【摘 要】基于人力资本成长本身能带来效用的共识，文章构建了新生代农民工人力资本投资的理论与实证模型，并利用调查数据实证检验了人力资本成长的相关假设。研究发现：具有“高成长效用”的新生代农民工，收入的增加将促进其人力资本投资支出的增加，但收入的增加未必会促进“低成长效用”新生代农民工的人力资本投资；无论人力资本成长取向是高还是低，亲乡型社会资本都会非常显著地降低新生代农民工对职业培训和继续教育的参与概率；而亲城型社会资本则会显著增加新生代农民工参加继续教育的概率，且对于高成长效用取向者参加继续教育的促进作用更为突出；但亲城型社会资本会降低那些“非成长型”新生代农民工参加职业培训的几率。
【关键词】人力资本投资 成长效用 亲城型社会资本 亲乡型社会资本
一、问题的提出
目前，我国正在推进以人为核心的新型城镇化，作为务工主体的“80后”、“90后”新生代农民工成为新型城镇化的重点。然而，规模庞大的新生代农民工由于人力资本不足且缺乏有效的成长机制，其就业能力不足、就业稳定性差，长期被锁定于“低技能陷阱”和“次级劳动力市场”中。全国总工会新生代农民工问题课题组（2010）、国家卫生和计划生育委员会流动人口司（2013）的研究报告均发现新生代农民工虽然受教育程度有所提高，但普遍存在专业技能较为欠缺的情况。人力资本投资不足的问题极大地制约了新生代农民工在城市的生存与发展，也成为新型城镇化的巨大隐忧。与此同时，我国城镇劳动力市场上技能型人才短缺与结构性失业并存的现象长期难以消除，不但东部沿海地区的产业升级面临技能型人才匮乏的严峻挑战，而且中西部后发地区在承接产业转移过程中同样面临“人才短板”的制约，出现“技工荒”、“人才荒”、“找工难”、“招工难”相互交织的复杂情势。近年来，尽管中央及地方政府均加大了对农民工培训与继续教育的支持力度，但效果并不理想，广大农民工群体似乎并未形成人力资本投资的强烈愿望。
新生代农民工的人力资本问题引发了人们的广泛关注。一些学者认为教育培训制度的缺陷、政府与企业投入过少、培训内容与培训方式缺乏针对性等因素造成了“技工荒”和农民工技能不足（王春光，2007；简新华、黄锟，2008；王海港、黄少安等，2009），而劳动合同期限过短、就业流动性强是造成企业不愿意向农民工提供培训特别是通用性培训的重要原因（张凤林2007；何亦名，2009；官华平、谌新民，2013），而收入水平、居住条件等因素也制约了农民工人力资本的提升（简新华、黄锟，2008；刘洪银，2013）。众多的研究成果无疑为我们理解农民工人力资本问题提供了丰富的视角，但现有对农民工人力资本投资问题的研究存在三大局限：一是基本上将新生代农民工作为同质性的群体，认为新生代农民工普遍具有强烈的学习愿望和对专业技能的渴求（吴红宇、谢国强，2006），很少基于新生代农民工异质性特征的研究；二是主要从投资的角度看待农民工的人力资本投资行为，着重分析其投资收益与对就业和工资的影响，罕有从消费的视角进行分析；三是未能考察城乡社会资本对新生代农民工人力资本投资行为的影响。本文提出：人力资本投资既是一种有可能带来预期收入的投资行为，也是一种能给当期带来成长快乐的消费行为，具有“成长效用”。但这种成长效用可能存在高低差异——一部分人会将人力资本投资当作乐事和职业生涯早期的主要目的，而另一部分人则并不十分看重它。因而，在考察新生代农民工人力资本投资行为时，必须将其置于农民工的整体消费结构、收入约束和社会资本构成之中进行分析，并顾及新生代农民工群体在“成长效用”上的异质性。
本文基于2014年8省16村的新生代农民工抽样调查数据，从人力资本投资作为一种特殊的消费支出因而具有成长效用的视角出发，试图回答以下问题：不同成长效用下的新生代农民工其收入水平与人力资本投资存在怎样的关联，是否增加工资收入一定会提高其人力资本投资支出？不同的成长效用下，亲城型社会资本与亲乡型社会资本等因素在人力资本投资决策中扮演了怎样的角色？本文的结构如下：第一部分是问题的提出，第二部分是理论分析与研究假设，第三部分是描述性统计与实证方法，第四、五部分是实证结果与进一步讨论，最后是结论。
二、理论分析与研究假设
人力资本投资本身兼具消费品和投资品的角色，换言之，人力资本成长也能带来快乐——即存在“成长效用”。这种“成长效用”显然受到多重因素的影响：首先，成长效用的高低取决于人们对人力资本投资回报率的预期。一方面，个人过去的经验可能会影响这种预期。如果人们在过去有过成功的经验，自然有助于提高对人力资本投资回报的预期，相反则极有可能降低这种预期；另一方面，“知识改变命运”或者“学得好不如生得好”等不同的社会观念也会使人们对人力资本投资预期受到潜移默化的影响。其次，一个国家或地区的产业结构及与之相联系的劳动力市场在可预见的未来能否提供理想的就业机会，显然会直接影响人力投资的“成长效用”。再次，根据人力资本生产规律，人力资本存量较高的人，其人力资本投资的边际产出水平会更高，而人力资本存量较低的人其学习成本一般会比较高，因而投资的效果未必理想，其“成长效用”可能较低。最后，基于人力资本投资延迟消费和经济回报滞后的事实，那些时间偏好没那么强，愿意牺牲眼前消费换取最大化终身效用的人们比那些看重当前消费的享乐主义者显然会有更高的“成长效用”。
上述因素可能会使得不同类型的人们产生不同的“成长效用”，那些相信“知识改变命运”、对未来就业机会有良好预期、有较强学习能力且时间偏好较弱的人们往往对人力资本投资拥有更高的“成长效用”，相反，那些持“知识无用论”、对获得更好的就业机会持悲观态度、学习能力较低和及时行乐的人们可能拥有较低的“成长效用”。
借鉴(Cunha, Heckman,2007,2009；Cunha, Irma & Jennifer, 2013)等人的研究，我们假设新生代农民工的效用来自于两个方面：人力资本投资产生的预期人力资本、除人力资本支出之外的其他消费性支出，于是其效用函数可表示如下：
其中，c表示除人力资本支出之外的消费支出，h表示新增加的人力资本。
假设人力资本生产函数为：
其中，
