摘要：本研究基于2014和2018年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)（CMDS），采用嵌套回歸模型、Oaxaca - blinder分解法，檢視青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的變動趨勢及其影響因素的貢獻率。研究發(fā)現(xiàn)，在個體、家庭及地區(qū)層面因素整體朝著有利方向變動的背景下，4年間青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性總體呈現(xiàn)下降態(tài)勢。尤其是商業(yè)服務(wù)業(yè)從業(yè)青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性大幅下滑，女性青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性下降顯著。戶籍身份對就業(yè)穩(wěn)定性影響發(fā)生逆轉(zhuǎn)，農(nóng)業(yè)戶籍青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性下降?；橐?、家庭及流入地購房對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的提升作用開始式微。西部和縣域地區(qū)就近流動模式對青年人口就業(yè)穩(wěn)定性的促進作用顯著增強。亟待加快推進青年流動人口穩(wěn)定就業(yè)和高質(zhì)量就業(yè)，避免青年流動人口因不穩(wěn)定、不充分就業(yè)引發(fā)大規(guī)模失業(yè)和長期性貧困，化解潛在的“多米諾效應(yīng)”風險。

關(guān)鍵詞：青年流動人口；就業(yè)穩(wěn)定性；嵌套回歸模型；Oaxaca-blinder分解

基金項目：貴州省教育廳本科高?？茖W(xué)研究項目“新型城鎮(zhèn)化進程中貴州省農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化質(zhì)量動態(tài)評估研究”（黔教技[2022] 262號）

中圖分類號：C922 文獻標識碼：A

文章編號：1674-537X（2024）07. 0039-10

一、引言

2022年國務(wù)院新聞辦公室《新時代的中國青年》白皮書揭示，2020年底中國外出農(nóng)民工總數(shù)近1.7億，其中多數(shù)為青年，青年常住人口城鎮(zhèn)化率已達71. 1％。人力資本、抗風險能力較弱的流動人口，無疑是就業(yè)市場中的脆弱群體，大部分青年流動人口沒有經(jīng)濟實力和社會關(guān)系在城市空間中“嵌入”進去，只能“懸浮”于城市上空生存。盡管相比于老一代流動人口，青年一代流動人口的城市融入水平已顯著提升，但已有研究顯示，青年流動人口的就業(yè)質(zhì)量依舊偏低，職業(yè)流動頻繁、工作強度大、收入水平偏低，流動人口的失業(yè)風險不斷攀升。該群體不充分、不穩(wěn)定就業(yè)，會引發(fā)大規(guī)模失業(yè)和長期性貧困，不利于當前國家加快經(jīng)濟復(fù)蘇、擴大內(nèi)需及增進雙循環(huán)的高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略。外來進城務(wù)工流動人口的就業(yè)和生計問題一直以來都是黨和政府的主要關(guān)切，流動人口的高質(zhì)量就業(yè)不僅是推進以人為核心內(nèi)涵式新型城鎮(zhèn)化的應(yīng)有之義，也是實現(xiàn)新發(fā)展階段共同富裕的時代要求。《“十四五”就業(yè)促進規(guī)劃》明確指出要堅持就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略和積極就業(yè)政策，重點促進農(nóng)民工和青年流動人口等群體多渠道實現(xiàn)更高質(zhì)量和更充分的就業(yè)。

在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級、經(jīng)濟低迷形勢短期難以扭轉(zhuǎn)的背景下，是否可從行動主體即個體和家庭層面，探究就業(yè)發(fā)展態(tài)勢及其影響機制，找到有效解決青年流動人口就業(yè)問題的切入點和突破方向，以消解并降低結(jié)構(gòu)性市場因素影響，積極應(yīng)對新發(fā)展格局下“K”型經(jīng)濟復(fù)蘇帶來的嚴峻挑戰(zhàn)。本研究選取2014和2018年跨度4年的全國流動人口動態(tài)監(jiān)測縱向數(shù)據(jù)，從動態(tài)、縱向的比較視角，呈現(xiàn)青年流動人口就業(yè)發(fā)展態(tài)勢的轉(zhuǎn)變、特征及其機理，全面檢視青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素及其變動趨勢，并嘗試對就業(yè)趨勢帶來的一系列復(fù)雜而重大的經(jīng)濟社會影響做出科學(xué)研判。

