蒲艷萍 袁柏惠 張嵐欣

摘要：利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)實證考察社會信任如何影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策。研究發(fā)現(xiàn)：社會信任水平的持續(xù)提升和信任半徑的不斷拓展會促使農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)，該結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗中仍然成立；社會信任通過增強(qiáng)風(fēng)險承擔(dān)意愿、提升人力資本層次和延展社會網(wǎng)絡(luò)半徑促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)。進(jìn)一步探究社會信任對非農(nóng)就業(yè)演進(jìn)全過程的作用，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移程度越高；動態(tài)識別不同社會發(fā)展階段的歷史烙印影響發(fā)現(xiàn)，成長于法律制度更完善、勞動力流動更自由的社會環(huán)境中的農(nóng)村勞動力，感知到的社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。因此，應(yīng)營造利于非農(nóng)轉(zhuǎn)移的相互信任、互惠互利型發(fā)展環(huán)境，發(fā)揮社會信任對增強(qiáng)農(nóng)村脫貧內(nèi)生動力、鞏固脫貧攻堅成果的積極作用。

關(guān)鍵詞：社會信任；農(nóng)村勞動力；非農(nóng)就業(yè)；風(fēng)險承擔(dān)；人力資本；社會網(wǎng)絡(luò)

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：100228482023（04）011116

一、問題提出

“直接靠農(nóng)業(yè)來謀生的人是粘著在土地上的”，這是鄉(xiāng)土社會的特性之一［1］。農(nóng)民依附土地謀求生計，農(nóng)耕活動的非流動性造就了“世代定居是常態(tài)，遷移是變態(tài)”的社會狀態(tài)。在非流動性的社會環(huán)境中，大多數(shù)農(nóng)民選擇聚村而居，形成以家族宗親等親屬為主的“地方性”社會關(guān)系，村莊內(nèi)部由此形成穩(wěn)定且具有封閉性質(zhì)的“熟人社會”。人與人之間的重復(fù)博弈乃至世代人之間的聯(lián)系，極大程度上降低了信息不對稱水平，使得村民之間“知根知底”［2］。這種信譽(yù)機(jī)制為建立在親屬關(guān)系之上的“特殊信任”①，以及費(fèi)孝通先生所說的“差序格局”奠定了基礎(chǔ)。隨著“特殊信任”的持續(xù)發(fā)展、累積，這種針對特殊對象形成的信任大幅度降低了社區(qū)內(nèi)部的交易風(fēng)險，相應(yīng)地提高了農(nóng)民選擇遷移時需面臨的機(jī)會成本，起到穩(wěn)固“熟人社會”的作用。故此，在鄉(xiāng)土社會的村莊內(nèi)部，“特殊信任”與“農(nóng)耕從業(yè)”之間形成了一種穩(wěn)定且持久的雙向促進(jìn)關(guān)系。

然而，從鄉(xiāng)土社會進(jìn)入現(xiàn)代社會，工業(yè)化、市場化以及由此帶來的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、社會制度和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的變化，對農(nóng)村勞動力擇業(yè)產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。自1978年改革開放以來，隨著第二、三產(chǎn)業(yè)勞動力需求的持續(xù)增長、戶籍管理制度的逐年放寬和農(nóng)業(yè)機(jī)械化的漸次推進(jìn)，大量農(nóng)村勞動力由“農(nóng)耕從業(yè)”轉(zhuǎn)向“非農(nóng)就業(yè)”，并開始構(gòu)筑新的社會關(guān)系?！笆来ň印比匀皇且环N“常態(tài)”，但“遷移”卻不再是“變態(tài)”，“不流動”帶來的“孤立和隔膜”被逐漸打破，熟人社會逐漸向匿名社會更迭，為社會信任提供了發(fā)揮作用的土壤。一方面，社會信任作為經(jīng)濟(jì)生活的催化劑，相較于傳統(tǒng)特殊信任，具有更低廉的交易成本和更大的正外部性［3］，顯著地降低了農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移風(fēng)險；另一方面，現(xiàn)代化金融系統(tǒng)、行政管理體系等社會制度均以普遍性質(zhì)的信任為方向快速變遷，社會信任作為適應(yīng)匿名性、流動性特征的現(xiàn)代社會理念，能夠持久地發(fā)揮降低磋商成本、提高交易和溝通效率等作用，協(xié)助農(nóng)村勞動力實現(xiàn)更迅速、更穩(wěn)定和更高質(zhì)量的非農(nóng)就業(yè)。因此，伴隨社會制度建設(shè)不斷完善和非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移進(jìn)程的持續(xù)推進(jìn)，社會信任與非農(nóng)就業(yè)自然地構(gòu)成了一種穩(wěn)定的內(nèi)循環(huán)模式。

盡管勞動力流動已成為時代所趨，大量農(nóng)村勞動力通過非農(nóng)就業(yè)獲得更高經(jīng)濟(jì)收入、改善生活質(zhì)量，“自主應(yīng)聘”等非農(nóng)轉(zhuǎn)移方式成為社會信任高速發(fā)展階段內(nèi)的一種常態(tài)化選擇，但仍有一定規(guī)模的農(nóng)村勞動力固守“特殊信任”轉(zhuǎn)移模式，以求降低非農(nóng)轉(zhuǎn)移風(fēng)險［4］。此類群體主要依賴親戚朋友推薦、熟人介紹等就業(yè)渠道，限制了自身的轉(zhuǎn)移就業(yè)意愿、轉(zhuǎn)移就業(yè)信息可獲得性以及轉(zhuǎn)移就業(yè)能力，故而滯留農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者呈現(xiàn)候鳥式遷移的回流狀態(tài)，這既不益于規(guī)避家庭流動性約束、緩解農(nóng)村相對貧困，也不利于阻斷貧困代際傳遞、共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展紅利［5］。

社會信任作為一種具有降低交易成本、簡化社會運(yùn)行復(fù)雜度等功能的社會資本［3］，與特殊信任共存于現(xiàn)代社會，且不斷沖擊著鄉(xiāng)土社會時期形成的、存在于特殊信任與農(nóng)耕從業(yè)之間的雙向促進(jìn)關(guān)系，它能否緩解甚至解決非農(nóng)就業(yè)所面臨的階段性困境，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移？如果能夠促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，是通過什么途徑實現(xiàn)的？這種因果作用的時序性變化如何？這些都是本文嘗試回答的問題。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個方面。第一，基于社會流動性和匿名性不斷增強(qiáng)、社會管理制度日臻完善的中國現(xiàn)階段特征事實，探究與受限信任存在相對關(guān)系的社會信任如何影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策，推動信任文化與勞動力流動研究成果更加豐富化和時代化。第二，嘗試引入福山的“信任半徑”概念，進(jìn)而構(gòu)建包含信任水平和信任半徑的社會信任分析框架，以更準(zhǔn)確、全面地探究社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的影響。第三，分析并檢驗社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的作用機(jī)制；延伸考察農(nóng)村勞動力從農(nóng)耕從業(yè)到非農(nóng)就業(yè)的漸進(jìn)性轉(zhuǎn)移；動態(tài)識別出生在不同時代以及處于勞動力轉(zhuǎn)移不同階段下，社會信任對農(nóng)村勞動力個體非農(nóng)就業(yè)的異質(zhì)性影響。

