汤新云，黄启成
(安徽财经大学 经济学院，安徽 蚌埠 233000)
长期以来，劳动力流动问题备受关注。2022 年4 月中共中央、国务院发布《关于加快建设全国统一大市场的意见》，强调“健全统一规范的人力资源市场体系，促进劳动力、人才跨地区顺畅流动”，突出我国劳动力流动政策正向细节化、一体化转变。2022 年10 月召开的党的二十大指出，实现高质量发展必须进一步优化重大生产力布局、促进人才区域合理布局和协调发展，破除妨碍劳动力、人才流动的体制和政策弊端，从国情出发推动十四亿多人口整体迈进现代化。根据第七次人口普查数据，2020 年我国流动人口规模已达3.7 亿，大规模劳动力流动对地区经济社会发展格局、要素在地区间合理配置产生了巨大影响。
改革开放以来，我国劳动力跨区域流动过程总体以地区发展差距为导向，呈现西部向东部、北部向南部、内陆向沿海地区转移的特性。非经济因素在劳动力流动过程中产生了巨大影响。以安徽为例，与第六次人口普查相比，第七次人口普查中流动人口增长高达144.63%，且流向越发集中于江浙沪地区，表现出空间极性和时间惯性[1]。但安徽省与江浙沪地区的发展差距近年来不断缩小，因此该现象不能仅用经济因素进行解释。盛广耀[2]认为，趋于稳定紧密的社会关系网络推动了聚集性人口流动的形成。张伟丽等[3]指出，文化认同对当下人口流动网络的形成起到重要推动作用，并导致了劳动力社区结构的产生。显然，经济因素虽然可以视作劳动力流动的主要动因，但社会资本、文化认同等非经济因素已经成为推动劳动力迁移的重要抓手。社会资本和文化认同存在怎样的联系，以及对劳动力迁移决策和流动过程起到怎样的多维作用?
社会资本对劳动力流动影响的研究主要围绕影响机制展开。蔡昉[4]认为，社会资本显著改善了劳动力对迁入地生活和工作信息获取的能力，从而推动了迁移行为的产生。白积洋[5]认为，社会资本在劳动力和雇主间搭建桥梁，加快了劳动力流动速度并提高了迁移的聚集程度。叶静怡和周晔馨[6]认为，农民工城市收入与其原始社会资本存量并无显著关系，而与其在新地区构建新社会资本的能力有明显关联。冯璐等[7]通过微观数据证实了社会网络对工资的影响，并指出强关系和弱关系对工资水平的影响具有差异性。李国正等[8]认为，社会资本可以通过资源获取效率的中介效应提高创业绩效，进而影响劳动力迁移决策。汪伟等[9]解释了劳动力地区偏好的同乡聚集问题由社会资本产生，实证了社会资本对劳动力省际流动的影响。
文化认同的研究开始于历史哲学，后引入文化经济学范畴，其对劳动力流动影响的研究起步较晚但意义重大。习近平总书记在参加十三届全国人大四次会议内蒙古代表团审议时指出:“文化认同是最深层次的认同”，是增强社会包容性、凝聚力的重要推手。李楠[10]从历史长周期角度量化了文化差异和移民数据，发现文化差异对移民行为具有较强的负面作用。鲁永刚和张凯[11]通过对流动机会的研究表明，方言距离阻碍劳动力流动，迁入地普通话的普及率提高了劳动力引力。魏万青[12]认为，文化认同影响到农民工能否长期稳定在本地工作，进而影响到其家庭迁移决策。袁益[13]通过“稻米理论”的研究指出，不同文化基础的地区，居民流动的初始意愿不同，形成社会资本的能力也存在差异。李树和邓睿[14]认为，乡俗惯性极大地影响了农民工的主观生活质量，进而影响了其流动行为。张晶和徐苑瑜[15]发现，方言多样性通过文化认同降低了流动人口的永久居留意愿，需要通过完善地区文化包容性进行缓解。
综上所述，社会资本和文化认同从信息交换、资源获取、居留意愿等角度对劳动力流动产生了多维度影响，但现有研究仍有需要补充之处。首先，关于非传统因素的劳动力流动，现有研究主要从单独要素作用展开讨论，文化认同和社会资本共同作用机制的研究较少。对此本文结合联系较为紧密的文化认同和社会资本，探寻二者内在联系与差异，能够更清晰说明二者对劳动力流动的作用机制。其次，新迁移经济学的既有文献集中探究了社会资本的经济社会影响和对人口迁移的作用，并从中国社会关系和主观经济地位等视角剖析了社会资本的成因，但未能利用新迁移经济学中主要研究框架，即劳动力迁移的循环累积因果效应进行理论研究。对此本文梳理了社会资本和文化认同在循环累积因果效应中的作用机理并进行了实证研究，验证了该理论在中国的适用性。此外，现有研究常用CFPS 单年单样本库数据，本文采用多年期双样本库数据进行实证研究，更具有说服力。基于此，本文从新迁移经济学理论出发，对社会资本、文化认同对劳动力流动决策机制进行理论分析，并采用2010、2014、2016、2018、2020 年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，运用logit 模型、面板门槛模型和修正的中介效应模型方法，实证考察了社会资本、文化认同对地区间劳动力流动的独立和联合影响，进而识别社会资本、文化认同和经济收入在劳动力流动过程中的中介作用机制，最后结合实证结果提出相应政策建议。
