一、问题提出及文献述评
经过30多年的乡城间流动,农民工依然共享着这一兼含制度身份和职业身份的群体性称谓。而事实上,在经历数十年的城市闯荡和职业流动后,该群体内部已经出现了明显的职业分化。课题组从2004年至今的农民工就业长期追踪数据显示,相当部分农民工的城市就业职业呈现出了“去体力化”特征,甚至有部分农民工所从事的职业已经完全“去农民工化”,原有的传统农民工特征在逐步淡化,这是值得关注的事实。长期以来,学术界对于通过渐进改革户籍制度实现农民工的制度身份转变以推进农民工市民化这一点是有共识的,但对于农民工群体内部的职业身份分化问题则关注甚少。因此,研究该群体在职业身份方面的新变化对于深入把握农民工城市就业的新特征以及新问题是很有必要的,同时也为构建促进农民工跨越次级劳动力市场的职业发展模型提供经验上的启示和数据支持。
已有的相关研究大多基于这样一个事实,即农民工的城市就业表现出较高的职业流动性且多为水平向度的平行流动,并以此为结果变量进行原因检验。从研究进展来看,除了个体特征、人力资本、宏观环境以及制度约束等传统分析视角外,社会关系网络以及社会资本对于农民工城市就业的影响越来越受到学者们的关注。已有大多研究认为社会关系网络以及从中积累的社会资本会对农民工城市就业职业搜寻和职业流动产生积极作用,社会资本能够在一定程度上促进农民工的城市就业实现,但同时又会限制和固化该群体的职业层次和工资收入[1, 2, 3]。然而,上述研究仅将社会资本视作同质概念,忽略了农民工群体内部在社会关系网络以及社会资本方面的分化事实因而受到后续学者的质疑。因此,近年来的研究逐渐重视将不同层次的社会资本纳入统一框架以综合考察异质性社会资本对于农民工城市就业的影响。依此逻辑达成的基本共识有:其一,农民工群体内部的社会资本分化确实存在且日趋明显,但当前外出农民工的社会资本仍以强关系型社会资本为主[4, 5];其二,不同层次的社会资本对于农民工城市就业尤其是工资收入的影响存在显著差异,因此在考察社会资本对农民工城市就业影响的研究中不能忽视社会资本的异质性[6, 7, 8, 9]。当然,已有研究对于社会资本究竟会如何作用于农民工的城市就业并没有形成一致的研究结论。
本文拟在上述已有研究成果的基础上深化对该主题的研究,从两个方面对现有文献进行拓展:第一,引入异质性社会资本假设,将“整合型”和“跨越型”社会资本置于统一分析框架分析不同层次社会资本对于农民工城市就业的影响效应和作用机制。第二,摒弃已有多数研究仅将农民工城市就业看作结果变量的做法,尝试将农民工的城市就业视为过程变量,基于过程推进视角将农民工的城市就业分解为“职业获取—职业流动—职业发展”的动态推进过程,分别考察异质性社会资本对于农民工城市就业过程及其结果的影响程度及其差异,从而弥补已有研究只关注社会资本对农民工工资收入或经济地位获得等就业结果的影响研究,而无法深入把握农民工城市就业的实质内容这一局限。
二、理论框架与研究假设
前已述及,在考察社会资本与农民工城市就业的关系研究中引入社会资本异质性假设是必要的。从已有文献来看,对于社会资本的层次划分大体分为两类:一是依据个体间社会关系联结的紧密程度将社会资本分为“强关系”和“弱关系”或者“原始”与“新型”社会资本[10, 11, 12];另一类是基于个体间社会关系网络的开闭性特征将社会资本分为“整合型”和“跨越性”社会资本[13]。通过比较,本文选择采用王春超等学者对于社会资本的层次划分标准[13]。其中,“整合型”社会资本是指基于农村传统的亲缘、地缘、人缘等关系网络形成的闭合性社会资本,除了包含“原始”社会资本属性外,还可能兼具“原始”和“新型”社会资本双重属性;“跨越型”社会资本则是指农民工在社会流动中通过延展原有的社会关系网络而形成的跨越不同社会群体的开放性社会资本。不难看出,“整合型”和“跨越型”社会资本的层次划分更为完整地把握了社会资本的属性内涵,同时也反映出了农民工社会资本转换的动态特征。
