□鄧 睿

內(nèi)容提要 基于中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，從工資收入、勞動供給、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)評估了農(nóng)民工社會資本的就業(yè)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，從工資收入維度來看，社會資本對農(nóng)民工工資收入具有顯著的促增作用，但社會資本的工資回報(bào)率存在一定的馬太效應(yīng)。從勞動供給維度來看，社會資本雖無法直接降低農(nóng)民工的勞動供給強(qiáng)度，卻可能有助于其獲得各項(xiàng)待遇相對較好的非超時(shí)勞動崗位。從崗位穩(wěn)定性維度來看，社會資本并未提高農(nóng)民工簽訂長期固定勞動合同的概率，但市場化程度的深化可能有助于糾正社會資本對農(nóng)民工勞動合同規(guī)范的負(fù)面影響。從福利待遇維度來看，社會資本對農(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)。中國城市勞動力市場不僅具有強(qiáng)烈的競爭性，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)中國是一個(gè)關(guān)系型社會（Bian，1997），社會網(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)勞動力與工作崗位之間的合理配置。正是由于城市勞動力市場中體制壁壘、身份歧視以及市場機(jī)制的不完善，才使作為非正式制度的社會資本，對處于弱勢地位的農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量具有關(guān)鍵意義。

《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014－2020年）》明確提出，“完善農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口社會參與機(jī)制，積極吸納農(nóng)民工參與黨團(tuán)工會組織，引導(dǎo)農(nóng)民工有序參政議政和參加社會管理”，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)體與城市社會制度、社會組織之間的互動和信任程度，這與社會資本概念所強(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)民工社會支持、培育其社會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，如何評估社會資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響呢？現(xiàn)有研究側(cè)重分析社會資本對農(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時(shí)間、超負(fù)荷勞動換取的，則并不意味著就業(yè)質(zhì)量的提升，因而勞動供給強(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)證分析社會資本對農(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)評估農(nóng)民工社會資本的就業(yè)效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)評述與理論分析

對于個(gè)體就業(yè)質(zhì)量的關(guān)注，是與國際勞工組織（ILO，2012）倡導(dǎo)的“體面勞動”緊密相關(guān)的，尤其是“體面勞動”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)量的多維觀測視角。Erhel（2015）的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)從工資收入、勞動供給、崗位穩(wěn)定性以及福利待遇四個(gè)維度衡量勞動者的綜合就業(yè)表現(xiàn)，為檢驗(yàn)社會資本對農(nóng)民工勞動力市場結(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)評述和理論分析。

從社會資本影響工資收入的維度來看，一些研究認(rèn)為社會資本對個(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)為群體間因動員策略、行動努力的不同而導(dǎo)致一定量社會資本對不同農(nóng)民工產(chǎn)生效用差異。因此，在實(shí)證檢驗(yàn)社會資本對農(nóng)民工工資收入影響的基礎(chǔ)上，應(yīng)重點(diǎn)刻畫社會資本的工資回報(bào)在不同群體中的分布異質(zhì)性。

從社會資本影響勞動供給的維度來看，一方面，農(nóng)民工在城市務(wù)工地社會資本的不斷豐富提高了他們接觸高質(zhì)量社會網(wǎng)絡(luò)的可能性，為了更好動員這些網(wǎng)絡(luò)資源并規(guī)避高質(zhì)量社會網(wǎng)絡(luò)對自身帶來的負(fù)向反饋，農(nóng)民工會采取與之偏好一致的勞動行為模式，進(jìn)而對其勞動供給產(chǎn)生積極影響（葉靜怡等，2012）。另一方面，社會資本可幫助農(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)勞動現(xiàn)象。社會資本對農(nóng)民工的勞動時(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)，社會資本能否幫助農(nóng)民工獲得待遇較好的非超時(shí)勞動崗位可能更為關(guān)鍵。

從社會資本影響崗位穩(wěn)定性的維度來看，務(wù)工地社會資本的擴(kuò)充可以拓展農(nóng)民工的社會網(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)定勞動合同的概率。同時(shí)，與非正式制度的社會資本相對應(yīng)，具有正式制度特征的市場機(jī)制也可對要素價(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)回答社會資本和市場機(jī)制之間的互動將怎樣影響農(nóng)民工城市就業(yè)的崗位穩(wěn)定性。

