农村劳动力移民的地位分层及认同分化

刘 程

(上海社会科学院 社会学研究所，上海 200020)

农村劳动力移民的地位分层及认同分化

刘 程

(上海社会科学院 社会学研究所，上海 200020)

在经由“农业生产”向“非农职业”的“一次分化”之后，进入城市从事非农工作的农村劳动力移民正发生着客观社会经济地位和主观地位认同的“二次分化”。利用CGSS2013数据的分析表明：在农村劳动力移民客观社会经济地位的分化过程中，人力资本成为获得较高客观社会经济地位(声望、权力和收入)的关键机制，而社会资本则不具有显著的经济收入回报。此外，在其主观地位认同的分化过程中，客观社会经济地位决定了农村劳动力移民主观地位认同的基本定位，而以“相对剥夺感”为核心的社会体验因素则在很大程度上决定了主客观地位认同偏移的具体方向。相对剥夺体验较强者更易出现地位认同的“向下偏移”，相对剥夺体验较弱者更易出现地位认同的“向上偏移”。

农村劳动力； 移民； 经济地位； 主观认同； 认同偏移 ； 相对剥夺

一、农村劳动力移民的二次分化

农村劳动力移民指的是从农村地区迁移进入城市劳动力市场从事非农职业的农业户籍劳动力[1]。改革开放之后，我国大批农业剩余劳动力涌入城市求职，引起了学术界的广泛关注。在相当长的时期内，他们是被作为一个同质性群体(“农民工”)来加以研究的，且常被媒体贴附“脏乱差”等负面标签。但是，随着时间推移，我国城市的农村劳动力移民已不再是单一化和同质化的社会群体，而是出现了群体内部的“二次分化”现象。所谓“二次分化”，指的是农村劳动力在“农业生产”职业的基础上分化出“非农职业”之后(即“一次分化”)，进入城市谋职的农村劳动力移民在“非农职业”基础上的进一步分化[2]。这直观地体现为职业类型的分化，比如占有相当生产资料并雇佣他人的业主、占有少量生产资料的自我雇用者和完全依赖打工的“受薪者”[3]；或者，以苦力工人、非技术工人、服务人员等为代表的低端职业，以行政办公人员、销售人员等为代表的中端职业，以高级技术人员、中层管理人员等为代表的高端职业[4]。这种“二次分化”还体现在客观社会经济地位的分化，体现为职业声望、管理权力、经济收入等方面。

那么，农村劳动力移民“二次分化”的决定机制是怎样的？在客观社会经济地位分化的基础上，农村劳动力移民的主观地位认同(status identification)是否也会出现某种分化？他们的主观地位认同是否总是与客观社会经济地位相一致，抑或会呈现某种形式的“认同偏移”(identification deviation)？这些正是本研究试图探讨的理论问题。

(一)客观社会经济地位的分化机制

根据既有研究，在劳动力市场上，个体的资本拥有情况(尤其是人力资本与社会资本)往往是决定客观社会经济地位的关键机制。“人力资本理论”认为，具有较高人力资本的劳动力，能够创造出较高的边际生产力和边际产值，因此能够进入具有较高预期回报的职业，并事实上获得与之匹配的较高社会经济地位[5]。“社会资本理论”认为，人们的经济社会活动总是嵌入于关系网络之中的，而社会资本能够提供职业获得过程中的信息、人情、信任等社会资源，从而帮助人们获得较高的职业回报和客观地位[6]。但是，人力资本与社会资本的作用空间存在一定差异。有研究发现：在劳动力市场上，具有较高预期回报的中高端职业通常具有较高的能力和资格门槛，所以往往以较高的人力资本为基本条件。社会资本虽然也有利于农村劳动力移民的职业机会获得，但主要体现为进入预期回报较低的低端职业(如制造业、服务业等劳动密集型职业)。所以，社会资本在提升经济地位方面具有明显局限性[7]。根据马克斯·韦伯的理论，从财富(收入)、权力与声望来衡量客观社会经济地位[8]，可以推导出假设1。

