多維就業質量視角下農民工社會資本的就業效應評估*
——來自中國勞動力動態調查的證據

□鄧 睿

內容提要 基于中國勞動力動態調查數據，從工資收入、勞動供給、崗位穩定性和福利待遇的多維就業質量視角系統評估了農民工社會資本的就業效應。研究發現，從工資收入維度來看，社會資本對農民工工資收入具有顯著的促增作用，但社會資本的工資回報率存在一定的馬太效應。從勞動供給維度來看，社會資本雖無法直接降低農民工的勞動供給強度，卻可能有助于其獲得各項待遇相對較好的非超時勞動崗位。從崗位穩定性維度來看，社會資本并未提高農民工簽訂長期固定勞動合同的概率，但市場化程度的深化可能有助于糾正社會資本對農民工勞動合同規范的負面影響。從福利待遇維度來看，社會資本對農民工城鎮養老保險參與行為并無顯著作用，但有助于提高農民工參與城鎮醫療保險的概率。

一、引言

黨的十九大報告強調，促進農民工多渠道實現更高質量和更充分就業。對新型城鎮化進程中的農民工而言，實現高質量就業顯然是其扎根城市的基礎。中國城市勞動力市場不僅具有強烈的競爭性，又具有基于戶籍、體制等因素分割而形成的典型二元特征（章元等，2009），同時中國是一個關系型社會（Bian，1997），社會網絡在日常工作生活中扮演著重要角色，其能夠通過傳遞就業信息以實現勞動力與工作崗位之間的合理配置。正是由于城市勞動力市場中體制壁壘、身份歧視以及市場機制的不完善，才使作為非正式制度的社會資本，對處于弱勢地位的農民工的就業質量具有關鍵意義。

《國家新型城鎮化規劃（2014－2020年）》明確提出，“完善農業轉移人口社會參與機制，積極吸納農民工參與黨團工會組織，引導農民工有序參政議政和參加社會管理”，旨在通過建設包容性城市來重點完善農民工的社會支持網絡，促進這一群體城市融入能力和就業質量的綜合提升。這種政策設計思路不僅凸顯直接增加農民工城市社會網絡資源的重要性，也注重強化農民工個體與城市社會制度、社會組織之間的互動和信任程度，這與社會資本概念所強調的網絡觀、信任程度以及規范性等特征具有內在吻合性。從完善農民工社會支持、培育其社會資本的視角研究如何有效提升這一群體的城市就業質量，成為回應上述政策導向的重要實踐議題。

那么，如何評估社會資本對農民工就業質量的影響呢？現有研究側重分析社會資本對農民工的核心就業質量指標——工資收入起到何種作用，盡管工資收入是就業質量的關鍵構成維度，但如果高收入是由長時間、超負荷勞動換取的，則并不意味著就業質量的提升，因而勞動供給強度也應是就業質量的衡量維度之一。此外，諸如崗位穩定性、福利待遇等非收入性因素體現了就業過程中的人性化關懷，同樣是構成農民工就業質量的重要維度。鑒于此，本文將就業質量界定為農民工從事城鎮非農就業時在工資水平、勞動供給、崗位穩定性以及福利待遇等方面的綜合表現。在下文研究中，圍繞工資水平、勞動供給、崗位穩定性和福利待遇四個就業質量維度，分別實證分析社會資本對農民工各維度就業質量的影響，同時結合各維度就業質量的內在特征，就一些與農民工就業相關的拓展性議題展開計量檢驗，從多維就業質量視角系統評估農民工社會資本的就業效應。

二、文獻評述與理論分析

對于個體就業質量的關注，是與國際勞工組織（ILO，2012）倡導的“體面勞動”緊密相關的，尤其是“體面勞動”所內含的工作安全、工作自由、工作平等和生產性工作等指標，構成了就業質量的多維觀測視角。Erhel（2015）的就業質量指數從工資收入、勞動供給、崗位穩定性以及福利待遇四個維度衡量勞動者的綜合就業表現，為檢驗社會資本對農民工勞動力市場結果的影響提供了較為完善的分析框架，本部分便從社會資本影響農民工多維度就業質量的視角展開文獻評述和理論分析。

