市场化程度与社会网络的收入效应——基于农民工数据的实证研究

郝君富，文 学

（1.对外经济贸易大学 保险经济学院，北京100029；2.首都师范大学 政法学院，北京100048）

一、引 言

20世纪70年代末，农村经济体制改革极大地提高了农业生产效率，使农村出现了大量剩余劳动力，他们之中的大部分人逐渐向城市流动，2010年的人口普查数据显示，全国农民工为2.21亿人，约占总人口的16.8%（国家统计局，2011）。如此庞大的劳动力流动引起了大量学者的关注，其中有学者集中研究社会网络对农民工就业的影响。由于农民工在城市劳动力市场中处于劣势，加之中国是一个典型的关系型社会（Bian，1997），他们主要依靠以亲友、工友关系为基础的社会网络寻找工作。实证研究显示，这类社会网络能够有效传递劳动力市场信息，促进农民工与就业岗位之间的配置，帮助他们找到更高待遇的工作岗位等（Bian，1997；边燕杰和张文宏，2001；刘林平和张春泥，2007；李树茁等，2007；章元和陆铭，2009；张顺和郭小炫，2011）。但到目前为止，很少有学者关注经济转型过程中社会网络对农民工就业机会以及工资水平的作用是否随之发生变化以及怎样变化，即社会网络的收入效应是否发生了变化。这一类问题不容忽视。中国目前正处于经济转型中，计划经济下的职业分配机制被削弱，而市场经济下的市场配置机制还没有完全建立，在这一背景下，“体制洞”不可避免，因而社会网络在劳动力市场上的作用很有可能发生了变化（边燕杰和张文宏，2001）。从理论上讲，市场机制的不断完善可能减弱也可能增强社会网络的作用，那么在现实经济中该作用究竟会发生怎样的变化？对这一问题的思考不仅有助于我们理解中国经济转型的基本模式，还有助于发展经济学家理解非正式制度在市场经济中的作用。为此，本文将利用2010年中国22个省（市）的农民工调研数据实证研究市场化进程中社会网络对农民工就业机会以及工资水平的作用是否发生了变化，并给出相应的结论。

二、文献评述

20世纪70年代，社会学家将经济学家们经常忽视的社会关系和社会结构纳入资本的范畴，提出了“社会资本”概念。一般而言，社会资本是指个人或家庭的亲戚、朋友、同事或邻居等构成的关系网络，主要包括网络、社会规则以及信任等方面（Putnam等，1993）。自社会资本概念引入学术研究，它因表现出强大解释力而得到了越来越多研究者的关注。由于社会规则和信任难以测量，经济学家主要研究社会网络对宏观经济运行和微观个人行为的影响，其中社会网络对劳动力就业的影响是近些年来研究的热点。这一领域的研究主要集中于两个方面：一是研究社会网络是否能增加求职者获得工作的机会；二是研究社会网络是否对工资水平有促进作用。关于前者，学者们的结论基本一致，都认为社会网络可以减少求职过程中的信息不对称，减少求职时间和成本，从而帮助求职者获得工作机会（Mortensen和Vishwanath，1994；Munshi，2003；章元等，2008）。但关于后者的研究却没有得到一致的结论。比如，有学者发现社会网络会提高劳动者的工资水平（Simon和Warner，1992；Flap和Boxman，2001；赵延东，2004；李树茁等，2007）。他们认为高工资岗位一般比较稀缺，有关系的求职者会通过各种社会网络获得这些岗位，而没有关系的求职者获得这些岗位的可能性较低。另外，当求职者拥有较多的社会关系时，就业机会也相应增加，因此他们可从中挑选工资待遇更高的岗位，从而收入增加。不过，也有不少学者发现社会网络虽然能够增加获得工作的机会，但对工资水平没有直接的影响（De Graf和Flap，1988；Elliot，1999；延东和风笑天，2000；章元和陆铭，2009）。这些研究大多以低收入群体为研究对象，认为这类群体具有低教育程度和低技能的特征，同时，雇佣他们的企业大多属于劳动力密集型行业，这就决定了他们只能够从事低技能的工作；另外，改革开放以来，这类群体在劳动力市场上一直处于供过于求的状态。这两个特征决定了他们面临的劳动力市场具有较高的竞争性，而在此背景下，利用社会网络这种非正式制度几乎不能直接改变市场上的均衡工资水平。

