周闖

H摘要：將雇主是否提供一年期及以上勞動合同作為就業(yè)穩(wěn)定性的劃分，采用二元離散選擇模型分解方法分析了農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性差異。研究表明：農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比顯著低于城鎮(zhèn)職工，主要原因在于其教育水平和工作經(jīng)驗與城鎮(zhèn)職工存在較大的差距，市場歧視所產(chǎn)生的影響小于這兩類人力資本差距的影響；女性農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性盡管存在著戶籍和性別的雙重負(fù)效應(yīng)，但雙重負(fù)效應(yīng)仍低于人力資本差距的影響。此外，城鎮(zhèn)公共就業(yè)服務(wù)對農(nóng)民工較低的覆蓋率以及農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工就業(yè)的行業(yè)差異也對就業(yè)穩(wěn)定性差異給出了一定程度的解釋。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民工；就業(yè)穩(wěn)定性；雙重負(fù)效應(yīng)

中圖分類號：F241.1文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2014）06-0069-10

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2014.06.007

The Employment Stability Differentials between Migrant Workers and Urban Workers：

The Doublenegative Effect for Female Migrant Workers

ZHOU Chuang

（Center for Econometric Analysis and Forecasting， Dongbei University of Finance and

Economics， Dalian 116025，China）

Abstract：We distinguish the stable employment as signing over one year contract with employers and investigate the employment stability difference between migrant workers and urban workers applying the decomposition technique to binary outcome model. The results show： the ratio of stable employment in migrant workers is significantly lower than that in urban workers and the difference in education and in experience contributed to the ratio gap most； the ratio gap explained by discrimination is lower than that can be explained by the difference in human capital； the multiple levels of discrimination due to being a woman and a migrant at the same time intersect for female migrant workers， but the doublenegative effect is also smaller than the effect explained by the difference in human capital. In addition， the lower coverage of public employment service in migrant workers and the difference in the employment industry can also explain the ratio gap modestly.

Keywords：migrant workers； employment stability； the doublenegative effect

一、引言

改革開放以來，隨著勞動密集型服務(wù)業(yè)的發(fā)展，中國的人口紅利優(yōu)勢逐步顯現(xiàn)。在人口紅利得以最大程度發(fā)揮的過程中，向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的農(nóng)村剩余勞動力起到了至關(guān)重要的作用，然而，近些年頻繁出現(xiàn)的“用工荒”現(xiàn)象則清晰地預(yù)示著人口紅利正在逐漸減弱。在人口紅利減弱的背景下，城鎮(zhèn)勞動力市場卻仍然存在著對農(nóng)民工的歧視現(xiàn)象，農(nóng)民工的工資收入與城鎮(zhèn)職工相比一直存在較大的差距。除收入之外，農(nóng)民工在就業(yè)機(jī)會、醫(yī)療保障、子女教育等方面一直無法享受與城鎮(zhèn)職工相同的待遇。戶籍歧視的存在制約了勞動力資源的利用效率。已有的關(guān)于戶籍歧視的研究主要關(guān)注于農(nóng)民工在工資收入上所受到的歧視，使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，通過量化分析方法刻畫農(nóng)民工受到的歧視程度[1～5]，而對于農(nóng)民工在就業(yè)穩(wěn)定性、就業(yè)后福利等方面所受歧視的量化研究則較為鮮見，這使我們無法系統(tǒng)地理解戶籍歧視的全貌。

戶籍歧視的分析主要集中于工資收入方面，其原因在于以瓦哈卡-布林德（OaxacaBlinder）方法為代表的對連續(xù)因變量差異進(jìn)行分解的方法為工資收入的戶籍差異分析提供了基礎(chǔ)[6～7]。當(dāng)因變量為定性選擇變量時，需要將分解方法向非線性領(lǐng)域拓展，由于非線性模型本身的特征，這一領(lǐng)域的進(jìn)展較為緩慢，但是這類分解方法卻是分析諸如就業(yè)比例差異、就業(yè)類型差異等問題的基礎(chǔ)。較早在這領(lǐng)域進(jìn)行嘗試的是哥穆爾卡（Gomulka）和斯特恩（Stern），他們將OaxacaBlinder方法拓展到了受限因變量模型中的Probit模型[8]。隨后，尼爾森（Nielsen）則將OaxacaBlinder方法拓展到了Logit模型[9]。費爾利（Fairlie）對二元離散選擇模型分解方法進(jìn)行了系統(tǒng)研究，將二元離散變量的組間差異進(jìn)一步分解為解釋變量組間差異的貢獻(xiàn)和不可解釋部分[10]。二元離散選擇模型分解方法拓展了歧視研究的范圍，國外已有學(xué)者采用二元離散選擇模型分解方法對就業(yè)歧視開展了量化研究，比如莫漢蒂（Mohanty）分析了美國就業(yè)的性別歧視[11]；阿卡德（Arcand）和比阿特麗斯（Béatrice）研究了巴西勞動力市場中就業(yè)的性別歧視[12]；利瓦諾斯（Livanos）等對希臘和英國的就業(yè)性別歧視進(jìn)行了對比分析等[13]。