從社會資本影響就業(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)三方面簡要分析社會資本對農(nóng)民工城鎮(zhèn)社會保險(xiǎn)參與行為的影響。網(wǎng)絡(luò)投入反映了農(nóng)民工的社會網(wǎng)絡(luò)參與行為，農(nóng)民工借助社會網(wǎng)的參與互動，不僅有助于相互交流學(xué)習(xí)參保知識和經(jīng)驗(yàn)，而且互動回應(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于城市社會及相應(yīng)公共政策的信心，可能會影響到農(nóng)民工的城市參保行為（龍翠紅等，2016）。網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)是社會資本互惠規(guī)范功能的體現(xiàn)，其對個(gè)體參?？赡芫哂袛D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資本指標(biāo)對農(nóng)民工城鎮(zhèn)社會保險(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)社會科學(xué)調(diào)查中心2014年在全國多個(gè)省市實(shí)施的中國勞動力動態(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)對涉及就業(yè)質(zhì)量和社會資本指標(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)民工社會資本。社會資本不僅包括農(nóng)民工在務(wù)工地社會網(wǎng)絡(luò)的投入和結(jié)構(gòu)，也包括社會網(wǎng)絡(luò)間的信任程度。網(wǎng)絡(luò)投入體現(xiàn)了社會資本的投資性，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)中的社會資源質(zhì)量，分為社會層級認(rèn)知、政治資源、組織資源三個(gè)指標(biāo)。網(wǎng)絡(luò)成員所處的社會層級越高，越可能接觸高質(zhì)量的社會資本，網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)第一個(gè)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)成員在政治資源和組織資源中的嵌入程度也是社會資本質(zhì)量的重要表征，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②情況來衡量組織資源。網(wǎng)絡(luò)信任視角旨在考察社會網(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；社會信任重在反映農(nóng)民工對城市務(wù)工生活的總體信心，決定了其進(jìn)行社會資本動員的積極性。各維度測量指標(biāo)說明見表1。

表1 農(nóng)民工社會資本指標(biāo)的界定與測量

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)對其進(jìn)行對數(shù)值處理；勞動供給側(cè)重反映農(nóng)民工城市務(wù)工過程中的勞動強(qiáng)度，用“周工作小時(shí)數(shù)”表示；崗位穩(wěn)定性對具有高工作流動風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)民工極為重要，主要用“是否簽訂固定勞動合同”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)展水平與勞動就業(yè)資源緊密相關(guān)，使用滯后一期的市場化指數(shù)作為其代理變量④。

（三）估計(jì)策略

本文重點(diǎn)考察社會資本對農(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、勞動供給、崗位穩(wěn)定性、福利待遇。Soci表示社會資本，Zi表示控制變量，β為待估系數(shù)，εi為誤差項(xiàng)。對上述回歸方程進(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，需借助工具變量識別相應(yīng)的因果關(guān)系。對于工資收入、勞動供給兩個(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第一階段回歸的擬合值進(jìn)行回歸。對于崗位穩(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，就社會資本對農(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。對社會資本變量進(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)。基于CLDS2014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，第一個(gè)工具變量是農(nóng)民工所在流入地社區(qū)的流動人口占比。社區(qū)流動人口占比越高，意味著諸如農(nóng)民工在內(nèi)的流動人口的空間集聚特征明顯，有利于他們在同質(zhì)群體內(nèi)部發(fā)展社會資本，但社區(qū)層面的流動人口占比一般并不會直接影響農(nóng)民工個(gè)體化的勞動力市場結(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，對外來流動群體的排斥程度會越強(qiáng)，不利于農(nóng)民工培育群際社會資本，但其并不直接影響農(nóng)民工個(gè)體化的勞動表現(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)回歸方法刻畫社會資本影響農(nóng)民工工資水平的變動特征，可發(fā)現(xiàn)伴隨著工資水平分位點(diǎn)的上升，社會資本的回歸系數(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，說明社會資本的工資回報(bào)率存在一定的馬太效應(yīng)，即對當(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)欠缺對于低收入群體同時(shí)存在，從而使社會資本這種非市場性因素成為拉大農(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）社會資本影響農(nóng)民工勞動供給維度的計(jì)量結(jié)果分析