不妨设新生代农民工收入为y,当期的消费支出为c,人力资本投资的价格为p,则新生代农民工的预算约束为：
假设农民工的收入全部来自于工资收入，当期工资由其初始人力资本决定。则
新生代农民工的信息集为
设该信息集符合以下条件：
那么，人力资本的最佳投资量为：
即
将（4）式代入（7）式，得到
可见，最优人力资本投资与与人力资本投资的价格成反比，与新生代农民工对自身人力资本成长的重视程度、人力资本的投资弹性及其收入水平成正比。考虑到农民工的收入全部来自工资收入，且工资是初始人力资本的函数，则人力资本的最优投资与工资收入（即前期人力资本的回报情况）成正比。
由上述理论模型的分析，我们提出人力资本成长的“差异性效用”假设，即
假设一：对于具有“高成长效用”的“成长型”新生代农民工，工资收入的增加将促进人力资本投资的增加；而对于具有“低成长效用”的“非成长型”新生代农民工，工资收入的增加未必会促进人力资本投资的增加。
在产业转型和技术更新较快的条件下，新生代农民工人力资本投资必然面临一个两难困境：一方面，其人力资本存量在城镇劳动力市场中处于相对劣势，急需进行人力资本的追加投资；但另一方面，受信息不对称和人力资本折旧速度等因素的影响，追加人力资本投资可能面临收益低于预期的风险。事实上，成长效用的高低固然是决定人们人力资本投资的重要方面，人力资本投资决策往往也会受到他人的影响。在关系型社会，社会资本或者说社会关系网络在日常生活中的作用非常重要（Bian, 1997），可以起到传递信息和弥补市场缺陷等方面的作用，虽然佐藤宏（2004）、章元和李锐等（2008）、章元和陆铭（2009）对社会网络如何影响农民工的工资水平进行了研究，但对于社会资本如何影响其人力资本投资决策则未加以探讨。我们认为，农民工身上既拥有“亲城型社会资本”，又拥有“亲乡型社会资本”，前者主要是与城市居民的社会网络关系，而后者主要是与“老乡”的社会网络关系，特别是与那些在同一工厂务工或在同一宿舍居住的“老乡”的关系。
很多农民工外出务工往往与来自农村的“老乡”或亲友结伴而行，由于具有相同的农村生活经历与相似的认知水平，“老乡”这种亲乡型的社会资本在“群分效应”下会使农民工无论在消费行为还是在继续教育与职业培训中均具有明显的“从众行为”；与此同时，不少农民工在城市中往往拥有一些长期生活在城市、具有城市户籍的“市民”亲友，其城市工作生活经历和较高的认知能力，往往使他们所掌握的信息与农村“老乡”相比存在较大的差异，对于农民工的消费与人力资本投资行为无疑具有一定的引导作用。显然，这两种不同的社会资本有可能传递给农民工关于人力资本投资收益方面的不同信息。如此，农民工的社会资本构成似乎会影响其具体的参与决策。据此，我们提出第二个假设，即
假设二：亲城型社会资本会促进人们参与人力资本投资，亲乡型社会资本会阻碍人们参与人力资本投资。
三、描述性统计与实证研究方法
（一）样本的描述性统计
我们将基于广东、 山东、安徽、湖南、 湖北 、河南、四川、贵州等八省的调查数据展开分析。它们分布在东部、中部与西部三个地区，均是有大量新生代农民工的省份，有较强的代表性。该调查在2014年2月至3月进行，先从每个省抽取一个县，再从每个县抽取2个自然村，对总计16个自然村的新生代农民工进行整群抽样。调查采取入室问卷调查法，共发放问卷1600份，最终得到有效样本1237个，样本分布情况如表1所示。
表1 样本的描述性统计
|
|
样本量 |
百分比（%） |
|
出生年份 |
||
|
80后 |
627 |
50.69 |
|
90后 |
610 |
49.31 |
|
性别 |
||
|
男性 |
684 |
55.3 |
|
女性 |
553 |
44.7 |
|
婚姻状况 |
||
|
已婚 |
486 |
39.35 |
|
未婚 |
749 |
60.65 |
|
工作岗位 |
||
|
普工 |
382 |
30.88 |
|
技工 |
280 |
22.64 |
|
文员 |
190 |
15.36 |
|
基层管理人员 |
193 |
15.60 |
|
中层管理人员 |
192 |
15.52 |
|
户籍所在区域 |
||
|
东部 |
339 |
27.41 |
|
中部 |
612 |
49.47 |
|
西部 |
317 |
25.63 |
|
务工区域 |
||
|
东部 |
864 |
69.85 |
|
中部 |
220 |
17.78 |
|
西部 |
153 |
12.37 |
样本新生代农民工“80后”占50.69%，“90后”占49.31%，平均年龄为25.09岁。女性比例为44.7%，未婚比例为60.65%。普工和技术工人的比例分别为30.88%、22.64%，文员15.36%，基层管理人员占15.60%，中层管理人员占15.52%。户籍来自东、中、西部的新生代农民工分别为27.41%、49.47%、25.63%，而在东、中、西部地区务工的比例分别为69.85%、17.78%、12.37%。
（二）实证研究模型
1.实证研究模型一
首先，我们构造检验模型一：检验工资对不同成长效用的新生代农民工人力资本投资支出的影响
其中j=1代表高成长效用，j=0代表低成长效用。凡在问卷中回答“增长见识与提高技能是外出务工的主要目的”的新生代农民工，我们将其视为“高成长效用者”，而那些以挣钱养家为直接务工目的新生代农民工则为“低成长效用者”，从而把样本分为“成长组”和“非成长组”。
在上述人力资本投资的双对数模型中，被解释变量hci为新生代农民工的月人力资本投资支出金额，核心解释变量为月工资wage。
Z为控制变量，主要包括：（1）储蓄的对数；（2）消费结构，包括伙食支出的百分比、娱乐支出百分比、人情消费支出百分比、网络与电话消费支出百分比、住宿消费支出百分比等；（3）业余时间变量，主要是娱乐型闲暇时间和学习型闲暇时间；（4）参加培训的哑变量，参加继续教育的哑变量；（5）人口统计学变量，如年龄、性别、婚姻等。
2.实证研究模型二
模型二：检验人力资本成长效用分别对职业培训与继续教育决策的影响
