农民工流动与公共信任关系的实证研究——基于农村市场化进程的视角，本文主要内容关键词为：农民工论文,视角论文,进程论文,农村论文,实证研究论文，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。
一、关于转型经济中公共信任的文献评述
中国社会在传统上属于低信任度的社会(Fukuyama,1995)，公共信任作为在一种长期互动中形成的社会资本是极其珍贵的。在中国农村由传统社会走向现代化的过程中，农民工的大规模流动对中国整体社会形成了巨大的冲击。那么，农民工的流动会不会影响到农村社会中的公共信任？反过来，中国农村居民在农村社会中形成的公共信任是否会影响到农民工流动？对以上问题的思考和实证研究，不仅能让我们观察到公共信任在农村市场化转型过程中的变化趋势，还能够为社会公共信任的影响机制提供证据，并以此为理解当代中国农村社会的市场化变迁提供一个新的视角。一项针对波兰的社会学研究(Sztompka,1999)发现，在经济转型中，人们的公共信任经历了一个先下降再上升的过程。在市场化转型前期，公共信任下降的重要原因在于人们在新旧体制的交替过程中面临着巨大的不确定性；而当转型取得了较为显著的成效时，人们对于公共机构的信任又会明显提高。
自20世纪80年代中期以来，中国经历了历史上最大规模的农民工向城市的流动，这是中国市场化转型过程中最为重要的经济社会现象。虽然还没有文献研究中国的农村公共信任的影响因素，但从来自其他国家的研究中可以推断，市场化转型对中国农村公共信任的影响可能来自3个层面：(1)在家庭层面上，农民工流动是市场化进程中一个非常重要的现象，它可能会对信任产生影响(Miguel et al.,2006)。(2)在社区层面上，市场化的结果之一是农村居民的收入差距在扩大(Benjamin and Brandt,1999)，而收入差距本身就有可能影响公共信任(Alesina and Ferrara 2000)。(3)在更宏观的层面上，市场化是在更大的范围推进的，它具体表现为不同省份之间在市场化进程中的差异，这种存在于不同地区之间的市场化进程的差异也会对不同地区的公共信任产生影响。中国的公共信任如何随着市场化而发生变化却没有相应的研究。在上述3个方面中，对经济学家们来说，农村家庭层面的劳动力流动对于公共信任的影响尤其富有挑战性。首先，这个问题还没有相应的经济学研究，而已有文献在研究农民工流动与信任之间的关系时，有可能存在的遗漏变量或联立性内生问题并没有得到足够的重视。其次，中国长期以来的城乡二元分割体制在市场化转型中仍然存在，农民工的流动主要是处于城市歧视环境中的短期流动(Zhao，1999a；1999b)，这种中国独有的特殊性质就可能使农民工流动与公共信任之间的关系表现出相应的“中国特色”。
作为市场化的另一个结果，社区层面的收入差距也可能会影响公共信任。Putnam(1993)指出，信任在一个高度分化的社会里是很难建立的。社会的资源分配对于人们建立共同的信念和价值观来说非常重要，当资源分配的不平等程度较高时，分化的价值观会降低人们的信任度(Boix and Posner,1998)。Alesina和Ferrara(2000)用美国的微观数据发现，在同时控制了种族和民族的异质性时，收入差距对公共信任有不显著的负面影响。因此，本文也将考察收入差距对公共信任的作用。
除了笔者关注的市场化可能通过农民工流动和收入差距对公共信任产生影响之外，已有的政治学文献还发现了其他影响公共信任的重要因素，我们能够由此借鉴来自于政治学家们的智慧。Cole(1973)以及Mishler和Rose(2001)都发现，影响公共信任的因素主要来自3个方面，分别是个人特征、社会经济环境和公共机构的工作绩效。在个人层面，年龄、教育、收入和种族都显著影响公共信任；在社区层面，经济的发展和社会秩序的稳定能提高公共信任；公共机构的工作绩效也是决定公共信任的重要因素。而经济学家们还没有重视公共信任来源的研究。一个例外是Alesina和Ferrara(2000)，首先，他们研究了美国社会信任水平的决定因素，发现个人和社区的特征都会影响信任。其中，对信任有重要影响的个人特征包括个人的收入、教育和不幸的经历；被歧视的群体(如妇女、少数民族和黑人)信任度更低。在社区层面影响信任的有收入、种族和民族异质性，以及社区的稳定性和人口流动。然后，他们关注了收入、种族和民族的异质性对公共信任的影响，在控制了以上个人和社区的因素时，发现种族和民族的异质性会显著减少公共信任①。在中国，公共信任(特别是社区层面的公共信任)对减少农村贫困有非常重要的作用，并且这种非市场力量的作用不会被市场化所削弱。因此，对于公共信任来源的研究，对于我们思考如何提高信任以促进经济社会和谐发展和减少贫困有重要的意义②。
