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非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響

2022-03-13 06:54:58李根麗
財(cái)經(jīng)研究 2022年3期
關(guān)鍵詞:就業(yè)者工資收入勞動(dòng)者

李根麗,尤 亮

(1.華中科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北 武漢 430074;2.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 國際貿(mào)易學(xué)院,山西 太原 030006)

一、引言

擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模是中國實(shí)現(xiàn)共同富裕的基本路徑,也是破解做大蛋糕和分好蛋糕兩難問題的關(guān)鍵鑰匙。然而,中國經(jīng)濟(jì)總量雖然躍居全球第二,收入分配結(jié)構(gòu)卻仍呈發(fā)展中國家常見的“金字塔”形,低收入群體規(guī)模龐大,且相當(dāng)大一部分是處于勞動(dòng)力市場(chǎng)邊緣的非正規(guī)就業(yè)者。與工資收入高且穩(wěn)定的正規(guī)就業(yè)者不同,這些勞動(dòng)者在各種勞動(dòng)關(guān)系中一直處于弱勢(shì)地位,工資收入低且不穩(wěn)定,即便躋身中等收入階層也屬于“脆弱中等收入人群”。如何提高這類群體的工資收入,防止兩極分化是中國跨越“中等收入陷阱”亟需解決的現(xiàn)實(shí)問題,也是實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕目標(biāo)需要重視的關(guān)鍵問題。

作為工資收入的重要決定因素,人力資本一直是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的重點(diǎn)話題。自明瑟從人力資本視角對(duì)收入分配進(jìn)行研究,以及舒爾茨提出人力資本理論以來,傳統(tǒng)人力資本理論學(xué)派均將教育等認(rèn)知能力視為個(gè)體工資收入差異的直接原因,大力發(fā)展教育,全面提升國民教育水平也成為各國長(zhǎng)期實(shí)施的重要發(fā)展戰(zhàn)略。但隨著教育擴(kuò)張的持續(xù)推進(jìn),越來越多的學(xué)者發(fā)現(xiàn),教育水平提升在促進(jìn)勞動(dòng)者工資收入增長(zhǎng)的同時(shí),也在不斷擴(kuò)大非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者之間的工資差距(丁述磊,2017)。也就是說,去除歧視等非市場(chǎng)因素對(duì)工資差異的影響后,傳統(tǒng)人力資本理論學(xué)派所關(guān)注的教育等認(rèn)知能力因素對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的貢獻(xiàn)較為有限。相反,長(zhǎng)期被忽視的軟技能—非認(rèn)知能力,卻可能在非正規(guī)就業(yè)者工資收入決定方面發(fā)揮重要作用(Laajaj 等,2019)。

非認(rèn)知能力也稱人格特質(zhì),通常指?jìng)€(gè)體想法、感覺和行為的持久性模式,即在特定的環(huán)境和情況下,個(gè)體總會(huì)出現(xiàn)的固定傾向和趨勢(shì)的響應(yīng)方式(Roberts,2009)。已有研究發(fā)現(xiàn),非認(rèn)知能力主要通過兩種機(jī)制影響勞動(dòng)者的工資收入。直接機(jī)制體現(xiàn)為非認(rèn)知能力的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,即非認(rèn)知能力可視為個(gè)體稟賦的一部分,直接與勞動(dòng)生產(chǎn)率相關(guān)(Almlund 等,2011)。間接機(jī)制則在于非認(rèn)知能力能通過影響學(xué)業(yè)成就(Heckman 等,2006)、職位晉升(Edin 等,2017)和就業(yè)渠道(Hilger 等,2018)等間接影響勞動(dòng)者的工資收入。然而,這些較為一致的研究結(jié)論大多建立在西方發(fā)達(dá)國家的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)背景之上,且研究對(duì)象多為正規(guī)就業(yè)者,非認(rèn)知能力對(duì)中國非正規(guī)就業(yè)者工資收入是否具有影響尚缺乏直接證據(jù),作用機(jī)制及異質(zhì)性也未有研究涉及。對(duì)于人力資本結(jié)構(gòu)和薪資決定機(jī)制不同于正規(guī)就業(yè)者的中國非正規(guī)就業(yè)者而言,非認(rèn)知能力對(duì)其工資收入是否具有顯著影響?若存在影響,作用機(jī)制是什么?在不同群體中又是否存在差異?探討這些問題對(duì)于新經(jīng)濟(jì)背景下中國全面提升非正規(guī)就業(yè)者就業(yè)能力、縮小收入差距和實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

基于中國家庭跟蹤調(diào)查(CFPS)2018 年城鎮(zhèn)調(diào)查數(shù)據(jù),本文在厘清非認(rèn)知能力與非正規(guī)就業(yè)者工資收入作用關(guān)系的基礎(chǔ)上,利用大五人格模型構(gòu)建非認(rèn)知能力指標(biāo),實(shí)證研究非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響效應(yīng),并揭示其作用機(jī)制。與已有研究相比,本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面。第一,研究視角方面,與既有文獻(xiàn)對(duì)人力資本工資效應(yīng)的驗(yàn)證大多集中于傳統(tǒng)人力資本領(lǐng)域不同,本文將研究視野延伸至了新人力資本領(lǐng)域,既從理論上闡述了非認(rèn)知能力對(duì)工資收入的影響,又基于中國勞動(dòng)力市場(chǎng)數(shù)據(jù),對(duì)二者的作用關(guān)系進(jìn)行了本土化檢驗(yàn)。第二,研究對(duì)象方面,本文選擇中國勞動(dòng)力市場(chǎng)上的非正規(guī)就業(yè)者進(jìn)行分析,彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)研究對(duì)象較為單一的不足,研究結(jié)論也為非正規(guī)就業(yè)者工資收入提升提供了理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)參考。第三,研究?jī)?nèi)容方面,本文結(jié)合中國勞動(dòng)力市場(chǎng)上的非正規(guī)就業(yè)者特征,從健康效應(yīng)和職業(yè)匹配效應(yīng)角度對(duì)非認(rèn)知能力工資效應(yīng)的作用機(jī)制進(jìn)行了補(bǔ)充和拓展,并從學(xué)歷和職業(yè)等維度入手,對(duì)非認(rèn)知能力工資效應(yīng)的異質(zhì)性進(jìn)行了剖析。第四,樣本數(shù)據(jù)選擇上,采用新增非認(rèn)知能力調(diào)查模塊的CFPS2018 數(shù)據(jù)庫測(cè)度非認(rèn)知能力,相比前人研究選取的指標(biāo),本文測(cè)度的非認(rèn)知能力誤差更小,數(shù)據(jù)質(zhì)量也更高。