二、文獻回顧及研究假設(shè)

（一）流動人口就業(yè)穩(wěn)定性概念及操作化

學(xué)界目前對于流動人口就業(yè)穩(wěn)定性尚未形成統(tǒng)一的概念界定、測量方法和評價標準。就業(yè)穩(wěn)定性是評價勞動者就業(yè)質(zhì)量的關(guān)鍵評價標準，已有研究主要采用以下兩種測量方法：（1）“簽訂合同”測量法：“與當前工作單位簽訂勞動合同類型”來測量流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性，根據(jù)是否簽訂勞動合同，將流動人口就業(yè)穩(wěn)定性操作化為“穩(wěn)定”或“不穩(wěn)定”二分變量。勞動合同主要能夠反映流動人口就業(yè)的規(guī)范性與合法性，但無法準確衡量流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的具體程度，而且將雇主、自營勞動者等無需簽訂勞動合同的流動人口排除在評價對象之外，降低對整體流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的統(tǒng)計測量效度，導(dǎo)致選擇性偏差。（2）“持續(xù)就業(yè)時間”測量法：森布如科（Sehnbruch，2004）在關(guān)于智利勞動力市場的研究報告中較早提出，用每份工作就業(yè)時間的長短來衡量就業(yè)穩(wěn)定性。持續(xù)就職時間、職業(yè)流動頻率指標逐漸被應(yīng)用于我國流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的測量和分析中。高華、肖意可（2016）使用“從事目前工作時間占流入時間的比例”來測量就業(yè)穩(wěn)定性，但這種方法不能有效評估經(jīng)歷長期流動后實現(xiàn)穩(wěn)定就業(yè)流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性。本研究采用“持續(xù)從事當前工作的時間”來測量青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性，將就業(yè)穩(wěn)定性操作化為定距變量，既能夠降低變量的信息損失度，也便于對流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性提供科學(xué)參照和比較研究。

（二）流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素

1．個人層面因素：戶籍身份、性別、年齡、文化程度、職業(yè)情感、職業(yè)行為及社會技能對流動人口穩(wěn)定就業(yè)具有顯著影響，男性、城鎮(zhèn)戶籍、文化程度高的流動人口被證實具有顯著更高的就業(yè)穩(wěn)定性。職業(yè)培訓(xùn)可以通過增加人力資本顯著降低流動人口的職業(yè)流動率。職業(yè)類型對流動人口就業(yè)穩(wěn)定性也產(chǎn)生顯著影響，社會經(jīng)濟地位越高、人力資本專用性越強的職業(yè)，就業(yè)越穩(wěn)定?；谝延形墨I的分析，本研究提出個人層面的四個平行性假設(shè)：

研究假設(shè)1：青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性受到個人層面因素的影響。

假設(shè)1a：相比于男性群體，女性青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更低。

假設(shè)1b：相比于農(nóng)村戶籍群體，城鎮(zhèn)戶籍青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更高。

假設(shè)1c：相比于其他職業(yè)從業(yè)者，在體制內(nèi)就業(yè)的青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更高。

假設(shè)1d：相比于低學(xué)歷群體，受教育程度越高的青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更高。

2．家庭與住房獲得因素：已有研究發(fā)現(xiàn)家庭化流動被證實是流動人口城市居留行為和城鎮(zhèn)化融合的重要決定因素。在打工城市購有住房的農(nóng)民工，其就業(yè)穩(wěn)定性更高。家庭化流動可能會有利于促進青年流動人口在流人地經(jīng)濟和社會空間的嵌入，增強青年流動人口主體層面的穩(wěn)定就業(yè)意愿，提高就業(yè)穩(wěn)定性。本研究提出家庭層面的三個平行性假設(shè)：

研究假設(shè)2：青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性受到家庭層面因素的影響。

假設(shè)2a：相比于未婚群體，在婚青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更高。

假設(shè)2b：相比于無子女群體，有子女青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更高。

假設(shè)2c：相比于租房群體，在流人地有住房產(chǎn)權(quán)的青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更高。