假设1：资本占有情况是农村劳动力移民的客观社会经济地位分化的关键机制。较高的人力资本有助于他们进入中高端职业，从而获得较高的职业声望、获得管理权力和较高的经济收入。相比之下，虽然社会资本可以提高他们求职成功的机会，但客观上并不利于经济地位的提升。

(二)主观地位认同的分化机制

农村劳动力移民的“二次分化”不仅体现在客观社会经济地位，而且也体现在他们的主观地位认同。所谓“主观地位认同”，指的是人们基于独特的生活体验及对周围世界的观察而对自身所在地位等级体系中所处位置的评价[9]。它反映的是人们对于社会秩序的想象与理解，同样也是对社会结构的基本形态和机制的反映[10]。关于这种主观地位认同的形成机制问题，“结构地位论”提供了经典的解释。它认为，人们的主观地位认同建立于客观经济利益和各种资源不平等分配的基础之上[11-14]。换言之，客观分层与主观认同之间存在总体一致性[15-17]。这就意味着，客观社会经济地位较高的社会成员，其主观地位评价往往也相对较高。

但是，“文化建构论”提出了不同的观点。“文化建构论”认为，主观地位认同是人们基于文化传统、生活经历、心理因素等社会体验因素个别化地建构起来的，它与收入、教育、职业等客观社会经济地位之间并无太大关系[18]。反映在现实生活中，人们的主观地位认同常与客观社会经济地位之间存在“偏移”现象。有些人的主观地位评价高于客观地位(“向上偏移”)，也有些人的主观地位评价低于客观地位(“向下偏移”)。根据“相对剥夺理论”和“参照群体理论”[18-19]，人们往往会基于某些真实的或想象的参照群体标准以及相对剥夺体验来对自身地位做出评定。所以，这种地位认同偏移现象在不同社会成员之间存在一定差异[20]。

虽然“结构地位论”和“文化建构论”的立论有所不同，但它们本质上并不是截然对立的。从根本上来讲，客观社会经济地位乃是农村劳动力移民的主观地位认同建构过程的物质性基础[21]，所以，客观社会经济地位的分化是导致他们主观地位认同分化的重要决定因素。但是，由于农村劳动力移民个体的生活经历、参照群体等有所不同，所以，他们所能体验到的“相对剥夺感”也存在差异。在客观社会经济地位的基础上，体验到更多“相对剥夺感”的农村劳动力移民，更倾向于对自身地位的定位持消极评价，因而容易出现地位认同的“向下偏移”。相反，相对剥夺感较弱的农村劳动力移民则更倾向于持积极评价和出现地位认同的“向上偏移”。由此，可以提出假设2和假设3。

假设2：客观社会经济地位是农村劳动力移民主观地位认同的重要决定因素。客观社会经济地位(职业声望、管理权力、经济收入)越高者，对当前与未来的主观地位评价也越高。

假设3：农村劳动力移民的主观地位认同存在“认同偏移”现象，而相对剥夺体验的强弱是地位认同偏移方向的关键机制。相对剥夺感较强的农村劳动力移民更容易出现地位认同的“向下偏移”，相对剥夺感较弱的农村劳动力移民更容易出现地位认同的“向上偏移”。

二、数据、变量与方法

(一)数据与变量

本文所使用的数据是2013年中国综合社会调查(CGSS)数据。由于本文的研究对象是进入城市从事非农工作的农村户籍劳动力移民，在经过个案剔除法处理缺失值之后，本文所使用的实际有效个案为1683人。

本研究所涉及的被解释变量包括两类：(1)客观社会经济地位，包括“职业声望”(根据甘泽布姆与特雷曼的编码规则转换而成的SIOPS分值)、“管理权限”(即现职是否具有管理他人的权力，虚拟变量)、“经济收入”(即个人全年总收入)。此外，本研究还计算了各职业的“国际社会经济地位指数”(ISEI)得分，将其作为客观社会经济地位的综合测量、并与其主观地位认同进行对比。(2)主观地位认同，包括主观地位评分、主客观地位是否发生偏移。主观地位评分的取值是1-10的整数，可以被视为定距变量来做统计推断。此外，为了判断被访者主客观地位之间的一致性程度，本研究对被访者的职业ISEI得分和主观地位评分以20%、40%、60%和80%为分界，将它们分为五个等级组别。然后，对两者的一致性进行比对，完全一致者视为“地位一致”，主观地位评价低于客观地位者视为“向下偏移”，主观地位评价高于客观地位者视为“向上偏移”。