二、理論分析與研究假說

現(xiàn)有研究從宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境如城鄉(xiāng)差距，與微觀特征如婚姻、人力資本等方面對非農(nóng)就業(yè)決策的影響因素進(jìn)行了有益探討，其中由于勞動力市場不完善，農(nóng)村社會環(huán)境和就業(yè)信息相對封閉，大量文獻(xiàn)從宗族、社會網(wǎng)絡(luò)和信任視角考察了社會資本對非農(nóng)就業(yè)決策的影響，該影響路徑主要體現(xiàn)在三個方面。第一，風(fēng)險分擔(dān)效應(yīng)。宗族通過提供幫助內(nèi)部成員抵御潛在負(fù)面沖擊的社會保險，分擔(dān)務(wù)工風(fēng)險以促進(jìn)其外出打工［6］。第二，信息效應(yīng)。豐富的社會網(wǎng)絡(luò)有助于個體獲取更多就業(yè)信息、降低工作搜尋成本，實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移［7］。第三，融資效應(yīng)。基于血緣、親緣和地緣形成的社會網(wǎng)絡(luò)，通過內(nèi)部借貸緩解農(nóng)村勞動力的非農(nóng)創(chuàng)業(yè)籌資問題［8］。盡管上述研究為理解社會資本與非農(nóng)就業(yè)的內(nèi)在關(guān)系提供了豐富的理論支撐，然而仍存在一定局限。一是現(xiàn)有文獻(xiàn)大多基于社會網(wǎng)絡(luò)視角展開，較少關(guān)注社會信任對非農(nóng)就業(yè)的影響及其內(nèi)在機(jī)制，同時主要從信任水平這一維度解讀社會信任的內(nèi)涵，忽略了信任半徑?信任半徑指人們愿意與之合作的對象范圍［9］，在中國則體現(xiàn)為隨親緣、地緣等關(guān)系差異而呈現(xiàn)出的信任“差序格局”，即內(nèi)外有別。個體信任半徑越長，越容易相信外群體（如陌生人或不同宗教信仰的人）。的考察。社會信任水平?jīng)Q定了合作的強(qiáng)度，信任半徑則代表了信任的廣度。本文將信任水平和信任半徑作為社會信任的衡量維度，以期揭示社會信任的全貌，考察嵌入到中國農(nóng)耕文明的多維度信任文化對非農(nóng)就業(yè)的作用。二是對于社會資本如何影響非農(nóng)就業(yè)，多數(shù)研究側(cè)重于非農(nóng)就業(yè)能力等客觀機(jī)制的探討，尚未有文獻(xiàn)構(gòu)建包含主觀意愿和客觀能力在內(nèi)的理論框架。社會信任作為一種重要的社會資本，通過提高農(nóng)村勞動力個體的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿及能力促進(jìn)其非農(nóng)就業(yè)，前者體現(xiàn)為對非農(nóng)轉(zhuǎn)移風(fēng)險的承擔(dān)意愿，后者包括勝任非農(nóng)工作的轉(zhuǎn)移就業(yè)能力（人力資本）和實現(xiàn)轉(zhuǎn)移就業(yè)的信息獲取能力（社會網(wǎng)絡(luò)）。

（一）風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)

信任與風(fēng)險密切相關(guān)，能夠降低勞動力對風(fēng)險的感知程度和預(yù)期的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移風(fēng)險水平，提高其風(fēng)險承擔(dān)意愿、促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)。從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)是一項存在風(fēng)險的經(jīng)濟(jì)決策，通常來說，具有非農(nóng)工作意愿的農(nóng)村勞動力將面臨能否找到合意工作及新環(huán)境融入等不確定性。因而，農(nóng)村勞動力對風(fēng)險的主觀判斷和風(fēng)險偏好程度將會對非農(nóng)就業(yè)決策形成重要影響。社會信任可以降低農(nóng)村勞動力主觀感受到的非農(nóng)轉(zhuǎn)移風(fēng)險水平，下移風(fēng)險承擔(dān)的預(yù)期強(qiáng)度。社會信任水平較低的農(nóng)村勞動力因?qū)Ψ寝r(nóng)就業(yè)風(fēng)險的主觀感知程度較高，預(yù)期未來將承擔(dān)更多的風(fēng)險，更不愿意進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移［10］。不僅如此，社會信任還有助于個體形成樂觀的心理預(yù)期和“在困難時得到別人幫助”的積極認(rèn)知［11］。在非農(nóng)就業(yè)決策結(jié)果不確定時，社會信任水平更高的人通常會期望事情向更好的方向發(fā)展，所以更愿意在決策之前承擔(dān)更多風(fēng)險。同時，勞動力個體的社會信任半徑越長，接觸的信息越豐富，所感知到的不確定性越小。社會信任對個體風(fēng)險預(yù)期的降低有利于激勵農(nóng)村勞動力克服非農(nóng)就業(yè)風(fēng)險中的阻力，愿意嘗試轉(zhuǎn)移到非農(nóng)工作以追求更高的收益。

（二）人力資本效應(yīng)

社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力越愿意拓展自身人力資本投資，進(jìn)而增強(qiáng)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移能力、提升非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移概率。正規(guī)學(xué)歷教育和職業(yè)技能培訓(xùn)是中國農(nóng)村勞動力投資自身人力資本、提升專業(yè)技能的主要渠道。相較職業(yè)技能培訓(xùn)，正規(guī)學(xué)歷教育的投資成本更高、風(fēng)險更大，故農(nóng)村勞動力更愿意選擇技能培訓(xùn)類人力資本投資［12］。對于由市場提供且需私人付費(fèi)的技能培訓(xùn)，農(nóng)村勞動力面臨的信息不完全困境將抑制其人力資本投資行為。而社會信任作為社會復(fù)雜性的簡化機(jī)制，能夠基于現(xiàn)有信息建立一種穩(wěn)定的行為預(yù)期，從而用帶有保障性的安全感來彌補(bǔ)信息的匱乏［13］。換言之，高社會信任水平帶來的安全感有利于克服培訓(xùn)與就業(yè)信息匱乏的缺陷。農(nóng)村勞動力能夠依靠社會信任降低“是否參與培訓(xùn)”這一風(fēng)險決策的復(fù)雜性，譬如社會信任水平更高的農(nóng)村勞動力更愿意相信技能培訓(xùn)的有效性，社會信任半徑更長的農(nóng)村勞動力則更容易相信培訓(xùn)者這類外群體的專業(yè)技能水平，進(jìn)而提高技能培訓(xùn)交易實現(xiàn)的可能性。已有研究表明，信任是正式制度和政府發(fā)揮作用的前提和基礎(chǔ)，較高的社會信任水平能夠促進(jìn)公眾對公共政策的參與［14］。因此，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，越可能通過參與免費(fèi)技能培訓(xùn)等促進(jìn)就業(yè)相關(guān)政策措施，提升非農(nóng)就業(yè)技能。

（三）社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)

