常海鵬，翁荻堯，張 源，戴永務(wù)

(1.福建農(nóng)林大學(xué) 數(shù)字經(jīng)濟學(xué)院，泉州 362406；2.福建農(nóng)林大學(xué) 鄉(xiāng)村振興學(xué)院，福州 350002；3.福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，福州 350002；4.集體林業(yè)改革發(fā)展研究中心，福州 350002)

1 引言

農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)有利于促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及農(nóng)村城鎮(zhèn)化，是農(nóng)民增收的重要渠道[1-2]。隨著農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的推進，村莊的原有邊界和封閉性被逐步打破，中國農(nóng)村社會正在經(jīng)歷巨大變遷，階層逐漸成為理解農(nóng)村社會性質(zhì)和透視農(nóng)村社會變遷的關(guān)鍵概念[3]。社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是人與人連接的基本形式，也是塑造自我階層認同的“鏡子”，對個人經(jīng)濟行為有著重要影響[4]。研究社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對于農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響，并探討主觀階層認同在其中的作用渠道，對于提高農(nóng)民收入水平、縮小城鄉(xiāng)差距具有重要意義。

社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是指個體之間通過親屬關(guān)系、友誼關(guān)系、鄰里關(guān)系等形成的相互聯(lián)系和互動的結(jié)構(gòu)，當(dāng)前學(xué)界關(guān)于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對非農(nóng)就業(yè)影響的研究大致可分為兩個方面：一是討論社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的結(jié)構(gòu)特征對非農(nóng)就業(yè)的影響。這類研究主要關(guān)注社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模、強度、異質(zhì)性、構(gòu)成性差異等指標(biāo)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的選擇、機會、收入等方面的作用。研究表明，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模、異質(zhì)性對于農(nóng)民從事非農(nóng)就業(yè)有顯著正向影響[4]，能夠顯著地提高農(nóng)村家庭的收入[5-6]，也有文獻關(guān)注社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在互聯(lián)網(wǎng)、新媒體等信息平臺對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響中發(fā)揮的中介作用，認為互聯(lián)網(wǎng)的社交功能可以增強社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的異質(zhì)性，從而促進農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)[7]；二是考察社會網(wǎng)絡(luò)的功能性對非農(nóng)就業(yè)的影響。這類研究主要關(guān)注社會網(wǎng)絡(luò)提供的信息、資源、支持等對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的作用。一般認為，社會網(wǎng)絡(luò)能夠拓寬獲取信息的渠道，幫助農(nóng)村勞動力尋找和獲取非農(nóng)就業(yè)機會，降低搜尋成本和不確定性[8]；也能夠提供情感和物質(zhì)的支持，減輕農(nóng)村勞動力的負擔(dān)和壓力[9]，不同類型的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對非農(nóng)就業(yè)的支持力度也存在差異性[10]。

綜上所述，關(guān)于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對非農(nóng)就業(yè)影響的相關(guān)研究已較為豐富，為后續(xù)研究奠定了重要的理論基礎(chǔ)。但已有研究通常聚焦于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的結(jié)構(gòu)特征及其功能性的直接影響，鮮有對社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)之間作用機制的討論。鑒于此，本文基于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2018年數(shù)據(jù)，使用探索因子分析法將社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)區(qū)分為親戚、朋友、鄰居三個具有不同地緣、血緣、業(yè)緣特征的群體，實證分析社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對非農(nóng)就業(yè)決策的影響及其作用機制。同時，在考察社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中不同特征群體對農(nóng)村勞動力影響的基礎(chǔ)上，引入主觀階層認同這一中介變量，探討了社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)影響的主觀階層認同作用機制，為社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的作用渠道提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對非農(nóng)就業(yè)的影響

作為典型熟人社會的農(nóng)村社會，生活在其特有社會環(huán)境下的居民構(gòu)成了以血緣、地緣、業(yè)緣為基礎(chǔ)的鄉(xiāng)土化社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[11]。社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可以為農(nóng)村勞動力的就業(yè)行為提供信息、資源、支持、信任等方面的幫助[12]，實現(xiàn)風(fēng)險分擔(dān)與信息共享，促進網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部成員之間的相互協(xié)助[13]。農(nóng)村居民在期望獲得更高收入與更舒適生活的功利性目標(biāo)引發(fā)的社會流動中，都更多地依賴于其自身所處的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[14]。