余下部分安排如下:第二部分在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上提出本文的研究假說;第三部分是數(shù)據(jù)說明與模型構(gòu)建,依次介紹數(shù)據(jù)來源、模型和變量定義;第四部分是實(shí)證研究結(jié)果與分析,主要對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行分析,并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和機(jī)制檢驗(yàn);第五部分為進(jìn)一步分析;最后是本文的結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

(一)非認(rèn)知能力與非正規(guī)就業(yè)者工資收入。上世紀(jì)60 年代,以舒爾茨等為代表開創(chuàng)的傳統(tǒng)人力資本理論對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論發(fā)展產(chǎn)生了重大影響,但其所關(guān)注的“能力”通常被默認(rèn)為諸如閱讀和計(jì)算等與教育有關(guān)的認(rèn)知能力,對(duì)人力資本發(fā)展同樣重要的非認(rèn)知能力則因數(shù)據(jù)限制被忽視。隨后發(fā)展起來的人力資本修正理論—篩選理論雖然從教育信號(hào)視角闡述了教育的經(jīng)濟(jì)功能(Spence,1973),但相關(guān)討論仍限制在認(rèn)知能力的范疇之內(nèi),非認(rèn)知能力對(duì)工資收入可能產(chǎn)生的影響依然未得到重視。在對(duì)傳統(tǒng)人力資本理論“瓦爾拉斯模型”環(huán)境假設(shè)的批判和拓展中,以Bowles 和Gintis(1976)為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家較早關(guān)注并闡述了非認(rèn)知能力的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。其系列研究均發(fā)現(xiàn),非認(rèn)知能力才是提升勞動(dòng)者個(gè)體收入的關(guān)鍵因素。在學(xué)校教育培養(yǎng)的能力中,真正對(duì)勞動(dòng)者市場(chǎng)表現(xiàn)起關(guān)鍵作用的能力是非認(rèn)知能力,而不是一直被默認(rèn)的認(rèn)知能力(Bowles 等,2001)。但直到近年來,新人力資本理論才逐漸打開了以往被視為“黑箱”的能力形成過程。在新人力資本學(xué)派構(gòu)建的廣義人力資本理論框架中,能力不再單一地指向認(rèn)知能力,而是被區(qū)分為認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力。非認(rèn)知能力是與認(rèn)知能力相關(guān)但又不同的個(gè)體特質(zhì),其既具有獨(dú)立于認(rèn)知能力的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,又能與認(rèn)知能力互補(bǔ),共同對(duì)勞動(dòng)者工作表現(xiàn)和工資收入發(fā)揮重要的預(yù)測(cè)作用(Palczyńska,2021)。

大量研究也從實(shí)證層面證實(shí)了非認(rèn)知能力是影響工資收入的重要因素。例如,Heckman 和Rubinstein(2001)以美國GED 項(xiàng)目為背景的研究發(fā)現(xiàn),勞動(dòng)者的工資收入由其認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力共同決定,且二者不可相互替代,非認(rèn)知能力缺乏會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)者遭受工資懲罰,且懲罰不亞于認(rèn)知能力缺乏。Collischon(2020)通過分解工資收入進(jìn)一步指出,非認(rèn)知能力對(duì)工資收入的促進(jìn)作用是多方面疊加的,勞動(dòng)者的保留工資、生產(chǎn)率工資和議價(jià)工資均受到非認(rèn)知能力的影響。多數(shù)學(xué)者也發(fā)現(xiàn),無論是在發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家的勞動(dòng)力市場(chǎng)上,非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者工資收入都具有顯著正向影響,且該影響在控制家庭背景和受教育程度后依然存在(Campos-Vazquez,2018)。

非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入是否具有影響在現(xiàn)有研究中尚未涉及,但相關(guān)研究發(fā)現(xiàn),認(rèn)知能力在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的作用在于如何追求成功,相反,非認(rèn)知能力則在于如何避免失?。↙indqvist 和Vestman,2011)。因而與工作復(fù)雜程度高、成果相對(duì)精尖的正規(guī)就業(yè)者相比,非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響可能更為明顯。Bowles 等(2001)也發(fā)現(xiàn),在合同不完全和監(jiān)管困難的勞動(dòng)力市場(chǎng)上,雇主更可能通過觀察雇員某些非認(rèn)知能力特征來判斷雇員投入“努力”的可能性,并為此支付報(bào)酬以激勵(lì)雇員“努力”地投入工作,從而與合同較為完備和容易監(jiān)管的正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)相比,非認(rèn)知能力在非正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)可能更有價(jià)值。朱志勝(2021)基于中國情境的研究也指出,非認(rèn)知能力顯著提升了進(jìn)城農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào),且這種回報(bào)在農(nóng)民工認(rèn)知能力相對(duì)弱勢(shì)時(shí)更為突顯。對(duì)低技能勞動(dòng)者而言,非認(rèn)知能力不僅能獲得經(jīng)濟(jì)回報(bào),還能獲得相對(duì)更高的“能力溢價(jià)”(李曉曼等,2019)。在中國勞動(dòng)力市場(chǎng)上,非正規(guī)就業(yè)者通常是低技能勞動(dòng)者和低級(jí)就業(yè)者的代名詞,農(nóng)民工也是非正規(guī)就業(yè)者的重要來源。由此,本文提出研究假說1:非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有正向影響。

(二)非認(rèn)知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的作用機(jī)制。作為勞動(dòng)者個(gè)體特質(zhì)的一部分,非認(rèn)知能力除了直接影響非正規(guī)就業(yè)者的勞動(dòng)生產(chǎn)率,進(jìn)而影響其工資收入外,還可能通過健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會(huì)資本效應(yīng)三個(gè)渠道間接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。