社會信任通過促使農(nóng)村勞動力建立跨越自身階層限制的新型社會網(wǎng)絡(luò)，拓寬個體社會網(wǎng)絡(luò)半徑、降低非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移成本，從而促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)實現(xiàn)。社會網(wǎng)絡(luò)是社會成員之間因互動形成的一種相對穩(wěn)定的社會關(guān)系，傳統(tǒng)鄉(xiāng)土社會的人際交往半徑較短，形成的社會網(wǎng)絡(luò)大多局限于同等社會階級，較少實現(xiàn)階級跨越并獲得自身階級之外的社會資源。而市場經(jīng)濟(jì)的興起使人們建立起廣泛交往的社會關(guān)系，突破血緣、親緣和地緣的擴(kuò)張型社會網(wǎng)絡(luò)得以形成。隨著這種新型社會網(wǎng)絡(luò)如各類協(xié)會等民間組織的不斷構(gòu)建，社會信任開始發(fā)揮重要作用。社會信任水平越高、社會信任半徑越長的農(nóng)村勞動力越傾向于與更多異質(zhì)性群體交往互動，他們不僅更樂于參與新型社會網(wǎng)絡(luò)，也更愿意與他人分享有價值的信息和知識［15］，表現(xiàn)出互惠行為。通過建立人與人之間的穩(wěn)定關(guān)系，社會信任增強(qiáng)了個體的社會互動質(zhì)量，建立了更廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)。一方面，社會網(wǎng)絡(luò)更廣泛的農(nóng)村勞動力可以積累更多異質(zhì)性社會資源，獲取更多非重復(fù)就業(yè)信息；另一方面，擴(kuò)張型社會網(wǎng)絡(luò)能夠加速信息的流動與共享，加快農(nóng)村勞動力技能與崗位需求的匹配速度，從而增加農(nóng)村勞動力的潛在就業(yè)機(jī)會［16］，降低轉(zhuǎn)移成本。

綜上所述，本文提出如下假說：

假說1：社會信任水平促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。

假說2：農(nóng)村勞動力的社會信任半徑越長，越可能從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)。

假說3：社會信任通過增強(qiáng)個體風(fēng)險承擔(dān)意愿、增加人力資本投資以及拓寬社會網(wǎng)絡(luò)半徑，提高其選擇非農(nóng)工作的可能性。

三、數(shù)據(jù)和變量描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)源自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心的2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，覆蓋中國25個省份且代表中國95%人口的全國代表性樣本

不包含中國港澳臺地區(qū)以及內(nèi)蒙古、海南、西藏、寧夏和新疆。。CFPS數(shù)據(jù)庫的調(diào)查層次包含社區(qū)、家庭及個人三個層面，能夠提供包括社會信任、戶籍性質(zhì)、就業(yè)類型、家庭人口結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件等變量的詳細(xì)數(shù)據(jù)。本文使用的有效樣本信息包含分布在25個省份920個村5?742戶家庭中的11?415個農(nóng)村勞動力在2016年的相關(guān)信息。

（二）變量選取

1.社會信任的界定

現(xiàn)有研究衡量社會信任水平通常從“一般說來，你認(rèn)為絕大多數(shù)人是否可信”和“對陌生人的信任程度”兩個角度進(jìn)行。本文以農(nóng)村居民作為研究主體，而農(nóng)村的信任差序格局和城鄉(xiāng)分割特殊狀態(tài)會使受訪者在被詢問“一般說來，你認(rèn)為絕大多數(shù)人是否可信”時，僅聯(lián)想到村莊、區(qū)（縣）等較局限的特定生活區(qū)域之內(nèi)的目標(biāo)人群，那么以該問題衡量出的社會信任會受限于受訪者的人群認(rèn)知范圍從而導(dǎo)致度量偏誤。因此，本文采用CFPS問卷中的“對陌生人的信任程度”分值來衡量社會信任水平，0～10代表非常不信任到非常信任，數(shù)值越大，則社會信任水平越高。社會信任作為社會資本的重要組成部分，不僅直觀體現(xiàn)在個體對絕大多數(shù)或陌生人的社會化信任，也間接表現(xiàn)為個體積極且利他性的社會行為［17］。相關(guān)研究主要以社會參與（如投票選舉）、社會捐贈行為（如器官和血液捐贈）等指標(biāo)刻畫社會信任水平［18］。基于數(shù)據(jù)可得性，本文用家庭層面的“社會捐助額”

“社會捐助額”根據(jù)CFPS家庭問卷“過去?12個月，包括現(xiàn)金和實物（如食品、衣服等），您家社會捐助支出是多少？（單位：元）”衡量，回歸時取自然對數(shù)。間接衡量勞動者的社會信任狀況［17］，進(jìn)一步檢驗社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)影響的穩(wěn)健性。

信任半徑的測度方法是根據(jù)受訪者與各類群體的社會距離，從最內(nèi)層（即家庭）到最外層（如陌生人）進(jìn)行排序，將信任半徑視為個體隨著與不同類別對象的關(guān)系強(qiáng)度變化而導(dǎo)致的信任水平發(fā)生改變的幅度，用公式表示為：Y=α+β×X

Y為個體對不同類別對象的信任水平；X表示社會距離，即與不同類別對象的關(guān)系強(qiáng)度；β為所求信任半徑大小。如果受訪者平等地信任各內(nèi)群體和外群體，那么當(dāng)信任對象由內(nèi)向外擴(kuò)展時，信任水平改變的幅度較小，個體的信任半徑廣泛；如果受訪者的信任水平從組內(nèi)迅速下降到組外，則表明斜率是陡峭的，其信任半徑狹窄。?［19］?；贑FPS問卷數(shù)據(jù)，本文選擇父母、鄰居和陌生人三類信任對象，分別利用擬合項目反應(yīng)理論（IRT）的1PL模型和2PL模型計算得到個體對父母、鄰居和陌生人的社會距離，最終使用AIC和BIC值均更小的2PL模型估計結(jié)果，個體平均感知的與父母、鄰居和陌生人的社會距離依次約為1.00、2.99和6.02

參考胡安寧［20］的研究，1PL模型公式為P（Xsi=1|θs，βi）=exp（θs+βi）/［1+exp（θs+βi）］，2PL模型公式為P（Xsi=1|θs，βi，αi）=exp［αi（θs+βi）］/{1+exp［αi（θs+βi）］}，其中，Xsi表示個體s對信任對象i的信任水平，θs是個體答題能力（假定個體答題能力一致），βi是個體對某類對象信任的容易程度，不同信任對象之間的差異構(gòu)成了個體社會網(wǎng)絡(luò)中不同對象間的“距離”，αi為區(qū)別分?jǐn)?shù)，即信任容易程度變化區(qū)間的長短。利用2PL模型估計出的社會距離原始結(jié)果為-2.42、-0.43和2.60，為便利分析，對上述系數(shù)進(jìn)行了以對家人社會距離為基礎(chǔ)的相對化，即將個體對三類對象的社會距離依次加上3.42，結(jié)果分別變?yōu)?.00、2.99和6.02。，據(jù)此回歸擬合得到個體的信任半徑數(shù)值