“整合型”社会资本形成于以亲缘、地缘和人缘等组成的农村传统关系网络,置身其中的农民工通过网络内部成员之间的互助支持与信息传递,从而能够较为容易地实现城市就业以及经济地位的提升[14, 15, 16]。例如,新进入城市就业的农民工往往通过亲友、老乡等途径获取就业信息,甚至动用这种社会关系实现城市就业。然而,这种闭合性的社会关系网络具有很强的同质性,使得在其网络内部传播的信息和资源高度趋同且层次较低,以致此类网络规模的扩大难以真正带来农民工职业层次的提升和职业发展的实现[17]。与“整合型”社会资本不同,“跨越型”社会资本则是在农民工不断的社会流动过程中跨越不同社会群体关系网络而形成的,是对原有“整合型”社会网络方式的延展,具有开放性的特征。外出农民工通过将原有的社会网络向跨越不同社会群体的关系网络延伸,形成与“业缘”群体甚至本地居民的信息传递和关系互动,带动原本分属于不同社会网络的群体之间更多地互动和合作,从而可能有助于促进农民工获取更高层次的就业岗位以及经济社会地位的提升。
由此,本文提出如下基本假设。
H1:“整合型”社会资本对于农民工较低层次的就业职业获取具有正向促进作用,而对于该群体的职业发展实现或职业地位提升不存在显著影响。
H2:“跨越型”社会资本将有助于农民工获取更高层次的就业岗位,同时对于农民工实现向上的职业发展具有正向影响。
综上所述,不同层次的社会资本对于农民工城市就业存在异质性影响,不仅如此,农民工的城市 就业总体上会经历“职业获取—职业流动—职业发展”的动态推进过程,在经历反复的社会流动和职业转换后,该群体内部将出现日趋明显的职业分化,因而社会资本对于农民工不同就业阶段或就业 过程的影响也会有所不同。由此,本文尝试将农民工城市就业视为动态的过程变量,同时结合上述异 质性社会资本的层次划分,构建出基于过程推进视角的社会资本与农民工城市就业的理论分析框架, 如图 1所示。
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| 图 1 社会资本与农民工城市就业的理论框架 |
本文所用数据来自课题组于2014年1-3月组织实施的针对北京全市范围内外来农民工的就业状况追踪调查数据。此次调查过程采用分层随机抽样进行,首先根据北京市各区县的流动人口总量决定具体的问卷发放数量,然后通过与北京市工商业联合会合作在各区县随机抽取样本企业,并在预调查的基础上选派调研员进入选定企业随机选取农民工发放问卷进行抽样调查。考虑到部分农民工属于自主创业,而上述抽样并未覆盖其中,因而课题组同时采取随机抽样方式对这部分样本进行了数据采集。最终共收集调查问卷974份,涉及行业大体覆盖了建筑业、制造业以及服务业等农民工从事的主要行业,经筛选后得到有效问卷815份,问卷有效率为83.68%。
从样本分布来看,有效样本中的大部分为男性(81.7%)、已婚(69.1%)和非党员身份(95.0%)农民工,年龄分布集中在18-52岁,平均年龄为35.48岁,老一代和新生代农民工各占49.8%和50.2%;样本农民工首次外出的平均年龄为24.96岁,平均外出务工年限为10.52年,其中平均来京务工年限为5.1年。超过九成(91.0%)的农民工受教育程度为高中及以下学历,平均受教育年限仅有9.39年,44.7%的样本农民工未曾参加过任何形式的职业培训或在岗培训。同时,有约58.4%的样本农民工通过动用亲友老乡或其他社会关系实现就业,但近九成(89.4%)农民工所从事职业被隔离在非(低端)技术性和低端服务业等领域。此外,有超过一半(55.3%)的农民工至少曾发生过一次及以上的职业流动,但仅有三分之一(31.0%)的样本农民工在职业流动后实现了向上的职业发展。另外,此次受访的农民工中有约45.5%的农民工有家属随迁或为举家外出,有约45.6%的农民工与本地人发生交往,55.7%的样本农民工曾得到过除老乡和亲友之外的帮助,但仅有39.1%的农民工与本地居民成为朋友。
2.模型设定及变量处理
依据本文研究目的,本文拟分别构建异质性社会资本对于农民工城市就业职业获取、职业流动和职业发展的影响模型。
其中,职业获取模型中的因变量为样本农民工在调查时点的职业类别,此次调查共分为非技或操作岗、低技或熟工岗、低端服务岗、办公白领岗和中基层管理岗五种职业类别,一些无法归类的职业被处理为其他,由于该变量属于无序的多分类变量,因此本文以其他职业为参考类别构建无序多分类Logistic回归模型以检验不同层次社会资本对于农民工职业获取的影响模型。具体模型设定如下:

