明　娟，王明亮

(廣東工業(yè)大學(xué)　經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣東　廣州　510520)

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工作轉(zhuǎn)換能否提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量？

明娟，王明亮

(廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，廣東廣州510520)

摘要：工作轉(zhuǎn)換被認(rèn)為是從業(yè)者提升就業(yè)質(zhì)量最快和最有效的一種方式，而農(nóng)民工非農(nóng)職業(yè)轉(zhuǎn)換頻繁已經(jīng)成為當(dāng)前城市勞動(dòng)力市場(chǎng)一個(gè)普遍現(xiàn)象，工作轉(zhuǎn)換能否有效提升其就業(yè)質(zhì)量？本文利用RUMIC2008-2010面板數(shù)據(jù)，在區(qū)分受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)的情況下，探討了工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：從就業(yè)質(zhì)量總指數(shù)來(lái)看，工作轉(zhuǎn)換顯著降低了受雇就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量，而對(duì)自營(yíng)就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量的影響并不顯著。而將就業(yè)質(zhì)量通過(guò)分指標(biāo)表示時(shí)，發(fā)現(xiàn)工作轉(zhuǎn)換降低了受雇就業(yè)者的收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保率和勞動(dòng)合同的簽訂率，增加了勞動(dòng)時(shí)間。而對(duì)自營(yíng)就業(yè)者而言，工作轉(zhuǎn)換對(duì)工作時(shí)間和收入有顯著負(fù)影響，但對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率的影響不顯著。而采用“三年內(nèi)是否變換過(guò)工作”重新定義工作轉(zhuǎn)換，估計(jì)結(jié)果仍具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

關(guān)鍵詞：工作轉(zhuǎn)換；就業(yè)質(zhì)量；受雇就業(yè) ；自營(yíng)就業(yè)

一、引言

農(nóng)民工作為現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人的代表，已經(jīng)成為當(dāng)前工業(yè)化和新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的重要力量。不過(guò)2009-2014年《全國(guó)農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》的數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)前農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量總體偏低，就業(yè)質(zhì)量有待提升，突出表現(xiàn)在：外出務(wù)工月平均收入穩(wěn)步增加，但與城鎮(zhèn)職工的收入水平仍然存在較大差距；農(nóng)民工就業(yè)空間狹小，就業(yè)崗位具有高流動(dòng)性和高風(fēng)險(xiǎn)性，半數(shù)以上的外出農(nóng)民工仍在第二產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)就業(yè)；農(nóng)民工在就業(yè)中仍普遍存在加班、拖欠工資、社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋不足、勞動(dòng)合同簽訂率低等勞動(dòng)權(quán)益受損現(xiàn)象。中央城鎮(zhèn)化工作會(huì)議明確提出：把促進(jìn)有能力在城鎮(zhèn)穩(wěn)定就業(yè)和生活的常住人口有序?qū)崿F(xiàn)市民化作為首要任務(wù)，而穩(wěn)定的就業(yè)機(jī)會(huì)和更高的就業(yè)質(zhì)量(工作條件、勞動(dòng)強(qiáng)度、工作環(huán)境、勞動(dòng)權(quán)益)才能保障外出農(nóng)民工在城市的生存和發(fā)展能力，推動(dòng)外出農(nóng)民工真正融入城市，實(shí)現(xiàn)市民化。

推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，必須全面提高城鎮(zhèn)的就業(yè)創(chuàng)業(yè)保障水平和農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，而如何提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)換人口市民化進(jìn)程也成為社會(huì)關(guān)注的熱點(diǎn)[1]。工作搜尋-匹配理論認(rèn)為，工作轉(zhuǎn)換提供了一個(gè)勞動(dòng)力資源有效配置的市場(chǎng)機(jī)制，在勞動(dòng)力市場(chǎng)上工作搜尋者和就業(yè)需求方都是異質(zhì)的且均存在信息不完全問(wèn)題，初次匹配無(wú)法實(shí)現(xiàn)均衡，只有經(jīng)歷一系列的工作匹配、離職和新工作匹配，才能實(shí)現(xiàn)均衡。因此，工作轉(zhuǎn)換也成為從業(yè)者提升就業(yè)質(zhì)量(職位晉升和工資上漲)的最快和最有效的一種方式[2]。國(guó)外大量實(shí)證研究也顯示，工作轉(zhuǎn)換對(duì)工資和工作滿意度等就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)之間均存在顯著正相關(guān)關(guān)系，工作轉(zhuǎn)換甚至可以解釋職業(yè)生涯早期整個(gè)工資增長(zhǎng)的三分之一[3]。而在中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)上，就業(yè)者特別是農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換率較高，農(nóng)民工非農(nóng)職業(yè)轉(zhuǎn)換頻繁已經(jīng)成為城市勞動(dòng)力市場(chǎng)一個(gè)普遍現(xiàn)象。2012年清華大學(xué)社會(huì)學(xué)系聯(lián)合工眾網(wǎng)發(fā)布的《農(nóng)民工短工化就業(yè)趨勢(shì)研究報(bào)告》顯示，調(diào)查樣本中近三分之二的農(nóng)民工有換工作的經(jīng)歷，而四分之一是在過(guò)去7個(gè)月內(nèi)變換了工作，一半的農(nóng)民工是在過(guò)去兩年內(nèi)變換過(guò)工作[4]。

而農(nóng)民工能否通過(guò)工作轉(zhuǎn)換提升其薪酬待遇，獲得職業(yè)發(fā)展，從而最終融入城市，實(shí)證研究的結(jié)論并不一致。部分研究揭示，工作轉(zhuǎn)換是農(nóng)民工群體提高工資收入的主要方式[5]，也是農(nóng)民工爭(zhēng)取和維護(hù)自身權(quán)益的具體行動(dòng)，即“用腳投票”[6]。不過(guò)，也有研究指出，不同于初次非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)換(農(nóng)業(yè)向非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)換)顯著提升工資收入，再次的工作變換和職業(yè)流動(dòng)無(wú)助于提升工資待遇[7]，農(nóng)民工的再次職業(yè)流動(dòng)多為水平變動(dòng)[8]。

不過(guò)這些研究仍存在兩個(gè)問(wèn)題：一是，主要依賴于追憶數(shù)據(jù)，對(duì)于工作轉(zhuǎn)換的定義主要強(qiáng)調(diào)轉(zhuǎn)換工作的經(jīng)歷或者當(dāng)前工作與首次務(wù)工工作的差異，使得研究結(jié)果缺乏穩(wěn)健性，說(shuō)服力不強(qiáng)；第二，調(diào)查對(duì)象并沒有區(qū)分受雇就業(yè)者和自營(yíng)就業(yè)者，由于受雇就業(yè)者和自營(yíng)就業(yè)者在收入、工作時(shí)間方面存在較大差異，不區(qū)分子樣本而混合回歸，可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)偏誤?；诖耍疚膶⒗肦UMIC面板數(shù)據(jù)，在區(qū)分受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)的情況下，探討工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。對(duì)于農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的衡量，采用客觀指標(biāo)測(cè)量，包括總指數(shù)和分指標(biāo)，同時(shí)考察工作轉(zhuǎn)換的滯后影響，將滯后期工作轉(zhuǎn)換引入方程，考察工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量是否存在跨期效應(yīng)，檢驗(yàn)當(dāng)期工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、研究文獻(xiàn)評(píng)述