非認(rèn)知能力是勞動(dòng)者健康狀況的重要預(yù)測(cè)因子,這在希波克拉底時(shí)代就被廣泛認(rèn)可。近期的大量研究也證實(shí),非認(rèn)知能力能預(yù)測(cè)勞動(dòng)者的壽命和健康行為。例如,Roberts 等(2007)通過元分析發(fā)現(xiàn),盡責(zé)性、宜人性、開放性和情緒穩(wěn)定性等非認(rèn)知能力與壽命顯著正相關(guān),且盡責(zé)性比智商和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更能預(yù)測(cè)壽命(Martin 等,2007)。Heckman 等(2006)和Atkins 等(2020)也發(fā)現(xiàn),非認(rèn)知能力顯著影響勞動(dòng)者吸煙、酗酒頻率和吸毒等危險(xiǎn)行為。而且,非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者健康狀況的影響還貫穿整個(gè)生命周期。青少年時(shí)期在外向性、宜人性和盡責(zé)性方面得分更高的勞動(dòng)者在中年時(shí)期通常抽煙更少,運(yùn)動(dòng)更多,自我健康評(píng)價(jià)更高(Hampson 等,2007)。非正規(guī)就業(yè)者通常為體力勞動(dòng)者,因而非認(rèn)知能力可能通過影響其健康狀況,進(jìn)而對(duì)工資收入產(chǎn)生影響。由此,本文提出研究假說2:非認(rèn)知能力通過提升非正規(guī)就業(yè)者的健康狀況進(jìn)而對(duì)工資收入產(chǎn)生正向影響。

教育是影響勞動(dòng)者工資收入的重要人力資本,但教育對(duì)工資收入的影響不僅取決于其數(shù)量和質(zhì)量,還與其職業(yè)匹配效果有關(guān)。已有研究表明,過度教育具有工資懲罰效應(yīng),在相同教育水平下,過度教育者的工資水平和教育收益率顯著低于非過度教育者(Wu 和Wang,2018)。人力資本補(bǔ)償理論認(rèn)為,教育與非認(rèn)知能力能夠相互替代和補(bǔ)償。過度教育者能夠利用額外教育彌補(bǔ)非認(rèn)知能力的不足,同樣,在非認(rèn)知能力方面具有優(yōu)勢(shì)的勞動(dòng)者也能彌補(bǔ)教育的不足,從而不同教育水平的勞動(dòng)者能夠擁有相同的人力資本和從事相同的工作。而在教育和其他人力資本相同的情況下,非認(rèn)知能力越高的勞動(dòng)者擁有的人力資本總量越多,其通過職業(yè)搜尋獲得優(yōu)于或等于其受教育水平所能匹配的職業(yè)的概率越大,向下匹配即過度教育的概率越小(Saltiel,2020)。非正規(guī)就業(yè)者的職業(yè)流動(dòng)性較大,因而教育與職業(yè)匹配可能是非認(rèn)知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的重要作用機(jī)制。由此,本文提出研究假說3:非認(rèn)知能力通過降低非正規(guī)就業(yè)者過度教育概率進(jìn)而對(duì)工資收入產(chǎn)生正向影響。

作為市場(chǎng)機(jī)制的補(bǔ)充機(jī)制,社會(huì)資本一直是決定勞動(dòng)者工資收入的重要因素。大量研究發(fā)現(xiàn),社會(huì)資本既能直接作用于勞動(dòng)者的工資收入,也能通過提供物質(zhì)資本、信息資源和情感支持,以信任、依托、互助等方式間接影響勞動(dòng)者的工資收入(Ruiz,2020)。而在勞動(dòng)者,特別是非正規(guī)就業(yè)者的諸多能力中,非認(rèn)知能力是構(gòu)造人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和擴(kuò)大社交范圍的關(guān)鍵能力(陳博歐和張錦華,2021),擁有較高非認(rèn)知能力的非正規(guī)就業(yè)者通常擁有相對(duì)較強(qiáng)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和較為豐富的社會(huì)資源,從而非認(rèn)知能力可能通過影響非正規(guī)就業(yè)者的社會(huì)資本間接影響其工資收入。由此,本文提出研究假說4:非認(rèn)知能力通過增加非正規(guī)就業(yè)者的社會(huì)資本進(jìn)而對(duì)工資收入產(chǎn)生正向影響。

三、數(shù)據(jù)說明與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源。本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查2018 年數(shù)據(jù)庫(簡(jiǎn)稱CFPS2018)。不同于CFPS 以往數(shù)據(jù),CFPS2018 基于新增的非認(rèn)知能力調(diào)查模塊,首次在全國范圍內(nèi)系統(tǒng)性地收集了樣本的非認(rèn)知能力信息。本文主要關(guān)注非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。其中,工資收入、工作特征和基本人口學(xué)變量等數(shù)據(jù)來自成人數(shù)據(jù)庫,其他少數(shù)變量數(shù)據(jù)來自家庭數(shù)據(jù)庫。變量處理及樣本篩選流程如下:(1)限定勞動(dòng)者的就業(yè)類型為非農(nóng)受雇,且就業(yè)形態(tài)為非正規(guī)就業(yè);(2)選取男性16?65 歲,女性16?60 歲且每周工作時(shí)間為20?112 小時(shí)的城鎮(zhèn)地區(qū)樣本;(3)刪除關(guān)鍵數(shù)據(jù)不全、前后矛盾或有異常值的樣本??紤]到工資收入離群值可能產(chǎn)生的干擾,本文還對(duì)小時(shí)工資收入進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。最終得到基準(zhǔn)回歸的有效樣本量為2 493 份。

從圖4可以看出,隨著通信半徑的增加,網(wǎng)絡(luò)連通性提高,所以各算法的平均定位誤差均降低,本文定位算法平均定位誤差始終保持最小,優(yōu)于其他算法??梢钥闯鲈谙嗤亩ㄎ徽`差下,本文算法所需要的通信半徑最小,通信半徑越小,能耗越小,在同等條件下,本文算法可以節(jié)約能耗,延長(zhǎng)網(wǎng)絡(luò)壽命,降低網(wǎng)絡(luò)維護(hù)成本。

