社會資本對農民工心理融入的影響
——基于CMDS數據的實證分析

寧滿秀,廖逸捷,楊玉霜

(福建農林大學經濟與管理學院,福建 福州 350002)

隨著我國城鎮化、工業化進程的深入推進,大量農民工涌入城市轉向非農產業,而不斷深化的戶籍制度改革和日益普及的基本公共服務使得農民工的社會融入水平逐步提高,但其總體融入水平不高,尤其是心理融入水平較低。心理融入作為社會融入的最高層次,是對城市生活的主觀體會,以及對個人社會身份的認同感和歸屬感[1],反映了城市融合的程度。農民工群體是城市建設的重要力量,然而囿于戶籍制度,他們無法與流入地居民享有同等的社會保障和公共服務,離開農村卻又難以融入城市,成為游離在城市的邊緣群體[2],在心理上與流入地居民存在隔閡,難以形成“本地人”這一身份認同[3]。雖然公共服務的優化、收入水平的提高和生活條件的改善能夠促進農民工融入城市,但進一步提高他們的心理融入水平還需要情感上的支撐。而情感支撐往往來源于社會關系網絡互動,尤其是對于農民工而言,他們與城市的社會關系網絡之間的互動會加深其對流入地的認同感和歸屬感,影響他們的心理融入水平。鑒于此,深入探究社會資本對農民工心理融入的影響,對推進農民工市民化具有一定的實踐意義。

一、文獻綜述與理論分析

(一)文獻綜述

農民工的心理融入狀況既關系到城市社會經濟發展的可持續性,也是推動農民工市民化的重要因素。農民工的心理融入與社會資本的關系引起學界的廣泛關注。本研究主要從農民工社會資本和農民工心理融入等2個方面進行文獻歸納和評述。

1.農民工社會資本。學界對社會資本的界定尚未統一。如Portes對社會資本進行系統性闡述,認為社會資本產生于制度化的、相互熟識的關系網絡中,是集體向網絡成員傳遞的一種資本[4];而張文宏認為社會資本本質上是工具性的,關注個人在社會網絡活動中的投資和收益[5];王雨磊則強調社會資本的社會性,認為社會資本產生于人和群體之間,是群體積蓄的能量[6]。盡管學者從不同角度對社會資本進行闡述,但均認同社會資本是人們能夠從社會關系網絡中獲取的資本,這種資本的整合程度和制度化程度高于單邊關系資本,網絡內部成員基于道德感而相互聯結和負有責任,即社會資本的網絡身份會給成員帶來益處,而網絡內部成員的行為表現和事業成敗也會對集體網絡聲譽帶來影響。這一觀點符合中國的人情社會語境,農民工的網絡資本更多存在于家鄉,外出務工使他們遠離傳統的網絡資本,其在流入地難以構建或者融入一個新的、整合程度較高的社會關系網絡。相比于流入地居民,農民工在城市的社會網絡構建和社會資本積累上存在劣勢[7]。

現有關于個體社會資本的研究主要集中在社會資本對個體經濟活動和收入的影響上。早在1988年,Sprengers等對荷蘭失業者進行研究,指出社會資本能夠增加失業者的信心和求職積極性,從而使他們能夠找到更好的工作[8];林南等也論證了豐富的社會資本能使個人獲得更好的經濟地位[9];王春超等對農民工的社會資本進行分類,將親緣、地緣等閉合網絡形成的社會資本稱為整合型社會資本,將因流動而造成不同群體聯結的社會資本稱為跨越型社會資本,并對珠三角地區的農民工進行實地調查,發現兩種社會資本都對農民工收入具有正向影響,其中跨越型社會資本對農民工收入的影響尤為顯著[10]。上述研究說明,社會資本能夠幫助農民工鞏固經濟地位,有利于農民工實現經濟層面的社會融入。