3．流動范圍和地區(qū)因素：流動范圍和地區(qū)層面因素已被證實對流動人口整體就業(yè)質(zhì)量具有重要影響。研究發(fā)現(xiàn)城市規(guī)模對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量具有顯著正向影響。省內(nèi)流動人口更具有身份認同感并且家庭消費高于跨省流動人口，相比于跨省流動和市內(nèi)跨縣流動，省內(nèi)跨市流動具有最高的長期居住意愿。以經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)為流人地的遠距離流動模式，可能會加劇流動人口的階段性懸浮，降低定居意愿和就業(yè)穩(wěn)定性。根據(jù)以上研究，本研究提出兩個競爭性假設(shè)：

研究假設(shè)3：青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性受到流動范圍和地區(qū)層面因素的影響。

假設(shè)3a：大范圍流動、流入東部發(fā)達城市地區(qū)的青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更強。

假設(shè)3b：小范圍就近流動、流入西部縣域地區(qū)的青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性更強。

迄今研究大多強調(diào)個人和家庭層面因素對就業(yè)穩(wěn)定性的作用效應(yīng)，但是忽略了流動范圍和地區(qū)層面因素對流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的重要影響，有必要對既有分析框架予以分類和補充，將家庭和地區(qū)層面的影響因素納入分析框架。并且，已有研究大多局限于單一年份的橫截面數(shù)據(jù)、從靜態(tài)維度評估流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性影響因素，鮮有研究使用不同年度的數(shù)據(jù)從動態(tài)、縱向視角對流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性影響因素進行時期異質(zhì)性分析。此外，已有研究從多個角度檢驗了流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素，但對流動人口就業(yè)穩(wěn)定性實際變動中來源于不同層面影響因素的作用效應(yīng)關(guān)注還較為匱乏，對不同層面因素變動對就業(yè)穩(wěn)定性變動的影響差異更缺乏重視。青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性究竟發(fā)生了怎樣的變動，個人、家庭及地區(qū)層面影響因素的變動是否促進或抑制了青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的變動，這些問題仍有待進一步的實證檢驗。

鑒于此，本研究選取2014和2018年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，采用持續(xù)就業(yè)時間為就業(yè)穩(wěn)定性的主要測量指標，在縱向視角下，從個人、家庭及地區(qū)三個層面系統(tǒng)考量就業(yè)影響機制，對不同時期青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素進行比較分析，并應(yīng)用嵌套回歸模型和Oaxaca- blinder分解方法，探究不同層面因素對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性變動的影響差異。

三、數(shù)據(jù)、變量及研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究使用2014和2018年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（China Migrants Dynamic Survey Data，簡稱CMDS）。該數(shù)據(jù)具有調(diào)查范圍廣、樣本量大及代表性強的特點，是學(xué)界研究中國流動人口廣泛采用的權(quán)威數(shù)據(jù)。根據(jù)《中長期青年發(fā)展規(guī)劃（2016- 2025年）》對青年人口的年齡界定，本研究以調(diào)查時點16-35周歲的勞動年齡青年流動人口為研究對象，剔除職業(yè)類型為無固定職業(yè)的樣本，探究青年流動人口就業(yè)發(fā)展態(tài)勢及就業(yè)穩(wěn)定性的變動因素。剔除缺失值后，樣本量共計750769人。所有統(tǒng)計結(jié)果均已加權(quán)。

（二）變量設(shè)置

1．因變量。本研究以青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性為因變量，以“從事當前工作的持續(xù)時間”為測量指標。具體賦值方法為：依據(jù)調(diào)查年份CMDS問卷中“您從什么時候開始這項工作？”，被調(diào)查者當前工作的持續(xù)時間（月）=（調(diào)查年份-從事當前工作年份）× 12+調(diào)查月份-開始從事當前工作月份，取值越大，表示青年流動人口當前從事的工作持續(xù)時間越長，意味著在流人地的就業(yè)穩(wěn)定性也就越強。

2．自變量。本研究以青年流動人口的個體、家庭和地區(qū)因素作為自變量。一是個人層面因素，包括性別、年齡、戶口性質(zhì)、職業(yè)類型、受教育年限、流入時間；二是家庭層面因素，包括婚姻狀況、子女數(shù)量、住房購買情況；三是地區(qū)層面因素，包括流動范圍，流入地區(qū)類型（西部、中部、東北、東北部）和流入地域類型（市域和縣域）。2014-2018年所有變量均值的年度差異如表1所示。