(二)模型構(gòu)建?;诿魃べY方程,以非認(rèn)知能力為核心解釋變量的非正規(guī)就業(yè)者工資方程可表示為:

其中,被解釋變量lnWage表示小時(shí)工資的對(duì)數(shù),核心解釋變量Noncog表示非認(rèn)知能力,β1是本文關(guān)心的核心估計(jì)參數(shù),表示非認(rèn)知能力的半彈性。i表示非正規(guī)就業(yè)者個(gè)體,X為控制變量,ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

如文獻(xiàn)綜述與研究假說所述,非認(rèn)知能力除了直接影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入外,還能通過健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會(huì)資本效應(yīng)間接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。因此,本文根據(jù)中介效應(yīng)的逐步回歸法對(duì)這些作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。第一步即為公式(1),檢驗(yàn)非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的總影響效應(yīng);第二步,以渠道變量為被解釋變量,非認(rèn)知能力為解釋變量,檢驗(yàn)非認(rèn)知能力對(duì)渠道變量的影響效應(yīng);第三步,在模型(1)的基礎(chǔ)上加入渠道變量,檢驗(yàn)非認(rèn)知能力和渠道變量對(duì)工資收入的影響效應(yīng)。第二步和第三步回歸模型如公式(2)和公式(3)所示:

其中,M為非認(rèn)知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的渠道變量,α 和 γ為待估計(jì)參數(shù),u和v為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在 β1顯著的情況下,若 α1和γ2均顯著,則非認(rèn)知能力通過影響渠道變量進(jìn)而影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入,并且若α1γ2的符號(hào)與 γ1一致,渠道變量在非認(rèn)知能力與工資收入的關(guān)系中具有中介作用,否則為遮掩效應(yīng)。同時(shí),若 γ1顯著,則渠道變量發(fā)揮部分中介作用,若 γ1不顯著,則發(fā)揮完全中介作用。若 α1和γ2至少有一個(gè)不顯著,則需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷。

(三)變量說明。本文將研究對(duì)象設(shè)定為非正規(guī)就業(yè)者。國際上通常將不具有正式勞動(dòng)關(guān)系或缺乏社會(huì)保障的就業(yè)定義為非正規(guī)就業(yè)(Tansel 等,2020)。在中國勞動(dòng)力市場(chǎng)上,勞動(dòng)合同是建立勞動(dòng)關(guān)系的依據(jù),養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)是社會(huì)保障體系中最重要的組成部分。因此,本文借鑒陸萬軍和張彬斌(2018)的界定方法,將“未簽訂勞動(dòng)合同或未同時(shí)享受養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的就業(yè)”定義為非正規(guī)就業(yè),將處于非正規(guī)就業(yè)狀態(tài)的勞動(dòng)者定義為非正規(guī)就業(yè)者。

被解釋變量:對(duì)數(shù)小時(shí)工資。考慮到小時(shí)工資能夠剔除工作時(shí)間造成的工資差異,在衡量工資水平方面更為精確,本文根據(jù)CFPS2018 提供的月工資和周工作時(shí)間計(jì)算出小時(shí)工資,將小時(shí)工資作為非正規(guī)就業(yè)者個(gè)人工資收入的代理變量,并依慣例對(duì)小時(shí)工資取對(duì)數(shù)。

解釋變量:非認(rèn)知能力。本文采用目前普遍接受并廣泛應(yīng)用的大五人格模型,即盡責(zé)性、外向性、宜人性、開放性和神經(jīng)質(zhì)五個(gè)維度測(cè)度勞動(dòng)者的非認(rèn)知能力。與以往研究數(shù)據(jù)存在指標(biāo)不全或指標(biāo)選取較為隨意不同,CFPS2018 提供的非認(rèn)知能力指標(biāo)來自正式的簡(jiǎn)版大五人格量表。該量表較為成熟且應(yīng)用廣泛,在世界銀行以及德國、波蘭和英國等多個(gè)國家均得到有效驗(yàn)證,具有良好的可信度和可靠性(Bühler 等,2020;Palczyńska,2021)。參照王春超和張承莎(2019)的做法,本文結(jié)合CFPS2018 提供的相關(guān)數(shù)據(jù),從15 個(gè)細(xì)分維度構(gòu)建非認(rèn)知能力的五大維度(見表1),并進(jìn)一步構(gòu)建非認(rèn)知能力綜合指標(biāo)。①本文通過構(gòu)建非認(rèn)知能力五大維度指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)矩陣發(fā)現(xiàn),非認(rèn)知能力五大維度的相關(guān)性大多不超過0.3,且在進(jìn)行主成分分析時(shí),按特征根大于1 的原則抽取主成分時(shí)累計(jì)方差貢獻(xiàn)率小于0.6,不適合進(jìn)行主成分分析,因此,本文選擇采用均值法構(gòu)建非認(rèn)知能力綜合指標(biāo)。需要說明的是,非認(rèn)知能力的五大維度均對(duì)應(yīng)3 個(gè)題項(xiàng),每個(gè)題項(xiàng)均采用Likert式5 級(jí)計(jì)分制,正向題目從“完全不符合”到“完全符合”分別計(jì)1?5 分,反向題目分別計(jì)5?1 分,每個(gè)維度得分越高,表明非認(rèn)知能力越高。同時(shí),為保證所有指標(biāo)趨于同向作用,本文將大五人格中的逆向指標(biāo)神經(jīng)質(zhì)轉(zhuǎn)換為正向指標(biāo)情緒穩(wěn)定性。

表1 大五人格量表測(cè)度

渠道變量:健康狀況、過度教育和社會(huì)資本。借鑒相關(guān)研究,選擇自評(píng)健康狀況作為非正規(guī)就業(yè)者健康狀況的代理變量(萬廣華和張彤進(jìn),2021),并將自評(píng)健康為“不健康、一般、比較健康、很健康和非常健康”依次賦值1?5。為反映教育與職業(yè)匹配狀況,根據(jù)CFPS2018提供的非正規(guī)就業(yè)者受教育程度信息以及崗位所需教育水平信息,將崗位所需教育程度低于非正規(guī)就業(yè)者受教育程度的情況定義為過度教育,并賦值為1,其他賦值為0。借鑒王春超和張承莎(2019)的研究,選取家庭全年禮金支出作為社會(huì)資本的代理變量,并依慣例進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