強弱關(guān)系理論常被用于分析社會網(wǎng)絡(luò)中個人之間的聯(lián)系強度和功能[15]。強關(guān)系的緊密度更高，而弱關(guān)系則更能跨越其社會界限去獲得信息和其他資源。本文根據(jù)研究目的，將社會網(wǎng)絡(luò)根據(jù)群體特征，劃分為鄰居、朋友、親戚三種類型。鄰居之間存在地緣關(guān)系，親戚之間存在血緣或姻親的關(guān)系，這兩個群體屬于強關(guān)系；而朋友關(guān)系則屬于弱關(guān)系?；谏鲜鑫墨I研究，提出假說H1：

H1：社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策存在顯著影響，且社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的不同特征群體對非農(nóng)就業(yè)與階層認同的影響不一致。

2.2 社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對主觀階層認同的影響

主觀階層認同是指個體對自身所屬社會階層的認知和評價，反映了個體對自身社會地位的主觀感受和判斷[16]。主觀階層認同會影響個體的價值取向、行為選擇和社會參與，也會影響個體的生活滿意度、幸福感和獲得感[17]，促使其形成對自身境遇的判斷和未來預(yù)期的規(guī)劃[18]。

在中國社會的關(guān)系主義文化背景下，個體深度嵌入關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，身處網(wǎng)絡(luò)的個體會根據(jù)其他成員的反饋來確定自身的階層定位與自我評價[19]。具備相異特征的社會關(guān)系群體由于自身網(wǎng)絡(luò)特性的區(qū)別，其關(guān)聯(lián)的資源、能夠提供的支持力度有所不同，對網(wǎng)絡(luò)中個體的主觀階層認同自我評價的影響也存在差異?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)H2：

H2：社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)會塑造主觀階層認同，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的不同特征群體對主觀階層認同的影響不一致。

2.3 社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、主觀階層認同與非農(nóng)就業(yè)

個體或群體因社會資源和機會占有不同而產(chǎn)生出不同的階層，當(dāng)階層間的社會地位發(fā)生變化時，階層流動便得以產(chǎn)生[20]。國內(nèi)學(xué)者認為階層認同下移是一種消極心態(tài)，主觀階層認同越低，向下流動的感知越強，潛在阻礙人們向上發(fā)展，并且這種感知不僅在已知層面，也包含其對未來的向往。對自身階層認同越低的群體，其對未來發(fā)展的信心也越低[21]。反之，認同越高則表明其越具有向上流動的意愿[22]。

綜上所述，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)會塑造個體的主觀階層認同，從而影響其社會流動期待[23]。高階層認同的農(nóng)村勞動力往往有更強的進取心、創(chuàng)新意識和風(fēng)險承受能力，有更大的非農(nóng)就業(yè)動力和潛力，理論分析框架如圖1所示?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)H3：

圖1 理論分析框架圖

H3：社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠通過塑造階層認同的方式影響非農(nóng)就業(yè)決策。

3 數(shù)據(jù)處理與來源

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2018年中國社會綜合調(diào)查(Chinese General Social Survey，CGSS)項目。CGSS 2018年數(shù)據(jù)于2021年12月發(fā)布，共回收有效問卷 15 424 余份，涉及全國28個省(市、區(qū))。

根據(jù)研究目的，選擇戶口登記狀況為“農(nóng)業(yè)戶口”、目前戶口登記地在本縣之內(nèi)的樣本，并根據(jù)《中華人民共和國勞動法》對勞動者年齡的規(guī)定，參考已有文獻中關(guān)于農(nóng)村勞動力年齡段的劃分[24]，剔除年齡小于18歲、大于60歲的樣本與其他無效、缺失樣本，最終得到有效樣本 2 442 個。