本文將分析的焦點集中于城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的差異上。穩(wěn)定的就業(yè)能夠強(qiáng)化雇主和雇工之間的信任，使雇主有動力對雇工進(jìn)行職業(yè)培訓(xùn)，進(jìn)而能夠提升雇工的人力資本水平，為雇工帶來更高的收入。此外，穩(wěn)定的就業(yè)能夠穩(wěn)定雇工未來的收入預(yù)期，促進(jìn)消費水平的提升。當(dāng)前，關(guān)于就業(yè)穩(wěn)定性的研究并不多見，有代表性的研究是羅楚亮和黃乾的工作，前者得到了城鎮(zhèn)住戶穩(wěn)定性就業(yè)和非穩(wěn)定性就業(yè)間工資差距擴(kuò)大，并且歧視因素所起的作用越來越大的結(jié)論，后者則分析了農(nóng)民工內(nèi)部穩(wěn)定性就業(yè)和非穩(wěn)定性就業(yè)間的工資差異，得到的結(jié)論是約40%的工資差異是由個人稟賦差異引起的，而剩余的60%要歸因于就業(yè)差異[14～15]。影響農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的因素與影響城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的因素存在怎樣的差異，農(nóng)民工在獲得穩(wěn)定就業(yè)機(jī)會上與城鎮(zhèn)職工是否相同，人力資本因素和歧視因素能夠?qū)蜆I(yè)穩(wěn)定性的戶籍差異給出多大的解釋？現(xiàn)有的研究并沒有對這些問題給出清晰的答案。明確這些問題不僅能夠豐富我們對歧視的認(rèn)識，而且能夠為制定增強(qiáng)農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性，促進(jìn)其城鎮(zhèn)融合的公共政策提供啟示。

二、分析框架

為分析農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性差異，首先應(yīng)構(gòu)建農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工是否穩(wěn)定就業(yè)的二元離散選擇模型。假定決定農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工是否穩(wěn)定就業(yè)的潛在因素pjki線性可加地取決于可觀測因素xjki和不可觀測因素εjki。其中，j和k用來標(biāo)識個體i的身份：當(dāng)個體i為城鎮(zhèn)職工時，j=u；為農(nóng)民工時，j=r；當(dāng)個體i為男性時，k=m；為女性時，k=f。在這種情況下，個體i是否穩(wěn)定就業(yè)的二元離散選擇模型可以表示為：

pjki=xjkiβjk+εjki

yjki=1pjki>0

0pjki≤0

Pr（yjki=1）=Pr（xjkiβjk+εjki>0）=F（xjkiβjk）（1）

其中，βjk表示可觀測因素的系數(shù)向量，yjki為標(biāo)識個體i是否穩(wěn)定就業(yè)的二元變量，當(dāng)個體i穩(wěn)定就業(yè)時取值為1，否則取值為0。Pr（·）表示個體i穩(wěn)定就業(yè)的概率，F(xiàn)（·）表示-εjki的累積分布函數(shù)，如果εjki服從Logistic分布，（1）式為Logit模型，如果εjki服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，（1）式為Probit模型。

進(jìn)一步，男性城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異可以分解成由可觀測因素差異所能解釋的部分E^和不可解釋的歧視部分D^：y—um-y—rm=[F—（Xumiβ^um）-F—（Xrmiβ^um）]E^+[F—（Xrmiβ^um）-F—（Xrmiβ^rm）]D^（2）

其中，F(xiàn)—（Xumiβ^um）=[∑Numi=1F（Xumiβ^um）]/Num，F(xiàn)—（Xrmiβ^um）=[∑Nrmi=1F（Xrmiβ^um）]/Nrm，F(xiàn)—（Xrmiβ^rm）=[∑Nrmi=1F（Xrmiβ^rm）]/Nrm，β^um和β^rm分別表示男性城鎮(zhèn)職工和男性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)方程的回歸系數(shù)，Num和Nrm分別表示男性城鎮(zhèn)職工和男性農(nóng)民工的樣本數(shù)量

女性城鎮(zhèn)職工與女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比差異y—uf-y—rf、男性城鎮(zhèn)職工和女性城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)比差異y—um-y—uf以及男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比差異y—rm-y—rf的分解方法與此類似。。對于Logit模型，（2）式嚴(yán)格相等；對于Probit模型，（2）式并不嚴(yán)格相等，但非常接近

本文認(rèn)為在沒有戶籍歧視的情況下，農(nóng)民工可以獲得與城鎮(zhèn)職工相等的穩(wěn)定就業(yè)機(jī)會，而在沒有性別歧視的情況下，女性可以獲得與男性相等的穩(wěn)定就業(yè)機(jī)會，因此，在對城鎮(zhèn)職工與農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比差異進(jìn)行分解時，可解釋部分的權(quán)重采用城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)方程的系數(shù)，在對男性和女性穩(wěn)定就業(yè)比差異進(jìn)行分解時，可解釋部分的權(quán)重采用男性穩(wěn)定就業(yè)方程的系數(shù)。。

在將城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異分解成可解釋部分和不可解釋部分后，根據(jù)費爾利的方法[16]可以進(jìn)一步對可解釋部分加以分解，最終確定每個可觀測因素的差異對就業(yè)比差異的貢獻(xiàn)。為闡述方便，假定男性城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工的樣本數(shù)量相同，即Num=Nrm，并且方程中只有兩個可觀測因素，即Xi=（1x1ix2i），依據(jù)β^um對男性城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工中每個個體穩(wěn)定就業(yè)的概率進(jìn)行預(yù)測，并分別對兩個群體中的個體按照預(yù)測的穩(wěn)定就業(yè)概率進(jìn)行排序，再將兩個群體中處于相同排序位置上的個體進(jìn)行一對一的匹配，對預(yù)測的穩(wěn)定就業(yè)概率求差后，再對所有個體求和，可以得到由可觀測因素x1的組間差異所引起的穩(wěn)定就業(yè)比的組間差異，具體為：

E1=1Num∑Numi=1[F（β^0um+xum1iβ^um1+xum2iβ^um2）-F（β^0um+xrm1iβ^um1+xum2iβ^um2）] （3）

