社会资本与农民工群体的收入分化，本文主要内容关键词为：农民工论文,群体论文,资本论文,收入论文,社会论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
改革开放以来，中国经济获得了迅速的发展，其中农民工群体是发展过程中的一股重要力量。随着工业化、城镇化进程的不断深化，农民工为城市的发展做出了巨大贡献(国务院发展研究中心课题组，2010；王春超、荆琛，2012)，近年来农民工整体的工资水平迅速提高(卢锋，2012)。与此同时，农民工群体的内部结构已经发生了深刻的变化，尤其表现为农民工内部收入差距拉大(唐灿、冯小双，2000)。此外，与城市当地就业人员相比，农民工往往缺乏就业信息，在公共服务和社会保障方面也与当地居民存在较大差距(邢春冰，2008)。因此，在找工作或工作过程中，很多农民工依赖于社会资本获取信息，如通过亲戚、朋友、老乡或单位内工友的帮助以获得工作或工资的提升(李培林，1996；Zhang & Li，2003；孙立平，2003；张智勇，2005)。除了传统的收入决定因素，如人力资本、个体家庭特征、外部宏观和制度因素，社会资本对收入的影响越来越受到学界的关注。 在城市化深化过程中，起初同质性较强的农民工社会网络可能逐渐分化，并通过扭曲的劳动力市场扩大收入差距(周晔馨，2013)，随着社会结构的变化，社会资本对农民工收入差距的影响可能不是单一的，不同类型的社会资本对农民工群体内收入差异的影响机制和程度可能不同。本文在研究社会资本对农民工整体收入流动影响的基础上，重点研究“整合型”社会资本与“跨越型”社会资本对农民工群体内收入差距的影响机制和程度，这对认识农民工群体就业分化和科学制定流动人口劳动政策具有重要意义。 一、文献综述 社会资本通常被定义为“嵌入在社会网络中、可由行为者获得并加以利用的社会资源”(Lin，2001)。也就是说，凡是能影响个体行为或结果(如工资、就业、职业流动、工作满意度等)的某个参照群体的特征、行为或结果(如社会网络以及社会网所附带的信息、声望、权力等)，都可以被视为社会资本。 近年来的研究逐渐重视将不同层次的社会资本纳入一个框架，研究它们对劳动者工资的影响(叶静怡、周晔馨，2010；叶静怡等，2012；章元等，2012；王春超、周先波，2013)。部分研究发现，不同层次的社会资本对工资的影响是有明显差异的(叶静怡、周晔馨，2010；叶静怡等，2012；章元等，2012)。因此，在社会资本对工资影响的研究中不能忽视社会资本的异质性。文献中对社会资本的分类主要有两种：根据个体之间关系联结的紧密程度，可以把社会资本分为“强”与“弱”社会资本抑或“原始”与“新型”社会资本；而根据行为个体所处社会网络的闭合性和开放性特征进行刻画，社会资本可以分为“整合型”和“跨越型”社会资本。本文沿用王春超和周先波(2013)对“整合型”社会资本和“跨越型”社会资本区分的基本思路，前者是指由农村传统的亲缘、地缘、人缘等“关系”而带来的闭合性社会资本，它可能兼具“原始型”和“新型”双重特点；后者来源于社会流动，它需要处于不同社会群体的成员“跨越”社会网络，并将原有社会网络进行“延展”而形成，因此具有开放性的特征。 已有的文献更多关注的是社会资本对收入的影响。有的研究认为，社会资本对工资没有显著影响(Mouw，2003；刘林平、张春泥，2007；章元、陆铭，2009)。另有研究认为，社会资本对工资有显著影响(Lin，2004；Knight & Yueh，2008；叶静怡、衣光春，2010；张学志、才国伟，2012)。关于社会资本对收入差异的作用机制，正逐渐受到学术界关注。Lin(2001)指出，社会资本不平等对收入不平等的影响主要通过两个渠道——资本欠缺和回报欠缺。资本欠缺指由于投资和机会的不同导致不同群体拥有不同质量和数量的资本；回报欠缺是指由于群体间动员策略、行动努力或制度性反应的不同，而引起的一定量社会资本对于不同的个体产生不同的回报。因此，考察社会资本对收入差异的影响，应从社会资本拥有量和资本的回报两个方面来考察。