提要：本文基于2010年珠三角和長三角外來務工者調查的數據，利用內生轉換回歸模型克服自選擇導致的估計偏誤，分析不同類型的同鄉聚集對農民工收入的影響。研究發現：（1）同鄉聚集對農民工收入有著顯著的正向影響；（2）在選擇效應上呈現雙向強化特征，即無論是聚集者還是非聚集者均選擇了增進自身利益的工作類型；（3）基于初職與現職階段的比較分析發現，不同聚集類型在農民工職業發展不同階段的收入效應呈現不同的趨勢。
關鍵詞：聚集效應 選擇效應 職業發展 內生轉換回歸模型
一、問題的提出
“聚集命題”強調移民能從種族聚集中獲得經濟與福利回報，是國際移民研究領域“分割同化理論”的學術爭鳴中的關鍵問題(Xie & Gough，2011)。在經典線性同化理論解釋框架下，移民進入遷移地，要么向上融入中產階級主流社會，要么向下融入底層社會。而分割同化理論提供了移民融入的“第三條道路”——選擇性同化，其重要策略是移民通過種族聚集（進入種族企業就業、聚集居住）形成保護帶，在經濟上獲得較好的收入回報，進而促進移民社會融合(Portes & Jensen，1987；Portes & Shafer，2007; Zhou，1997）。分割同化理論對美國第二代移民提出了新的解釋框架，同時受到一些研究者的批評（Bonacich，1987；Sanders & Nee，1987），進而了引發一場曠日持久的學術爭鳴。
如將農民工視為移民的特殊類型，中國人口遷移過程中的“同鄉聚集”現象其實由來已久，但對這一重要經濟社會現象的經濟效益評估研究并不多見(張春泥、謝宇，2013)。張春泥、謝宇將聚集命題拓展到農民工群體，研究發現，農民工經濟適應過程中同樣存在“聚集效應”，同鄉聚集能給農民工帶來顯著的收入回報（Zhang & Xie，2013，2016；張春泥、謝宇，2013）。然而，無論是在理論上還是經驗上，相關研究結論仍有爭議。從理論上來看，同鄉聚集是社會分割的結果，“分割效應”對不同群體是不一樣的，對社會優勢群體可能是優勢強化，對弱勢群體可能是弱勢累積。這意味著對弱勢群體（如本文研究的農民工）而言，聚集的經濟效應有可能是負效應，研究聚集效應時應考慮聚集的不同類型。移民研究也發現，低技能群體遷移策略選擇關注的重要因素是風險，而不僅僅是收入。如果把同鄉聚集理解為一種遷移與適應策略，意味著聚集的回報主要是在降低風險層面而非收入回報層面。在經驗研究中，同鄉聚集的收入回報結論迥異，且基于經驗數據的研究容易因個體自選擇帶來的內生性導致估計偏誤。
本研究采用內生轉化回歸模型，克服同鄉聚集自選擇導致的估計偏誤，研究農民工同鄉聚集的收入效應，并分析同鄉聚集類型在農民工職業發展不同階段的差異。后者正是以往研究所忽略的問題。
二、文獻綜述：同鄉聚集、自選擇與農民工收入
聚集命題是移民融合研究中的重要議題，也是分割同化理論學術爭鳴中的焦點議題。分割同化理論源于對線性同化理論的反思。基于美國經驗的經典線性同化理論認為，移民同化是一個自然而然的過程，隨著時間的推移，最終在經濟機會上與美國人趨同。線性同化體現在經濟上，即移民剛來美國時收入較低，但能通過較快速的工資增長縮小與本地工人的工資差距(Xie & Gough，2011)。這一解釋框架對第一代移民或者說老移民有較好的解釋力，但并不適合“新移民”。1965年之后遷入美國的新移民大多數為來自拉美和亞洲的少數族群。種族文化背景的豐富多樣加上美國經濟結構的調整，使新移民在融合過程中與老移民有著顯著的差異。分割同化理論為新移民的社會融合提供了有力的解釋框架，并總結了三種融入結果：融入中產階級主流社會、向下同化、選擇性同化。分割同化理論強調移民能從保護自己文化中受益（相關文獻綜述可參見Zhou，1997；中文綜述可參見張春泥、謝宇，2013）。在同化過程中，新移民受語言障礙、本土知識缺乏、知識技能在遷入地貶值等幾方面影響，在勞動力市場上容易遭遇歧視，在適應過程中面臨種種不利。而通過聚集方式能抵御社會底層亞文化對移民后代社會化的不利影響，由此形成了著名的“聚集命題”，即種族聚集能讓移民在同種族的經濟企業中獲得較為公平的經濟機會。這也成為了移民適應的重要途徑，在勞動力市場分割的背景下，一級勞動力市場提供工資高、就業穩定、上升渠道多的工作機會，次級勞動力市場提供工資低、條件差、不穩定的工作機會（Piore， 1970）。由于移民缺乏有競爭力的技術技能，只能進入次級勞動力市場。但分割同化理論提供了另一替代性的途徑——種族聚集，認為移民可以在同種族的經濟企業中獲益(Xie & Gough， 2011)。