其中，下标i表示接受调查的新生代农民工。
被解释变量y为二元离散选择变量，在问卷中回答“2013年参加过继续教育”或者“2013年参加过职业培训”，则y取1，没有这样经历的，则y取0。
hcg为人力资本成长变量,具有高成长效用取向为1，低成长效用取向为0。哑变量sc_u和sc_r分别表示亲城型社会资本与亲乡型社会资本。
对于那些拥有较少亲城型社会资本的农民工，sc_u取0，并作为基准组；相反，具有较高亲城型社会资本的农民工，sc_u取1，作为比较组。那些在同事及舍友中缺少同乡和农村亲友的农民工，其亲乡型社会资本较少，sc_r取0，作为基准组；对于那些在同事及舍友中拥有同乡和农村亲友的农民工，sc_r取1，为比较组。比较组和基准组中两种社会资本对参与人力资本投资的影响差异，分别反映在系数 和g上。
V为控制变量，主要有三类：（1）人口统计学变量，即年龄、性别、婚姻等变量；（2）与工作有关的变量，包括企业位置、上班路程、工资水平、合同期限、企业规模、单位所有制、工作职位、超时劳动等变量；（3）人力资本投资变量，包括受教育程度、过去是否参加过职业培训。
（三）相关变量的解释及描述统计
我们以新生代农民工“在2014年春节期间是否给3个以上城市居民拜年”来衡量其是否有较丰足的亲城型社会资本，并以“工友、舍友中是否有农村同乡和亲友”来衡量农民工的亲乡型社会资本。各变量的具体含义如表2所示。
调查显示，新生代农民工平均每日工作时间为8.86个小时，56.1%的人每日工作时间不超过8小时，11%的人工作时间为9小时，而工作超过9小时以上的则达到32.9%。新生代农民工每月平均工资3750元，每月平均消费支出达到1850元。在消费支出中，包括学费、书费、培训费在内的每月平均人力资本投资支出为275元，占其工资收入的7.33%，占其消费支出的14.86%。平均每月个人伙食费为589元，每住宿、房租费为273元，仅此两项就占到消费支出近一半的比例。平均每月上网及电话费用达到161元，交通费用135元，唱K、旅游等娱乐费191元，平均每月送礼请客等人情支出为346元。
表2 变量解释及描述统计
|
变量 |
变量代码 |
说明 |
均值 |
标准差 |
|
被解释变量 |
|
|
|
|
|
人力资本投资支出 |
lnhci |
月均人力资本投资支出的对数 |
3.20 |
2.70 |
|
参加职业培训 |
training_ |
2013年参加过职业培训。是为1，否为0 |
0.64 |
0.48 |
|
参加继续教育 |
edu_c |
目前是否参加了继续教育，是为1，否为0 |
0.32 |
0.47 |
|
解释变量 |
|
|
|
|
|
工资与储蓄 |
|
|
|
|
|
工资的对数 |
lnwage |
月平均工资的对数 |
8.10 |
0.47 |
|
年储蓄的对数 |
lnsave_y |
全年储蓄的对数 |
8.78 |
2.75 |
|
消费结构 |
|
|
|
|
|
食物支出比重 |
foodp |
食物消费支出占总体消费支出的百分比 |
36.95 |
21.82 |
|
娱乐支出比重 |
enjoyp |
娱乐消费支出占总体消费支出的百分比 |
8.91 |
13.68 |
|
人情支出比重 |
renqinp |
人情支出占总体消费支出的百分比 |
12.98 |
16.56 |
|
网络与电话费支出比重 |
int_php |
网络与电话费支出占总体消费支出的百分比 |
13.27 |
16.18 |
|
住宿支出比重 |
accom_p |
住宿消费支出占总体消费支出的百分比 |
13.82 |
16.44 |
|
业余时间 |
|
|
|
|
|
娱乐型闲暇时间 |
leisuretime |
娱乐型闲暇时间，单位为小时 |
4.21 |
2.76 |
|
学习型闲暇时间 |
studytime |
学习型闲暇时间，单位为小时 |
1.99 |
2.25 |
|
人口统计学变量 |
|
|
|
|
|
年龄 |
age |
年龄 |
25.09 |
4.15 |
|
性别 |
gender |
性别，男=1，女=0 |
0.55 |
0.50 |
|
婚姻状况 |
marital |
婚姻状况，已婚=1，未婚=0 |
0.39 |
0.49 |
|
工作特征变量 |
|
|
|
|
|
企业在城区 |
location |
企业地理位置，在城市繁华区为1，否则为0 |
0.48 |
0.50 |
|
短期合同与无劳动合同 |
tern_t1 |
劳动合同不满1年或无劳动合同（为参照组）。是为1，否为0 |
0.39 |
0.49 |
|
一年期劳动合同 |
tern_t2 |
一年期劳动合同。是为1，否为0 |
0.16 |
0.37 |
|
两年期劳动合同 |
tern_t3 |
两年期劳动合同。是为1，否为0 |
0.12 |
0.32 |
|
三年及以上期限劳动合同 |
tern_t4 |
三年及以上期限劳动合同。是为1，否为0 |
0.33 |
0.47 |
|
国有/集体企业 |
danwei1 |
国有/集体企业。是为1，否为0 |
0.15 |
0.36 |
|
联营企业 |
danwei2 |
联营企业。是为1，否为0 |
0.09 |
0.28 |
|
民营企业 |
danwei3 |
民营企业(为参照组)。是为1，否为0 |
0.43 |
0.49 |
|
港、澳、台投资企业 |
danwei4 |
港、澳、台投资企业。是为1，否为0 |
0.05 |
0.23 |
|
外商投资企业 |
danwei5 |
外商投资企业。是为1，否为0 |
0.04 |
0.20 |
|
个人企业与个体户 |
danwei6 |
个人企业与个体工商户。是为1，否为0 |
0.18 |
0.38 |
|
其他用人单位 |
danwei7 |
其他用人单位。是为1，否为0 |
0.06 |
0.24 |
|
普工 |
jobp1 |
普工。是为1，否为0 |
0.31 |
0.46 |
|
技工 |
jobp2 |
