■ 王蓮秋 吳華安.2 馮一桃 朱明東

（1.重慶工商大學(xué) 長(zhǎng)江上游經(jīng)濟(jì)研究中心，重慶 400067；2.重慶財(cái)經(jīng)學(xué)院，重慶 401320）

習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，推進(jìn)“以人為核心”的新型城鎮(zhèn)化建設(shè)必須扎實(shí)做好新市民群體的安置工作，既要確保其“進(jìn)得來”，更要確保其“留得住”和“發(fā)展得更好”。根據(jù)2022年中國(guó)銀保監(jiān)會(huì)和中國(guó)人民銀行聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于加強(qiáng)新市民金融服務(wù)工作的通知》，因本人創(chuàng)業(yè)就業(yè)、子女上學(xué)、投靠子女等原因來到城鎮(zhèn)常住的新市民群體已達(dá)到3億人左右，在我國(guó)總?cè)丝谥械恼急瘸^20%。與大多數(shù)城市原居民相比，這些剛進(jìn)城的新市民普遍而言工作層次更低、職業(yè)技能更低、更缺乏保障、就業(yè)流動(dòng)性更大，以至于不少新市民面臨著難以快速適應(yīng)城市、融入城市的困境。[1]然而，目前學(xué)界在有關(guān)新市民群體的理論和政策研究上，更多關(guān)注的仍是如何通過解除各種體制和制度性障礙更有效地推動(dòng)農(nóng)村和農(nóng)業(yè)人口的市民化，亦即如何解決新市民“進(jìn)得來”的問題，而對(duì)于如何促進(jìn)該群體真正融入城市、扎根城市，如何使他們“留得住”和“發(fā)展得好”，還缺少?gòu)V泛深入的研究。[2][3]本文的目的就在于為深化對(duì)該問題的探討提供一種可行的研究思路。具體而言，我們?cè)噲D提出并實(shí)證檢驗(yàn)這樣一個(gè)經(jīng)驗(yàn)性的命題：保持就業(yè)穩(wěn)定性是新市民在城市“留得住”和“發(fā)展得好”的一個(gè)重要影響因素，而在信息化全方位滲入城市社會(huì)方方面面的當(dāng)今時(shí)代[4]，新市民信息素養(yǎng)的高低又是其能否保持就業(yè)穩(wěn)定性的一個(gè)重要的決定因素。

一、相關(guān)研究綜述

（一）有關(guān)就業(yè)穩(wěn)定性衡量標(biāo)準(zhǔn)與影響因素的研究

總體而言，國(guó)內(nèi)外學(xué)界迄今對(duì)個(gè)體或群體就業(yè)穩(wěn)定性問題的研究，還處于相對(duì)不足的狀態(tài)。已有的相關(guān)研究主要集中在兩個(gè)問題上：一是就業(yè)穩(wěn)定性的衡量標(biāo)準(zhǔn)問題，二是就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素問題。

有關(guān)就業(yè)穩(wěn)定性的衡量標(biāo)準(zhǔn)，主要存在下述幾種觀點(diǎn)。（1）以個(gè)體工作任期長(zhǎng)短（包括就業(yè)期續(xù)期、工齡等）來衡量就業(yè)穩(wěn)定性。例如，Lucie Davoine和Christine Erhel基于西方國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)提出，可以受雇者的平均任職時(shí)長(zhǎng)以及離職人數(shù)比率來反映社會(huì)就業(yè)穩(wěn)定程度。[5]王曉峰針對(duì)女性流動(dòng)人口提出，可以用兩個(gè)指標(biāo)來衡量其就業(yè)穩(wěn)定性，即是否與企業(yè)單位簽訂合同，以及流入本地的時(shí)間是否超過三年。[6]劉斌等人在探討農(nóng)民工住房問題時(shí)涉及了該群體的就業(yè)穩(wěn)定性問題，并將工作時(shí)長(zhǎng)作為衡量就業(yè)穩(wěn)定性的指標(biāo)。[7]（2）基于離職率來衡量就業(yè)穩(wěn)定性。如Robert J.Blomme和Arjan Van.Rheede在研究酒店職員就業(yè)問題時(shí)，基于離職率和工作時(shí)長(zhǎng)來衡量就業(yè)是否穩(wěn)定。[8]杜興艷等人以新就業(yè)大學(xué)生離職率為衡量標(biāo)準(zhǔn)，探討了職業(yè)規(guī)劃教育對(duì)該群體職業(yè)穩(wěn)定性的影響。[9]（3）基于合同期限來衡量就業(yè)穩(wěn)定性。如，石智雷和朱明寶在研究農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性與社會(huì)融合之間的關(guān)系問題時(shí)，選取以是否與企業(yè)或雇主簽訂勞動(dòng)合同為衡量就業(yè)穩(wěn)定性的指標(biāo)。[10]蔣帆等利用無固定期限合同的訂立條件與雇員在職時(shí)間相關(guān)這一特點(diǎn)構(gòu)建DID模型，實(shí)證檢驗(yàn)了這類解雇規(guī)制對(duì)雇員就業(yè)穩(wěn)定性的影響。[11]（4）以工作轉(zhuǎn)換次數(shù)衡量就業(yè)穩(wěn)定性。如，王春超以“平均換工次數(shù)”[12]，謝婷和陳昭玖以及邵敏和武鵬以“近期就業(yè)狀況變動(dòng)頻數(shù)”[13][14]，李東琴以“一年中有無工作變動(dòng)來測(cè)量就業(yè)穩(wěn)定性[15]。

