呂靈華，卿樹濤 ，2，張友良

（1.湖南省委黨校 工商管理部，湖南 長沙 410006； 2.西南財經大學 經濟學院，四川 成都 610074）＊

一、引 言

在農民工勞動力市場，一方面由于經濟周期和產業(yè)結構的變化，導致供求關系的調整；另一方面，由于人力資本的積累導致勞雇雙方的彼此重新評價，原有的勞動合同可能會廢止，農民工再次擇業(yè)已經成為一個常態(tài)。再次擇業(yè)有利于提高資源配置效率，促進人力資本的積累。

盡管農民工的再次擇業(yè)已經成為事實，但相關的研究并不多，前期的研究主要關注的是農民工流通的問題，其中絕大部分集中于宏觀經濟政策環(huán)境以及不合理的戶籍制度、農民工非農就業(yè)政策以及對收入的影響等領域。韓長賦（2004）、呂靈華（2011）認為地域二元結構和城鄉(xiāng)二元經濟是農民工尋求非農就業(yè)和跨省流動的主要原因，但現行的戶籍制度在一定的程度上阻礙了農民工的跨省流動［1，2］；劉建進（1997）、梅建明（2003）、陸文聰等（2011）的實證研究結果顯示，除區(qū)域經濟發(fā)展水平、資源稟賦和非農收入等因素外，農民工的跨省流動以及非農就業(yè)決策還和性別、年齡、個人的人力資本和社會資本等有密切的聯(lián)系［3－5］；至于非農就業(yè)對農戶農業(yè)生產效率以及的影響，馮海發(fā)（1988）和韓?。?988）的研究表明，農民的非農就業(yè)有助于土地的流轉，產生規(guī)模經濟，增加農民農業(yè)生產收入［6］；郭力等（2011）利用中國中部六省的實際調查數據，使用logit模型對中部地區(qū)農民工跨省移動意愿進行了實證研究，其研究結論是：婚姻、教育水平、職業(yè)技能等是影響農民工跨省流動的主要因素［7］。

上述研究主要關注農村勞動力流動以及擇業(yè)問題，很少考察農村居民流動后的非農再次擇業(yè)特點。同時，現有的研究主要選擇教育程度、年齡、技能以及家庭土地規(guī)模等個人特征向量等作為解釋變量，沒有深入考慮區(qū)位因素以及產業(yè)結構的變換對農民工擇業(yè)行為的影響。此外，現有的研究大都使用的logit模型分析農民工的流動以及擇業(yè)行為，眾所周知，logit模型中的被解釋變量屬于二元選擇變量，這雖然能使分析簡化，但也存在明顯的不足，即沒有充分考慮農民工再次擇業(yè)。針對現有研究的不足，本文將使用嵌入式logit模型，基于湖南省實際調查的數據，研究農民工在再次擇業(yè)的特點。

二、理論框架與模型變量

農民工再次擇業(yè)行為是一個非常復雜的經濟現象，它與宏觀經濟運行態(tài)勢相關，譬如，當經濟處于蕭條階段時，順經濟周期的產業(yè)利潤率降低，可能會減少雇傭工人數量，逆經濟周期的產業(yè)有可能會增加雇傭工人數，這必然會引起人們擇業(yè)行為的變化。勞動力再次擇業(yè)也與家庭背景有關，根據Barnum and Squire（1979）以及Singh（1986）的觀點［8］，農戶是以家庭為單位追求家庭效用最大化，因此，家庭資產總量、其他成員收入狀況和家庭負擔對勞動力的再擇業(yè)有明顯的影響：如果家庭其他成員的收入較高，家庭抗風險能力相應較強，勞動力在再擇業(yè)的過程中承受的經濟壓力相應下降，勞動力再次擇業(yè)的概率有可能會增加；如果家庭負擔較大，勞動力再次擇業(yè)的概率就有可能相對下降。

農民工的再次擇業(yè)行為還與產業(yè)發(fā)展前景存在密切的聯(lián)系。較高的收入預期是農民工再次擇業(yè)的主要驅動力，高附加值的產業(yè)會吸引農民工從原有的崗位上轉移，低附加值的產業(yè)前景不明朗，企業(yè)為降低成本，農民工的收入可能呈絕對或相對下降之勢，為獲得更高的收入，原來在這些行業(yè)的農民工再次擇業(yè)的可能性增加。