(一)工作轉(zhuǎn)換影響就業(yè)質(zhì)量的微觀機(jī)理

“轉(zhuǎn)換者-停留者”模型是最早的研究工作轉(zhuǎn)換(job change or job mobility)模型之一?！稗D(zhuǎn)換者-停留者”模型(“mover-stayer”model)認(rèn)為，一些人從本能上更傾向于變換工作，個(gè)人內(nèi)在的不可觀測(cè)的特征如“發(fā)癢(itch)”或“流浪綜合癥(hobo syndrome)”決定了一些勞動(dòng)者(mover)比另一些勞動(dòng)者(stayer)更容易流動(dòng)，這種不穩(wěn)定的個(gè)人特征使得轉(zhuǎn)換者的生產(chǎn)效率明顯低于停留者，對(duì)于工資而言，轉(zhuǎn)換者的工資掙得也要低于停留者。該理論同時(shí)強(qiáng)調(diào)：高生產(chǎn)率工人(由個(gè)人特征導(dǎo)致的)會(huì)避免離職，而那些低生產(chǎn)率的工人傾向于經(jīng)歷持續(xù)的流動(dòng)，而且這種流動(dòng)傾向特征不會(huì)隨時(shí)間增加而消失[9]。

人力資本投資理論認(rèn)為，人力資本投資的差異最終是導(dǎo)致勞動(dòng)者收入差距的根本原因，工作轉(zhuǎn)換會(huì)帶來(lái)兩個(gè)效應(yīng)：一是，工作轉(zhuǎn)換可能導(dǎo)致專用人力資本投資(專用技能)無(wú)法在新工作中發(fā)揮作用；二是，工作轉(zhuǎn)換并沒有影響通用人力資本投資形成的技能積累，從而提升轉(zhuǎn)換后的工資收入。工作轉(zhuǎn)換對(duì)工資收入的影響取決于這兩個(gè)效應(yīng)的沖減程度[10-11]。不過(guò)，專用人力資本積累率會(huì)隨著任期增加而減少，工資增長(zhǎng)率也會(huì)隨著任期增加出現(xiàn)下降，雖然工作轉(zhuǎn)換會(huì)帶來(lái)專用人力資本投資流失，導(dǎo)致起點(diǎn)工資較低，但是會(huì)帶來(lái)可替代工作更多的專用人力資本投資機(jī)會(huì)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)職業(yè)生涯后期工資的快速增長(zhǎng)[12]。

工作搜尋模型認(rèn)為，搜尋結(jié)果取決于其對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)工資分布的搜尋密度，一般來(lái)說(shuō)，自愿與非自愿工作轉(zhuǎn)換的收入效應(yīng)明顯不同。在職的搜尋者與失業(yè)后的求職者之間的職業(yè)流動(dòng)方向完全不同，在職的搜尋者更有可能轉(zhuǎn)換到平均工資高于前一份職業(yè)的工作，失業(yè)后的求職者，則更可能轉(zhuǎn)換到更低報(bào)酬職業(yè)[13-15]。而工作匹配模型認(rèn)為，工作轉(zhuǎn)換提供了一個(gè)勞動(dòng)力市場(chǎng)資源有效配置的機(jī)制，工人只有經(jīng)歷一系列的工作匹配、離職和新工作匹配，最終會(huì)從事最大化生產(chǎn)率的工作[16]，工作轉(zhuǎn)換對(duì)勞動(dòng)者生命周期內(nèi)的工資增長(zhǎng)具有重要貢獻(xiàn)[17-18]。

不過(guò)，以上理論模型從微觀層面分析了工作轉(zhuǎn)換與勞動(dòng)者收入之間的關(guān)系，但是都是建立在統(tǒng)一勞動(dòng)力市場(chǎng)假設(shè)基礎(chǔ)上，從分割勞動(dòng)力市場(chǎng)理論來(lái)看，勞動(dòng)力市場(chǎng)是異質(zhì)的，具有分割的特點(diǎn)[19]。在分割勞動(dòng)力市場(chǎng)上，制度而不是邊際勞動(dòng)生產(chǎn)力決定了工資水平，而勞動(dòng)者工資差異主要是由于進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后產(chǎn)生的制度壁壘引發(fā)的[20]。這會(huì)導(dǎo)致在主要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)上，工資的形成并不取決于市場(chǎng)，而是一種議價(jià)工資或者效率工資，主要體現(xiàn)在：一是，由于制度隔離的存在，外部勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)因素對(duì)就業(yè)者的影響并不大，就業(yè)者同雇主進(jìn)行討價(jià)還價(jià)的能力較強(qiáng)；二是，為了降低雇傭和培訓(xùn)成本，雇主往往會(huì)通過(guò)增加工資、提升福利、改善勞動(dòng)條件等措施來(lái)留住員工。而在次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)，情況正好相反，一方面，由于大量非技能工人的存在，就業(yè)機(jī)會(huì)有限，雇主在雇傭關(guān)系中處于強(qiáng)勢(shì)地位，他們支付低工資甚至是生存工資就可以滿足用工需求，而勞動(dòng)者工資議價(jià)能力不高，雇主為了防止工人勾結(jié)形成內(nèi)部勞動(dòng)力市場(chǎng)，甚至鼓勵(lì)就業(yè)者流動(dòng)而不是通過(guò)提升工資等方式留住勞動(dòng)者[21]。同時(shí)，制度分割的存在使得勞動(dòng)力無(wú)法出清，無(wú)法實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期均衡[22]，最終導(dǎo)致處于次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)中的就業(yè)者無(wú)法通過(guò)職業(yè)流動(dòng)來(lái)提升就業(yè)質(zhì)量。

(二)工作轉(zhuǎn)換影響就業(yè)質(zhì)量的實(shí)證進(jìn)展

工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響研究主要體現(xiàn)在工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入的影響，實(shí)證研究并沒有得到一致結(jié)論。部分研究認(rèn)為，工作轉(zhuǎn)換對(duì)轉(zhuǎn)換者收入產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。Jacobson等利用美國(guó)家庭收入動(dòng)態(tài)調(diào)查(panel study of income synamics，PSID)數(shù)據(jù)估計(jì)了工作轉(zhuǎn)換帶來(lái)的收入損失，最終發(fā)現(xiàn)，工作經(jīng)驗(yàn)較長(zhǎng)的就業(yè)者轉(zhuǎn)換工作將會(huì)導(dǎo)致每年25%的收入損失[23]。有研究者采用同樣的數(shù)據(jù)也得出類似的結(jié)論，轉(zhuǎn)換工作后6年甚至更長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)轉(zhuǎn)換工作者都會(huì)經(jīng)歷大約9%的工資損失[24]。而Seninger利用1974年-1984年間收入?yún)⑴c動(dòng)態(tài)調(diào)查(panel of survey on income participation)數(shù)據(jù)研究了工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入的動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，工作轉(zhuǎn)換產(chǎn)生的就業(yè)間隔(失業(yè)持續(xù)期)會(huì)降低起薪，失業(yè)間隔期越長(zhǎng)的就業(yè)者，在新工作崗位上獲得的起點(diǎn)工資越低[25]。研究使用美國(guó)全國(guó)青年縱向調(diào)查數(shù)據(jù)(national longitudinal survey of youth，NLSY)分析了職業(yè)流動(dòng)對(duì)工資收入的影響，研究發(fā)現(xiàn)，高的工作流動(dòng)率反而會(huì)帶來(lái)低工資，特別是對(duì)于經(jīng)驗(yàn)豐富的工人，即使修正了個(gè)體固定效應(yīng)后，這一消極效應(yīng)仍然存在[26]。而采用新西蘭雇主雇員匹配數(shù)據(jù)(statistics New Zealand’s linked empl-oyer-employee database，LEED)，借助面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)了工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)者工資動(dòng)態(tài)調(diào)整的影響。發(fā)現(xiàn)，換工作者和未換工作者收入掙得基本相同，但是在控制了可觀測(cè)的差異后，換工作者年工資增長(zhǎng)要比未換工作者低約1.3個(gè)百分點(diǎn)，換工作者在高報(bào)酬公司獲得了0.3個(gè)百分點(diǎn)的工資上漲，但是可能損失1.6個(gè)百分點(diǎn)原有企業(yè)的年資回報(bào)，因此，對(duì)于年輕人和新移民工人來(lái)說(shuō)，工作轉(zhuǎn)換對(duì)他們比較有利，轉(zhuǎn)換造成的損失最小[27]。而工作轉(zhuǎn)換的收入損失還存在國(guó)別差異，Pérez和Sanz利用歐洲社會(huì)家庭小組(European community household panel，ECHP)1994年-2001年間的調(diào)研數(shù)據(jù)，分析了工作轉(zhuǎn)換和工資變動(dòng)之間的關(guān)系，在控制選擇性偏差后，計(jì)量結(jié)果顯示，工作轉(zhuǎn)換對(duì)工資變動(dòng)產(chǎn)生顯著負(fù)效應(yīng)，與停留者相比，工作轉(zhuǎn)換者會(huì)遭受工資損失，不過(guò)這個(gè)損失程度在不同國(guó)家間存在一定差異，如葡萄牙工作轉(zhuǎn)換者的工資損失約9%，德國(guó)工作轉(zhuǎn)換者的工資損失約22%，法國(guó)工作轉(zhuǎn)換者的工資損失約為14%，西班牙工作轉(zhuǎn)換者的工資損失約為10%[28]。而Rogerson等在假定保險(xiǎn)市場(chǎng)缺失的情況下評(píng)估了工作轉(zhuǎn)換帶來(lái)的福利損失，最終發(fā)現(xiàn)，任期較長(zhǎng)的工人在工作轉(zhuǎn)換中會(huì)有一個(gè)持續(xù)的收入損失，這一損失與失業(yè)帶來(lái)的損失幾乎相當(dāng)，而長(zhǎng)期失業(yè)保險(xiǎn)可能惡化這一成本，政府資助提供的遣散費(fèi)可能是處理流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)更為有效的方法[29]。在流動(dòng)就業(yè)到形成穩(wěn)定雇傭關(guān)系的過(guò)程中，工資增長(zhǎng)起著關(guān)鍵作用，保持工作穩(wěn)定的關(guān)鍵因素是工資，而工資增長(zhǎng)是工作轉(zhuǎn)換的最大結(jié)果。Lehmer等研究指出，工作轉(zhuǎn)換可以有效提升移民收入，特別是跨區(qū)流動(dòng)在三年后更有效，而年輕人和鄉(xiāng)城移民在工作轉(zhuǎn)換中的回報(bào)更高[30]。

