同乡会对农民工劳动收入的影响，本文主要内容关键词为：会对论文,农民工论文,同乡论文,收入论文，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。
中国正在经历人类历史上最大规模的人口流动。改革开放三十多年来，大量农村居民进城务工，形成一个庞大的农民工群体。农民工离土离乡，既转变了就业方式，也脱离了原来生活的乡土社会。而同乡会以地缘为纽带，是移民在异地相互联系、交流和互助的组织。对农民工而言，同乡会是一种非常重要且极具特色的社会资本，其如何影响农民工的劳动收入，值得进行研究。 同乡会植根于同乡文化，是“同省旅居者的正式结社”，其目的在于“敦亲睦之谊”、“叙桑梓之乐”。[1]而作为在情感上为异乡人“联络乡谊”[2]的组织，同乡会不仅是农民工维护自身权益的组织化平台，改变农民工个人化的利益表达方式[3][4]，而且作为一种组织化的社会资本，它也能促进农民工在城市社会的就业和收入的增加[5]。 目前，大部分研究集中于讨论同乡会的合法性，并且多从历史学.社会管理等角度进行理论分析，少有研究从实证的角度论证在人口流动加剧的背景下同乡会的经济功能。而从社会资本角度理解同乡会对农民工劳动收入的促进作用是非常必要的，不仅能在人口流动背景下深化我们对同乡会功用的认识，而且能进一步推动我国流动人口社会融合的本土化实践。 一、社会资本视野下的同乡会与农民工劳动收入——文献综述 同乡会原来是指少数族群聚集的一种形式，在人口流动的情境中，它既是差序格局下移民在城市中的聚集，又是同一流出地人口基于地缘关系组成的正式组织，从这个意义上理解，同乡会的基础是个人的同乡关系网络，具有组织化特征。有研究指出，同乡会的身份资格来自差序格局中的一环，并且以相同身份——大家都从属于同一地缘，都有资格加入同乡组织——获得成员资格，而且在加入同乡组织之前大家一般彼此之间并无交往历史。[6]这一特征同样适用于农民工的同乡会——既存在正式组织结构以保证同乡会的运行，又存在非正式的乡土情结作为连接纽带。 已有文献不乏对同乡会的起源、功能以及合法性进行的探讨。以少数族裔聚集研究为代表的理论分析构成了同乡会研究的理论基础。同乡会的形成基于移民的聚集，这种聚集往往是具有自我保护性质的。少数族裔以族群聚集的方式组织起来，能在同种族的经济体中获得相对公平的经济机会[7]，尤其是在就业、生存资源的提供上，移民的聚集能够实现劳动力供需双方的共赢[8]。而对同乡会存在的合法性的讨论则根源于同乡会组织的特殊性。有研究从宪法学的角度对同乡会组织予以法律意义上的承认，认为同乡会作为一种兼具亲密性与表达性的社团，已经落入了结社自由的规范领域，应受宪法保护。[9]但也有研究认为，同乡会介于“合法民间组织”和“非法民间组织”之间[10]，甚至有犯罪化的可能，当与雇主发生矛盾时，往往采取“过激”的行为，容易产生社会治安案件[11]，同乡会的合法性也因此而受到质疑。 对农民工而言，“离土又离乡”进入一个陌生的城市社会，积累社会资本、培育社会网络对其就业将起到重要的作用。一些分析发现，农民工的信息来源、找到工作的方式、进城工作的行为方式以及在城市中的交往方式，都更多地依赖于以亲缘、地缘为纽结的社会关系网络。[12]从这个角度来说，同乡会聚集大量在城市落地生根的同乡资源，将是农民工尤其是初来乍到的农民工在城市获取社会资本的有效方式，从而对其劳动收入带来正面影响。 社会资本是促进农村劳动力非农就业的重要因素，在多数情况下，社会资本对农村劳动力非农就业参与有统计上显著的正效应，并且能促进劳动力获得更多的工资收入[13]，但不同类型的社会资本对农民工就业及收入水平的影响也存在差别。