与已有文献的比较，本研究可能的贡献有两点：第一，从研究主题上来说，本文考察了家庭层面的农民工流动、社区层面的收入差距和省级层面的市场化进程对于公共信任的影响，从而能较全面地理解中国农村在市场化转型中农民工流动与公共信任的重要关系。第二，从估计方法上来说，本文对农民工流动和公共信任分别选取了工具变量，处理了模型可能存在的遗漏变量和联立性内生的问题，通过建立并估计公共信任和农民工流动相互影响的模型确认了它们之间的关系。
二、数据和模型
本研究主要的数据来源是复旦大学中国社会主义市场经济研究中心的《2004年中国农村调查数据库》，涵盖了北京、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、江苏、浙江、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、海南、四川、陕西、甘肃和宁夏在内的22个省份。本文中的有效样本包含了分布在22个省份的48个村的938户家庭在2003年的相关信息，每个村的家庭样本数大约为20个，即包括48个村级层面，938个家庭层面和2755个农民工的个人层面的截面数据。
本文度量市场化程度的数据来自樊纲和王小鲁的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告(2002年)》。该报告建立了市场化程度的整体评价体系，从以下5个方面分别对各省的相对市场化程度进行了评分：政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育和法律制度环境。在此基础上形成的各省份市场化进程相对指数从1到10，是个连续变量，指数越高表示市场化程度越高。我们使用了2002年各省份的市场化指数，用滞后一年的数据的一个好处是减轻了市场化指数本身可能存在的联立内生性。
为了研究公共信任与农民工流动之间的关系，本文分别对公共信任的决定方程(1)和农民工流动的决定方程(2)进行了估计：
在上述两个方程中，最为重要的变量就是信任(trust)。文中用家庭对于县和乡政府、司法立法机构和教育机构三种社会公共机构的工作人员的信任度来度量家庭的公共信任。信任度从1到3分别是：完全不信任、有所信任、完全信任。县乡级公共机构是农村基层政府中最为重要的一层，很多农村的政策都是由县乡级公共机构制定和执行的。本文用回答问卷的人的公共信任代理了家庭的公共信任，其理论基础是：回答问卷的人的信任是与家庭的信任严格正相关的，而且当信任作为方程(2)中的解释变量时，如果我们能够找到度量信任的变量，那么，家庭中某个人的信任不会再对劳动力流动决策产生影响。当然，用回答问卷的人的公共信任代理家庭的公共信任可能存在度量误差。在方程(1)中，由于trust是被解释变量，因此，随机的度量误差不会影响变量系数的无偏性。在方程(2)中，trust是解释变量，此时，虽然度量误差会导致估计的衰减偏误，即在符号不变的情况下系数的大小会被低估，但却不会影响到变量系数的符号(Wooldridge,2002)。在方程(2)中，我们最为关注的是信任作为解释变量对农民工流动的作用方向。本文在后面对方程(2)进行估计时，采用了户主的党员身份作为公共信任的工具变量。当无法得知回答公共信任的问题的人是否是户主时，用户主的党员身份作为工具变量能够克服由于可能存在的测量误差造成的估计偏误。本研究采用了主成分分析法来构造公共信任这个变量，并选取了第一主成分。