2.農民工心理融入。國內學界根據中國人口流動的實際情況,將社會融入分為經濟、社會、文化和心理等層面的融入[11]。其中,心理融入被認為是社會融入的終極階段,是農民工完全融入流入地的標志[1]。農民工對流入地的心理融入程度較高,往往意味著其他層面的社會融入已經進行到一定階段,但農民工在經濟、社會、文化等方面融入城市社會,卻并不意味著農民工能對城市產生心理認同。如楊菊華分析指出,部分農民工即使已經在城市獲得一定的經濟地位,習慣了城市的生活方式,也依然把自己當成城市的過客[12];李培林等也分析指出,農民工的經濟融入不一定會帶來其他層面的社會融入[13]。學界對農民工社會融入的影響因素也展開了諸多研究,側重于分析城市政策和公共服務對農民工社會融入的影響,少數學者分析了社會資本對農民工心理融入的影響。如梁土坤、馬超和王曉峰等分析指出,居住證的獲得情況,以及醫療、健康、教育、保險、職業培訓等公共服務獲得情況會影響農民工對城市的心理融入[14-16];徐延輝等分析指出,豐富的社區社會資本有利于農民工的心理認同[17];但李培林等分析指出,社會資本對農民工城市融入的作用不明顯,且由于農民工社會交往內卷化,其與同質化社區交往越頻繁,對城市的身份認同程度就越低[13]。

綜上所述,學界對農民工社會資本以及心理融入開展了大量研究,取得了豐富的研究成果,側重于分析社會資本對個體經濟活動和收入的影響。而關于社會資本對心理融入影響的研究中,鮮少研究社會資本對農民工心理融入的影響機制,且較少將社會資本進行分類研究。社會資本源于社會關系網絡,農民工群體離開家鄉到城市工作生活,經歷了家鄉社會網絡到城市社會網絡的轉變,由此產生的社會資本具有特殊性。鑒于此,本研究關注社會資本對農民工心理融入的影響,從農民工是否認同“本地人”身份這一角度,研究農民工社會資本的改善能否提升其對城市的認同感和歸屬感,并基于推拉理論,從個體特征、政策服務和家鄉資產等方面分析農民工在流入地的心理融入問題,進一步考察不同類型社會資本對農民工心理融入的影響,據此提出政策建議,以促進農民工城市融入。

(二)理論分析

農民工進入城市后,通過工作、社區、社團活動等途徑重塑自身的社會網絡,不斷豐富自身的社會資本。根據林南等的社會資本理論,社會資本根植于社會網絡關系中,而社會網絡關系具有強化身份和認同感的功能,進而有助于增強心理認同[18]。其中,社會資本可以緩解信息不對稱問題,社會網絡關系是農民工獲取資源和信息的重要載體,可以為農民工提供溝通交流的平臺,為農民工提供就業、生活、社會等方面消息,幫助農民工更好地了解流入地的文化環境和風土人情,從而提高農民工對城市的歸屬感和心理認同[19]。同時,社會資本可以深化農民工與城市居民的溝通交流,在參與社會活動過程中,農民工與城市居民接觸的機會增多,可以通過交往增進不同語言、風俗習慣、行為規范等的溝通交流,增進二者之間的相互理解與文化交融,有助于二者之間信任關系的建立,從而提高農民工對城市的歸屬感和心理認同。此外,社會資本可以提供不同類型的資源稟賦。農民工先賦的以親緣、血緣、鄉緣關系網絡為紐帶形成的原始型社會資本能夠為他們進城務工提供幫助,如推薦工作、提供住宿和情感慰藉等,而隨著農民工社會網絡半徑的不斷擴大,以業緣關系網絡為核心的新型社會資本能夠為他們提供不同組織的資源稟賦,使他們認識到原始社會網絡不是唯一的保障支撐,從而降低邊緣群體的特質,增強農民工對城市的歸屬感和心理認同[20]。

二、研究設計

(一)數據來源

本研究使用的數據來自中國流動人口動態監測調查(China Migrants Dynamic Survey, CMDS)。該調查是由國家衛生健康委員會組織實施的一年一度的大規模全國性流動人口抽樣調查,調查范圍覆蓋中國31個省份(港澳臺地區除外,下同)和新疆生產建設兵團,采取分層、多階段、與規模成比例的PPS方法進行抽樣,樣本量大,具有代表性。調查內容涉及流動人口基本信息、經濟收入、健康情況和社會保障等。其中,該調查2013年C模塊、2014年C模塊,以及2017年數據包含農民工的社會融合情況和社會活動參與情況,與本研究的主題相符。因此,本研究選取2013、2014和2017年的數據進行實證分析。同時,將農民工定義為擁有農業戶口,且前往城市從事非農產業、不屬于雇傭他人者、流動時間超過半年的勞動力。經過篩選并剔除重要變量缺失的樣本,最終得到有效樣本38 977個。