從社會資本影響工資收入的維度來看，一些研究認為社會資本對個體收入并無顯著影響（Mouw，2003；章元等，2009），但另一些文獻則支持“社會資本有助于提升個體工資水平”（葉靜怡等，2014；王春超等，2013；Wang 等，2015）。上述實證結論的分歧可能與社會資本的回報差異有關，這種回報差異集中體現為群體間因動員策略、行動努力的不同而導致一定量社會資本對不同農民工產生效用差異。因此，在實證檢驗社會資本對農民工工資收入影響的基礎上，應重點刻畫社會資本的工資回報在不同群體中的分布異質性。

從社會資本影響勞動供給的維度來看，一方面，農民工在城市務工地社會資本的不斷豐富提高了他們接觸高質量社會網絡的可能性，為了更好動員這些網絡資源并規避高質量社會網絡對自身帶來的負向反饋，農民工會采取與之偏好一致的勞動行為模式，進而對其勞動供給產生積極影響（葉靜怡等，2012）。另一方面，社會資本可幫助農民工搜尋盡可能多的崗位信息，并將稀缺的優質崗位配置給有關系的農民工，盡量減少其超時勞動現象。社會資本對農民工的勞動時間究竟存在何種影響尚待檢驗，而且從提高就業質量的邏輯出發，社會資本能否幫助農民工獲得待遇較好的非超時勞動崗位可能更為關鍵。

從社會資本影響崗位穩定性的維度來看，務工地社會資本的擴充可以拓展農民工的社會網絡規模，幫助其在城市就業過程中獲得更多非重復、異質性的信息資源，創造更多短路徑的求職橋梁，增加其在勞動談判中的話語權，減少合同協商頻率并降低相應的交易費用（陳勁松等，2013），提高這一群體簽訂穩定勞動合同的概率。同時，與非正式制度的社會資本相對應，具有正式制度特征的市場機制也可對要素價格進行充分調整，節省交易費用進而影響農民工的勞動生存策略（楊振兵等，2015）。這意味著實證層面應重點回答社會資本和市場機制之間的互動將怎樣影響農民工城市就業的崗位穩定性。

從社會資本影響就業福利待遇的維度來看，可從網絡投入、網絡信任和網絡結構三方面簡要分析社會資本對農民工城鎮社會保險參與行為的影響。網絡投入反映了農民工的社會網絡參與行為，農民工借助社會網的參與互動，不僅有助于相互交流學習參保知識和經驗，而且互動回應中形成的社群懲戒機制還可以減少經驗交流中的虛假失信，從而實現參保行為的合理性和一致性（Coleman，1990）。網絡信任在一定程度上反映了這一群體對于城市社會及相應公共政策的信心，可能會影響到農民工的城市參保行為（龍翠紅等，2016）。網絡結構是社會資本互惠規范功能的體現，其對個體參保可能具有擠入和擠出兩種差異化的效應（Wuepper 等，2017）。因而仍需厘清不同視角的社會資本指標對農民工城鎮社會保險參與行為存在哪些具體作用。

三、數據、變量與估計策略

（一）數據來源

實證數據主要來自中山大學社會科學調查中心2014年在全國多個省市實施的中國勞動力動態調查（CLDS2014），該次調查內容重點從個體、家庭、社區三個層面刻畫15 至64 歲之間勞動力的現狀與變遷，抽樣方法上采用概率比例規模抽樣法，確保了樣本的代表性。鑒于CLDS個體問卷是根據被訪者現居住地展開調查的，以輸入地社區為考察范疇，依據“被訪者戶口不在本地區（本鄉鎮/街道地域內）”這一標準篩選出流動人口，并根據“目前戶口性質”判斷篩選出屬農業戶籍的流動人口，進一步剔除目前處于無工作狀態的樣本，同時對涉及就業質量和社會資本指標構造的相關變量、遺漏重要信息的變量進行邏輯識別和無效剔除，最終確定1575個農民工樣本。此外，出于工具變量構造等需要，實證分析過程中還使用了CLDS2014 家庭問卷和村居問卷中的部分調查數據。