式(1)中,Capital用以反映不同层次的社会资本,Xij表示影响农民工职业获取的一系列主体性特征变量,包括先赋性特征(性别、年龄等)和自致性特征(人力资本等)变量,βj和γij是待估参数,εij为随机误差项。
同时,职业流动模型和职业发展模型的因变量分别为“是否发生职业流动”和“是否实现职业发展”,均属于二分类变量,由此本文分别构建农民工职业流动和职业发展二项Logistic回归模型以检验不同层次的社会资本变量效应。具体模型设定如下:

式(2)中,如果农民工发生职业流动或实现职业发展,则取值为1,否则取值为0。需要说明的是,对于因变量职业发展的测度,本文借鉴李春玲的做法分别对发生职业流动的农民工流入城市后的初次职业身份和调查时点职业身份进行赋值 考虑到此次调查的职业身份类别与李春玲的职业分类并不完全一致,因此本文通过寻找相似职业身份来确定调查中职业的声望值。此次调查中除其他职业外的五种职业身份中声望值得分最高的为基层或中层管理岗,其后依次是办公白领岗、低端服务岗、低技或熟工岗、非技或操作岗。 [18],做差值处理后结果为正值即表示实现了职业发展,编码为1,否则编码为0。其他变量含义同式(1)。
对于核心解释变量社会资本的测度,本文采用多个变量加以反映。其中,“整合型”社会资本变量包括:①动用亲友或老乡寻找工作。不难理解,亲友和老乡是农民工传统关系网络的主要成员,也是网络内部就业信息传递和实现就业的重要渠道。②加入同乡会或其他同乡组织。这将有助于农民工在原有以亲缘、人缘为主的关系网络基础上,增加包含地缘关系的“同乡”网络,这种社会网络规模的扩大无疑是影响农民工城市就业的重要因素。③有家属随迁或是举家外出。经过多年的城市闯荡,家属随迁以及举家外迁已然是农民工的重要流动形式,甚至有部分农民工是在城市组建家庭,无疑这种传统家庭关系网络的空间移动和构建会对农民工的城市就业产生影响。同时,“跨越型”社会资本变量包括:①与其他人有人情往来。人情往来支出已是农民工城市生活支出的重要部分,也是农民工扩展社会关系网络的重要方式。②有本地居民朋友。与城市的本地居民成为朋友本身就意味着农民工已经跨越原有社会关系网络,实现了社会关系网络在不同社会群体间的扩展。③得到除老乡和亲友之外人的帮助。这也是判断农民工社会资本程度的重要方面,能够证明农民工已经积累了一定的“跨越型”社会资本,有助于获取不同社会网络的异质性信息和资源,进而促进职业发展。
其他解释变量主要涉及农民工的主体性特征变量,包括先赋性特征(性别、年龄等)和自致性特征(人力资本等)变量。需要说明的是,本文的解释变量并不包括农民工的工作特征变量。 已有 大多研究在分析农民工城市就业影响因素时往往都会将工作特征变量纳入模型进行检验,然而,如前 所述,本文将农民工的城市就业视为系统推进的过程变量,因而这种现时的工作特征并不能解释已经发生的就业实现,更无法解释农民工过往的流动事实。不仅如此,事实上,处于流动中的农民工本身也并不具备稳定的工作特征,而反映农民工主体性的特征变量则是相对固定的。因此,本文后续分析只引入农民工主体性特征变量作为控制变量。主要变量的具体设置和描述性统计结果如表 1所示。
| 变量类型及名称 | 变量定义及赋值 | 均值 | 标准差 |
| 被解释变量 | |||
| 职业获取 | 其他职业=0,非技术工人=1,技术工人或熟练工人=2,服务行业人员=3,办公室工作人员=4,管理者或经理=5 | 2.293 | 1.380 |
| 发生职业流动 | 否=0,是=1 | 0.459 | 0.501 |
| 实现职业发展 | 否=0,是=1 | 0.306 | 0.459 |
| 主体性特征变量 | |||
| 性别 | 女=0,男=1 | 0.817 | 0.387 |
| 年龄 | 第一代农民工=0,新生代农民工=1 | 0.502 | 0.500 |
| 婚姻状况 | 未婚=0,已婚=1 | 0.691 | 0.462 |
| 政治面貌 | 非党员=0,党员=1 | 0.050 | 0.219 |
| 受教育程度 | 0-16年 | 9.388 | 3.303 |
| 职业培训 | 无=0,有=1 | 0.155 | 0.360 |
| 外出务工年限 | 1-36年 | 10.522 | 8.297 |