3．青年流動人口特征與就業(yè)穩(wěn)定性變動。2014年青年流動人口持續(xù)就業(yè)時間為36.72月，2018年為35.83月，2014 - 2018年青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性呈現(xiàn)下降態(tài)勢。（1）個體特征：平均年齡增大，城鎮(zhèn)戶籍比例上升，提高4. 5%。職業(yè)類型結(jié)構(gòu)變動顯著，商業(yè)服務(wù)業(yè)從業(yè)者比例下降，生產(chǎn)運輸業(yè)、國家機關(guān)、企事業(yè)單位從業(yè)者比例上升，生產(chǎn)運輸業(yè)人員比例上升3. 7%，商業(yè)服務(wù)業(yè)人員比例下降13. 3%，國家機關(guān)、企事業(yè)單位人員比例上升9. 6%。平均流入時間顯著上升近8個月，流動模式向長期性遷移轉(zhuǎn)變。（2）家庭特征：生育子女比例下降，本地購房比例上升，本地購房比例上升6. 2%。（3）地區(qū)特征：青年人口市內(nèi)跨縣流動比例下降，省內(nèi)跨市流動比例上升，流人中西部地區(qū)比例下降，流入東部地區(qū)比例上升。流入縣域地區(qū)青年人口比例顯著提升，上升6個百分點。概言之，4年間城市戶籍的青年流動人口、國家機關(guān)／企事業(yè)單位及生產(chǎn)運輸業(yè)從業(yè)者比例上升，本地購房和流入縣域的比例均上升6個百分點，流入時間上升。

（三）實證策略

第一，以青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性為因變量，基于動態(tài)視角，建立回歸模型，分別估計2014和2018年青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素及作用差異。第二，引入時期效應(yīng)，依次建立嵌套（nested）回歸模型，觀察時期變量的系數(shù)變動規(guī)律，第一個模型只加入時期變量，單獨估計就業(yè)穩(wěn)定性中的時期效應(yīng)，并依次在隨后的3個模型中加入青年流動人口個人，家庭以及地區(qū)層面的控制變量，觀察時期變量的系數(shù)變化，以確定不同層面因素對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性時期變動的影響。第三，采用Oaxaca-blinder分解法，對影響青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性變動的作用效應(yīng)進行分解，精確地確定各層面因素對就業(yè)穩(wěn)定性時期變動的影響幅度。該方法將年目標變量在不同群體之間的差距分解為可解釋部分與不可解釋部分。本研究從縱向維度將時期作為分組變量，對2014 - 2018年間青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的時期差異進行Oaxaca - blinder分解，基于分解結(jié)果探討青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性變動的過程機理。具體分解推導(dǎo)過程如下：

2014年青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性記為Y2014，2018年青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性記為Y2018。則2014和2018年青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的決定方程分別為：

Y2014 = X2014β2014（1）

Y2018=X2018β2018（2）

其中，X2014和X2018分別表示2014和2018年影響青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的個體、家庭及地區(qū)層面自變量。β2014和β2018分別為自變量X在2014和2018年模型中的回歸系數(shù)。分別構(gòu)造反事實組（couterfactual group）Y2014和Y2018，估計因個體、家庭及地區(qū)層面因素變動造成的青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性變動值。

Y2014=X2014β2018（3）

Y2018=X2018β2014（4）

基于此，2014- 2018年青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性變動的分解公式為：

Y2018 - Y2014=Y2018 - Y2014+Y2014 - Y2014=（X2018 - X2014）β2018+δ（5）

Y2018 - Y2014=Y2018 - Y2018+Y2018 - Y2014=（X2018 - X2014）β2014+δ（6）

其中，Y2018 - Y2014為2014 - 2018年青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的變動值，（X2018 - X2014）表示自變量x在2018和2014年樣本中的均值差，β2014和β2018分別為自變量X在2014和2018年模型中的回歸系數(shù)，6是就業(yè)穩(wěn)定性變動中的不可解釋部分。由于自變量x利用2014和2018年樣本計算得到的回歸系數(shù)可能不一致，本研究分別利用2014和2018年的全樣本數(shù)據(jù)，以及采用不同年份回歸模型的系數(shù)均值計算回歸系數(shù)兩種計算方法進行分解：