3.2 變量設(shè)置

(1)被解釋變量：非農(nóng)就業(yè)。農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)是指農(nóng)村勞動力在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)中獲取收入的行為，參考已有文獻[25-26]，以CGSS問卷“您的工作經(jīng)歷及狀況是？”作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，將“目前從事非農(nóng)工作”定為非農(nóng)就業(yè)，將“目前務(wù)農(nóng)，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”與“目前務(wù)農(nóng)，沒有過非農(nóng)工作”兩項定義為務(wù)農(nóng)，并剔除掉目前沒有工作與從未工作過的樣本。

(2)中介變量：主觀階層認同。參考已有文獻[27-28]，以CGSS問卷中“在我們的社會里，有些人處在社會的上層，有些人處在社會的下層。綜合看來，在目前這個社會上，您本人處于社會的哪一層？”定義主觀階層認同，并賦值1～10。

(3)核心解釋變量：社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是個體之間長期交往互動形成的相對穩(wěn)定的非正式制度。我國農(nóng)村社會是以地緣、血緣和親緣關(guān)系為紐帶聯(lián)結(jié)起來的熟人社會，網(wǎng)絡(luò)關(guān)系在其中扮演著重要角色。

參考已有文獻[29-30]，選取CGSS問卷中與社會網(wǎng)絡(luò)有關(guān)的五個問題：選取問題“過去一年，您是否經(jīng)常在空閑時間從事以下活動？與不住在一起的親戚聚會。”定義為親戚交際；選取問題“過去一年，您是否經(jīng)常在空閑時間從事以下活動？與朋友聚會?！倍x為朋友交際；選取問題“在過去一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時間做下面的事情？社交/串門”定義為空閑社交，并將親戚交際、朋友交際、空閑社交依活動頻率從小到大賦值1～5。選取問題“請問您與鄰居進行社交娛樂活動的頻繁程度是？”定義為鄰居交際頻繁度、“請問您與其他朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度是？”定義為朋友交際頻繁度，并根據(jù)問題回答“從來不、一年1次或更少、一年幾次、大約一個月 1次、一個月幾次、一周1到2次、幾乎每天”的頻率程度賦值1～7。

為便于研究分析，運用主成分法對以上社會網(wǎng)絡(luò)的五個問題進行因子提取[31]，KMO與Bartlett球形度檢驗結(jié)果如表1所示。KMO檢驗值為0.64，大于臨界值0.6；Bartlett球形度檢驗的P值為0.000，小于0.005，符合因子分析標(biāo)準(zhǔn)。

表1 KMO和Bartlett球形度檢驗

經(jīng)過最大方差法旋轉(zhuǎn)，共抽取3個因子，分別命名為：鄰居交際因子、朋友交際因子、親戚交際因子，其方差貢獻率達到83.95%。旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣與總方差解釋見表2、表3。

表2 旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣

表3 總方差解釋

(4)控制變量：農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)行為不僅會受到社會網(wǎng)絡(luò)的影響，還有可能受其他因素影響。根據(jù)已有文獻[24-25]，設(shè)置個人特征與家庭特征的控制變量。個人層面的控制變量為性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、健康狀況、個人總收入；家庭層面的控制變量為家庭總收入、家庭規(guī)模。受限于篇幅，詳見表4。

表4 變量描述性統(tǒng)計

3.3 模型構(gòu)建

本文以社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為核心解釋變量，以非農(nóng)就業(yè)作為被解釋變量，構(gòu)建二元logistics回歸模型以分析社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對非農(nóng)就業(yè)的影響。具體模型公式如下。

(1)

其中，Ρ為非農(nóng)就業(yè)的概率，1-Ρ為務(wù)農(nóng)的概率，Si為社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)變量，Xi為控制變量，α是常數(shù)項，β為核心解釋變量的回歸系數(shù)，γ為各控制變量的回歸系數(shù)，εi為標(biāo)準(zhǔn)誤。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表4。從整體上看，主觀階層認同的均值為4.086，小于中間值，說明絕大多數(shù)農(nóng)村勞動力主觀上認為自己處于社會的中下層。在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，親戚、鄰居的交往上比朋友交際更為頻繁，表明農(nóng)村勞動力的社會交際更傾向于熟人網(wǎng)絡(luò)。受訪者的受教育年限均值為8.030年，可知在本研究中農(nóng)村勞動力樣本的教育程度多集中在初中以下階段。