根據上面的理論思考，本文將影響農民工再次擇業(yè)行為的主要因素概括為家庭特征變量、個人特征變量以及就業(yè)結構變量，解釋變量具體的含義見表1。

表1 主要解釋變量的含義及其測量

二、計量模型的建立

由于農民工再次擇業(yè)為非連續(xù)的決策，故建立在隨機效應理論基礎上的離散選擇模型（discrete choice model）適合于本研究。就離散選擇模型的被解釋變量而言，通常有兩種形式，一種是0～1選擇，一種是多元選擇，因此，對應的模型也相應的分為兩類：第一類為0～1選擇模型，另一類為多元選擇模型。多元選擇模型通常有兩種形式：多項式logit模型和嵌入式logit模型。二者之間的區(qū)別是：如果被解釋變量不滿足獨立性的假設條件，則使用嵌入式logit模型，反之，則使用多項式logit模型。

為反映產業(yè)結構的轉換對農民工再次擇業(yè)的影響，本文采用的是嵌入式logit模型，其決策的程序為，對于任一的農民工而言，其首先決定是否再次擇業(yè)，如果決定不再次擇業(yè)，決策過程結束，如果決定再次擇業(yè)，接下來決定是否轉換產業(yè)，決策過程見圖1。

圖1 二層巢嵌入式logit模型 的架構

在嵌入式logit模型中，相關的概率表達式為：

那么，農民工在再次擇業(yè)的過程中，是否轉換產業(yè)的概率為式（1）乘以式（2）。

θk和Ik說明了嵌入式logit模型的第一層和第二層之間的相互影響。Um所代表的包容值表示回歸的殘差項之間的相關性，包容值越接近1時方案的相關性越高；當包容值等于1時，嵌入式logit模型與多項式logit模型相同。由此可知多項式logit模型為嵌入式logit模型的一種特例。

在個人首先決定是再次擇業(yè)的效用函數中，將特征變量和家庭特征變量引入模型的第一層中；同時，將就業(yè)結構變量等被放入模型的第二層中，具體分析結果見表4。

三、基本資料的分析及樣本的描述性統(tǒng)計

調查問卷收集范圍集中在湖南省洞口、隆回、湘潭、長沙以及衡南等四縣，每個縣均發(fā)放200份，調查對象為2011年春節(jié)回鄉(xiāng)探親的跨省流動農民工，總共收回768份，有效答卷為712份，調查主要內容是2010年和2011年期間跨省流動農民工再擇業(yè)的情況。

研究中把自我雇傭者以及建筑零工排除在外，只對未轉換工作的雇傭者以及前后兩種狀態(tài)均被雇傭的進行分析，主要理由為：建筑零工，私營業(yè)主以及工商個體戶的再擇業(yè)行為多受非經濟行為的影響，與產業(yè)結構的變動無關，因而不符合本文的前提條件；把非自愿的再擇業(yè)行為也排除在外，因為這種情況并不是農民工主體的自愿選擇。

樣本再次擇業(yè)情況以及基本資料見表2和表3，從這些調查資料可以對中國大陸這兩年農民工再擇業(yè)態(tài)勢有一大致的了解：

（1）再次擇業(yè)的人數。2010年總共68位農民工進行了再次擇業(yè)，其中轉換產業(yè)的44人，不轉換產業(yè)24人；2011年進行再次擇業(yè)的稍有增加，總共72人，其中轉換產業(yè)的50人，不轉換產業(yè)的22人；2年內進行過兩次再擇業(yè)的有24人，其中轉換產業(yè)的16人，不轉換產業(yè)的8人。

表2 農民工再次擇業(yè)情況的調查表 單位：%

（2）再次擇業(yè)的產業(yè)分布情況。在2010年，有13位農民工從建筑業(yè)轉向制造業(yè)，有4位從建筑業(yè)轉向服務業(yè)，4位從制造業(yè)轉向服務業(yè)，1位從服務業(yè)轉向制造業(yè)；在2011年，13位農民工從建筑業(yè)轉向制造業(yè)，6位從建筑業(yè)轉向服務業(yè)，4位從制造業(yè)轉向服務業(yè)。這與中國大陸運行的態(tài)勢一致：隨著中央政府對房地產行業(yè)調控力度的增加以及國際經濟環(huán)境的惡化，建筑業(yè)的利潤大幅度下降，制造業(yè)的利潤水平也呈下降的趨勢，因而部分的農民工從建筑業(yè)和制造業(yè)轉向服務業(yè)就在所難免。

部分變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 模型變量的樣本描述性統(tǒng)計

表4 嵌入式logit模型估計結果①（case＝210）

四、計量結果分析

表4報告了嵌入式logit模型的估計結果。模型的第一層納入了家庭人口數、勞動力人數、家庭人均收入和家庭離中心城鎮(zhèn)距離等家庭特征變量以及婚姻、年齡、教育年限、職業(yè)技能等個人特征變量，第二層主要納入就業(yè)結構變量，包括擇業(yè)前收入水平、工作經驗以及再次擇業(yè)的產業(yè)上年度增長率等解釋變量；表4顯示，兩個IV值都在0和1之間，表明本研究收集的數據設計適合建立嵌入式logit模型；同時，回歸的對數似然值－84.88，通過了顯著性檢驗，說明回歸參數估計值至少有一項不為0，反映模型是合理的。