本研究的解释变量包括：(1)控制变量，包括：性别(男/女)、年龄(岁)、婚姻状况(已婚/未婚)。(2)人力资本变量，包括受教育年限(年)、非农工作累计时间(年)、语言能力(对普通话和英语的“听”、“说”能力分别进行五等分测量后的累加数据，视为定距变量)、中共党员身份(是/否)。(3)社会资本的代理变量：与亲人联系频度(密切/不密切)；与朋友联络频率(频繁/不频繁)。由于人与人之间的感情和纽带关系需要通过不断的联系来维系，因此可以认为：与亲人、朋友交往联系密切者相对于不密切者拥有更多潜在可动用的初级和次级社会网络资本*由于CGSS2013缺乏对个体层次的社会资本的直接测量，因此，这两个变量更多地只能作为社会资本的代理变量，而非对它的精确度量。这是本文的一点遗憾之处。。(4)社会体验变量。对当今社会的公平度评价(不公平/一般/公平)；与同龄人相比的地位落差感(较低/差不多/较高)；与自己三年前相比的地位落差感(下降/差不多/上升)。

(二)样本信息与研究方法

从样本信息来看(如表1所示)，男性农村劳动力移民占63.16%，女性占36.84%。被访劳动力移民的平均年龄是40.66岁。86.81%的被访者已婚(或离婚、丧偶)，但具有中共党员身份的劳动力只占6.24%。被访者平均受教育年限为9.15年，语言能力得分均值为9.95 (取值为4-20)。被访者从事非农工作累计时间平均值为12.37年。被访者与亲人联系密切的占53.06%，不密切的占46.94%；与朋友联系频繁者(一个月至少联系一次者)占63.93%，不频繁者占36.07%。

除了描述性分析外，本文还通过回归分析来进行统计推断。其中，对于定距变量(收入的自然对数与职业声望的自然对数、主观地位评分)的估计采用多元线性回归(OLS)，对于二分类变量采用Binary Logisitc(Logit)回归，对于多分类变量采用Multinomial Logistic(MNL)回归。本文所使用的统计软件是Stata12。

表1 样本描述性分析

三、农村劳动力移民的客观社会经济地位分层

统计证实，进入城市工作的农村劳动力移民正发生着客观社会经济地位的明显分化。具体而言，农村劳动力移民的平均年收入是32183.37元，但标准差达到40651.14，说明其经济收入的内部差异巨大。职业声望的分化亦是如此。统计显示，农村劳动力移民平均职业声望(SIOPS)得分是33.43(标准差为12.10)，其最大值为78，但最小值仅为12。此外，虽然大多数农村劳动力移民都不具有管理他人的权力，但也有16.16%的人已经拥有了管理权力。那么，在“二次分化”的过程中，农村劳动力移民客观社会经济地位的获得结果究竟是由什么因素决定的呢？根据既有研究，本文纳入社会人口学变量、社会资本与人力资本来对农村劳动力移民的职业声望、管理权力和经济收入结果进行估计(见表2)。

(一)职业声望的决定因素

在职业声望方面，表2模型1的决定系数为0.183，说明这些变量可共同解释农村劳动力移民的职业声望自然对数的18.3%的方差。统计显示，人力资本状况在很大程度决定了农村劳动力移民可以进入到何种声望水平的职业。受教育年限每增加1年，则其职业声望得分会提高3.05%*计算方式：exp(0.030)-1=3.05%。下同。。语言能力得分每增加一个单位，则其职业声望分数会提高1.11%。从事非农工作的累计年数每增加1年，则其声望得分会提高4‰。具有中共党员身份者的职业声望得分是非党员者的1.18倍。此外，社会资本因素也产生了显著的影响。具体而言，与亲人联系密切者(可动用的初级社会网络资本较多)的职业声望得分是联系不密切者的1.04倍。与朋友联络频繁者(可动用的次级社会网络资本较多)的职业声望得分是联络不频繁者的1.07倍。由此可见，人力资本和社会资本对农村劳动力移民的职业声望均具有重要影响。