葛鲁塔特通过使用分位数回归方法发现，社会资本的回报随着不同组别收入的提高而降低(Grootaert，1999、2001)。但是他仅仅对社会资本的回报在不同收入分位人群中的差别做了比较，而没有计算社会资本对于收入差距的贡献。赵剑治和陆铭(2009)使用了基于回归的夏普里值分解法，考察社会网络对于收入差距的贡献，他们发现农户之间社会网络的不平等对于农户收入差距的贡献达到12.1%～13.4%，高收入者不仅拥有更多的社会网络，而且从社会网络中获得的回报也更高。郭云南等(2014)的研究也发现，宗族网络对缓解村庄内部的收入差距的扩大具有显著的正向作用。但是他们考察的社会网络是家庭层面的(类似于“整合型”社会资本中的一类，属于“强关系”的范畴)，而没有考察“弱关系”或“跨越型”社会资本对收入差距的贡献。周晔馨(2012)在完善社会资本的测量并构建综合指数的基础上，估计了社会资本回报率的分布特征，并分析了地区收入水平变化对社会资本作用的影响。结果发现低收入农户社会资本的拥有量和回报率低于高收入农户，从地区差别来看也是有利于富裕地区农户，社会资本是一个拉大农户收入差距的因素。然而，不同于农户家庭，农民工群体在积累和运用社会资本过程中既体现了基于农户的传统社会资本特性，又体现了个体的现代城市社会资本的特性。这需要我们细致研究不同类型社会资本对其群体收入向上流动的影响。关于社会资本对农民工群体内部收入差距的影响，国内尚缺乏细致的研究。 此外，从以往国内的研究来看，许多文献对社会资本变量的内生性问题关注不足，有的研究没有细致考虑内生性问题(刘林平、张春泥，2007；叶静怡、衣光春，2010；赵剑治、陆铭，2009；张学志、才国伟，2012；周晔馨，2012；王春超、周先波，2013)。内生性问题往往会影响因果推断，如果该问题得不到解决，则对应的结论值得推敲。本文需要探讨社会资本对珠三角地区农民工群体收入差异的影响，主要包括两个方面的内容：一是“整合型”社会资本和“跨越型”社会资本对农民工收入的回报；二是这两类社会资本的拥有量和回报对农民工收入差异的影响程度。考虑到社会资本的内生性，通过采用倾向得分匹配分析法(Propensity Score Matching，PSM)和自抽样法(Bootstrap)克服自选择偏误和小样本偏误。此外，本文也对教育的内生性问题进行了检验。 本文主要贡献在于：第一，研究不同类型社会资本对农民工群体的年度收入流动和群体内收入分化的影响机制和程度。在分析社会资本影响机制的基础上，构造社会资本综合指数(包括“整合型”社会资本综合指数和“跨越型”社会资本综合指数)，研究社会资本对农民工群体年度收入变动和群体内不同收入组的影响。第二，充分考虑各种研究群体收入差异的方法和内生性问题，力求准确衡量社会资本对农民工群体收入差异的贡献。 二、理论分析框架 本节将从纵向(整体变动)和横向(群体内差异)两个维度分析“整合型”和“跨越型”社会资本对农民工整体收入流动和群体内收入差距形成的影响机制。 “整合型”社会资本是闭合性的社会资本，具有很强的同质性，社会网络的趋同性使得网络内流动的信息和资源趋同，导致网络规模的扩大难以带来收入回报的提升(叶静怡、周晔馨，2010)。农民工的亲友往往也是农民工，他们大多在工作条件差、待遇较低的二级劳动力市场上就业，通过亲友找工作的农民工，一般也只能找到类似的工作。因此，通过亲友寻找工作虽然能够节省找工作的时间和金钱成本，但不一定能使他们得到工资较高的工作岗位(刘林平等，2006)。就农民工整体而言，具有乡土性的传统关系在短期内由于信息和资源的同质性也难以促成群体就业行为和绩效发生较大变化。因此，此种社会资本对其整体行为绩效的影响可能不显著。 一方面，“跨越型”社会资本有助于农民工群体参与集体谈判而提高更多工资的议价能力；另一方面，农民工群体在良性而开放的互动中与其他社会群体相互学习和激发潜在工作效能，有助于提升工作绩效进而提升收入(王春超、周先波，2013)。具体而言，“跨越型”社会资本的投资能够减少信息不对称，有利于农民工在劳动市场上获取更高的收入。 