勞動供給維度重點(diǎn)分析社會資本對農(nóng)民工周工作小時(shí)的影響。與工資收入維度類似，社會資本經(jīng)檢驗(yàn)也是勞動時(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，社會資本的回歸系數(shù)逐漸下降且變得不顯著，說明社會資本可能并不能直接降低農(nóng)民工的勞動供給強(qiáng)度。農(nóng)民工超時(shí)勞動現(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)民工不得不以較長的勞動時(shí)間換取其他勞動報(bào)酬的提高（王靜等，2013）。盡管社會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崗位，但農(nóng)民工通過長時(shí)間勞動換取生存發(fā)展機(jī)遇的主觀動機(jī)不易扭轉(zhuǎn)，可能也很難改變勞動力市場中長期均衡的勞動供給行為。進(jìn)一步以勞動法規(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)勞動的二分類變量，就社會資本對農(nóng)民工超時(shí)勞動發(fā)生概率的影響進(jìn)行IV Probit回歸。結(jié)果顯示社會資本的邊際效應(yīng)為-0.6234，且通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著檢驗(yàn)，這意味著社會資本雖無法直接降低農(nóng)民工的勞動供給強(qiáng)度，但其卻可能幫助農(nóng)民工獲得各項(xiàng)待遇相對較好的非超時(shí)勞動崗位，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合同這一指標(biāo)考察社會資本對農(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。可發(fā)現(xiàn)社會資本在勞動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資本并未提高農(nóng)民工簽訂固定勞動合同的概率。從社會資本作用形式轉(zhuǎn)化的角度來看，社會資本原本是分享稀缺非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的手段，農(nóng)民工大都只能借助較低質(zhì)量的社會網(wǎng)絡(luò)資源進(jìn)入關(guān)系親密群體所在的勞動組織并獲得穩(wěn)定的工作崗位，但隨著農(nóng)村剩余勞動力供給的減少以及市場機(jī)制的不斷完善，城市勞動力市場的供需條件發(fā)生改變，非農(nóng)就業(yè)崗位對農(nóng)民工而言不再是稀缺資源，而且勞動力市場中農(nóng)民工的平均工資水平有所上升，此時(shí)社會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-固定勞動合同形式會讓位于激勵(lì)強(qiáng)度較高的外包-靈活勞動合同形式，這會誘使農(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 列中市場化程度對農(nóng)民工簽訂固定勞動合同的概率具有顯著的促增效應(yīng)，說明市場機(jī)制完善對農(nóng)民工勞動合同規(guī)范的影響程度要大于社會資本的作用；當(dāng)進(jìn)一步加入市場化程度與社會資本的交叉項(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化程度的加深可能有助于糾正社會資本對農(nóng)民工勞動合同規(guī)范的負(fù)面影響。

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

表3 社會資本對農(nóng)民工勞動供給的影響：2SLS 回歸

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

表5 社會資本對農(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)證分析社會資本對農(nóng)民工勞動合同屬性的影響。社會資本經(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)了社會資本對農(nóng)民工與當(dāng)前單位簽訂勞動合同次數(shù)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)社會資本的回歸系數(shù)顯著為正；第5列匯報(bào)了社會資本對農(nóng)民工與當(dāng)前單位簽訂勞動合同年限的影響，可以看出社會資本的回歸系數(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資本未能明顯增加農(nóng)民工的勞動合同年限。這些實(shí)證結(jié)果間接佐證了社會資本可能導(dǎo)致的短工化現(xiàn)象。

（四）社會資本影響農(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)社會資本對農(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，社會資本的回歸系數(shù)為正但并不顯著，說明其對農(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，社會資本的回歸系數(shù)顯著為正，說明社會資本有助于提高農(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模型簡要分析社會資本的不同維度對農(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。第5列結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)投入和特殊人際信任對農(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)量社會網(wǎng)絡(luò)資本可能會部分替代正式保險(xiǎn)項(xiàng)目的保障作用；而且人際信任對農(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，并未拓展到社會網(wǎng)絡(luò)圈層。

五、結(jié)論與討論

本文從工資收入、勞動供給、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)評估了農(nóng)民工社會資本的就業(yè)效應(yīng)。研究結(jié)果表明，從工資收入維度來看，社會資本對農(nóng)民工工資收入具有顯著的促增作用，但社會資本的工資回報(bào)率也存在一定的馬太效應(yīng)。從勞動供給維度來看，社會資本雖無法直接降低農(nóng)民工的勞動供給強(qiáng)度，卻可能有助于農(nóng)民工獲得各項(xiàng)待遇相對較好的非超時(shí)勞動崗位。從崗位穩(wěn)定性維度來看，社會資本并未提高農(nóng)民工簽訂長期固定勞動合同的概率，但市場化程度的深化可能有助于糾正社會資本對農(nóng)民工勞動合同規(guī)范的負(fù)面影響。從福利待遇維度來看，社會資本對農(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，一般人際信任對農(nóng)民工兩類社會保險(xiǎn)參與行為均無明顯的促增效應(yīng)。

盡管社會資本對農(nóng)民工的勞動合同規(guī)范具有一定的負(fù)向效應(yīng)，但其對農(nóng)民工工資收入、勞動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)揮社會資本在動員就業(yè)資源方面的優(yōu)勢，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)民工社會網(wǎng)絡(luò)中的資源質(zhì)量。對處于經(jīng)濟(jì)社會弱勢地位的農(nóng)民工群體而言，通過融入城市社會各類組織是增強(qiáng)其社會網(wǎng)絡(luò)“達(dá)高性”和“異質(zhì)性”的現(xiàn)實(shí)渠道。社會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)大的社會支持網(wǎng)絡(luò)，借助社會組織的網(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)針對農(nóng)民工群體的賦權(quán)和增能，通過培養(yǎng)社會資本動員能力促進(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)揮他們在專業(yè)幫扶、心理咨詢、社區(qū)干預(yù)等方面的優(yōu)勢，幫助農(nóng)民工擺脫城市社會交往過程中的權(quán)能失利，強(qiáng)化其城市新型社會資本的動員能力，提升他們在城市勞動力市場中的就業(yè)競爭力。

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(xiàng)。

③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(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。