可以看出，关于社会网络的收入效应，学者们没有一个一致的结论。本文认为有三个方面的原因会导致这种分歧。第一，这些研究选取的关于社会网络的代理变量可能面临度量误差问题。如章元等（2009）以赠送过礼金的亲友数量和赠送给亲友的礼金价值占家庭总支出的比例作为家庭社会网络的代理变量。这类测量方法虽然可行，但由于是近似估算社会网络的大小，因而不够精确，而且也没有考虑社会网络的差异性及其构成。第二，社会网络变量具有内生性。在经济学和社会学中，很多研究都发现人们交朋友并不是任意或随机选择，而是具有“物以类聚、人以群分”的特征，如更开朗的人、更开放的人、更富有企业家精神的人有更多的朋友。这些人外出打工的概率或打工收入更高主要是因为他们更开朗、更开放、更富有企业家精神，但是我们却无法观察或度量这些特征，因此这些遗漏变量可能会造成社会网络的内生性。第三，上述实证研究大多都是静态分析，并没有考虑在市场化改革不断深入的过程中社会网络的收入效应可能逐渐发生了改变。从理论上讲，市场化改革不断深入对社会网络的收入效应同时具有增强和减弱的作用。一方面，在市场化深化的过程中，作为信息桥（提供信息）的关系使用频率上升，作为人情网（提供实际帮助）的关系使用频率下降，这意味着“弱关系”可能逐步代替“强关系”作为职业流动的调节机制，因而社会网络的作用会减弱（边燕杰和张文宏，2001）。另一方面，虽然市场化是经济转型的总趋势，但并不表明政治权力对资源的直接和间接控制会削弱（Bian和Logan，1996）。相反，中央宏观调控能力的增强，公共和其他重要物品生产和流通的国家垄断，单位制在盈利企业和事业组织中的巩固，地方社团主义的上升，以及党对人事任免的决策作用，都保证了资源控制在代理人而非所有者手中（Tao和Zhu，2000）。以往劳动部门的分配权被限制，但取而代之的是成倍增长的雇主代理人。因此，社会网络在职业流动中的使用频率不但不会下降反而会上升（边燕杰和张文宏，2001）。

既然理论上存在两股相反的力量，那么在实践中，这两股力量孰大孰小？换言之，社会网络的收入效应在市场化进程中究竟是增强了，还是减弱了？本文试图回答这一问题。与以往的实证研究相比，本文的改进主要包括：第一，将更加精确地衡量社会网络的大小——将从网络规模、网络顶端和网络差异三个维度来衡量社会网络的大小。第二，由于社会网络变量可能存在内生性问题，本文试图寻找有效的工具变量予以修正。第三，构造社会网络变量与市场化程度的交互项，以考察市场化程度如何影响社会网络的收入效应。

三、数据来源与变量选取

（一）数据来源。本文的数据来自2010年国家统计局组织的关于农民工生存状况的调研。该调研在中国22个省（市）①67个城市进行，随机抽取了32 110个农民。删除缺失样本后，本文得到了一个包含26 790个农民工的样本。该数据样本为本文的研究提供了可靠的支持。首先，该样本包括农民工个人的详细信息，如性别、年龄、受教育程度、工作类型、家庭信息等；其次，该样本包含农民工社会交往信息，本文将利用这些信息构造农民工的社会网络变量；最后，由于该调研覆盖中国22个省（市），而这些省（市）的市场化程度又不尽相同，本文可以利用这一信息来考察市场化进程对农民工社会网络收入效应的影响。