由可觀測因素x2的組間差異所引起的穩(wěn)定就業(yè)比的組間差異為：

E2=1Num∑Numi=1[F（β^0um+xrm1iβ^um1+xum2iβ^um2）-F（β^0um+xrm1iβ^um1+xrm2iβ^um2）] （4）

現(xiàn)實中，Num和Nrm并不相等，如果Num>Nrm，可從Num中隨機(jī)抽取Nrm個樣本，依據(jù)上面的方法得到一次分解結(jié)果，將這一過程反復(fù)進(jìn)行多次，并將多次得到的分解結(jié)果進(jìn)行平均。此外，為解決路徑依賴問題，在每一次抽取樣本進(jìn)行分解的過程中，隨機(jī)化可觀測因素的排序，再將多次的分解結(jié)果平均，最終得到穩(wěn)定就業(yè)比差異中每個可觀測因素差異的貢獻(xiàn)。

借鑒薩莫蘇?。⊿hamsuddin）在工資分析中的雙重負(fù)效應(yīng)分析思想[17]，本文將費爾利方法[18]加以拓展，分析女性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的雙重負(fù)效應(yīng)。男性城鎮(zhèn)職工與女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異可以分解為戶籍差異（男性城鎮(zhèn)職工和男性農(nóng)民工）和性別差異（男性農(nóng)民工與女性農(nóng)民工）兩部分：

y—um-y—rf=y—um-y—rm+y—rm-y—rf=F—（Xumiβ^um）-F—（Xrmiβ^um）E2+F—（Xrmiβ^um）-F—（Xrmiβ^rm）D2+

F—（Xrmiβ^rm）-F—（Xrfiβ^rm）E1+F—（Xrfiβ^rm）-F—（Xrfiβ^rf）D1（5）

雙重負(fù)效應(yīng)由戶籍歧視成分D1和性別歧視D2兩部分構(gòu)成。作為另一種可選擇的分解方法，男性城鎮(zhèn)職工與女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異可以分解為性別差異（男性城鎮(zhèn)職工與女性城鎮(zhèn)職工）和戶籍差異（女性城鎮(zhèn)職工與女性農(nóng)民工）兩部分：

y—um-y—rf=y—um-y—uf+y—uf-y—rf=F—（Xumiβ^um）-F（Xufiβ^um）+E2F—（Xufiβ^um）-F（Xufiβ^uf）D2+

F—（Xufiβ^uf）-F（Xrfiβ^uf）E1+F—（Xrfiβ^uf）-F（Xrfiβ^rf）D1（6）

同樣，雙重負(fù)效應(yīng)由戶籍歧視成分D1和性別歧視D2兩部分構(gòu)成。

三、數(shù)據(jù)來源與變量的選取

1.數(shù)據(jù)來源

本文分析所使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭收入項目2007年的調(diào)查數(shù)據(jù)，該項目對城鎮(zhèn)住戶、進(jìn)城務(wù)工人員和農(nóng)村住戶分別進(jìn)行了調(diào)查。數(shù)據(jù)包括了家庭成員的基本特征、身體健康情況、教育和培訓(xùn)經(jīng)歷、就業(yè)狀況、孩子的教育情況、社會關(guān)系等信息，為就業(yè)和工資方面的相關(guān)研究提供了豐富而翔實的數(shù)據(jù)。本文采用城鎮(zhèn)住戶和進(jìn)城務(wù)工人員的調(diào)查數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)居民和進(jìn)城務(wù)工人員的工作類型包括“固定工”、“長期合同工”、“短期合同工”、“無合同的臨時工”、“領(lǐng)工資的家庭幫工”、“自我經(jīng)營者”、“打零工”和“其他”，從就業(yè)穩(wěn)定性來看，“固定工”和“長期合同工”最為穩(wěn)定，因此，本文將這兩類就業(yè)定義為穩(wěn)定就業(yè)，而將其他類型的就業(yè)定義為非穩(wěn)定就業(yè)。將樣本限制為年齡在16～60歲之間的個體，并剔除未就業(yè)和信息缺失的個體，最終得到城鎮(zhèn)職工就業(yè)樣本6912個，其中男性樣本3880個，女性樣本3032個；農(nóng)民工就業(yè)樣本7017個，其中男性樣本4112個，女性樣本2905個。表1給出了城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)和非穩(wěn)定就業(yè)的樣本分布情況。可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比要明顯低于城鎮(zhèn)職工，男性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比低于男性城鎮(zhèn)職工36.46個百分點，而女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比低于女性城鎮(zhèn)職工38.54個百分點。此外，男性穩(wěn)定就業(yè)比要高于女性，男性城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)比高于女性城鎮(zhèn)職工4.72個百分點，男性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比高于女性農(nóng)民工6.80個百分點。穩(wěn)定就業(yè)比無論是在戶籍間還是在性別間都存在差異，然而這種差異是由稟賦差異引起的，還是由歧視因素產(chǎn)生的，還需要進(jìn)一步分析。