有關(guān)就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素，相關(guān)研究一般認(rèn)為主要有三個(gè)：微觀層次的個(gè)體特征、中觀層次的企業(yè)環(huán)境和宏觀層次社會(huì)制度環(huán)境。（1）個(gè)體特征的影響。研究者所涉及的影響就業(yè)穩(wěn)定性的個(gè)體特征既包括性別、年齡等，也包括個(gè)體人力資本（受教育程度、技能培訓(xùn)等）和社會(huì)資本（社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源等）等。例如，李立清和吳倩文在分析639份來自廣西壯族自治區(qū)的調(diào)研資料基礎(chǔ)上指出，農(nóng)民工的年齡、學(xué)歷和婚姻狀況是導(dǎo)致他們“消失”在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)的重要因素。[16]柳延恒、趙蒙成以及沈詩(shī)杰的研究則表明，人力資本和社會(huì)資本水平對(duì)新生代農(nóng)民工群體的就業(yè)穩(wěn)定性有顯著的影響。[17][18][19]（2）工資水平、工作時(shí)長(zhǎng)、工作條件、工作滿意度等企業(yè)環(huán)境因素的影響。這類觀點(diǎn)也大多集中在有關(guān)新生代農(nóng)民工群體就業(yè)問題的研究中。如石丹淅等人的研究指出，職業(yè)類型、工會(huì)組織缺失、工資水平低、工作強(qiáng)度大、加班頻繁、培訓(xùn)機(jī)會(huì)少等是導(dǎo)致目前新生代農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量和就業(yè)穩(wěn)定性普遍不高的主要因素。[20]而杜鵬程等人的研究則表明，企業(yè)通過改進(jìn)工作環(huán)境和縮短工作時(shí)長(zhǎng)，可顯著提升員工的主觀福利感知，進(jìn)而提高其就業(yè)穩(wěn)定性。[21]（3）宏觀社會(huì)制度環(huán)境的影響。如官華平研究指出，我國(guó)目前普遍存在的就業(yè)不穩(wěn)定問題較大程度上與勞動(dòng)者權(quán)益保護(hù)不足有關(guān)。[22]蔣帆和于大川的實(shí)證研究表明，解雇規(guī)制等就業(yè)保障政策僅對(duì)那些技術(shù)水平和技術(shù)要求低的小微私營(yíng)企業(yè)雇員的就業(yè)穩(wěn)定性產(chǎn)生了消極的影響。[11]

（二）有關(guān)個(gè)體信息素養(yǎng)對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性影響的研究

隨著信息和數(shù)字化技術(shù)的高速發(fā)展與廣泛運(yùn)用，提升個(gè)體信息素養(yǎng)問題越發(fā)受到學(xué)界的重視。近年來，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已對(duì)個(gè)體信息素養(yǎng)的內(nèi)涵、評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)、影響因素等作了廣泛探討。[23][24][25]但直接探討信息素養(yǎng)對(duì)就業(yè)穩(wěn)定性影響的研究還很少見，僅有部分學(xué)者對(duì)信息素養(yǎng)的單個(gè)指標(biāo)與就業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行了研究。如Patricia.Findlay等人研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的廣泛運(yùn)用有助于求職者改善其在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的信息不對(duì)稱地位，進(jìn)而提升就業(yè)質(zhì)量。[26]丁述磊等人則提出，互聯(lián)網(wǎng)的普及還可能通過引發(fā)建構(gòu)新的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)而間接促進(jìn)就業(yè)質(zhì)量的提升。[27]李睿等人研究指出，農(nóng)民工提高信息素養(yǎng)有助于其獲取高質(zhì)量的崗位信息，進(jìn)而更好地實(shí)現(xiàn)人職匹配。[28]