本文在家庭层面建立了公共信任的决定方程(1)，方程中的下标表示第i个家庭。被解释变量是信任trust。在方程右边的解释变量中，本文重点研究了家庭层面的农民工流动(migration)、社区层面的收入差距(inequality)和省级层面的市场化(market)对信任的影响。其中，作为农民工流动的度量，我们分别放入了家庭的农民工流动率(migration1)和社区的农民工流动率(migration2)(用每个村在排除了本家庭的劳动力流动之外的其他样本家庭的劳动力流动来计算社区的流动率。因为社区的劳动力流动率没有包括本家庭的劳动力流动，因而较少地受到本家庭的信任的影响，减轻了社区的劳动力流动的联立性内生问题)。收入差距(inequality)的度量是村内每个家庭的人均收入与村平均收入之间的标准差③。为了发现市场化与公共信任之间是否存在非线性的关系，我们还放入了市场化的平方(market[2])。除此之外，我们还控制了已有研究发现的影响公共信任的重要变量(Cole,1973; Alesina and Ferrara,2000; Mishler and Rose,2001)。在家庭层面上，年龄较大的人和女性的公共信任度较低；有较高受教育程度和收入水平的人更愿意信任公共机构；家庭过去的财产损失会影响信任(Alesina and Ferrara,2000)。而且，在中国，党员有可能更加信任社会公共机构。因此，我们在家庭特征X[，i]里包括：户主的年龄(age)，户主的性别(sex)，户主是否已婚(marr)，户主的教育程度(edu)，户主是否党员(pc)，人均纯收入的对数ln(income)和家庭在去年失窃的财产占收入的比重(misfortune)。在社区层面上，社区的规模有可能影响公共信任；生活在经济发展水平较高、社会秩序较好的社区的人有更高的公共信任度(Alesina and Ferrara,2000; Mishler and Rose,2001)。在中国，社区所处的地形特征也可能通过影响人们与公共机构的互动频率来影响公共信任。因此，我们控制的村的特征Z[，i]包括：村的面积(vsize)，村的人均纯收入的对数ln(vincome)，村在一年内发生的刑事案件数(crime)，村是否处于平原(plain)或丘陵④(hill)。
在农民工的个人层面上，本文建立了Probit模型方程(2)来考察其流动的决定因素。为了确认农民工流动与公共信任之间的相互影响，笔者也曾经试图同时在家庭层面建立公共信任的决定方程和农民工流动的决定方程，但是，无论我们用农民工流动的数量、比率，还是用是否有农民工流动作为度量指标，公共信任都不显著影响家庭的农民工流动。我们担心这是由于家庭的样本量比较小，而农民工流动的决策更多地基于劳动力的个人特征。因此，我们在劳动力的个人层面重新建立了农民工流动的决定方程(2)⑤。方程中的下标表示第i个家庭；下标j表示第j个人。被解释变量农民工流动migration是0-1变量，农民工流动为1，非流动为0，方程左边表示农民工流动的概率。我们最关注的解释变量是公共信任trust，但是，我们并没有家庭中每个农民工的公共信任的度量，因此，我们用回答问卷的人的信任作为家庭信任的代理变量。另外，我们还放入了社区的公共信任度⑥(trust2)。我们还对市场化对于农民工流动的影响感兴趣，所以放入了市场化(market)和市场化的平方项(market[2])。与方程(1)一样，我们还控制了已有研究发现的影响农民工流动的重要因素(Zhao，1999a；1999b)。X[，i]是劳动力的个人特征，包括：劳动力的年龄(age)，劳动力的性别(sex)，劳动力是否已婚(marr)，劳动力的受教育程度(edu)，家庭在城市的亲友数⑦(network)，人均土地(land)。Z[，i]是村的特征，包括村是否通柏油马路(road)，村是否处于平原(plain)或丘陵(hill)。