2. 變量的選取

個體能否穩(wěn)定就業(yè)是市場需求和供給意愿共同作用的結(jié)果。從市場需求角度看，企業(yè)是否提供長期合約，主要取決于個體的人力資本水平。從供給意愿來看，除人力資本因素外，個體的家庭因素也會影響其尋找穩(wěn)定工作的意愿。此外，個體尋找工作的途徑、所處的行業(yè)以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)環(huán)境也會對個體獲得穩(wěn)定工作的概率產(chǎn)生影響?；谝陨峡紤]，本文首先在穩(wěn)定就業(yè)方程中包含了年齡、教育水平、工作經(jīng)驗和健康四個變量。同時為檢驗對農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性是否存在二次效應(yīng)，在回歸方程中引入了年齡的平方項[19]。經(jīng)典的明瑟方程認(rèn)為工作經(jīng)驗對個體工資水平的影響具有二次效應(yīng)，多數(shù)經(jīng)驗研究也證實了這一理論，但工作經(jīng)驗對個體獲得穩(wěn)定工作的概率是否同樣具有二次效應(yīng)則尚待檢驗，為此本文在就業(yè)方程中引入經(jīng)驗的平方項。其次，考慮家庭因素對穩(wěn)定就業(yè)概率的影響，本文在就業(yè)方程中包含了婚姻狀況、學(xué)齡前孩子和家庭其他人收入三個變量。無論是理論研究還是經(jīng)驗研究都強(qiáng)調(diào)家庭因素對個體的就業(yè)意愿具有重要的影響，但家庭因素對個體獲得穩(wěn)定工作的概率會產(chǎn)生怎樣的影響，還有待進(jìn)一步分析。最后，本文在穩(wěn)定就業(yè)方程中包含了就業(yè)途徑、行業(yè)和區(qū)域代理變量。在就業(yè)途徑的分類上，本文將通過政府、社區(qū)和商業(yè)職業(yè)介紹中介機(jī)構(gòu)獲得工作的方式統(tǒng)一歸為“社會中介”，將通過招聘廣告和直接申請獲得工作的方式歸為“自己尋找”，而將通過家人、親戚、朋友、熟人介紹及其他途徑獲得工作的方式歸為“關(guān)系網(wǎng)絡(luò)及其他”。在行業(yè)的劃分上，本文將第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)歸為行業(yè)1，將第三產(chǎn)業(yè)中的批發(fā)零售、住宿餐飲、服務(wù)業(yè)三個勞動密集型行業(yè)歸為行業(yè)2，將第三產(chǎn)業(yè)中的其他行業(yè)歸為行業(yè)3。在區(qū)域的劃分上，按照調(diào)查樣本所在的省份分為東部、中部和西部三個區(qū)域。

表2給出了變量的統(tǒng)計描述。可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)職工的平均年齡要明顯大于農(nóng)民工，男性城鎮(zhèn)職工的平均年齡比男性農(nóng)民工高9.2歲，女性城鎮(zhèn)職工的平均年齡比女性農(nóng)民工高7.2歲。從教育水平來看，城鎮(zhèn)職工的教育水平要高于農(nóng)民工，男性和女性城鎮(zhèn)職工中具有大專及以上教育水平的比例最高，分別為41.7%和41.2%，而男性和女性農(nóng)民工中具有初中文化水平的比例最高，分別為55.4%和54.9%。從自評健康狀況來看，農(nóng)民工較低的平均年齡使其健康狀況要好于城鎮(zhèn)職工，男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工自評身體狀況為“好”或“非常好”的比例分別為88.3%和82.2%，而男性城鎮(zhèn)職工和女性城鎮(zhèn)職工則分別為75.6%和74.3%。從工作經(jīng)驗來看，城鎮(zhèn)職工從事當(dāng)前職業(yè)的年限顯著高于農(nóng)民工，男性城鎮(zhèn)職工和女性城鎮(zhèn)職工從事當(dāng)前職業(yè)的年限分別為13.8年和10.7年，而男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工則分別為5.3年和4.3年。從工作獲得途徑來看，男性城鎮(zhèn)職工通過社會中介獲得工作的比例最高，而自己尋找和通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)獲得工作的比例要低于通過社會中介獲得工作的比例，

女性城鎮(zhèn)職工通過三種方式獲得工作的比例相當(dāng)；農(nóng)民工獲得工作的主要途徑是通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，這一比例接近于60%，通過其他幾種方式獲得工作的比例較低。家庭因素中，農(nóng)民工具有學(xué)齡前孩子的比例要高于城鎮(zhèn)職工，而已婚比例和家庭其他人平均收入要低于城鎮(zhèn)職工。在就業(yè)的行業(yè)分布上，城鎮(zhèn)職工在第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的比例最高，在第三產(chǎn)業(yè)的勞動密集行業(yè)就業(yè)的比例次之，而農(nóng)民工則在第三產(chǎn)業(yè)的勞動密集行業(yè)就業(yè)的比例最高，而在第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的比例次之。從統(tǒng)計結(jié)果來看，城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工在人力資本水平、獲得工作的途徑、家庭情況以及就業(yè)的行業(yè)分布上都存在一定的差異，這些差異能夠在多大程度上對就業(yè)穩(wěn)定性的差異給出解釋，還需要通過分解方法來確定。最后，從性別的角度來看，無論是在城鎮(zhèn)職工內(nèi)部還是農(nóng)民工內(nèi)部，男性的年齡、自評健康狀況和工作經(jīng)驗都要大于女性，而男性的教育水平與女性相當(dāng)，男性家庭其他人收入低于女性，而婚姻狀況和學(xué)齡前孩子比例與女性相當(dāng)，男性在第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的比例要高于女性，而女性更多地在第三產(chǎn)業(yè)的勞動密集型行業(yè)就業(yè)。同樣，各變量差異對穩(wěn)定就業(yè)比性別差異的解釋程度需要進(jìn)一步通過分解方法來確定。