(三)工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響：評(píng)述及可拓展的實(shí)證方向

在理論上，轉(zhuǎn)換者-停留者模型認(rèn)為低生產(chǎn)率的工人傾向于經(jīng)歷持續(xù)的流動(dòng)，而且這種流動(dòng)傾向特征不會(huì)隨時(shí)間推移而消失，所以最終導(dǎo)致工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。人力資本投資理論則強(qiáng)調(diào)了人力資本的可遷移性，通用性人力資本投資可在不同工作之間進(jìn)行轉(zhuǎn)移，專用人力資本則具有不可轉(zhuǎn)移性，最終工作轉(zhuǎn)換對(duì)工資的影響取決于這兩個(gè)效應(yīng)的沖減程度。工作搜尋模型強(qiáng)調(diào)了在職搜尋在工作轉(zhuǎn)換中的重要性，自愿流動(dòng)更可能在流動(dòng)前進(jìn)行在職搜尋，從而獲得更高的收入，而非自愿流動(dòng)遭受工資損失的可能性更大。工作匹配模型則強(qiáng)調(diào)，工作轉(zhuǎn)換提供了一個(gè)勞動(dòng)力市場(chǎng)資源有效配置的機(jī)制，工人只有經(jīng)歷一系列的工作匹配、離職和新工作匹配后，才能找到與其能力相匹配的最大化生產(chǎn)率的工作，因此，工作轉(zhuǎn)換對(duì)生命周期的工資增長(zhǎng)有重要貢獻(xiàn)。分割勞動(dòng)力市場(chǎng)理論則認(rèn)為，制度分割的存在使得次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)無(wú)法出清，難以實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期均衡，最終導(dǎo)致處于次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)上的就業(yè)者無(wú)法通過(guò)職業(yè)流動(dòng)來(lái)提升其就業(yè)質(zhì)量。

在實(shí)證研究上，關(guān)于工作轉(zhuǎn)換對(duì)工資的影響，實(shí)證研究也沒有取得一致結(jié)論。部分研究證實(shí)，工作轉(zhuǎn)換對(duì)轉(zhuǎn)換者收入產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，但也有研究指出，工作轉(zhuǎn)換會(huì)顯著提升收入水平，不過(guò)工作轉(zhuǎn)換的收入效應(yīng)很大程度上還受流動(dòng)模式差異的影響。此外，工作轉(zhuǎn)換對(duì)職業(yè)流動(dòng)影響的文獻(xiàn)也證實(shí)，工作轉(zhuǎn)換是搜尋更高質(zhì)量的職業(yè)匹配的結(jié)果，而一般人們都會(huì)轉(zhuǎn)換到高職位工作。不過(guò)，對(duì)移民職業(yè)流動(dòng)的研究也發(fā)現(xiàn)，遷移者在移民初期可能有一個(gè)向下職業(yè)流動(dòng)，但隨著在輸入地居住時(shí)間的增加，移民有可能實(shí)現(xiàn)向上的職業(yè)流動(dòng)。

不過(guò)，實(shí)證研究仍有以下幾個(gè)不足：一是，探討對(duì)象主要是永久性遷移者，缺乏對(duì)循環(huán)遷移者工作轉(zhuǎn)換及其對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響效應(yīng)研究。二是，考察工作轉(zhuǎn)換對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)果的影響大多局限于工資的考察，很少?gòu)木蜆I(yè)質(zhì)量的角度去關(guān)注工作轉(zhuǎn)換的影響效應(yīng)，如工作時(shí)間、勞動(dòng)合同情況、社會(huì)保險(xiǎn)參保情況等考察。僅有少量研究考察了工作轉(zhuǎn)換對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、工作權(quán)限等的影響，研究利用威斯康星縱向數(shù)據(jù)，分析了被裁員的工人再次就業(yè)時(shí)在職業(yè)地位、工作權(quán)限以及雇主提供的養(yǎng)老金和保險(xiǎn)等方面的福利損失及差異[31]?；诖?，本文利用RUMIC2008-2010年的面板數(shù)據(jù)，在區(qū)分受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)的情況下，探討工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。同時(shí)，對(duì)于農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的衡量，構(gòu)建客觀就業(yè)質(zhì)量指數(shù)及其分指標(biāo)，來(lái)探討工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入、勞動(dòng)合同、養(yǎng)老保險(xiǎn)、工作時(shí)間等就業(yè)狀態(tài)的影響。

三、估計(jì)方法與數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)就業(yè)質(zhì)量測(cè)量

農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量測(cè)量結(jié)合采用了客觀指標(biāo)指數(shù)及分指標(biāo)，參考Erhel等的做法[32]，選取四個(gè)維度：收入、工作時(shí)間、勞動(dòng)合同、社會(huì)保障。其中：收入是衡量就業(yè)質(zhì)量最重要的指標(biāo)，采用“月收入水平”來(lái)表示；工作時(shí)間，如果農(nóng)民工的收入水平較高，但勞動(dòng)時(shí)間過(guò)長(zhǎng)，不能反映其就業(yè)質(zhì)量就高，勞動(dòng)法規(guī)定，平均周工作時(shí)間不得超過(guò)44小時(shí)。因此，工作時(shí)間使用“周工作時(shí)間”來(lái)表示；勞動(dòng)合同，通常認(rèn)為，對(duì)工資性就業(yè)者而言，簽訂了勞動(dòng)合同意味著正規(guī)就業(yè)，合同期內(nèi)的工資待遇及社會(huì)保障權(quán)益都有所保障，采用“是否簽訂固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同”表示；社會(huì)保障，選擇“是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)”來(lái)表示，選擇養(yǎng)老保險(xiǎn)的原因大致有以下幾個(gè)：一是，養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)是城鎮(zhèn)社會(huì)保險(xiǎn)最主要的兩個(gè)險(xiǎn)種，而隨著新型農(nóng)村合作醫(yī)療的推進(jìn)，農(nóng)民包括進(jìn)城農(nóng)民工的醫(yī)療保險(xiǎn)得到一定改善，不過(guò)農(nóng)民工養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋率和保障水平依然不高，而是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)成為衡量其就業(yè)狀態(tài)好壞的重要標(biāo)桿；二是，隨著《城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)關(guān)系轉(zhuǎn)移接續(xù)暫行辦法》和逐步實(shí)施的基礎(chǔ)養(yǎng)老金全國(guó)統(tǒng)籌，相對(duì)于其他社會(huì)保險(xiǎn)來(lái)說(shuō)，養(yǎng)老保險(xiǎn)的惠及面及農(nóng)民工參與主動(dòng)性可能會(huì)有一定優(yōu)勢(shì)。