Y2018 - Y2014=（X2018 - X2014）βa+δ（7）

Y2018 - Y2014=（X2018 - X2014）β+δ（8）

其中，βa為使用2014和2018年混合截面數(shù)據(jù)計算的回歸模型系數(shù)，β為根據(jù)2014和2018年分年數(shù)據(jù)計算的回歸模型系數(shù)均值，本研究將同時匯報兩種計算方式的估計結(jié)果，并主要分析式（7）的計算結(jié)果，將式（8）的結(jié)果作為參照，以增強研究結(jié)論的可靠性與穩(wěn)健性。

四、實證結(jié)果與分析

（一）青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性影響因素及其時期異質(zhì)性分析

本研究分別采用2014和2018數(shù)據(jù)，估計青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性不同層面影響因素的分年度回歸模型，統(tǒng)計結(jié)果見表2。個人、家庭以及地區(qū)三個層面因素對青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性均呈現(xiàn)出顯著影響，而且，2014 - 2018年各層面因素對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出明顯的時期異質(zhì)性，本研究的基礎(chǔ)性假設(shè)在縱向維度得到進一步動態(tài)擴展性檢驗。

1．從個人層面來看，到2018年，男性、城鎮(zhèn)戶籍、體制內(nèi)就業(yè)、受教育程度高的青年流動人口具有更強的就業(yè)穩(wěn)定性，平行性假設(shè)1a、1b、1c、ld均得到證實，并且2014 - 2018年性別、戶籍身份、職業(yè)類型、受教育程度對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響效應(yīng)存在明顯差異。（1）男性和女性青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性差距拉大，女性青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性下降顯著。2014年男性就業(yè)持續(xù)時間平均比女性多3.78月，到2018年，則多達7.52月，男性的平均就業(yè)持續(xù)時間增加2.59個月，而女性的則減少4. 96個月。（2）戶籍身份對就業(yè)穩(wěn)定性影響發(fā)生逆轉(zhuǎn)，農(nóng)業(yè)戶籍的青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性下降。2014年非農(nóng)戶籍比農(nóng)業(yè)戶籍青年流動人口的平均就業(yè)持續(xù)時間少1個月，到2018年非農(nóng)戶籍的則比農(nóng)業(yè)戶籍者多1. 45個月，事實上，2014- 2018年非農(nóng)戶籍的平均就業(yè)持續(xù)時間上升2. 38個月，而農(nóng)業(yè)戶籍的平均就業(yè)持續(xù)時間則下降2. 44個月。兩種戶籍身份平均就業(yè)持續(xù)時間的“一增一減”，導(dǎo)致戶籍身份對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性影響效應(yīng)的逆轉(zhuǎn)。（3） 2014-2018年國家機關(guān)、企事業(yè)單位體制內(nèi)從業(yè)青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性均高于其他職業(yè)，同時不同職業(yè)類型青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性差異發(fā)生顯著變動，商業(yè)服務(wù)業(yè)從業(yè)青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性大幅下滑。生產(chǎn)運輸業(yè)從業(yè)者和國家機關(guān)／企事業(yè)單位工作人員的就業(yè)穩(wěn)定性均顯著提升，分別上升3. 06和1.34個月，但商業(yè)服務(wù)業(yè)的平均就業(yè)持續(xù)時間則大幅下降6. 53個月，比生產(chǎn)運輸業(yè)的青年流動人口低3. 15個月。（4）人力資本積累對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的促進作用顯著提升，2014年回歸模型中受教育年限系數(shù)僅為0. 021，且在統(tǒng)計上不顯著。到2018年模型中受教育年限的回歸系數(shù)增大到0. 384，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。