(一)新迁移经济学、社会资本与文化认同
20 世纪八九十年代，由托达罗三部门劳动力迁移模型发展而来的新迁移经济学，通过构建含有预期的收入最大化和风险最小化的家庭决策模型对劳动力流动的方向和规模进行研究。相较于传统的劳动力流动理论，新迁移经济学认为移民决策不是由孤立的个体行为所做出的，而是由家庭、家族甚至全地区居民组成的更大单位所做出的，群体的收入最大化和风险最小化比个人更为重要[16-17]，并强调其中非经济因素的影响。移民网络理论是新迁移经济学的重要延伸，解释了迁移过程中重要的循环累积因果效应或称为连锁式移民现象，即随着时间的推移，与先前移民联系的社会因素扩散减少了经济或地理因素对迁徙倾向的影响。社会网络中的互动降低了迁移的成本和风险，如帮助新迁移者支付旅费、找工作或安排住宿，从而使迁移变得更容易[18]。随着每一个新增的移徙者对社会网络的扩大和加强，潜在的移徙者能够从迁入地已经建立的社会网络中受益，因此社会因素对移民的存在、期望、动力和动机产生了更大的影响，这种因社会网络产生的非经济因素被统称为社会资本。新迁移经济学与移民网络理论的前提假设和理论背景方面与我国现实相对契合，尤其是家庭决策、相对心理需求和不健全市场、金融制度的假设更贴近我国实际，因此在研究我国劳动力流动时具有较强的适用性[19]。
社会资本是个体通过社会网络所能直接获得的资源或动员资源的潜力，根据是否跨阶层联系分为紧密型和跨接型。紧密型社会资本来自较强联系群体内部，可以快速、直接获得社会资源，如来自亲友、同乡。跨接型社会资本则来自弱关联群体，通常获取资源的周期较长，如来自邻居、同事。中国内部劳动力流动较为依赖“关系资源”，社会资本和社会网络对劳动力流动的意义表现得更为突出[20]。劳动力的社会资本围绕血缘、地缘和业缘等同质关系构建，劳动力从这些关系中获得主要的社会资源[21]。社会资本所具有的非及时性、非正式性使其在不同人群、不同制度、不同阶层约束下的效用具有差异性[22]，对迁移决策产生异质性的影响。在整个劳动力流动的过程中，社会资本表现出双向作用，一方面产生降低迁移风险和成本等积极作用，另一方面导致了潜在成本和结构性壁垒等消极效应的出现[23]。
文化是人类一切的生活方式、风俗行为、道德伦理、社会关系和价值取向的规范总结，具有生产性、关联性和历史性的特点。本文所指文化认同因素是个体在本区域通过文化联系所能获得的精神满足、基础社会联系等潜在收益。文化在一定的空间形态里产生和存在，形成具有地域特色的地区文化，居民对本区域的文化认同使要素顺利流通，保障经济进步、产业发展[24]。相辅相成的文化认同和文化冲突构成了文化发展的两个方面，现代性产生的文化危机打破了文化间的壁垒，加剧了现代传统文化、地域间文化的交流与融合[25]。文化壁垒阻碍着劳动力流动，而地区文化的多元性可以降低这种阻碍的效果。
由此可见，文化认同与社会资本存在多层次的联系:首先，文化认同是社会资本形成的基础，随之产生的非正式制度是社会网络形成的根源[26]，组成的社会资本最为关键的社会网络和社会信任与文化认同直接相关；
其次，文化认同影响社会资本的结构。不同文化基础形成的社会资本存在差异，如子女关系、夫妻关系、邻里关系等，具有文化倾向的社会联系对不同文化家庭的效用存在区别，导致社会资本结构出现异质性；
最后，文化认同导致社会资本形成速度存在差异，在特定地域里文化认同程度直接关系到社会网络构建的速度，具有相似教育、储蓄、消费等生活消费方式和信任、权利等观念的家庭之间更容易实现社会网络、社会资本的构建，从而形成“圈子文化”[27]。并且这种“圈子文化”具有显著的排他性，阻碍着“圈外人”在地域内社会资本的形成。
同时，二者又存在差异:文化认同存在于个体或家庭之内，具有独立性与稳定性，于生活环境之中受到社会环境潜移默化的影响，地区内原生家庭文化通常具有相似性，迁移发生前后改变相对有限，文化观念形成缓慢但长期影响更大；
社会资本则位于各社会主体之间，构建速度较快但家庭间差异较大，劳动力受教育水平、从业行业等自身条件的变化会较快改变社会资本的水平和层次，迁移行为会派生出更为复杂的社会网络以形成新的社会资本，对劳动力流动产生多样的短周期影响。