（二）变量选取与测量。

1.被解释变量的选取与测量。根据前述分析，社会网络是否能增加农民工获得工作的机会——已得到基本一致的结论，故本文不再赘述。本文将集中研究社会网络对农民工收入水平的影响，特别是这种影响在经济转型过程中是否发生了变化。因此，本文的被解释变量是农民工的收入水平。在调查问卷中，工资计算方式有计件、计时、按天计算、月薪制等，为了统一标准，本文将上述工资统一换算成小时工资。考虑到各个省（市）的物价水平不同，我们将利用当地的物价水平换算出实际工资，以便于比较。另外，在回归过程中，本文还将对收入变量进行对数处理以减轻异方差。

2.解释变量的选取与测量。本文的解释变量可分为四类：社会网络变量、市场化程度指标、重要的控制变量以及其他控制变量。

（1）社会网络变量。社会网络的测量一直以来都困扰着经济学家和社会学家，这主要是因为社会网络具有嵌入型（Granovetter，1985）和非正式性特征（张宛丽，1996），使学者们无法使用一个统一的指标来衡量社会网络。从以往的实证研究看，有些学者直接用“是否通过亲友关系获得现有工作”来考察社会网络的收入效应。这种测量比较简单直接，但没有考虑社会网络的规模、差异和构成等因素，因而得出的结论不具有说服力。还有些学者间接用“为维持社会网络所花费的成本”来测量社会网络。这类测量方法虽然可行，但是同样没有考虑社会网络的差异及其构成。根据调查问卷，本文将使用餐饮社交网络等指标来衡量农民工的社会资本。边燕杰（2004）认为，在外餐饮的频率是动员社会资本一个方便且合理的测量。餐饮网描述了社会行动者同网络成员的互动频率，反映了个体和网络成员的关系强度，也体现了行动者动员网络资源的程度，因此在一定程度上可以很好地度量个人社会网络。为了更加准确地衡量社会网络，本文将从三个维度来度量：网络规模、网络顶端以及网络差异。其中，网络规模是指被调查者平均每月请人吃饭的次数，网络顶端是指被调查者请客吃饭的人员中职业声望最高者，网络差异是指被调查者请客吃饭的各类人员的职业类型数量。这三个变量不仅涉及社会网络的规模，还考虑了社会网络的异质性，因而能比较准确地衡量该变量。在回归过程中，为避免多重共线性和便于分析讨论，②本文将通过因子分析法对上述三个指标进行降维处理，并将因子得分转化为0－100的分值，具体结果见表1。

（2）市场化程度指标。市场化程度是指市场在资源配置中作用的大小。经过改革开放30多年，中国市场化程度越来越高，而每个省（市）的市场化程度则不尽相同。东部沿海城市市场化程度最高，中部地区次之，西部地区最低。本文正是利用每个省（市）的市场化程度不同这一特征来考察市场化程度对社会网络收入效应的影响。具体而言，本文将构造市场化程度变量与社会网络变量的交叉项，并考察该变量的系数。从以往的实证研究看，大部分学者都用某行业中非国有部门从业人员占该行业总从业人员的比重来衡量这一行业的市场化程度（郝大海和李路路，2006）。由于本文考察的是每个省的市场化程度，使用该计算方法不够精确。本文将参考樊纲和王小鲁编写的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》。该报告主要是以2007－2009年的统计数据和抽样调查数据为基础，展示截至2009年各省、自治区、直辖市的市场化状况。本文使用滞后一年的市场化数据的好处在于，减轻了市场化指数本身可能存在的联立内生性。该报告首先从五个主要方面对市场化程度进行了度量，包括政府与市场的关系、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，然后由以上五个方面指数合成市场化进程相对指数，反映的是各省（市）在市场化进程中的相对水平而不是绝对水平。各省（市）市场化进程相对指数从1到10，指数越大表示市场化程度越高。

表1 社会网络的因子分析

（3）重要控制变量。在Mincer（1974）提出的标准收入方程中，受教育程度和工作经验是最重要的控制变量，它们都是人力资本的重要衡量指标。首先，本文用受教育年限来反映农民工的受教育程度。由于调查问卷所获得的受教育程度为定性数据，本文将通过简单换算使其变为定量数据。③其次，用从事相关工作的时间来反映农民工的工作经验。另外，在方程中还引入工作经验的平方项以反映其与收入水平之间的非线性关系。技能水平在工作后的一段时期内会不断提高，但是到了一个时点后会出现停滞甚至下降，这主要是因为人到了一定年纪以后难以适应技术的革新且精力会不断衰减。