實證研究中，研究者關注族群聚集對移民經濟與社會福利的影響，但并沒形成統一的結論。一些研究發現移民在本種族的族群聚集企業中能獲得更高的收入（Portes & Jensen，1987; Portes &Shafer，2007）。但也有諸多研究指出聚集的這種正向效應并不存在（Nee & Sernau，1994）。有研究者甚至批評，聚集企業中雇主更可能利用親緣和地緣關系剝削同種族工人（Sanders & Nee，1987），提供的是高強度、勞動時間長、工資低廉且無出頭之日的工作類型（Bonacich， 1987），限制了移民學習、適應主流文化，對其長遠發展不利(Xie & Gough， 2011)。農民工也被視為移民的特殊類型，城市勞動力市場也是一個分割的勞動力市場，而他們只能進入次級勞動力市場（吳愈曉，2011）。在中國人遷移過程中，聚集現象（同鄉同業）都非常普遍(鄭莉，2014)。農民工遷移中的聚集主要是以地域為紐帶的“同鄉聚集”(張春泥、謝宇，2013)，雖然這種聚集現象廣受研究者的關注(劉林平，2001；王漢生等，1997；唐燦、馮小雙，2000)，但對聚集命題，即聚集對農民工經濟收入回報的影響進行專門探討的并不多。較系統的研究來自張春泥、謝宇（2013），其研究發現同鄉聚集有助于提高農民工的工資收入，但同鄉聚集也限制了人力資本的收入回報（Zhang & Xie，2013）。他們利用異質性干預模型，發現同鄉聚集對收入的影響依然顯著，且越傾向于同鄉聚集的農民工，從同鄉聚集中獲得的收入回報越高（Zhang & Xie，2016；張春泥、謝宇，2013）。這也是本研究的重要基礎。
一般而言，同鄉聚集被視為社會網絡與社會資本的特例。求職工作過程中的信息不充分，可能會導致求職者無法進入與自身能力相匹配的工作，進而影響工資收入。而同鄉網絡關系是解決求職過程中信息不充分與信息不對稱的重要渠道。然而，從信息角度理解聚集命題需考慮到如下幾個方面的差異。
首先是信息來源的差異。著名的“弱關系假設”正是源于對信息來源的區分，不同的信息源對應著不同的信息質量，也決定著對求職者的有用程度。弱關系假設之所以成立，是建立在弱關系的社會關系網絡跨團體和跨階層的基礎上，讓求職者更有機會獲得上層或管理者的信息而影響到求職者的職業地位獲得(孫曉娥、邊燕杰，2011)。按照弱關系假設去理解同鄉聚集，工人與管理者的同鄉聚集類型是“跨越型”社會網絡。從信息交流角度而言，認為基于管理者的聚集會帶來更高的收入似乎是有道理的。但諸多研究質疑了這一假設。蔡禾與賈文娟(2009)對路橋工人的研究發現，這種基于管理者（包工頭）的同鄉聚集，受益的是包工頭而非工人。這也與聚集命題的批評者觀點相符，他們認為，聚集企業中勞資雙方存在相反的利益，雇主更可能利用親緣和地緣關系剝削同種族工人，因此，工人更有可能成為輸家（Bonacich，1987; Sanders & Nee，1987）。而農民工基于工人的同鄉聚集類型是一種弱勢群體的聚集，其本質是社會排斥與分割的結果，這種聚集中信息優勢可能并不存在，對其發展甚至是負面的(陸銘、張爽，2007；趙延東，2002)。事實上，分割同化理論認為聚集對收入有正向影響，其重要前提就是種族群體足夠大且成員社會經濟地位多元化(Xie & Gough，2011)，但在農民工同鄉聚集中這一前提仍然存疑。
其次是職業階段的差異。聚集命題的批評者有一個重要的觀點，即種族聚集是隔離的一種體現，這種隔離即便對移民是有利的，也是短期的，長期來看反而限制了移民的發展(Xie & Gough，2011)。而國際移民研究中的階段性遷移理論也為批評者的觀點提供了一定的支持。階段性遷移理論認為，在遷移的不同階段，遷移者關注的焦點問題也有所差異(Paul，2011)。初次求職過程中，由于缺少對勞動力市場的了解，更依賴社會網絡，目的是避免更大風險，收入雖然重要但不是最重要的。而隨著經驗的累積，移民對遷入地勞動力市場的了解也更多，可以尋求更合適的工作崗位，獲得較高的收入回報。這意味著研究聚集命題必須考慮到職業階段性差異。
第三個是農民工同鄉聚集中的自選擇問題。聚集不聚集，并非一個隨機事件，而是理性選擇的結果，是各取所需的比較優勢結果。事實上，在分割同化理論的學術爭鳴中，一個關鍵的問題就是聚集的內生性問題（Mouw，2000）。這是聚集效應研究必須面對的問題。總之，同鄉聚集是農民工遷移中的重要現象，但國內對同鄉聚集效應系統進行研究的不多。張春泥、謝宇雖對此進行了較系統的研究，但忽視了聚集效應在農民工不同職業發展階段的影響，也忽視了自選擇問題。
正是對上述問題的關注，構成了本研究的主要內容：在考慮自選擇的情況下，同鄉聚集效應是否依然存在？隨著職業的發展，同鄉聚集效應又會發生怎樣的變化？基于分割同化理論，形成聚集效應假設如下。
假設1：同鄉聚集能給農民工帶來顯著的收入回報。
結合同鄉聚集的類型，上述假設也可以表述為：
假設1a：基于工人的同鄉聚集能給農民工帶來顯著的收入回報。
假設1b：基于管理者的同鄉聚集能給農民工帶來顯著的收入回報。