(二)社会资本和文化认同对劳动力流动的影响机制
近三十年劳动力迁移相关研究开始将视角从传统的预期收入、生产率差距问题转向发展差距、社会文化距离等方向，认为多种社会、心理因素对劳动力流动同样产生关键性的作用。劳动力的社会资本禀赋、文化认同、社会互动、社会资本存量、社会网络形成直接或间接的作用，影响迁移决策、社会融合程度、劳动聚集程度和迁移者自我雇佣、创业意愿等问题[9]。由于社会资本与文化认同存在内部联系，二者对劳动力流动的影响独立存在又相互作用。本文强调劳动力而非人口的流动或迁移，一方面，劳动力流动自主决策能力较强，通常在社会关系网络中处于活跃的地位，非劳动人口如老人、子女通常依赖劳动力而迁移，研究价值较低；
另一方面，劳动力流动与就业息息相关，劳动力研究对地区经济社会发展更具有现实意义。
1.社会资本和文化认同对劳动力流动的直接独立影响
社会资本源自社会网络，紧密型社会资本通过党群、同乡等关系构建的社会网络在迁移全过程中起到信息共享的作用，降低了迁移者的信息成本和信息不对称风险，同时通过团体内部推荐等方式使劳动力与工作机会快速匹配。另外，跨接型社会资本，如行政信任和交往信任，直接影响劳动力迁移决策。行政信任与制度政策和政府办事效率有关，制度不公是迁移的重要动机之一，尤其对于短期移民，集体活动效率和政策认同推动着迁移的发生[28]。交往信任是指家庭信誉等影响交往效率的因素。由于社会网络对地域具有一定依赖性，家庭信誉的扩散范围较小，但对社会网络构建影响极大。不受到信任的家庭可以通过迁移在其他地区重构社交网络，因此更倾向于更换生活地区和环境。
文化认同对于劳动力流动的直接影响在于:一方面，信息沟通和身份认同产生文化壁垒、文化差异，导致群体间存在歧视、偏见等一系列阻碍知识、技术、经验传播的障碍；
乡俗、方言等文化背景对劳动力的心理满意程度、精神文化偏好等主观生活质量产生显著影响[14]，影响劳动力的预期效用。另一方面，文化壁垒与地理分割或行政区划存在紧密联系，地区间研发辐射因文化差异而出现损失，伴随因文化差异导致的创新创业等主观态度的差异，致使各地区产业结构、就业机会和发展的动力、水平、潜力差异较大[29]。因此，地区的文化宽容程度影响着劳动力的迁移决策，多元文化并存的地区更容易吸收溢出知识和流动人口。对于劳动力而言，自身对文化的适应速度降低了文化障碍的影响，而对迁出地区的文化依赖干扰了流动决策。
2.社会资本和文化认同对劳动力流动的联合作用
新迁移经济学的劳动力流动研究多从单一角度入手，即从社会资本或文化认同两个方面之一关注非传统因素对劳动力流动的影响，而忽视其共同作用效应。因此，应从社会关系网络形成的角度，针对迁移决策和流动过程中社会资本和文化认同引致的社会关系基础与变迁，以解释其综合作用。
第一，社会资本有助于加速迁移劳动力的文化适应，缓解文化壁垒对劳动力流动的反向作用。在个体或家庭活跃参与社会网络交换物质或精神资源时，得到情感性、工具性的结构性社会支持，这种信息性支持提供了获得理解和解决困境的渠道。在我国各主文化区，由于历史上长期的信息沟通不便，地区之间、城乡之间存在着较严重的文化隔阂问题，如方言、乡俗，从而使劳动力面临更高的迁移成本和更多因文化差异所致的社会活动困境。社会资本的包容性、参与性意味着文化壁垒的社会障碍减少，可以缓解地区主体居民与迁入劳动力之间的文化不对称，进而使迁移劳动力人力资本、资金的利用效率增加。例如，同乡网络极大缓解了方言距离对劳动力迁移的阻碍作用[30]。因此，社会资本水平越高、结构越完整，文化认同对劳动力流动的影响越弱。劳动力积极参与社会网络建设，打破了社会文化屏障，使迁移社区内文化障碍大幅减弱，甚至可以形成次生的跨文化社会，进一步缩小文化距离。
第二，党群组织有助于缓解低社会资本家庭的社会联系困难、提高社会资本利用效率，使社会资本对劳动力流动发挥更大作用。在劳动力市场和社会交往中受到歧视的、社会资本形成不完全或社会网络中无先头移民的人群普遍拒绝迁移。这些居民受制于成长环境、家庭背景等问题，迁移后容易产生语言不通、餐饮不习惯等问题，不能及时有效地把握具有社会关系回报可能的人际交往机会，降低了迁移后社会资源的利用效率。对于后迁移者，有效利用区域内已经形成的党群组织，如党派、劳工、移民、方言圈子，将有助于缓解此类人群面临的交往约束，进而促进社会资本的形成，节约迁移成本。对于群体内的先头迁移劳动力，妥善融入主体居民的党群组织同样是开拓社会网络的捷径，有利于劳动力自身资源的快速配置，也有利于实现跨地区居民的快速就业。因此，文化认同使劳动力社会资本基础发挥更大的派生作用。通过加入党群组织，不仅能够进一步促进迁移者自身的发展，还能提高其社会效益外溢性，推动迁移劳动力所处社会网络整体性发展，有利于社会和谐与发展。