(二)變量設置

本研究將變量分為因變量、自變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統計詳見表1和表2。

表2 不同特征屬性下農民工心理融入情況Table 2 Psychological integration of migrant workers with different attributes

1.因變量。因變量為農民工心理融入。大部分學者采用“流動人口是否認為自己是本地人”來衡量農民工心理融入。由于CMDS 2013、2014和2017的問卷內容不完全相同,本研究分別采用CMDS 2013、2014和2017年調查問卷的題項“您認為自己現在已經是哪里的人”“您認為自己是不是本地人”“是否同意‘我覺得我已經是本地人了’這個說法”來衡量農民工心理融入。其中,在2013年和2014年問卷中,農民工認為自己是本地人或新本地人的,心理融入賦值為1;農民工認為自己是老家人的,心理融入賦值為0。在2017年問卷中,農民工選擇完全同意或基本同意的,心理融入賦值為1;農民工選擇完全不同意或基本不同意的,心理融入賦值為0。在對樣本數據進行處理后,發現65.90 %的農民工認為自己是本地人,表明多數農民工在心理層面已經融入了流入地。

2.自變量。自變量為社會資本。本研究根據Portes對社會資本的定義[4],用社會組織活動參加情況來衡量農民工的社會資本。農民工的社會網絡關系多存在于農村,其在城市的社交活動較為零散,包括地緣社交、業緣社交、學緣社交和志愿者活動等。因此,本研究選用CMDS 2013、2014和2017年問卷中,農民工在本地參加工會活動、志愿者活動、老鄉會活動、同學會活動、家鄉商會活動、黨團組織活動以及其他活動的情況來衡量農民工的社會資本。根據農民工參加社會組織活動的數量對其社會資本進行賦值,依次賦值為0分至7分。就樣本分布情況來看,社會資本的均值為0.768,表明農民工的社會資本較為薄弱,在流入地較少參加社會組織活動。

3.控制變量。推拉理論把農民工流動的影響因素分為城鄉雙方的推力和拉力,本研究的控制變量中除了個人特征外,政策服務屬于城市吸引農民工心理融入的拉力,家鄉資產屬于農村增強農民工家鄉歸屬感進而排斥城市融入的推力。其中,性別的均值為0.587,表明被調查農民工以男性居多;年齡的均值為35.011歲,標準差為9.068,表明被調查農民工整體年齡不大,但年齡差異較大;受教育程度的均值為3.442,表明被調查農民工的受教育程度整體較低,以初中為主;婚姻狀況的均值為0.799,表明被調查農民工多數為已婚;流動時間的均值為6.144年,表明被調查農民工多數為長期流動群體;家庭月總收入的均值為0.647萬元,表明被調查農民工多數家庭月總收入不高;居民健康檔案的均值為0.343,表明被調查農民工多數未在流入地建立居民健康檔案;新型農村合作醫療的均值為0.673,表明被調查農民工多數參加了新型農村合作醫療;城鎮職工醫保的均值為0.294,表明被調查農民工多數未參加流入地的城鎮職工醫保;田地的均值為0.656,表明被調查農民工多數在老家有田地;宅基地的均值為0.769,表明被調查農民工多數在老家有宅基地。

(三)不同特征屬性下農民工心理融入情況

由表2可知,男性農民工的人數高于女性,且男性農民工心理融入的均值略高于女性;農民工的受教育程度以初中為主,且?？萍耙陨鲜芙逃潭绒r民工心理融入的均值較高;已婚農民工占多數,且已婚農民工心理融入的均值較高;學界把1980年作為界限,將1980年以前出生的農民工稱為第一代農民工,將1980年及以后出生的農民工稱為新生代農民工,新生代農民工的人數高于第一代農民工,但新生代農民工心理融入的均值略低于第一代農民工;大部分農民工來自東部地區,但東部地區農民工心理融入的均值最低。這與既有關于東部地區經濟發展水平較高,則農民工心理融入水平較高的認知相矛盾,這可能是緣于東部地區生活成本比中西部地區更高,社會競爭更為激烈,會降低農民工的生活幸福感,從而降低其心理融入水平。