技工。是为1，否为0 |
0.23 |
0.42 |
|
文员 |
jobp3 |
文员。是为1，否为0 |
0.15 |
0.36 |
|
基层管理人员 |
jobp4 |
基层管理者。是为1，否为0 |
0.16 |
0.36 |
|
中层管理人员 |
jobp5 |
中层管理人员。是为1，否为0 |
0.16 |
0.37 |
|
规模在50人以下 |
staff_sm |
企业规模虚拟变量，1为50人以下企业，0为大于50人的企业 |
0.47 |
0.50 |
|
超时劳动 |
overwork |
工作时间是否超时。不超过9小时为0，工作9小时以上为1。 |
0.33 |
0.47 |
|
上班路程较短 |
waytime |
上班路程在20分钟之内。是为1，否为0 |
0.75 |
0.43 |
|
人力资本变量 |
|
|
|
|
|
受教育年限 |
edu |
接受正规学校教育的年限 |
11.44 |
2.75 |
|
过去的职业培训经历 |
training_b |
2013年之前参加过职业培训。是为1，否为0 |
0.67 |
0.47 |
|
成长变量 |
hcg |
人力资本成长变量。以人力资本成长为务工的主要目的，是为1，否为0 |
0.69 |
0.46 |
|
社会资本变量 |
|
|
|
|
|
亲城型社会资本 |
sc_u |
春节期间给3个以上城市居民拜年为1，否则为0 |
0.63 |
0.48 |
|
亲乡型社会资本 |
sc_r |
若工友、舍友中有农村同乡和亲友则为1，否则为0 |
0.56 |
0.50 |
|
交叉变量 |
|
|
|
|
|
成长变量×亲城型社会资本 |
hcg×sc_u |
人力资本成长变量与亲城型社会资本的交互项 |
0.58 |
0.49 |
|
成长变量×亲乡型社会资本 |
hcg× sc_r |
人力资本成长变量与亲乡型社会资本的交互项 |
0.38 |
0.49 |
四、不同成长效用下新生代农民工的人力资本投资支出
我们分别运用普通最小二乘方和Robust模型，估计模型一，分别得到全样本的回归模型（1）～（2），得到成长组的回归模型（3）～（4），非成长组的回归模型（5）～（6），结果如表3所示。
表3 不同效用水平下新生代农民工人力资本投资支出模型
|
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全样本 |
成长组 |
非成长组 |
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模型（1） OLS |
模型（2） Robust |
模型（3） OLS |
模型（4） Robust |
模型（5） OLS |
模型（6） Robust |
|||
|
工资的对数 |
0.387*** (2.48) |
0.336** (2.55) |
0.430** (2.12) |
0.402** （2.30） |
0.394 （1.43） |
0.394 (1.37) |
||
|
年储蓄的对数 |
-0.026 (-1.02) |
-0.026 (-0.95) |
-0.031 (-1.01) |
-0.031 （-0.95） |
-0.009 （-0.18） |
-0.009 (-0.18) |
||
|
食物支出比重 |
-0.054*** (-11.48) |
-0.055*** (-10.19) |
-0.059*** (-10.31) |
-0.059*** （-9.16） |
-0.046*** （-5.34） |
-0.046*** (-5.06) |
||
|
娱乐支出比重 |
-0.060*** (-9.38) |
-0.060*** (-8.43) |
-0.063*** (-8.43) |
-0.063*** （-7.59） |
-0.055*** （-4.42） |
-0.055*** (-4.05) |
||
|
人情支出比重 |
-0.035*** (-6.47) |
-0.035*** (-6.02) |
-0.040*** (-6.10) |
-0.040*** （-5.77） |
-0.025** （-2.56） |
-0.025** (-2.45) |
||
|
网络与电话支出比重 |
-0.073*** (-11.90) |
-0.073*** (-11.00) |
-0.073*** (-10.00) |
-0.073*** （-8.78） |
-0.071*** （-6.24） |
-0.071*** (-7.54) |
||
|
住宿支出比重 |
-0.040*** (-7.56) |
-0.040*** (-6.79) |
-0.045*** (-7.01) |
-0.045*** （-6.17） |
-0.030*** （-3.07） |
-0.030*** (-2.96) |
||
|
年龄 |
-0.025 (-1.26) |
-0.025 (-1.03) |
-0.002 (-0.07) |
-0.002 （-0.07） |
-0.067** （-1.90） |
-0.067*** (-2.22) |
||
|
性别 |
-0.138 (-1.03) |
-0.138 (-1.03) |
-0.018 (-0.11) |
-0.018 （-0.11） |
-0.441* （-1.90） |
-0.441** (-1.86) |
||
|
婚姻状况 |
-0.629*** (-3.81) |
-0.629*** (-3.71) |
-0.566*** (-2.73) |
-0.566*** （-2.63） |
-0.670** （-2.44） |
-0.670** (-2.39) |
||
|
参加职业培训 |
0.961*** (6.43) |
0.961*** (6.15) |
1.027*** (5.70) |
1.03*** （5.10） |
0.757*** （3.15） |