因此，我们提出如下假说： H1：“整合型”社会资本对提高农民工群体收入不具有显著影响；“跨越型”社会资本对提高农民工群体收入具有显著正向影响。 接下来，我们从农民工群体内不同个体进行分析。社会资本为什么可能影响农民工群体内的收入差距呢？在控制个体特征、家庭特征和人力资本变量的情况下，类似于Lin(2001)的分类，社会资本对农民工群体内收入差距的影响可以分为：禀赋差异(Endowments disparity)和回报差异(Returns disparity)。 (一)社会资本的禀赋差异 社会资本的禀赋差异是指不同个体因拥有不同质量和数量的社会资本而形成的群体内收入差异。Lin(2001)认为，不同质量和数量的社会资本形成的原因是机会和投资的不平等。这一理论最初提出是针对流动性较小的群体。我们这里对流动中的农民工个体而言可以沿此思路进行重新审视。农民工从农村向城市流动就业的行为伴随着一个社会网络演进变化的过程。以往农村的传统社会关系网对于农民工的影响力可能因为就业空间距离的增加而减弱；同时，以往传统社会关系资源形成的社会资本可能会具有一定的地域性特征。随着农民工的区域流动，其传统社会关系资源的空间距离增加，进而对个体行为的影响可能减弱。因此，传统社会资本的运用机会和投资力度将相应受到影响。然而，当农民工走向城市后也可能运用“老乡”等地缘关系形成的社会资本获得较高收入。处于城市的农民工可能同时拥有原始的亲戚朋友形成的社会网络以及外出因“老乡”关系联结形成的网络。上述这两类社会网络形成的资本统称为“整合型”社会资本。此外，由于农民工到新的城市，他们也可能与城市当地人交朋友，形成社会网络的“跨越”。这一过程伴随着农民工由原来传统的社会网络向新的开放式社会网络转变，由此伴生形成“跨越型”社会资本。上述动态变化是农民工群体由原来相对单一的“整合型”社会资本向“跨越型”社会资本过渡的过程，也使得农民工个体运用社会资本的机会得以扩充，群体内社会资本运用机会的不平等有可能发生。此外，投资的不平等可能因为社会资本积累和运用的机会不平等而相应变化，最终将使得农民工个体的社会资本数量和质量随之发生变化。 然而，上述社会资本变动的特点值得注意：第一，农民工群体是一个相对于城市当地劳动者而言聚集性较高的群体。他们容易成群地在同一个行业或者部门就业，先行者带动后来者到城市非农部门就业是非常普遍的事①。因此，无论在农村或者城市，他们与当地劳动者的社会网络相对分割，其交往圈较小(Demurger et al.，2009)，在社会网络和社会资本变动过程中，容易形成群体变动的一致性。也就是说，群体内成员之间的朋友圈、社交圈内信息和成员构成变动趋同，这可能使得群体内不同收入水平的成员因为社会资本数量和质量变动所受到的影响差别不大。第二，无论“整合型”或是“跨越型”社会资本，禀赋差异反映了两类社会资本在数量和质量上的潜在影响。这种潜在影响如果没有得到有效运用，则可能对其收入的影响不显著，反之则可能影响显著。因此，社会资本的禀赋差异本身并不能显著影响农民工群体的收入分布，只有有效运用社会资本才可能显著影响其群体内收入分布。有效运用与否取决于个体的行动策略、努力和行为反应。这一机制将在下文分析。 根据上述分析，我们提出如下基本假说： H2：“整合型”和“跨越型”社会资本的禀赋差异(数量和质量的差异)对农民工收入增长的影响不显著。 (二)社会资本的回报差异 回报差异，是由于群体间动员策略、行动努力或制度性反应的不同，而引起的一定量社会资本对不同个体产生不同的回报。在特定社会资本条件下，农民工个体的行动策略和行为反应差异很大程度上取决于不同的社会网络环境。“整合型”和“跨越型”社会网络环境不同。前者具有闭合性，通常由同质性的成员组成，他们可能具有相似的社会背景、相似的收入水平和相似的职业。在此类网络中，其成员之间信息交流充分。在网络内成员之间的收入、教育和职业具有一定差异的情况下，容易使得知识或就业技能由较高者向较低者传递，从而促进部分较低收入成员劳动绩效和收入水平提高。“整合型”网络中闭合形成的社会资本有利于形成上述网络内的学习扩散效应，因而使得群体内成员的经济状况趋同，这将可能缩小群体收入差距。