控制變量。根據(jù)已有相關(guān)文獻(xiàn),本文分別從個(gè)體、工作以及地區(qū)層面選取相關(guān)特征變量作為控制變量。其中,個(gè)體層面的變量包括受教育年限、工作年限、工作年限平方、性別、戶口和婚姻狀況(Bühler 等,2020),工作層面變量包括行業(yè)類型和職業(yè)類型(Hilger 等,2018)。本文還將調(diào)查省份劃分為東部地區(qū)、東北地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)4 個(gè)類別,以控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。相關(guān)變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表2 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果。本文采用普通最小二乘法(OLS),通過將控制變量逐步納入基本方程的形式來進(jìn)行基準(zhǔn)回歸,結(jié)果如表3 所示??梢钥闯?,在未納入控制變量的情況下(列(1)),非認(rèn)知能力正向影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入,且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。納入非正規(guī)就業(yè)者個(gè)體特征后,如列(2)所示,非認(rèn)知能力的系數(shù)有所減小,但對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入仍具有正向影響,且仍在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。繼續(xù)納入地區(qū)變量和工作特征變量后,如列(3)和列(4)所示,非認(rèn)知能力的系數(shù)大小和顯著性幾乎未發(fā)生明顯變化。以上結(jié)果表明,非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的促進(jìn)作用受控制變量的影響較小,結(jié)論具有穩(wěn)健性。由此,研究假說1 得到驗(yàn)證。以納入全部控制變量的列(4)的回歸結(jié)果為基準(zhǔn),可以看出,非正規(guī)就業(yè)者的非認(rèn)知能力每提升一個(gè)單位,其工資收入將顯著提升9.83%。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

控制變量的回歸結(jié)果顯示,傳統(tǒng)人力資本變量受教育年限對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有顯著正向影響。工作年限對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響呈現(xiàn)邊際遞減效應(yīng),其促進(jìn)作用隨著工作年限的增加而增加,但到一定年限后則趨于下降。性別和婚姻狀況對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入均具有顯著正向影響,性別歧視和婚姻溢價(jià)顯著存在。戶口對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響則不顯著,戶籍歧視不明顯。

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)。逐步納入控制變量的方法雖然在一定程度上驗(yàn)證了非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入具有顯著正向作用,但不容忽視的是,一些潛在的內(nèi)生性問題仍可能對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。首先,樣本“自選擇”問題。是否非正規(guī)就業(yè)不是隨機(jī)分配的,而是勞動(dòng)者基于自身特征和比較優(yōu)勢(shì)分析的“自選擇”,且這一選擇與預(yù)期收益密切相關(guān)。一些不可觀測(cè)因素可能同時(shí)影響勞動(dòng)者的就業(yè)選擇和工資收入,從而若直接采用OLS方法進(jìn)行回歸可能會(huì)得到有偏的估計(jì)結(jié)果。其次,遺漏變量問題。一些不可觀測(cè)因素,如自身稟賦、家庭背景和個(gè)人偏好等可能同時(shí)影響非正規(guī)就業(yè)者的非認(rèn)知能力和工資收入,導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏差。第三,反向因果問題。雖然非認(rèn)知能力在個(gè)體成年后總體表現(xiàn)穩(wěn)定,短期內(nèi)發(fā)生顯著變化的可能性較低(Caspi 等,2005),但仍有可能受其他因素,如工資收入的影響而發(fā)生改變。因而在截面數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上研究非認(rèn)知能力工資效應(yīng)可能面臨著反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為克服上述內(nèi)生性問題,本文采用三種方法對(duì)非認(rèn)知能力與非正規(guī)就業(yè)者工資收入的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型。借鑒相關(guān)研究的處理方法,選擇既能通過引入逆米爾斯比解決樣本“自選擇”問題,又能應(yīng)用完全信息極大似然法對(duì)就業(yè)選擇方程和工資方程進(jìn)行聯(lián)立估計(jì),以克服有效信息遺漏的內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型來研究非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。具體研究中,本文選擇家庭其他成員獲取工資收入的人數(shù)作為非正規(guī)就業(yè)的工具變量以保證模型可被識(shí)別(Magnac,1991;Carneiro 和Henley,2001)。選取該工具變量的邏輯在于,家庭其他成員是勞動(dòng)者社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的重要組成部分,勞動(dòng)者其他家庭成員獲取工資收入的人數(shù)越多,家庭所形成的就業(yè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)就會(huì)越強(qiáng),從而勞動(dòng)者選擇非正規(guī)就業(yè)的可能性越小,但工資收入通常由市場(chǎng)和工作單位外生決定,基本不受勞動(dòng)者其他家庭成員的影響。對(duì)工具變量進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)顯示,一階段F值為20.33,大于10%偏誤水平下的臨界值,表明不存在弱工具變量問題。考慮到在內(nèi)生變量和工具變量個(gè)數(shù)相同的情況下,過度識(shí)別無法運(yùn)用,本文參考董直慶和王輝(2021)的設(shè)計(jì),通過半簡(jiǎn)化式回歸對(duì)工具變量的系數(shù)顯著性進(jìn)行判斷。結(jié)果顯示,控制了內(nèi)生變量非正規(guī)就業(yè)時(shí),工具變量家庭其他成員獲取工資收入的人數(shù)對(duì)工資收入的影響不顯著,表明本文工具變量的外生性比較可靠,滿足排他性約束條件。表4 列(1)結(jié)果顯示,在修正樣本“自選擇”問題后,非認(rèn)知能力仍對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入具有顯著促進(jìn)作用。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)