（二）變量設定

核心解釋變量為農民工社會資本。社會資本不僅包括農民工在務工地社會網絡的投入和結構，也包括社會網絡間的信任程度。網絡投入體現了社會資本的投資性，可分為時間投入和金錢投入。時間投入上，依據網絡成員間的互動頻率和情感支持將關系網絡分為強關系和弱關系，分別使用農民工過去一年在務工地擁有的熟人親戚數量和請人及陪朋友吃飯頻率作為代理變量；金錢投入上，使用家庭上一年禮金支出總額作為代理變量①。網絡結構側重反映嵌入在關系網絡中的社會資源質量，分為社會層級認知、政治資源、組織資源三個指標。網絡成員所處的社會層級越高，越可能接觸高質量的社會資本，網絡結構第一個指標可從農民工對自身所處的社會階層認知來衡量；網絡成員在政治資源和組織資源中的嵌入程度也是社會資本質量的重要表征，通過考察農民工對務工地社區居委會選舉的參與情況來衡量政治資源，通過考察農民工參加務工地社區社會組織②情況來衡量組織資源。網絡信任視角旨在考察社會網絡的緊密程度，分為特殊人際信任、一般人際信任和社會信任。特殊人際信任用農民工認為在務工地遇到困難時能夠討論的親戚熟人數量表示；一般人際信任通過農民工對務工地社區鄰里、街坊及其他居民的信任態度反映；社會信任重在反映農民工對城市務工生活的總體信心，決定了其進行社會資本動員的積極性。各維度測量指標說明見表1。

表1 農民工社會資本指標的界定與測量

將以上變量納入因子分析，KMO值達到0.693，Bartlett球形度檢驗的P值小于0.00。以特征值大于1為標準保留4個因子（累積方差解釋率達到73.85%），做正交方差極大旋轉，將各因子按方差貢獻率大小排序命名。因子1可命名為網絡投入特征因子，依次在A11、A21、A22、A31變量上載荷最大；因子2可稱為網絡結構特征因子，依次在B11、B21、B31變量上載荷最大；因子3可命名為特殊人際信任特征因子，依次在C11、C12變量上載荷最大；因子4可命名為一般社會信任特征因子，依次在C21、C31變量上載荷最大。運用下式將保留的公共因子綜合為一個總的社會資本指數（Soc）：

式（1）中n為保留公因子數，λi為i第個因子的方差貢獻率，fi為i第個因子的因子得分，使用Thomson 回歸方法計算因子得分。為使變量含義直觀對其進行標準化處理。

核心被解釋變量為就業質量。主要分為工資水平、勞動供給、崗位穩定性和福利待遇四個維度。工資水平用“月工資收入”表示，計量分析時對其進行對數值處理；勞動供給側重反映農民工城市務工過程中的勞動強度，用“周工作小時數”表示；崗位穩定性對具有高工作流動風險的農民工極為重要，主要用“是否簽訂固定勞動合同”表示；福利待遇維度的指標主要選取農民工城鎮養老保險和醫療保險參與情況。

主要控制變量。包括個體家庭特征、務工及工作組織特征、宏觀特征三組變量。個體家庭特征變量包括性別、婚姻、年齡、健康狀況、教育水平、政治面貌、父親教育背景、老家土地。務工及工作組織特征變量包括農民工從事當前工作的年限、職業類型③、工作轉換次數、技術培訓、單位性質、所處行業。宏觀特征包括農民工所在務工地區的經濟發展水平以及地區虛擬變量，其中，地區經濟發展水平與勞動就業資源緊密相關，使用滯后一期的市場化指數作為其代理變量④。

（三）估計策略

本文重點考察社會資本對農民工各維度就業質量的影響，設定如下回歸方程：

式（2）中，Ei表示被解釋變量——各維度就業質量，即工資收入、勞動供給、崗位穩定性、福利待遇。Soci表示社會資本，Zi表示控制變量，β為待估系數，εi為誤差項。對上述回歸方程進行估計時需結合各維度就業質量的變量屬性選擇合適的計量方法。其中，工資收入、勞動供給指標屬連續型變量，可采用最小二乘法（OLS）實現相應估計；崗位穩定性、福利待遇等指標屬二分類變量，可采用Probit 回歸實現相應估計。

需要注意的是，遺漏變量、選擇偏差以及雙向因果等因素使社會資本在就業質量方程中存在潛在內生性，需借助工具變量識別相應的因果關系。對于工資收入、勞動供給兩個就業質量維度而言，可在普通最小二乘法（OLS）的基礎上使用兩階段最小二乘法（2SLS）來控制內生性，該方法在第一階段使用內生解釋變量對工具變量回歸，分離出內生解釋變量的外生部分，第二階段用被解釋變量對第一階段回歸的擬合值進行回歸。對于崗位穩定性、福利待遇兩個就業質量維度而言，可在Probit回歸的基礎上借助含內生變量的Probit（IV Probit）模型來控制方程可能存在的內生選擇偏差，這里具體使用兩步法得到一致估計量。