綜上所述，雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)界目前已形成了不少有關(guān)就業(yè)穩(wěn)定性問題的一般性文獻(xiàn)，但致力于研究個(gè)體信息素養(yǎng)對(duì)就業(yè)穩(wěn)定性影響的文獻(xiàn)還比較少，聚焦于我國(guó)城鎮(zhèn)化過程中出現(xiàn)的“新市民”群體的信息素養(yǎng)及其對(duì)就業(yè)穩(wěn)定性影響的研究則更是少見。因此，本文在研究對(duì)象和思路上體現(xiàn)了一定的創(chuàng)新性，或能為學(xué)界后續(xù)的相關(guān)研究提供些許啟示。

二、數(shù)據(jù)來源、模型構(gòu)建與樣本的統(tǒng)計(jì)描述

本文的基本研究思路是，在建構(gòu)一個(gè)以就業(yè)穩(wěn)定性為被解釋變量（因變量）、個(gè)體信息素養(yǎng)為核心解釋變量（自變量）的計(jì)量分析模型的基礎(chǔ)上，運(yùn)用“2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查”提供的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)新市民信息素養(yǎng)與其就業(yè)穩(wěn)定性之間的相關(guān)性作出回歸分析，并對(duì)分析結(jié)果施以必要的內(nèi)生性、穩(wěn)健性和異質(zhì)性檢驗(yàn)。本節(jié)是有關(guān)本文數(shù)據(jù)來源、模型構(gòu)建、變量選取以及樣本統(tǒng)計(jì)特征的說明或描述。

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選用2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)數(shù)據(jù)（CGSS2017），主要是基于兩方面的考慮。其一，CGSS2017是由中國(guó)人民大學(xué)聯(lián)合全國(guó)各地公共學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同完成的，故數(shù)據(jù)質(zhì)量有相當(dāng)?shù)目煽啃?。其二，CGSS2017問卷涵蓋了大量有關(guān)個(gè)人互聯(lián)網(wǎng)使用及就業(yè)情況的調(diào)查項(xiàng)，這有利于我們從中提煉出與個(gè)體就業(yè)穩(wěn)定性、個(gè)體信息素養(yǎng)相關(guān)的計(jì)量指標(biāo)，并獲得相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。根據(jù)本文研究對(duì)象的特點(diǎn)，在剔除相關(guān)變量缺失和指標(biāo)值不合理的樣本后，我們最終保留了1274個(gè)樣本。

（二）模型構(gòu)建與變量選取

為便于對(duì)本文提出的理論假說即“新市民的信息素養(yǎng)是其就業(yè)穩(wěn)定性的重要影響因素”實(shí)施有效檢驗(yàn)，我們?cè)趨⒄占扔醒芯康幕A(chǔ)上構(gòu)建了下述有關(guān)新市民就業(yè)穩(wěn)定性的估計(jì)模型：

本研究的被解釋變量是新市民個(gè)體的就業(yè)穩(wěn)定性，我們?cè)趨⒖家酝墨I(xiàn)的基礎(chǔ)上選用CGSS2017問卷中“下列各種情形，哪一種更符合您目前的工作的狀況”和“您目前的工作是否與用人單位或雇主簽訂了書面勞動(dòng)合同”兩個(gè)問題作為它的替代變量。在變量賦值方面，我們將“有固定期限勞動(dòng)合同”的情況賦值為5；“有固定期限勞動(dòng)合同”或“個(gè)體經(jīng)營(yíng)”以及“自己是老板”的情況賦值為4；“無勞動(dòng)合同但有工作”的情況賦值為3；“自由職業(yè)”賦值為2；“無工作”的情況賦值為1。