2．從家庭層面來看，2014和2018年在婚、有子女以及在流人地購置住房的青年流動人口均具有更高的就業(yè)穩(wěn)定性，平行性假設(shè)2a、2b、2c均得以證實，同時對比兩年的模型結(jié)果發(fā)現(xiàn)，婚姻、家庭及流人地購房對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的提升作用正在下降。（1）婚姻與家庭：2014 -2018年不在婚青年流動人口的平均就業(yè)持續(xù)時間僅提升0．11，意味著結(jié)婚成家對于青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性促進作用呈現(xiàn)下滑趨勢。生育子女對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的正向影響呈現(xiàn)小幅下降。（2）住房獲得：2014年，購置住房的青年流動人口平均就業(yè)持續(xù)時間比未購房者多5. 05個月，到2018年，僅高于未購置住房者1. 21個月，且在統(tǒng)計上不顯著，意味著購買住房對青年流動人口在本地就業(yè)穩(wěn)定性的正向影響呈下降趨勢。

3．從地區(qū)層面來看，到2018年，西部和縣域地區(qū)就近流動模式對青年人口就業(yè)穩(wěn)定性的促進作用顯著增強，支持了競爭性假設(shè)3b。（1）流動范圍：就近流動的就業(yè)穩(wěn)定性優(yōu)勢逐漸顯現(xiàn)。2014年相比市內(nèi)跨縣流動，省內(nèi)跨市流動的青年人口平均就業(yè)持續(xù)時間高1. 46個月，跨省流動青年人口的平均就業(yè)持續(xù)時間少0．31個月，但不顯著。2018年市內(nèi)跨縣就近流動青年人口的平均就業(yè)持續(xù)時間最高，分別比省內(nèi)跨市跨省流動者的平均就業(yè)持續(xù)時間高1. 025和3.001個月。（2）流入?yún)^(qū)域：2014-2018年，流入西部地區(qū)的就業(yè)穩(wěn)定性與其他地區(qū)的差距拉大。2018年西部地區(qū)的青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的優(yōu)勢擴大，西部地區(qū)的平均就業(yè)持續(xù)時間分別高于中部、東部和東北部地區(qū)青年流動人口0. 51、0.42和1.98個月。（3）流入地域：縣域流動模式對于增強青年人口就業(yè)穩(wěn)定性的作用效應(yīng)凸顯。2014年縣域青年流動人口平均就業(yè)持續(xù)時間比市域的多0. 67個月，且不顯著，2018年縣域和市域間差距擴大到2. 11，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。

（二）嵌套模型分析

本研究引入時期效應(yīng)模型，將時期變量作為核心自變量、青年流動人口個體層面、家庭層面以及地區(qū)層面特征作為控制變量逐步加入回歸模型，通過相互嵌套模型，觀察時期變量的系數(shù)變化規(guī)律。嵌套模型估計結(jié)果顯示，2014- 2018年時期負向作用均顯著增強。模型估計結(jié)果如表3所示。

1．模型1中的時期系數(shù)為-0. 893，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明在未控制個人、家庭以及地區(qū)層面因素影響的情況下，2018年青年流動人口的平均就業(yè)持續(xù)時間比2014年下降0．893個月。該系數(shù)等于表1中不同年份青年流動人口平均就業(yè)持續(xù)時間的組間均值差異。

2．模型2加入個人特征層面的控制變量，時期系數(shù)大幅度變動為-6. 104，相比模型1，模型2中青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的下降幅度增大5. 84倍[（6. 104-0. 893）／0．893=5.84]，表明個人層面因素的時期變動“稀釋”青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性真實的下降幅度，在控制個人層面因素變動后，2014-2018年就業(yè)穩(wěn)定性的下降幅度顯著攀升。

3．模型3加人家庭層面的控制變量，時期系數(shù)變動為-1. 564，2014 - 2018年就業(yè)穩(wěn)定性的下降幅度相比模型1上升75%[（1.564-0. 893）／0．893=0．75]。2014- 2018年家庭層面因素整體朝著有利于就業(yè)穩(wěn)定性提升的方向發(fā)生變動，在控制家庭層面因素變動后，就業(yè)穩(wěn)定性的下降幅度出現(xiàn)上升。

4．模型4加入地區(qū)層面的控制變量，時期系數(shù)變動為-0. 999，與模型1相比，2014- 2018年青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性下降幅度上升12%[（0．999-0. 893）／0．893=o．12]，意味著地區(qū)層面因素的時期變動有利于提升青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性，因此在控制地區(qū)層面因素的變動后，時期因素的負向影響上升。