(二)管理权力的决定因素

在管理权获得机会方面，如表2的模型2(Pseudo R2为0.098)所示，人力资本显著地影响到农村劳动力移民获得管理权力的机会大小。具体而言，受教育年限和从事非农工作累计时间每提高1年，则他们获得管理权力与未获得权力的概率之比会分别提高14.45%和2.22%。语言能力得分每提高1个单位，则他们获得管理权力与未获得权力的概率之比会增加13.54%。同时，具有中共党员身份的劳动力移民获得管理权与不具有管理权的概率之比是非党员者对应概率比的1.68倍。

此外，在社会资本方面，与亲人联系密切者获得管理权与不具有管理权的概率之比是联系不密切者的对应概率比的1.33倍。同样的，与朋友联络频繁者具有管理权与不具有管理权的概率比是联络不频繁者者对应概率比的1.50倍。所以，较丰富的人力资本与社会资本，均可显著地提高农村劳动力移民获得管理权的机会。

(三)经济收入的决定因素

在经济收入方面，表2模型3的决定系数是0.221，说明这些变量可共同解释农村劳动力移民的年收入自然对数的22.1%的方差。

统计分析表明，人力资本是农村劳动力移民经济收入的重要决定因素。具体而言，受教育年限和从事非农工作累计年数每提高1年，则农村劳动力移民的年收入水平会分别提高4.81%和1.51%。农村劳动力移民的语言能力得分每提高1个单位，则他们的经济收入水平也会提高5.34%。但是，与职业声望和管理权的获得机制不同，中共党员身份并不能显著地提高农村劳动力移民的收入水平。与此类似的是，“与亲人联系频度”和“与朋友联络频率”这两个社会资本的代理变量也不具有经济收入方面的显著回报。

表2 农村劳动力移民的客观社会经济地位决定模型(N=1683)

注:回归系数为非标准化回归系数，括号内为标准误。*表示p<0.10，**表示p<0.05，***表示p<0.01。

综上所述，农村劳动力移民的客观社会经济地位正呈现出日趋明显的内部分化，这体现在职业声望、管理权力和经济收入等方面。从其决定机制来看，人力资本不仅能提高农村劳动力移民进入高声望职业和步入管理层的机会(即中高端职业)，而且能产生显著的经济收入回报。相比之下，社会资本虽然可以提高农村劳动力移民进入具有较好声望的职业和岗位的机会，但是，由于这些职业和岗位的经济回报总体上仍处于中低层次，所以，它并不能有效提高其经济收入，从而实现社会经济地位的全面提升。因此，假设1基本得到证实。

四、农村劳动力移民的主观地位认同分化

农村劳动力移民的“二次分化”不仅体现在客观社会经济地位方面，而且也体现在主观地位认同方面。统计显示，在主观地位认同方面，农村劳动力移民自评当前地位分数均值为4.35分，且标准差为1.63；有28.10%的农村劳动力移民的当前地位评分在3分及以下，但也有18.60%的当前地位评分在6分及以上。由此可见，农村劳动力移民的主观地位评分也存在明显的内部分化。那么，这种主观地位认同的分化是如何产生的呢？本研究将结合“结构地位论”和“文化建构论”的理论观点来讨论其决定机制问题(见表3)。

(一)农村劳动力移民主观地位认同的决定模型

在纳入社会人口学变量、客观社会经济地位变量与社会体验变量之后，表3模型1的决定系数为0.161，说明这些变量可以共同解释农村劳动力移民主观地位评分的16.1%的方差。

统计数据证实了“结构地位观”的基本观点，即：客观社会经济地位是人们主观地位认同的基础。具体而言，农村劳动力移民的职业声望得分每增加1分，则主观地位评分会提高0.012分。年收入自然对数每提高1个单位，则其主观地位评分会提高0.394分。具有管理权的农村劳动力移民的主观地位评分高于无管理权者，但这种差异并未达到统计显著性水平。由此可见，客观社会经济地位乃是人们主观地位认同的基础。所以，假设2基本得到证实。