四、結(jié)果分析

表3給出了男性城鎮(zhèn)職工、女性城鎮(zhèn)職工、男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工四個群體穩(wěn)定就業(yè)方程的Logit回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著年齡的增長，男性城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)的概率呈先下降后上升的正U型趨勢，拐點大約出現(xiàn)在45歲左右，而女性城鎮(zhèn)職工以及男性和女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)的概率則隨著年齡的上升呈現(xiàn)下降趨勢，并沒有體現(xiàn)出二次效應(yīng)。教育水平對于四個群體穩(wěn)定就業(yè)的概率均具有顯著的正向作用，從邊際效應(yīng)來看，男性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報要高于城鎮(zhèn)職工，女性城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報略高于農(nóng)民工；無論是城鎮(zhèn)職工還是農(nóng)民工，具有相同教育水平的女性獲得穩(wěn)定就業(yè)的概率都要大于男性，說明教育在女性獲得穩(wěn)定就業(yè)上發(fā)揮了更大的作用。健康對四個群體獲得穩(wěn)定就業(yè)的概率均具有正向作用，對男性農(nóng)民工獲得穩(wěn)定就業(yè)概率的正向作用要大于男性城鎮(zhèn)職工，對女性農(nóng)民工獲得穩(wěn)定就業(yè)概率的正向作用則小于女性城鎮(zhèn)職工，對女性城鎮(zhèn)職工獲得穩(wěn)定就業(yè)概率的影響要大于男性城鎮(zhèn)職工，但對于女性農(nóng)民工獲得穩(wěn)定就業(yè)概率的影響要小于男性農(nóng)民工。工作經(jīng)驗對于男性城鎮(zhèn)職工和女性城鎮(zhèn)職工獲得穩(wěn)定就業(yè)的概率具有正向作用，但由于二次項的系數(shù)為負(fù)值，說明這種正向促進(jìn)作用呈遞減趨勢。并且從系數(shù)估計值的大小來看，工作經(jīng)驗對女性城鎮(zhèn)職工獲得穩(wěn)定就業(yè)概率的正向作用要大于對男性城鎮(zhèn)職工的作用，然而工作經(jīng)驗對男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工獲得穩(wěn)定就業(yè)的促進(jìn)作用并不明顯。表2的統(tǒng)計結(jié)果表明農(nóng)民工從事當(dāng)前職業(yè)的年限較短，這種較短的工作年限并沒有體現(xiàn)出其促進(jìn)就業(yè)穩(wěn)定性的作用。

從工作獲得的途徑來看，男性城鎮(zhèn)職工通過社會中介獲得的工作最為穩(wěn)定，自己尋找獲得工作的穩(wěn)定性次之，而通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)獲得的工作最不穩(wěn)定，女性城鎮(zhèn)職工通過社會中介和自已尋找獲得工作的穩(wěn)定性差別并不明顯，同樣通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)獲得的工作也是最不穩(wěn)定的；對于農(nóng)民工來說，通過社會中介以及熟人介紹獲得的工作要比自己尋找獲得的工作更為穩(wěn)定些，然而，表2的統(tǒng)計結(jié)果表明農(nóng)民工通過社會中介獲得工作的比例是較低的，說明政府應(yīng)該有意識地將就業(yè)公共服務(wù)向農(nóng)民工傾斜，幫助農(nóng)民工獲得更為穩(wěn)定的工作。表示家庭因素的四個變量中，婚姻狀況和學(xué)齡前孩子對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工獲得穩(wěn)定就業(yè)的影響并不明顯，家庭其他人收入對城鎮(zhèn)職工獲得穩(wěn)定就業(yè)沒有影響，而對農(nóng)民工獲得穩(wěn)定就業(yè)具有負(fù)向作用，這可能是由于農(nóng)民工中從事非穩(wěn)定自主經(jīng)營就業(yè)的比例較高，這種自主經(jīng)營就業(yè)多以家庭為單位進(jìn)行，并且能夠獲得比穩(wěn)定就業(yè)更高的收入，因此，回歸分析中顯現(xiàn)出了家庭其他人較高的收入降低了就業(yè)穩(wěn)定性的作用。從行業(yè)變量的顯著性來看，無論是城鎮(zhèn)職工還是農(nóng)民工，在第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)具有較高的穩(wěn)定性，而在第三產(chǎn)業(yè)的勞動密集型行業(yè)就業(yè)的穩(wěn)定性是最低的。最后，區(qū)域變量對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性體現(xiàn)出了不同的作用。

在對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素進(jìn)行分析之后，我們采用費爾利的方法對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異進(jìn)行分解。表3的估計結(jié)果表明，年齡的平方項僅對男性城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性具有二次效應(yīng)，并且表示家庭因素的三個變量對城鎮(zhèn)職工獲得穩(wěn)定就業(yè)概率的影響并不顯著，因此，在分解的過程中去掉了年齡的平方項和表示家庭因素的變量，表4給出了分解結(jié)果。男性城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異為0.3646，可觀測因素差異解釋的穩(wěn)定就業(yè)比差異為0.2429，不可解釋的差異為0.1217，不可解釋部分占比為33.38%。在可解釋部分中，盡管年齡和健康對穩(wěn)定就業(yè)比差異的解釋能力較低，但卻對其給出了負(fù)向解釋，說明男性農(nóng)民工的年齡優(yōu)勢和較好的身體條件縮小了其與男性城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)比的差異。其他可觀測因素差異對穩(wěn)定就業(yè)比的差異都給出了正向解釋，其中教育和經(jīng)驗這兩個人力資本變量合計解釋了0.1606的穩(wěn)定就業(yè)比差異，占總差異的44.05%，就業(yè)途徑和就業(yè)行業(yè)的差異合計解釋了0.1031的穩(wěn)定就業(yè)比差異，區(qū)域差異對穩(wěn)定就業(yè)比差異的解釋能力較弱。女性城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異為0.3854，略大于男性城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異，但穩(wěn)定就業(yè)比差異的不可解釋部分占比為19.20%，小于男性城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比差異中不可解釋部分的占比。如果將不可解釋部分全部歸為歧視，則女性農(nóng)民工在就業(yè)穩(wěn)定性上受到的歧視要小于男性農(nóng)民工。與男性農(nóng)民工類似，女性農(nóng)民工較低的年齡和較好的身體條件成為其獲得穩(wěn)定就業(yè)的優(yōu)勢，但其與女性城鎮(zhèn)職工在教育和工作經(jīng)驗上的差異卻對穩(wěn)定就業(yè)比差異給出了更高的解釋，教育和經(jīng)驗合計解釋了0.2030的穩(wěn)定就業(yè)比差異，占總差異的52.67%，而就業(yè)途徑和行業(yè)合計解釋了0.1369的穩(wěn)定就業(yè)比差異。從分解結(jié)果來看，無論是男性還是女性，不可解釋部分對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比差異的貢獻(xiàn)都要小于人力資本差異對穩(wěn)定就業(yè)比差異的貢獻(xiàn)，這說明與戶籍歧視相比，農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的人力資本差異更應(yīng)該受到重視。