0.757*** (3.00) |
||
|
参加继续教育 |
0.951*** (6.43) |
0.951*** (6.47) |
1.006*** (5.79) |
1.006*** （5.90） |
0.650** （2.21） |
0.650** (2.24) |
||
|
娱乐型闲暇时间 |
0.058*** (2.40) |
0.058** (2.49) |
0.064** (1.95) |
0.056** （2.11） |
0.067 （1.45） |
0.067 (1.27) |
||
|
学习型闲暇时间 |
0.189*** (6.01) |
0.189*** (5.81) |
0.149*** (3.75) |
0.149*** （3.54） |
0.257*** （4.97） |
0.257*** （5.07） |
||
|
常数项 |
4.189*** (3.21) |
4.185*** (3.22) |
3.888*** (2.47) |
3.888*** （2.62） |
4.450** （1.91） |
5.188** （1.76） |
||
|
F |
41.94 |
60.74 |
24.3 |
36.54 |
13.53 |
26.61 |
||
|
P值 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
||
|
R2 |
0.3374 |
0.3374 |
0.3383 |
0.3283 |
0.3532 |
0.3532 |
||
|
样本量 |
1168 |
1168 |
804 |
804 |
362 |
362 |
||
注：括号中数字为t统计量。*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
在回归方程的稳健性方面。我们通过替换一些变量，发现模型的拟合结果并无根本性的改变。例如，当我们分别利用“对培训机会的重识程度”、“在职业发展中最关注的是什么”、“外出工作主要是为了挣钱吗”等问题来重新设置成长型变量之后，方程回归结果及各变量的显著性并未发生变化，说明上述模型是稳健的。
根据模型的拟合结果，我们得出以下结论。
（一）工资水平对不同成长效用者的人力资本投资支出的影响
工资水平对成长组的人力资本投资有显著的正向影响，但对非成长组则无显著影响。在模型（4）中，工资水平每增长1个百分点，将使成长组的人力资本投资金额增加0.402个百分点。结合模型（3）～（6）的拟合结果，显见工资的增加只会对成长型农民工产生显著的人力资本投资效应，而对非成长型农民工的促进效应则并不明显，从而验证了假设一，即：对于“高成长效用”的新生代农民工，收入的增加将促进人力资本投资的增加；对于“低成长效用”的新生代农民工，收入的增加未必会促进人力资本投资的增加。
那么，低成长效用的新生代农民工为什么会出现这种收入与人力资本支出相背离的现象呢？笔者认为，这一“消费悖论”后面隐含着低成长效用者对人力资本投资风险的规避。由于人力资本投资的回报存在不确定性，那些低成长效用的新生代农民工宁愿将钱花在吃喝玩乐方面，也不乐意花在对知识和技术的学习方面，具有明显的“及时行乐”取向。
（二）储蓄行为和消费结构对两种不同成长效用新生农民工的影响
1． 新生代的储蓄行为对人力资本投资支出无显著性影响
新生代农民工的储蓄行为似乎对人力资本投资没有显著性影响，尽管回归系数的符号为负，符合我们关于家庭储蓄约束会减少人力投资的理论常识，但并未通过显著性检验。这可能意味着新生代农民工的储蓄倾向并不像传统农民工一样强，因而储蓄对其消费行为和人力资本投资的影响并不无统计性含义。
2．新生代的生存型消费与享乐型消费对人力资本投资支出具有挤压作用。
模型拟合结果表明，消费结构对所有新生代农民工都有显著性影响。无论是成长组还是非成长组，伙食支出比重、娱乐支出比重、人情消费支出比重、网络与电话消费支出比重，以及住宿消费支出比重每增加一个百分比，均会显著减少其人力资本投资。这说明新生代农民工的生存型消费与享乐型消费都会对具有发展型消费特点的人力资本投资产生挤压作用！特别是食物支出与住房支出在总消费支出中的比重高达50.77%，明显制约了新生代农民工的人力资本投资。
（三）业余时间对不同成长效用者人力资本投资支出的不同影响。
业余时间的支配方面，由读书看报、业务学习与非业务学习组成的“学习型休闲”时间会非常著地增加所有新生代农民工的人力资本投资支出，且增加比重较大！而“纯闲暇”时间则只是比较显著地增加成长组的人力资本投资支出，对非成长组并无显著影响，两种闲暇时间均会显著地提高成长组的人力资本投资，这充分体现了高成长效用者“寓学于乐”、“休闲与学习相平衡”的重要特点！
（四）参加继续教育与职业培训项目对不同成长效用者人力资本投资支出的影响
参加继续教育和参加职业培训，均会显著增加新生代农民工的人力资本投资！同时，成长组增加的幅度明显高于非成长组。回归模型（4）表明，成长组中参加继续教育和参加职业培训分别使每月人力资本支出增加1.006和1.03个百分点，而非成长组中参加继续教育和参加职业培训的月均人力资本支出增加0.65和0.757个百分点。说明成长组在参加继续教育和职业培训中会主动增加投资支出，其投资行为更加具有主动性。
为什么参加继续教育和职业培训会增加新生代农民工的人力资本投资支出呢？这至少有三方面的理由：一是继续教育和职业培训本身需要支付一定的费用，一些职业培训虽然有政府或企业的补贴，但被培训者往往也要承担部分费用；二是接受继续教育和职业培训的亲身经历往往会使新生代农民工切身体会到人力资本投资的好处，从而更愿意增加人力资本投资方面的支出；三是接受继续教育和职业培训往往使农民工进一步了解到自己在知识和技能方面有何欠缺，从而能更加明确地选择人力资本投资的内容和方式。
（五）人口统计学变量对不同成长效用者的人力资本投资支出具有不同程度的影响
