欒 江

(中共天津市委黨校 經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部， 天津 300191)

一、前言和文獻(xiàn)綜述

全面建成小康社會(huì)之后，我國正穩(wěn)步向共同富裕目標(biāo)奮進(jìn)，然而城鄉(xiāng)收入差距問題仍然十分突出。當(dāng)前，工資性收入已經(jīng)成為農(nóng)村居民收入的主要來源，因此，促進(jìn)農(nóng)民工收入增長成為緩解城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵。教育和培訓(xùn)作為形成人力資本的核心途徑，在農(nóng)民工收入決定中發(fā)揮重要作用。已有大量研究從宏觀和微觀層面測度了農(nóng)民工教育投資的回報(bào)率。然而，無論是較早還是近期的研究，都認(rèn)為農(nóng)民工的教育回報(bào)率低于城鎮(zhèn)居民，沒有發(fā)揮出教育應(yīng)有的增收作用[1-4]。由于基礎(chǔ)教育前期投入成本大、見效慢，是一項(xiàng)長期的民生工程，為了在短期內(nèi)幫助農(nóng)民工掌握工作技能，更加順利地實(shí)現(xiàn)非農(nóng)化轉(zhuǎn)移，不少當(dāng)?shù)卣畬⒂邢拶Y源投入到各種形式的職業(yè)培訓(xùn)[5]。很多研究表明，培訓(xùn)能夠有效彌補(bǔ)城鄉(xiāng)勞動(dòng)者之間的基礎(chǔ)教育差距[6]，有效促進(jìn)農(nóng)民工收入增長[7-10]。

農(nóng)民工個(gè)體教育和培訓(xùn)差異對群體收入差距的影響也是學(xué)者們關(guān)注的熱點(diǎn)問題。不少學(xué)者基于條件分位回歸，估計(jì)教育和培訓(xùn)對不同收入水平農(nóng)民工群體的回報(bào)率差異，來解釋對群體內(nèi)部總體收入差距的影響[11-13]，但研究結(jié)論卻存在較大爭議。產(chǎn)生爭議的重要原因是使用條件分位回歸中教育回報(bào)率的差異來考察教育對收入差距影響的做法值得商榷，忽視了要素分布對分位回歸估計(jì)結(jié)果的影響，因此在應(yīng)用分位回歸和報(bào)告回歸結(jié)果的過程中區(qū)分“條件分布”和“無條件分布”是十分必要的[14]。

在城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場制度尚不完善的情況下，作為非正式制度的社會(huì)資本在緩解人力資本失靈中發(fā)揮著重要作用。社會(huì)資本能夠創(chuàng)造人力資本產(chǎn)生和提升所必需的場域，增加和催化人力資本獲得預(yù)期的收益，通過對人際關(guān)系的協(xié)調(diào)以及對互動(dòng)能力與合作潛力的開發(fā)，對人力資本的收益產(chǎn)生正向影響[15]。但是，農(nóng)民工社會(huì)資本具有顯著的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征，可能造成這種影響不是單一的，不同類型的社會(huì)資本對農(nóng)民工群體內(nèi)人力資本收益的影響機(jī)制和程度可能不同[16]。在社會(huì)資本結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)型的影響下，農(nóng)民工的教育和培訓(xùn)對群體收入增長和收入差距的作用機(jī)制可能更為復(fù)雜。

但是已有關(guān)于教育和培訓(xùn)對農(nóng)民工收入影響的實(shí)證研究中，只有少數(shù)研究考慮了社會(huì)資本轉(zhuǎn)換的影響。例如李寶植等分別考察了城鄉(xiāng)兩類社會(huì)資本對人力資本回報(bào)率的影響，結(jié)果表明，農(nóng)民工城鎮(zhèn)型社會(huì)資本對其人力資本回報(bào)率的正向影響強(qiáng)于鄉(xiāng)村型社會(huì)資本[17]。但這只是從收入增長的維度估計(jì)了影響效果，沒有從收入差距的維度探討對不同收入水平群體的異質(zhì)性影響。而隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的深入，起初同質(zhì)性較強(qiáng)的農(nóng)民工社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)逐漸分化，可能對群體內(nèi)部的教育、培訓(xùn)的回報(bào)差異以及總體收入差距產(chǎn)生影響[18]。

鑒于上述問題，本文基于勞動(dòng)力市場理論和社會(huì)資本理論，從收入增長和收入差距兩個(gè)維度，構(gòu)建了一個(gè)包含社會(huì)資本結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)換的教育、培訓(xùn)對農(nóng)民工收入影響機(jī)制的研究框架，在此基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)。并使用2019年課題組在全國五省農(nóng)村的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)和條件分位回歸、RIF無條件分位回歸、RIF-OB分解方法，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)資本轉(zhuǎn)換在教育、培訓(xùn)對農(nóng)民工收入影響中的調(diào)節(jié)作用。

二、影響機(jī)理和研究假設(shè)