本文的核心解釋變量是新市民的信息素養(yǎng)。參考閆貝貝、劉天軍的定義方式[29]，我們把新市民的信息素養(yǎng)理解為包含信息知識(shí)、信息意識(shí)、信息能力等三個(gè)維度，并從CGSS2017中篩選出8個(gè)題項(xiàng)用以對(duì)它們作出度量。此外，我們參考李曉峰和李珊珊的研究方法[30]，將包括性別、年齡、民族、政治面貌、文化程度、健康水平、婚姻在內(nèi)的個(gè)體特征，以及包括家庭全年總收入、家庭共住人數(shù)和家庭未成年子女?dāng)?shù)在內(nèi)的家庭特征納入控制變量。這些變量的定義與統(tǒng)計(jì)特征，如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

變量民族 漢族=1；其他=0 0.941 1274政治面貌 共產(chǎn)黨員=1；其他=0 0.155 1274文化程度 上學(xué)年限（年） 12.110 1274健康狀況非常不健康=1;比較不健康=2;一般=3;比較健康=4;非常健康=5 3.841 1274婚姻狀況 已婚=1；未婚=0 0.788 1274家庭全年總收入對(duì)數(shù) 11.266 1274家庭共住人數(shù)連續(xù)變量 3.003 1274未成年子女?dāng)?shù)連續(xù)變量 0.656 1274

（三）對(duì)樣本的統(tǒng)計(jì)描述

統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，新市民的就業(yè)穩(wěn)定性平均值為2.997，65.38%的受訪者有工作，但簽訂了勞動(dòng)合同的僅有47.80%，相當(dāng)于超過一半的新市民沒有穩(wěn)定工作。新市民的信息素養(yǎng)水平整體較高，信息知識(shí)的相關(guān)指標(biāo)平均值都在4左右，接近較好水平；相對(duì)于信息知識(shí)而言，新市民的信息獲取能力不強(qiáng)，平均值接近3.5；信息意識(shí)相關(guān)變量的平均值整體較高，其中認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)能獲取到信息這一指標(biāo)的平均值達(dá)到4.227，說明新市民群體互聯(lián)網(wǎng)使用的水平和意識(shí)都較高。在個(gè)體特征方面，有52.5%的受訪者為男性，且平均年齡達(dá)到41.86歲，已婚有配偶人群占比78.8%，健康水平平均值為3.84，說明受訪者的健康程度較高。同時(shí)，數(shù)據(jù)顯示受訪者的受教育程度平均值為12.11，說明新市民群體文化程度較高，平均水平達(dá)到高中以上。在家庭特征方面，家庭全年總收入平均值為12.74萬元，家庭共住人口為3人左右，未成年子女?dāng)?shù)平均值為0.656人，說明新市民群體中“三口之家”和“兩口之家”占比較大。

三、實(shí)證分析：新市民信息素養(yǎng)與其就業(yè)穩(wěn)定性的相關(guān)性

（一）新市民信息素養(yǎng)評(píng)價(jià)

運(yùn)用熵值法能夠在有效避免人為因素的情況下計(jì)算出綜合指標(biāo)中各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重，進(jìn)而計(jì)算出各個(gè)指標(biāo)的綜合得分，可信度與客觀性較強(qiáng)。故此，本研究選擇用該方法來對(duì)樣本中新市民的信息素養(yǎng)作出綜合評(píng)價(jià)，評(píng)價(jià)結(jié)果如表2所示。

表2 新市民信息素養(yǎng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

能力 已有信息的頻繁程度是獲取信息頻率（如：搜索信息、瀏覽新聞等）0.1470 0.100信息意識(shí)0.1771 0.134您同不同意這一說法：互聯(lián)網(wǎng)的一大優(yōu)勢(shì)就是讓越來越多的人都能夠獲取到信息。0.0412 0.033我積極保護(hù)我的網(wǎng)上個(gè)人隱私 0.0591 0.046互聯(lián)網(wǎng)能讓越來越多的人都能夠獲取到更多社會(huì)資源0.0768 0.055總計(jì) 0.731