對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量總指數(shù)的測(cè)量，參考多維就業(yè)質(zhì)量指數(shù)(multi-dimensional job quality Index)[33]來(lái)測(cè)量，首先對(duì)測(cè)量維度包含的指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，標(biāo)準(zhǔn)化公式為：

(1)

客觀指標(biāo)指數(shù)的計(jì)算還需要明確各指標(biāo)的權(quán)重，而等權(quán)平均或者簡(jiǎn)單平均法是常用的方法，這里我們同樣采用等權(quán)平均法來(lái)獲得客觀就業(yè)質(zhì)量指數(shù)：

(2)

考慮到自營(yíng)就業(yè)者與受雇就業(yè)者的差異，自營(yíng)就業(yè)者不考慮勞動(dòng)合同情況，其客觀就業(yè)質(zhì)量指數(shù)采用如下公式：

(3)

(二)估計(jì)方法

就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、收入、工作時(shí)間等因變量為連續(xù)變量，可采用含有個(gè)體異質(zhì)性的線性模型來(lái)估計(jì)：

yit=xitβ+ci+uit,t=1,…T

(4)

其中，yit為個(gè)體i在t期的結(jié)果變量，如就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、月工資收入或周工作時(shí)間。不可觀測(cè)到的個(gè)體異質(zhì)性，使用ci來(lái)表示，uit為時(shí)變誤差項(xiàng)(idiosyncratic errors)。而xit為1×k維變量，包括時(shí)變變量(隨時(shí)間變化而變化)和非時(shí)變變量(不隨時(shí)間變化而變化)。

因此，xit也可以寫為ρturnoverit+witγ+ziδ+gtθ，那么線性估計(jì)模型可以寫為：

yit=ρturnoverit+witγ+ziδ+gtθ+ci+uit,t=1,…T

(5)

其中turnoverit為研究主要關(guān)注解釋變量：工作轉(zhuǎn)換，turnoverit為虛擬二值變量，其中出現(xiàn)工作變換為1，沒有發(fā)生工作轉(zhuǎn)換為0，wit為時(shí)變變量(年齡、外出時(shí)間等),gt為時(shí)間虛擬變量，zi為非時(shí)變變量(性別、受教育程度等)。

同時(shí)，我們還估計(jì)了工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工養(yǎng)老保險(xiǎn)和勞動(dòng)合同的影響，由于因變量是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和是否簽訂固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同均為離散變量，需要使用面板非線性模型來(lái)估計(jì)。

假設(shè)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與和固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同簽訂滿足下列非線性方程：

(6)

(7)

如果uit|(xit,ci)～normal(0,1)則可通過(guò)Probit來(lái)進(jìn)行估計(jì)

p(yit=1|xit,ci)=φ(xitβ+ci),t=1,…T

(8)

其中yit為個(gè)體i在t期的結(jié)果變量，如是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否簽訂固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同，而ci為不可觀測(cè)到的個(gè)體異質(zhì)性，uit為時(shí)變誤差項(xiàng)。

xit為1×k維變量，包括時(shí)變變量和非時(shí)變變量，非線性估計(jì)方程也可以寫為

p(yit=1|xit,ci)=φ(ρturnoverit+witγ+ziδ+gtθ+ci+uit),t=1,…T

(9)

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)均來(lái)自中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)調(diào)查(Rural Urban Migration in China,下文簡(jiǎn)稱RUMIC)的外來(lái)務(wù)工人員調(diào)查問(wèn)卷，該調(diào)查在勞動(dòng)力流入和流出數(shù)量最大的典型城市進(jìn)行，包括廣州、東莞、深圳、鄭州、洛陽(yáng)、合肥、蚌埠、重慶、上海、南京、無(wú)錫、杭州、寧波、武漢、成都15個(gè)城市進(jìn)行，樣本抽取以及入戶訪談都由國(guó)家統(tǒng)計(jì)局系統(tǒng)協(xié)助完成，調(diào)查問(wèn)卷由中外有關(guān)學(xué)者共同設(shè)計(jì)，保證抽樣的隨機(jī)性和科學(xué)性。

探討農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，首先要對(duì)研究變量進(jìn)行定義。一是，對(duì)于農(nóng)民工，我們定義為，16-64歲目前正從事工資性工作或者自我經(jīng)營(yíng)的農(nóng)村戶籍人口*樣本中務(wù)農(nóng)、失業(yè)的比例較低，不足1%，而家庭幫工大多不領(lǐng)取工資，所以把三者全部刪掉。僅考慮就業(yè)樣本，即研究只分析受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)兩種就業(yè)類型農(nóng)民工。，即就業(yè)農(nóng)民工可分為兩類，受雇就業(yè)(或工資性就業(yè))和自營(yíng)就業(yè)(或自雇就業(yè))。由于外來(lái)務(wù)工人員追蹤調(diào)查比較困難，2008年初次調(diào)查后，在2009年和2010年調(diào)查時(shí)均使用了新住戶問(wèn)卷和老住戶問(wèn)卷來(lái)區(qū)別填寫，住戶的跟蹤存在一定的遺失率，數(shù)據(jù)為非平衡面板。二是，對(duì)于工作轉(zhuǎn)換進(jìn)行定義，國(guó)外文獻(xiàn)通常使用“兩個(gè)連續(xù)調(diào)查期內(nèi)是否從事同一份工作”來(lái)衡量，主要強(qiáng)調(diào)調(diào)查時(shí)點(diǎn)之間是否進(jìn)行了工作轉(zhuǎn)換。而本文主要使用面板數(shù)據(jù)來(lái)探討工作轉(zhuǎn)換的影響，調(diào)查問(wèn)卷設(shè)計(jì)了“您哪年開始從事當(dāng)前這份主要工作的”和“您外出經(jīng)商以來(lái)的第一份工作是不是您現(xiàn)在的工作”兩個(gè)選項(xiàng)，將工作轉(zhuǎn)換定義為在調(diào)查期當(dāng)年內(nèi)是否變換過(guò)工作，具體的設(shè)定為：調(diào)查年份為t年，如果被調(diào)查者開始從事當(dāng)前這份工作的時(shí)間大于或等于t或者外出經(jīng)商以來(lái)的第一份工作不是現(xiàn)在的工作，那么就定義為進(jìn)行了工作轉(zhuǎn)換，否則界定為未進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換。與國(guó)內(nèi)的定義相比，我們的定義更加強(qiáng)調(diào)最近一次轉(zhuǎn)換工作經(jīng)歷，或者說(shuō)我們更加強(qiáng)調(diào)最近一次換工作前的工作狀態(tài)與換工作后從事的當(dāng)前這份工作的差異性。

根據(jù)變量定義，刪去數(shù)據(jù)缺失的樣本，獲得有效分析樣本14633個(gè)，其中受雇就業(yè)樣本10729個(gè)，自營(yíng)就業(yè)樣本3904個(gè)。

(四)描述性分析

采用客觀指標(biāo)指數(shù)，利用RUMIC2008-2010三年數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量進(jìn)行測(cè)量，得到的年度平均值，同時(shí)從四個(gè)測(cè)量維度分別進(jìn)行均值描述。具體測(cè)量值見表1 所示。

表1　農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量指數(shù)及分指標(biāo)