年龄与性别只对非成长组的人力资本投资有显著的负向影响。年龄每增加一岁，非成长组的人力资本投资减少0.067个百分点。由此可见，年龄越大，人力资本投资的回报期越短，会使低成长效用者减少人力资本投资支出，但那些高成长效用的新生代农民工，并不会因为年龄的增加而减少自己的人力资本投资支出。
成长组的人力资本投资支出不存在显著的性别差异，但在非成长组中，男性新生代农民工的人力资本投资比女性要低0.441个百分点。这意味着低成长效用的男性新生代民工比女性更加不愿意在人力资本投资方面进行支出。
婚姻状况则对所有新生代农民工均有显著性影响，已婚者比未婚者更少进行人力资本投资，而且非成长组的已婚者相比于成长组，其人力资本投资减少得更多。这一方面是因为已婚者在家庭消费支出方面压力较大，面临更大的刚性约束，同时，已婚者受家务劳动等因素的影响，没有足够的精力进行人力资本投资。
五、两种社会资本对人力资本投资参与决策的影响
上文的分析表明，是否参加继续教育与职业培训对新生代农民工的人力资本投资金额具有显著性影响。由于新生代农民工与城乡的亲友存在着紧密的联系，时刻产生着不同的人际互动，那么，不同类型的社会资本会是否会促进他们参与职业培训与继续教育等人力资本投资呢，那些具有高人力资本成长效用，同时又拥有较高社会资本的新生代农民工，是否更有可能选择职业培训与继续教育呢？本部分结合模型二将对此进行讨论。
我们利用logit回归来对模型二进行拟合，并通过拟合结果来检验假设二。为了避免不必要的歧义，我们直接报告各变量的回归系数，而不再计算它们对响应概率的边际效应。对模型二的估算结果如表4所示，从各系数的正负情况可判断各变量对两种人力资本投资决策行为的影响方向。
表4 社会资本对两种人力资本投资参与的影响
|
|
继续教育 |
职业培训 |
|
|
模型（7） logit |
模型（8） logit |
|
年龄 |
-0.008 (-0.35) |
-0.012 （-0.56） |
|
性别 |
0.090 (0.62) |
0.042 （0.28） |
|
婚姻状况（未婚为参照组） |
0.118 (0.66) |
0.097 （0.54） |
|
企业在城区 |
0.358** (2.55) |
0.193 （1.34） |
|
企业性质 （民营企业为参照组） |
|
|
|
国有/集体企业 |
0.593*** (3.00) |
0.642*** (2.66) |
|
联营企业 |
0.665*** (2.75) |
0.295 (1.09) |
|
港、澳、台投资企业 |
0.325 (1.07) |
0.147 (0.44) |
|
外商投资企业 |
-0.147 (-0.41) |
-0.358 (-1.07) |
|
个人企业与个体户 |
-0.010 (-0.05) |
-0.502*** (-2.59) |
|
其他用人单位 |
-0.180 (-0.52) |
-0.008 (-0.03) |
|
工作职位（以普工为参照组） |
|
|
|
技工 |
0.600*** (3.03) |
0.206** (1.07) |
|
文员 |
0.982*** (4.55) |
0.230 (1.00) |
|
基层管理人员 |
0.318 (1.42) |
0.563** (2.39) |
|
中层管理人员及其他 |
0.147 (0.63) |
0.302 (1.39) |
|
企业规模50人以下 |
-0.001 (-0.00) |
-0.262* (-1.74) |
|
上班路程较短 |
-0.442*** (-2.79) |
-0.401*** (-2.36) |
|
工资（对数） |
-0.171 (-1.09) |
-0.122 (-0.76) |
|
劳动合同期限 （无合同与短期合同为参照组） |
|
|
|
一年期合同 |
0.070 (0.33) |
0.623*** (3.02) |
|
两年期合同 |
0.608*** (2.68) |
0.536** (2.27) |
|
三年及三年以上期合同 |
0.148*** (0.81) |
0.776*** (4.17) |
|
超时劳动 |
-0.052*** (-0.32) |
0.104 (0.68) |
|
教育年限 |
0.112*** (3.79) |
0.079*** (2.70) |
|
过去培训经历 |
0.803*** (4.81) |
1.453*** (9.75) |
|
亲城型社会资本 |
0.226** (0.94) |
-0.538*** (-2.48) |
|
成长变量×亲城型社会资本 |
0.170** (0.76) |
0.577*** (2.50) |
|
亲乡型社会资本 |
-0.150** (-0.65) |
-0.175** (-0.82) |
|
成长变量×亲乡型社会资本 |
0.432 (1.73) |
-0.286 (-1.24) |
|
常数项 |
-2.470*** （-4.02） |
-0.054 (-0.04) |
|
对数似然比 |
-647.557 |
-635.476 |
|
Wald统计量 |
177.19 |
291.49 |
|
P值 |
0 |
0 |
|
伪R2 |
0.1204 |
0.1877 |
|
样本数 |
1184 |
1204 |
注：括号中数字为z统计量。*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。
回归结果表明，年龄、性别、婚姻三个人口统计学变量对是否参与继续教育与职业培训并无显著影响。我们将三个主要方面的结论报告如下。
（一）与工作有关的变量对新生代农民工人力资本投资参与决策的影响
工作地点的系数在模型（7）中显著为正,在模型（8）中则不显著，说明工作地点是否在城市繁华地段对于工人参加继续教育有促进效应，但对参加职业培训则无显著影响。这很可能是由于不少城市在市区有较多的教育机构，但缺乏面向农民工的培训机构，因此，那些工作地点在市区的新生代农民工更有机会接触到诸如广播电视大学、成人教育、高等教育自学考试等名目繁多的继续教育机构。