2.采用工具變量法。為了緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,本文借鑒朱志勝(2021)的相關(guān)研究,選擇省內(nèi)同一行業(yè)內(nèi)部平均非認(rèn)知能力作為非正規(guī)就業(yè)者非認(rèn)知能力的工具變量。就理論層面而言,同一省份的非正規(guī)就業(yè)者由于地理特征、文化習(xí)俗以及早期成長(zhǎng)環(huán)境較為接近,會(huì)存在一定的同群效應(yīng)(陳博歐和張錦華,2021),同一行業(yè)非正規(guī)就業(yè)者由于行業(yè)篩選效應(yīng)在非認(rèn)知能力方面也具有一定的相似性,從而能夠滿足工具變量的相關(guān)性原則。同時(shí),該工具變量主要反映的是群體層面的特征,與非正規(guī)就業(yè)者個(gè)體的工資收入并無直接關(guān)聯(lián),因而也滿足工具變量的外生性原則。對(duì)工具變量檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),工具變量不存在不可識(shí)別和弱工具變量問題。通過半簡(jiǎn)化式回歸對(duì)工具變量外生性檢驗(yàn)的結(jié)果也顯示,排他性約束條件能得到滿足。工具變量法回歸結(jié)果表明,如表4 列(2)所示,基準(zhǔn)回歸的主要結(jié)論仍得到了支持。

3.使用滯后解釋變量。為克服單一截面數(shù)據(jù)潛在的反向因果問題,本文借鑒Heineck 和Anger(2010)的做法,在保持被解釋變量和控制變量不變的情況下,將解釋變量非認(rèn)知能力替換為CFPS2010 數(shù)據(jù)的對(duì)應(yīng)變量,即通過使非認(rèn)知能力的獲取在時(shí)間上先于工資收入來克服基準(zhǔn)回歸中可能存在的反向因果問題。表4 列(3)結(jié)果顯示,在克服潛在的反向因果問題后,非認(rèn)知能力仍顯著正向影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)非認(rèn)知能力是否對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入具有顯著影響,本文還從以下幾個(gè)方面進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.替換非認(rèn)知能力指標(biāo)。在CFPS2018 提供正式的大五人格量表測(cè)度非認(rèn)知能力指標(biāo)之前,國內(nèi)基于CFPS 2010—2016 年數(shù)據(jù)研究非認(rèn)知能力問題的學(xué)者,如王春超和張承莎(2019)等,均采用李濤和張文韜(2015)的做法,即以NEO 人格特征修訂問卷為分類依據(jù),同時(shí)借助英國家庭追蹤調(diào)查(BHPS)和德國社會(huì)經(jīng)濟(jì)追蹤調(diào)查(GSOEP)的相關(guān)問題,從CFPS 問卷中尋找能夠衡量非認(rèn)知能力的自評(píng)和他評(píng)數(shù)據(jù),并采用主成分分析法來測(cè)度非認(rèn)知能力。鑒于CFPS2018 提供了這些數(shù)據(jù),本文也采用類似方法構(gòu)建非認(rèn)知能力指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果如表5 列(1)所示??梢钥闯?,替換非認(rèn)知能力指標(biāo)后,非認(rèn)知能力仍在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著正向影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入,基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.重新定義非正規(guī)就業(yè)者。不同于國外財(cái)政系統(tǒng),中國長(zhǎng)期以來實(shí)行“劃分收支和分級(jí)包干”的財(cái)政體制,社保在2019 年之前均在各個(gè)地區(qū)的社保部門獨(dú)立運(yùn)行。社保缺乏統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)體系,不同地區(qū)的具體政策存在差異以及地區(qū)之間的利益關(guān)系劃分等均使得跨地區(qū)社保轉(zhuǎn)移難以實(shí)現(xiàn),導(dǎo)致退保棄?,F(xiàn)象時(shí)有發(fā)生??紤]到上述情況,本文僅根據(jù)勞動(dòng)合同來界定非正規(guī)就業(yè)者,即不考慮社保情況,直接將未簽訂勞動(dòng)合同的就業(yè)者界定為非正規(guī)就業(yè)者。表5 列(2)結(jié)果顯示,重新定義非正規(guī)就業(yè)者得到的回歸結(jié)果與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

3.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果,還從以下幾個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。①替換被解釋變量。考慮到CFPS2018 的原始數(shù)據(jù)并未直接給出小時(shí)工資數(shù)據(jù),通過月工資收入與工作時(shí)間近似獲得的小時(shí)工資數(shù)據(jù)可能存在一定誤差。本文直接使用月工資數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計(jì)。表5 列(3)結(jié)果顯示,使用對(duì)數(shù)月工資作為被解釋變量并不影響基準(zhǔn)回歸的主要結(jié)論。②更改樣本。為獲得更為穩(wěn)定的非認(rèn)知能力指標(biāo),借鑒已有研究的做法,進(jìn)一步將樣本年齡限制在30 歲以上(Costa 和McCrae,1988)。表5 列(4)結(jié)果顯示,非認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正。③加入其他控制變量。為避免遺漏能力變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響,本文在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入字詞能力和數(shù)學(xué)能力等認(rèn)知能力變量,結(jié)果如表5 列(5)所示。結(jié)果顯示,基準(zhǔn)回歸的主要結(jié)論依然成立。

(四)機(jī)制檢驗(yàn)。如前文所述,非認(rèn)知能力除了直接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入外,還可能通過提升健康狀況、降低過度教育概率和增加社會(huì)資本間接影響非正規(guī)就業(yè)者的工資收入。為檢驗(yàn)健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會(huì)資本效應(yīng)三個(gè)渠道是否存在,本文采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn),結(jié)果如表6 所示。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)

表6 列(1)、列(3)和列(5)回歸結(jié)果顯示,非認(rèn)知能力在1%統(tǒng)計(jì)水平上分別顯著正向和負(fù)向影響非正規(guī)就業(yè)者的健康狀況和過度教育,在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著正向影響非正規(guī)就業(yè)者的社會(huì)資本。這表明,非認(rèn)知能力有助于非正規(guī)就業(yè)者提升健康狀況、降低過度教育概率以及增加社會(huì)資本。列(2)、列(4)和列(6)回歸結(jié)果顯示,在基準(zhǔn)回歸模型上分別納入健康狀況、過度教育和社會(huì)資本變量后,非認(rèn)知能力和健康狀況、過度教育、社會(huì)資本對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響依然顯著,表明非認(rèn)知能力能夠通過提升健康狀況、降低過度教育概率以及增加社會(huì)資本三個(gè)渠道促進(jìn)非正規(guī)就業(yè)者工資收入增長(zhǎng)。為驗(yàn)證估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性,本文進(jìn)一步構(gòu)建Sobel統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,Sobel檢驗(yàn)中的Z統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值均大于5%統(tǒng)計(jì)水平的臨界值0.97,中介效應(yīng)均能通過顯著性檢驗(yàn)。綜上,健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會(huì)資本效應(yīng)均是非認(rèn)知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的作用機(jī)制,研究假說2、假說3 和假說4 均得到驗(yàn)證。