為度量女性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性是否受到戶籍與性別的雙重歧視，本文對城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)比的性別差異和農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的性別差異進(jìn)行了分解。男性城鎮(zhèn)職工和女性城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)比的差異為0.0472，其中可解釋部分為0.0295，不可解釋部分為0.0177，不可解釋部分占比為37.50%。在可解釋部分中，年齡差異對穩(wěn)定就業(yè)比差異的解釋為負(fù)向的，而其他因素對穩(wěn)定就業(yè)比差異的解釋都是正向的，工作經(jīng)驗的性別差異對穩(wěn)定就業(yè)比的差異給出了最大的解釋。男性農(nóng)民工和女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異為0.0680，大于城鎮(zhèn)職工穩(wěn)定就業(yè)比的性別差異，其中可解釋部分為0.0353，不可解釋部分為0.0327，不可解釋部分占比為48.09%，在所有可觀測因素中，行業(yè)差異對穩(wěn)定就業(yè)比差異給出了最大的解釋。將城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工進(jìn)行對比來看，農(nóng)民工內(nèi)部就業(yè)穩(wěn)定性的性別歧視程度要大于城鎮(zhèn)職工內(nèi)部就業(yè)穩(wěn)定性的性別歧視程度，而將性別歧視與戶籍歧視對比來看，就業(yè)穩(wěn)定性的性別歧視程度則要大于戶籍歧視程度。

從表4給出的分解結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，女性農(nóng)民工在就業(yè)穩(wěn)定性上不僅受到了一定程度的戶籍歧視，而且還受到了一定程度的性別歧視，即女性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性存在著雙重負(fù)效應(yīng)。根據(jù)（5）式和（6）式對男性城鎮(zhèn)職工和女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比的差異進(jìn)行分解，可以度量女性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的雙重負(fù)效應(yīng)。表5給出了分解結(jié)果，其中左側(cè)是根據(jù)（5）式得到的分解結(jié)果，而右側(cè)是根據(jù)（6）式得到的分解結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，雙重負(fù)效應(yīng)解釋了男性城鎮(zhèn)職工和女性農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)比差異的20.20%～35.69%，并且由于穩(wěn)定就業(yè)比的戶籍差異要遠(yuǎn)大于性別差異，導(dǎo)致戶籍因素產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)要大于性別因素產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)，前者約為后者的4倍。

五、結(jié)論與討論

本文采用二元離散選擇模型分解方法對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性差異進(jìn)行了分解。研究得到了如下結(jié)論：男性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報要高于城鎮(zhèn)職工，女性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報略低于城鎮(zhèn)職工，然而農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工在教育水平上的顯著差異，使農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性顯著低于城鎮(zhèn)職工；農(nóng)民工較差的工作穩(wěn)定性導(dǎo)致其從事當(dāng)前職業(yè)的時間較短，這種較短的工作經(jīng)驗不僅使增加就業(yè)穩(wěn)定性的效應(yīng)沒有得以顯現(xiàn)，而且加大了其與城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的差距；戶籍歧視導(dǎo)致農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性存在一定的差異，并且男性就業(yè)穩(wěn)定性的戶籍歧視程度要高于女性，但歧視對就業(yè)穩(wěn)定性差異的影響已小于人力資本差距的影響；女性農(nóng)民工是城鎮(zhèn)勞動力市場中就業(yè)的弱勢群體，其就業(yè)穩(wěn)定性受到戶籍與性別的雙重歧視，但這種雙重負(fù)效應(yīng)對就業(yè)穩(wěn)定性的影響仍然低于人力資本差距的影響；政府或職業(yè)介紹機(jī)構(gòu)等公共就業(yè)服務(wù)部門的幫助能夠顯著增加農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性，但農(nóng)民工通過公共服務(wù)部門獲得工作的比例較低，這種獲得就業(yè)服務(wù)上的差距對農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性差異給出了一定的解釋；農(nóng)民工更多地就業(yè)于第三產(chǎn)業(yè)中的勞動密集型行業(yè)，而城鎮(zhèn)職工更多地就業(yè)于第一和第二產(chǎn)業(yè)，這種就業(yè)行業(yè)差異所產(chǎn)生的行業(yè)隔離對就業(yè)穩(wěn)定性的差異也給出了一定的解釋。