| 社会资本变量 | |||
| 整合型社会资本1 | 是否通过老乡或亲友获取工作,否=0,是=1 | 0.585 | 0.493 |
| 整合型社会资本2 | 是否加入同乡会或其他同乡组织,否=0,是=1 | 0.831 | 0.375 |
| 整合型社会之本3 | 是否有家属随迁或是举家外出,否=0,是=1 | 0.545 | 0.498 |
| 跨越型社会资本1 | 与其他人有无人情往来,无=0,有=1 | 0.544 | 0.498 |
| 跨越型社会资本2 | 是否有本地居民朋友,无=0,有=1 | 0.609 | 0.488 |
| 跨越型社会资本3 | 是否得到除老乡和亲友之外人的帮助,否=0,是=1 | 0.443 | 0.497 |
表 2报告了农民工城市就业职业获取模型估计结果。从回归结果来看,两种层次的社会资本都对农民工的职业获取存在显著影响。总体来看,“整合型”社会资本对于外出农民工实现低端岗位就业具有显著的促进作用,而拥有“跨越型”社会资本的农民工从事较低层次职业的可能性会明显减小。
| 变量名称 |
非技或操 作类岗位 |
低技或熟 工类岗位 |
低端服务 类岗位 |
办公白领 类岗位 |
基层或中层 管理类岗位 | |
| 个体性特征变量 | ||||||
| 性别(女性=参照组) | 6.091*** | 11.566*** | 1.070 | 0.711 | 5.463*** | |
| (0.433) | (0.419) | (0.377) | (0.736) | (0.594) | ||
| 新生代(第一代=参照组) | 0.672 | 1.097 | 1.129 | 0.878 | 0.770 | |
| (0.427) | (0.403) | (0.414) | (0.884) | (0.520) | ||
| 婚姻状况(未婚=参照组) | 0.376** | 0.453* | 0.242*** | 0.691 | 0.553 | |
| (0.487) | (0.459) | (0.461) | (0.881) | (0.560) | ||
| 政治面貌(非党员=参照组) | 0.537 | 0.602 | 0.366* | 0.380 | 0.696 | |
| (0.661) | (0.560) | (0.593) | (1.174) | (0.643) | ||
| 受教育程度 | 0.722*** | 0.736*** | 0.803*** | 1.119 | 0.882 | |
| (0.070) | (0.068) | (0.068) | (0.140) | (0.083) | ||
| 参与培训或持有证书(无=参照组) | 1.323 | 1.845 | 1.543 | 1.302 | 2.842** | |
| (0.507) | (0.453) | (0.456) | (0.801) | (0.500) | ||
| 外出务工年限 | 0.993 | 1.019 | 0.986 | 0.952 | 1.037 | |
| (0.027) | (0.026) | (0.027) | (0.068) | (0.032) | ||
| 社会资本变量 | ||||||
| 整合型社会资本1(无=参照组) | 3.332*** | 2.893*** | 1.383 | 0.288 | 1.006 | |
| (0.403) | (0.383) | (0.391) | (1.129) | (0.509) | ||
| 整合型社会资本2(无=参照组) | 2.104 | 2.775* | 2.120 | 1.507 | 1.763 | |
| (0.570) | (0.536) | (0.540) | (0.930) | (0.639) | ||
| 整合型社会资本3(无=参照组) | 0.409** | 0.925 | 1.022 | 1.131 | 2.369 | |
| (0.453) | (0.424) | (0.434) | (0.850) | (0.563) | ||
| 跨越型社会资本1(无=参照组) | 0.429** | 0.498* | 0.566 | 0.859 | 0.489 | |