（三）就業(yè)穩(wěn)定性變動的Oaxaca-Blinder分解

上述嵌套模型分析結(jié)果表明，在個體、家庭及地區(qū)三個層面因素均有利于青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性提升的變動趨勢作用下，2014 - 2018年青年流動人口的平均就業(yè)持續(xù)時間下降0．893個月。在此基礎(chǔ)上，本研究進一步采用Oaxaca-Blinder方法，對三個層面因素中所有變量對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性變動的影響幅度進行分解。統(tǒng)計結(jié)果如表4所示：（1）個人層面因素對青年流動人口的正向變動影響幅度最大，為4. 911，2018年青年流動人口的平均就業(yè)持續(xù)時間應(yīng)比2014年高4. 911個月。（2）家庭層面的影響幅度次之，為0. 132。（3）地區(qū)層面因素的貢獻率為0．113，這表明從家庭和地區(qū)層面因素來看，2018年青年流動人口的平均就業(yè)持續(xù)時間應(yīng)比2014年分別高0．132和0．113個月。

進一步對各層面因素變動的具體作用效果進行分解：（1）個人層面：2014 - 2018年青年流動人口的平均年齡上升0. 88歲，男性比例上升0.43%，非農(nóng)戶籍比例上升4. 46%，年齡、性別和戶籍對就業(yè)持續(xù)時間增幅的貢獻分別為1. 298、0.022、-0. 003個月。職業(yè)類型中商業(yè)服務(wù)業(yè)比例下降13. 24%。國家機關(guān)／企事業(yè)單位比例上升9.51%，對就業(yè)持續(xù)時間增幅貢獻分別為-0. 035和0.59個月。平均受教育年限上升0. 98年、平均流入時間增加7. 64月，對就業(yè)持續(xù)時間增幅貢獻分別為0. 121和2.918個月。（2）家庭層面：2014 - 2018年青年流動人口的在婚比例下降0．18%，生育子女比例下降1. 92%，對就業(yè)持續(xù)時間增幅貢獻分別為-0. 01和-0.045個月。本地住房購置比例上升6. 26%，對就業(yè)持續(xù)時間增幅貢獻0.187個月。（3）地區(qū)層面：2014-2018年青年流動人口選擇省內(nèi)跨市和跨省流動的比例分別上升l。3%和0.3%，對就業(yè)持續(xù)時間增幅的貢獻為0. 011和-0.003個月。青年流動人口流入中部、東部和東北部地區(qū)的比例依次為下降2. 02%、上升4.95%和下降0. 06%。青年流動人口流入縣域地區(qū)比例上升6%，對就業(yè)持續(xù)時間增幅的貢獻為0. 107個月。綜上所述，2014-2018年青年流動人口個體、家庭及地區(qū)層面因素的變動，會帶動平均就業(yè)持續(xù)時間增長5. 156個月，但2014 - 2018年實際變動幅度為-0. 893個月，青年流動人口個體、家庭及地區(qū)層面因素的變動大幅度稀釋了就業(yè)穩(wěn)定性的下降程度。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

第一，青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性變動趨勢中的行業(yè)差距、性別差距、戶籍差異凸顯。商業(yè)服務(wù)業(yè)從業(yè)青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性大幅下滑，女性青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性下降顯著。國民經(jīng)濟的“K型復(fù)蘇”態(tài)勢對中低收入群體造成更大沖擊，推高高收入群體的財富水平，導(dǎo)致青年流動人口中弱勢人群、不利行業(yè)的就業(yè)形勢更為嚴峻，進一步拉大就業(yè)差距、加劇社會不平等。

第二，戶籍身份對就業(yè)穩(wěn)定性影響發(fā)生逆轉(zhuǎn)，農(nóng)業(yè)戶籍青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性下降，婚姻、家庭及流人地購房對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的提升作用開始式微。代際更替加劇，婚姻家庭及在流人地購買住房，這些因素對青年流動人口穩(wěn)定就業(yè)的影響在下降，“代際革命”下成家立業(yè)、養(yǎng)家糊口的傳統(tǒng)觀念在淡化，“懸浮”經(jīng)歷中老一代農(nóng)民工吃苦耐勞的工作倫理和生命韌性日漸消退。