统计还显示，“文化建构论”的部分观点也是基本成立的，但它否认客观社会经济地位的基础性作用的观点却是不妥当的。与认为当前社会公平度“一般”的农村劳动力移民相比，明确表示“不公平”的受访者的主观地位评分要低0.284分。与自认为和同龄人社会经济地位“差不多”的农村劳动力移民相比，明确表示自身地位“较低”的受访者的主观地位评分要低0.664分，明确表示自身地位“较高”的受访者的主观地位评分则高出0.628分。另外，与自认为和三年前相比地位“差不多”的农村劳动力移民相比，表示自己地位“上升”的受访者的主观地位评分要高出0.300分。

由此可见，在农村劳动力移民的主观地位认同分化过程中，不仅职业声望、管理权力和经济收入等客观社会经济地位构成了基础性条件，而社会公平感以及与他人、个人既往经历相比较的地位落差感等社会体验因素也具有不可忽视的影响。换言之，农村劳动力移民的主观地位认同分化是客观条件和主观体验综合作用的产物。

(二)农村劳动力移民的地位认同偏移及其决定因素

统计分析还发现了大多数农村劳动力移民主客观地位之间“不一致”的现象，即“地位认同偏移”现象。具体而言，相对于客观社会经济地位而言，农村劳动力移民的当前主观地位认同“向下偏移”的占23.53%，地位认同“向上偏移”的占39.20%，而主客观地位一致者的仅占37.20%。由此可见，大多数农村劳动力移民的主观地位认同都发生偏移现象(向上偏移或向上偏移)。那么，是什么原因导致他们发生地位认同偏移、并影响到其偏移方向呢？本研究将相关的解释变量纳入Multinomial Logistic(即MNL)回归模型来进行估计。

表3的模型2的Pseudo R2值为0.107。结果显示，客观社会经济地位是农村劳动力移民是否发生地位认同偏移的重要影响因素。虽然是否具有管理权的效应并不显著，但是，农村劳动力移民的职业声望得分每提高1分，则他们出现“地位认同向下偏移”相对于“主客观地位一致”的发生比odds会提高5.02%，但他们出现“地位认同向上偏移”相对于“地位一致”的发生比会降低4.30%。经济收入的影响则呈相反趋势。劳动力移民的收入对数每增加1个单位，则“地位认同向下偏移”相对于“主客观地位一致”的发生比会下降23.89%，与此同时，“地位认同向上偏移”相对于“地位一致”的发生比会提高22.14%。由此可见，收入增加会导致农村劳动力移民的地位认同更多“向上偏移”，而声望增高则会导致地位认同更多“向下偏移”。这可能是由于现实社会中职业声望与经济财富之间的“地位不一致”所致[22]。

从社会体验变量来看，与对当前社会的公平度持“一般”态度的农村劳动力移民相比，社会不公平感体验强烈者(相对剥夺感较强)出现地位认同“向下偏移”相对“主客观地位一致”的发生比会高出85.52%，而倾向于认为当前社会“公平”者(相对剥夺感较弱)的地位认同“向上偏移”相对“主客观地位一致”的发生比会高出29.17%。与认为自己客观地位和同龄人“差不多”的农村劳动力移民相比，认为自己地位相对“较低”者(相对剥夺感较强)出现“地位认同向下偏移”相对于“主客观地位一致”的发生比会高出48.59%，但他们出现“地位认同向上偏移”相对于“主客观地位一致”的发生比会低54.75%。与认为自己和三年前相比社会经济地位持平的农村劳动力移民相比，认为自己当前地位“上升”者(相对剥夺感较弱)的地位认同出现“向下偏移”相对于“主客观地位一致”的发生比会低21.89%，但他们出现地位认同“向上偏移”相对“主客观地位一致”的发生比会高出23.12%。

表3 农村劳动力移民的主观地位认同决定模型(N=1683)

注:回归系数为非标准化回归系数，括号内为标准误。*表示p<0.10，**表示p<0.05，***表示p<0.01。

综上所述，在客观社会经济地位决定农村劳动力移民主观地位认同的基本定位之外，以“相对剥夺感”为核心的社会体验因素在很大程度上决定了主客观地位认同偏移的具体方向。相对剥夺感较强的农村劳动力移民更易出现地位认同的向下偏移，而相对剥夺感较弱者更易出现地位认同的向上偏移。所以，假设3得到证实。正是在这个意义上，可以认为：只有将“结构地位论”和“文化建构论”的观点结合起来，才能更好地解释农村劳动力移民主观地位认同分化的决定机制。