3.劳动力流动循环累积因果现象中社会资本和文化认同的中介效应
劳动力总是倾向于向族群内部存在迁移先例的地区流动，且该偏好伴随流动的发生不断得到加强。社会资本和文化认同是一个均衡器，它们维系着这个过程发生并使自身同样得到强化。如果仅考虑传统推拉理论体系，迁移的发生将主要依赖自然环境或生活水平差距，该差距导致劳动力出现区域间流动。若群体迁移过程中该差距消失则流动停止。但事实上，社会资本和文化认同的积累作用维护了流动的继续，且在流动后期二者对迁移的作用远大于其他因素[31]，即社会资本和文化认同成为劳动力流动趋势自我保持的中介因素。
社会资本对劳动力短期迁移的保持影响较大。由于社会资本的核心是社会网络中的独立个体，每有劳动力发生迁移，都会提升其群体内在迁入地的社会资本水平，而缩小其迁出地的社会资本规模。若迁出地为交通、通信等基础设施落后的地区，社会资本因劳动力流动而产生的损耗更加严重，群体内未迁移家庭因新地区关系网扩张的受益减少。随着社会联通程度的提高，社会资本跨越了地理距离，使迁出地的留驻居民与迁移者的精神联系更为紧密。更多的社会资源能够流入至族群体系内部，并通过社交的方式转化为无形资产，从而令未迁移居民在另一地区建立社会网络、形成社会资本。劳动力流动极快地推动了这一过程，致使一个群体在短期内完成第一代迁徙。
文化认同对劳动力流动惯性产生长周期的影响。基于对全球历史的研究，考虑到空间距离和制度隔离，经历数百年在共同制度下的生活，文化改变才会对社会信任产生持久而显著的影响，而在地区文化价值观上留下印记[32]。但随着现代科技进步，文化对其他因素产生影响所需时间大大缩短了。例如，中国移民的夜市文化仅仅在三十年间就在温哥华扎根[33]。在迁入的劳动力尝试文化适应时往往倾向于保持一部分自身传统，并在当地塑造混合的文化认同和价值观念。随着迁移的持续发生，一方面，迁出地与迁入地文化融合程度加深；
另一方面，发展了当地的文化包容性。两方面原因使劳动力对该地区文化认同不断加深、文化距离不断缩小，从而长期来看，使文化作为积极因素作用于定向的、稳定的劳动力跨地区流动。
综上所述，本文提出以下假设:
H1.社会资本水平提高对劳动力迁移产生积极影响，文化认同程度深化则对劳动力迁移产生消极影响。
H2.社会资本、文化认同联合产生的社区型和党群型作用抑制了劳动力迁移决策的形成。
H3.文化认同、社会资本是家庭迁移决策的循环累积因果效应中关键的中介变量。
(一)变量定义、数据来源与描述统计
本文采用的微观数据来源于中国家庭追踪调查(CFPS)2014、2016、2018、2020 年的成人库数据和2010、2014、2016、2018 年的家庭经济库数据，对劳动力流动个人决策和家庭决策进行研究。为了增强数据可比性，降低异方差，将家庭决策中部分变量进行对数处理。由于微观样本统计上的局限性，难以收集劳动力在流动后所在地区的情况，本文主要通过劳动力原处地区，即潜在迁出地的社会资本和文化认同情况对理论部分进行实证研究，后通过反向作用分析各因素的影响机制与过程。
1.劳动力流动指标
劳动力的流动通常表现为工作地点的变化。劳动力在异地就业代表劳动力发生转移。因此，对于个人劳动力迁移决策，本文采用劳动力受雇工作地点与家庭常住地是否一致(Lmd1)对劳动力流动进行衡量。对于家庭决策，本文采用是否有家庭成员在外打工(Lmd2)为判断标准。由于部分居民退出或仍未进入劳动力市场，因此在样本中剔除了已退休样本和未就业样本。变量介绍及描述性统计见表1。
表1 变量介绍及描述性统计
2.社会资本与文化认同相关变量
在个人劳动力流动决策中，本文选用紧密型社会资本、跨接型社会资本、适应性文化认同、地区性文化认同和人缘(或邻里)关系、党群关系两类交互影响的指标作为核心解释变量，如表1。首先，本文采用邻里弱纽带和亲缘强纽带两个角度，分别衡量跨接型和紧密型社会资本。对邻居的信任度(Bsc)同时反映着劳动力的社会网络依赖程度和构建水平，将其作为邻里弱纽带即跨接型社会资本的指标。家庭成员数量(Tsc)表现天然社会资本量与社会网络构建基础，将其作为亲缘强纽带即紧密型社会资本的指标。其次，本文从行为文化认同和精神文化认同两方面描述个人文化认同情况。除通过语言使用情况(Bci)反映传统的个体行为文化认同差异外，本文构建价值观认同度(Sci)反映劳动力对本地区精神文化认同。