“跨越型”网络则由具有不同类型成员“跨越”联结形成，它与传统闭合网络相异，具有开放性和异质性特点。所谓开放性，是说网络内成员变动较大，信息交流相对频繁。所谓异质性，是说“跨越型”网络带来与传统网络相异的知识和技能信息。因此，相应积累形成的“跨越型”社会资本使得部分成员劳动行为做出新的反应，收入水平得以提升。通常，这部分成员是处于传统网络内较高经济地位的成员，他们趋向于建立和运用“跨越型”社会资本，形成向上流动。另一部分成员则因为社会网络环境变化的反应不够迅速，收入提高相对缓慢。在上述两种趋势共同作用下，使得群体内成员的收入差异拉大。 由此，我们提出如下假说： H3：“整合型”社会资本会显著减小农民工群体内的收入差距；“跨越型”社会资本则会显著拉大群体内的收入差距。 综上所述，上述分析分别从纵向和横向两个维度考察“整合型”和“跨越型”社会资本对农民工收入的影响机制。从纵向上看，随着时间的推移，上述两类社会资本影响农民工的行为绩效，进而对其群体收入产生影响。从横向上看，群体内收入差距来源于因素影响的禀赋差异和回报差异，这两类差异对农民工就业绩效乃至收入影响呈现出不同机制。因此，无论是纵向的收入流动性分析还是横向的收入差距分析都可以归结为一个基本的分析框架，如图1。下文实证部分将具体分析两类社会资本对农民工群体收入流动和分化的影响程度。
图1：理论分析总体框架 三、数据和变量描述 本文所用数据来自2008年和2009年中山大学社会学系进行的农民工调查。该调查覆盖了珠三角地区9个城市(广州、深圳、珠海、佛山、肇庆[含四会、高要、鼎湖、端州]、东莞、惠州[含惠城、惠东、惠阳、博罗]、中山、江门)，采用分层随机抽样调查的方法，内容包括农民工的基本情况、工作状况、生活状况、企业情况、人际和社会参与等多个方面。在剔除了非农民工的样本，和一些有缺失值的样本后②，本文可利用的样本数为3306个，其中2008年为1972个，2009年为1334个。需要注意的一个问题是，农民工在企业的吃住安排可能有四种：包吃包住、只包吃、只包住和不管吃住，而他们所填的收入中并没有包含这一信息，不适于直接进行比较。因此本文对收入数据进行了调整，具体方法是，用原始的收入加上单位对吃住的补贴费用，减去单位扣除的吃住费用。本文从4个维度考察农民工收入的影响因素，分别是：农民工个体和家庭特征(年龄、性别、婚姻状况等)、人力资本特征(教育年限和工作经验)、社会资本特征(介绍工作、朋友关系、请客送礼情况等)和外部制度特征(企业用工制度、工作城市等)。主要解释变量的统计描述如表1所示。
农民工的“整合型”社会资本变量包括： (1)是否通过亲友找工作(relhelp)。农村家庭在社会生长和邻里交互过程中，会形成特定的生产、生活组织，即农村中的社区网络，亲友是这个社区网络的主要成员。农民原有的家庭及其亲戚关系是他们寻找非农就业的重要信息来源，此种社会网络成为农民在城市就业信息获取和经济地位提升的重要渠道(李培林，1996；Zhang & Li，2003)。 (2)企业是否有同乡会(assoc)。在农村，农民的社会资源通常局限于亲戚、朋友和社区邻居，进城以后，农民工的社会网络将会扩大，在原有社会网络基础上将会增加由地缘关系而形成的老乡等社会网络。这种“老乡”网络可能是成员由原有地域社会网络的简单空间转移，也有可能是因为此种地缘关系在城市新结识和构建的社会网络和资本。 (3)三个好友中是否有一个或以上是同学或老乡(fellow1)。这一变量的作用类似于企业中的同乡会，也是由农村传统的地缘、人缘等“关系”而带来的闭合性社会资本。 农民工的“跨越型”社会资本变量包括： (1)三个好友中是否有一个或以上是在打工后认识的非同学老乡(fellow2)。在调查问卷中，打工后认识的非同学老乡包括当地员工(工友)、企业主管、企业负责人、政府人员、企业家、当地人等，他们是与农民工拥有不同社会网络的成员。农民工与这些人结为好友，可以通过建立起来的“信任”、“人情”而影响自身的收入。 (2)是否有请客送礼(gift)。这可以理解为是农民工为进入新的社会网络而进行的投资。