(四)模型設定

本研究的因變量為農民工心理融入,取值為0或1,屬于二元離散型變量,因此選擇Probit模型進行估計。具體模型如下:

Y*=α0+β1X1+β2X2+…+βnXn+δc+ε0

(1)

由此,社會資本影響農民工心理融入的二元Probit模型可以表示為:

Prob(Y=1|X1,X2,…,Xn)=Φ(α0+β1X1+β2X2+…+βnXn+ε0)

其中,Y表示農民工心理融入;X1表示社會資本;X2至Xn表示控制變量,包括個體特征、政策服務和家鄉資產等3個層面;α0表示常數項;βn表示第n個自變量的Probit回歸系數;δc表示流入地城市的固定效應,消除了不隨時間變化變量的影響,如地區社會、文化、氣候、環境等可能影響農民工社會資本和心理融入,而又無法直接觀測到的因素;ε0表示擾動項。

三、實證分析

(一)基準回歸分析

為了估計社會資本對農民工心理融入的影響,本研究采用Probit模型進行基準回歸分析,回歸結果詳見表3。

表3 社會資本對農民工心理融入影響的基準回歸結果Table 3 Benchmark regression results of the impact of social capital on migrant workers′ psychological integration

由表3可知,社會資本在1%的水平上顯著正向影響農民工心理融入,其邊際效應為0.029。這表明社會資本對農民工心理融入具有顯著的促進作用,且社會資本每提高1個單位,農民工心理融入的可能性就會提高2.9%。這可能是緣于社會資本有助于加深農民工與當地居民之間的互動交流,且社會資本越豐富,農民工獲取的消息越多,越能更好地了解當地的地域文化和風土人情,有助于提升農民工對城市的認同感和歸屬感,從而增進他們心理層面的社會融入。

在控制變量方面,在個體特征中,受教育程度、婚姻狀況、流動時間和家庭月總收入分別在1%、10%、1%和1%的水平上顯著正向影響農民工心理融入,表明受教育程度、婚姻狀況、流動時間和家庭月總收入對農民工心理融入具有顯著的促進作用。這主要是緣于教育在為農民工獲取城市戶籍、城市住房以及嫁娶城市居民過程中發揮了積極作用,有助于增進農民工的心理融入;婚姻使得農民工擁有穩定的伴侶關系,家人的陪伴減少了身處異鄉的孤獨感,有助于增進農民工的心理融入;流動時間越長的農民工對城市的認同感和歸屬感越強,有助于增進農民工的心理融入;經濟收入較高的農民工能夠更好地負擔起在城市生活的成本,為其社會融入提供經濟基礎,有助于增進農民工的心理融入。但性別、年齡和年齡的平方均對農民工心理融入影響不顯著。這主要是緣于女性在城市也能夠找到工作,經濟基礎是決定其心理融入的重要因素,因此在性別方面差異并不顯著。而年齡較小的農民工對新鮮事務更有興趣,能夠主動融入;年紀較大的農民工有著豐富的社會閱歷和經驗,能夠促使其適應城市,因此在年齡方面差異也并不顯著。在政策服務中,居民健康檔案在1%的水平上顯著正向影響農民工心理融入,而新型農村合作醫療在1%的水平上顯著負向影響農民工心理融入。這表明建立居民健康檔案對農民工心理融入具有顯著的促進作用,而參加新型農村醫療合作對農民工心理融入具有顯著的抑制作用。這主要是緣于基本公共服務和政策制度的完善可以為農民工在城市生活提供更好的生活保障,強大的制度性拉力為農民工心理融入提供了支持;而新型農村醫療合作保險是農民工在家鄉的醫療保障,會增強農民工對老家的歸屬感,形成農民工城市社會融入的阻力,使得其心理融入的可能性降低。但城鎮職工醫保對農民工心理融入影響不顯著,這主要是緣于流入地城鎮職工醫保的目標群體是與用人單位簽訂勞動合同的工作人員,而多數農民工并非城鎮職工醫保的受益群體。在家鄉資產中,田地和宅基地均在1%的水平上顯著負向影響農民工心理融入,表明農民工在家鄉擁有田地和宅基地對農民工心理融入具有顯著的抑制作用。這主要是緣于擁有老家資產會增強農民工對老家的歸屬感,形成農民工城市社會融入的阻力,使得其心理融入的可能性降低。