五、進(jìn)一步分析

(一)非認(rèn)知能力與教育的互補(bǔ)效應(yīng)。職業(yè)匹配效應(yīng)證實(shí),非認(rèn)知能力與教育作為非正規(guī)就業(yè)者人力資本的核心要素能夠相互替代和補(bǔ)償。那么,在影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的過程中,非認(rèn)知能力與教育之間是否具有互補(bǔ)關(guān)系?本文將對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)。借鑒已有相關(guān)研究,在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上引入了非認(rèn)知能力和受教育年限去中心化的交互項(xiàng),回歸結(jié)果如表7 所示。結(jié)果顯示,非認(rèn)知能力、受教育年限以及二者的交互項(xiàng)均顯著為正,表明在其他條件不變的情況下,非認(rèn)知能力越高的非正規(guī)就業(yè)者獲得的教育邊際收益越大,同時(shí),受教育程度越高的非正規(guī)就業(yè)者的非認(rèn)知能力獲得的經(jīng)濟(jì)回報(bào)也更多??梢钥闯?,非認(rèn)知能力與教育除了單獨(dú)對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入產(chǎn)生影響外,二者之間還會(huì)形成相互促進(jìn)的互補(bǔ)作用。也就是說,非認(rèn)知能力除了能夠彌補(bǔ)非正規(guī)就業(yè)者在教育方面的不足外,還有助于提升教育的邊際收益,使相同教育水平的非正規(guī)就業(yè)者能獲得更高的工資收入,同樣,更高層次的教育也有助于提升非認(rèn)知能力的經(jīng)濟(jì)回報(bào),使相同非認(rèn)知能力的非正規(guī)就業(yè)者獲得能力溢價(jià)。

表7 非認(rèn)知能力與教育的互補(bǔ)效應(yīng)

(二)非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入影響的職業(yè)異質(zhì)性。Holland(1959)基于人格特質(zhì)理論提出的職業(yè)選擇理論認(rèn)為,不同職業(yè)對(duì)非認(rèn)知能力的需求存在差異。相對(duì)于藍(lán)領(lǐng)職業(yè),白領(lǐng)職業(yè)對(duì)勞動(dòng)者非認(rèn)知能力的要求更高,同時(shí)也能使非認(rèn)知能力獲得更多回報(bào)(Heckman 等,2006)。為檢驗(yàn)非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響是否也存在職業(yè)差異,本文根據(jù)王春超和張承莎(2019)的分類標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)一步將非正規(guī)就業(yè)者分為了白領(lǐng)和藍(lán)領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者兩類,并進(jìn)行了分組回歸。表8 的結(jié)果顯示,非認(rèn)知能力對(duì)白領(lǐng)和藍(lán)領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入均具有顯著的正向影響,但系數(shù)大小和顯著性存在差異。其中,非認(rèn)知能力對(duì)白領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著,且影響效應(yīng)較大,為17.08%,對(duì)藍(lán)領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響則在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著,且影響效應(yīng)較小,為6.44%。為了更準(zhǔn)確地判斷非認(rèn)知能力對(duì)白領(lǐng)與藍(lán)領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響差異,本文進(jìn)一步對(duì)非認(rèn)知能力變量的組間系數(shù)差異進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,非認(rèn)知能力系數(shù)的組間差異在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著,表明非認(rèn)知能力對(duì)工資收入的影響確實(shí)在白領(lǐng)與藍(lán)領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者之間存在顯著差異。與已有研究一致,相對(duì)于從事體力工作的藍(lán)領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者,非認(rèn)知能力對(duì)從事腦力勞動(dòng)且社會(huì)性較強(qiáng)的白領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者影響更大。

表8 非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入影響的職業(yè)異質(zhì)性

(三)非認(rèn)知能力對(duì)不同工資階層非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響效應(yīng)在工資分布的不同位置也可能存在差異。為此,選擇10%、25%、50%、75%和90%這5 個(gè)分位點(diǎn)分別代表低、中低、中等、中高和高工資階層,采用分位數(shù)回歸方法來刻畫非認(rèn)知能力工資效應(yīng)在工資分布上的變化特征,結(jié)果如表9 所示??梢钥闯?,在所選分位數(shù)上,非認(rèn)知能力對(duì)低工資階層非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有正向影響,但影響不顯著,對(duì)中低、中等、中高和高工資階層非正規(guī)就業(yè)者的工資收入均具有顯著正向影響,且影響總體呈上升趨勢(shì)。與朱志勝(2021)對(duì)農(nóng)民工的相關(guān)研究一致,非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響存在“馬太效應(yīng)”,工資收入相對(duì)越高的非正規(guī)就業(yè)者,越能獲得相對(duì)較高的非認(rèn)知能力邊際收益。