从工作单位来看，相比于民营企业，国有、集体单位及联营企业的新生代农民工有更高的概率参加继续教育，但其他所有制企业的农民工在参加继续教育方面并不比民营企业农民工有更高的积极性。在职业培训方面，只有国有和集体企业的新生代农民工表现出显著高于民营企业的参与概率，个人企业与个体工商户的农民工参加职业培训的概率则显著低于民营企业。这一情形说明国有企业、集体单位及联营企业更加重视对工人的培养，工人有一定的向上成长空间，因而新生代农民愿意通过参加人力资本投资来改善自己的境况。而很多民营企业、外资投资企业和港澳台投资企业对待农民工仍然坚持只使用不培养的政策，在工资制度、奖励措施等方面缺乏足够的激励，在劳动安排等方面不能为农民工参加教育培训提供便利，导致新生代农民工不愿意或不能够进行人力资本投资。
上班路程较短的农民工，参加职业培训与继续教育的概率较小。这很可能是因为，上班路程短的农民工一般住企业安排的宿舍。而在宿舍劳动体制下，工人被要求更多地从事生产，而很少有机会接受职业培训与继续教育，主要靠的是边干边学和提高熟练程度，技能的增长受到限制。说明企业提供宿舍的确有利于管理权力对劳动者生活的渗透，方便企业要求员工加班，以便灵活地控制劳动者的劳动时间。
从工作职位来看，相比于普工，技术工人和文员对参与继续教育明显有着更高的积极性，技工和基层管理人员则对职业培训的积极性更高，中层高管人员等人对参加人力资本投资的积极性并不高。显然，由于技术工人和文员的受教育程度本身较低，他们更愿意提升自己的学历层次，而中层管理人员无论是受教育程度还是技术水平均是农民工中的佼佼者，继续成长的空间有限，在继续进行人力资本投资方面缺乏动力。同时，在新生代农民工当中，文员往往有相对较高的学历，他们的职业生涯更多地与学历有关，因而他们在人力资本投资中更多地选择继续教育的形式而非职业培训；技工和基层管理人员的劳动报酬与职位晋升主要依赖于其技能水平，因而他们倾向于选择职业培训。
工资变量对是否参与继续教育和职业培训并无显著影响。说明工资的高低与新生代农民工是否参加人力资本投资并无直接的关联。结合前文第四部分关于工资只会影响高成长效用者的人力资本投资支出而与低成长效用者的人力资本投资支出并无关联的结论，可见工资在人力资本投资中的作用十分有限。
模型（7）中，一年期合同的影响并不显著，但两年期合同、三年及三年以上期限合同的系数显著为正，说明只有合同期限在两年及两年以上的新生代农民工，其参加继续教育的概率才显著高于那些劳动合同期限不足一年或无劳动合同者。模型（8）中，一年期、两年期、三年及三年以上期限合同的系数显著为正，分别为0.623、0.536、0.776，说明相对于劳动合同期限不足一年或无劳动合同者，合同期限为一年、两年、三年及三年以上的新生代农民工，参加职业培训的概率更高。显然，由于中长期合同使工人与企业形成了较为稳定的用工关系，农民工和企业双方均能从人力资本投资当中获益，工人的人力资本投资行为往往较容易得到企业的支持，这使得相比于短期合同及无合同人员，那些劳动合同期限更长的新生代农民工在参加人力资本投资方面表现出更高的积极性。
超时劳动变量在模型（7）中显著为负，超时工作对参加继续教育有非常显著的负效应同，但对职业培训则无显著影响。调查中，有近三分之一的新生代农民工每天工作时间在9小时以上，这不但直接减少了他们的业余时间，也大大加剧了他们的身心疲劳，从而降低了他们参加人力资本投资的可能性。
（二）人力资本对新生代农民工人力资本投资参与决策的影响
在模型中，我们用教育程度和过去是否参加过培训来衡量新生代农民工的人力资本存量。教育变量在两个模型中的系数显著为正，说明教育程度越高的人越有可能参加继续育教育与职业培训。这是因为那些教育程度更高的新生代农民工，不但更加清楚教育对个人发展的重要性，也有更强的学习能力，掌握新知识和新技能的成本更低，因而比那些教育程度相对较低的人更加愿意参加人力资本投资。
过去是否参加过培训在两个模型中的系数均显著为正，说明过去曾经参加过培训会非常显著地提高新生代农民工在当期参加两种人力资本投资的几率。新生代农民工人力资本投资本的这种“路径依赖”主要基于三个方面的原因：一是过去参加职业培训的经历使他们对各种类型的职业培训及自身的培训需求有了更充分的了解，更容易选择适合自己的培训项目；二是过去的培训增加了他们的职业技能，更高的技能使得他们更容易成为企业开展后续培训的对象；三是过去的培训经历也给企业选择培训对象提供了可靠的参考。
（三）社会资本对新生代农民工人力资本投资参与决策的影响
1．亲城型社会资本对两种人力资本投资参与决策的影响。
亲城型社会资本对继续教育和职业培训产生了两种截然相反的作用：一方面，亲城型社会资本会对高成长效用者与低成长效用者的参加继续教育均有促进作用，且对高成长效用者作用更大；另一方面，亲城型社会资本对低成长效用者参加职业培训产生了抑制作用，但对于高成长效用者的参与职业培训的总体影响仍然为正。
具体而言，在继续教育方面，模型（7）中亲城型社会资本的系数为0.226，说明对那些人力资本成长取向较低的人来说，亲城型社会资本也会提高他们参加继续教育的概率。模型（7）中交叉变量人力资本成长变量与亲城型社会资本交互项的系数显著为正，为0.17，说明亲城型社会资本不但会对新生代农民工参加继续教育产生直接的促进作用，也会通过人力资本成长效用间接提高参与继续教育的几率，从而说明相对于那些“非成长型”新生代农民工样本来说，那些具有高成长取向的“成长型”新生代农民工，亲城型社会资本对其参加继续教育的作用要更大一些，合计起来，其总效应为0.396。
在职业培训方面，模型（8）中亲城型社会资本的系数为-0.538，说明对那些人力资本成长取向较低的人来说，亲城型社会资本会使其参加职业培训的几率明显降低。在模型（8）中交叉变量人力资本成长变量与亲城型社会资本交互项的系数显著为正，为0.576，说明相对于低成长效用的“非成长型”的新生代农民工而言，亲城型社会资本能促进高成长效用的“成长型”新生代农民工参加职业培训，亲城型社会资本对“成长型”农民工参加职业培训的总效应仍为正数，为0.038。