运用2018、2020 年数据，通过个人对“公平竞争才有和谐人际”“财富反映个人成就”等观念和男女平等问题的多个方面主观态度评分与本地区社会平均水平距离的倒数反映劳动力对主流文化认同程度。由于数据不足，在2014、2016 年数据中，使用劳动力对因贫富差距、户籍、性别和政府干部而受到不公的主观评分构建价值观认同度，计算方法同样为个体评分与本地区社会平均水平距离的倒数。此外，根据理论部分的分析，加入人缘关系(Pr)和党群关系(Rpm)反映两种联合影响。党群关系按照汪伟[21]的赋值方式，由不同属性团体区分后累加得到，即党员身份计2分，其他社会组织成员计1 分。
对于家庭劳动力流动决策，由于主要考察迁移的循环累积因果效应，本文使用来自社会关系网资金对数(lnSc)和人情礼支出数额对数(lnCi)分别衡量社会资本和文化认同。来自社会关系网资金由政府补助、社会捐助、离退休养老金等来自跨接型社会资本和子女、亲戚汇款等来自紧密型社会资本的资金构成，以货币反映社会资本的实际效益。人情礼支出在不同文化区差异较大，能体现出居民对本地区文化认同和文化收益在社会网络中的传递情况，因此该变量可以较完整反映文化认同的影响。
3.其他控制变量
遵循经典文献和研究进展，结合数据可得性，本文还控制了影响劳动力迁移决策的其他因素，主要包括:个人决策中的年龄(Age)、性别(Gen)、月收入(Wage)、城乡户口(Res)、婚姻情况(Mar)、受教育情况(Edu)和家庭决策中的非外出务工收入对数(lnincome)、家庭住房资产(lnhouse)、家庭规模(Fs)、家庭从业情况(Emp)，如表1。其中，性别(Gen)、城乡户口(Res)、婚姻情况(Mar)、受教育情况(Edu)、家庭从业情况(Emp)为虚拟变量。将男性、城市户口、在婚、高中及以上教育程度、农业从业赋值为1。非外出务工收入代表家庭在劳动力迁出地区的潜在收入，与其他变量研究可比性较高。预期收入是左右劳动力流动决策的首要经济因素，是不可回避的主要控制变量[34]。此外，本文加入年龄(Age)、性别(Gen)、城乡户口(Res)、婚姻情况(Mar)、受教育情况(Edu)等5 个体现个体差异程度的控制变量，对个体间不确定性规避预期差异进行控制，刻画了劳动力做出迁移决策时的心理成本。
就劳动力迁移决策而言，个体样本中有近五分之一的人跨地区工作，家庭样本中有35.9%存在外出打工情况，劳动力流动样本较为充足。
(二)迁移与未迁移劳动力的社会资本、文化认同差异
下面对变量数据整体情况进行分析，简要研究迁移与未迁移劳动力群体性差异。图1、图2 报告了2014、2016、2018、2020 年有效个体样本中迁移与未迁移劳动力社会资本、文化认同差异的基本状况，说明在四个时间点中，迁移劳动力普遍表现出更高的社会资本水平和较弱的本地区文化认同两大特点，并且在紧密型和跨接型社会资本、行为和精神文化认同中保持了同样的差距。整体数据除2016 年样本外未表现出明显的时间序列变化，说明4 个样本周期内劳动力的社会资本和文化认同差异并未随时间出现扩大或缩小的改变。2020年个体数据表明，相较于未迁移劳动力，迁移劳动力群体紧密型和跨接型社会资本分别高出3.8、0.5 个百分点，行为和精神文化认同低0.5、2.4 个百分点。可见，社会资本、文化认同与劳动力流动之间确实存在潜在关系，但其中具体机制仍需探讨。
图1 迁移与未迁移劳动力社会资本差异
图2 迁移与未迁移劳动力文化认同差异
结合交互影响和控制变量统计信息来看，迁移劳动力的人缘关系和党团联系较弱，这阻碍了其在迁出地社会和文化联系的构建。劳动力迁出行为进一步割裂了其在迁出地的社会网络和信息交换，造成循环因果影响。迁移劳动力平均月工资每个时间点均高于未迁移劳动力，说明迁移带来了更高收入，证实了迁移经济因素的有效性。此外，迁移劳动力年龄相对年轻，而且男性多于女性，人力资本对迁移行为存在较为显著的影响。
(三)社会资本、文化认同对主观迁移决策影响的基准模型
1.基准模型设定与回归结果分析
基准模型主要对个人的社会资本、文化认同对主观迁移决策的影响进行实证性研究。考虑到被解释变量为二值离散变量，且解释变量中存在性别等非时变变量，因此采用二值离散变量回归的随机效应logit 模型。由于其中数个解释变量采用虚拟变量表示，因此部分变量系数相对较小。相应的基准回归模型如下:
其中，Lmd1it为跨地区工作变量，Tscit为家庭成员数量，Bscit为对邻居信任评分，Sciit为语言使用情况，Prit为人缘关系，Rpmit为党群关系，Wageit为月工资，Genit为性别，Ageit为年龄，Resit为城乡户口情况，Marit为婚姻情况，Eduit为受教育情况，εit为随机扰动项。表2 汇报了回归结果，第(1)至(4)列使用2014、2016、2018、2020 年数据，第(5)至(8)列使用全部数据，依次引入社会资本变量、文化认同变量和联合影响变量。
表2 基准模型回归结果
模型整体拟合情况较好。各模型LR 统计量对应P 值均为0.00，联合显著性表现良好，正确预测分类百分比保持在较高水平。首先，考察总体变量对劳动力迁移决策影响的显著性。根据列(7)的估计结果，使用普通话、人缘(邻里)关系、对邻居信任、年龄、婚姻、城市户口、受教育情况的估计系数为负，价值观(社会普遍信任)认同度、月收入、性别为男的估计系数为正，且均在1%水平上显著；
家庭成员数量和党群关系在5%水平上显著，前者系数为正，后者为负。其次，在单独使用2014、2016、2018、2020 年数据的第(1)至(4)列中，除极少变量不显著外，大部分变量表现为在1%水平上显著且系数大小和方向较为稳定，少部分变量在5%和10%水平上显著。在列(5)至(7)逐步引入维度变量的过程中，对邻居信任和价值观(社会普遍信任)认同度由不显著变为显著，伪决定系数不断提高，证实了列(7)回归结果的稳健性。具体来说，当劳动力拥有更多跨接型和紧密型社会资本。对本地区文化越不认同，越容易发生劳动力流动，证实了社会资本和文化认同对劳动力流动决策的显著影响，即假设H1。来自亲缘关系和社会关系的社会资本为劳动力提供充足市场、就业等信息，以节约迁移成本和降低流动风险。相较于紧密型社会资本，跨接型社会资本影响系数较小且在回归中不稳定，说明在决策时劳动力更倾向于相信来自亲族内部的信息而轻视外部社会网络信息。劳动力对本区域文化认同程度越深，则在区域内精神满足程度越高，非物质收益越大，流动意愿越弱。一般理论认为，使用普通话使得居民文化适应性增强，有助于打破文化屏障。但本回归结果显示，使用方言促进了劳动力跨地区流动。刘毓芸[35]系统考察我国方言语系对劳动力流动影响，发现方言使用大幅度促进了方言区内的迁移行为，同时使用不同语言提升了劳动力互补型异质性人力资源。仅在语言距离相对极远的区域间流动，语言差异才对劳动力流动决策产生抑制性作用。该理论解释了回归结果中使用普通话对流动决策的不良影响。
人缘(邻里)关系、党群关系反映的劳动力在本地区社会资本和文化认同的共同影响在模型中系数显著为负，证实了假设H2。居住地区人缘(邻里)关系越差，说明劳动力社会信任不足，在本区域社会网络构建困难，不能快速融入社区文化，导致文化歧视产生，因此更倾向于向有利于构建社会关系的地区移动。本地党群关系越弱，越难以达成一致的文化认同圈子，社会关系层次单一且稳定性差，社会资本不能得到巩固，这推动了劳动力迁出意愿的形成。结合列(8)回归结果中紧密型社会资本和文化认同与跨接型社会资本和文化认同的调节效应系数均显著为负向，验证了假设H2，即理论部分中两类联合作用对迁移决策影响的正确性。
此外，收入、年龄、性别、婚姻、户口、教育情况等控制变量都对劳动力迁移决策具有显著的影响。其中，劳动力年龄越大，越不容易迁出或迁入某个省市工作。与女性相比，男性劳动力更容易发生跨省市的迁移。年龄、性别因素代表个体差异所致的劳动力人力资本不同，低年龄和男性群体为外出务工主体与现实情况一致。个人收入的估计系数在所有模型中显著为正，说明劳动力的高收入水平所带来的经济基础为劳动力流动决策提供保障，迁移成本等传统经济因素仍对劳动力迁移存在重要影响。同时，在婚、城市户口和较高教育水平的劳动力迁移倾向较低。
2.稳健性检验
(1)替换变量、数据与样本
为了检验基准模型在家庭决策中依然适用，下面使用家庭维度数据进行稳健性检验，模型如下所示。
其中，Lmd2it为家庭外出工作变量，lnScit为来自社会关系网资金对数，lnCiit为人情礼支出数额对数，lnincomeit为非外出务工收入，lnhouseit为家庭住房资产，Fsit为家庭规模，Empit为家庭从业情况，εit为随机扰动项。表3 汇报了回归结果，其中列(1)至(5)使用2010、2014、2016、2018 年和四年混合数据。