（4）其他控制变量。在模型中，本文还将控制了其他可能影响收入水平的变量，包括性别、婚姻状况、户口、民族、政治资本、家庭背景、单位性质、职业类型和地区变量。其中，婚姻状况分为已婚和未婚；户口分为本地户口和非本地户口；民族分为汉族和少数民族；政治资本分为党员和非党员（Wu和Xie，2003）；家庭背景用是否为家庭主要劳动力衡量；单位性质分为体制内单位和体制外单位；④职业类型分为高端劳动力和低端劳动力；⑤地区分为沿海地区和内陆地区。本文各变量的描述统计见表2。

表2 各变量描述性统计

四、实证回归分析

（一）市场化程度与社会网络的收入效应。本文将农民工小时工资的对数作为被解释变量，其余变量作为解释变量，利用Stata 12进行回归分析，结果见表3。其中列（1）为基本模型，没有包含市场化程度的交叉项。根据回归结果，社会网络变量的回归系数为0.031，即社会网络变量增加1个单位，则农民工的小时工资将增加3.1%。中国特有的户籍制度使农民工在城市劳动力市场处于劣势，加之中国是一个典型的关系型社会，在这一背景下，农民工主要依靠以亲友、工友关系为基础的社会网络找寻工作。本文从实证角度证明了社会网络确实有助于提高农民工的工资水平。

表3 市场化程度与社会网络的收入效应

但是社会网络变量的回归系数只在10%的水平上显著。前文提及社会网络变量可能存在内生性，主要是因为该变量可能与无法观测到但又影响工资水平的因素有关。比如，更开朗、更开放、更富有企业家精神的人会有更多的朋友，而这些人外出打工的概率或打工收入可能更高。因此，需要利用工具变量法消除内生性问题。从以往文献看，只有少数实证研究考虑过社会网络变量的内生性。比如，有的学者提出用家庭人口数作为社会网络的工具变量，理由是家庭人口越多，社会交往就越多，那么可利用的社会网络资源也就越多，而家庭人口数与家庭某成员的收入水平没有直接的联系（程磊，2009）。还有的学者提出用被调查者“是否来自革命老区”作为社会网络的工具变量，其理由与第一个工具变量相似。首先，什么地区被划分为革命老区完全是外生的；其次，相对于非革命老区，这些地区的烈士家庭较多，而烈士家庭的亲戚数量较少，因而其社会网络也就较少（章元和陆铭，2009）。另外，章元等（2009）还提出用户主父母或其配偶父母的政治成分作为工具变量。他们认为，如果被调查者的父母或其配偶的父母划分为“黑色阶级”，则表明他们在土地改革之前比较富裕并具有较高的政治经济地位，因而拥有相对较多的社会网络，但从另一个方面看，“黑色阶级”的身份会使一部分亲戚朋友脱离他们的社会网络。章元等（2009）认为，综合结果是“黑色阶级”的身份会使被调查者拥有更多的社会网络。本文认为上述三个变量均可作为社会网络的工具变量。由于本文数据只包含被调查者的家庭人口数和“是否来自革命老区”这两个变量，我们以这两个变量作为社会网络的工具变量。从表4可以看出，相对于其他地区的被调查者，来自革命老区的被调查者家庭平均人口数较少，拥有较少的社会网络，而且小时工资也较低。另外，在Mincer模型中，受教育程度也具有一定的内生性，本文用被调查者的配偶受教育年限作为其工具变量。⑥我们利用2SLS进行回归，结果见表3列（2）。根据回归结果，社会网络变量的回归系数变得非常显著，但其数值变小，这从另一侧面说明该变量确实存在内生性。修正内生性后，社会网络变量的系数依然为正，说明以亲友、工友关系为基础的社会网络确实可以提高农民工的工资收入。具体而言，社会网络变量增加1个单位，则农民工的小时工资将增加2.4%。