總體上來(lái)看，2008-2010年間受雇農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量穩(wěn)重上升，就業(yè)質(zhì)量環(huán)比分別增長(zhǎng)約6%和10%，2010年就業(yè)質(zhì)量增速略高于2009年。而從分指標(biāo)來(lái)看，大致可以看出2010年就業(yè)質(zhì)量提升增速主要是由于固定或長(zhǎng)期勞動(dòng)合同簽訂率大幅提升，2010年擁有固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同者相比2009年增速約為18.7%。除勞動(dòng)合同外，工資水平和養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率都保持穩(wěn)定增長(zhǎng)。而對(duì)于周工作時(shí)間，整體上呈減少趨勢(shì)，但變化并不大，農(nóng)民工加班現(xiàn)象依然普遍存在。而自營(yíng)就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量測(cè)量情況看，2008-2010年間自營(yíng)就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量略有上升，而分指標(biāo)看，期間自營(yíng)者月收入水平逐步提高，但養(yǎng)老保險(xiǎn)在2010年出現(xiàn)下滑，周工作時(shí)間也在2009年出現(xiàn)增加趨勢(shì)。

考慮到受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)從業(yè)差異，我們分為兩個(gè)子樣本進(jìn)行分析，主要解釋變量分布特征，見表2。

首先，農(nóng)民工的工作轉(zhuǎn)換情況，對(duì)于受雇就業(yè)者，3年間發(fā)生了工作轉(zhuǎn)換2580人次，占總樣本的24.05%，其中2008年的工作轉(zhuǎn)換發(fā)生率為22.77%，2009年的工作轉(zhuǎn)換發(fā)生率為27.56%，2010年的工作轉(zhuǎn)換發(fā)生率為22.95%，而對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者3年間轉(zhuǎn)換工作410人次，占總樣本的10.5%。對(duì)應(yīng)于工作轉(zhuǎn)換的定義“調(diào)查期當(dāng)年內(nèi)是否變換過(guò)工作”，最終受雇就業(yè)者的工作轉(zhuǎn)換發(fā)生率為24.05%，這與工眾網(wǎng)工眾研究中心與清華大學(xué)社會(huì)學(xué)系聯(lián)合發(fā)布的《農(nóng)民工就業(yè)“短工化”趨勢(shì)》調(diào)研結(jié)果基本相近“25%的人在近7個(gè)月內(nèi)更換了工作”，這說(shuō)明了農(nóng)民工存在較高的工作轉(zhuǎn)換率，而且四分之一的農(nóng)民工在一年內(nèi)發(fā)生了工作轉(zhuǎn)換。

其次，外出農(nóng)民工以男性已婚青年農(nóng)民工為主，受雇就業(yè)者男性占到59.65%，略高于自營(yíng)就業(yè)者男性占比(59.12%)，受雇就業(yè)者的年齡更小，平均比自營(yíng)就業(yè)者低約5歲，自營(yíng)就業(yè)者已婚的比例高達(dá)91%。再看受教育年限和培訓(xùn)經(jīng)歷，受雇就業(yè)農(nóng)民工和自營(yíng)就業(yè)農(nóng)民工的最高受教育年限都在9年左右，這顯示，普及九年義務(wù)教育對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力受教育水平有較大提升，而受雇就業(yè)農(nóng)民工受教育年限略高于自營(yíng)就業(yè)者，說(shuō)明相對(duì)于自營(yíng)活動(dòng)，雇主對(duì)求職者的學(xué)歷有一定要求(如要求初中畢業(yè)等)。而受雇就業(yè)者有培訓(xùn)經(jīng)歷者達(dá)到27.66%，而自營(yíng)就業(yè)者僅為11.17%，說(shuō)明受雇就業(yè)者在從業(yè)企業(yè)接受的技能等培訓(xùn)要高于自營(yíng)就業(yè)者，另外相對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者，受雇就業(yè)者在進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)前可能進(jìn)行一些非農(nóng)培訓(xùn)(如“春潮行動(dòng)”等)，在進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)后為了維系其就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力也可能自費(fèi)進(jìn)行一些培訓(xùn)教育。而在外出時(shí)間上，受雇就業(yè)者外出時(shí)間也要比自營(yíng)就業(yè)者低約4年，從事自營(yíng)就業(yè)活動(dòng)的農(nóng)民工外出時(shí)間更長(zhǎng)而且年齡更大，這可能與農(nóng)民工自營(yíng)活動(dòng)的特點(diǎn)有關(guān)：需要一定的資金、技術(shù)或者社會(huì)關(guān)系積累，而經(jīng)歷幾年的受雇就業(yè)后再轉(zhuǎn)入自營(yíng)活動(dòng)可能是農(nóng)民工自營(yíng)就業(yè)的主要實(shí)現(xiàn)路徑。在就業(yè)行業(yè)上，發(fā)現(xiàn)調(diào)查農(nóng)民工主要在服務(wù)行業(yè)從業(yè)，受雇就業(yè)者有約34%在制造業(yè)和建筑業(yè)，而自營(yíng)就業(yè)在制造業(yè)和建筑業(yè)從業(yè)的比例也僅6%。出現(xiàn)這種問(wèn)題的原因在于制造業(yè)和建筑業(yè)農(nóng)民工工作流動(dòng)性高，而RUMIC調(diào)查以工作地(workplace)為主，追蹤調(diào)查丟失樣本量較大有關(guān)。而在從業(yè)企業(yè)規(guī)模方面，發(fā)現(xiàn)，受雇就業(yè)者大部分在小企業(yè)工作，約占總樣本的52%，而自營(yíng)就業(yè)者所在企業(yè)的規(guī)模幾乎全部為小企業(yè)，占總樣本的98%左右。

表2　主要解釋變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

實(shí)證檢驗(yàn)借助經(jīng)驗(yàn)方程(5)和經(jīng)驗(yàn)方程(9)來(lái)完成，其中經(jīng)驗(yàn)方程(5)主要是對(duì)就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、收入和工作時(shí)間進(jìn)行回歸分析，而經(jīng)驗(yàn)方程(9)主要是對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保情況、固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同簽訂情況進(jìn)行計(jì)量分析。實(shí)證檢驗(yàn)分兩步進(jìn)行：第一步，分析工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量指數(shù)的影響(區(qū)分受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè))；第二步，分析工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量分指標(biāo)的影響，對(duì)受雇就業(yè)者而言，分指標(biāo)包括收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)、勞動(dòng)合同、工作時(shí)間四個(gè)，而自營(yíng)就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量分指標(biāo)包括收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)和工作時(shí)間三個(gè)。

對(duì)于連續(xù)變量靜態(tài)面板模型的估計(jì)，一般來(lái)講，如果ci和xit之間存在相關(guān)，使用固定效應(yīng)模型(fixed effect)，如果ci和xit不相關(guān)，則采用隨機(jī)效應(yīng)模型(random effect),采用豪斯曼檢驗(yàn)(hausman test)可以判定采用。不過(guò)文章分析采用的部分關(guān)鍵變量如受教育程度、性別、就業(yè)地區(qū)等是非時(shí)變變量，不適合采用固定效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，隨機(jī)效應(yīng)則具有這一優(yōu)勢(shì)。同時(shí)由于我們的面板是短面板，只有三年的時(shí)間，使用固定效應(yīng)估計(jì)會(huì)損失一定的自由度，最終對(duì)于連續(xù)變量靜態(tài)面板的估計(jì)，我們均采用隨機(jī)效應(yīng)。而對(duì)于二值非線性面板模型，我們參考趙偉等在處理二元面板數(shù)據(jù)時(shí)候的作法[34]，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。

(一)工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量:指數(shù)估計(jì)