結合職業發展階段與聚集效應，提出假設2。
假設2：同鄉集聚對收入影響的正向效益不會隨著職業發展而減弱。
綜合分割同化理論學術爭鳴中批評者的觀點，我們也可以提出上述假設的競爭性假設。
競爭性假設1：同鄉聚集對農民工收入不存在顯著的正效應。
競爭性假設2：同鄉聚集效應即使存在，隨著職業發展也會減弱甚至消失。
總之，本文是一篇“復制性”研究(陳云松、吳曉剛，2012)，將在張春泥、謝宇（2013）的經典研究基礎上，探討同鄉聚集的收入回報問題。本文的拓展之處在于不僅關注聚集效應是否存在，同時關注聚集效應在不同職業階段的差異。在方法上，本文重點關注自選擇導致的估計偏誤問題。
三、分析策略與方法
聚集命題檢驗中面臨的難題就是自選擇問題。自選擇是一種特殊類型的遺漏變量偏誤，納入更多的控制變量、代理變量是克服自選擇偏誤的重要途徑。另外，建立基于選擇模型和實質模型的聯立方程組是一種校正自選擇偏誤的簡明方法，其中較常用的就是內生轉換模型（陳云松、范曉光，2011）。本文將采用內生轉換線性模型。內生轉換模型由三個方程組成，包括決策方程（1）對農民工是否進入同鄉聚集建模，同鄉聚集組收入方程（2）以及非同鄉聚集組收入方程（3）。
決策方程：
其中，矩陣Z是影響農民工個體選擇同鄉聚集還是非聚集的協變量因素，γ為待估計的系數向量。如S i * =Ziγ+μi>0，則Si=1，表示選擇同鄉聚集；S i * =Ziγ+μi≤0，則Si=0，表示選擇非同鄉聚集。
其中，Zi是影響農民工個體選擇同鄉聚集還是非聚集的因素，μi為觀測不到的影響同鄉聚集決策的隨機因素，假設E(μi)=0，S*為是否進入同鄉聚集的啞變量S的潛變量。γ為帶估計的系數向量。在兩種不同的選擇下，工資收入有不同的決定方程。
同鄉聚集的收入方程：
非同鄉聚集的收入方程：
其中,εij是隨機誤差項，β0和β1為估計參數。W1i和W0i為選擇同鄉聚集與非聚集的收入對數。通常情況下，同一個體在同一時點的W1i和W0i只能有一個被觀察到。由于隨機誤差項條件期望值不為0，因此采用OLS對方程（2）和（3）進行估算會導致樣本選擇性偏差。同時，在方程（2）和（3）中可以包含不同于方程（1）的解釋變量。
假設μi、εi0和εi1符合三元聯合正態分布，記σμ2 =var(μ)，σ02=var(ε0)，σ12=var(ε1)，σ1μ=cov(ε1,μ)，σ0μ=cov(ε0,μ)，σ01=cov(ε0,ε1)。既然μi是正態分布，方程（1）則是一個標準的probit模型。上述參數除σμ、σ01外均可通過觀察數據估計得到，將σμ標準化為1和σ01標準化為0，可采用極大似然估計法對內生轉換模型進行估計。
非條件期望值：
條件期望值：
其中σ1和σ0即協方差，如顯著不為零則說明對于選擇性的糾正是必要的，基于σ1和σ0符號可分析選擇效應(范曉非等，2013)。方程（6a）和（7a）是同鄉聚集與否的農民工收入條件期望值，其反事實估計分別是方程（6b）、（7b）。實際進入同鄉聚集的農民工收入的平均處理效應（ATT）可表述為方程(6a)和方程(6b)之差(李雪松、黃彥彥，2015)，由此可對聚集效應（假設1）進行檢驗，比較不同階段聚集效應可檢驗假設2。實際未進入同鄉聚集的農民工收入平均處理效應（ATU）為方程(7b)和(7a)之差，即政策評估中的潛在產出或潛在效果。對比ATT和ATU可評估個體決策，即同鄉聚集是否符合經濟理性。
值得注意的是，由于農民工是否進入同鄉聚集具有自我選擇性或內生性，因此，決策方程中至少需要一個變量不出現在收入方程中作為識別變量。識別變量的要求是與同鄉聚集顯著相關，但不直接影響收入(Lee，1978；Lokshin& Sajaia， 2004；李雪松、黃彥彥，2015)。
四、數據、變量與樣本基本情況
本文數據來自于教育部重大攻關項目“農民工權益保護理論與實踐研究”課題組2010年調查數據。調查對象是大專學歷及以下的跨市縣流動的外來工。調查中以各城市年鑒中外來人口比例作為樣本分配根據，控制了性別、行業和地區分布，發放問卷4254份，有效回收4152份，珠三角9市2046份，長三角10市2106份。
因變量選取的是農民工2010年以來的月均工資對數。相對于上月工資，月均工資能減少（底薪加提成、季節性工作）收入的波動性。
關鍵自變量同鄉聚集區分為基于工人的同鄉聚集（簡稱工人同鄉聚集）和工人—管理者同鄉聚集（簡稱管理者同鄉聚集）兩個類型。同鄉概念是地緣概念，也是情感認同概念。根據對同鄉的理解，本文區分同鄉聚集時采取如下方式：對于工人同鄉聚集，由于本次調查對象是跨縣市流動的農民工，因此，如生產線班組中工友來自同一鄉鎮的，歸入工人同鄉聚集類型；跨市流動的農民工中如工友50%以上來自同一縣市，也界定為工人同鄉聚集。而管理者同鄉聚集需同時滿足如下條件：受訪者與企業老板（雇主）、直接管理者為“老鄉”，且直接管理者與其來自同一縣市。該處理方式與張春泥、謝宇（2013）處理策略基本相同，但因缺失值處理方式不同導致結果略有差異。