| (0.386) | (0.366) | (0.371) | (0.702) | (0.441) | ||
| 跨越型社会资本2(无=参照组) | 0.492 | 0.378** | 0.828 | 0.615 | 1.149 | |
| (0.451) | (0.418) | (0.425) | (0.802) | (0.525) | ||
| 跨越型社会资本3(无=参照组) | 0.499* | 0.689 | 0.840 | 2.244 | 1.194 | |
| (0.371) | (0.353) | (0.359) | (0.862) | (0.456) | ||
| -2loglikelihood | 1.931E3 | |||||
| Cox&Snell RSquare | 0.386 | |||||
| Nagelkerke RSquare | 0.407 | |||||
| N | 815 | |||||
| 注: ***、 **、 *分别代表在 1%、5%和 10%水平下显著;括号内为标准误,括号外为对数发生比值。 | ||||||
同时,无论是“整合型”还是“跨越型”社会资本对于农民工获取较高层次职业均不存在显著影响。上述结论与前述的研究假设基本一致。
其中,代表“整合型”社会资本的3个变量均在不同的显著水平上对于农民工实现低端岗位就业存在明显作用。表 2结果显示,相对于没有通过亲友或老乡寻找工作的农民工,那些通过动用这种闭合性社会资本的农民工反而更有可能成为非技术操作工人或低技术熟练工人。这种效应同样也体现在作为“整合型”社会资本代理变量之一的“加入同乡会或其他同乡组织”对于农民工城市就业职业获取的影响上。换句话说,通过动用基于亲缘、人缘以及地缘关系的“整合型”社会资本仅能够帮助农民工获取非技术操作类岗位或者技术层次较低的就业岗位,而对于该群体获取办公白领类以及管理类岗位并不存在显著影响。可见,实证结果支持了理论假设H1。除此之外,另一个反映“整合型”社会资本的代理变量“家属随迁或举家外出”对于农民工职业获取的影响主要体现在相比于那些只身外出的农民工,有家属随迁或是举家外出的农民工从事非技或操作类职业的可能性显著降低,但这并不意味着这部分农民工更有可能实现较高层次的岗位就业,两者之间的关系并不显著。
同时,由表 2可知,“跨越型”社会资本对于农民工职业获取的影响则表现为降低了农民工获取低端职业的可能性,相比而言,拥有“跨越型”社会资本的农民工较之于那些没有与本地居民发生人情往来或成为朋友甚至没有得到过除亲友或老乡外的其他人帮助的农民工,其成为非技术操作工人或低技术熟练工人的可能性会显著降低。然而,回归结果也表明,这种开放性社会资本的作用仅限于此,拥有“跨越型”社会资本并没能够让农民工实现更高层次的就业。前述理论假设H2没能得到实证结果的支持,但这并不出人意料,尽管农民工群体内部的相当部分已经实现从“整合型”向“跨越型”社会资本的扩展,但由于该群体社交阶层的固化和局限致使农民工所获取的职业信息和资源仍然十分有限且层次较低。上述研究结果同时也证实了外出农民工的城市就业仍存在明显的职业分割,绝大部分的农民工仍被隔离在非(低端)技术性和低端服务行业等领域。
表 2还报告了主体性特征变量对于农民工职业获取的影响估计结果。不难发现,性别、婚姻状况、受教育程度以及职业培训情况都会对农民工城市就业实现产生显著影响。具体而言,外出农民工的职业获取存在着明显的性别区隔,男性相比于女性农民工更有可能成为产业工人,进入传统制造行业或低端服务业从事非技术性或技术含量较低的岗位。相应的,男性较之于女性农民工成为车间主任、厂长或经理等基层或中层管理人员的可能性也相对更大。相比于单身农民工,已婚农民工成为非技术操作工人或低技术熟练工人的可能性也会显著降低。
同时,研究还发现,一定基础的受教育程度对于农民工的城市就业具有显著影响,但也并非其实现较高层次岗位就业的必要条件,在农民工整体受教育水平有限且相对固定的情况下,参加职业培训或持有相关的职业技术证书将更有助于农民工获取中高端的职业身份。回归结果显示,外出农民工的受教育年限每增加1年,其成为非技术操作工人、低技术熟练工人以及低端服务人员的可能性将分别降低27.8%、26.4%和19.7%,但对于农民工获取办公白领类以及管理岗位并不存在显著影响,而相比于那些没有职业培训经历的农民工,参加过职业培训或拥有某种技能的农民工成为基层或中层管理人员的概率是前者的2.8倍。 2.社会资本对农民工职业流动和职业发展的影响估计结果