從我們運(yùn)用熵值法計(jì)算得出的8個(gè)三級(jí)指標(biāo)的權(quán)重大小來看，對(duì)新市民信息素養(yǎng)影響最大的指標(biāo)是二級(jí)指標(biāo)“信息知識(shí)”下的“是否會(huì)通過觀察使用環(huán)境來選擇使用網(wǎng)上支付或交易”一項(xiàng)，其權(quán)重高達(dá)0.2270；其次是“是否會(huì)使用智能手機(jī)下載安裝APP”一項(xiàng)，其權(quán)重為0.1930；二級(jí)指標(biāo)“信息獲取能力”下的“獲取信息頻率”和“瀏覽信息頻繁程度”兩項(xiàng)的重要性緊隨其后，權(quán)重分別為0.1470和0.1300；而二級(jí)指標(biāo)“信息意識(shí)”下“是否同意互聯(lián)網(wǎng)讓越來越多的人都能獲取到信息”一項(xiàng)的權(quán)重最小。從三個(gè)二級(jí)指標(biāo)來看，信息知識(shí)一項(xiàng)對(duì)新市民信息素養(yǎng)的影響最大，權(quán)重為0.5450；信息意識(shí)的影響最小，權(quán)重僅為0.1771。這說明新市民個(gè)體的信息知識(shí)水平對(duì)其信息素養(yǎng)的影響遠(yuǎn)甚于他們的信息意識(shí)。

本文還運(yùn)用熵值法計(jì)算得出了新市民信息素養(yǎng)的總體得分，以及信息知識(shí)、信息獲取能力、信息意識(shí)三個(gè)方面的綜合得分。從8個(gè)三級(jí)指標(biāo)來看，信息知識(shí)的三個(gè)指標(biāo)綜合得分相對(duì)較高，其中“是否會(huì)觀察使用環(huán)境來使用網(wǎng)上支付或交易”一項(xiàng)得分最高（0.161）。信息意識(shí)方面的三個(gè)指標(biāo)得分相對(duì)較低，其中“是否同意互聯(lián)網(wǎng)讓越來越多的人都能獲取到信息”一項(xiàng)的綜合得分最低，僅為0.033。從三個(gè)二級(jí)指標(biāo)來看，綜合得分的大小排序和權(quán)重排序類似，即信息知識(shí)一項(xiàng)得分最高，信息獲取能力次之，信息意識(shí)得分最低。這意味著新市民群體的信息知識(shí)水平較高，但信息意識(shí)相對(duì)缺乏。

（二）模型估計(jì)與實(shí)證檢驗(yàn)

1.基準(zhǔn)模型估計(jì)

本文的因變量是個(gè)體就業(yè)穩(wěn)定性，其度量取值為1-5的非負(fù)整數(shù)，故是一個(gè)計(jì)數(shù)變量。通常來說，對(duì)計(jì)數(shù)變量可選取的統(tǒng)計(jì)模型是泊松分布模型，但考慮到泊松模型要求分布的均值與方差相等，而現(xiàn)實(shí)情況下往往會(huì)出現(xiàn)過度分散的問題（即均值與方差不相等），所以我們這里選擇O-Logit模型作為基準(zhǔn)回歸模型?；谶@一模型，新市民的信息素養(yǎng)與其就業(yè)穩(wěn)定性的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。

表3 信息素養(yǎng)與就業(yè)穩(wěn)定性：基準(zhǔn)回歸

表3中，第（1）（2）列分別表示的是在控制省份固定效應(yīng)下，新市民的信息素養(yǎng)以及新市民的個(gè)體、家庭特征對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性的影響。第（3）列則表示的是兩類因素的影響疊加情況，即在加入新市民個(gè)體與家庭特征這個(gè)解釋變量的基礎(chǔ)上，探究信息素養(yǎng)對(duì)新市民就業(yè)穩(wěn)定性的影響。

在第（1）列的回歸結(jié)果中，個(gè)人的信息素養(yǎng)在1%水平上顯著正向影響就業(yè)穩(wěn)定性。這意味著新市民的信息素養(yǎng)水平越高，其就業(yè)就越穩(wěn)定。具體而言，在控制其他變量的情況下，新市民的信息素養(yǎng)水平每提升1個(gè)單位，其就業(yè)穩(wěn)定性提升1.7596個(gè)單位。