根據陳云松等人相關論文介紹的內生性處理的策略，本文盡可能多地增加了解釋變量（陳云松，2012；陳云松、范曉光，2010，2011）。控制變量包括企業規模、是否上市、企業性質以及所處行業、企業是否有黨組織等，另外還控制了個體特征，如性別、年齡、教育、婚姻狀況、工作經驗、經驗平方、培訓情況、是否簽訂合同等。在決策方程中，我們納入了是否通過熟人介紹求職的求職方式變量。
內生轉換回歸模型的關鍵是通過識別變量進行排除性限制的檢驗，本文引入的識別變量是核心家庭人口數和子女數據。這里參照了陳云松等人（2013）關于尋找識別變量的介紹。兄姊數是隨機的自然現象，但兄姊越多則可用的關系就越多，“找關系”的可能性就越大，就越可能利用關系進入同鄉聚集。而兄弟姐妹數又與核心家庭成員數量有關，因此本文選擇核心家庭成員數作為識別變量。與此類似的還有子女數，子女多少會影響到個體選取關系的動力，子女數越多，壓力與動力越大。雇主不會因為農民工家庭人口數、子女數決定其工資高低，因此這些變量與工資不存在直接關系。
控制變量存在缺失值的個案不納入分析，樣本基本情況見表1。
總體而言，所在企業或車間工人來自同一縣市的比例超過50%，即工人聚集的比例為6.3%，而管理者同鄉聚集的比例為13.7%。48.7%的農民工通過同鄉、親戚等熟人關系網絡進行求職。從人力資本來看，農民工平均受教育年限為10.23年，81.4%的農民工無任何培訓經歷。就業分布中，農民工在小規模企業（100人以下）和大規模企業（3000人以上）工作的較多，所占比例分別為22.9%、321%。57.5%的農民工在私營企業工作。63.1%的農民工在工業部門（重工業與輕工制造業）就業。
表1中的信息也反映了聚集組與非聚集組之間的差異。從收入來看，聚集組收入要顯著高于非聚集組。在工人聚集組中收入對數均值為7.575，非聚集組為7.51，同樣管理者聚集組收入也高于非聚集組，前者月均收入對數均值為7.547，后者為7.507。聚集組與非聚集組的差異也一定程度上反映了同鄉聚集的選擇性。表1中的統計結果顯示，聚集組的優勢更多體現在資歷方面，而非聚集組優勢體現在人力資本層面，聚集組年齡更大，務工時間更長，而非聚集組教育水平更高，參與培訓比例更高。具體而言，在工人聚集組中，年齡均值為33.79歲，高于非聚集組的均值31.11歲，工人聚集組務工平均年限（表1中的工作經驗）為10.09年，比非聚集組平均年限高近2年；從教育水平來看，工人聚集組略低于非聚集組，前者平均受教育年限為9.32年，后者為10.30年；從培訓經歷看，聚集組無培訓經歷比例高達87.5%，而非聚集組無任何培訓經歷的比例略低，為80.9%。從行業分布來看，聚集組優勢主要體現在建筑業與生活服務業中。這說明，建筑業、生活服務業同鄉同業現象比較明顯。這也與以往研究結果相符。在建筑業中，包工頭多依賴同鄉關系招攬工人(蔡禾、賈文娟，2009)，而印刷、飲食等生活服務業也更容易出現同鄉同業現象(吳重慶，2014)。具體而言，工人聚集組中，建筑業從業比例為23.8%，遠高于非聚集組的6.6%，聚集者在生活服務業從業的比例為14.5%，高于非聚集組的9.3%。從求職方式來看，聚集組通過熟人關系網絡求職的比例為66.9%，遠高于非聚集組的47.3%。另外，聚集組相對于非聚集組，簽訂正式勞動合同的比例較低，這與李靜君關系網絡對勞動合同具有一定替代性的研究的結論一致(Lee，1999)。同樣的趨勢也體現在管理者同鄉聚集組與非聚集組之間。
五、數據分析結果
根據本文研究目的，數據分析主要分為如下幾個部分：（1）基于OLS回歸對同鄉聚集效應進行初步分析。（2）基于內生回歸轉換模型估計ATT結果，分析同鄉聚集效應以及聚集效應隨著職業發展的變化。基于OLS估計與內生轉換模型的估計結果不僅可以對相關假設進行檢驗，同時也能探討內生轉換模型對估計偏誤的校正情況。（3）在聚集效應分析基礎上，基于輔助參數σ的結果深入探討聚集的選擇效應。（4）結合聚集組與非聚集組收入方程中人力資本的收入回報對同鄉聚集的選擇機制進行分析。
（一）同鄉聚集效應的初步分析
表2是OLS估計結果，基于分割同化理論的假設1基本得到數據支持。總樣本中，工人同鄉聚集組和管理者同鄉聚集組收入均顯著高于非聚集組。其他條件相同的情況下，工人同鄉聚集組收入比非聚集組高5.4%，管理者同鄉聚集組收入比非聚集組高4.6%，但工人同鄉聚集效應僅在10%的水平上顯著，在5%的水平上不顯著。