(二)工具變量檢驗

由于社會資本和農民工心理融入存在互為因果的關系,導致本研究的Probit模型存在內生性問題。且本研究可能存在與自變量社會資本相關的遺漏變量,導致社會資本與殘差項相關,這也會產生內生性問題。對此,本研究借鑒易行健等的做法[21],將縣域內平均的社會資本作為工具變量,采用兩步法進行檢驗。該工具變量選取縣域內農民工參加社會組織活動情況的均值進行衡量?？h域內農民工參加社會組織活動情況的均值反映該區域農民工參加社會組織活動的積極性,滿足工具變量的相關性要求;同時,縣域內農民工參加社會組織活動情況的均值只能通過影響個體的活動參與來影響農民工心理融入水平,即與擾動項無關,滿足工具變量的外生性要求。工具變量的檢驗結果詳見表4。

表4 工具變量的檢驗結果Table 4 Test results of instrumental variables

由表4可知,在工具變量的第一階段回歸中,P值小于0.001,故拒絕了不存在內生性的原假設,表明社會資本為內生解釋變量,模型確實存在內生性問題。同時,縣域內平均的社會資本與社會資本在1%的水平上顯著正相關,且F統計量為36.980,遠大于10,排除了可能存在的弱工具變量問題。在工具變量第二階段回歸中,在考慮社會資本內生性的情況下,社會資本對農民工心理融入的影響在1%的水平上仍顯著為正,與基準回歸結果相比,回歸系數有所提高。這可能是緣于心理融入大大提高了農民工參加社會組織活動的積極性,從而弱化了農民工參加以親緣、血緣、鄉緣關系網絡為紐帶的社會組織活動對心理融入的負向影響,也可能是緣于存在與社會資本相關的遺漏變量,導致估計出現誤差。

(三)穩健性分析

為了進一步檢驗結果的穩健性,本研究借鑒馬超等的做法[15],將測度農民工心理融入的指標替換為“農民工長期居住在流入地的意愿”。剔除變量缺失的樣本后,將農民工有長期居住在流入地意愿的,心理融入賦值為1;將農民工無長期居住在流入地意愿的,心理融入賦值為0。由表5可知,與前文基準回歸結果相比,社會資本的估計系數有所改變,但估計系數的符號方向和顯著性水平不變,進一步說明上述基準回歸結果較為穩健。

表5 替換農民工心理融入指標的回歸結果Table 5 Regression results after replacing the indicators of migrant workers′ psychological integration

(四)異質性分析

1.社會資本的異質性。為了進一步甄別不同類型社會資本對農民工心理融入影響的差異性,本研究將農民工參加老鄉會活動、同學會活動、家鄉商會活動界定為擁有原始型社會資本,將農民工參加工會活動、志愿者活動、黨團組織活動以及其他活動界定為擁有新型社會資本。表6將社會資本劃分為未參加任何社會組織活動、純原始型社會資本、純新型社會資本,以及新型、原始型社會資本皆有等4種類型,進行社會資本的異質性分析。由表6可知,相比于未參加任何社會組織活動的農民工,純原始型社會資本、純新型社會資本,以及新型、原始型社會資本皆有均在1%的水平上顯著正向影響農民工心理融入,其中,新型、原始型社會資本皆有的系數明顯大于純原始型社會資本和純新型社會資本。這表明純原始型社會資本、純新型社會資本,以及新型、原始型社會資本皆有均對農民工心理融入具有促進作用,且異質性的社會資本(新型、原始型社會資本皆有)相較于單一的社會資本(純原始型社會資本和純新型社會資本)更有利于提高農民工的心理融入水平。這可能是緣于異質性的社會資本可以給農民工提供不同社會組織的資源稟賦,為農民工提供多元化的社會交往渠道和平臺,有助于增強農民工對流入地的歸屬感和心理認同。