采用固定截距回歸和隨機(jī)截距回歸兩類模型進(jìn)行估計，前者將截距固定于信任最高水平10，橫軸以0值作為起始點；后者不做上述限制。具體的測度過程受限于篇幅未展示；從最終回歸結(jié)果來看，隨機(jī)截距模型的擬合程度更高，但固定截距的回歸結(jié)果能夠使個體間的信任半徑可比，因此后文中所展示的信任半徑均為使用固定截距模型的結(jié)果。。

2.非農(nóng)就業(yè)的界定

非農(nóng)就業(yè)形式包含以下兩種情形：一是就地非農(nóng)就業(yè)，即在所居縣城內(nèi)進(jìn)行制造業(yè)和服務(wù)業(yè)等非農(nóng)業(yè)性質(zhì)生產(chǎn)活動，如農(nóng)副產(chǎn)品加工、農(nóng)家樂餐飲服務(wù)等勞動形式；二是異地非農(nóng)就業(yè)，即勞動力的非農(nóng)就業(yè)伴隨著地域流動，農(nóng)村勞動力往往需要向城市流動以獲取非農(nóng)就業(yè)崗位［21］?；跀?shù)據(jù)可得性，本文可以根據(jù)戶籍性質(zhì)（如農(nóng)村戶籍）或家庭所在地性質(zhì)（如城鄉(xiāng)分類資料中的鄉(xiāng)村地區(qū)）來界定“農(nóng)村勞動力”群體。考慮到非農(nóng)就業(yè)很大程度上伴隨著地域流動，若以家庭所在地為界定條件，會忽略因異地非農(nóng)就業(yè)而搬遷到城鎮(zhèn)居住的農(nóng)村勞動力群體。因此，參考張景娜等［22］的研究，本文以戶籍性質(zhì)界定農(nóng)村勞動力群體，將農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)限定為農(nóng)村戶籍勞動力選擇以非農(nóng)工作為主要工作的狀態(tài)。如果農(nóng)村戶籍勞動力主要從事非農(nóng)工作，則“非農(nóng)就業(yè)”變量賦值1，主要從事農(nóng)業(yè)工作則賦值0。

3.控制變量

農(nóng)村勞動力的就業(yè)選擇受到個體勞動能力和社會身份狀態(tài)影響，一般而言，人力資本投資越高、健康狀況越好的農(nóng)村勞動力，從事非農(nóng)生產(chǎn)的邊際收益越高，向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移能力越強(qiáng)、轉(zhuǎn)移質(zhì)量越好。家庭資源稟賦和照料責(zé)任也會作用于農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。家庭人均收入代表農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)工作的初始經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移資本，人均耕地面積作為農(nóng)業(yè)資源稟賦彰顯了農(nóng)村勞動力個體轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會成本［6］，家庭老幼人口比例刻畫了農(nóng)村勞動力因照料責(zé)任從事彈性工作時間的就地農(nóng)業(yè)勞動的推動力。此外，村莊自然地理環(huán)境和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件也對非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生作用，村莊地形地勢、自然災(zāi)害情況、交通條件和縣城最短距離直接影響農(nóng)村勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的難易程度，農(nóng)業(yè)勞動力租賃價格、土地征用面積和村莊人均收入會影響農(nóng)業(yè)勞動的經(jīng)濟(jì)成本［23］，進(jìn)而改變勞動力的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿。

（三）數(shù)據(jù)處理及描述性分析

本文主要研究社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響，目標(biāo)群體是戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)戶籍且具備勞動能力的人口，據(jù)此結(jié)合國際勞動年齡和CFPS成人問卷年齡范圍，以16～64歲樣本作為計量基礎(chǔ)。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)研究需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：第一，將2014年村居數(shù)據(jù)、2016年家庭經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)、2016年少兒數(shù)據(jù)與2016年成人數(shù)據(jù)進(jìn)行對應(yīng)匹配得到基準(zhǔn)數(shù)據(jù)集合；第二，引入2012年家庭經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)中的家庭人均耕地面積數(shù)據(jù)，得到完整數(shù)據(jù)集合；第三，剔除無法與家庭特征變量、村居特征變量成功匹配的樣本，且剔除異常變量樣本。最終得到11?415名農(nóng)村勞動力在2016年CFPS問卷調(diào)查中的有效數(shù)據(jù)，非農(nóng)就業(yè)勞動力和農(nóng)業(yè)就業(yè)勞動力的各主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

四、實證模型構(gòu)建與結(jié)果分析

（一）基礎(chǔ)模型回歸

為驗證前文提出的理論假說，且考慮到非農(nóng)就業(yè)決策變量的離散型特征，本文使用如下Probit基準(zhǔn)模型考察社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的影響：

Mi=α0+α1Ti+α2Xi+α3Yi+α4Zi+εi（1）

其中，下標(biāo)i表示第i個體，Mi是第i個體的非農(nóng)就業(yè)決策；Ti是解釋變量，表示第i個體的信任水平（信任半徑）；Xi是第i個體的個體特征變量集，包括性別、年齡、年齡平方、婚姻狀態(tài)、健康狀況、受教育水平和是否黨員；Yi用于控制勞動力非農(nóng)就業(yè)的家庭層面影響因素，包括家庭人均耕地面積、家庭人均收入、75歲以上老人比例和6歲以下兒童比例；Zi用于控制村莊的稟賦條件，包括村人均收入、農(nóng)忙雇工價格、到縣城距離、是否有公路通過、是否為自然災(zāi)害頻發(fā)區(qū)、是否處于平原、是否處于丘陵和村土地征用面積等特征變量；εi為隨機(jī)誤差項。此外，本文在回歸過程中還控制了省份虛擬變量，以控制省級層面的固定效應(yīng)。

村（居）層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤下，社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策影響的回歸結(jié)果見表2。第（1）（2）列分別以信任水平和信任半徑為解釋變量，其中信任水平的估計系數(shù)約為0.022，且在1%水平上顯著，表明信任水平越高的農(nóng)村勞動力越愿意轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)；信任半徑估計系數(shù)顯著為正，意味著農(nóng)村勞動力的信任半徑越長，越可能選擇非農(nóng)就業(yè)。第（3）（4）列更換回歸模型為最小二乘估計（OLS），結(jié)果仍支持該結(jié)論?？紤]到農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移往往伴隨地域流動，而居住地性質(zhì)的變更會直接影響非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的難易程度，第（5）（6）列進(jìn)一步控制家庭所在地性質(zhì)，估計結(jié)果依然穩(wěn)健。同時，為了避免“對陌生人信任程度”評分感知差異造成的估計偏誤，第（7）列將解釋變量更換為“社會捐助額”，估計系數(shù)依然顯著為正，證實了社會信任水平與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策之間的正向穩(wěn)健關(guān)系