表4 工具变量、社会网络和小时工资

下面重点考察市场化改革对社会网络收入效应的影响。在回归时，本文不仅加入社会网络与市场化程度的交叉项，还加入人力资本、政治资本与市场化程度的交叉项，以考察这三类资本的收入效应在市场化进程中的变化情况。本文还是利用工具变量法进行回归，结果见表3列（3）。首先，网络变量的回归系数依然非常显著，但其数值进一步变小，这与模型中新加入了几个解释变量有关。其次，市场化程度变量系数显著为正，说明市场化程度越高的地区，工资水平也越高。这一结果符合现实情况。从回归结果看，市场化程度上升1个单位，农民工的小时工资将上升3.7%。最后，社会网络与市场化程度交叉项的回归系数在5%的水平上显著为负。这说明市场化程度确实对社会网络的收入效应存在影响，而且是负向影响，即随着市场化改革的不断深入，社会网络的收入效应将逐渐降低，根据回归结果，市场化程度上升1个单位，社会网络的收入效应将下降0.3个百分点。作为一种收入分配影响机制，社会网络机制与市场机制共同存在于中国经济转型过程中。在市场机制缺失或失灵的地方，社会网络机制的作用效果较大，反之则较小。随着社会主义市场经济的不断完善，市场机制将逐渐占据主导地位，社会网络机制的作用会越来越小，因而社会网络的收入效应会逐渐减小。本文的实证结果从整体上证实了这一论断。

关于其他控制变量（以表3列（3）为例），首先，作为人力资本的受教育程度系数虽然为正，但并不显著。这主要是因为本文的研究对象是农民工，他们的受教育程度本来就低，⑦加之主要从事体力劳动，因而受教育程度对他们的工资水平没有直接影响。另外，受教育程度与市场化程度的交叉项也不显著，这说明在市场化改革过程中，大部分农民工由于学历较低始终从事着体力劳动。相对于受教育程度，工作经验这种人力资本形式对农民工而言显得更加重要，因为工作经验增加1年会使小时工资上升4.7%。但工作经验的平方项并不显著，说明工作经验对工资水平抛物线式的影响在本文中并不存在。本文认为由于体力劳动的性质，农民工的就业年限相对较短，在这一较短期间内，工资与工作经验大致呈线性关系。另外，工作经验与市场化程度的交叉项系数显著为正。近年来“民工荒”现象在某些地区频频出现，不难发现，主要是经验丰富、熟练程度高的劳动力出现了短缺，而这些地区大多是市场经济比较发达的地区，因此工作经验丰富的农民工可以获得更高的工资，换句话说，工作经验的回报率随着市场化改革的深入而不断增加。其次，政治资本的回归系数不显著，其与市场化程度的交叉项也不显著。这一结果不难解释。由于工作的性质，党员身份对农民工的收入几乎没有影响。最后，性别的回归系数非常显著，平均而言，男性农民工的小时工资比女性高13.5%；婚姻状况、民族以及家庭背景对工资收入没有显著的影响；相对于外来务工人员，本市下属县（市）农民工的小时工资要高17.1%；单位性质的回归系数显著为负，说明与在体制外单位工作的农民工相比，在体制内单位工作的农民工的小时工资要低25.4%；职业类型的回归系数显著为正，说明高端劳动力比低端劳动力多挣17.7%的小时工资；地区变量的系数显著为正，说明在沿海地区工作的农民工工资要比内陆地区高24%。

（二）体制分割下社会网络收入效应的变化情况。在不同的制度环境下，社会网络资源对收入的影响可能有所不同。比如，Granovtter（1973）利用发达市场经济国家的数据得出了“弱关系假设”，而边燕杰（Bian，1997）利用中国的数据得出了“强关系理论”。在转型过程中，中国的经济体制大体上可分为体制内的国有经济和体制外的非公有制经济，与之相对应的是劳动力市场也分为体制内的劳动力市场和体制外的劳动力市场。这两种体制有着完全不同的运行机制和制度框架。体制内的国有经济产权不明晰，虽然绝大多数部门正在通过内部改革引进竞争机制，但是制度规则的不确定程度仍然较高，从而给社会网络资源留下足够大的活动空间。而体制外非国有经济遵循利润最大化的基本原则，制度规则比较完善，因而社会网络资源的发挥空间不大。因此，本文认为有必要分开进行讨论。鉴于此，本文将根据单位性质将农民工分为在体制内部门就业的农民工和在体制外部门就业的农民工，并分别考察这两个子样本下社会网络收入效应的变化情况。