農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的差異更多地體現(xiàn)在人力資本的差異上，戶籍歧視因素對就業(yè)穩(wěn)定性差異的貢獻(xiàn)相對較小，說明盡管城鎮(zhèn)勞動力市場在某種程度上還存在著由于制度因素所導(dǎo)致的效率損失，但這種損失已經(jīng)小于人力資本差異所產(chǎn)生的競爭效率。穩(wěn)定的就業(yè)能夠使農(nóng)民工的人力資本通過“干中學(xué)”不斷得到提升，并且能夠使農(nóng)民工對未來的收入形成穩(wěn)定的預(yù)期，由此避免頻繁的變換工作而收入?yún)s無法增加的低收入陷阱。當(dāng)前，除了要著力破除勞動力市場上存在的制度障礙外，更應(yīng)將關(guān)注的焦點轉(zhuǎn)向農(nóng)民工較低的人力資本水平上，通過各種可能的途徑縮小農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的人力資本差距，增強(qiáng)農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性。農(nóng)民工人力資本水平的積累包含兩個方面：遷移前在農(nóng)村接受教育形成的積累和遷移后在城鎮(zhèn)工作形成的二次積累?；诖耍环矫鎽?yīng)加大農(nóng)村地區(qū)教育的投入，特別是職業(yè)教育的投入，使農(nóng)民工在遷移前能夠具備專業(yè)的職業(yè)技能，為其在遷移后城鎮(zhèn)就業(yè)的議價能力提供支撐；另一方面應(yīng)為農(nóng)民工在城鎮(zhèn)進(jìn)行人力資本的再次積累提供條件，比如可以采用稅收優(yōu)惠政策引導(dǎo)教育培訓(xùn)機(jī)構(gòu)有意識地向農(nóng)民工傾斜，降低農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)的成本。此外，應(yīng)擴(kuò)大城鎮(zhèn)公共就業(yè)服務(wù)機(jī)構(gòu)對農(nóng)民工的覆蓋范圍，這不僅能增強(qiáng)農(nóng)民工就業(yè)的穩(wěn)定性，而且能夠降低用工企業(yè)和農(nóng)民工之間的信息不對稱性，增強(qiáng)用工企業(yè)和農(nóng)民工間的信任，促使用工企業(yè)對農(nóng)民工進(jìn)行在職培訓(xùn)，提升農(nóng)民工的人力資本水平。

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[16] 同[10].

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[18] 同[10].

[19] 同[14].

[責(zé)任編輯武玉，方志]

五、結(jié)論與討論

本文采用二元離散選擇模型分解方法對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性差異進(jìn)行了分解。研究得到了如下結(jié)論：男性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報要高于城鎮(zhèn)職工，女性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報略低于城鎮(zhèn)職工，然而農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工在教育水平上的顯著差異，使農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性顯著低于城鎮(zhèn)職工；農(nóng)民工較差的工作穩(wěn)定性導(dǎo)致其從事當(dāng)前職業(yè)的時間較短，這種較短的工作經(jīng)驗不僅使增加就業(yè)穩(wěn)定性的效應(yīng)沒有得以顯現(xiàn)，而且加大了其與城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的差距；戶籍歧視導(dǎo)致農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性存在一定的差異，并且男性就業(yè)穩(wěn)定性的戶籍歧視程度要高于女性，但歧視對就業(yè)穩(wěn)定性差異的影響已小于人力資本差距的影響；女性農(nóng)民工是城鎮(zhèn)勞動力市場中就業(yè)的弱勢群體，其就業(yè)穩(wěn)定性受到戶籍與性別的雙重歧視，但這種雙重負(fù)效應(yīng)對就業(yè)穩(wěn)定性的影響仍然低于人力資本差距的影響；政府或職業(yè)介紹機(jī)構(gòu)等公共就業(yè)服務(wù)部門的幫助能夠顯著增加農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性，但農(nóng)民工通過公共服務(wù)部門獲得工作的比例較低，這種獲得就業(yè)服務(wù)上的差距對農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性差異給出了一定的解釋；農(nóng)民工更多地就業(yè)于第三產(chǎn)業(yè)中的勞動密集型行業(yè)，而城鎮(zhèn)職工更多地就業(yè)于第一和第二產(chǎn)業(yè)，這種就業(yè)行業(yè)差異所產(chǎn)生的行業(yè)隔離對就業(yè)穩(wěn)定性的差異也給出了一定的解釋。

農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的差異更多地體現(xiàn)在人力資本的差異上，戶籍歧視因素對就業(yè)穩(wěn)定性差異的貢獻(xiàn)相對較小，說明盡管城鎮(zhèn)勞動力市場在某種程度上還存在著由于制度因素所導(dǎo)致的效率損失，但這種損失已經(jīng)小于人力資本差異所產(chǎn)生的競爭效率。穩(wěn)定的就業(yè)能夠使農(nóng)民工的人力資本通過“干中學(xué)”不斷得到提升，并且能夠使農(nóng)民工對未來的收入形成穩(wěn)定的預(yù)期，由此避免頻繁的變換工作而收入?yún)s無法增加的低收入陷阱。當(dāng)前，除了要著力破除勞動力市場上存在的制度障礙外，更應(yīng)將關(guān)注的焦點轉(zhuǎn)向農(nóng)民工較低的人力資本水平上，通過各種可能的途徑縮小農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的人力資本差距，增強(qiáng)農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性。農(nóng)民工人力資本水平的積累包含兩個方面：遷移前在農(nóng)村接受教育形成的積累和遷移后在城鎮(zhèn)工作形成的二次積累?；诖?，一方面應(yīng)加大農(nóng)村地區(qū)教育的投入，特別是職業(yè)教育的投入，使農(nóng)民工在遷移前能夠具備專業(yè)的職業(yè)技能，為其在遷移后城鎮(zhèn)就業(yè)的議價能力提供支撐；另一方面應(yīng)為農(nóng)民工在城鎮(zhèn)進(jìn)行人力資本的再次積累提供條件，比如可以采用稅收優(yōu)惠政策引導(dǎo)教育培訓(xùn)機(jī)構(gòu)有意識地向農(nóng)民工傾斜，降低農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)的成本。此外，應(yīng)擴(kuò)大城鎮(zhèn)公共就業(yè)服務(wù)機(jī)構(gòu)對農(nóng)民工的覆蓋范圍，這不僅能增強(qiáng)農(nóng)民工就業(yè)的穩(wěn)定性，而且能夠降低用工企業(yè)和農(nóng)民工之間的信息不對稱性，增強(qiáng)用工企業(yè)和農(nóng)民工間的信任，促使用工企業(yè)對農(nóng)民工進(jìn)行在職培訓(xùn)，提升農(nóng)民工的人力資本水平。