本文也將信任半徑變量更換為隨機(jī)截距估算方法得到的信任半徑數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以此作為穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果仍支持信任半徑拓展促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的結(jié)論。針對全文中以信任半徑為解釋變量的回歸，均進(jìn)行該類更換變量測度方法的穩(wěn)健性檢驗，限于文章篇幅未展示。?；鶞?zhǔn)回歸中控制變量的估計系數(shù)與現(xiàn)有研究基本一致。相比農(nóng)村女性，農(nóng)村男性勞動力從事非農(nóng)就業(yè)更多；個人年齡越大、婚姻狀態(tài)為已婚，越傾向于從事農(nóng)業(yè)勞動；身體健康狀況越好、受教育年限越長，越可能選擇非農(nóng)就業(yè)。從家庭層面來看，家庭人均耕地面積越少、家庭人均收入越高，非農(nóng)就業(yè)可能性越大；75歲以上老人比例與6歲以下兒童比例均不顯著。從村級層面來看，村到縣城距離對非農(nóng)就業(yè)起到顯著阻礙作用，村人均收入促進(jìn)勞動力非農(nóng)就業(yè)。

（二）因果關(guān)系識別

1.加入可能的遺漏變量

社會信任很可能與其他因素有關(guān)，使得所觀察到的并非因果關(guān)系，而是同時受其他因素影響而形成的一種相關(guān)關(guān)系。因此，本文進(jìn)一步控制其他可能的遺漏變量，以緩解可能存在的內(nèi)生性問題。具體地，增加控制宗族、語言技能、互聯(lián)網(wǎng)使用和儒家傳統(tǒng)4項因素

選取這4類因素的原因如下：宗族觀念可能通過強(qiáng)化內(nèi)部人員信任擠出社會信任，同時以血緣為紐帶的宗族網(wǎng)絡(luò)能夠有效增強(qiáng)非農(nóng)就業(yè)的轉(zhuǎn)移概率和就業(yè)機(jī)會［6］。良好的語言技能可以減少因方言產(chǎn)生的阻礙并促進(jìn)身份認(rèn)同獲得，進(jìn)而提高社會信任水平，也能作為重要的人力資本直接促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)既能拓寬信息傳遞渠道、降低工作搜尋成本，促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，也可以增加個體與外界接觸頻度影響信任的建立和維護(hù)［24］。強(qiáng)調(diào)儒家文化的地區(qū)往往優(yōu)先形成內(nèi)部信任而排擠社會信任，同時安土重遷、遵從孝道的儒學(xué)觀念會抑制勞動力轉(zhuǎn)移的意愿，降低勞動力轉(zhuǎn)移的主動性和適應(yīng)性［25］。，其中，CFPS問卷“是否參與家族祭祖或掃墓”“普通話熟練程度”和“您是否使用手機(jī)或電腦上網(wǎng)”分別衡量宗族、語言技能和互聯(lián)網(wǎng)使用變量；省際“儒家書院數(shù)量”刻畫地區(qū)的儒家傳統(tǒng)文化強(qiáng)度，數(shù)據(jù)主要來自《大明一統(tǒng)志》《大清一統(tǒng)志》和明清時期的地方志。表3在基準(zhǔn)模型中逐次控制以上遺漏變量，第（1）～（4）列的估計結(jié)果表明，社會信任水平對勞動力從事非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用依然顯著。第（5）列同時控制以上遺漏變量，再次證明結(jié)論的穩(wěn)健性。第（6）列以信任半徑為解釋變量，且加入宗族、語言技能、互聯(lián)網(wǎng)使用和儒家書院數(shù)量變量，結(jié)果仍表明信任半徑越長的農(nóng)村勞動力越可能轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)，支持本文研究假說2。

2.排除不可觀測變量影響

社會信任發(fā)揮的正向影響是否來自其他不可觀測因素，而非真實存在？借鑒謝申祥等［26］的研究，本文對回歸樣本進(jìn)行安慰劑檢驗，探究社會信任對非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)作用的獨(dú)立性。具體地，在處于就業(yè)狀態(tài)的11?406位農(nóng)村勞動力個體中，隨機(jī)抽取一半樣本作為處理組，剩余樣本作為對照組，即通過構(gòu)建“偽處理組”虛擬變量，刻畫解釋變量——社會信任之外的不可觀測因素。重復(fù)抽取多次后，基于抽取數(shù)據(jù)分別回歸得到對應(yīng)系數(shù)并進(jìn)行核密度估計，若該類系數(shù)與基準(zhǔn)回歸估計系數(shù)顯著不同，意味著社會信任對非農(nóng)就業(yè)的影響并非由“安慰劑變量”引致，而是非隨機(jī)的。重復(fù)500次隨機(jī)抽樣得到的核密度估計結(jié)果如圖1所示，結(jié)果表明，安慰劑變量估計系數(shù)大于基準(zhǔn)回歸估計系數(shù)的概率低于1%。信任水平和信任半徑的作用顯著異于安慰劑變量，這意味著排除了不可觀測因素的影響后，社會信任對非農(nóng)就業(yè)的積極影響仍然存在。

3.因果關(guān)系再檢驗

基準(zhǔn)回歸結(jié)果是否還存在反向因果導(dǎo)致的估計偏誤？社會信任是形成于長期動態(tài)過程中的綜合狀態(tài)，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷往往會刷新、豐富農(nóng)村勞動力對社會信任的原有認(rèn)知。一方面，選擇非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村勞動力在工作經(jīng)歷、社交網(wǎng)絡(luò)及生活環(huán)境等方面經(jīng)歷了極大變更，這種變更促進(jìn)或阻礙了其社會信任發(fā)展，進(jìn)而影響后續(xù)非農(nóng)就業(yè)決策。另一方面，社會信任較弱的農(nóng)村勞動力群體在初始非農(nóng)轉(zhuǎn)移時做出了負(fù)向“自選擇”，導(dǎo)致其與非農(nóng)就業(yè)群體間的社會信任差距逐漸擴(kuò)大，所以非農(nóng)就業(yè)和社會信任之間呈現(xiàn)出了強(qiáng)相關(guān)關(guān)系?；诖?，本文通過識別前期非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷，構(gòu)造社會信任與非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的交互項，嘗試將具有前期非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷個體與持續(xù)從事農(nóng)業(yè)個體作為對照，進(jìn)而得到排除反向因果后社會信任對非農(nóng)就業(yè)決策的影響?！胺寝r(nóng)就業(yè)經(jīng)歷”變量根據(jù)前期CFPS問卷的非農(nóng)就業(yè)情況進(jìn)行賦值，若前期均未經(jīng)歷過非農(nóng)就業(yè)則賦值0，否則賦值1。表4第（1）（2）列回歸結(jié)果顯示，信任水平和信任半徑的估計系數(shù)均正向顯著，而信任水平×非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷、信任半徑×非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的估計系數(shù)均不顯著，說明具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的個體和持續(xù)從事農(nóng)業(yè)的個體，其社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用是相似的。這意味著在控制可能存在的反向因果后，社會信任仍然穩(wěn)健地促進(jìn)農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)就業(yè)。

進(jìn)一步地，借鑒高虹等［23］的思路，本文引入“區(qū)（縣）信任水平均值”和“區(qū)（縣）信任半徑均值”，即以區(qū)（縣）內(nèi)除本人外其他人的社會信任水平（信任半徑）均值作為工具變量