為檢驗假設2，我們區分了初職樣本與現職樣本。統計結果顯示，從初職到現職兩類聚集對收入的影響呈現不同趨勢。工人同鄉聚集類型中，聚集效應系數由0.004到0.079，由不顯著到10%的水平上顯著。而在管理者同鄉聚集類型中，同鄉聚集變量系數由0.058下降到0.035，初職樣本在5%的水平上顯著，而現職樣本則僅在10%的水平上顯著而在5%的水平上不顯著。基于分割同化理論，聚集效應在職業發展各個階段均存在，統計結果一定程度上支持了這一點。在工人同鄉聚集類型中，雖然初職樣本聚集效應不顯著，但現職樣本中，聚集效應顯著上升。這意味著，在勞動力市場分割的情境下，即便農民工無法進入一級勞動力市場，依然可以通過同鄉聚集維持自身對非聚集農民工的優勢。從這個意義上來說，分割同化理論具有一定合理性。但另一方面，分割同化理論的批評者的觀點也同樣在一定程度上得到了支持，分割同化理論的批評者認為，聚集效應即便存在也是短期的，會隨著職業發展而消失。在管理者聚集類型中，雖然初職與現職樣本統計結果均顯示同鄉聚集對收入具有正向效應，但從初職到現職，不僅聚集組相對于非聚集組的收入優勢從5.8%下降到了3.5%，而且在10%的水平上由顯著變為不顯著。
另外，表2顯示人力資本對工資的影響均顯著。其中工作經驗的影響呈倒U型，教育回報率在2.9%-3.7%之間，自費培訓組相對于無培訓經歷組的收入優勢顯著，比后者高出6.9%-10.3%。從表2中也可看到其他變量的影響。其中性別差異非常顯著，其他條件相同的情況下，女性收入比男性收入約低19%。簽訂合同的農民工收入顯著高于未簽訂者，上市企業農民工收入也顯著高于非上市公司的農民工。在行業變量中，建筑業農民工工資要顯著高于重工業農民工，也高于其他行業，而生活服務業農民工工資要顯著低于重工業。
（二）同鄉聚集收入效應分析：內生選擇線性模型ATT估計結果
然而，個體進入同鄉聚集與不進入同鄉聚集并非一個隨機性事件，而是基于理性預期采取的行動，因此，估計同鄉聚集對收入的影響必須考慮到農民工的自選擇行為導致的估計偏誤，本文采用的是內生轉換模型，在估計過程中，均以務工城市簇為基礎報告穩健標準誤。表3為內生轉換回歸模型收入預測結果整理，主要報告了ATT、ATU以及聚集優勢估算結果。根據本文關注的焦點問題，下文分析主要依據平均處理效應即ATT與聚集優勢進行。其中，聚集優勢為同鄉聚集月均收入對數平均處理效應（ATT）與反事實估計的同鄉聚集月均收入的反事實估計對數（方程6b的估計結果）的比值。
將表3的聚集優勢與表2中基于OLS估計的同鄉聚集系數比較，可看出不同模型估計結果的差異。首先來看工人同鄉聚集效應。其中，工人同鄉聚集月均收入平均處理效應（ATT）為0.488，在1%的水平上顯著。意味著工人同鄉聚集組農民工月均收入相對于非聚集組月均收入高出6.89%。而基于OLS估計（表2模型1）的聚集效應為5.4%，在10%的水平上顯著，而在5%的水平上不顯著。平均處理效應估計結果高于OLS估計結果，這也意味著，不考慮樣本差異與農民工的選擇性，工人同鄉聚集效應被大大低估了。表3還給出了非同鄉聚集組（對照組）的反事實估計結果（ATU），同鄉聚集與非聚集的收入差異為-0.132，且在1%的水平上顯著，即非聚集農民工如果選擇同鄉聚集的話，其收入反而會降低。反過來說，不考慮自選擇效應，非聚集組的聚集效應會被高估。ATT為顯著正效應，ATU顯著為負，這說明，是否選擇同鄉聚集是理性選擇的結果，無論聚集者還是非聚集者均做出了合理的選擇。
對比表2基于OLS的估計與表3的平均處理效應（ATT）結果可發現，無論是工人聚集類型還是管理者聚集類型，無論是總樣本還是初職、現職樣本，兩者存在較大差異。基于內生轉換回歸模型克服自選擇內生性偏誤后，聚集效應（ATT）均在1%的水平上顯著為正。而在表2中，除管理者同鄉聚集總樣本中聚集效應在5%的水平上顯著為正，在其他樣本中（模型1、模型3、模型5）同鄉聚集的正向效應僅在10%的水平上顯著而在5%的水平上不顯著，而工人同鄉聚集初職樣本與管理者聚集現職樣本中，聚集效應不顯著。因此，總體而言，基于OLS的估計低估了同鄉聚集對收入的影響，但也有例外，如在管理者聚集總體樣本中，表2基于OLS估計結果顯示，聚集組相對于非聚集組的優勢是5.8%，在5%的水平上顯著，但表3中優勢下降為0.53%。基于表3內生轉換模型的估計結果（ATT）可發現，基于分割同化理論的假設1得到了數據的有力支持。
我們再看假設2的檢驗情況。基于表3中的信息，可看出分割同化理論的支持者與批評者的觀點都有一定道理。分割同化理論在工人同鄉聚集類型中得到支持。工人同鄉聚集類型中，從初職到現職階段，聚集優勢（聚集組農民工收入相對于他們被當成非聚集組農民工時收入的優勢）從5.11%上升到8.03%，這雖然不能回答聚集組農民工與一級勞動力市場城鎮工人的收入比較情況，但至少意味著相對于其他開放市場（非聚集組）農民工，聚集帶來的回報優勢是隨職業發展而加強的。因此，相關結論在一定程度上支持了分割同化理論支持者們的觀點。另一方面，分割同化理論批評者的觀點也在管理者同鄉聚集類型中得到一定體現。在管理者同鄉聚集類型中，從初職到現職，聚集優勢雖然一直存在，但從0.85%下降到0.37%，這意味著，聚集優勢隨職業發展不斷下降。事實上，回顧有關分割同化理論的學術爭鳴，桑德斯等批評者正是基于工人與雇主（管理者）的利益沖突展開批評的（Bonacich，1987；Sanders & Nee，1987）。