本研究的估计方法从两个方面考虑了可能存在的内生性问题。首先，方程(1)中的农民工流动有可能存在遗漏变量和联立性内生的问题，需要寻找合适的工具变量。赵耀辉(Zhao，1999a；1999b)发现，人均拥有的土地量会显著减少劳动力流动。而且，人均占有土地量本身不会直接影响公共信任。因此，我们采用了人均占有土地量作为农民工流动的工具变量。其次，在对方程(2)进行估计时，我们将党员身份作为公共信任的工具变量，因为党员对当地公共机构的信任度更高，而党员身份又不显著影响农民工流动，当我们在方程(2)中加入党员身份时，这个变量并不显著。在方程(2)中，用党员身份作工具变量不仅能克服内生性问题可能造成的估计偏误，还能克服在上文提到的测量误差可能造成的估计偏误。本研究在对模型进行估计时并没有采用3SLS(三阶段最小二乘法)。一方面是因为方程(1)是家庭层面的样本，而方程(2)是劳动力个人层面的样本，样本数据的不同使我们不能采用3SLS。另一方面，方程(2)里的农民工流动是0-1变量，当被解释变量为0-1变量时，如果采用3SLS进行估计，农民工流动的方程将会被作为线性模型处理。我们的估计方法是对两个方程分别利用2SLS方法(两阶段最小二乘法)进行估计。本研究的估计结果不仅确认了在方程(1)中变量内生性问题是存在的，而且通过采用工具变量解决了遗漏变量和联立性内生的问题，得到了模型参数的一致估计。
三、实证结果
表1报告了对公共信任的决定方程(1)进行估计的结果。trust OLS是OLS回归的结果，在本文最关注的农民工流动里，社区的农民工流动率显著地增加公共信任，而家庭层面的农民工流动率对公共信任没有显著影响。但是，农民工流动有可能存在遗漏变量或联立性内生问题，需要使用工具变量来加以解决。因此，我们分别用家庭人均土地面积作为家庭流动率的工具变量，村的人均土地面积作为村流动率的工具变量，在migration1 1st(1)和migration2 1st(2)报告了2SLS第一阶段回归的结果。我们发现，家庭的人均土地面积显著地减少家庭层面的农民工流动率，而且村的人均土地面积也显著减少村的流动率，这说明人均土地面积的确可以作为农民工流动的工具变量。人均土地面积作为农民工流动有效的工具变量有两层含义：一方面，从统计的角度来说，通过使用人均土地面积作为工具变量，能够得到农民工流动对信任影响的一致估计；另一方面，这也反映出土地是进行农民工流动的决策时考虑的重要因素，这也是我国农民工流动的重要特征之一。trust 2SLS报告了2SLS回归的结果，而且Hausman检验也支持了2SLS的结果，而拒绝了OLS的结果。这说明农民工流动的确存在内生性问题，从系数大小来看，OLS报告的结果明显低估了农民工流动对于公共信任的影响。接下来，我们在表1的2SLS结果的基础上对估计结果进行解释。
表1 信任的决定方程
注：(1)括号内的数值为稳健性标准差；(2)***，**，*分别表示在1％、5％和10％水平上显著
首先，社区的农民工流动率会显著地增加信任，而家庭的农民工流动率对公共信任则没有显著影响。这与Alesina和Ferrara(2000)的发现一致，即农民工流动对信任的影响是在社区层面发挥作用的，而在家庭层面则对信任没有显著作用。但是与在其他国家的发现(Alesina and Ferrara,2000; Miguel et al.,2006)不同的是，中国的农民工流动会增加农村居民在原农村社区的公共信任。这似乎和以上文献的理论并不太相符，因为以上研究都认为流动会减少相互合作以及对于长期互动的期望，进而降低信任度。但是，中国的农民工流动所具有的特殊性能够对此发现提供合理的解释。赵耀辉(Zhao，1999a；1999b)和蔡昉等(2004)指出，中国的农民工在城市里受到来自于政府机构、城市居民和媒体等各个方面的歧视，他们缺乏来自城市的认同感，面临很高的心理调整成本，而农民工流动就是在这样存在歧视的环境下进行的短期流动。因此，我们有理由把中国农村家庭对于农村当地机构的公共信任理解成为与城市相比的相对信任。当农民工结束在城市的短期流动回到农村时，在城市受到的歧视待遇会形成对城市机构或居民的负面评价，而且，这种负面评价作为一种信息在农村居民的互动中得以传播，当社区的农民工流动率越高时，这种信息来源就越广泛，形成更为普遍的对城市的负面评价。因此，在没有歧视的农村当地，农民工对于城市的普遍负面评价会使农村居民提高对当地农村公共机构的相对信任。这一发现也从另一个角度证实了Portes(1993)的观点。对于农民工来说，劳动力社区内部和原有的农村社区都代表了没有歧视的、同质的社会和文化背景。因此，当受到来自外部的歧视时，他们会提高对于同质社区的信任度。本文的发现也许能够说明，在中国的城乡二元分割体制下，一方面，由于中国的农民工流动以短期流动为主，因此，农民工的流动减少他们与当地机构进行长期互动的效应比较有限；另一方面，农民工流动还有可能通过由歧视产生的对城市的负面评价影响原农村社区的公共信任。而且，当歧视已经成为较为普遍的现象时，这一机制对于公共信任有更大的影响。