考慮到某些村莊的樣本人數(shù)較少，由此計算出的社會信任均值易受抽樣影響，而不具有代表性，故本文在參考高虹等［23］的做法基礎(chǔ)上，使用區(qū)（縣）層面的社會信任平均水平作為工具變量。，并利用兩階段回歸估計方法重新考察社會信任對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的影響。選取該工具變量的理由是：社會信任作為促進(jìn)信息共享、降低交易成本的公共品，具有明顯的外部性特征［18］，同區(qū)（縣）其他人的社會信任表現(xiàn)會影響本人的社會信任認(rèn)知。同時，區(qū)（縣）社會信任均值衡量了整體的社會信任環(huán)境，并不會直接影響單個個體的非農(nóng)就業(yè)決策。實際上，以同一地理范圍內(nèi)其他人的平均水平作為個人指標(biāo)的工具變量，在以往研究中得到了廣泛應(yīng)用，其實證結(jié)果表明使用這類工具變量是有效的。此外，一個地區(qū)的社會信任與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r緊密相關(guān)。一方面，個體收入越高，越傾向于信任他人；另一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，該地區(qū)的人口流動和貿(mào)易活動越頻繁，人際接觸的增加和信息不對稱的下降會影響個體的社會信任。同時，這些經(jīng)濟(jì)因素也可能會通過宏觀環(huán)境影響勞動者的非農(nóng)就業(yè)決策。為進(jìn)一步確保工具變量外生，本文在工具變量回歸中控制地級市層面人均GDP水平。

表4第（3）～（6）列匯報了兩階段回歸模型下的工具變量估計結(jié)果。第（3）（4）列的一階段回歸結(jié)果顯示，區(qū)（縣）的社會信任平均水平與勞動力對陌生人的信任度間具有顯著正向關(guān)聯(lián)，區(qū)（縣）的信任半徑均值與個體的信任半徑顯著正相關(guān)，表明不存在弱工具變量問題；第（5）（6）列的第二階段回歸結(jié)果表明，信任水平和信任半徑的估計系數(shù)均在1%水平上顯著，且與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，系數(shù)有所上升，表明由于存在難以衡量的遺漏變量或反向因果問題，可能低估了社會信任對非農(nóng)就業(yè)的正向促進(jìn)作用。

（四）社會信任與非農(nóng)就業(yè)：機(jī)制分析及檢驗

1.風(fēng)險承擔(dān)意愿

風(fēng)險承擔(dān)意愿作為一種主觀態(tài)度，直接問答往往會存在提問方式差異、被詢問者的隱私規(guī)避性等干擾因素，因此本文選擇“事后”性質(zhì)的客觀指標(biāo)“風(fēng)險資產(chǎn)持有情況”衡量風(fēng)險承擔(dān)意愿，個人的風(fēng)險承擔(dān)意愿越弱，則會越偏好穩(wěn)健投資以降低其投資風(fēng)險程度，其持有風(fēng)險性資產(chǎn)的概率越低；反之，則越可能持有風(fēng)險類資產(chǎn)［27］。選取CFPS問卷中“家庭是否持有風(fēng)險性資產(chǎn)”刻畫風(fēng)險承擔(dān)意愿，若持有風(fēng)險性資產(chǎn)賦值1，否則賦值0。表5第（1）列驗證了社會信任對風(fēng)險性資產(chǎn)持有情況的影響

受限于數(shù)據(jù)來源，本文用于衡量信任差序格局的“信任半徑”變量主要來自受訪者對父母、鄰居和陌生人三類群體的信任程度。盡管該變量能夠刻畫出關(guān)鍵的信任差序特征，但若以此為基礎(chǔ)進(jìn)行更深入的傳導(dǎo)結(jié)構(gòu)分解和異質(zhì)性群體特征討論，可能會出現(xiàn)較為顯著的估計偏誤。因此，本文以社會信任水平為主要的關(guān)鍵解釋變量，暫緩對信任半徑的分析，若后續(xù)數(shù)據(jù)得到補(bǔ)充更新會持續(xù)進(jìn)行深入分析探討。，估計結(jié)果在5%水平上正向顯著，表明社會信任水平更高的農(nóng)村勞動力個體更傾向于持有風(fēng)險性財產(chǎn)，即同等條件下，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力的風(fēng)險承擔(dān)意愿越強(qiáng)，越有可能選擇從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)。

2.人力資本

技能培訓(xùn)相比正式學(xué)歷教育，投資規(guī)模更小、回報周期更短，因此收入穩(wěn)定性較差、抗風(fēng)險能力較弱的農(nóng)村勞動力群體，往往更傾向于購買市場類技能培訓(xùn)產(chǎn)品或參與政府類技能培訓(xùn)服務(wù)，積累自身人力資本。故本文以CFPS問卷的“是否參與非學(xué)歷教育”衡量農(nóng)村勞動力的技能培訓(xùn)類人力資本投資行為，參與非學(xué)歷教育賦值1，否則賦值0?？紤]到非學(xué)歷教育涉及的培訓(xùn)或進(jìn)修類型中，技術(shù)技能培訓(xùn)與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移行為的聯(lián)系最為緊密，故以“技術(shù)技能培訓(xùn)參與”近似衡量“非學(xué)歷教育參與”，參與技術(shù)技能培訓(xùn)賦值1，否則賦值0。表5第（2）（3）列估計結(jié)果顯示，社會信任顯著促進(jìn)了農(nóng)村勞動力參與非學(xué)歷教育及技術(shù)技能培訓(xùn)，社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，越傾向于對自身進(jìn)行技能培訓(xùn)類投資以提升人力資本水平，從而越有可能轉(zhuǎn)向非農(nóng)就業(yè)。

3.社會網(wǎng)絡(luò)

基于普遍信任視角下的社會互動屬性，本文選擇民間組織參與狀況作為一般性社會網(wǎng)絡(luò)的衡量指標(biāo)

現(xiàn)有研究的社會網(wǎng)絡(luò)度量指標(biāo)主要包含“親友間的禮金往來”“姓氏宗族”等［6］，這些指標(biāo)雖然從先賦血緣關(guān)系擴(kuò)展到了無血緣聯(lián)系人群，但仍局限于受限制信任發(fā)展下的社會網(wǎng)絡(luò)資源，而非純粹基于普遍信任視角下的社會互動，同時這類指標(biāo)主要聚焦個人所在家庭及社區(qū)，可能忽略了所處各類正式或非正式組織所擁有的社會網(wǎng)絡(luò)及其轉(zhuǎn)化為社會資本的可能性。。參與民間組織是農(nóng)村勞動力在有限資源獲取條件下拓展新型社會網(wǎng)絡(luò)的重要途徑，目前農(nóng)村勞動力能夠接觸到的民間組織主要包含合法身份組織、傳統(tǒng)鄉(xiāng)社團(tuán)體、非政府公益組織

合法身份組織包括婦聯(lián)、工會等，傳統(tǒng)鄉(xiāng)社團(tuán)體包括廟會、宗教等，非政府公益組織包括老年協(xié)會、扶貧協(xié)會等，專業(yè)經(jīng)濟(jì)協(xié)會包括個體勞動者協(xié)會等。以及專業(yè)經(jīng)濟(jì)協(xié)會四類［28］?？紤]到傳統(tǒng)鄉(xiāng)社團(tuán)體邊界難以跨越親緣、血緣和地緣范圍，并非具有拓展特征的新型社會網(wǎng)絡(luò)來源，本文結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，主要以合法身份組織類的工會組織以及專業(yè)經(jīng)濟(jì)協(xié)會類的個體勞動者協(xié)會組織作為民間組織的考察內(nèi)容，如果農(nóng)村勞動力是工會會員或參與個體勞動者協(xié)會賦值1，否則賦值0。表5第（4）列檢驗了社會信任對民間組織參與的影響，估計結(jié)果在10%水平上顯著為正，說明農(nóng)村勞動力的社會信任水平越高，一般性社會網(wǎng)絡(luò)半徑越長、社會資源積累越多，從而最終從事非農(nóng)業(yè)的概率越高。