四、實證結果分析

（一）社會資本影響農民工工資收入維度的計量結果分析

首先不考慮內生性，就社會資本對農民工工資收入維度的影響進行穩健OLS回歸，結果顯示，社會資本的回歸系數顯著為正。方差膨脹因子（VIF）值均小于10，說明不存在嚴重的多重共線性問題。對社會資本變量進行異方差穩健的DWH檢驗，“Durbin-Wu-Hausman檢驗”統計量為4.10612，其P值為0.0427，意味著社會資本是模型中的內生解釋變量，應采用工具變量回歸展開進一步檢驗。基于CLDS2014中的村居問卷調查題項，嘗試從社區層面選取農民工個體社會資本的工具變量。借鑒Breda和Manning（2016）采用性別和種族多樣性來反映其對工作場域內社會資本影響的研究思路，第一個工具變量是農民工所在流入地社區的流動人口占比。社區流動人口占比越高，意味著諸如農民工在內的流動人口的空間集聚特征明顯，有利于他們在同質群體內部發展社會資本，但社區層面的流動人口占比一般并不會直接影響農民工個體化的勞動力市場結果。借鑒Brady（2015）、Sin和Stillman（2017）采用個體與傳統組織的聯系作為社會資本代理變量的思路，第二個工具變量是流入地社區以本地居民為主體的文化節慶活動的組織情況。如果社區以本地居民為主體的文化節慶活動的頻率越高，越易于強化屬于本地人的行為習慣和價值取向，對外來流動群體的排斥程度會越強，不利于農民工培育群際社會資本，但其并不直接影響農民工個體化的勞動表現。根據Stock&Yogo（2005）的方法進行弱工具變量檢驗，“Cragg-Donald Wald F 統計量”為15.357，大于15%顯著性水平下的臨界值(10% maximal IV size：19.93；15% maximal IV size：11.59)，此外過度識別卡方檢驗的P值為0.7633，以上結果均說明兩個工具變量是相對有效的。

表2匯報了基于兩階段最小二乘法的計量結果，在控制了內生性風險后，社會資本的回歸系數為0.1255，且通過了5%統計水平的顯著檢驗，說明其對農民工工資收入具有明顯的促增效應，這與王春超（2013）、葉靜怡（2014）等的實證結論基本吻合。進一步使用工具變量分位數回歸方法刻畫社會資本影響農民工工資水平的變動特征，可發現伴隨著工資水平分位點的上升，社會資本的回歸系數越來越大，顯著程度也逐步增強，尤其是對工資分布頂端的正向影響遠大于工資分布底端，說明社會資本的工資回報率存在一定的馬太效應，即對當前高收入農民工群體的工資促增效應較之低收入農民工群體更加強烈。周曄馨（2012）基于農戶收入的經驗證據也證實，社會資本并非是“窮人的資本”，而是“富人的資本”，由于資本欠缺和回報欠缺對于低收入群體同時存在，從而使社會資本這種非市場性因素成為拉大農村貧富差距的重要因素。這一現象在進城務工的農民群體中也得到了一定印證。

（二）社會資本影響農民工勞動供給維度的計量結果分析

勞動供給維度重點分析社會資本對農民工周工作小時的影響。與工資收入維度類似，社會資本經檢驗也是勞動時間模型中的內生變量，應進行工具變量回歸。限于篇幅表3僅匯報人力資本、社會資本、務工特征以及工作組織特征變量的估計結果。從模型1至模型4依次控制各類特征變量后，社會資本的回歸系數逐漸下降且變得不顯著，說明社會資本可能并不能直接降低農民工的勞動供給強度。農民工超時勞動現象一直比較突出，城市務工中的求職瓶頸以及生存發展需求，使農民工不得不以較長的勞動時間換取其他勞動報酬的提高（王靜等，2013）。盡管社會資本在一定程度上有助于農民工獲得工時及待遇都較好的勞動崗位，但農民工通過長時間勞動換取生存發展機遇的主觀動機不易扭轉，可能也很難改變勞動力市場中長期均衡的勞動供給行為。進一步以勞動法規定的“平均每周工作時間不超過44小時”作為判別標準，將因變量轉化為是否發生超時勞動的二分類變量，就社會資本對農民工超時勞動發生概率的影響進行IV Probit回歸。結果顯示社會資本的邊際效應為-0.6234，且通過了1%統計水平的顯著檢驗，這意味著社會資本雖無法直接降低農民工的勞動供給強度，但其卻可能幫助農民工獲得各項待遇相對較好的非超時勞動崗位，在一定程度上仍有助于提升這一群體的就業質量。