表9 非認(rèn)知能力對(duì)不同工資階層非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響

(四)不同維度的非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響。為避免非認(rèn)知能力綜合指標(biāo)對(duì)子指標(biāo)的“事實(shí)掩蓋”,更清晰地反映不同維度非認(rèn)知能力的異質(zhì)性特征,本文用五大維度非認(rèn)知能力指標(biāo)依次替換非認(rèn)知能力綜合指標(biāo),對(duì)不同維度非認(rèn)知能力的工資效應(yīng)進(jìn)行估計(jì),結(jié)果如表10 所示。結(jié)果顯示,單獨(dú)納入五大維度非認(rèn)知能力指標(biāo)后,外向性和開放性對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正,情緒穩(wěn)定性在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正,盡責(zé)性和宜人性的影響則不顯著。這表明在其他條件相同的情況下,外向性、開放性和情緒穩(wěn)定性等非認(rèn)知能力均有助于非正規(guī)就業(yè)者工資收入提升。同時(shí)納入五大維度非認(rèn)知能力后,開放性和情緒穩(wěn)定性對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的工資收入仍具有顯著正向影響,盡責(zé)性、外向性和宜人性則影響不顯著??梢钥闯?,無論是單獨(dú)還是同時(shí)納入五大維度非認(rèn)知能力,開放性和情緒穩(wěn)定性都是影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的重要非認(rèn)知能力。這可能是因?yàn)?,在雇傭靈活的非正規(guī)就業(yè)勞動(dòng)力市場(chǎng)上,具有創(chuàng)造力和好奇心的開放性人格有助于勞動(dòng)者更好地學(xué)習(xí)和接受新鮮事物,并利用創(chuàng)造思維打破工作瓶頸,實(shí)現(xiàn)自我突破,高情緒穩(wěn)定性則有助于其應(yīng)對(duì)工作中的不確定性、減輕身心壓力和職業(yè)倦怠。

表10 不同維度的非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響

六、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論。擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模是新時(shí)期中國實(shí)現(xiàn)共同富裕的基本路徑,也是跨越“中等收入陷阱”的重要支撐點(diǎn)。非正規(guī)就業(yè)者是新增中等收入群體的重要來源,也是經(jīng)濟(jì)脆弱者,提高非正規(guī)就業(yè)者的工資收入,對(duì)于中國共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)至關(guān)重要?;谥袊彝プ粉櫿{(diào)查(CFPS)2018 年城鎮(zhèn)數(shù)據(jù),本文利用大五人格模型構(gòu)建非認(rèn)知能力指標(biāo),實(shí)證研究了非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響效應(yīng),并對(duì)其作用機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明:第一,非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的工資收入具有顯著正向影響,且該結(jié)論在考慮內(nèi)生性問題以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立;第二,非認(rèn)知能力主要通過提升健康狀況、降低過度教育概率以及增加社會(huì)資本進(jìn)而提高非正規(guī)就業(yè)者的工資收入,健康效應(yīng)、職業(yè)匹配效應(yīng)和社會(huì)資本效應(yīng)是非認(rèn)知能力影響非正規(guī)就業(yè)者工資收入的三個(gè)重要途徑;第三,非認(rèn)知能力對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響存在“馬太效應(yīng)”,其與教育對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響具有互補(bǔ)效應(yīng);第四,非認(rèn)知能力對(duì)白領(lǐng)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響更大,不同維度的非認(rèn)知能力中,開放性和情緒穩(wěn)定性對(duì)非正規(guī)就業(yè)者工資收入的影響更為重要。

(二)對(duì)策啟示。基于前文研究結(jié)論,本文提出如下對(duì)策建議。首先,在家庭對(duì)子女的培養(yǎng)方面,家長(zhǎng)應(yīng)重視子女非認(rèn)知能力對(duì)其未來勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的重要作用,充分利用學(xué)前教育與家庭投資等方式對(duì)子女的非認(rèn)知能力培養(yǎng)進(jìn)行積極干預(yù)。一方面,家長(zhǎng)應(yīng)重視影響子女非認(rèn)知能力形成的早期家庭環(huán)境因素,努力為子女早期非認(rèn)知能力發(fā)展創(chuàng)造良好的生活環(huán)境,建立積極向上的家庭氛圍。另一方面,家長(zhǎng)應(yīng)優(yōu)化子女人力資本投資策略,不僅要重視學(xué)業(yè)成績(jī)的提升,還要對(duì)子女非認(rèn)知能力培養(yǎng)采取適當(dāng)措施進(jìn)行積極干預(yù)。特別是在子女智商等認(rèn)知能力較低且難以改變的情況下,家長(zhǎng)更應(yīng)積極利用非認(rèn)知能力可塑期較長(zhǎng)的優(yōu)點(diǎn),通過資源傾斜對(duì)子女非認(rèn)知能力培養(yǎng)進(jìn)行彌補(bǔ)性干預(yù),減少認(rèn)知能力較低對(duì)綜合能力帶來的負(fù)面影響。

其次,在企業(yè)招聘和培訓(xùn)方面,鼓勵(lì)企業(yè),特別是非正規(guī)就業(yè)部門企業(yè)將非認(rèn)知能力作為人才甄選的重要標(biāo)準(zhǔn),并將非認(rèn)知能力培養(yǎng)納入員工培訓(xùn)流程中。一方面,企業(yè)應(yīng)認(rèn)識(shí)到非認(rèn)知能力是人力資本的重要組成部分,在招聘過程中重視對(duì)非認(rèn)知能力的考察,并根據(jù)不同崗位的工作特點(diǎn)設(shè)計(jì)完善的非認(rèn)知能力考核體系,選擇合適的員工到合適的工作崗位。另一方面,企業(yè)在重視專業(yè)技能培訓(xùn)時(shí),還應(yīng)將非認(rèn)知能力培養(yǎng)納入培訓(xùn)框架體系,注重對(duì)勞動(dòng)者創(chuàng)新精神和情緒控制等非認(rèn)知能力進(jìn)行培養(yǎng),全面提升勞動(dòng)者的綜合能力。

最后,在勞動(dòng)者非認(rèn)知能力積累和利用方面,應(yīng)加強(qiáng)非認(rèn)知能力訓(xùn)練,有意培養(yǎng)與非認(rèn)知能力相關(guān)的能力。對(duì)于認(rèn)知能力水平較低且難以改變的非正規(guī)就業(yè)者而言,更應(yīng)加強(qiáng)開放性和情緒穩(wěn)定性等非認(rèn)知能力的刻意訓(xùn)練,在“干中學(xué)”中培養(yǎng)和積累與工作相關(guān)的非認(rèn)知能力,通過非認(rèn)知能力提升彌補(bǔ)認(rèn)知能力的不足。同時(shí),在求職就業(yè)過程中積極釋放非認(rèn)知能力信號(hào),充分利用非認(rèn)知能力優(yōu)勢(shì)獲得工資溢價(jià)。

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