在模型的第一層中，大部分參數估計值的符號與預期一致，只是顯著性檢驗結果有所差異，具體而言，在與家庭特征有關的變量中，家庭人口數參數估計值小于0，沒有通過顯著性檢驗，這說明家庭人口數量對農民工是否再次擇業(yè)沒有顯著性的影響；家庭人均收入水平的參數估計值顯著大于0，這與前文的理論假說一致；而家庭勞動人數的參數估計值大于0，但沒有通過顯著性檢驗，這表明，農民工家庭勞動力數量的增加并沒有對農民工再擇業(yè)行為帶來顯著的影響，其可能的理由是農民工比較自立，不大愿意因自己的再擇業(yè)行為影響其他家庭勞動力成員；家庭離中心城鎮(zhèn)的距離的參數估計值小于0，也沒有通過顯著性檢驗，這意味著農民工原居住地區(qū)位條件的好壞沒有顯著地影響他們的再擇業(yè)行為。

在與農民工的個體特征有關的變量中，年齡、性別、婚姻以及教育年限的參數估計值在10%的水平下通過顯著性檢驗，其中性別項、婚姻項和與教育年限的參數符號是正的，年齡項的參數估計值0，這意味著，年紀大的較年紀小的、女性比男性、已婚者比未婚者、學歷較低者比學歷較高者更傾向于不轉換工作。從經驗上分析，與男性相比，女性較缺乏冒險精神，因而更加重視收入的穩(wěn)定，所以傾向于不轉換工作，與未婚者相比較，已婚者要兼顧家庭，故重新?lián)駱I(yè)的概率降低；與高學歷者相比較，低學歷者適應新的工作環(huán)境的能力相對較差，而且要求較低，更容易滿足現狀，當然會更加珍惜目前的工作。

在嵌入式模型的第二層中，總共包括三巢，第一巢為y1＝0，表示不重新?lián)駱I(yè)；第二巢為y1＝1，表示農民工放棄原有的崗位，進行重新?lián)駱I(yè)但不轉換產業(yè)；第三巢為y1＝2，表示農民工重新?lián)駱I(yè)時且轉換產業(yè)。

就擇業(yè)前的工資水平而言，擇業(yè)前收入水平的回歸參數估計值均通過顯著性檢驗，在第一巢中大于0，在第二巢和第三巢中小于0，這與經驗一致，如果擇業(yè)前收入水平較高，重新?lián)駱I(yè)的機會成本相應的增加，重新?lián)駱I(yè)的概率當然也會隨之下降；而且其參數估計值的絕對值在其所對應的巢中最大（常數項除外），這表明收入仍是農民工考慮重新?lián)駱I(yè)與否的重要因素。

就擇業(yè)前的工作經驗而言。工作經驗的回歸參數估計值在第一巢和在第二巢均大于0，在第三巢中小于0，但只有在第二巢和第三巢通過顯著性檢驗。這表示工作經驗越多，農民工是否保持原來職位沒有顯著的影響，但如果要重新?lián)駱I(yè)，也會盡量的避免轉換產業(yè)擇業(yè)。從理論上分析，工作經驗越豐富，其所積累的人力資本增加，農民工轉換工作的能力相應的增加，故使得重新?lián)駱I(yè)的概率增加，但是工作經驗屬于特定型的人力資本，如果轉換產業(yè)，則因工作經驗積累的人力資本在新的產業(yè)將失去部分或全部的價值創(chuàng)造功能，所以不轉換產業(yè)的概率下降。

就重新?lián)駱I(yè)前原產業(yè)的增長率而言。原產業(yè)增長率的回歸參數估計值在第一巢和第二巢大于0，在第三巢小于0，并且都通過顯著性檢驗，這說明，如果原產業(yè)的增長率較高，農民工會或者不重新?lián)駱I(yè)，但如果要進行重新?lián)駱I(yè)，也傾向于不換產業(yè)。這符合常識，因為原產業(yè)上年度增長率較高，在一定的程度上意味著產業(yè)前景較好，所以農民工傾向于不換產業(yè)；但與此同時，隨著產業(yè)前景的看好，廠商數量的增加以及原有規(guī)模增加，勞雇雙方都有更寬松的環(huán)境對彼此重新評價和配對，進而提高效率，自然導致?lián)Q工作但不換產業(yè)的概率增加。