表5 体制分割和劳动力市场分割下的社会网络与小时工资

由表5可见，大部分农民工都在体制外部门就业，虽然在体制内部门就业的农民工的平均社会网络要高一些，但他们获得的平均小时工资却低于在体制外部门就业的农民工。本文利用2SLS方法分别对这两个子样本进行回归，结果见表6。表6列（4）和列（5）是体制内部门样本的回归结果，列（6）和列（7）是体制外部门样本的回归结果。从回归结果看，社会网络变量的回归系数依然显著为正，不过体制内部门社会网络的收入效应要大于体制外部门。这说明转型过程中，体制内部门的制度规则还不够完善，社会网络机制确实存在较大的活动空间，因而其收入效应更加明显。相对于体制内部门，虽然体制外部门中的社会网络机制也起到一定的作用，但其效果要弱很多。市场化程度变量依然显著为正，但与社会网络变量不同，该变量的数值在体制外部门要大于在体制内部门。体制内部门大多为国有企事业单位，工作相对稳定，但由于改革进展缓慢，收入增长幅度不大。体制外部门则不同，它们为适应市场化改革，不断进行体制创新以获得更多的利润，因而工资上涨幅度较大。

表6 体制分割下社会网络收入效应的变化

接着我们重点考察两个部门社会网络收入效应的变化情况。在表6列（5）中，社会网络与市场化程度的交叉项系数在5%的水平上显著为正，其含义是市场化程度上升1个单位，社会网络的收入效应将增加0.7个百分点。社会网络作为一种非正式机制应随着市场改革的不断深化而逐渐被市场机制所替代，但在体制内部门该机制不仅没有减弱，反而有增强的趋势，进而导致社会网络在职业流动中的使用频率不断上升。这一现象值得政府相关部门注意。列（7）中，社会网络的交叉项系数显著为负，即市场化程度上升1个单位将导致社会网络的收入效应减少0.4个百分点。体制外企业的历史包袱较轻、社会负担较小，因而市场化改革所遇到的阻力较小，加之利润最大化原则的驱使，这些企业更容易且愿意进行市场化改革，其结果必然是社会网络机制的活动空间越来越小。其他控制变量的解释和前述基本类似，故不再赘述（下同）。

（三）劳动力市场分割下社会网络收入效应的变化情况。Piore（1973）提出劳动力市场实际上可以分为高端劳动力市场与低端劳动力市场。由于高端劳动力市场提供的就业岗位具有良好的工作条件、较高的工资水平、优厚的福利待遇等要素，进入条件比较苛刻，对求职者能力要求有明确的规定，能够达到其人力资本要求者较少，因而高端劳动力市场的需求一般大于供给，此类劳动力市场竞争相对不是很激烈。相比之下，低端劳动力市场提供的就业岗位对劳动者的要求并不十分严格，能够达到基本要求的劳动力人数较多，该劳动力市场的供给大于需求，因而竞争较为激烈。因此，求职者想跻身高端劳动力市场的渠道与进入低端劳动力市场的方式显然有所不同。在高端劳动力市场求职凭借的是丰富的人力资本，社会网络资本的作用相对较小；低端劳动力市场对人力资本的要求较低，为了获得工作，求职者会尽一切努力尤其是通过非正式的社会网络来提高获得工作机会的概率。虽然本文的研究对象是农民工，其工作的技术含量一般都比较低，但样本中的高低端劳动力还是存在一定的差异，所以本文希望进一步考察这两类劳动力社会网络收入效应的变化情况。