进一步地,表 3分别报告了“整合型”和“跨越型”社会资本对于农民工的职业流动以及职业发展实现的影响估计结果。由表 3可知,无论是“整合型”还是“跨越型”社会资本都不会导致外出农民工进行频繁的职业流动,反而能在一定程度上降低农民工发生职业流动的可能性。回归结果显示,反映“整合型”社会资本的代理变量“有家属随迁或举家外迁”以及代表“跨越性”社会资本的变量“与其他人有人情往来”均在5%甚至更高水平上显著地降低农民工发生职业流动的可能性,拥有上述两种社会资本的农民工发生职业流动的发生比仅为相对水平的一半左右。
| 变量名称 | 是否发生职业流动 | 是否实现职业发展 |
| 个体性特征变量 | ||
| 性别(女性=参照组) | 1.054(0.237) | 0.949(0.380) |
| 新生代(第一代=参照组) | 1.597**(0.209) | 0.690(0.346) |
| 婚姻状况(未婚=参照组) | 1.147(0.220) | 1.578(0.335) |
| 政治面貌(非党员=参照组) | 0.619(0.434) | 0.665(0.651) |
| 受教育程度 | 1.052*(0.029) | 1.148**(0.054) |
| 参与培训或持有证书(无=参照组) | 0.830(0.238) | 2.059**(0.363) |
| 外出务工年限 | 1.104***(0.013) | 1.035*(0.020) |
| 社会资本变量 | ||
| 整合型社会资本1(无=参照组) | 1.069(0.191) | 0.469**(0.312) |
| 整合型社会资本2(无=参照组) | 1.355(0.234) | 0.442**(0.413) |
| 整合型社会资本3(无=参照组) | 0.503***(0.214) | 0.788(0.343) |
| 跨越型社会资本1(无=参照组) | 0.677**(0.178) | 1.721**(0.279) |
| 跨越型社会资本2(无=参照组) | 1.197(0.222) | 2.503***(0.337) |
| 跨越型社会资本3(无=参照组) | 1.054(0.172) | 1.307(0.287) |
| -2loglikelihood | 903.639 | 372.556 |
| Cox&Snell RSquare | 0.134 | 0.127 |
| Nagelkerke RSquare | 0.188 | 0.205 |
| N | 815 | 451 |
| 注: ***、 **、 *分别代表在 1%、5%和 10%水平下显著;括号内为标准误,括号外为对数发生比值。 | ||
同时,“整合型”和“跨越型”社会资本总体上对于外出农民工的职业发展具有显著影响,但作用发生方向存在差异。与前述理论预期一致,“整合型”社会资本仅有助于外出农民工获取较低层次的就业岗位,而对于该群体中高端职业身份的获取并没有显著作用。不仅如此,这种闭合性的社会关系网络在一定条件下反而会固化农民工的社交阶层,使得该群体长期禁锢在同质化、低层次的社会群体中,最终将阻碍该群体中的部分农民工实现职业发展。表 3给出的回归结果表明,通过动用亲友老乡寻找工作或加入同乡组织反而会使外出农民工实现职业发展的可能性分别降低53.1%和55.8%。
与“整合型”社会资本不同,“跨越型”社会资本对于农民工的职业发展实现具有显著的正向促进作用。尽管前述的分析结果表明,拥有“跨越型”社会资本并不必然带来农民工实现较高层次岗位就业,但是很显然,这种跨越不同社会群体的开放性社会关系网络对于农民工实现向上的职业发展是有利的。从表 3的回归结果可知,反映“跨越型”社会资本的代理变量“与其他人有人情往来”和“有本地居民朋友”均在5%甚至更高水平上显著为正,相比于那些没有与本地居民发生人情往来或成为朋友的农民工,拥有这种“跨越型”社会资本的农民工实现向上职业发展的发生比分别是前者的1.7倍和2.5倍。上述结论进一步支持了前述的理论假设。