（三）職業發展與同鄉聚集的選擇效應：基于輔助參數σ的分析結果
正如前文所述，農民工同鄉聚集是自我選擇的結果。在內生轉換模型中，行動者自我選擇效應主要通過聚集者收入方程結構變量σ1和非聚集者收入方程σ0反映出來。估計中，如果輔助參數或結構變量為0，則選擇外生轉換模型，如果顯著不為0，說明有必要糾正選擇性導致的內生性偏誤，需選擇內生轉換模型。更為重要的是，通過結構變量符號，可分析行動者自我選擇效應類型，具體分為以下幾種典型的情況(郭震，2014;范曉非等，2013;梁玉成，2010)。
情況1：σ1>0，σ0<0。此時同鄉聚集與非聚集農民工均選擇了能夠發揮他們相對優勢的工作類型，是雙向強化。
情況2：σ1>0，σ0>0。此時為同鄉聚集優勢類型。對同鄉聚集農民工為正強化，對不進入同鄉聚集的農民工為負強化。
情況3：σ1<0，σ0<0。此時為單向強化類型，與情況2相反，即能力強的人不傾向于進入同鄉聚集。
情況4：σ1<0，σ0>0。這是一種糟糕的情況，聚集效應為負，而非聚集組也作出了不利于其收入的選擇。
需指出的是，基于輔助參數σ方向得出的選擇效應與前文ATT、ATU比較結果在內涵上有一定差異，基于ATT與ATU的結論是反事實比較框架結果，而基于輔助參數σ的結果是比較聚集組、非聚集組與總體平均處理效應或隨機安排的結果，兩者參照組不同。內生轉換模型相關結構變量輔助參數σ的結果整理如表4。
首先分析總樣本的選擇效應。在工人同鄉聚集類型中，總體而言，同鄉聚集的選擇效應為情況1。也就是說，無論是聚集類型還是非聚集類型，均選擇了適合的工作類型，是一種雙向強化或比較優勢類型。在這種情況下，如果聚集者選擇非聚集方式，會使自己收入帶來較大損失，而非聚集者如果選擇聚集的話，也會導致自己收入損失。事實上，基于表3中工人聚集總樣本ATT（0.488）、ATU（-1.323）的估計結果，也可以得到與基于輔助參數σ一致的結論。管理者聚集類型中，總樣本σ1不顯著，也就是說管理聚集的同鄉選擇效應相對于總體平均處理效應或隨機安排結果并沒有顯著優勢，但σ0<0，這意味著對非聚集農民工來說，進入同鄉聚集是一種不利于收入增長的選擇，事實上，表3中ATU結果也顯示了類似的結果（ATU=-0.143，在1%的水平上顯著）。
那么，隨著職業發展，選擇效應又會發生怎樣的變化呢？從工人聚集初職階段選擇效應來看，依然屬于情況1，無論是否進入同鄉聚集的農民工均獲得了相對較好的收益，改換處境反而不利。但到現職階段，選擇效應和管理者同鄉聚集類型選擇效應相同，σ1不顯著，σ0<0，也就是說，對進入同鄉聚集的農民工來說，其選擇正向效應不明顯（當然，對于非聚集農民工來說，目前并非其最優狀況，如能進入同鄉聚集，能給其收入帶來顯著的潛在增長）。總之，從初職到現職，雖然選擇效應從比較優勢階段逐步過渡到了聚集組優勢不顯著。而管理者同鄉聚集類型中，從初職階段到現職階段，選擇效應依然呈現出較大的變化。參數σ1估計結果符號由正到負，由顯著到5%的水平上不顯著。這意味著，從初職到現職，管理者聚集選擇的正向效應逐步消失了。
總之，從輔助參數估計結果來分析同鄉聚集的選擇效應，分割同化理論也得到了一定的支持。在初職階段，工人同鄉聚集和管理者同鄉聚集均為顯著的正向選擇效應。但從職業發展來看，這種正向選擇效應會逐步消失。通過初職與現職的對比分析可見，無論是工人聚集還是管理者同鄉聚集，同鄉聚集的選擇效應從顯著正向效應變為不顯著的負效應，特別是管理者聚集的現職樣本中，負效應在10%的水平上顯著。這又一定程度上支持了分割同化理論批評者的觀點。
我們也可以從表4中的輔助參數σ0來理解非聚集農民工的選擇效應。事實上，無論初職、現職，無論是工人同鄉聚集還是管理者同鄉聚集，非聚集是一種正向強化，現職樣本中表現更為明顯。這也意味著，如果他們改變選擇而進入同鄉聚集，會使得他們的收入低于平均水平。
（四）同鄉聚集的選擇機制：基于聚集與人力資本收入回報的分析