4.2 社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對非農(nóng)就業(yè)的影響分析

本研究中首先考察社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與非農(nóng)就業(yè)的影響關(guān)系，被解釋變量非農(nóng)就業(yè)為二分類變量，適合使用二元logistics模型進行分析。模型一、二、三分別為基準(zhǔn)回歸、加入個人特征控制變量、加入家庭特征控制變量的回歸結(jié)果，詳見表5。

表5 二元logistics回歸結(jié)果

從核心解釋變量社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的系數(shù)及顯著性變化來看，在逐次加入個人特征、家庭特征控制變量后，鄰居交際因子、親戚交際因子、朋友交際因子的系數(shù)影響方向不變，且依然保持顯著，證實了社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)之間的相關(guān)關(guān)系。

由模型三可知，鄰居交際因子、親戚交際因子分別在1%、10%的水平上顯著為負，朋友交際因子則在1%水平上顯著為正。即鄰居交際因子、親戚交際因子對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)有顯著的抑制作用，而朋友交際因子的作用方向則相反。這表明與鄰居、親戚等強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)群體交際越頻繁，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的可能性越低；而隨著朋友交際的密切度提升，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的概率也在不斷增大?？赡艿脑蛟谟?，強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的個體緊密度、同質(zhì)性更高，其所能夠從網(wǎng)絡(luò)中獲取的資源和信息也存在更高的相似性。同時，親戚、鄰居關(guān)系有可能對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供保障、提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對意外風(fēng)險的抵御能力，從而降低農(nóng)戶從事非農(nóng)就業(yè)的意愿。而同為強關(guān)系的鄰居、親戚交際因子的作用程度也有所不同，其原因可能是，在開放程度較低、人員流動少的農(nóng)村地區(qū)，鄰居關(guān)系作為地緣關(guān)系比起以血緣關(guān)系為主的親戚關(guān)系來說具備更強的依賴性和互惠性，并且也更加同質(zhì)和封閉，因此鄰居交際對于非農(nóng)就業(yè)的抑制作用遠強于親戚交際。而朋友作為弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)群體，其構(gòu)成更為復(fù)雜、廣泛，有可能為農(nóng)戶提供跨越階層的信息、機會，降低其尋找非農(nóng)工作的搜尋成本，從而提高農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)意愿，由此驗證了本文假設(shè)H1。

在控制變量方面，個人特征控制變量顯示，年齡對非農(nóng)就業(yè)存在負效應(yīng)，年齡越大從事非農(nóng)就業(yè)概率越低。一般而言，選擇非農(nóng)就業(yè)的都是勞動能力較強的青壯年，而隨著年齡增長身體機能下降，勞動力就更有可能返回農(nóng)村務(wù)農(nóng)；性別對非農(nóng)就業(yè)呈負顯著，女性從事非農(nóng)就業(yè)的概率比男性更大?？赡艿脑蚴?，在農(nóng)村環(huán)境下，男性在務(wù)農(nóng)時的生產(chǎn)能力要高于女性，在現(xiàn)代社會發(fā)展的情況下，非農(nóng)崗位對性別要求門檻更低，男女身體素質(zhì)與思維模式的不同對非農(nóng)工作生產(chǎn)力的差異性影響反而不強，女性有了更多的就業(yè)選擇。受教育年限、個人收入、健康狀況系數(shù)皆為正，說明受教育水平越高、個人收入越高、健康狀況越好，個體的各方面素質(zhì)可能就越高，人力資本積累越豐富，從而促進其非農(nóng)就業(yè)概率?；橐鰻顩r對非農(nóng)就業(yè)的影響不顯著，可能是非農(nóng)就業(yè)本身作為一種經(jīng)濟獲取手段，結(jié)婚與否都有可能因其他因素而從事或放棄非農(nóng)就業(yè)。