表 3同时报告了其他主体性特征变量相应的回归结果。由表 3可知,年龄、受教育程度、职业培训状况、外出务工年限对于农民工职业流动以及职业发展实现具有显著影响。具体而言,外出农民工的职业流动表现出明显的代际差异,相比于第一代农民工,新生代农民工更倾向于进行职业流动,然而表 3给出的估计结果也表明这种流动并不能够带来其职业发展的实现。同时,受教育程度和职业培训经历对于外出农民工的职业发展都具有明显的回报效应。估计结果表明,农民工的受教育年限每增加1年,其实现职业发展的可能性会相应增大14.8%,而相比于没有参加过任何形式职业培训的农民工,有过职业培训经历的农民工更有可能获取中高端职业身份,其实现职业发展的可能性也会相应增大2.1倍。这与前述的研究结论是相符的。由此可知,一定基础的人力资本条件确实是农民工实现向上职业发展的必要条件,而对于受教育水平有限且相对固定的农民工来说,参与职业培训或获得某种证书无疑是一种很好的智力补充,也是该群体实现职业发展行之有效的重要途径。
此外,受教育程度越高的农民工越有可能发生职业流动,一个可能的解释是,受教育水平相对较高的农民工往往对于就业职业有更高的要求,然而在社会资本受限的情况下,可能需要经历更多的工作变换才能够找到合意的就业岗位,从而会表现出更高的职业流动性。与此同时,随着外出务工年限的增长,农民工发生职业流动的可能性会相应增大,很显然,这种流动阅历和经验积累会显著有利于农民工实现向上的职业发展,农民工外出务工年限每增加1年,其实现向上职业流动的可能性会相应增加3.5%。
五、研究结论与政策启示
本文利用2014年北京市农民工追踪调查数据,基于过程推进视角实证检验了异质性社会资本对于农民工城市就业职业获取、职业流动以及职业发展的影响效应及其作用机制,以此对当前学术界关于社会资本影响农民工城市就业的研究争议进行辨析。研究结果主要表明如下。
(1)社会资本对农民工的城市就业存在显著影响,但不同层次社会资本在农民工城市就业“职业获取—职业流动—职业发展”动态推进过程中的作用存在显著差异。其中,“整合型”社会资本对于农民工获取低端职业身份具有显著的促进作用,拥有“跨越型”社会资本将会显著降低农民工从事低端岗位就业的可能性,但无论“整合型”还是“跨越型”社会资本对于农民工中高端职业身份的获取均不存在显著影响。同时,上述两种层次的社会资本并不会造成外出农民工更频繁的职业流动,但对外出农民工的职业发展存在显著影响,“跨越型”社会资本对于农民工职业发展的实现具有显著的促进作用,而拥有“整合型”社会资本反而会制约农民工职业发展的实现和职业地位的提升。
(2)当前外出农民工所拥有的社会资本仍是以闭合的“整合型”社会资本为主,该群体的城市就业存在明显的职业分割,绝大部分的农民工仍被隔离在非(低端)技术性和低端服务行业等领域。在农民工城市就业的动态推进过程中,简单多次的职业流动并不能够带来农民工职业发展的实现,而人力资本的丰富和社会资本的拓展将会对农民工的职业发展产生显著的回报效应。
基于此,未来促进农民工市民化的政策设计可能需要更加注意如下三个方面内容。
首先,相关部门应加强对农民工内部职业分化以及社会关系网络演变状况的跟踪观察,重视外出农民工通过自身力量实现向上流动的可能性,尤其是在现有户籍制度难以短期内取得实质性突破的情况下,因势利导地鼓励和帮助农民工通过自身力量谋取职业发展以获得实现市民身份转变的能力。
其次,在引导农民工更好融入城市社区时还应注意到“整合型”和“跨越型”社会资本对于农民工城市就业的差异影响。鼓励和引导农民工在自愿情况下发展社会组织,因地制宜地搭建社交平台以促进农民工实现由传统“整合型”关系网络向“跨越型”社会网络延展。
最后,相关部门应提前部署应对未来我国转变经济发展方式以及加快产业结构调整所可能引起的潜在结构性失业风险,重视通过普通义务教育和职业培训等形式促进农民工人力资本的提升。同时注重区分未来农民工供给的存量与增量,开展分类别有梯度的农民工职业技能培训计划。
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