亲友之间不一定需要通过馈赠来维持关系网络(赵剑治、陆铭，2009)，农民工在城市中的交往开销主要用于工友、朋友、老乡和同学等。虽然在我们的定义中，老乡同学属于“整合型”社会资本的范畴，但考虑到这些在城市中的老乡和同学也积累了一定的“跨越型”社会资本，带来的资源和信息流动也是不同于“整合型”社会资本的。 (3)企业是否有工会(union)。企业内的工会由不同社会群体组织而成，这种现代性社会资本对农民工产生的效应将不仅反映在社会影响力上，使农民工谈判能力提升，也能促使他们由于不同群体的同伴激励而在工作能力上得以提升。 表1显示，男性和女性农民工样本大约各占一半，年龄平均在28岁左右。农民工的受教育年限在9～10年间，相当于初中水平，这表明珠三角地区农民工的教育水平偏低。从企业的用工制度来看，与企业签订合同的比例接近60%，比全国平均水平(约40%)要高；除了失业保险和生育保险，企业为农民工缴纳社会保险的比例也比全国平均水平高(国家统计局，2010)。从社会资本变量来看，大部分的农民工是通过亲友介绍找到工作的，比例接近60%；农民工在问卷中所填的三个好友中，关系类型属于同学老乡或在打工后认识的非同学老乡占比均较高；日常消费支出中，包含请客送礼的农民工比例大约只有30%；此外，企业组织中成立工会或同乡会的比例都很低，说明企业组织对农民工群体的影响力较小。 我们关注社会资本变量对年度收入差异的影响，首先观察2008年和2009年农民工的收入情况。从平均值来看，2009年农民工的收入水平比2008年有所提高，但标准差也有所加大。表2列出了衡量收入不均等程度的指标。以较为常用的基尼系数和泰尔指数为例，2008年农民工收入的基尼系数为0.241，而2009年为0.245；2008年农民工收入的泰尔指数为0.106；2009年则为0.112；2009年相对于2008年增长5.7%。实际上，所有的指标均表明，2009年农民工样本的收入不均等程度要高于2008年。表3还给出了两年样本的不同百分位点的收入水平。2009年各个百分位点的平均收入都比2008年高，在1%、10%、50%、90%和99%分位点，两年的差异均高于均值。上述结论表明，农民工群体内收入差距表现出明显扩大的态势。
四、实证分析 首先，我们采用由Firpo等(2009)提出的RIF无条件分位数回归方法③对两年的数据分别进行回归，被解释变量是农民工月收入的自然对数，相关结果如表4所示。
(一)社会资本变量 代表“整合型”社会资本的3个变量对农民工收入的影响基本不显著，在部分分位点上甚至是负向的影响。而作为“跨越型”社会资本代理变量之一的“请客送礼”(gift)则对收入有显著的正向影响，且收入分位点越高，系数越大。此外，农民工的三个好友中，关系类型属于在打工后认识的非同学老乡(fellow2)，对农民工的收入也有不太显著的正向影响。而“工会组织”(union)对收入的影响也不显著。为了更好地从整体上考察“整合型”和“跨越型”社会资本对农民工收入的影响，我们对“整合型”社会资本和“跨越型”社会资本分别进行基于主成分的因子分析，所得到的两个综合指数分别为：“整合型”社会资本综合指数(intecapital)和“跨越型”社会资本综合指数(crocapital)，指数计算公式为：
其中，n为保留的因子个数，
为第i个因子的方差贡献率，
为第i个因子的因子得分。 把“整合型”和“跨越型”社会资本综合指数代替社会资本具体变量，重新进行无条件分位数回归，结果如表5。除社会资本外的其他变量的显著性和符号均没有太大变化④。“整合型”社会资本综合指数(intecapital)对收入的影响不显著，且在中高收入分位点的影响为负。“跨越型”社会资本综合指数(crocapital)在两年里显著为正，且影响系数随着收入的提高而提高⑤。这与以社会资本具体变量进行回归的结果基本一致。上述结论支持了前文的理论假设H1。