此外，社区层面的收入差距会显著地减少公共信任，这或许也表明了市场化间接影响公共信任的一个机制⑧。在中国经济转型的过程中，农村居民间的收入差距在进一步扩大，这将不利于公共信任的提高。在省级层面上，市场化与市场化的平方项都很显著并且符号相反，这说明，省级层面的市场化进程本身对于公共信任的影响是呈U型的，这和波兰在经济转型中的公共信任变化一致。在中国的经济转型中，公共信任也会随着市场化程度的提高经历一个先下降后上升的过程。这一变化过程的拐点大约出现在市场化程度为6.6左右的水平上。市场化程度低于6.6的包括16个省的33个村，在这些地区，市场化是减少公共信任的；市场化程度高于6.6的包括7个省的15个村，这些地区的市场化会增加公共信任。
最后，家庭特征和社区特征也会影响信任。在家庭特征中，女性的公共信任度更低，在中国农村女性的社会地位是低于男性的，这也证实了传统上社会地位较低的群体的信任度更低(Alesina and Ferrara,2000)；党员的信任度更高，在中国，党员身份是一种政治资本，党员与社会公共机构的互动更多，因此他们的公共信任度也比较高。在社区层面，在中国，较大村的农村居民有更高的公共信任度；社区的平均收入水平会提高公共信任，社区的犯罪率会减少公共信任，这些都和已有研究一致(Mishler and Rose,2001)，当人们对当地的经济发展和社会秩序满意时，他们对当地公共机构的信任度也较高。
从表1中通过采用工具变量得到了农民工流动影响公共信任的一致估计。但是，我们并不知道公共信任是否会影响农民工流动。为了完整地展现它们之间的相互影响关系，我们在表2报告了对农民工流动的决定方程(2)的估计结果。表2中migration probit列是probit回归的结果，社区层面的信任显著减少农民工流动，而家庭层面的公共信任并不显著影响农民工流动。在这里，社区层面的公共信任是在排除了本家庭以后进行计算的，因此联立性内生问题得到了减轻。但是，家庭层面的公共信任仍然可能存在遗漏变量或联立性内生问题，需要用工具变量加以解决。我们用户主是否党员来作为家庭层面的公共信任的工具变量，因为党员身份在表1中显著影响公共信任，但是不会直接影响农民工流动。表2中trust1 1st列报告了第一阶段回归的结果，户主的党员身份的确会显著提高家庭的公共信任。表2中migration IV probit列是ivprobit回归的结果，但Wald外生性检验拒绝了ivprobit的结果，接受了probit的结果。这说明，在理论上有可能存在的公共信任的内生性和测量误差并不会在统计上使模型估计的结果产生显著偏误。因此，我们在probit回归结果的基础上进行分析。
表2 农民工流动的决定方程
注：括号内的数值为稳健性标准差；***，**，*分别表示在1％、5％和10％水平上显著。第一列报告了由命令-dprobit-得到的偏效应和标准差；wald test of exogeneity是对被工具的变量是否外生的检验，参见Wooldridge，2002：472～477
我们最关注的是公共信任对于农民工流动的影响，社区层面的公共信任会显著减少农民工流动，而家庭的公共信任对农民工流动没有显著影响。这证实了公共信任是一种公共品，它主要在社区层面影响农民工流动。更重要的是，我们能够由此回答本文提出的一个重要问题，即公共信任会减少农民工流动。农民工流动将会面临不确定性和风险，而当农村社区层面的公共信任度较高时，会在社区形成一种降低风险的非正式制度，从这种非正式制度中，农村劳动力留在原来的农村社区能够获得相对较高的效用，于是他们将减少流动。赵耀辉(Zhao，1999a；1999b)提出，农民工流动在很大程度上受到非经济因素的影响。我们能够根据我们的计量结果增加有关非经济因素如何影响农民工流动的新的认识，即原社区的公共信任减少农民工流动。