至此，本文的基本回歸結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果皆表明，社會信任能夠促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)向非農(nóng)業(yè)，風(fēng)險承擔(dān)意愿、人力資本和社會網(wǎng)絡(luò)機(jī)制是這一核心結(jié)論的深層次原因。作為信息不對稱情況下的利好性期望，社會信任通過增強(qiáng)農(nóng)村勞動力對非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移風(fēng)險的承擔(dān)意愿激發(fā)了非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿；作為一種非正式制度，社會信任通過提高農(nóng)村勞動力技能培訓(xùn)類人力資本投資增強(qiáng)了非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移能力；作為社會資本的重要構(gòu)成部分，社會信任通過促進(jìn)農(nóng)村勞動力參與民間組織，構(gòu)建跨行業(yè)、跨地域、跨階級的更長半徑的擴(kuò)張型社會網(wǎng)絡(luò)，提高非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的職業(yè)匹配效率，降低了非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移成本。

五、進(jìn)一步討論

社會信任作為一種隨著匿名社會制度持續(xù)完善而不斷發(fā)展的社會資本，能夠起到促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的作用，而這種作用在實際非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移過程中往往呈現(xiàn)出漸進(jìn)性特征，并且參差彰顯于不同歷史環(huán)境中成長的農(nóng)村勞動力。因此，本文繼續(xù)關(guān)注勞動力實際轉(zhuǎn)移狀態(tài)和歷史事件的持久性影響，進(jìn)一步探究社會信任與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)之間的深層次關(guān)系。

（一）社會信任與農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉(zhuǎn)移程度

改革開放以來，中國城鄉(xiāng)收入差距不斷擴(kuò)大，農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)象日益普遍。但戶籍制度約束和個體就業(yè)能力差異，使部分農(nóng)村勞動力難以從農(nóng)業(yè)部門快速轉(zhuǎn)移至非農(nóng)業(yè)部門，因而在轉(zhuǎn)移過程中形成了“純務(wù)工”和“純務(wù)農(nóng)”以外的“兼業(yè)”狀態(tài)。即在管理制度和工作能力的雙重約束下，為實現(xiàn)家庭利益最大化，個體不得不形成半工半農(nóng)的兼業(yè)方式。事實上，這種兼業(yè)狀態(tài)普遍存在于中國的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移中［22］，將純務(wù)工、兼業(yè)和純務(wù)農(nóng)狀態(tài)同時納入“勞動力轉(zhuǎn)移”變量，能夠更好刻畫農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度，更符合中國轉(zhuǎn)型期農(nóng)村勞動力群體就業(yè)的實際情況。根據(jù)這一分析，本文使用包含純務(wù)農(nóng)、兼業(yè)和純務(wù)工這三種狀態(tài)的“勞動力轉(zhuǎn)移程度”作為被解釋變量。如果社會信任促進(jìn)了農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，那么可以合理推測，高社會信任水平會促使農(nóng)村勞動力積極轉(zhuǎn)移為兼業(yè)或純務(wù)工狀態(tài)，而低社會信任水平則使其更傾向于維持純務(wù)農(nóng)狀態(tài)。本文使用CFPS問卷中“主要工作是農(nóng)業(yè)工作還是非農(nóng)工作”和“是否從事家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”共同構(gòu)造“勞動力轉(zhuǎn)移程度”。純務(wù)農(nóng)指主要工作為農(nóng)業(yè)屬性，賦值1；兼業(yè)指主要工作為非農(nóng)屬性但從事家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，賦值2；純務(wù)工指主要工作為非農(nóng)屬性且不從事家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，賦值3。因“勞動力轉(zhuǎn)移程度”為離散有序變量，本文建立有序Probit模型考察社會信任對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的影響，估計方程如下：

其中，M*i和Ti分別衡量第i個體的勞動力轉(zhuǎn)移程度和社會信任水平，Ci表示控制變量，σi為隨機(jī)誤差項。

社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的回歸結(jié)果見表6。社會信任水平顯著促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移程度。具體而言，社會信任水平更高的農(nóng)村勞動力處于純務(wù)農(nóng)狀態(tài)的可能性更低，向轉(zhuǎn)移兼業(yè)、純務(wù)工轉(zhuǎn)移狀態(tài)的可能性更高。使用“社會捐助額”間接衡量“社會信任水平”，得到的實證結(jié)果接近，再次佐證社會信任水平與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度的穩(wěn)健關(guān)系。

（二）時代烙?。阂蚬?yīng)與歷史序列

不同于西方個人主義文化形成的持久性普遍信任，從農(nóng)耕時代過渡到工業(yè)時代，從實名制社會轉(zhuǎn)變?yōu)槟涿粕鐣?，中國的社會信任具有明顯的階段性特征，也使其對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響效應(yīng)蘊(yùn)含著極其強(qiáng)烈的時代烙印。處于不同出生序列和轉(zhuǎn)移序列的勞動力主體受歷史性經(jīng)歷和周邊環(huán)境影響，所感知到的這種效應(yīng)強(qiáng)弱存在明顯差異性［29］。工業(yè)化、市場化以及由此帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)模式和轉(zhuǎn)移觀念的變化，不斷對中國傳統(tǒng)的非流動、非契約性質(zhì)的差序信任格局產(chǎn)生沖擊。隨著經(jīng)濟(jì)高速增長、農(nóng)業(yè)機(jī)械化推進(jìn)和安土重遷思想淡化，從土地釋放出的大量農(nóng)村富余勞動力主動轉(zhuǎn)移，這種流動沖擊不僅在一定程度上弱化了以重復(fù)博弈為前提形成的特殊信任，也誘發(fā)了轉(zhuǎn)移勞動力群體對社會信任的強(qiáng)烈需求，以降低交往中的社會成本［3］。與此同時，社會制度不斷完善和調(diào)整。一方面，完備的社會制度為社會信任提供政府背書，即能夠得到執(zhí)行的制度保障，個體在此基礎(chǔ)上建立穩(wěn)定性預(yù)期、防范潛在風(fēng)險，有效促進(jìn)社會信任的形成；另一方面，根據(jù)各時代特定經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求持續(xù)調(diào)整的管理政策賦予農(nóng)村勞動力在遷移時間、地域、行業(yè)等選擇方面更高的自主性［30］。由此本文推論，隨著工業(yè)化和市場化進(jìn)程不斷推進(jìn)、社會制度趨于完善和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移自主化，社會信任水平對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用不斷增強(qiáng)。