（三）社會資本影響農民工崗位穩定性維度的計量結果分析

本部分主要借助勞動合同這一指標考察社會資本對農民工崗位穩定維度就業質量的影響。表4結果顯示，Wald檢驗P值為0.2374，不能拒絕社會資本是方程外生變量的原假設，應使用Probit回歸模型進行分析。可發現社會資本在勞動合同方程中的回歸系數并不顯著，且系數值為負，在一定程度上反映出社會資本并未提高農民工簽訂固定勞動合同的概率。從社會資本作用形式轉化的角度來看，社會資本原本是分享稀缺非農就業機會的手段，農民工大都只能借助較低質量的社會網絡資源進入關系親密群體所在的勞動組織并獲得穩定的工作崗位，但隨著農村剩余勞動力供給的減少以及市場機制的不斷完善，城市勞動力市場的供需條件發生改變，非農就業崗位對農民工而言不再是稀缺資源，而且勞動力市場中農民工的平均工資水平有所上升，此時社會資本主要被用于防止群體內部的道德風險，農民工所在企業的雇主會考慮改變用工制度，原先的激勵強度較低的雇傭-固定勞動合同形式會讓位于激勵強度較高的外包-靈活勞動合同形式，這會誘使農民工付出更多的努力，還可在一定程度上緩解企業由于工資上升而帶來的成本壓力（王嘯華，2012）。同時，表4第2 列中市場化程度對農民工簽訂固定勞動合同的概率具有顯著的促增效應，說明市場機制完善對農民工勞動合同規范的影響程度要大于社會資本的作用；當進一步加入市場化程度與社會資本的交叉項后，發現交叉項的回歸系數雖不顯著但為正（參見表4第3 列），這在一定程度上反映出市場化程度的加深可能有助于糾正社會資本對農民工勞動合同規范的負面影響。

表2 社會資本對農民工工資收入的影響：2SLS和工具變量分位數回歸

表3 社會資本對農民工勞動供給的影響：2SLS 回歸

表4 社會資本對農民工崗位穩定影響的回歸結果

表5 社會資本對農民工福利待遇影響的回歸結果

使用農民工與當前單位簽訂合同的次數和與當前單位簽訂合同的年限兩個合同屬性指標，進一步實證分析社會資本對農民工勞動合同屬性的影響。社會資本經檢驗是合同屬性方程中的內生變量，應選用工具變量回歸方法。表4第4列匯報了社會資本對農民工與當前單位簽訂勞動合同次數的影響，結果發現社會資本的回歸系數顯著為正；第5列匯報了社會資本對農民工與當前單位簽訂勞動合同年限的影響，可以看出社會資本的回歸系數雖不顯著，但呈現負向作用，至少在一定程度上說明社會資本未能明顯增加農民工的勞動合同年限。這些實證結果間接佐證了社會資本可能導致的短工化現象。

（四）社會資本影響農民工福利待遇維度的計量結果分析

本部分主要實證檢驗社會資本對農民工參與城鎮養老保險和醫療保險的影響。表5結果顯示，養老保險回歸方程中Wald檢驗P值為0.4934，應使用Probit模型進行回歸分析；醫療保險回歸方程中Wald檢驗P值為0.0219，應使用IV Probit模型進行回歸分析。第2列的Probit估計結果顯示，社會資本的回歸系數為正但并不顯著，說明其對農民工參與城鎮養老保險并無明顯的促增效應。第4列的IV Probit 估計結果顯示，社會資本的回歸系數顯著為正，說明社會資本有助于提高農民工參與城鎮醫療保險的概率。出現這種現象的可能原因在于，相較于醫療保險，參保人群領取養老保險金具有較強的可預期性，而疾病發生概率及醫療費用支付金額存在明顯的不確定性（秦立建等，2014），醫療保險參保行為受社會網絡中其他個體參保示范的影響可能更為敏感。