表6 社會資本的異質性分析結果Table 6 Results of heterogeneity analysis of social capital

2.代際的異質性。為了進一步甄別社會資本對不同類型農民工心理融入影響的差異性,本研究將樣本分為第一代農民工和新生代農民工進行代際的異質性分析。由表7可知,社會資本均在1%的水平上顯著正向影響第一代農民工和新生代農民工的心理融入,表明社會資本對農民工心理融入影響的代際差異不顯著。這與李培林等的研究結論較為一致[13]。這可能是緣于新生代農民工雖然在職業類型、收入、受教育程度等方面都好于第一代農民工,但大部分新生代農民工與其父輩相同,是在農村地區長大后才流動到城市且流動時間較短,對流入地的歸屬感不強。同時,也可能是本研究中年齡和年齡的平方均對農民工心理融入影響不顯著,農民工的心理融入可能是通過其他因素起到間接影響的作用。

表7 代際的異質性分析結果Table 7 Results of intergenerational heterogeneity analysis

四、結論與對策

(一)結論

基于CMDS 2013、2014和2017年數據,采用二元Probit模型實證分析社會資本對農民工心理融入的影響,得出以下結論:(1)社會資本對農民工心理融入具有顯著的正向影響。(2)控制變量對農民工心理融入的影響存在差異。其中,性別、年齡、年齡的平方和城鎮職工醫保均對農民工心理融入影響不顯著;受教育程度、婚姻狀況、流動時間、家庭月總收入和居民健康檔案均對農民工心理融入具有顯著的正向影響;而新型農村合作醫療、田地和宅基地均對農民工心理融入具有顯著的負向影響。(3)異質性的社會資本(新型、原始型社會資本皆有)對農民工心理融入的促進作用大于單一的社會資本(純原始型社會資本和純新型社會資本)。

(二)對策

農民工的心理融入受社會資本影響,應進一步提升政府服務效能和發揮社會組織作用等,以推進農民工的城市融入進程,提高農民工的心理融入水平。

1.提升政府服務效能。農民工心理融入是城鄉融合的重要衡量指標,應進一步提升政府服務效能來幫助農民工拓寬社會資本、融入城市生活,進而提高其心理融入水平。具體包括:(1)加大教育培訓力度。地方政府應加大教育培訓力度,通過定期組織職業教育和就業培訓,幫助農民工在教育培訓過程中擴大人際交往范圍,拓寬社會資本的寬度;通過健全就業服務平臺,為農民工即時提供精準就業信息,降低其對同質社會資本的依賴。(2)完善公共服務體系。地方政府應進一步加大公共服務投入,完善醫療、教育、社會保障等公共服務供給,滿足農民工的醫療需求和隨遷子女的教育需求,以及保障農民工的合法勞動權益等,逐步消除農民工在城市可能遭受的隱形歧視和不公平待遇,讓農民工享受與城市居民同等的公共服務,以提高農民工的心理融入水平。

2.發揮社會組織作用。社會組織能夠在很大程度上推動農民工在流入地的社會參與,提高農民工社會資本的廣度和深度。具體包括:(1)提高社會組織接納程度。地方政府應采取措施鼓勵社會組織積極吸納農民工,并鼓勵農民工參與各類社會組織,以增強農民工與城市各階層成員的社會交往,為農民工構建新型社會資本創造外部條件。(2)發揮群團組織協同作用。群團組織應積極改善農民工社交圈同質化的現狀,通過進一步健全社區文化基礎設施建設,積極開展多樣化的文化娛樂活動,調動農民工社會交往的積極性,提高其社會資本的質量,增強對流入地的歸屬感;通過定期開展針對農民工的心理輔導,為農民工提供心理咨詢或援助,幫助其建立樂觀向上、積極進取的心理狀態,提升對流入地的認同感;通過構建農民工互助網絡,充分發揮群團組織的教育、參與和互助功能,為農民工提供生活、工作上的幫助,提高對流入地的滿意度。