家庭特征控制變量顯示，家庭收入對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)存在顯著正向影響。家庭收入水平是家庭資本積累能力的體現(xiàn)，家庭收入越高，就越能夠為家庭中個體的非農(nóng)就業(yè)行為提供物質(zhì)保障。而家庭規(guī)模則并不顯著?？赡艿慕忉屖牵r(nóng)村家庭的資源情況普遍有限，家庭規(guī)模越大，就越是難以將資源平均分配給其中的每個成員，對家庭中的成員從事非農(nóng)就業(yè)的影響并不大，因此未顯示出顯著的影響關(guān)系。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

本文采取將二元logistics模型替換為有序Probit模型的方法來檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，檢驗結(jié)果詳見表6。

表6 有序Probit模型回歸結(jié)果

由上表可知，有序Probit模型中各個解釋變量的回歸系數(shù)和顯著性與二元logistics模型結(jié)果大體一致，支持了本文的穩(wěn)健性。

4.4 主觀階層認同對非農(nóng)就業(yè)的中介效應(yīng)分析

4.4.1 相關(guān)性分析

檢驗中介效應(yīng)最常用的方法是逐步檢驗回歸系數(shù)[32]，即通常說的逐步法。中介效應(yīng)主要模型如下：

Y=cX+e1

(2)

M=aX+e2

(3)

Y=c′X+bM+e3

(4)

為考察主觀階層認同對非農(nóng)就業(yè)的影響，并規(guī)避中介變量對因變量影響關(guān)系中的內(nèi)生性問題，本文借鑒江艇[33]關(guān)于作用機制分析的思路，采用機制分析法進行研究。前文已經(jīng)使用二元logistics模型檢驗過自變量對因變量的影響，下文將通過線性回歸檢驗自變量對中介變量的影響，再通過理論文獻來分析中介變量對因變量的作用渠道，自變量對中介變量的影響見表7。

表7 線性回歸結(jié)果

由上表可知，線性回歸結(jié)果中容差大于0.2，VIF小于3，說明不存在共線性問題。根據(jù)前文回歸結(jié)果，鄰居交際因子、朋友交際因子、親戚交際因子在加入控制變量情況下，分別在1%、1%、10%水平上顯著。而根據(jù)主觀階層認同與社交網(wǎng)絡(luò)的線性回歸結(jié)果，在加入控制變量情況下，鄰居交際因子、朋友交際因子在10%顯著性水平上正向影響階層認同，而親戚交際因子在1%水平上負向影響階層認同。據(jù)此驗證了假設(shè)H2?？烧J為社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策及主觀階層認同皆存在顯著影響，二者之間存在中介效應(yīng)。下文將通過已有文獻與理論進一步討論農(nóng)村勞動力主觀階層認同與非農(nóng)就業(yè)決策之間的影響關(guān)系，并論證該中介效應(yīng)的影響渠道。

4.4.2 進一步討論

個人的自我認知和行為受到他人反饋的影響和調(diào)節(jié)的過程，被稱為社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的“鏡中我”機制。個人通過社會互動來獲取他人對自己的評價、態(tài)度，這些信息促成了自我認知的形成和完善，并以此來調(diào)整自己在社會活動上的行為表現(xiàn)。與平均階級低于自身的對象進行社交則會降低人們對其階層地位的認同，而與高階層地位的人群交往則會提升其對自身的評價，進而投射到自身的主觀階層認同[34]。更廣闊的社會網(wǎng)絡(luò)更能實現(xiàn)階層躍升，但也受到社會網(wǎng)絡(luò)主體和對象差異性的影響。農(nóng)村勞動力通過社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的“鏡中我”機制形成了一定程度的階層認同，這種主觀階層認同會對他們的未來規(guī)劃及就業(yè)決策產(chǎn)生影響。高階層認同者可能會為自身設(shè)立更高的目標(biāo)，從而選擇了非農(nóng)就業(yè)。