王春超在分析农民工的社会资本对其收入的作用时，将社会资本区分成强调农民工和当地员工之间关系的“跨越型”社会资本和因地缘或亲缘而形成的“整合型”社会资本两大类，发现农民工在城市社会建立的“跨越型”社会资本(如工会、认识的当地居民数量等)对农民工收入产生显著的影响，而“整合型”社会资本，如同乡关系。对收入的影响程度则不如“跨越型”社会资本。[14]该研究使用了“来自北方或南方”的指标设置来衡量地缘因素，并不能直接度量同乡关系，更不能涵盖同乡会的概念。而另一些研究肯定了就业场所中的同乡聚集对农民工的经济促进作用，即有助于提高农民工的劳动力市场收益[15]，但就业场所的同乡资源在一定程度上代表了企业特征，并非严格意义上的同乡会。同乡会作为一种以地缘关系为纽带的“整合型”社会资本，它对收入和就业的影响还并不明晰。 另外一些研究则表明社会资本对农民工收入的影响作用并不明显，其中既包括基本的家庭关系、亲属关系这样的“强关系网络”，也包括老乡关系这类“弱关系网络”。宗成峰考察了弱关系(通过朋友、熟人、老乡等关系来获得工作)和参与工作组织情况(业余参与到同乡会、工会工作联盟等)，而这些因素并未对农民工工资收入带来显著影响，但由于其所研究的样本仅限于建筑工人，同质性较高，不能全方位描述农民工社会资本对收入影响的整体样貌。[16]何国俊等以婚姻状况、找工作途径(亲戚、老乡)和在京其他家人数作为社会资本变量，考察这一变量对农民工工资的影响，发现社会资本的作用对所选取的样本而言并不显著，但却发现通过老乡找工作的女性对其收入的提高造成了不利影响，可能的原因是社会网络的“自我复制”和女性更偏好稳定而安全的工作。[17]刘林平、张春泥的研究以参加工会、请客送礼费用和是否使用社会网络增加工资等变量指标来衡量社会资本，发现影响并不显著。[18]黄利、周密以“拜年网”中亲戚和朋友数量代表社会资本，同样发现影响并不显著。[19]章元、陆铭则运用赠送过礼金的亲友数量及礼金占家庭总支出比等变量指标来衡量社会网络，发现只有非常微弱的证据表明拥有更多的社会网络能够直接提高农民工在城市劳动力市场上的工资水平，进而指出社会网络对直接提高农民工在城市劳动力市场上工资水平的作用并不明显，它在具有较高竞争性的城市劳动力市场上的主要作用是配给工作，是通过影响农民工的工作类型来间接地影响他们的收入水平。[20] 当前的研究并未就对农民工而言非常重要的一类组织型社会资本——同乡会进行深入的分析和论证，针对同乡会和农民工劳动收入之间关系进行的实证研究更为少见。部分研究即使纳入了同乡资本，也仅仅是度量农民工个人在流入地零散的同乡关系的影响，并没有分析同乡会这种组织化社会资本的影响。除此之外，现有研究得出的社会资本对劳动收入影响的结论也不尽相同，因此对于同乡会对劳动收入的影响还不明晰。根据前人的研究，本研究将采用最新的全国性调查数据，考察同乡会对农民工劳动收入的影响程度，以进一步明晰同乡会这一具有中国乡土特色的组织形式在城镇化的进程中，对农民工就业、收入产生的影响以及在流动人口服务管理方面的启示。 二、同乡会对农民工劳动收入影响的实证分析框架 (一)数据选取 本文使用2013年全国流动人口动态监测社会融合专题调查数据。该调查的调查对象是在流入地居住一个月及以上、非本区(县、市)户口、16～59周岁的劳动年龄流动人口。该调查在上海市松江区、苏州市、无锡市、武汉市、长沙市、西安市、泉州市各抽取2 000名流动人口，1 000名当地户籍人口；在陕西省咸阳市抽取1 000名流动人口，600名当地户籍人口。我们将非农业户口性质的样本以及收入、月工作天数和每天工作小时数为空值的样本筛除，最终得到13 006个有效样本进行分析。 (二)实证分析模型 我们首先建立农民工劳动收入决定方程，以考察参加同乡会与否对农民工劳动收入的影响。 lnY=α+βT+γX+ε 方程中，lnY为农民工每小时劳动收入的对数形式，α为截距项，β、γ分别为加入同乡会情况T、其他控制变量X的回归系数、(或系数向量)，ε为误差项。