對(duì)于工作轉(zhuǎn)換與受雇農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量指數(shù)的估計(jì)步驟，首先進(jìn)行了OLS估計(jì)(模型①)，同時(shí)進(jìn)行了隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)(模型②)，為了進(jìn)一步控制個(gè)體異質(zhì)性帶來(lái)的估計(jì)偏差，在模型③的估計(jì)中加入了離校時(shí)成績(jī)變量，用來(lái)控制素質(zhì)等不可觀測(cè)的異質(zhì)性帶來(lái)的估計(jì)偏差，同時(shí)考慮到樣本數(shù)據(jù)可能存在的異方差問(wèn)題，在個(gè)體層面進(jìn)行了聚類分析(cluster analysis)。而對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者的估計(jì)(模型④)，參照模型③的估計(jì)進(jìn)行。

表3分別給出了受雇就業(yè)者和自營(yíng)就業(yè)者工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量指數(shù)影響的估計(jì)結(jié)果(模型①-模型④)。從模型檢驗(yàn)來(lái)看，模型②、模型③和模型④在1%的顯著水平上都通過(guò)總體顯著性檢驗(yàn)(wald test)，而從Breusch-Pagan LM檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，模型②、模型③和模型④也均在1%的水平上顯著，說(shuō)明面板隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)要優(yōu)于截面OLS估計(jì)。

首先，關(guān)注重點(diǎn)變量(工作轉(zhuǎn)換)與結(jié)果變量(就業(yè)質(zhì)量指數(shù))關(guān)系的估計(jì)，在控制其他因素的情況下，估計(jì)結(jié)果顯示：工作轉(zhuǎn)換對(duì)于受雇就業(yè)者有顯著負(fù)影響，而對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者有正影響，但并不顯著。受雇就業(yè)轉(zhuǎn)換者的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)要比未轉(zhuǎn)換者的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)低約4.74。工作轉(zhuǎn)換為什么對(duì)受雇就業(yè)者起到了負(fù)面作用，而提升了自營(yíng)就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量，需要進(jìn)一步對(duì)就業(yè)質(zhì)量分指標(biāo)進(jìn)行分析。

再看，控制變量對(duì)受雇就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量的影響，發(fā)現(xiàn)，主要控制變量對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響符合預(yù)期，其中：就業(yè)質(zhì)量隨年齡的增加而顯著降低，男性的就業(yè)質(zhì)量要顯著高于女性，已婚者的就業(yè)質(zhì)量要顯著高于未婚者；人力資本(受教育程度、培訓(xùn)、工作經(jīng)驗(yàn))對(duì)就業(yè)質(zhì)量有顯著正影響，人力資本積累越多，就業(yè)質(zhì)量越高；在制造業(yè)就業(yè)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量要顯著高于服務(wù)業(yè)，不過(guò)建筑業(yè)就業(yè)質(zhì)量則顯著低于服務(wù)業(yè)；就業(yè)企業(yè)規(guī)模越大，農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量越高；長(zhǎng)三角和珠三角地區(qū)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量要顯著高于中西部城市，而長(zhǎng)三角農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量與珠三角差異不大；相對(duì)于2008年來(lái)講，2009年和2010年農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量均有顯著提升；離校成績(jī)對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量有顯著影響，離校時(shí)農(nóng)民工成績(jī)?cè)胶?，其就業(yè)質(zhì)量越高。

同時(shí)，控制變量對(duì)自營(yíng)就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量的影響，同樣發(fā)現(xiàn)一些估計(jì)符合預(yù)期，其中：受教育年限和培訓(xùn)等人力資本因素對(duì)自營(yíng)就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量有顯著正影響，人力資本積累越多，自營(yíng)就業(yè)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量越高；在制造業(yè)和建筑業(yè)從事自營(yíng)活動(dòng)農(nóng)民工其就業(yè)質(zhì)量顯著高于服務(wù)業(yè)；長(zhǎng)三角和珠三角自營(yíng)就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量要顯著高于中西部地區(qū)。

(二)工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量：分指標(biāo)估計(jì)

將就業(yè)質(zhì)量采用分指標(biāo)(收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)、勞動(dòng)合同、工作時(shí)間)來(lái)表示，估計(jì)工作轉(zhuǎn)換對(duì)各分指標(biāo)的影響，估計(jì)步驟和方法與就業(yè)質(zhì)量總指數(shù)估計(jì)相同，其中對(duì)于養(yǎng)老保險(xiǎn)、勞動(dòng)合同的估計(jì)采用面板probit模型，估計(jì)方法使用隨機(jī)效應(yīng)模型。受雇就業(yè)者的估計(jì)結(jié)果見表4，從模型檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看四個(gè)模型(模型①、模型②、模型③和模型④)都通過(guò)了整體顯著性檢驗(yàn)，而模型①和模型④通過(guò)Breusch-Pagan LM檢驗(yàn)，模型②和模型③通過(guò)Likelihood-ratio 檢驗(yàn)，說(shuō)明面板隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)都要優(yōu)于相應(yīng)的截面估計(jì)方法(OLS或者Probit)。

表3　工作轉(zhuǎn)換與農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量：總指數(shù)

注：行業(yè)以其他行業(yè)為參照組，地區(qū)以中西部地區(qū)為參照組，企業(yè)規(guī)模以100人以上企業(yè)為參照組；*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

表4　工作轉(zhuǎn)換對(duì)受雇就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量的影響：分指標(biāo)比較

注：行業(yè)以其他行業(yè)為參照組，地區(qū)以中西部地區(qū)為參照組，企業(yè)規(guī)模以100人以上企業(yè)為參照組；*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

從估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：工作轉(zhuǎn)換對(duì)受雇就業(yè)者的收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)、勞動(dòng)合同均有顯著負(fù)影響，工作轉(zhuǎn)換會(huì)減少就業(yè)者的收入，降低養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率和固定或長(zhǎng)期勞動(dòng)合同的簽訂率，而工作轉(zhuǎn)換也顯著加重就業(yè)者的勞動(dòng)負(fù)擔(dān)，增加其工作時(shí)間。

工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入產(chǎn)生負(fù)面影響，轉(zhuǎn)換者比未轉(zhuǎn)換者工資低約8.54%(exp(-0.0893)-1)，這與Pérez 和Sanz、Stevens的研究結(jié)論一致，不過(guò)工資損失比例略低于兩者的估計(jì)(兩者估計(jì)的工資損失均超過(guò)10%)。這可以從幾個(gè)方面進(jìn)行解釋：一是，農(nóng)民工大部分為普通勞動(dòng)力，從業(yè)崗位對(duì)技能要求較低，自身勞動(dòng)生產(chǎn)率也不高，加上轉(zhuǎn)換工作的壁壘不高，使得農(nóng)民工更傾向于通過(guò)工作轉(zhuǎn)換來(lái)改善就業(yè)待遇，高的工作流動(dòng)性不利于技能等人力資本積累，從而產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)；二是，工作轉(zhuǎn)換使農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)了新的工作匹配，但在轉(zhuǎn)換初期，其勞動(dòng)生產(chǎn)率是未知的，其工資是企業(yè)該崗位勞動(dòng)生產(chǎn)率的平均體現(xiàn)，而不是個(gè)人真實(shí)的勞動(dòng)生產(chǎn)率反映，所以相對(duì)于未轉(zhuǎn)換者，出現(xiàn)了一定的工資損失；三是，專門培訓(xùn)等人力資本投資具有不可轉(zhuǎn)移性，工作轉(zhuǎn)換可能使農(nóng)民工損失一定的專用人力資本投資從而對(duì)工資產(chǎn)生負(fù)面影響；四是，工作轉(zhuǎn)換可能使得農(nóng)民工同時(shí)損失一些社會(huì)資本，如朋友圈或者同事關(guān)系，融入新企業(yè)或者當(dāng)?shù)厣钚枰粋€(gè)調(diào)整期，這會(huì)影響農(nóng)民工的勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)而影響工資收入。