前文關于選擇效應的分析發現，非聚集組農民工如果進入同鄉聚集的話其收入會顯著降低。為什么會造成這種情況呢？內生轉換收入方程的統計結果能揭示背后的選擇機制。從表1的樣本描述可見，非聚集組的優勢體現在人力資本層面，其教育水平更高，參與自費培訓與企業培訓的比例更高。而分割同化理論下的聚集命題認為，之所以移民選擇種族聚集，是因為在種族經濟中能防止其在遷出地所受教育等人力資本的貶值，也就是說，移民的人力資本收入回報在種族聚集經濟中（相對于主流經濟領域）更高。按這一邏輯去理解農民工同鄉聚集，擁有更高人力資本的非聚集組農民工如果進入同鄉聚集的話，其人力資本優勢會得到強化，收入會有顯著提升，但為什么基于輔助參數的選擇效應分析會呈現相反的結果呢？為什么具有較高人力資本的農民工不選擇進入同鄉聚集組呢？下文將基于同鄉聚集組與非聚集組收入方程中人力資本的影響差異來探討人力資本與聚集效應的關系，分析同鄉聚集的選擇機制。
為了探討人力資本與社會網絡的關系，表5匯總了收入方程中人力資本相關變量的結果（內生轉換線性模型詳細結果可向作者索取）。不出所料，聚集組與非聚集組人力資本對收入的影響存在明顯的差異。工人聚集類型中，無論是總樣本、初職樣本還是現職樣本，工作經驗對收入的影響均在5%的水平上不顯著，僅總體樣本在10%的水平上顯著。而在非聚集組中，經驗的影響均在1%的水平上顯著為正。同樣，工人聚集組中的教育變量的回歸系數各樣本均不顯著，而在非聚集組中，教育對收入的影響均非常顯著，教育回報率在3.24%-4%之間。另外比較明顯的變化體現在培訓虛擬變量上，在工人聚集的各個樣本中，自費培訓變量對收入的影響均不顯著，而在非聚集組的各個樣本中，自費培訓對收入的影響均非常顯著，有自費培訓經歷的農民工收入優勢在6.25%-11%之間。而公司培訓經歷的影響則反差更為明顯，在非聚集組的各個樣本中，公司培訓經歷均對收入存在正向影響，雖然僅在總樣本中顯著，但聚集組中企業培訓的收入效應在初職樣本中顯著為負。工人同鄉聚集限制了人力資本作用的發揮。這在一定程度上說明了為什么具有人力資本優勢的農民工不選擇進入同鄉聚集組。
那么人力資本對收入的影響在管理者同鄉聚集類型中又是怎樣的情況呢？從表5中可見，管理者同鄉聚集類型中，各類人力資本對收入的影響與工人聚集類型中有很大的不同。從工作經驗回歸系數來看，管理者同鄉聚集類型的各個樣本中對收入的影響均顯著為正，呈倒U型，相應的回歸系數也均高于非聚集組。從教育的影響來看，聚集組中教育對收入的影響總體呈正向影響，除初職樣本不顯著外，其他樣本均顯著，但整體而言，聚集組教育回報率要低于非聚集組。從自費培訓經歷對收入的影響來看，聚集組僅在現職樣本中存在顯著正效應，在初職樣本中影響不顯著且方向為負，但非聚集組中，有自費培訓經歷的農民工收入優勢非常顯著，且自費培訓帶來的收入回報會隨著職業發展而上升。總之，在管理者同鄉聚集類型中，雖然各種人力資本變量對農民工收入發揮著重要影響，但整體而言，非聚集組教育、自費培訓等人力資本變量對收入的影響更大。從這個意義上說，擁有一定人力資本優勢的農民工如果進入管理者同鄉聚集類型，其人力資本作用也會受到一定的抑制。
對比工人同鄉聚集與管理者同鄉聚集類型中聚集組與非聚集組人力資本對收入的影響，可以發現，整體而言工人同鄉聚集抑制了人力資本的作用，具有教育、自我培訓經歷等人力資本的農民工進入同鄉聚集組中其人力資本優勢得不到發揮。而在管理者同鄉聚集中，雖然基于資歷的工作經驗等人力資本的優勢得到了體現，但教育、自我培訓經歷等人力資本對收入的影響整體也不如非聚集組。這在一定程度上解釋了為什么具有一定教育、培訓等人力資本優勢的農民工進入同鄉聚集的發生比率更低。同樣，通過分析聚集組與非聚集組人力資本對收入的影響可以發現，分割同化理論所主張的聚集能發揮人力資本作用的觀點至少在農民工群體中沒有得到有效的支持。
六、結論與討論
（一）研究發現與討論：同鄉聚集是農民工適應城市的長期選擇嗎？
本文基于張春泥、謝宇（2013）關于農民工聚集命題的研究，探討了同鄉聚集是否能有效地促進農民工在城市的經濟適應并帶來收入回報，以及如果有作用，這種聚集效應在不同職業發展階段有何種變化。本文以一個代表性的農民工調查數據考察了農民工同鄉聚集的工資效應，研究發現：（1）分割同化理論關于聚集優勢的觀點在農民工同鄉聚集中也得到了一定的體現，總體而言，同鄉聚集能給農民工帶來顯著的收入回報。而基于內生轉換模型平均處理效應(ATT)的結果說明，在克服選擇性偏誤后，同鄉聚集帶來的收入優勢依然顯著。（2）但通過基于職業發展與聚集效應的變化分析，分割同化理論批評者的觀點也得到了一定的支持。基于OLS估計的結果顯示，從初職到現職，工人同鄉聚集類型中聚集效應從不顯著變得顯著，但在管理者聚集類型中呈現相反趨勢，在這里，分割同化理論批評者們的觀點得到支持，即隨著職業發展，聚集優勢不再顯著。而基于內生轉換模型的ATT結果與聚集優勢分析也呈現同樣的結果，在克服了選擇性偏誤后，分割同化理論支持者與批評者的觀點均得到一定支持。在工人同鄉聚集類型中聚集優勢不僅存在且隨著職業發展不斷強化，但在管理者同鄉集聚類型中，聚集效應(ATT)與聚集優勢均不斷下降。（3）雖然分割同化理論的聚集效應得到數據支持，但并不意味著非聚集的農民工群體改變現狀進入同鄉聚集是一種合理選擇。