從已有研究文獻(xiàn)來看，對農(nóng)民工教育回報(bào)率差異原因的解釋，可分為兩種理論視角：即個(gè)體視角和制度視角。從個(gè)體視角來看，在城鄉(xiāng)教育資源配置不均衡的條件下，農(nóng)民工受教育程度和受教育質(zhì)量普遍較低，導(dǎo)致教育回報(bào)率偏低[19-20]。從制度視角來看，城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場制度不完善，扭曲了農(nóng)民工人力資本價(jià)格信號，導(dǎo)致“人力資本失靈”[21]，拉低教育的投資激勵(lì)效果。制度性影響主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是農(nóng)民工勞務(wù)市場信息不對稱，而造成的勞動(dòng)力資源配置效率低下。如農(nóng)民工對城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場需求信息不甚了解，只能通過有限渠道了解用工信息，難以選擇到能夠充分體現(xiàn)人力資本價(jià)值的工作崗位。此外，農(nóng)民工市場需求方普遍更重視農(nóng)民工的體力和專業(yè)技能，學(xué)歷和受教育年限難以被視為有效的人力資本信號， 也使得雇傭方在支付農(nóng)民工工資時(shí)傾向于低估教育的人力資本價(jià)值。二是城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場的就業(yè)歧視，這包括就業(yè)機(jī)會(huì)和工資報(bào)酬歧視兩個(gè)方面[22]。在就業(yè)機(jī)會(huì)方面，勞動(dòng)力市場上教育回報(bào)率較高的行業(yè)和部門往往存在著較高的學(xué)歷門檻，客觀上導(dǎo)致農(nóng)民工只能在教育回報(bào)率較低的行業(yè)和部門內(nèi)就業(yè)。在工資報(bào)酬方面，農(nóng)民工進(jìn)城后，由于在城鎮(zhèn)中社會(huì)人際關(guān)系相對薄弱，其議價(jià)能力和維護(hù)自身權(quán)益能力也相對較弱，難以獲得符合其教育回報(bào)預(yù)期的工資報(bào)酬。

為了彌補(bǔ)教育及其回報(bào)率的“先天”差距，職業(yè)培訓(xùn)成為農(nóng)民工補(bǔ)償教育“不平等對待”的重要手段。通過培訓(xùn)獲得的職業(yè)資格證書，可以有效強(qiáng)化農(nóng)民工的人力資本信號、緩解勞動(dòng)力市場信息不對稱問題。但是，培訓(xùn)對農(nóng)民工的收入回報(bào)仍存在爭議[17]。首先，職業(yè)培訓(xùn)的專業(yè)針對性較強(qiáng)，其內(nèi)容和質(zhì)量往往受到農(nóng)民工的就業(yè)特征以及預(yù)算的約束，造成農(nóng)民工接受高質(zhì)量的培訓(xùn)的機(jī)會(huì)較少，進(jìn)而導(dǎo)致培訓(xùn)回報(bào)率較低。第二，盡管職業(yè)資格證書能夠強(qiáng)化人力資本信號，但目前職業(yè)培訓(xùn)市場并不規(guī)范，很多證書并不能得到市場的認(rèn)可，對農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率的正向反饋效果較弱。

社會(huì)資本作為勞動(dòng)力內(nèi)生資本的一部分，同時(shí)也是勞動(dòng)力就業(yè)面臨的重要非正規(guī)制度，能夠從個(gè)體層面和社會(huì)層面對農(nóng)民工的教育和培訓(xùn)的收入回報(bào)產(chǎn)生影響。在當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型背景下，農(nóng)民工自身社會(huì)資本具有鮮明的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征。從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系角度看，農(nóng)民工的社會(huì)資本可劃分為原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本[23-24]。原始社會(huì)資本即農(nóng)民工在農(nóng)村生活過程中積累起來的社會(huì)資本，它是在一定血緣、地緣、傳統(tǒng)、習(xí)俗下形成的，具有封閉性和進(jìn)城后逐漸衰減的特征。農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工后，需要在就業(yè)地區(qū)創(chuàng)立新的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，構(gòu)建與轉(zhuǎn)移就業(yè)和工資收入關(guān)聯(lián)性更高的新型社會(huì)資本。隨著轉(zhuǎn)移就業(yè)時(shí)間的增長，新型社會(huì)資本將逐漸取代原始社會(huì)資本，在農(nóng)民工社會(huì)資本結(jié)構(gòu)中的權(quán)重不斷提升，即社會(huì)資本轉(zhuǎn)換[25]。本文從以下兩個(gè)方面具體分析社會(huì)資本轉(zhuǎn)換在農(nóng)民工教育和培訓(xùn)對收入影響中的調(diào)節(jié)作用機(jī)制。

一是個(gè)體視角層面的影響。首先從教育回報(bào)率來看，在農(nóng)村優(yōu)質(zhì)教育資源供給不足和教育機(jī)會(huì)不平等的條件下，原始社會(huì)資本有助于農(nóng)民工獲得更好的教育機(jī)會(huì)[26]。此外，基于社會(huì)資本建立的社會(huì)信任和互惠關(guān)系，能夠有效緩解家庭的教育投資約束。因此，較高質(zhì)量的原始社會(huì)資本，有助于農(nóng)民工獲得更好的教育機(jī)會(huì)和學(xué)歷，進(jìn)而提高其教育回報(bào)率。第二從職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率來看，在職業(yè)培訓(xùn)產(chǎn)品供需信息不對稱的情況下，擁有較好新型社會(huì)資本的農(nóng)民工更有可能獲得較高質(zhì)量的職業(yè)培訓(xùn)信息和渠道，從而做出更優(yōu)的培訓(xùn)投資決策，獲得更高的職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率。