(二)个体和家庭特征控制变量 除了婚姻状况和党员两个变量之外，其他变量都显著影响农民工的收入。其中，年龄和年龄平方变量的估计结果表明年龄与收入之间呈现倒“U”关系。男性农民工的收入显著高于女性农民工，且收入水平越高，男女收入差距越大。 (三)人力资本特征控制变量 工作经验对农民工收入的影响部分是显著的，而受教育年限则对各收入组均有显著的正向影响。我们比较表4中2008年和2009年教育对各收入分位点回报的结果显示：农民工收入水平越高，教育的回报也越大。这说明人力资本因素对农民工收入的增长起了重要作用。 (四)外部制度特征控制变量 签订合同对农民工收入有不太显著的负向影响。这反映出在现实中，签订合同对农民工的收入提高帮助不大，甚至可能会降低收入。由此，部分农民工对签订合同没有热情和积极性。例如，在我们的实地调查中发现：一些企业不仅社会保险中个人应缴部分要从员工工资中扣除，连企业需要缴纳的部分也从员工工资中扣除，导致了农民工收入的实际下降。此外，是否存在劳动争议也在不同程度上对农民工收入产生负向影响。 在对2008年和2009年的样本分别进行RIF无条件分位数回归的基础上，我们可以通过Oaxaca(1973)和Blinder(1973)提出的收入分解方法(OB分解)⑥将两组样本在不同分位点的年份收入水平差异分解为两部分：禀赋差异(Endowments disparity)和回报差异(Returns disparity)，表6(A)部分列出了这一结果。为了保证分解结果的稳健性，表6(B)和(C)部分还给出了采用Melly(2006)和Machado & Mata(2005)所提出的方法进行的收入差异分解。Melly(2006)和Machado & Mata(2005)所提出的方法十分类似，都是基于条件分位数回归进行分解，是对OB分解的进一步发展。所不同的是，Machado & Mata(2005)假设无条件收入分布是由随机样本产生，进而提供一个模拟估计；而Melly(2006)则通过整合包含一定协变量的条件收入分布来估计无条件收入分布。尽管Machado & Mata(2005)提供的方法不报告显著性水平，但由于Melly(2006)的分解方法是与之类似的，在数值上两者并没有太大的差异(见表6(B)和(C))，我们发现总的收入差异和回报差异都是显著的，而禀赋差异则不太显著，这与采用Firpo等(2009)提出的分解方法所得到的结果类似。这不难理解，对于在珠三角打工的农民工群体来说，在连续的两年内他们的各项特征不会有太大的变化。由于我们是以2008年为参照进行分解，正的收入差异数值表明，2009年的收入水平比2008年高。OB分解结果中，在各个分位点上，总的收入差异逐步提高，也表明高收入组收入增长快于低收入组，群体内收入差距在扩大。
Melly(2006)和Machado & Mata(2005)的分解方法的一个局限性是，它们不能计算出各个具体变量对收入差异的影响程度，而Firpo等(2009)的方法则解决了这一问题，表7是对详细的OB分解的一个汇总。总的来看，2008年和2009年农民工的收入差异主要由回报差异造成，且回报差异在总体上是显著的(见表6)。从(A)部分禀赋差异的分项结果看，“整合型”和“跨越型”社会资本在各个分位点上，对年度收入差异的影响程度都很小(均在5%以内，支持前文假设H2)，禀赋差异大部分由人力资本因素导致。从(B)部分回报差异的分项结果看，“整合型”社会资本在各个分位点都缩小了收入差异。而“跨越型”社会资本在50th分位点上造成了收入差异的扩大。从回报差异的百分比来看，“整合型”社会资本和“跨越型”社会资本对群体年份收入差异的影响程度在10%～50%之间。因此，“整合型”社会资本不利于农民工整体收入的向上提升，而“跨越型”社会资本则有利于农民工整体收入的增长，支持了理论假说H3。