五、結 論

再次擇業(yè)行為不僅是一常態(tài)的事實，也是勞動經濟學重點關注的課題之一。雖然該行為會中斷學習的連續(xù)性，在一定時間范圍內導致社會資源的閑置，但同時也有利于改善勞雇雙方的契合，進而提高資源配置的效率。目前，由于中國宏觀經濟面臨較大的下行壓力，傳統(tǒng)勞動力密集型產業(yè)的發(fā)展受到較大沖擊，產業(yè)結構調整正處于快速變化期，農民工再次擇業(yè)的概率較過去勢必增加。從農民工個體分析，他們不得不在不換工作、換工作但不換產業(yè)、換工作且換產業(yè)進行多項選擇，由于后兩選擇具有具有某種相似性，所以使用嵌入式logit模型最適合本研究?；诖耍疚脑噲D使用嵌入式logit模型研究產業(yè)結構的變化對農民工再次擇業(yè)行為的影響，模型估計的分支IV值也表明各選項之間確實存在一定的相關性，同時模型的對數似然值拒絕所有回歸參數值為0的假設，因而模型是合理的。

在嵌入式logit模型中，本研究把個人特征變量和家庭特征變量納入模型的第一層，把就業(yè)結構變量納入了模型的第二層。計量分析結果表明，在模型的第一層中，所有解釋變量參數估計值的符號與預期一致，而且大部分變量的回歸系數是顯著的：通常情況下，年齡較大者較年齡較低者、女性較男性、已婚者較未婚者、教育程度低者較教育程度高者不轉換工作，家庭人均收入水平較低者抗風險能力較低，更注重于保持收入的穩(wěn)定，因而相對于家庭人均收入水平較高者更傾向于不換工作；在模型的第二層中，本研究主要考慮的就業(yè)結構變量對轉換產業(yè)的影響，模型的估計結果顯示，重新?lián)駱I(yè)前收入水平較低者傾向于即換工作又換產業(yè)，工作經驗較多者傾向于不換工作或者換工作也不換產業(yè)，上年度在利潤水平較低行業(yè)工作的農民工傾向于轉換產業(yè)。

由于目前宏觀經濟運行的態(tài)勢處于相對蕭條期，工作崗位調整增加，農民工再次擇業(yè)的規(guī)模也必然呈擴大的態(tài)勢。根據本文的研究結論，其政策建議是很明確的，為了提高農民工再次擇業(yè)的能力：首先，提高低收入者家庭收入水平，增加他們的抗風險能力，減少他們在重新?lián)駱I(yè)過程中的顧慮，這有助于該群體的重新?lián)駱I(yè)；其次，由于女性、年齡較大者以及教育程度較低者是農民工中的相對弱勢群體，重新?lián)駱I(yè)的難度較大，因此在政策上應當對這部分群體予以適當的傾斜，增加他們重新就業(yè)的概率；再次，加大對農民工職業(yè)培訓力度，提高其職業(yè)適應能力；最后，培育更多的具有產業(yè)前景行業(yè)，以吸引更多的農民工進行重新?lián)駱I(yè)，增加再次擇業(yè)機會［9］。

應當指出的是，本文的調查資料集中于湖南省，而且樣本數有限，可能會以偏概全，但相對于全國的總體狀況而言，湖南是勞務輸出的大省，所以仍有一定的代表性。

注釋：

① 本研究所有計量回歸分析結果直接由STATA軟件直接給出。

［1］韓長賦：中國農民工發(fā)展趨勢與展望［J］.經濟研究，2006，（12）：4－12.

［2］呂靈華.解決農民工問題需城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、標本兼治［J］.湖湘論壇，2011，（6）：78－81.

［3］劉建進：一個農戶勞動力模型及有關農業(yè)剩余勞動力的實證研究［J］.中國農村經濟，1997，（6）：8－9.

［4］梅建明：工業(yè)化進程中農戶兼業(yè)經營問題的實證研究［J］.中國農村經濟，2003，（6）：23－26.

［5］陸文聰、吳連翠：兼業(yè)農民的非農就業(yè)行為及性別差異［J］.中國農村經濟，2011，（6）：28－31.

［6］馮海發(fā)：亦論兼業(yè)農戶的歷史命運——與陸一香同志商摧［J］.中國農村經濟，1998，（11）：6－9.

［7］郭力、陳浩、曹亞：產業(yè)回流背景下農民工跨省流動意愿的影響因素分析［J］.中國農村經濟，2011，（6）：5－8.

［8］Barnum，H.N.and Squire，L，：An Econometric Application of the Theoryof the Farm Household［J］.Journal of Development Economics，1979，6（1），79－102.

［9］何愛國.鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)體制下農民流動的變遷與反思［J］.湖湘論壇，2010，（4）：98－103.