進一步從網絡投入、網絡信任和網絡結構三個方面，使用Probit模型簡要分析社會資本的不同維度對農民工城鎮養老和醫療保險參與行為的影響。表5第3列結果顯示，網絡投入、網絡結構和特殊人際信任對農民工的養老保險參與行為具有顯著的正向影響，說明農民工借助社會網絡的參與投入、互惠規范的擠入效應以及熟人圈層的示范效應，可以提高該群體養老保險參保行為的一致性與合理性；而一般人際信任對農民工參與城鎮養老保險概率的回歸系數為負但并不顯著，說明這種信任關系尚無法直接影響農民工的養老保險參與行動。第5列結果顯示，網絡投入和特殊人際信任對農民工參與城鎮醫療保險的積極作用非常顯著，而網絡結構和一般人際信任對農民工的城鎮醫療保險參與行為并沒有明顯的促增效應，回歸系數甚至為負，這與Zhang等（2006）的研究結論近似，反映出網絡結構的互惠規范對農民工個體的醫療保險參與行為存在一定的擠出效應，農民工所擁有的高質量社會網絡資本可能會部分替代正式保險項目的保障作用；而且人際信任對農民工醫療保險政策認知的強化作用可能仍集中在熟人網絡圈層，并未拓展到社會網絡圈層。

五、結論與討論

本文從工資收入、勞動供給、崗位穩定性和福利待遇的多維就業質量視角出發，系統評估了農民工社會資本的就業效應。研究結果表明，從工資收入維度來看，社會資本對農民工工資收入具有顯著的促增作用，但社會資本的工資回報率也存在一定的馬太效應。從勞動供給維度來看，社會資本雖無法直接降低農民工的勞動供給強度，卻可能有助于農民工獲得各項待遇相對較好的非超時勞動崗位。從崗位穩定性維度來看，社會資本并未提高農民工簽訂長期固定勞動合同的概率，但市場化程度的深化可能有助于糾正社會資本對農民工勞動合同規范的負面影響。從福利待遇維度來看，社會資本對農民工城鎮養老保險參與行為并無顯著作用，但有助于提高農民工參與城鎮醫療保險的概率；其中社會資本的網絡投入、網絡結構和特殊人際信任對農民工養老保險參與行為具有顯著的正向影響，網絡投入和特殊人際信任對農民工參與城鎮醫療保險的積極作用非常顯著，一般人際信任對農民工兩類社會保險參與行為均無明顯的促增效應。

盡管社會資本對農民工的勞動合同規范具有一定的負向效應，但其對農民工工資收入、勞動供給以及福利待遇等諸多就業質量維度均呈現積極影響，這意味著要盡可能發揮社會資本在動員就業資源方面的優勢，規避其可能的負面作用，而實現這一目標的核心政策取向應是著力提升嵌入在農民工社會網絡中的資源質量。對處于經濟社會弱勢地位的農民工群體而言，通過融入城市社會各類組織是增強其社會網絡“達高性”和“異質性”的現實渠道。社會組織通過多樣化的援助計劃幫助農民工在城市融入的過程中構筑起強大的社會支持網絡，借助社會組織的網絡嵌入，農民工可獲得異質性、高質量的就業信息資源，因而充分發揮社會組織的網絡嵌入功能成為提升農民工就業質量的重要途徑。一方面，應針對農民工群體的需求與特征，鼓勵城市企業和社區內的非正式組織積極向農民工開放，提高這一群體的組織化程度，發揮各類非正式組織在職業信息發布、就業崗位咨詢、勞動權益維護等方面的積極作用，幫助農民工群體不僅能更好融入城市社會交往圈，同時還能借助組織嵌入的信息資源實現自身就業質量的有效提升。另一方面，組織關系網絡嵌入的作用還體現在其能夠實現針對農民工群體的賦權和增能，通過培養社會資本動員能力促進其城市綜合素質的提升。在這一層面的組織網絡嵌入過程中，社工組織通常扮演著重要角色，通過積極引入一部分公益社工服務組織入駐企業、廠區以及社區，發揮他們在專業幫扶、心理咨詢、社區干預等方面的優勢，幫助農民工擺脫城市社會交往過程中的權能失利，強化其城市新型社會資本的動員能力，提升他們在城市勞動力市場中的就業競爭力。

注釋：

①該變量數據來自CLDS2014 家庭問卷的“2013年家庭全年消費支出情況中的禮品和禮金支出總額”題項，除金錢投入代理指標外，其他變量數據均來自CLDS2014個體問卷內容。

②社區社會組織主要包括社工機構、業主委員會、休閑/娛樂/體育俱樂部、學習培訓機構、宗親組織、公益志愿組織等，只要參加一種社會組織即入選對應題項。

③職業類型變量的設置主要根據被訪者針對行業類型和工作內容題項填寫的內容并參照編碼進行歸類整理得到。

④各主要變量描述性統計結果備索。