对年度收入差异进行分解时，要求误差项与收入不相关，即误差项中不包含影响收入的因素(Fortin et al.，2011)。然而，该条件有可能得不到满足。例如，是否进行请客送礼可能与个人的观念有关，也就是说，收入在某种程度上是被个人选择所决定的，因此存在自选择偏误。要合理评估它对农民工收入的影响程度，就必须有效控制自选择偏误。我们采用倾向得分匹配方法(PSM)⑦来克服自选择偏误，估计请客送礼对农民工收入的影响。第一步，首先通过Logit模型得到每个农民工进行请客送礼的概率值，即倾向得分值(简称PS值)。第二步，对激励组(有请客送礼的群体)和控制组(没有请客送礼的群体)进行匹配，匹配方法有多种，如：最近邻匹配法(Nearest Neighbor Matching)、半径匹配法(Radius Matching)、核匹配法(Kernel Matching)和马氏匹配法(Mahalanobis Matching)等。本文采用马氏匹配法，为了说明匹配效果，图2和3分别呈现了激励组和控制组的倾向得分值在匹配前后的核密度函数。从图中可以看出：在匹配前，不管是2008年还是2009年，激励组和控制组PS值的概率分布都存在明显差异，如果直接比较这两组样本之间的收入差异，所得到的统计推断结果是有偏的。相比之下，在完成匹配后，两组样本PS 值的概率分布已经非常接近，表明二者的各方面特征已非常接近，平均处理效果ATT值⑧为0.133(0.017)，在1%水平上显著，匹配效果较好。
图2：匹配前“激励组”和“控制组”PS值概率分布
图3：匹配后“激励组”和“控制组”PS值概率分布 在上述匹配过程中，每个农民工样本都会得到一个权重，我们把权重加入到分解过程中，重新进行收入分解。观察表8三种分解方法的结果，总的收入差异都比匹配前有不同程度的加大。从(B)部分Melly(2006)分解方法的结果来看，总收入差异和回报差异跟匹配前一样是非常显著的，禀赋差异依然不太显著。
从表9的汇总结果来看，回报差异在各个分位点上的贡献度分别是78.54%、82.17%和64.18%，在总的收入差异中依然占主导地位，其中“整合型”社会资本和“跨越型”社会资本的解释力度较匹配前有所加强(大部分都在50%以上)。“整合型”社会资本的回报差异在各个分位点上均为负值，说明它对于各个收入组而言均会减小年度收入差异(即不利于群体收入的增长)；而“跨越型”社会资本在50th和90th分位点上均为正值，说明它有助于收入增长，且对高收入组的贡献(65.6%)大于对中等收入组的贡献(58.46%)。也就是说，有利于整体收入增长的因素——“跨越型”社会资本对高收入组的增长贡献更大，它会拉大群体内收入差距，进一步支持了理论假设H3。
需要注意的是，“教育”这一变量也有可能是内生的，因为受教育年限可能与一个人的能力、家庭背景等相关，导致误差项与收入不再相互独立。因此，接下来需要检验教育的内生性问题，如果教育的内生性确实存在，会影响其他解释变量系数估计的一致性(Johnston & Dinardo，1997)，则前面分析的结果是不可靠的。农民工父亲的受教育年限与农民工自身受教育年限往往相关性较强，而又对农民工的收入没有太大的影响，我们以之作为工具变量，使用Kwak(2010)的方法进行分位数估计。由于2009年的调查问卷中没有针对农民工父亲的受教育年限这一问题，所以只能对2008年的样本做工具变量分位数回归，回归结果如表10所示。但是由于Kwak(2010)的方法只能进行条件分位数回归，为了保证结果的稳健性，我们用代理变量方法重新作了检验。类似Messinis(2013)的做法，通过Logit概率模型计算出农民工获得高层次教育的得分，作为不可观测的“能力”因素的代理变量。被解释变量是“是否获得高层次教育”的二元变量(教育年限达到12年或以上，2008年的比例是32.8%)，解释变量包括年龄、年龄的平方、性别、婚姻状况、是否有小孩、是否为党员、是否获得资格证、家里是否有责任田(地、山)、家庭经济状况是否在中等或以上、是否具有广东户籍和工作所在地户籍。回归后，可以得到每个变量的系数，进而可以计算出每个农民工的得分，把该代理变量(ability)加入模型中，进行RIF无条件分位数回归，得到表11的结果。从表10和表11的结果来看，受教育年限对收入的影响依然显著，系数略有下降，“能力”代理变量仅在50th分位点显著，而社会资本变量的符号和显著性均没有太大的变化。我们进一步使用Stata命令“ivreg2”对受教育年限进行内生性检验，该命令能得到各个解释变量对被解释变量的平均效应，得到统计量的值为0.001，P值为0.971，说明不能拒绝教育是外生性变量的原假设。综上所述，前文所做的回归和分解分析中，教育并不存在内生性问题，因此前文的分析结果是可靠的。