第三，縣域流動模式對于增強青年人口就業(yè)穩(wěn)定性的作用效應(yīng)凸顯。到2018年，西部和縣域地區(qū)就近流動模式對青年人口就業(yè)穩(wěn)定性的促進作用顯著增強，青年流動人口就近流動的就業(yè)穩(wěn)定性優(yōu)勢開始顯現(xiàn)。第四，青年流動人口的就業(yè)發(fā)展態(tài)勢存在潛在的“多米諾效應(yīng)”風險。在2014-2018年青年流動人口個體、家庭及地區(qū)層面因素，整體朝著有利于就業(yè)穩(wěn)定性增強的方向發(fā)生變動的前提下，青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性仍呈現(xiàn)小幅度下降態(tài)勢：反之，若這些因素整體沒有發(fā)生相應(yīng)的變動，亦或朝著不利于就業(yè)穩(wěn)定性增強的方向發(fā)展，那么青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的下降程度將大幅高于0．893的實際觀測值。

（二）政策建議

1．穩(wěn)定擴大縣城就業(yè)崗位，提升青年流動人口的人力資本和就業(yè)技能

一方面，大規(guī)模開展面向農(nóng)民工的職業(yè)技能培訓(xùn)，提高其技能素質(zhì)和穩(wěn)定就業(yè)能力，統(tǒng)籌發(fā)揮企業(yè)、職業(yè)學(xué)校、技工學(xué)校作用，推動公共實訓(xùn)基地共建共享，建設(shè)職業(yè)技能培訓(xùn)線上平臺。人力資本積累對青年流動人口就業(yè)穩(wěn)定性的促進作用顯著提升。在高質(zhì)量發(fā)展階段，更加注重提升青年流動人口的受教育水平和人力資本，是增強就業(yè)穩(wěn)定性的根本策略。另一方面，通過系統(tǒng)化投資方案，優(yōu)化縣域投資結(jié)構(gòu)和市場環(huán)境，增強縣城產(chǎn)業(yè)支撐能力。以縣域城鎮(zhèn)化為抓手，帶動青年流動人口的就近就地城鎮(zhèn)化，以可攜帶的勞動技能投資、社會資本投資和社會保障體系投資提升流動人口融入縣域經(jīng)濟社會的市民化能力。推動農(nóng)村勞動力返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，使縣域成為資源要素的聚集地，促進空間轉(zhuǎn)移、就業(yè)與市民化轉(zhuǎn)型。催生新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)，通過差異化、精準化就業(yè)促進策略，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和新型職業(yè)農(nóng)民，增進“帶資型返鄉(xiāng)”“適應(yīng)型返鄉(xiāng)”青年流動人口的就業(yè)機會和就業(yè)能力，打造創(chuàng)業(yè)示范縣和新的經(jīng)濟增長極，促進回流的青年流動人口就近穩(wěn)定就業(yè)、高質(zhì)量就業(yè)。

2．針對商業(yè)服務(wù)業(yè)從業(yè)青年流動人口的就業(yè)穩(wěn)定性大幅下滑的現(xiàn)狀，積極采取扶持性就業(yè)促進政策

商業(yè)服務(wù)業(yè)從業(yè)人員占比超過農(nóng)民和藍領(lǐng)工人，自由職業(yè)者大幅度增加，創(chuàng)造了大量的新業(yè)態(tài)。需要加強有效投資，形成市場主導(dǎo)的投資內(nèi)生增長機制，將分散、流動的街頭攤販及新零工集中起來，打造特色街區(qū)和平臺經(jīng)濟，培育網(wǎng)上營銷和電商模式?？傊嗄炅鲃尤丝诘木蜆I(yè)“懸浮”只能是暫時性的、階段性的，在高速發(fā)展期“浮一陣子”，而不能“浮一輩子”，甚至，跨代“懸浮”，進入高質(zhì)量發(fā)展階段，加快推進青年流動人口的穩(wěn)定就業(yè)和高質(zhì)量就業(yè)，帶動他們從“懸浮”轉(zhuǎn)向城市、縣域或鄉(xiāng)村的差異性“嵌入”，在總體向上的、向好的職業(yè)流動機制中，“樂其業(yè)、安其居”，扎根并融入城鄉(xiāng)社會。