工作轉(zhuǎn)換對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和勞動(dòng)合同同樣產(chǎn)生顯著負(fù)影響，轉(zhuǎn)換者養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率比未轉(zhuǎn)換者低約7.57%(模型②求邊際效應(yīng)得到)，而其固定或長(zhǎng)期勞動(dòng)合同簽訂率也要比未轉(zhuǎn)換者低約9.48%(模型③求邊際效應(yīng)得到)，這說(shuō)明工作轉(zhuǎn)換會(huì)降低受雇者的工作保障，這可以從以下兩個(gè)方面來(lái)理解：一是，養(yǎng)老保險(xiǎn)轉(zhuǎn)續(xù)機(jī)制尚不成熟，農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換后難以續(xù)接和轉(zhuǎn)移養(yǎng)老金，使得養(yǎng)老保險(xiǎn)參保出現(xiàn)一定的降低；二是，工作轉(zhuǎn)換后受雇就業(yè)者要重新簽訂勞動(dòng)合同，其前期工齡在新企業(yè)不再計(jì)算，首份合同大多以短期勞動(dòng)合同為主，相對(duì)于未轉(zhuǎn)換者來(lái)說(shuō)，其固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同簽訂率也會(huì)降低。不過(guò)，工作轉(zhuǎn)換增加了工作時(shí)間，轉(zhuǎn)換者比未轉(zhuǎn)換者周工作時(shí)間高出約0.83個(gè)小時(shí)。因?yàn)槟壳笆芄途蜆I(yè)者的周平均工作時(shí)間已達(dá)到58.57個(gè)小時(shí)，超過(guò)法定周工作時(shí)間約50%，受雇就業(yè)者勞動(dòng)供給基本到了上限，再通過(guò)延長(zhǎng)勞動(dòng)時(shí)間來(lái)增加產(chǎn)出的可能性不大。

下面再看工作轉(zhuǎn)換對(duì)自營(yíng)就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量影響的分指標(biāo)比較，具體估計(jì)結(jié)果見表5，三個(gè)模型都通過(guò)了整體顯著性檢驗(yàn)，而模型①和模型③通過(guò)Breusch-Pagan LM檢驗(yàn)，模型②通過(guò)Likelihood-ratio 檢驗(yàn)，估計(jì)方法可行。

結(jié)果顯示，工作轉(zhuǎn)換提升了自營(yíng)就業(yè)者的養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率，而對(duì)收入和工作時(shí)間是負(fù)面影響，但對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響并不顯著。

表5　工作轉(zhuǎn)換對(duì)自營(yíng)就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量的影響：分指標(biāo)比較

注：行業(yè)以其他行業(yè)為參照組，地區(qū)以中西部地區(qū)為參照組，企業(yè)規(guī)模以100人以上企業(yè)為參照組；*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

具體而言，工作轉(zhuǎn)換對(duì)自營(yíng)就業(yè)者的收入的影響顯著為負(fù)，轉(zhuǎn)換工作者其收入要比未轉(zhuǎn)換者低約9.63%(exp(-0.1012)-1)。而工作轉(zhuǎn)換對(duì)自營(yíng)就業(yè)者勞動(dòng)時(shí)間有顯著負(fù)影響，工作轉(zhuǎn)換降低了自營(yíng)就業(yè)者的工作時(shí)間，轉(zhuǎn)換工作者的周工作時(shí)間要比未轉(zhuǎn)換者低約1.36個(gè)小時(shí)。這可能是自營(yíng)就業(yè)者工作轉(zhuǎn)換后降低了勞動(dòng)供給，相應(yīng)收入水平也下降了，這可能有兩個(gè)原因：第一，新創(chuàng)業(yè)企業(yè)或者自雇經(jīng)營(yíng)活動(dòng)在初期業(yè)務(wù)活動(dòng)較少，自營(yíng)者投入的勞動(dòng)時(shí)間不多，其工作時(shí)間可能要低于未轉(zhuǎn)換者；二是，自營(yíng)者轉(zhuǎn)換工作時(shí)，可能已經(jīng)有一定的收入積累，當(dāng)收入達(dá)到一定水平后，閑暇需求增加，這會(huì)降低他們的勞動(dòng)供給，另外自營(yíng)職業(yè)者進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換也有可能為了得到更多的閑暇時(shí)間。

轉(zhuǎn)換者參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率比未轉(zhuǎn)換者高，但并不顯著。這與自營(yíng)就業(yè)者本身養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率較低有關(guān)，總樣本中自營(yíng)就業(yè)者的參保率僅有6%，而且現(xiàn)有養(yǎng)老保險(xiǎn)制度在轉(zhuǎn)續(xù)、保障力度等方面也可能遠(yuǎn)低于自營(yíng)者的預(yù)期，其參保積極性并不高，即使出現(xiàn)工作轉(zhuǎn)換，仍維持了較低的參保率，與未轉(zhuǎn)換者差異并不大。

(三)工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響：穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上分析強(qiáng)調(diào)了工作轉(zhuǎn)換對(duì)當(dāng)期就業(yè)質(zhì)量的影響，僅僅關(guān)注轉(zhuǎn)換工作的當(dāng)期效應(yīng)，而工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響可能存在跨期效應(yīng)，也就是說(shuō)在t期以前出現(xiàn)的工作轉(zhuǎn)換，如t-1，t-2等期的工作轉(zhuǎn)換也可能對(duì)當(dāng)期就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響，不考慮滯后效應(yīng)，可能導(dǎo)致工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響存在低估。因此，將滯后2期以內(nèi)的工作轉(zhuǎn)換與調(diào)查期當(dāng)年轉(zhuǎn)換合并為一項(xiàng)處理跨期效應(yīng)，即“近三年內(nèi)是否轉(zhuǎn)換工作”作為關(guān)注的核心變量，這樣做的依據(jù)為：一是，農(nóng)民工單份工作的持續(xù)期不長(zhǎng)，如《農(nóng)民工“短工化”就業(yè)趨勢(shì)研究報(bào)告》同時(shí)顯示，農(nóng)民工就業(yè)呈現(xiàn)“短工化”趨勢(shì)，2008年開始上份工作的農(nóng)民工，工作只持續(xù)了2.2年，而工作轉(zhuǎn)換大多在近三年內(nèi)完成；二是，工作史的追憶數(shù)據(jù)，三年內(nèi)對(duì)于工作經(jīng)歷的記憶是比較準(zhǔn)確的，如比較有代表性的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)——中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)在對(duì)工作轉(zhuǎn)換的考察項(xiàng)目就設(shè)計(jì)為“您在最近3年中是否換過(guò)工作單位”。因此，采用“三年內(nèi)是否變換工作”重新定義工作轉(zhuǎn)換(簡(jiǎn)稱定義2)，估計(jì)工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響，檢驗(yàn)當(dāng)期工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響結(jié)果的穩(wěn)健性。估計(jì)方法和步驟與當(dāng)期工作轉(zhuǎn)換(簡(jiǎn)稱定義1)相同，具體估計(jì)結(jié)果如表6所示，為了分析的簡(jiǎn)潔性，僅僅給出定義2所關(guān)注變量的估計(jì)系數(shù)和顯著性，并與定義1的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較。

從表6 可以看出，兩種定義估計(jì)系數(shù)的符號(hào)和顯著性基本一致，估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。從定義2的估計(jì)系數(shù)來(lái)看，就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)、勞動(dòng)合同的系數(shù)相對(duì)于定義1的估計(jì)在不同程度上都有所減小，這一結(jié)果也進(jìn)一步證實(shí)，工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量有一定的跨期影響。隨著時(shí)間的推進(jìn)，當(dāng)期工作轉(zhuǎn)換帶來(lái)的負(fù)面沖擊會(huì)被部分補(bǔ)償，這符合專用人力資本投資理論假設(shè)，可能與轉(zhuǎn)換后進(jìn)行的新的專用人力資本投資有關(guān)。而對(duì)于自營(yíng)就業(yè)而言，兩次估計(jì)的結(jié)果也具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，定義1和定義2關(guān)于工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入和工作時(shí)間的影響效應(yīng)均顯著為負(fù)，且估計(jì)系數(shù)在不同程度上有所減小，進(jìn)一步證實(shí)工作轉(zhuǎn)換對(duì)自營(yíng)者就業(yè)質(zhì)量的影響存在跨期效應(yīng)，當(dāng)期工作轉(zhuǎn)換帶來(lái)的負(fù)面影響在后期逐漸減弱。