五、主要结论 本文通过对珠三角地区农民工调查数据的实证研究，发现如下主要结论： (1)无论从农民工整体收入变动还是从群体内各收入组的收入变动状况看，农民工群体的收入差距均呈现显著扩大的趋势。 (2)从农民工整体收入的影响因素看，“整合型”社会资本对收入的影响不显著；“跨越型”社会资本显著为正，且影响系数随着群体内收入的提高而增大。 (3)比较2008和2009年的数据，我们发现：社会资本的禀赋差异对农民工年度收入流动的影响程度小且不显著。也就是说，农民工在社会资本质量和数量上的差异，并不会导致他们年度收入差异的减小或拉大。 社会资本的回报差异对年度收入流动的影响大且显著。其中，“整合型”社会资本会减小年度收入差异，即不利于整体收入增长；而“跨越型”社会资本则会拉大年度收入差异，从而有助于整体收入增长。进一步地，群体内收入越高，“跨越型”社会资本对其收入提升的影响程度越大。 (4)教育对收入有显著的正向影响，农民工收入水平越高，教育的回报也越大。 本文的结论具有如下可能的政策含义： 第一，农民工群体内的收入呈现分化的趋势。为了持续推进城镇化，政府部门需要跟踪观察农民工群体内的收入分化和社会关系网络的演变状况。尤其需要重点关注低收入组农民工的社会网络，为他们搭建沟通平台，促进他们与当地人联系和交流；同时，探索有效的教育支持手段帮助其提升教育水平，运用各种可能的社会资源促进农民工提高收入。 第二，“整合型”社会资本与“跨越型”社会资本对农民工群体内部收入分化的作用方向不同。“整合型”社会资本具有减小群体内收入差距的作用，而“跨越型”社会资本具有拉大群体内收入差距的作用。因此，在引导农民工群体融入当地社区时应注意到两类社会资本所带来的不同作用，鼓励和引导农民工在自愿基础上适当发展社会组织，这有利于帮助农民工在延伸传统“整合型”网络基础上适度发展“跨越型”社会网络。 第三，政府部门需要在如下两方面做到平衡：一方面，为了发挥“整合型”社会资本缩小收入差距的作用，可以鼓励农民工运用各种社会资源就近转移，推进就地城镇化，这样有利于整体提升农民工群体收入，而不至使群体内收入差距过分拉大；另一方面，为了促进农民工整体收入提升，鼓励农民工更好地融入城市社会，可以尝试建立更加开放的针对不同群体劳动者的知识、信息和社交平台，稳步提升农民工的社会经济地位。 ①本文的调查数据表明：2008和2009年样本农民工中依靠亲友找工作的比例分别是57.2%和56.3%，所占比例相较于市场招聘、政府介绍等渠道而言最高。 ②2008和2009年原始样本个数分别为2510个和1766个。2008年中含缺失值的样本有119个，删除这些样本后，非农民工样本有419个；2009年中含缺失值的样本有71个，删除这些样本后，非农民工样本有361个。 ③限于篇幅，RIF无条件分位数回归方法的原理未作详细介绍，有兴趣的读者可以参考Firpo等(2009)。 ④限于篇幅，其他变量的结果并未列出。读者如果需要，敬请联系作者。 ⑤表5的RIF无条件分位数回归结果表明：2008年，“跨越型”社会资本对各10%、50%、90%收入分位点的影响系数分别是0.0387、0.0408、0.1160，即随着收入组的提高，影响系数增大。2009年，呈现类似规律。 ⑥限于篇幅，OB分解的原理未作详细介绍，有兴趣的读者可以参考Oaxaca(1973)、Blinder(1973)及Fortin等(2011)。 ⑦限于篇幅，倾向得分匹配方法的原理未作详细介绍，有兴趣的读者可以参考Rosenbaum & Rubin(1983)。 ⑧在对平均激励效果ATT进行统计推断的过程中，由于进行请客送礼的样本数较少，可能导致小样本偏误，本文进一步采用了“自抽样法(Bootstrap)”获得相关统计量的标准误，从而进行统计推断。
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