效用的目的，增強(qiáng)其組織型社會資本的聚集、投資和增值能力；依托志愿組織、心理援助組織、各類行業(yè)協(xié)會及商會，充分發(fā)揮這些公共服務(wù)組織在信息交流、技能培訓(xùn)、文化傳播、心理疏導(dǎo)、權(quán)益維護(hù)等方面的介入功能，幫助農(nóng)民工構(gòu)筑新型社會支持網(wǎng)絡(luò)，使其能夠及時調(diào)整自身在城市勞動力市場中的就業(yè)競爭策略；還可依托所在社區(qū)和廠區(qū)完善針對農(nóng)民工群體的基層黨團(tuán)組織建設(shè)和黨群服務(wù)中心建設(shè)，為這一群體參與城市社區(qū)選舉和表達(dá)利益訴求提供制度化渠道，幫助其提升社會網(wǎng)絡(luò)層次，豐富就業(yè)信息獲取渠道。另一方面，應(yīng)注重區(qū)分不同特征的社會資本使用者，根據(jù)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量差異及所處勞動力市場的結(jié)構(gòu)特征對其進(jìn)行分類，針對不同群體內(nèi)部社會資本就業(yè)動員效應(yīng)的異質(zhì)性，因勢利導(dǎo)地構(gòu)建各類農(nóng)民工社會組織和社交平臺，并有重點、有區(qū)別地引導(dǎo)農(nóng)民工進(jìn)行社會資本的培育，從而最大限度發(fā)揮社會資本對不同特征農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量的促增效應(yīng)。當(dāng)然，農(nóng)民工社會資本就業(yè)質(zhì)量效應(yīng)的充分發(fā)揮離不開人力資本的協(xié)同作用，在培育農(nóng)民工新型社會資本的同時，還應(yīng)通過教育培訓(xùn)、技能認(rèn)證等手段著眼于人力資本存量和質(zhì)量的積累。