二是制度視角層面的影響。在城鄉(xiāng)二元?jiǎng)趧?dòng)力市場分割的條件下，新型社會(huì)資本能夠強(qiáng)化信息傳遞和緩解就業(yè)歧視，進(jìn)而促進(jìn)教育和培訓(xùn)回報(bào)率提升。根據(jù)Putnam對于社會(huì)資本的定義：社會(huì)資本是指社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系特征，包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、信任和規(guī)范三個(gè)維度[27]。其中，“社會(huì)網(wǎng)絡(luò)”對應(yīng)的是結(jié)構(gòu)型社會(huì)資本，決定了社會(huì)資本的范圍?！靶湃巍焙汀耙?guī)范(特別是互惠)”對應(yīng)的是認(rèn)知型社會(huì)資本[28]，決定了社會(huì)資本的強(qiáng)度。結(jié)構(gòu)型社會(huì)資本和認(rèn)知型社會(huì)資本之間相互影響：擁有較廣社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的農(nóng)民工能夠獲得更多的信息來源，從更多就業(yè)機(jī)會(huì)中做出最優(yōu)選擇，以獲得更高的教育和培訓(xùn)回報(bào)。通過新型社會(huì)網(wǎng)絡(luò)傳遞的人力資本信息，能夠加大勞資雙方信息對稱程度，并提供一定的 “隱性擔(dān)?！?。具有較好社會(huì)信任和互惠關(guān)系的農(nóng)民工，能夠在就業(yè)市場中擁有更強(qiáng)的議價(jià)能力，更好地維護(hù)個(gè)人權(quán)益，削弱身份差異導(dǎo)致的待遇歧視，獲得符合其人力資本質(zhì)量的工資報(bào)酬?；谏鲜龇治?，提出研究假設(shè)1：社會(huì)資本提升有利于提高農(nóng)民工的教育和培訓(xùn)回報(bào)率。

對于轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國勞動(dòng)力市場而言，制度性因素對于農(nóng)民工教育、培訓(xùn)回報(bào)率差異的影響更加明顯，因?yàn)椤皣乙庵竞蛧伊α康囊?guī)制作用、市場制度中效率原則的引領(lǐng)，以及對原有制度的路徑依賴等三種力量將會(huì)以一種復(fù)雜的方式結(jié)合在一起，共同作用于分割勞動(dòng)力市場中不同形式的收益模式”[29]?？紤]到原始社會(huì)資本能夠從個(gè)人層面提高農(nóng)民工的教育回報(bào)率，而新型社會(huì)資本則能夠從個(gè)人層面和制度層面兩個(gè)維度促進(jìn)農(nóng)民工教育和培訓(xùn)回報(bào)率提升，因此新型社會(huì)資本對教育和培訓(xùn)回報(bào)率的影響效果會(huì)更加顯著。據(jù)此提出研究假設(shè)2：新型社會(huì)資本對于農(nóng)民工教育和培訓(xùn)回報(bào)率的正向影響效果高于原始社會(huì)資本。

構(gòu)建新型社會(huì)資本受到收入水平的約束。為了加速社會(huì)資本轉(zhuǎn)換，農(nóng)民工需要進(jìn)行新型社會(huì)資本投資，例如通過聚會(huì)、請客、送禮、隨禮，來擴(kuò)大社交網(wǎng)絡(luò)、鞏固互惠互信關(guān)系、提升經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位[23]。收入較高的農(nóng)民工往往擁有更加寬松的預(yù)算約束條件和更強(qiáng)的社會(huì)資本投資能力，這更有利于擴(kuò)大社會(huì)關(guān)系網(wǎng)，強(qiáng)化互惠互信關(guān)系，構(gòu)建出符合其效益最大化的社會(huì)資本結(jié)構(gòu)。在此條件下，高收入農(nóng)民工的新型社會(huì)資本更有可能優(yōu)于低收入農(nóng)民工，這會(huì)擴(kuò)大農(nóng)民工群體內(nèi)部教育、培訓(xùn)回報(bào)差距和收入差距。據(jù)此提出研究假設(shè)3：新型社會(huì)資本更有利于提升較高收入農(nóng)民工的收入水平以及教育和培訓(xùn)回報(bào)率，進(jìn)而擴(kuò)大農(nóng)民工群體的內(nèi)部收入差距。本文將實(shí)證檢驗(yàn)以上3個(gè)研究假設(shè)。

三、數(shù)據(jù)、變量與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

首先定義擁有農(nóng)村戶籍、在城鎮(zhèn)地區(qū)就業(yè)且年外出務(wù)工時(shí)間超過九個(gè)月、以非農(nóng)收入為主要收入來源的勞動(dòng)力為農(nóng)民工。研究的數(shù)據(jù)來源于課題組在2019年進(jìn)行的全國五省農(nóng)村調(diào)研數(shù)據(jù)。調(diào)查采用分層抽樣的方法，選擇山東、吉林、四川、浙江、甘肅五省作為樣本省份，在考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人均收入水平的基礎(chǔ)上，在每個(gè)省內(nèi)選擇2個(gè)縣，每個(gè)縣選擇2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇4個(gè)村，每個(gè)村選擇10戶農(nóng)戶作為樣本進(jìn)行入戶調(diào)研，調(diào)查內(nèi)容包括勞動(dòng)力外出就業(yè)、收入、消費(fèi)以及人力資本、社會(huì)資本等情況。對于外出就業(yè)的非住家農(nóng)民工，除了家庭基本情況外，其余個(gè)人和就業(yè)狀況均通過電話訪談的方式進(jìn)行調(diào)查，確保數(shù)據(jù)真實(shí)有效。調(diào)查共采集到800個(gè)農(nóng)戶樣本、981個(gè)農(nóng)民工樣本，去除掉異常樣本后，得到有效農(nóng)民工樣本962個(gè)。