五、总结与讨论

在经由“农业生产”向“非农”职业的“一次分化”之后，进入城市从事非农工作的农村劳动力移民正发生着客观社会经济地位的“二次分化”，而个体的资本拥有情况则是造成这种分化的根本机制。本文与既有研究相一致的是人力资本的地位回报作用显著。对于农村劳动力移民而言，受教育程度越高、从事非农工作时间越久、语言能力越强以及拥有中共党员身份(即人力资本越丰富)者，往往有越大的机会进入资格门槛较高的中高端职业，从而获得与之相匹配的较高经济收入、较高职业声望和获得管理权力。相比之下，虽然社会资本也可以提高农村劳动力移民的求职成功机会，但它只对进入低经济回报的职业和岗位具有作用，在客观上不利于其经济地位的全面提升。

在客观社会经济地位的分化之外，农村劳动力移民的主观地位认同也出现了明显分化。在既有研究中，“结构地位论”认为人们的主观地位认同建立于客观经济利益和各种资源不平等分配的基础之上。“文化建构论”则认为主观地位认同是人们基于文化传统、生活经历、心理因素等社会体验因素而个别化地建构起来的。而本研究发现：就农村劳动力移民主观地位认同的分化机制而言，“结构地位论”和“文化建构论”的立论虽有不同，但它们本质上并不是截然对立，相反是相互补充的。本研究显示：职业声望、管理权力和经济收入等客观社会经济地位是农村劳动力移民主观地位认同分化的重要决定因素，“客观地位高则主观地位评价高”的趋势非常明显。经济收入的增加为地位认同提供了经济保障，而职业声望的提高则为地位评价提供了认同基础。但与此同时，农村劳动力移民的主观地位认同也是他们根据社会公平感、与参照群体相比较的落差感等社会体验因素而主观建构起来的。并且，这些社会体验因素是决定其主观地位认同偏移方向的根本机制。相对剥夺感较强者更易出现地位认同的“向下偏移”，相对剥夺感较弱者更易出现地位认同的“向上偏移”。所以，有效地解释农村劳动力移民的地位分化机制，需要同时结合“结构地位论”与“文化建构论”的理论观点。

本文在分析农村劳动力移民的客观社会经济地位分化及其原因的同时，探讨了这一群体主观地位认同分化与认同偏移的产生机制，这有利于更深入地揭示农村劳动力移民群体的发展态势，也有利于丰富地位获得与社会分层的理论认识。当然，本研究所使用的CGSS2013数据仍存在一定缺憾，比如，缺乏对社会资本的专门测量、缺乏对职业技能方面人力资本的测量，等等。

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The Objective Socioeconomic Status and Status Identification Differentiation of Rural Labor Immigrants

LIU Cheng

(InstituteofSociology,ShanghaiAcademyofSocialSciences,Shanghai200020,China)

After splitting from “Agricultural Producers” to non-agricultural employee, rural labor immigrants experience a “Second Differentiation” on objective socioeconomic status and status identification. Based on CGSS2013, this study finds that human capital plays a vital role in acquiring high objective socioeconomic status, but social capital is less important. Furthermore, the differentiation of objective socioeconomic status results in the differentiation of subjective status identification, and the identification deviation is determined by the sense of relative deprivation. Rural labor immigrants who have strong sense of relative deprivation tend to be “Downward Deviation”, while those who have weak sense of relative deprivation are more likely to be “Upward Deviation”.

rural labor; immigrants; objective socioeconomic status; status identification; identification deviation; relative deprivation

2016-10-13

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.01.007

国家社科基金项目 (13CSH038)

刘 程(1983—)，男，湖北宜昌人，上海社会科学院社会学研究所助理研究员，主要研究方向为移民社会学、农村社会学、社会分层与流动。E-mail：liucheng@sass.org.cn

F323.6

A

1672-0202(2017)01-0066-09