第（2）列有關(guān)新市民個(gè)體與家庭特征對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性影響的回歸分析結(jié)果表明：第一，性別、受教育程度、健康水平、婚姻狀況和家庭年收入等因素在1%的水平上與就業(yè)穩(wěn)定性顯著正向相關(guān)。其可能的原因，一是大多數(shù)的女性新市民在生育后幾年內(nèi)都要照顧子女而不能工作，從而在返回職場(chǎng)時(shí)往往因不適應(yīng)而導(dǎo)致就業(yè)不穩(wěn)定；二是隨著受教育程度的提升，新市民的就業(yè)技能會(huì)不斷提高，從而被解雇的概率就會(huì)降低；三是城市更好的醫(yī)療保健條件可能使得新市民的身體健康水平提高，進(jìn)而降低其因病失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)；四是相比于未婚新市民來說，已婚的新市民群體家庭壓力更大，更難承擔(dān)失業(yè)后的生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，因而往往會(huì)更積極地尋求更穩(wěn)定的工作機(jī)會(huì)；五是隨著家庭總收入的增加，失業(yè)的機(jī)會(huì)成本提高，而這也使新市民偏好更穩(wěn)定的工作崗位。第二，年齡因素在1%顯著水平上負(fù)向影響新市民的就業(yè)穩(wěn)定性，可能的原因是：一方面年齡較大的新市民由于要養(yǎng)家糊口，生活壓力較大，相比于年輕人難以全身心地投入到工作中，從而在就業(yè)市場(chǎng)中缺乏優(yōu)勢(shì)；另一方面，大部分新市民主要就業(yè)于某些傳統(tǒng)的低端產(chǎn)業(yè)，而當(dāng)前這些產(chǎn)業(yè)因受到數(shù)字化和虛擬經(jīng)濟(jì)的沖擊而大多不景氣，破產(chǎn)和頻繁更換員工的概率更高。第三，民族、政治面貌、家庭共住人數(shù)和家庭未成年子女?dāng)?shù)等因素，對(duì)新市民就業(yè)穩(wěn)定性的影響并不顯著。

在第（3）列的回歸結(jié)果中，在加入個(gè)體特征和家庭特征的情況下，新市民的信息素養(yǎng)在5%的顯著水平上對(duì)就業(yè)穩(wěn)定性有正向影響，這進(jìn)一步說明信息素養(yǎng)水平提升有助于提高新市民的就業(yè)穩(wěn)定性。

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

本研究所涉及的變量?jī)?nèi)生性風(fēng)險(xiǎn)，主要源于可能存在的解釋變量遺漏問題。雖然我們?cè)谶x取解釋變量時(shí)盡可能充分地包含了可能影響新市民就業(yè)穩(wěn)定性的個(gè)體特征、家庭特征等因素，但仍可能有某些既影響新市民信息素養(yǎng)水平又影響其就業(yè)穩(wěn)定性的解釋變量未被考慮到。鑒于父母的受教育水平會(huì)影響新市民的信息素養(yǎng)水平，同時(shí)又不會(huì)對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性產(chǎn)生直接影響，故此，選取父母的平均受教育年限作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)，以克服內(nèi)生性問題。檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示。

表4 信息素養(yǎng)水平與就業(yè)穩(wěn)定性：2SLS內(nèi)生性檢驗(yàn)

Wald檢驗(yàn) 50.52 315.86 405.76觀測(cè)值 1274 1274 1274

從一階段檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，受訪新市民的信息素養(yǎng)水平與其父母平均受教育年限高度相關(guān)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值遠(yuǎn)超過10，這表明本文選取的工具變量不是弱工具變量。第二階段回歸結(jié)果表明，新市民信息素養(yǎng)水平對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性具有顯著的正向影響，且在逐步加入個(gè)體特征及家庭特征等控制變量后，這一結(jié)果依然穩(wěn)健，且與前面的基準(zhǔn)模型結(jié)果基本保持一致。這再次證明了新市民信息素養(yǎng)水平對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性的影響具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，即本文的計(jì)量分析結(jié)果具有必要的可靠性。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健性，我們采取了更換計(jì)量模型的方法。鑒于因變量的取值是1-5的整數(shù)，具有一定的連續(xù)性，我們首先采取了OLS模型做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。因?yàn)橐蜃兞渴怯?jì)數(shù)變量，本文繼而又選取了O-Probit模型來做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。兩步檢驗(yàn)的結(jié)果如表5所示。

表5 信息素養(yǎng)與就業(yè)穩(wěn)定性：穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著，括號(hào)中數(shù)字為回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。

表5顯示，無論是采取OLS模型還是OProbit模型，新市民的信息素養(yǎng)對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性的影響都與表3中的結(jié)果相似，即：隨著信息素養(yǎng)水平的提升，新市民的就業(yè)穩(wěn)定性會(huì)顯著提升。對(duì)控制變量的回歸檢驗(yàn)結(jié)果也與表3基本一致，這進(jìn)一步表明了本文回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.異質(zhì)性檢驗(yàn)