(二)數(shù)據(jù)描述

表1列示了樣本農(nóng)民工的個(gè)人特征變量和就業(yè)特征變量的定義和統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。樣本農(nóng)民工的平均月收入為3754.27元，略低于國家統(tǒng)計(jì)局《2019年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》中公布的3962元。農(nóng)民工受教育情況不甚理想，平均受教育年限僅為7.94年，與教育部公布的2020年全國勞動(dòng)年齡人口平均受教育年限10.8年相比差距較大(1)中華人民共和國教育部.提高勞動(dòng)年齡人口平均受教育年限[EB/OL].(2021-04-01)[2022-03-16].http://www.moe.gov.cn/jyb_xwfb/moe_2082/2021/2021_zl25/bd/202104/t20210401_523837.html.，只有不到20%的樣本農(nóng)民工擁有高中或中專及以上的學(xué)歷?？紤]到農(nóng)民工參與職業(yè)培訓(xùn)的渠道較多但是質(zhì)量參差不齊的現(xiàn)實(shí)情況，為了識別更為有效的職業(yè)培訓(xùn)，本文選擇“參加過職業(yè)培訓(xùn)并取得職業(yè)資格證書”作為職業(yè)培訓(xùn)變量，樣本農(nóng)民工中有26.8%的農(nóng)民工參加了職業(yè)培訓(xùn)并獲得相關(guān)資格證書。如果將學(xué)歷證書和職業(yè)資格證書視為農(nóng)民工受教育質(zhì)量信號，那么只有35%的農(nóng)民工可以通過證書來解決人力資本質(zhì)量信息不對稱的問題(約有8%的樣本農(nóng)民工同時(shí)持有高中階段學(xué)歷證書和培訓(xùn)證書)。此外，表1中還統(tǒng)計(jì)了性別、年齡、工齡、自評健康狀況、從事行業(yè)、崗位和就業(yè)地點(diǎn)等控制變量信息。

表1 農(nóng)民工個(gè)人特征和就業(yè)特征變量描述統(tǒng)計(jì)

表2列示了農(nóng)民工社會(huì)資本情況。本文將農(nóng)民工的社會(huì)資本分為原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本，以分別考察兩類社會(huì)資本對農(nóng)民工教育和培訓(xùn)回報(bào)率的結(jié)構(gòu)性影響。根據(jù)Putnam[27]對社會(huì)資本的定義，本文從“社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系”“信任”和“互惠關(guān)系”三個(gè)層面考察農(nóng)民工的社會(huì)資本情況。

表2農(nóng)民工社會(huì)資本情況描述統(tǒng)計(jì)

為了便于分析兩類社會(huì)資本對教育和培訓(xùn)回報(bào)率的結(jié)構(gòu)性影響，本文將上述三個(gè)層面的社會(huì)資本變量通過主成分分析提取出一個(gè)最重要的主成分，作為衡量原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本的變量。首先分別對原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本的變量進(jìn)行相關(guān)性檢測，結(jié)果表明原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本的各變量呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，這說明本文選擇的社會(huì)資本變量能夠從各維度捕捉兩類社會(huì)資本的結(jié)構(gòu)性特征，但是也提示我們?nèi)绻麑⒏骶S度所有變量同時(shí)加入回歸方程中可能出現(xiàn)多重共線性問題。然后對兩組變量進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本的KMO值均分別為0.683和0.789，并且都在1%的置信水平上通過了Bartlett球形檢驗(yàn)，說明原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本各維度的變量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，適合做主成分分析。

(三)實(shí)證策略

1.基礎(chǔ)回歸方程

參考已有文獻(xiàn)的經(jīng)典研究范式，本文采用擴(kuò)展的明瑟收入模型如下：

(1)

公式(1)中，被解釋變量lnwage為農(nóng)民工月工資對數(shù)，解釋變量包括教育(Edu)、職業(yè)培訓(xùn)(Train)、原始社會(huì)資本(SCr)、新型社會(huì)資本(SCu)、工齡(Exp)以及工齡的平方項(xiàng)(Exp2)等變量。X為其他控制變量，包括農(nóng)民工性別、健康、從事的行業(yè)、崗位、就業(yè)地點(diǎn)等變量。方程中加入了社會(huì)資本和教育、培訓(xùn)的交乘項(xiàng)，以估計(jì)社會(huì)資本對教育和培訓(xùn)回報(bào)率的調(diào)節(jié)作用，若參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著為正時(shí)，意味著社會(huì)資本改善有利于提高農(nóng)民工的教育和培訓(xùn)的回報(bào)率，反之則為負(fù)。β、θ為一系列待估計(jì)參數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.條件分位回歸和RIF無條件分位回歸

分位回歸可以刻畫解釋變量對于被解釋變量在擾動(dòng)項(xiàng)不同分位點(diǎn)上的異質(zhì)性影響?，F(xiàn)有研究中使用的分位回歸方法一般為條件分位回歸(Conditional Quantile Regression, CQR)，該方法能夠揭示解釋變量對于具有相同觀測特征的群體的影響效果。例如已知收入Y和一系列解釋變量X，使用條件分位回歸可以估計(jì)出在給定X的條件下，X的變化對于τ條件分位數(shù)上偏效應(yīng)(Conditional Quantile Partial Effects, CQPE)。但是實(shí)際上研究者和決策者們更加關(guān)注的是無論個(gè)體的性別、年齡、社會(huì)資本等條件如何，影響因素的微小變動(dòng)對于整個(gè)收入分布的無條件邊際影響[30]，即X的變化對于τ無條件分位數(shù)上偏效應(yīng)(Unconditional Quantile Partial Effects, UQPE)。為了解決這一問題，本文使用Firpo等提出的基于再中心化影響函數(shù)(Recentered Influence Function，RIF)的無條件分位回歸方法(Unconditional Quantile Regression, UQR)，對UQPE進(jìn)行穩(wěn)健估計(jì)[31]。

3.基于RIF回歸的Oaxaca-Blinder分解

本文使用基于RIF回歸的Oaxaca-Blinder分解方法，進(jìn)一步分析農(nóng)民工社會(huì)資本轉(zhuǎn)換對不同教育狀況農(nóng)民工收入差異的貢獻(xiàn)。以教育為例，假設(shè)高學(xué)歷農(nóng)民工和低學(xué)歷農(nóng)民工的收入差異可表示為：

(2)

基于以下事實(shí)數(shù)據(jù)構(gòu)建反事實(shí)收入：

(3)