我们样本中70%以上的被调查者都是低端劳动力，与高端劳动力相比，他们不仅社会网络资源较少，而且工资收入也偏低（见表5）。本文利用2SLS方法分别对这两个子样本进行回归，结果见表7。首先，表7列（8）和列（9）是高端劳动力市场样本的回归结果。不难发现，社会网络的回归系数都显著为正，说明社会网络机制在高端劳动力市场中同样起作用。究其原因，本文定义的“高端劳动力”是一个相对概念，在现实经济中，本文样本中的高端劳动力其实属于低端劳动力的范畴，他们在劳动力市场中依然处于供过于求的状态，因而他们中的大部分求职者会通过社会网络资源来增加获得高收入工作的机会。值得注意的是，列（9）中社会网络与市场化程度的交叉项系数为负，但并不显著。换句话说，市场化改革对这类劳动者的社会网络收入效应没有影响。可能的原因是，就这类劳动者而言，市场化进程对社会网络收入效应的正负影响刚好抵消。⑧列（10）和列（11）是低端劳动力市场样本的回归结果。从回归结果看，社会网络的回归系数同样显著为正，但其数值分别小于列（8）和列（9）。这主要是因为，与低端劳动力相比，本文样本中的高端劳动力相对稀缺，因而他们通过社会网络找到的工作收入相对较高。列（11）中社会网络的交叉项系数显著为正。前述已提及，尽管“民工荒”现象在某些地区已经出现，但低端劳动力还是处于供过于求的状态，而且随着市场化改革的不断深入，供过于求的趋势还会继续扩大，也就是说，低端劳动力市场的竞争会越来越激烈，因此低端劳动力会尽一切努力尤其是通过社会网络来提高其获得工作机会的概率，社会网络对他们而言将越来越重要。值得注意的是，市场化程度变量系数在低端劳动力市场样本中虽然为正但基本不显著。这说明在市场化改革中，社会最底端劳动力的工资水平并没有得到显著提高，他们干“脏、苦、累”等工作，为国家建设添砖加瓦，却没有分享到市场经济带来的好处。这一现象值得政府相关部门关注。

表7 劳动力市场分割下社会网络收入效应的变化

五、结论与建议

中国的经济转型并非仅仅是由再分配走向市场，社会网络机制也构成了转型过程中收入分配的重要机制。本文旨在探讨市场化进程与社会网络收入效应的关系，利用中国22个省（市）的农民工数据实证考察了市场化改革对社会网络收入效应的影响。与以往实证研究不同，本文更加准确地衡量了社会网络变量，在回归中修正了社会网络变量的内生性问题，并分别考察了不同体制下和不同劳动力市场上社会网络收入效应的变化情况。本文的主要结论及建议如下：

第一，社会网络变量和市场化改革变量的收入效应。修正了内生性问题后，社会网络变量的回归系数显著为正。这充分说明社会网络资源确实能提高农民工的工资水平，具体而言，社会网络变量增加1个单位，农民工的小时工资将增加1.5%－4.1%。因此，就农民工群体而言，社会网络机制可能是比市场机制更加重要的影响收入分配的非正式制度。鉴于社会网络机制的重要性，本文认为政府相关部门应组建或成立类似工会一样的组织机构，让外出打工者可以经常聚在一起，这样不仅可以为他们提供一个减缓生活和工作压力的场所，在这场所中他们还可以相互介绍，从而找到更满意的工作。就市场化程度变量而言，除了低端劳动力市场样本外，该变量系数都显著为正，说明市场化改革会提高农民工的收入水平。根据本文的回归结果，市场化程度上升1个单位，农民工的小时工资将上升2.6%－4.8%。但低端劳动力——社会最底端劳动力——却并没有分享到市场化改革带来的好处，他们依然拿着最低的工资，干着最苦最累的工作。政府有关部门应该为他们提供基本的保障，根据工作内容提高他们的工资，解决他们的生存与发展问题。