显然，城市居民所提供的信息在新生代农民工进行继续教育和职业培训决策中起着重要作用。一方面，城市居民很可能更认同继续教育与学历的作用，而对职业培训的作用认识不够。这使得他们对参加职业培训和继续教育产生了两种相反的提议——主张新生代农民工参加广播电视大大学、成人高等教育、高等教育自学考试、学历文凭教育、网络大学等形式的继续教育，而不太赞成职业培训。可以相印证的是，农民工在回答“选择继续教育主要受到谁的影响”这一问题时，60%的人承认主要受到城市亲友的影响——包括在城市接受高等教育的昔日同学的影响，29%的人主要受家人影响，而只有7%的人受工友的影响，其余4%则受招生广告等因素的影响。另一方面，城市居民身上所掌握的一些知识和技能，特别是一些关于城市生活的通识性知识，完全可以通过人际交往的“非正式”渠道传授给农民工亲友，这很有可能代替了一部分“非成长型”农民工的职业培训。
2．亲乡型社会资本对两种人力资本投资参与决策的影响。
亲乡型社会资本对两类不同成长效用的新生代农民工参加继续教育和职业培训均产生了明显的抑制作用。
在模型（7）和模型（8）中亲乡型社会资本的系数均为负，分别为-0.150、-0.175，说明亲乡型的社会资本会抑制那些“非成长型”新生代农民工对职业培训和继续教育的参与程度。模型（7）与模型（8）中成长变量与亲乡型社会资本交互项的系数均不显著，说明无论人力资本成长取向是高还是低，亲乡型社会资本都会降低新生代农民工对职业培训的参与概率。这意味着，在“物以群分，人以类聚”的人际氛围下，亲乡型社会资本在很大程度上阻碍了农民工的人力资本投资。究其原因，农民工的老乡群体在经济文化等方面具有相似的特征，进城农民工习惯并乐于同老乡频繁交往，这在客观上减少了他们与市民互动的机会, 而更多选择在群体内部娱乐或自我消磨时光；同时，新生代农民工的从众心理也使得他们“随大流”，从而大大降低了自身参与人力资本投资的程度。
至此，假设二得到了部分验证，即假设二中关于“亲城型社会资本会促进人们参与继续教育”、“亲乡型的社会资本会阻碍人们参与人力资本投资”均得到了验证，但关于亲城型社会资本一定会促进人们参加职业培训的假设则不成立，应修正为亲城型社会资本虽然对低成长效用的农民工参加职业培训有替代效应，但是亲城型社会资本对高成长效用的新生代农民工参加职业培训仍有促进作用。
统计数据也表明，那些同时具有高人力资本成长取向和亲城型社会资本的新生代农民工，有高达37%的人参加了各种形式的继续教育，而那些低人力资本成长取向和缺乏亲城型社会资本的新生代农民工，只有大约13%的比例参加了继续教育。同时，那些具有高人力资本成长取向和亲城型社会资本的新生代农民工在职业培训的参与率上也比低人力资本成长取向和缺乏亲城型社会资本的新生代农民工要高出10个百分点。而那些具有相同人力资本成长取向的新生代农民工，亲乡型社会资本的确使他们对两种人力资本的参与率变得更低,其中，参加继续教育的参与率降低了6个百分点，职业培训的参与率降低了11个百分点。事实上，我们在对新生代农民工进行深度访谈时也发现，农民工与同在一个工厂的老乡之间，往往有更多的娱乐活动，如逛街、打牌、玩游戏等等。
综上，近朱者赤，近墨者黑，人和人之间的互动确实会产生人力资本积累的外部性（Manski, 2000；Rothstein，2006；陆铭、张爽，2007）。其中，新生代农民工与同为农民工的“老乡”之间的交往产生了明显的同群效应(peer effect)，阻碍了农民工进行人力资本投资。但新生代农民工与市民亲友的交往则对人力资本的积累具有较明显的促进作用，特别是对于提高继续教育的参与率有重要的正效应，那些在城市有较多亲友的新生代农民工更倾向于参加人力资本投资。
六、结论与建议
本文发现，新生代农民工的人力资本投资行为较为复杂。首先，在很大程度上，新生代农民工自身的成长愿望在人力资本投资中起着十分重要的作用，那些具有“高成长效用”的农民工往往愿意为人力资投资支付更多，其工资的增长会导致其人力资本支出的增长；但工资的增长并不会使“低成长效用”的农民工显著增加其人力资本投资支出，这很可能缘于新生代农民工对人力资本投资风险的规避。其次，社会资本在人力资本投资参与决策中起着重要作用：亲城型社会资本会显著增加农民工对继续教育的参与概率，且对“高成长效用者”的正面影响更大；而亲乡型社会资本无论对“高成长效用者”或是“低成长效用者”，都会降低他们对继续教育和职业培训的参与概率，显示出亲乡型社会资本具有明显的“同群效应”，在同一个工厂务工或住同一宿舍的老乡之间往往产生人力资本积累的负外部性。此外，研究也发现新生代农民工人力资本投资的其他行为特征：参加继续教育和职业培训均会显著增加新生代农民工的人力资本投资支出，且高成长效用取向者增加的幅度明显高于低成长效用取向者，过去的人力资本投资经历会增加当前参与人力资本投资的概率；生存型消费与享受型消费会显著减少人力资本投资；超时劳动对参加继续教育有阻碍作用，而“学习型休闲时间”则会非常显著地增加所有人的人力资本投资。
上述结论显然对新生代农民工人力资本的再开发具有重要的启发意义。一是在选择农民工参加职业培训或继续教育项目时，应优先考虑那些具有强烈成长愿望的新生代农民工，尽量不搞“一刀切”。二是要努力降低新生代农民工的人力资本投资风险，增加面向新生代农民工的人力资本投资项目的实用性与有效性，提高教育与培训的质量，保障人力资本投资的较高回报。政府和企业应当增加产业工人的成长渠道，大力发展职业技术教育[1]，建立涵盖各类劳动者和职业生涯各个阶段的技能提升与储备计划，建立产业工人终身学习体系，提高人力资本投资项目的可及性与针对性。三是要努力降低农民工之间的“群分效应”，促进新生代农民工在新型城镇化过程中更好地融入城市社会，企业和社会要在农民工群体中大力宣传人力资本投资的重要性，传递“知识就是力量 ，技术就是本钱”的信息。此外，规范劳动用工制度，加强面向农民工的公共服务，降低新生代农民工的城市生活成本，也将是促进其人力资本投资的重要方面。
参考文献：