此時(shí)收入差異可以分解為：

(4)

其中等式右邊的第一項(xiàng)Q為特征效應(yīng)，表示由于高學(xué)歷和低學(xué)歷農(nóng)民工的可觀測個(gè)人特征差異而導(dǎo)致的收入差異，是可解釋部分。第二項(xiàng)U為系數(shù)效應(yīng)，是由于回報(bào)率(回歸系數(shù))差異而導(dǎo)致的收入差異，是不可解釋部分。

由于RIF估計(jì)值可以表達(dá)為特征變量的線性函數(shù)，所以基于RIF無條件分位回歸結(jié)果的分解式可以表達(dá)為：

(5)

(6)

方程(6)中，p表示高學(xué)歷農(nóng)民工樣本占總樣本量的比重，E=1表示高學(xué)歷農(nóng)民工，E=0表示低學(xué)歷農(nóng)民工，P(E=1|(X)表示給定X，個(gè)體為高學(xué)歷農(nóng)民工的傾向得分，可以使用probit或logit模型進(jìn)行估計(jì)[33]。當(dāng)?shù)玫綑?quán)重函數(shù)ω(X)后，反事實(shí)收入的期望為：

(7)

此時(shí)，基于RIF無條件分位回歸結(jié)果的收入差異分解式(4)可以表示為：

(8)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)社會(huì)資本轉(zhuǎn)換對農(nóng)民工平均教育和培訓(xùn)回報(bào)率的影響

對方程(1)進(jìn)行OLS回歸，得到的估計(jì)結(jié)果如表3所示。模型1和模型2以受教育年限為農(nóng)民工的教育變量，模型3和模型4中以是否擁有高中(中專)學(xué)歷這一虛擬變量作為教育變量。此外，模型2和模型4中加入了教育、職業(yè)培訓(xùn)和社會(huì)資本變量的交互項(xiàng)，來考察社會(huì)資本轉(zhuǎn)換對教育、培訓(xùn)回報(bào)率的影響。

表3 農(nóng)民工平均教育和培訓(xùn)回報(bào)率估計(jì)結(jié)果

從模型1和模型3可以看到，在不加入交互項(xiàng)的情況下，教育變量對農(nóng)民工收入在5%以內(nèi)的水平上顯著促進(jìn)了農(nóng)民工收入的增長，農(nóng)民工教育的年均回報(bào)率為4.6%，高中或中專學(xué)歷教育回報(bào)率為29.3%，職業(yè)培訓(xùn)的回報(bào)率約為20%。農(nóng)民工的原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本在5%以內(nèi)的水平上顯著提升了農(nóng)民工收入。從兩類社會(huì)資本變量系數(shù)對比來看，新型社會(huì)資本對于農(nóng)民工增收的直接影響效果均高于原始社會(huì)資本。這一結(jié)果可以從兩類社會(huì)資本形成過程來理解，原始社會(huì)資本更多是依托農(nóng)民工在農(nóng)村的家庭社會(huì)關(guān)系所建立起來的，其投資的目的是使其家庭收入尤其是農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入最大化；而新型社會(huì)資本則是農(nóng)民工轉(zhuǎn)移就業(yè)后依托個(gè)人工作和社交關(guān)系建立起來的，目的是使個(gè)人工資性收入最大化，因此新型社會(huì)資本對于農(nóng)民工收入的正向影響高于原始社會(huì)資本。

模型2中的受教育年限和社會(huì)資本交互項(xiàng)均在5%的水平上顯著為正，說明原始社會(huì)資本和新型社會(huì)資本均有效提高了農(nóng)民工教育的年均回報(bào)率。但是在模型4中，只有高中(中專)學(xué)歷變量和新型社會(huì)資本變量的交互項(xiàng)在1%的水平上顯著為正，而高中(中專)學(xué)歷變量與原始社會(huì)資本變量的交互項(xiàng)并不顯著。這說明原始社會(huì)資本只能通過提高農(nóng)民工接受更高學(xué)歷教育的可能性，來促進(jìn)教育回報(bào)率增長，但不會(huì)對學(xué)歷本身的回報(bào)率產(chǎn)生顯著的影響。新型社會(huì)資本能夠通過強(qiáng)化農(nóng)民工人力資本信號，以及緩解農(nóng)民工在勞動(dòng)力市場上面臨的就業(yè)歧視問題，來促進(jìn)教育回報(bào)率的提高。從模型2和模型4中的職業(yè)培訓(xùn)與社會(huì)資本變量交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)來看，新型社會(huì)資本在1%的水平上顯著促進(jìn)了技術(shù)培訓(xùn)以及職業(yè)資格證書的回報(bào)，說明新型社會(huì)資本能夠通過緩解勞動(dòng)力市場信息不對稱和就業(yè)歧視等問題，來促進(jìn)職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率的提升。原始社會(huì)資本沒有對職業(yè)培訓(xùn)的回報(bào)率產(chǎn)生顯著的影響。

此外，通過對比模型估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，加入交互項(xiàng)后，農(nóng)民工的教育、培訓(xùn)回報(bào)率都出現(xiàn)了下降的情況。這說明如果忽視了社會(huì)資本的影響，可能高估教育、職業(yè)培訓(xùn)對農(nóng)民工收入的影響。