基于以上分析，本文首先以十年為界劃分受訪者的出生年份序列，形成“50后”“60后”“70后”“80后”和“90后”這五個期群，以均勻刻畫工業(yè)化、市場化推動進(jìn)程和社會制度完善過程；其次，借鑒張廣勝等［30］的研究，以受訪者進(jìn)入勞動力市場的“成年年份”

本文以受訪者滿足中國法定成年年齡（18歲）的對應(yīng)年份，作為該受訪者能夠進(jìn)入勞動力市場且參與非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的年份，并據(jù)此劃分三類階段以刻畫當(dāng)時受訪者所面臨的社會流動環(huán)境狀況。劃分轉(zhuǎn)移年份序列，形成“限制流動階段”“逐步放開階段”和“公平流動階段”三個期群，以刻畫農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移自由程度的變化。如圖2所示，隨著出生序列和轉(zhuǎn)移序列的遞進(jìn)，社會信任水平和非農(nóng)就業(yè)比例的平均值是逐步增加的。

表7報告了出生序列和轉(zhuǎn)移序列各期群的社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移回歸結(jié)果。其中第（1）～（3）列中，社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的正向作用微弱，第（4）列的社會信任估計系數(shù)正向顯著，表明“50后”“60后”“70后”和“80后”群體對社會信任水平與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的作用感知存在著顯著差異，且隨著成長環(huán)境中工業(yè)化和市場化進(jìn)程、社會制度的不斷推進(jìn)，這種作用感知愈發(fā)強(qiáng)烈。第（5）列結(jié)果顯示，“90后”群體中社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的估計系數(shù)不顯著為正。對比“80后”和“90后”群體的回歸結(jié)果，“90后”群體成長時的工業(yè)化和市場化進(jìn)程、社會法治環(huán)境顯然優(yōu)于“80后”，但“80后”對社會信任水平與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的作用感知更強(qiáng)?？赡艿脑蚴牵?/p>

自1986年推行九年義務(wù)教育和1999年高等教育擴(kuò)招以來，農(nóng)村青年受教育年限大幅延長，這種人力資本水平的普遍提高直接增強(qiáng)了其進(jìn)入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的意愿和能力。就圖3從事農(nóng)業(yè)的年齡結(jié)構(gòu)來看，“90后”農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)人群占農(nóng)業(yè)總就業(yè)人群的比例僅為4.30%左右，說明他們完成教育后大概率直接進(jìn)入非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)部門，不存在從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移過程?！?0后”雖也處于義務(wù)教育的受益階段，但在中國農(nóng)村，家庭勞動力數(shù)量直接影響家庭經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，父母往往選擇讓子女盡早進(jìn)入勞動力市場以最大化家庭收益；加之政策實施的滯后性，“80后”能夠享受到的教育資源有限。因此，他們依然存在從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移至非農(nóng)業(yè)的較大可能性。

表7第（6）～（8）列展示了轉(zhuǎn)移序列各群體的社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的回歸結(jié)果，其中第（6）～（7）列中關(guān)鍵解釋變量符號為正，但不顯著，表明限制流動階段和逐步放開階段中，社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移作用有限；第（8）列結(jié)果顯示公平流動階段社會信任水平對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的正向作用在10%水平上顯著，說明隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移自由程度的增加，社會信任水平對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，這樣的估計結(jié)果是符合本文推論的。本文進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，勞動力轉(zhuǎn)移處于公平流動階段時，社會信任水平才能對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。

六、結(jié)論與啟示

本文基于CFPS?2016年數(shù)據(jù)，從具有普遍意義的社會信任視角深入探討中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)問題，建立并實證檢驗社會信任影響農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策的機(jī)制框架。研究發(fā)現(xiàn)：第一，社會信任水平更高、信任半徑更長的農(nóng)村勞動力，更有可能選擇非農(nóng)就業(yè)。為解決潛在的內(nèi)生性問題，本文采用不同的社會信任衡量方式，并構(gòu)建“區(qū)（縣）信任水平均值”和“區(qū)（縣）信任半徑均值”作為工具變量，計量結(jié)果均證實了社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用具有穩(wěn)健性。第二，社會信任主要通過增強(qiáng)風(fēng)險承擔(dān)意愿、提升人力資本層次和延展社會網(wǎng)絡(luò)半徑，促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)，這一結(jié)論揭示了社會信任促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)決策背后的深層原因。第三，進(jìn)一步探究社會信任在農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)演進(jìn)全過程中的作用，以及不同社會發(fā)展階段鑄就的歷史烙印差異性影響，發(fā)現(xiàn)社會信任水平越高的農(nóng)村勞動力，非農(nóng)就業(yè)的轉(zhuǎn)移程度越高；成長于社會法律制度更完善、勞動力流動自由度更高的社會環(huán)境中的農(nóng)村勞動力，所感知到的社會信任對非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

中國長期存在的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)以及安土重遷等文化習(xí)俗，決定了農(nóng)村勞動力向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移的復(fù)雜性、艱巨性和長期性，集中表現(xiàn)為轉(zhuǎn)移規(guī)模龐大、轉(zhuǎn)移程度不深。促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)業(yè)充分轉(zhuǎn)移，增加勞動者收入、降低脫貧脆弱性，并進(jìn)一步解決相對貧困問題，亟須通過社會信任建構(gòu)新的發(fā)展動力源泉。本研究為理解社會信任與農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)提供了新的微觀證據(jù)，也蘊(yùn)含促進(jìn)農(nóng)村勞動力充分轉(zhuǎn)移的政策啟示。第一，建設(shè)穩(wěn)定和諧社區(qū)、完善正規(guī)法治的政府治理，營造有利于非農(nóng)轉(zhuǎn)移的相互信任、互惠互利型發(fā)展環(huán)境，如提供豐富公共產(chǎn)品、組織多樣化社區(qū)活動，增加個體間交往與接觸以提升人際信任；加強(qiáng)反腐建設(shè)、提升懲惡揚(yáng)善力度以促進(jìn)社會信任發(fā)展。第二，健全職業(yè)教育和技能培訓(xùn)制度安排、推動正規(guī)學(xué)歷教育參與，如結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)開展新型技能培訓(xùn)以降低農(nóng)村勞動力培訓(xùn)成本；確保義務(wù)教育貫徹實施，加大對義務(wù)教育的宣傳強(qiáng)度和財政補(bǔ)貼力度，提升農(nóng)村勞動力選擇學(xué)歷教育積極性。第三，推動構(gòu)建就業(yè)信息正規(guī)化、求職程序標(biāo)準(zhǔn)化、城鄉(xiāng)流動融合化的新時代勞動力市場，促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)就業(yè)類民間組織多元化發(fā)展，發(fā)展正式組織與非正式組織相結(jié)合的就業(yè)信息網(wǎng)絡(luò)，暢通崗位需求與勞動供給適配渠道，提高農(nóng)村勞動力職業(yè)匹配效率。第四，持續(xù)完善社會管理體系制度、深化城鄉(xiāng)戶籍制度改革，優(yōu)化社會信任培育環(huán)境、消除勞動力流動制度性歧視，進(jìn)一步構(gòu)建平等參與、共建共享的價值觀體系，降低勞動力流動壁壘，促進(jìn)農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)。

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編輯：鄭雅妮，高原