基于輔助參數σ對選擇效應的分析結果顯示，從初職到現職，無論是工人同鄉聚集還是管理者同鄉聚集，非聚集農民工是一種正向強化，這在現職樣本中體現得更明顯。這也意味著，如果他們改變選擇進入同鄉聚集，會使得收入低于平均水平。即便是對同鄉聚集農民工，進入同鄉聚集的正向選擇效應也僅在不同聚集類型的初職階段存在，在現職階段，特別是在管理者同鄉聚集的現職階段，這種選擇效應甚至是負向的，雖然僅在10%的水平上顯著。（4）關于聚集組與非聚集組收入方程中人力資本變量收入回報的分析進一步揭示了同鄉集聚的選擇機制，以及為什么非聚集農民工改變非集聚狀態進入同鄉集聚是不利的。因為非聚集農民工在教育、培訓等人力資本方面具有一定優勢，但聚集限制了人力資本的作用，這些優勢在聚集組中無法得到體現。這與分割同化理論的預期相反。
總之，基于內生轉換模型的統計結果，本文分析了同鄉聚集效應、選擇效應與農民工同鄉聚集的選擇機制。研究發現，聚集效應因人而異，對于選擇同鄉聚集的農民工而言，這種選擇體現了他們的理性，這是在勞動力市場分割情況下維持一定競爭優勢的保護措施，能維護其對原子化農民工群體的收入優勢，但這種優勢并不是長期的，隨著職業的發展，這種正向選擇效應會消失，變得不顯著。因此，很難說在市場分割、社會排斥的情況下，這種同鄉聚集能為農民工提供一條快速適應城市、彌補自身與一級勞動力市場工人收入差距的道路。對于非聚集農民工而言，改變現狀進入同鄉聚集也無法給其帶來顯著的正向收入回報，甚至會影響其人力資本優勢的發揮，不利于他們適應城市，彌補與一級勞動力市場工人的差距。這也意味著，在勞動力市場分割的現實情境下，農民工同鄉聚集這種自我保護行為雖然在一定范圍、一定階段對一定群體是有利于農民工的，但這種好處依然是非常有限的，本質上還是一種排斥與區隔(陸銘、張爽，2007)，改變農民工現實處境、促進農民工城市化，依然需要在社會政策層面上不斷努力。
（二）本研究的不足與問題
本文的貢獻是給同鄉聚集的測量增加了情感認同維度，使得同鄉聚集在空間因素基礎上增加了情感認同因素，因此也更符合“同鄉”應有之義。同時，本文還關注個體的自我選擇性，并在此基礎上分析這種自我選擇性的收入效應。無論是管理者同鄉聚集，還是工人同鄉聚集，同鄉聚集都能帶來顯著的收入回報，在選擇效應上呈現雙向強化特征，即無論是聚集者還是非聚集者均選擇了增進自身利益的工作類型。這在一定程度上支持了分割同化理論的相關觀點。
本文另一貢獻是分析了職業發展與同鄉聚集效應的差異。在對初職與現職階段同鄉聚集效應分析基礎上，本文發現了管理者同鄉聚集類型與工人同鄉聚集類型不同的發展趨勢。
本文第三個貢獻是關于同鄉聚集與人力資本收入回報的研究。分割同化理論認為，聚集的一個好處就是能防止移民人力資本貶值，而張春泥、謝宇（2013）的研究發現，聚集非但不能促進教育等人力資本的保值，反而限制了教育作用的發揮，從對其他人力資本變量的分析來看，同鄉聚集這種限制性不顯著。但本文在克服自選擇估計偏誤后，基于聚集組與非聚集組收入方程分析發現，聚集這種限制性影響在教育與培訓等人力資本方面依然存在。
本文方法上的貢獻體現在內生轉換模型的應用上。近年來社會科學研究中對內生轉換模型關注越來越多，但具體運用中依然存在很大問題。其中最大的問題是選擇模型沒有對內生性進行識別。內生轉換模型識別要求，決策方程控制變量中至少有一個變量不在收入方程中，同時，識別變量應該對決策有顯著影響而對收入沒有影響。但一些研究中決策方程控制變量和收入方程中完全相同，這種情況下內生轉換回歸模型依然是赫克曼選擇模型。一些研究雖然滿足決策方程控制變量至少有一個變量不在收入方程中這一條件，但是將年齡平方等作為識別變量，其結果是無法對內生性進行識別，另一方面收入方程也遺漏了關鍵變量（二次項），存在模型誤設問題。本文在綜合以往研究的基礎上，利用核心家庭人口數、子女數進行識別，在一定程度上降低了內生性導致的估計偏誤問題。
本研究也存在諸多不足。一是本文用內生轉換回歸模型克服自選擇問題，但沒有處理樣本選擇性問題。這使得本文的研究推論范圍存在一定限制，僅適用于留在城市務工的農民工群體。二是分割同化理論支持者在論證聚集效應時強調聚集能讓其更好適應，縮小與一級勞動力市場的差距。但本文依然是探討聚集能否帶來相對于非聚集農民工的收入優勢。三是工作場地的同鄉聚集與居住地同鄉聚集是緊密聯合在一起的，但本文主要是延續了關于工作場地同鄉聚集的話題，而缺少對居住地同鄉聚集的探討。這些都是本文以后努力的方向。
作者單位：廣西大學公共管理學院、廣西高校人文社科重點基地“區域社會治理創新中心”
中國鄉村發現網轉自：《社會學研究》2016年第5期
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