考慮到模型中農(nóng)民工新型社會(huì)資本可能與收入存在反向因果關(guān)系，這會(huì)導(dǎo)致潛在的內(nèi)生性問題，因此本文選擇選擇了“本村常年外出農(nóng)民工數(shù)量占勞動(dòng)力比重”這一變量作為新型社會(huì)資本的工具變量，并且將其與教育、培訓(xùn)的交乘項(xiàng)作為新型社會(huì)資本與教育、培訓(xùn)交乘項(xiàng)的工具變量，Weak IV和相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)均表明工具變量有效，在此基礎(chǔ)上對模型1～4進(jìn)行2SLS回歸。通過Hausman檢驗(yàn)進(jìn)一步檢驗(yàn)2SLS和OLS估計(jì)的系數(shù)差異發(fā)現(xiàn)，兩種方法估計(jì)的系數(shù)差異在一般水平上并不顯著，說明農(nóng)民工新型社會(huì)資本變量并不存在統(tǒng)計(jì)顯著的內(nèi)生性問題。

(二)社會(huì)資本轉(zhuǎn)換對教育和培訓(xùn)回報(bào)率的差異化影響

1.條件分位回歸結(jié)果

條件分位回歸結(jié)果顯示，在不加入教育和社會(huì)資本交互項(xiàng)的情況下(表4)，受教育年限、高中(中專)學(xué)歷和職業(yè)培訓(xùn)的回報(bào)率均隨分位點(diǎn)提高而上升，但是在最低0.25分位點(diǎn)上受教育年限回報(bào)率和學(xué)歷回報(bào)率均不顯著。原始社會(huì)資本在所有分位點(diǎn)上均不能對農(nóng)民工的收入產(chǎn)生顯著影響，而新型社會(huì)資本則在所有分位點(diǎn)上對農(nóng)民工收入產(chǎn)生顯著影響，其影響效果隨著分位點(diǎn)提高而上升。這說明，教育、職業(yè)培訓(xùn)、新型社會(huì)資本更大程度上促進(jìn)了較高收入農(nóng)民工收入增長，從而擴(kuò)大了群體收入差距。

表4 無交互項(xiàng)條件分位回歸(CQR)結(jié)果

在加入教育、培訓(xùn)和社會(huì)資本變量交互項(xiàng)后，得到的估計(jì)結(jié)果如表5所示。教育、培訓(xùn)和社會(huì)資本變量的低次項(xiàng)在各模型中依舊保持了比較穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果， 所示含義與表4結(jié)論類似， 這里不再贅述。從交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值來看，原始社會(huì)資本只在最高0.75分位點(diǎn)上，顯著提升了農(nóng)民工教育年限回報(bào)率，而對高中(中專)學(xué)歷回報(bào)率、職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率的影響在所有分位點(diǎn)上均不顯著。新型社會(huì)資本能夠在大部分分位點(diǎn)上顯著提高農(nóng)民工受教育年限、高中(中專)學(xué)歷、職業(yè)培訓(xùn)的回報(bào)率，表明促進(jìn)農(nóng)民工的社會(huì)資本從原始型向新型轉(zhuǎn)換，有利于提升其教育、職業(yè)培訓(xùn)的回報(bào)率。此外，新型社會(huì)資本與教育、培訓(xùn)變量的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值也基本呈現(xiàn)出隨分位點(diǎn)上升而提高的情況(除了新型社會(huì)資本與教育年限變量交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值在0.5分位點(diǎn)達(dá)到最高)，這說明社會(huì)資本轉(zhuǎn)換更有利于促進(jìn)較高收入農(nóng)民工教育和培訓(xùn)回報(bào)率的提高，并進(jìn)一步擴(kuò)大了樣本農(nóng)民工內(nèi)部收入差距。

表5 加入交互項(xiàng)的條件分位回歸(CQR)結(jié)果

值得注意的是，雖然通過條件分位回歸結(jié)果可以了解社會(huì)資本對農(nóng)民工教育、培訓(xùn)回報(bào)率差距以及群體收入差距的影響。但是上述結(jié)果是在給定自變量條件分布的前提下得到的。如果自變量分布發(fā)生變化，例如農(nóng)民工教育水平改善、社會(huì)資本進(jìn)一步轉(zhuǎn)換，農(nóng)民工整體的教育回報(bào)率和收入差距將發(fā)生哪些變化？針對這一問題，還需要使用無條件分位回歸來進(jìn)行回答。

2.無條件分位回歸結(jié)果

基于再中心化影響函數(shù)(RIF)的無條件分位回歸結(jié)果顯示，在不加入教育、培訓(xùn)和社會(huì)資本交互項(xiàng)的情況下(表6)，受教育年限和高中(中專)學(xué)歷的系數(shù)估計(jì)值均在10%以內(nèi)的水平上顯著，且隨著收入分位點(diǎn)的提高而上升，這一結(jié)果與條件分位回歸的估計(jì)結(jié)果相同。在最高0.75收入分位點(diǎn)上，農(nóng)民工的教育年限回報(bào)率和高中(中專)學(xué)歷回報(bào)率分別為5.2%和31.5%，分別比在最低0.25收入分位點(diǎn)上的回報(bào)率高108%和38%，進(jìn)一步說明農(nóng)民工的教育水平差異擴(kuò)大了群體內(nèi)部的收入差距，且這一差距不會(huì)隨農(nóng)民工教育水平分布的變化而變化。職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率在各分位點(diǎn)上的分布呈現(xiàn)出先上升、后下降的倒“U”型趨勢，這一結(jié)果與條件分位回歸的估計(jì)結(jié)果不同，說明在不考慮職業(yè)培訓(xùn)人數(shù)分布的情況下，職業(yè)培訓(xùn)更有利于提高中等收入農(nóng)民工的收入水平，縮小中等和較高收入農(nóng)民工群體之間的收入差距。