強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是指個人之間聯(lián)系較強的人際交往網(wǎng)絡(luò)，往往以地緣、血緣等關(guān)系進行連接，其信息在較小范圍內(nèi)得到反復(fù)和深入的傳播，存在重復(fù)性和同質(zhì)性。強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的個體往往處在相同階層，其在權(quán)力、財富、聲望等資源方面具有較高的相似性；而弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)涵蓋了不同的社會群體，資源相似性較低，能夠為階層地位低的人提供連接高地位人的通道，使其獲得不屬于本階層的社會資源和信息，從而幫助其實現(xiàn)工具性目標(biāo)[35]。通過強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)形成的階層認同往往向下偏移，而弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)不僅通過提高個人主觀階層認同來提高農(nóng)村勞動力的未來預(yù)期，也能夠為其提供向上流動的渠道和資源，降低搜索成本。但強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)也能夠為農(nóng)村勞動力在向上流動的過程中提供支撐，這二者并非不可兼容。

綜上所述，農(nóng)村社會網(wǎng)絡(luò)會塑造農(nóng)村居民對自身的主觀階層認同，通過提高階層認同來增強其階層流動期待，從而促進非農(nóng)就業(yè)意愿，而主觀階層認同的提高主要通過弱關(guān)系社會網(wǎng)絡(luò)來實現(xiàn)。強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的信息往往偏向重復(fù)化、同質(zhì)化，難以影響農(nóng)村居民的階層流動，假說H3得到驗證。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文基于CGSS2018調(diào)查數(shù)據(jù)，利用二元logistics模型、中介效應(yīng)模型研究社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、非農(nóng)就業(yè)與主觀階層認同的關(guān)系，并對此進行了穩(wěn)健性檢驗。主要研究結(jié)論如下：

(1)在農(nóng)村社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的三個主要群體中，以鄰居、親戚為主的強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)會對非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生抑制現(xiàn)象，而以朋友為主的弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)則起正向影響。年齡對非農(nóng)就業(yè)存在負效應(yīng)，女性選擇非農(nóng)就業(yè)的可能性更高。同時，農(nóng)村勞動力的受教育水平越高、個人收入越高、健康狀況越好，該勞動力就越有可能從事非農(nóng)就業(yè)。

(2)社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠通過塑造階層認同來對非農(nóng)就業(yè)抉擇施加影響。弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)往往可以塑造向上偏移的階層認同，并為農(nóng)村勞動力提供就業(yè)信息和渠道，降低搜尋成本，從而提升非農(nóng)就業(yè)意愿；強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)則會使階層認同保持不變或向下偏移，抑制其非農(nóng)就業(yè)意愿，但也能夠通過地緣、血緣關(guān)系的支持，增強農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)的風(fēng)險抵御能力。

5.2 建議

(1)重視農(nóng)村地區(qū)社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的作用，引導(dǎo)農(nóng)村居民通過農(nóng)民合作社、農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)平臺、農(nóng)村集體經(jīng)濟組織等形式發(fā)揮社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的信息共享與風(fēng)險分擔(dān)能力，拓寬農(nóng)戶的就業(yè)渠道和崗位信息，促進農(nóng)戶的就業(yè)轉(zhuǎn)移和創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新；通過社區(qū)活動、志愿者項目等促進不同社會群體之間的交流和合作，營造良好的社會氛圍，弱化血緣、地緣等先賦性關(guān)系的作用，為農(nóng)村居民建立跨階層的聯(lián)系提供支持。

(2)建立并完善社會支持體系，強化平等就業(yè)服務(wù)和權(quán)益保障，在教育培訓(xùn)、權(quán)益維護、生活保障等方面給予扶持，保障農(nóng)村居民在教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面享有與城鎮(zhèn)居民同等或相近的權(quán)利和待遇，以提高農(nóng)村居民的主觀階層認同，增強社會公平感；推進農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施與產(chǎn)業(yè)平臺建設(shè)，通過產(chǎn)業(yè)發(fā)展、項目建設(shè)、返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)為農(nóng)村勞動力創(chuàng)造更多就近就業(yè)機會。