除了上述发现之外，本研究还发现了市场化的重要作用，市场化对于农民工流动的影响是倒U型的曲线，农民工流动将随着市场化程度的提高而增加，但是当市场化程度到达一定水平后，农民工的流动将减少。这一非线性关系的拐点出现在7.1左右，市场化程度在7.1以下的有17个省的35个村，市场化程度在7.1以上的有6个省的13个村。农村家庭在城市的亲友数对农民工流动有正的影响，但在我们的样本里显著程度不高。最后，与已有研究(Zhao，1999a；1999b)一致的是，男性和受教育程度高的农民工流动倾向更高，而大龄和已婚却是减少农民工流动倾向的。
四、基本结论
通过本文的实证分析，我们可以清楚地理解农民工流动与公共信任之间相互影响的关系，但这种相互影响并不是直接表现为家庭层面的农民工流动和公共信任之间的相互影响。确切地说，本文的发现是，村一级的农民工流动比率增强了人们对于原农村社区的公共信任，而村一级的公共信任又会显著地减少农民工的流动倾向。在中国经济转型的过程中，农村流动的农民工在面临城市的歧视环境下会增加对农村当地公共机构的相对信任；而农村的公共信任度越高，这种降低风险的非正式制度就会使得农民工越不愿意流动。除此之外，我们还发现了社区层面的收入差距和省级层面的市场化进程对于信任的影响。收入差距对公共信任有负面影响，而且，在中国市场化水平还比较低的大部分地区，市场化进程会显著地降低公共信任；而在市场化程度较高的小部分地区，市场化将提高公共信任。
注释：
①Delhey和Newton(2003)考察了7个国家内部的信任来源，从个人层面和社区层面提出了6种信任决定的理论，并通过实证结果进行了检验。他们发现，个人的福利水平、社区安全和社会网络的参与是决定信任的最重要因素。有较高福利水平的人的信任度也较高；冲突的减少和社区安全的增加都有利于提高信任；经常参与社会关系网络也会显著地增加信任
②经济学家之所以重视信任的研究，还因为信任能够促进合作，形成减少交易成本和降低风险的非正式制度(Fukuyama，1995；2000)，能够有效地促进经济增长(Putnam,1993; Knack and Keefer,1997; Zak and Knack,2001)
③笔者也曾用调查中各村的20户收入计算过Gini系数来作为收入差距指标，但使用这一指标时，Hausman检验拒绝了劳动力流动具有显著的内生性，而在OLS回归结果中Gini系数不显著的为正。这可能是因为笔者过于依赖调查所获得的20户信息来推断全村的收入差距，于是，在仍然利用每村20户的信息的同时，本研究利用了调查所得的每村的平均收入指标，通过构造家庭收入的标准差来作为收入差距指标
④由于缺少关于公共机构工作绩效的度量，因此，本文只考察了个人和社区因素对于公共信任的影响
⑤实证结果表明，在将样本量从家庭层面扩大到劳动力个人层面的时候，公共信任显著地影响农民工流动，但是符号并没有发生变化，除此之外，其他变量的显著性和符号都基本没有发生变化
⑥笔者将每个村在排除了本家庭的信任度之外的其他样本家庭的平均信任度来度量社区层面的信任度。这样做有两点理由：第一，由于社区层面的信任没有包括本家庭的信任，因而较少地受到本家庭的劳动力流动的影响，减轻了社区层面的信任的联立性内生问题；第二，从经济学含义上来说，社区层面的信任变量度量的是其对本家庭的外部性，体现出了社区内部其他家庭与本家庭之间的社会互动，从而在经济学上具有更为具体的含义
⑦亲友关系这一社会网络在城市的农民工市场上的作用已经得到证实(Knight and Yueh,2002)，因此，笔者用家庭在城市的亲友数来考察社会网络对于农民工流动的影响
⑧但是，笔者用Gini系数和标准差分别度量收入差距时得到的结果并不一致，因此，收入差距会显著减少公共信任并不是一个很稳健的结论。而且，Alesina和Ferrara(2000)也没有得出收入差距会显著减少公共信任的结论。因此，这一问题还有待于进一步的研究