表6 無交互項(xiàng)RIF無條件分位回歸(UQR)結(jié)果

在加入教育和社會(huì)資本變量交互項(xiàng)后，得到的估計(jì)結(jié)果如表7所示。由表7可知，教育、培訓(xùn)和社會(huì)資本變量的低次項(xiàng)在各模型中依舊保持了比較穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果， 所示含義與表 6結(jié)論類似， 這里不再贅述。交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值方面，原始社會(huì)資本與教育、職業(yè)培訓(xùn)變量交互項(xiàng)在大部分分位點(diǎn)上均不顯著，只有與受教育年限交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值在0.75分位點(diǎn)上在10%的水平上顯著為正，這與條件分位回歸的結(jié)果相同，說明原始社會(huì)資本的改善對于提高農(nóng)民工教育和培訓(xùn)回報(bào)率的影響較為有限。新型社會(huì)資本與受教育年限、高中(中專)學(xué)歷變量交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值在大部分分位點(diǎn)上均在10%以內(nèi)的水平上顯著為正。從系數(shù)估計(jì)值在各分位點(diǎn)上的分布情況來看，新型社會(huì)資本擴(kuò)大了不同收入群體之間教育和職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率的差距。說明在不考慮農(nóng)民工社會(huì)資本分布條件下，社會(huì)資本轉(zhuǎn)換會(huì)擴(kuò)大農(nóng)民工群體內(nèi)部的教育回報(bào)率差距，并間接擴(kuò)大群體內(nèi)部的收入差距，這與條件分位回歸結(jié)果一致。但與條件分位回歸結(jié)果不同的是，新型社會(huì)資本與職業(yè)培訓(xùn)變量的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值呈現(xiàn)先上升后下降的倒“U”型分布，在最低分位點(diǎn)上系數(shù)估計(jì)值最低，表明通過新型社會(huì)資本能夠縮小職業(yè)培訓(xùn)對于中-高收入群體之間的回報(bào)率差距，但是會(huì)擴(kuò)大低收入和中高收入群體之間的回報(bào)率差距。比較來看，新型社會(huì)資本與受教育年限以及高中(中專)學(xué)歷變量交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值在中-高分位上的差距分別為0.007和0.015，而與職業(yè)培訓(xùn)變量交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值在中-高分位上的差距為-0.029到-0.043。綜合來看，社會(huì)資本轉(zhuǎn)換縮小高-中收入群體培訓(xùn)回報(bào)率的影響效果高于擴(kuò)大教育回報(bào)率的影響效果，這有利于縮小中-高收入群體的收入差距，但是低收入與中、高收入群體的收入差距會(huì)被進(jìn)一步擴(kuò)大。

表7 加入交互項(xiàng)RIF無條件分位回歸(UQR)結(jié)果

3.調(diào)節(jié)作用機(jī)制的進(jìn)一步探討

本文使用RIF-OB分解方法，來進(jìn)一步探討農(nóng)民工社會(huì)資本轉(zhuǎn)換在教育和培訓(xùn)回報(bào)率的調(diào)節(jié)作用機(jī)制。

在RIF-OB分解中，首先將樣本農(nóng)民工按照是否擁有高中(中專)學(xué)歷和是否參加過職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)進(jìn)行分組，再根據(jù)公式(8)對組間工資差異進(jìn)行分解，測算兩類社會(huì)資本的特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)。其中，特征效應(yīng)衡量了由于組間樣本的個(gè)體特征差異而造成的收入差距，即不同教育和培訓(xùn)水平下社會(huì)資本特征差異造成的收入差距，這主要是個(gè)體層面原因造成的影響；系數(shù)效應(yīng)在文獻(xiàn)中也被稱為 “歧視效應(yīng)”或者“工資結(jié)構(gòu)效應(yīng)”，衡量了由于組間社會(huì)資本回報(bào)率差異而造成的收入差距，這主要是制度層面原因造成的影響。

表8為社會(huì)資本對高中(中專)學(xué)歷組間收入差異的影響分解結(jié)果。具有高中(中專)學(xué)歷農(nóng)民工平均收入顯著高于沒有高中階段學(xué)歷的農(nóng)民工，隨著分位點(diǎn)的提升，收入差距擴(kuò)大，從0.25分位點(diǎn)的20.4%提高到0.75分位點(diǎn)的32.1%，其中特征效應(yīng)是造成高中(中專)學(xué)歷組間收入差距的主要原因。原始社會(huì)資本的特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)在所有分位點(diǎn)上均不顯著。新型社會(huì)資本的特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)在中、高分位點(diǎn)上均顯著為正，在最低0.25分位點(diǎn)上只有系數(shù)效應(yīng)顯著為正，且系數(shù)效應(yīng)在所有分位點(diǎn)上均高于特征效應(yīng)。這說明新型社會(huì)資本對學(xué)歷組間收入差距的貢獻(xiàn)主要來源于組間新型社會(huì)資本回報(bào)率差距，即具有高中(中專)學(xué)歷的農(nóng)民工可以從新型社會(huì)資本投資中獲得更高的回報(bào)率。

表8 社會(huì)資本對高中(中專)學(xué)歷組間收入差異的影響分解

最后考察社會(huì)資本對農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)組間收入差距的影響。表9中的RIF-OB分解結(jié)果表明，接受了職業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)民工收入顯著高于沒有接受過培訓(xùn)的農(nóng)民工，并且組間收入差距在低-中-高分位點(diǎn)上呈先上升后下降的狀態(tài)。在最低的0.25分位點(diǎn)上，系數(shù)效應(yīng)是造成收入差距的主要原因；在中、高分位點(diǎn)上，特征效應(yīng)是造成收入差距的主要原因。原始社會(huì)資本的特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)在所有分位點(diǎn)上均不顯著。新型社會(huì)資本的特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)在中、高分位點(diǎn)上均顯著為正，在最低0.25分位點(diǎn)上只有特征效應(yīng)顯著為正，且特征效應(yīng)在所有分位點(diǎn)上均高于系數(shù)效應(yīng)。說明新型社會(huì)資本對組間收入差距的貢獻(xiàn)主要來源于組間新型社會(huì)資本差距，即接受過職業(yè)培訓(xùn)并獲得職業(yè)資格證書的農(nóng)民工往往擁有更好的社會(huì)資本，這擴(kuò)大了組間收入差距。這一方面是由于農(nóng)民工通過參加職業(yè)培訓(xùn)活動(dòng)拓展了社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)了社會(huì)資本轉(zhuǎn)換；另一方面是由于擁有較好社會(huì)資本的農(nóng)民工有更大可能通過參加職業(yè)培訓(xùn)獲得資格證書來積累人力資本，從而促進(jìn)收入水平提升。