模型整体拟合情况较好。各模型LR 统计量对应P 值均为0.00，联合显著性表现良好，正确预测分类百分比保持在较高水平。各主要变量均通过了一定水平的显著性检验。家庭数据回归结果显示，来自社会关系网资金对家庭外出就业决策产生显著促进作用，而人情礼支出数额和社会文化交互项对家庭外出就业决策产生显著异质作用，说明对本区域的文化越不认同、家庭社会资本水平越高，越容易推动家庭成员外出就业。同时，社会资本和文化认同的联合作用方向与基准模型一致。基准回归的结论不变。
(2)门槛效应检验
为进一步探究社会资本、文化认同对劳动力迁移决策影响的非线性关系，分析金社会资本、文化认同间相互影响的存在对劳动力迁移决策的调节作用，本文采用面板门槛模型对基准模型进行稳健性检验，模型如下。
其中X为核心解释变量，q为门槛变量，I为门槛是否达到的判断项，γ 为门槛值，Z为控制变量。检验结果见表3。将数据预处理为强平衡面板，通过Bootstrap 的方法重复抽样模拟300 次，以检验门槛效应的存在性与可靠性，检验结果见表4。
表3 替换变量、数据与样本回归结果
表4 门槛模型回归结果
首先，根据门槛效应检验F 值的估计结果，在以文化认同和社会资本作为对方门槛的条件，或者仅考虑家庭收入为门槛的情况下，共有三个模型在1%的显著性水平上通过了单一门槛的显著性检验。表4 列(1)回归结果说明在社会资本较低时(lnSc≤7.313 2)，迁入地文化认同对劳动力迁移意愿影响较小，反之则较大。列(2)说明在文化认同较低时(lnSc≤7.438 4)，社会资本对劳动力迁移意愿影响较小，反之则较大。两个模型共同表现出社会资本和文化认同存在显著的正向交互作用，证实了基准模型的稳健性。列(5)证实家庭收入同样存在门槛效应。收入较高时(lnincome＞10.44)，家庭收入增长对劳动力转移行为的推动作用较大。其原因可能在于低收入群体的主要支出以必要生活成本为主，而高收入群体能承担更多迁移机会成本。根据表4 列(3)(4)，社会资本对联合影响存在显著的门槛效应，而未能证实文化认同对交互影响的门槛效应。高社会资本家庭由于社会联系更加广泛，文化容纳程度较高、适应性强，受到文化壁垒阻碍和文化认同的吸引力较小，因此文化认同和社会资本的交互作用对其影响较小。
(四)进一步研究:劳动力迁移循环累积因果现象中的中介效应
由于因变量为二元离散变量，Bootstrap 方法可能存在偏差。本文参考刘红云等[36]改进的逐步检验回归系数方法对因变量为分类变量的模型进行中介效应分析，实现二元模型各变量系数的等量尺化和可比化。分别对家庭决策中社会资本因素、文化认同因素和经济因素中介效应的大小与方向进行实证研究，利用Bootstrap 方法检验回归结果，公式如(4)(5)(6)所示。受到面板数据仅有四期的影响，这里仅用滞后一期的劳动力流动决策指标作为解释变量。
其中L.Lmd2it表示一阶滞后的劳动力流动决策变量，Mjit为第j个中介变量，回归结果如表5 所示。其中，列(1)至(4)被解释变量为Lmd2it，列(5)至(7)被解释变量分别为lnScit、lnCiit、lnincomeit。
表5 中介效应模型回归结果
表5 列(1)至(7)各变量系数、Wald chi2 值均在1%水平上显著，模型总体拟合情况良好。根据回归结果，滞后一期的劳动力流动决策变量对当期劳动力流动决策变量产生了相对较大的正向影响，证实了劳动力流动循环累积因果现象的存在。劳动力流动的发生，即滞后一期的劳动力流动决策变量对劳动力迁出地的社会资本、文化认同和非外出就业收入产生了大小不一的负面作用。同时，此三要素的下降对本期劳动力流动决策产生积极作用，证实社会资本、文化认同和经济收入在劳动力流动循环累积因果现象中起到中介作用，即假设H3 获得证实。劳动力流动使迁出地社会资本存量下降，部分社会资本随着劳动力发生迁移，在新地区形成新的社会关系网络。迁出劳动力经过长期社会生活，逐渐将精神文化认同向新地区靠拢，与迁出地文化距离不断扩大，同时由于长期远离迁出地以及家族内部劳动力转移的持续发生，家庭迁出地潜在收入下降，使家庭中劳动力流动意愿不断增强。
下面对各维度中介效应大小进行分析研究。根据标准化转换方法得到可比的二元因变量的中介效应大小和比例，并参考Bootstrap 方法结果进行稳健性检验，结果如表6 所示。
表6 中介效应结果与检验