信息素養(yǎng)總體上提升了新市民的就業(yè)穩(wěn)定性，但由于個(gè)體之間存在差異，信息素養(yǎng)對(duì)不同群體就業(yè)穩(wěn)定性的影響可能不一致。故此，我們按照地區(qū)、性別、年齡、受教育程度將受訪新市民分成不同的群體，進(jìn)而分析檢驗(yàn)信息素養(yǎng)對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性影響潛在差異性。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 信息素養(yǎng)與就業(yè)穩(wěn)定性：異質(zhì)性檢驗(yàn)

表6中的第（1）（2）（3）列檢驗(yàn)結(jié)果表明，東、中、西部新市民的信息素養(yǎng)都在1%水平上顯著正向影響其就業(yè)穩(wěn)定性，但對(duì)東部地區(qū)新市民的影響要比中西部更大一些。這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)更為發(fā)達(dá)，居民提升信息素養(yǎng)的渠道更多，因而信息素養(yǎng)對(duì)就業(yè)穩(wěn)定性的影響更大。就性別差異而言，信息素養(yǎng)對(duì)男性和女性都在1%水平上正向顯著影響其就業(yè)穩(wěn)定性，但對(duì)男性就業(yè)穩(wěn)定性的影響要大于對(duì)女性的影響，可能的原因是：即使信息素養(yǎng)水平提高，大部分女性新市民也可能因?yàn)檎疹櫦彝サ膶?duì)沖性影響而具備相對(duì)更低的就業(yè)穩(wěn)定性。就年齡而言，本文將44歲及以下的新市民定義為青年，45歲及以上定義為中老年，結(jié)果顯示：信息素養(yǎng)對(duì)青年和中老年群體的影響都在1%的水平上正向顯著，且對(duì)二者的影響差別不大。就受教育水平而言，信息素養(yǎng)對(duì)高學(xué)歷和低學(xué)歷群體都存在顯著的正向影響，但對(duì)高學(xué)歷群體的影響要大于對(duì)低學(xué)歷群體的影響，可能的原因是：隨著信息素養(yǎng)水平提高到一定程度，低學(xué)歷群體可能會(huì)因?yàn)閷W(xué)歷、技能方面的限制而在維持或提高就業(yè)穩(wěn)定性方面遭遇瓶頸。

結(jié) 語

對(duì)在人口城鎮(zhèn)化過程中形成的“新市民”群體來說，其就業(yè)穩(wěn)定性的高低很大程度上決定著他們能否在城市中“留得住，發(fā)展得好”?；谶@一認(rèn)識(shí)，本文使用CGSS2017統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量分析模型探討了新市民個(gè)體信息素養(yǎng)對(duì)其就業(yè)穩(wěn)定性的影響，得出的主要結(jié)論有二。第一，新市民信息素養(yǎng)水平與其就業(yè)穩(wěn)定性之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，且這一關(guān)系經(jīng)受住了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第二，異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，相對(duì)于中西部地區(qū)的新市民，東部地區(qū)新市民的就業(yè)穩(wěn)定性與其信息素養(yǎng)之間的相關(guān)性更高；男性新市民的就業(yè)穩(wěn)定性受信息素養(yǎng)水平的影響比女性新市民更為明顯；高學(xué)歷群體的就業(yè)穩(wěn)定性受信息素養(yǎng)的影響比低學(xué)歷群體更為明顯。

基于這一分析結(jié)論，本文認(rèn)為，著力提升新市民的信息素養(yǎng)，應(yīng)該被當(dāng)作提升該群體融入城市、扎根城市能力的首要抓手。為此，一是新市民個(gè)體自身應(yīng)通過更積極地參加職業(yè)教育培訓(xùn)、擴(kuò)大社會(huì)交往范圍、重視“干中學(xué)”等形式，加強(qiáng)對(duì)自身人力資本的積累，特別是加強(qiáng)對(duì)信息化、數(shù)字化生產(chǎn)和生活技能的培養(yǎng)提升；二是政府應(yīng)通過優(yōu)化新市民就業(yè)和福利政策、完善新市民職業(yè)教育軟硬件環(huán)境、拓寬新市民獲取信息的渠道、加強(qiáng)信息化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等途徑，為廣大新市民群體提升自身信息素養(yǎng)提供堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)基礎(chǔ)和政策保障。