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[18] 同[10].

[19] 同[14].

[責(zé)任編輯武玉，方志]

五、結(jié)論與討論

本文采用二元離散選擇模型分解方法對城鎮(zhèn)職工和農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性差異進(jìn)行了分解。研究得到了如下結(jié)論：男性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報要高于城鎮(zhèn)職工，女性農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的教育回報略低于城鎮(zhèn)職工，然而農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工在教育水平上的顯著差異，使農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性顯著低于城鎮(zhèn)職工；農(nóng)民工較差的工作穩(wěn)定性導(dǎo)致其從事當(dāng)前職業(yè)的時間較短，這種較短的工作經(jīng)驗不僅使增加就業(yè)穩(wěn)定性的效應(yīng)沒有得以顯現(xiàn)，而且加大了其與城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的差距；戶籍歧視導(dǎo)致農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性存在一定的差異，并且男性就業(yè)穩(wěn)定性的戶籍歧視程度要高于女性，但歧視對就業(yè)穩(wěn)定性差異的影響已小于人力資本差距的影響；女性農(nóng)民工是城鎮(zhèn)勞動力市場中就業(yè)的弱勢群體，其就業(yè)穩(wěn)定性受到戶籍與性別的雙重歧視，但這種雙重負(fù)效應(yīng)對就業(yè)穩(wěn)定性的影響仍然低于人力資本差距的影響；政府或職業(yè)介紹機(jī)構(gòu)等公共就業(yè)服務(wù)部門的幫助能夠顯著增加農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性，但農(nóng)民工通過公共服務(wù)部門獲得工作的比例較低，這種獲得就業(yè)服務(wù)上的差距對農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的就業(yè)穩(wěn)定性差異給出了一定的解釋；農(nóng)民工更多地就業(yè)于第三產(chǎn)業(yè)中的勞動密集型行業(yè)，而城鎮(zhèn)職工更多地就業(yè)于第一和第二產(chǎn)業(yè)，這種就業(yè)行業(yè)差異所產(chǎn)生的行業(yè)隔離對就業(yè)穩(wěn)定性的差異也給出了一定的解釋。

農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工就業(yè)穩(wěn)定性的差異更多地體現(xiàn)在人力資本的差異上，戶籍歧視因素對就業(yè)穩(wěn)定性差異的貢獻(xiàn)相對較小，說明盡管城鎮(zhèn)勞動力市場在某種程度上還存在著由于制度因素所導(dǎo)致的效率損失，但這種損失已經(jīng)小于人力資本差異所產(chǎn)生的競爭效率。穩(wěn)定的就業(yè)能夠使農(nóng)民工的人力資本通過“干中學(xué)”不斷得到提升，并且能夠使農(nóng)民工對未來的收入形成穩(wěn)定的預(yù)期，由此避免頻繁的變換工作而收入?yún)s無法增加的低收入陷阱。當(dāng)前，除了要著力破除勞動力市場上存在的制度障礙外，更應(yīng)將關(guān)注的焦點轉(zhuǎn)向農(nóng)民工較低的人力資本水平上，通過各種可能的途徑縮小農(nóng)民工與城鎮(zhèn)職工的人力資本差距，增強(qiáng)農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性。農(nóng)民工人力資本水平的積累包含兩個方面：遷移前在農(nóng)村接受教育形成的積累和遷移后在城鎮(zhèn)工作形成的二次積累?；诖?，一方面應(yīng)加大農(nóng)村地區(qū)教育的投入，特別是職業(yè)教育的投入，使農(nóng)民工在遷移前能夠具備專業(yè)的職業(yè)技能，為其在遷移后城鎮(zhèn)就業(yè)的議價能力提供支撐；另一方面應(yīng)為農(nóng)民工在城鎮(zhèn)進(jìn)行人力資本的再次積累提供條件，比如可以采用稅收優(yōu)惠政策引導(dǎo)教育培訓(xùn)機(jī)構(gòu)有意識地向農(nóng)民工傾斜，降低農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)的成本。此外，應(yīng)擴(kuò)大城鎮(zhèn)公共就業(yè)服務(wù)機(jī)構(gòu)對農(nóng)民工的覆蓋范圍，這不僅能增強(qiáng)農(nóng)民工就業(yè)的穩(wěn)定性，而且能夠降低用工企業(yè)和農(nóng)民工之間的信息不對稱性，增強(qiáng)用工企業(yè)和農(nóng)民工間的信任，促使用工企業(yè)對農(nóng)民工進(jìn)行在職培訓(xùn)，提升農(nóng)民工的人力資本水平。

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[責(zé)任編輯武玉，方志]