根据表6 的结果，修正后的逐步回归方法和Bootstrap 方法均在1%的显著性水平上通过了社会资本、文化认同和经济收入三个维度的中介效应检验。Bootstrap 方法中介效应均为正向，中介效应占总效应比例稍高于修正后的逐步回归方法，三维度排名相同，证明了该逐步回归方法结果的稳健性。中介效应占总效应比例依次分别为社会资本7.89%、经济收入3.58%和文化认同0.20%，与理论分析部分预期一致。劳动力流动造成迁出地社会资本存量快速下降、经济收入水平较快减少、文化认同程度缓慢降低，三者传导速度、影响周期差异较大。迁出劳动力通常是家庭社会资本的主要支撑者，在迁出地社会网络中处于活跃地位，因此劳动力在迁出地的社会资本水平随着劳动力在迁出地社会网络中个体联系消失而快速下降。同时，由于资产的转移滞后于劳动力流动行为，迁出地的家庭潜在经济收入不会大幅度变化，如不动产收入、未迁出家庭成员收入仍保持一定水平。因此，迁出地经济收入中介效应影响周期长于社会资本。文化认同中介效应仅占总效应0.5%，可见即使现代通信水平提升加速了跨区域文化交流，文化壁垒在劳动力流动决策自我强化过程中产生的长期影响依然需要极长迁移周期才能够得到显著改变。
(一)研究结论
本文利用CFPS 数据中2014、2016、2018、2020 年成人库数据和2010、2014、2016、2018 年家庭经济库数据，以新迁移经济学为基础，探讨了社会资本、文化认同的理论区别与联系，研究了地区间劳动力流动的独立、联合作用，分析了循环累积因果效应中的中介效应机理。通过构建logit 模型和因变量为二元变量的修正中介效应模型进行实证，并使用面板门槛模型进行稳健性检验。研究发现:
第一，充足的紧密型和跨接型社会资本、对本地文化价值观的不认同有助于劳动力做出迁移决策，而方言在一定程度上有助于劳动力流动。
第二，通过社区型和党群型影响社会资本与文化认同共同作用，促进了劳动力在迁入地的长期稳定工作，通过快速形成社会关系网络与缩短文化距离，改善了劳动力的地区适应性，降低信任风险。
第三，劳动力流动过程中的循环累积因果现象来源于文化认同、社会资本、经济收入等多维度中介效应。三者的中介效应大小由大到小依次为社会资本、经济收入、文化认同。这意味着，劳动力流动导致家庭各要素的变动，这些要素对下一期劳动力迁移决策产生异质性的影响。在短期内，迁移劳动力快速在当地形成有效社会关系网络，对劳动力家庭迁往此地帮助较大；
而长周期内，文化认同对阻止劳动力流失起到重要作用。
(二)政策建议
第一，从个人与社会团体两方面改善待迁移劳动力的基础社会资本水平与文化适应能力。从个人角度，劳动力应该不断提升自身受教育水平、普通话熟练程度以缩小跨区域沟通交流障碍，同时充分挖掘地区潜在的亲缘、地缘关系，通过参加老乡会、工会等各类社会团体以拓宽和强化社会网络，妥善利用“圈子文化”，在流动中提升自身对各种文化价值观的适应性。社会团体应积极引导团体成员的文化价值认同，以价值观认同增强居民的地区归属感，不断加强基层组织建设，同时提供更多资源互通渠道、构建信息共享平台，改善社会资本禀赋不足的劳动力所处的社会关系单薄、外部信息匮乏的不良境遇，提升新居民的文化再适应动力与能力。
第二，各级政府应积极发挥社区服务和党团服务对新迁入劳动力降低心理风险、提升社会网络效率的积极作用，营造开放包容的城市社会氛围，强化城市公共服务空间建设，通过数字化手段和互联网政务新模式整合公共服务、社区服务、党团服务平台，形成便捷规范的社会服务引导机制。深化工会、妇联、共青团等群团组织的改革和建设，使其更有效地发挥桥梁纽带作用。同时进一步推进户籍和社会保障制度改革，妥善处理流动人口与原住居民之间关系，以共建共治共享拓展劳动力流动的承载能力，贯彻以人民为中心的新发展理念，致力于解决收入分配不公、阶级固化等问题，学习和发展新时代“枫桥经验”，完善基层直接民主制度体系和工作体系，缩小“圈子文化”中由于社会网络分割化、碎片化等影响所带来的不良后果，避免居民之间产生文化、社交歧视等问题。
第三，在吸引和维护活跃劳动力在本地区就业安置过程中，要从长短期效应合理评估经济、社会资本和文化认同三方面的政策性投入。短期内通过经济条件、社会网络吸引劳动力，而在长期应更重视地区文化认同影响力的培养。政府应适当延长流动人口社会保障时限，深化简政放权、放管结合、优化服务改革，进一步完善针对灵活就业劳动力、农民工、新业态劳动力的社会保障措施；
提高公共服务的均衡性和可及性，持续提升劳动力对地区政策的信任程度，加快多元文化适应性制度改革步伐；
落实破除劳动力流动障碍弊端体制机制政策的实施，实现政府、社会、新旧居民的良性互动，营造政民互信、邻里互信、市民互信的和谐社会环境；
健全诚信建设长效机制，提高全社会社会资本平均水平。政府要充分挖掘本地特色文化优势，满足人民群众文化认同需求，培养共同文化记忆，使劳动力落户扎根，为地区高质量可持续发展提供坚实劳动力基础。