表9 社會(huì)資本對職業(yè)培訓(xùn)組間收入差異的影響分解

五、結(jié)論與啟示

本文基于勞動(dòng)力市場理論和社會(huì)資本理論，構(gòu)建了一個(gè)社會(huì)資本結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)換視角下農(nóng)民工教育、培訓(xùn)對其收入影響機(jī)制的研究框架，并使用2019年全國5省農(nóng)村調(diào)研數(shù)據(jù)和OLS、條件分位回歸、RIF無條件分位回歸、RIF-OB分解等方法對研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得到結(jié)論如下：(1)OLS回歸結(jié)果表明，農(nóng)民工的社會(huì)資本質(zhì)量改善不僅能夠直接提高收入水平，而且能夠在平均意義上促進(jìn)教育回報(bào)率和職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率上升，且新型社會(huì)資本的影響效果高于原始社會(huì)資本。(2)條件分位回歸結(jié)果表明，樣本農(nóng)民工的教育和職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率隨分位點(diǎn)提高而上升，這擴(kuò)大了群體內(nèi)部的收入差距。原始社會(huì)資本在絕大部分分位點(diǎn)上對樣本農(nóng)民工的教育回報(bào)率沒有顯著影響；新型社會(huì)資本在各分位點(diǎn)上顯著提高了樣本農(nóng)民工的教育回報(bào)率，且影響效果隨分位點(diǎn)上升而提高?？芍鐣?huì)資本轉(zhuǎn)換擴(kuò)大了各收入群體間農(nóng)民工教育回報(bào)率差距，從而間接擴(kuò)大了群體內(nèi)部的收入差距。(3)RIF無條件分位回歸結(jié)果表明，在不考慮教育、社會(huì)資本等自變量分布的條件下，提高樣本農(nóng)民工受教育程度會(huì)擴(kuò)大群體內(nèi)部收入差距，改善職業(yè)培訓(xùn)狀況則有助于縮小中-高收入群體的收入差距，但是會(huì)擴(kuò)大低收入與中高收入群體的差距。原始社會(huì)資本在絕大部分分位點(diǎn)上對樣本農(nóng)民工的教育回報(bào)率沒有顯著影響；新型社會(huì)資本改善會(huì)擴(kuò)大高-中-低群體間的教育回報(bào)率差距，并擴(kuò)大低收入與中高收入群體間的職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率差距，但是會(huì)縮小中-高收入群組間的職業(yè)培訓(xùn)回報(bào)率差距。(4)教育和培訓(xùn)收入差異的RIF-OB分解結(jié)果表明，對于不同學(xué)歷水平農(nóng)民工的組間收入差距，新型社會(huì)資本主要通過系數(shù)效應(yīng)，從制度層面顯著擴(kuò)大了組間收入差異。對于不同職業(yè)培訓(xùn)狀況農(nóng)民工的組間收入差距，新型社會(huì)資本主要通過特征效應(yīng)，從個(gè)人層面顯著擴(kuò)大了組間收入差距。

上述研究結(jié)論對于強(qiáng)化教育和培訓(xùn)在促進(jìn)農(nóng)民工收入增長、改善收入差距中的作用具有一定的啟示性意義。首先，促進(jìn)農(nóng)民工社會(huì)資本轉(zhuǎn)換，是提升其教育、培訓(xùn)收入回報(bào)的有效路徑。在“以人為核心”的新型城鎮(zhèn)化推進(jìn)過程中，除了讓農(nóng)民工進(jìn)城，實(shí)現(xiàn)個(gè)人身份和就業(yè)崗位轉(zhuǎn)換之外，也要從擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、增強(qiáng)互惠互信等方面促進(jìn)其提升新型社會(huì)資本水平。這需要?jiǎng)?chuàng)造政策條件，發(fā)揮群團(tuán)組織、社會(huì)組織作用，讓農(nóng)民工有機(jī)會(huì)拓展社會(huì)關(guān)系，進(jìn)而保障其獲得合理的教育、培訓(xùn)回報(bào)，維護(hù)社會(huì)公平正義。二是聚焦低收入農(nóng)民工群體的新型社會(huì)資本建設(shè)。對經(jīng)濟(jì)地位較低的農(nóng)民工群體給予重點(diǎn)支持，降低其社會(huì)資本轉(zhuǎn)換的成本，避免由于社會(huì)資本差距造成群體內(nèi)部教育、培訓(xùn)回報(bào)和收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大。三是重視農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)之于教育補(bǔ)償?shù)囊饬x，不僅要追求教育系統(tǒng)內(nèi)的教育產(chǎn)出，也要追求系統(tǒng)外部影響。在擴(kuò)大職業(yè)培訓(xùn)覆蓋范圍的同時(shí)，也要持續(xù)規(guī)范職業(yè)培訓(xùn)市場秩序，強(qiáng)化職業(yè)資格證書人力資本信號功能，提高其在勞動(dòng)力市場的認(rèn)可度，這不僅有利于提高農(nóng)民工整體的收入水平，也能夠有效縮小中-高收入群體的收入差距。