第二，社会网络变量与市场化变量的交叉项的收入效应。利用全样本进行回归时，该变量的回归系数显著为负，这说明市场化程度对社会网络的收入效应存在负向影响，即市场化程度上升1个单位，社会网络的收入效应将下降0.3个百分点。作为市场机制的有效补充，社会网络是一种非正式的机制。随着社会主义市场经济的不断完善，市场机制最终会占据主导地位，因此社会网络机制的作用将越来越小。本文的实证研究总体上证实了这一论断。不过，在分样本讨论中，结论有所不同。首先，在讨论体制分割下社会网络收入效应的变化情况时，体制内部门的交叉项系数显著为正，即市场化程度上升1个单位，体制内部门的社会网络收入效应会增加0.7个百分点。这说明社会网络机制在体制内部门的活动空间越来越大，社会网络在职业流动中的使用频率不断上升，从另一侧面反映出体制内部门的市场化改革阻力仍然很大，改革没有达到预期的效果。相比之下，体制外部门的社会网络收入效应随着市场化改革的不断深入而逐渐减小，社会网络机制将逐渐被市场机制所替代。因此，体制内部门应排除万难，坚持市场化改革，实现真正由市场机制主导的分配机制。其次，在讨论劳动力市场分割下社会网络收入效应的变化情况时，市场化改革对高端劳动力的社会网络收入效应没有影响，但低端劳动力的社会网络收入效应随着市场化改革是增加的。这反映出当前最底端农民工还是处于供过于求的状态，市场化改革越深入，这种现象将越严重。因此，政府应提前做好准备以应对农民工就业及返乡等问题。

第三，人力资本的收入效应。以受教育程度反映的人力资本基本上不显著，而且受教育程度与市场化程度的交叉项也不显著。由于受教育水平低，大部分农民工主要从事技术含量不高的工作，因此，受教育程度的高低基本上不对其工资产生影响，并且随着市场化改革的深入，这一结论基本保持不变。相对于受教育程度，工作经验这种人力资本形式对农民工而言显得更加重要，因为工作经验增加1年会使其小时工资上升3.2%－6.7%。另外，工作经验与市场化程度的交叉项系数显著为正。近年来“民工荒”现象在某些地区频频出现，不难发现，主要是经验丰富、熟练程度高的劳动力出现了短缺，而且市场经济越发达，这类短缺越严重，因此工作经验的回报率随着市场化改革的深入而不断增加。因此，政府应以技能培训为主，增加农民工从事某一具体行业的人力资本。

社会网络机制在收入分配方面虽不可或缺，但也不会有过大的活动空间，凡是与正式规则相冲突的社会网络潜规则最终都会随着市场化改革的不断深化而逐渐被正式的收入分配机制所替代。本文的结论显示，总体上看，社会网络的收入效应随着市场化改革的不断深化确实呈现减少的趋势，在某种程度上证明了我国市场化改革的有效性。

注释：

①22个省（市）包括北京、河北、黑龙江、江苏、山西、内蒙古、辽宁、吉林、浙江、河南、福建、江西、山东、湖北、湖南、广东、四川、陕西、广西、海南、甘肃和宁夏。

②在回归分析时，本文将构造社会网络变量与市场化程度变量的交叉项，通过因子分析法得到一个表示社会网络的综合指标，以便分析市场化改革过程中社会网络收入效应的变化情况。

③小学为6年，初中为9年，高中或中专为12年，大学或大专及以上为16年。

④体制内单位包括党政机关、国有事业单位、国有企业单位、集体单位。体制外单位包括个体经营、私营企业、外资／合资企业、股份制企业以及其他类型的工作单位。

⑤高端劳动力包括商业服务业人员、农林牧副渔业人员、产业工人中的班组长、工段长等；低端劳动力包括一般商业服务业人员、农林牧副渔业人员、产业工人以及其他劳动者。

⑥这是因为配偶的受教育年限与被调查者的受教育程度具有较强的相关性，同时与被调查者的收入没有显著相关性（Trostel等，2002）。

⑦在本文样本中，农民工的平均受教育年限为7.3年，相当于初一水平。

⑧在本文样本中，相对于低端劳动力，高端劳动力确实比较“高端”，因而市场化改革对这些高端劳动力的社会网络收入效应有负向影响。而就整个社会而言，样本中的高端劳动力其实属于低端劳动力的范畴，因而市场化改革对他们的社会网络收入效应有正向影响。因此，综合的结果可能是正负影响相互抵消，回归结果不显著。

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