表6　工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響：穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

五、結(jié)果討論

利用RUMIC2008-2010年面板數(shù)據(jù)，在區(qū)分受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)的情況下，探討了工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：從就業(yè)質(zhì)量總指數(shù)來(lái)看，工作轉(zhuǎn)換顯著降低了受雇就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量，而對(duì)自營(yíng)就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量的影響不顯著。而將就業(yè)質(zhì)量通過(guò)分指標(biāo)表示時(shí)，發(fā)現(xiàn)工作轉(zhuǎn)換降低了受雇就業(yè)者的收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保率和固定或長(zhǎng)期勞動(dòng)合同的簽訂率，增加了勞動(dòng)時(shí)間。而對(duì)自營(yíng)就業(yè)者而言，工作轉(zhuǎn)換對(duì)工作時(shí)間和收入有顯著負(fù)影響，但對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率的影響不顯著。進(jìn)一步地，考慮工作轉(zhuǎn)換的跨期效應(yīng)，采用“三年內(nèi)是否變換過(guò)工作”重新定義工作轉(zhuǎn)換，來(lái)估計(jì)工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響，檢驗(yàn)當(dāng)期工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響的穩(wěn)健性。發(fā)現(xiàn)，兩種定義對(duì)受雇者與自營(yíng)者就業(yè)質(zhì)量影響的符號(hào)和顯著性基本一致，估計(jì)結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

不管是受雇就業(yè)者還是自營(yíng)就業(yè)者，農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換對(duì)其就業(yè)質(zhì)量提升并沒有產(chǎn)生顯著積極影響，而實(shí)際情況是，近年來(lái)農(nóng)民工群體就業(yè)流動(dòng)特征明顯，且呈現(xiàn)短工化趨勢(shì)。既然工作轉(zhuǎn)換無(wú)助于提升其就業(yè)質(zhì)量，為什么農(nóng)民工還要頻繁轉(zhuǎn)換工作呢？

可以從以下幾個(gè)角度進(jìn)行理解：第一，本文的研究局限于工作轉(zhuǎn)換的短期效應(yīng)。本文的實(shí)證研究是基于RUMIC2008-2010年數(shù)據(jù)估計(jì)，但畢竟三年的時(shí)間還是太短，只能看作是工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量的短期效應(yīng)，缺乏對(duì)工作轉(zhuǎn)換長(zhǎng)期效應(yīng)的考察，而轉(zhuǎn)換工作的成本是即時(shí)發(fā)生的，換工作的收益卻需要更長(zhǎng)的時(shí)間體現(xiàn)，本文得出的工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量具有跨期效應(yīng)正好說(shuō)明了這一點(diǎn)；第二，農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換的意愿性。由于2008-2010年正好是金融危機(jī)后的幾年，制造業(yè)企業(yè)遭受較大的損失，出口受阻，利潤(rùn)下滑，甚至中小型加工貿(mào)易企業(yè)破產(chǎn)倒閉，而這些企業(yè)正好是農(nóng)民工就業(yè)較為集中的勞動(dòng)密集型企業(yè)，因此，受金融危機(jī)影響，農(nóng)民工的工作轉(zhuǎn)換可能更多的是被動(dòng)流動(dòng)，如被解雇、遣散或調(diào)崗，非自愿轉(zhuǎn)換無(wú)助于提升就業(yè)質(zhì)量，因此區(qū)分自愿與非自愿工作轉(zhuǎn)換是進(jìn)一步拓展的方向；第三，農(nóng)民工群體就業(yè)機(jī)會(huì)的同質(zhì)性，就業(yè)崗位集中在低端勞動(dòng)力市場(chǎng)。部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)民工頻繁換工作的背后具有經(jīng)濟(jì)理性或者是“用腳投票”的色彩。這只是通過(guò)單純的工作轉(zhuǎn)換行為來(lái)分析農(nóng)民工的就業(yè)流動(dòng)性，沒有更深入地挖掘農(nóng)民工頻繁轉(zhuǎn)換工作背后的真正的原因。中國(guó)在漸進(jìn)式改革過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型并不必然形成市場(chǎng)化經(jīng)濟(jì)體制[35]。我國(guó)的城市勞動(dòng)力市場(chǎng)同樣存在嚴(yán)重的分割，特別是戶籍制度下城鄉(xiāng)身份的分割。這種城鄉(xiāng)身份的分割使得農(nóng)民工在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)遭到了就業(yè)歧視，包括就業(yè)崗位的獲得和工資決定[36]。農(nóng)民工主要集中在建筑、制造、餐飲服務(wù)等勞動(dòng)密集型行業(yè)，就業(yè)崗位的同質(zhì)性較高，屬于競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)的普通崗位，因此，工作轉(zhuǎn)換更多是水平流動(dòng)，缺乏向上流動(dòng)的渠道。

這一結(jié)論有較強(qiáng)的政策含義，如何通過(guò)有效的制度設(shè)計(jì)引導(dǎo)農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)、適度流動(dòng)。一是健全完善覆蓋城鄉(xiāng)的公共就業(yè)服務(wù)體系，依托公共就業(yè)信息服務(wù)平臺(tái)打造公共就業(yè)服務(wù)圈，提升農(nóng)民工就業(yè)信息質(zhì)量，促進(jìn)就業(yè)匹配和就業(yè)質(zhì)量提升;二是，健全并實(shí)施針對(duì)農(nóng)民工的職業(yè)技能培訓(xùn)制度，提升農(nóng)民工就業(yè)能力。多方位開展對(duì)農(nóng)民工的職業(yè)培訓(xùn)，提升其技能水平，才能與高質(zhì)量就業(yè)崗位的技能需求相匹配，解決其就業(yè)質(zhì)量偏低問(wèn)題。三是，改變產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式，創(chuàng)造高質(zhì)量的就業(yè)機(jī)會(huì)，促進(jìn)農(nóng)民工職業(yè)向上流動(dòng)。同時(shí)，引導(dǎo)企業(yè)放眼長(zhǎng)遠(yuǎn)利益，以員工為中心，分享經(jīng)濟(jì)，構(gòu)建和諧穩(wěn)定勞動(dòng)關(guān)系。

參考文獻(xiàn)：

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(本文責(zé)編：王延芳)

Can Job Change Effectively Enhance Employment Quality of Migrant Workers?

MING Juan，WANG Ming-liang

(SchoolofEconomicsandCommerce,GuangdongUniversityofTechnology,Guangzhou510520,China)

Abstract：Job change is supposed to be the fastest and most effective way to enhance the employment quality of migrant workers.Migrant workers change occupations frequently in the urban labor market.Can job change effectively improve their quality of employment? This article uses RUMIC 2008-2010 panel data to explore the impact of job change on the quality of employment of migrant workers.Empirical results show that job change has significantly negative effects on the quality of employment of wage-employees from the total employment quality index,and has no significantly effects on the quality of self-employed.And the quality of employment is indicated sub-index,the results show that job change has negative effects on income,signing rate of pension participation and labor contracts,while increases working hours.As for the self-employed,the job changes have a significant negative impact on the work time and income,but the impact on pension participation rate is not significant.The result has strong robustness if we change the definition of job change.

Key words:job change;quality of employment;wage-employment;self-employment

中圖分類號(hào)：F243.1

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-9753(2015)12-0049-14

作者簡(jiǎn)介：明娟(1980-)，女，湖北黃石人，廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院“青年百人計(jì)劃”特聘副教授，博士，研究方向：勞動(dòng)力流動(dòng)、就業(yè)。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“推動(dòng)更高質(zhì)量的就業(yè)研究”(項(xiàng)目編號(hào)：13AZD005);國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目“勞動(dòng)遷移與農(nóng)民工回流動(dòng)態(tài)決策機(jī)制研究”(項(xiàng)目編號(hào)：10CJL029)。

收稿日期：2015-08-24修回日期：2015-12-15