此处之所以用“劳动收入”而非“工资”，是因为农民工就业身份呈分化状态，相当一部分农民工从事自我雇佣的工作，甚至一部分农民工已经是雇主身份，此处用劳动收入度量更为合适。关键解释变量为是否加入同乡会，为虚拟变量。其他控制变量包括性别、年龄、婚姻状况、受教育状况、培训情况(是否在近三年接受过政府提供的免费培训)在本地工作年限以及地区(城市)变量等。 (三)内生偏误及倾向得分匹配方法 在考察农民工参与同乡会对其劳动收入的影响时，简单估计会存在因遗漏重要变量而带来估计的内生偏误。从社会资本积累的角度理解，参与同乡会的倾向在一定程度上受到农民工个人对劳动收入期望的影响，那些渴望找到高收入工作的农民工将倾向于积累更多的社会资本。但一个人对劳动收入的偏好往往是无法直接观测的，因此我们无法通过调查数据直接控制农民工个人的偏好。但如果在度量同乡会参与情况对农民工劳动收入的影响时忽视了这种偏好，就将会错误地估计参与同乡会对农民工劳动收入的作用，错误的程度就是内生性偏误。在横截面数据中，通常通过寻找工具变量或者进行倾向得分匹配的方法来控制这种内生偏误，本研究将采取倾向得分匹配的方法。 倾向得分匹配(propensity score matching)是一种基于观测数据(observational data)来分析变量间因果关系并且能够有效控制样本选择偏差的数据处理方法。在本文中，倾向得分可以理解为在给定一系列可能影响因素的情况下农民工选择参与同乡会的条件概率。 本文想要探究的是参与同乡会对农民工劳动收入的影响，最理想的办法是获得每一位农民工分别在没有参加同乡会以及参加了同乡会时的劳动收入，两者之间的差值就是同乡会的收入效应。然而，现实中只能观测到每个农民工在没有参加同乡会或参加同乡会后的其中一个劳动收入，简单地用参加同乡会的人和没参加同乡会的人之间的差异来衡量同乡会的收入效应，有可能带来误差。这是因为两类群体在年龄、受教育程度、就业经历等诸多因素上都可能存在很大差别，这些差异会在不同程度上影响他们参与同乡会的选择。只有在控制了选择差异后，样本中存在的选择偏误才有望被控制住。倾向得分匹配将这些因素转化为接受干预(treatment)的条件概率①，依据这个倾向得分，该方法在整体样本中为每一个参加同乡会的样本匹配一个与之相似②的未参加同乡会的样本作为对照。这就使本文通过测量二者之间的收入差异来估计农民工参加同乡会的劳动收入效应成为可能。通过回归得到每一个农民工参加同乡会的倾向得分，这样可以将参加同乡会的农民工和未参加同乡会的农民工在解释变量上的差异通过一个倾向得分展现出来，然后将每一名参与同乡会和与其倾向得分最接近的那些没参与同乡会的农民工进行对比，这样就可以最大限度地消除样本中存在的内生偏误。 三、实证结果分析 (一)农民工参加同乡会的情况及相关特征 在我们选取的样本中，男性占56.94%，女性占43.06%，平均年龄为32.50岁，平均月劳动收入为3 357.67元，小时劳动收入为14.76元。有1 098名农民工加入了同乡会，占8.44%。加入同乡会的农民工劳动收入要高于未加入同乡会的农民工，加入同乡会的农民工平均小时劳动收入为15.60元，而未加入同乡会的农民工为14.69元。 参加同乡会的农民工平均年龄为32.3岁，78.9%的人已婚.68.4%的入学历在初中及以下。同乡会成员在最近三年接受过政府提供的免费培训的占22.4%，比未加入同乡会的农民工高出10%。参加同乡会的农民工为雇员的比例(68.8%)要高于未参加同乡会的农民工，而自我雇佣的比例(24.4%)要低于未参加同乡会的农民工，在企业务工的人员更可能因同乡聚集而参加同乡会(出于简洁的目的，描述结果并未在此显示)。
