明　娟，王明亮

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

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初始就業(yè)狀態(tài)、工作轉(zhuǎn)換與農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)

明娟，王明亮

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

摘要：有研究認(rèn)為，工作轉(zhuǎn)換是農(nóng)民工群體為了提高其就業(yè)質(zhì)量(工資水平)進(jìn)行的主動(dòng)選擇，而現(xiàn)實(shí)中工作轉(zhuǎn)換是否能夠有效提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量有待深入考察。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)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制工作轉(zhuǎn)換前的就業(yè)狀態(tài)，考察工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)的影響，分析表明：工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)的影響與其轉(zhuǎn)換前的就業(yè)狀態(tài)有關(guān)，轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量越高，轉(zhuǎn)換后就業(yè)質(zhì)量提升空間越有限，工作轉(zhuǎn)換對(duì)原本處于低質(zhì)量就業(yè)狀態(tài)的農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量有更大的提升作用；參加養(yǎng)老了保險(xiǎn)以及有固定或長(zhǎng)期勞動(dòng)合同的受雇就業(yè)者在工作轉(zhuǎn)換中處于不利地位，相對(duì)于未轉(zhuǎn)換者，工作轉(zhuǎn)換反而使其就業(yè)質(zhì)量變差。

關(guān)鍵詞：就業(yè)質(zhì)量；就業(yè)狀態(tài)；工作轉(zhuǎn)換；受雇就業(yè)；自營(yíng)就業(yè)；就業(yè)收入；養(yǎng)老保險(xiǎn)；勞動(dòng)合同；工作時(shí)間

一、引言

20世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)大量的農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城市，填補(bǔ)了制造業(yè)、建筑業(yè)、餐飲服務(wù)業(yè)等勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的崗位空缺，成為支撐我國(guó)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化發(fā)展的重要力量。十八屆五中全會(huì)明確提出，要全民共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。保障農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定和就業(yè)質(zhì)量明顯改善，既是農(nóng)民工分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的體現(xiàn)，同時(shí)也有利于提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在城市的生存和發(fā)展能力，促進(jìn)其市民化。然而，目前農(nóng)民工在城市勞動(dòng)力市場(chǎng)上仍處于弱勢(shì)地位，就業(yè)質(zhì)量偏低，突出表現(xiàn)為：就業(yè)集中在勞動(dòng)密集型行業(yè)，發(fā)展空間狹小，而且普遍存在工資偏低、勞動(dòng)安全條件差、工作時(shí)間長(zhǎng)和用工管理不規(guī)范等諸多問(wèn)題(《中國(guó)農(nóng)民工戰(zhàn)略問(wèn)題研究》課題組，2009；高文書，2006)。同時(shí)，農(nóng)民工外出就業(yè)流動(dòng)頻繁(白南生 等，2008)，其流動(dòng)性明顯高于城市勞動(dòng)者，甚至比發(fā)達(dá)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家的流動(dòng)率高出數(shù)倍(Knight et al，2004；田明，2013)，而且可能出現(xiàn)了“短工化”趨勢(shì)。頻繁轉(zhuǎn)換工作已經(jīng)成為農(nóng)民工市場(chǎng)的普遍現(xiàn)象和重要特征(白南生 等，2008；高穎，2008；黃乾，2010)，部分研究將其解讀為農(nóng)民工群體為了提高其工資水平進(jìn)行的主動(dòng)選擇(蔡昉 等，2005；劉林平 等，2006)，同時(shí)也是爭(zhēng)取和維護(hù)自身權(quán)益的具體行動(dòng)，即“用腳投票”(簡(jiǎn)新華 等，2005；梁雄軍 等，2007)。而工作轉(zhuǎn)換究竟能否提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量？有關(guān)理論和實(shí)證研究對(duì)此有不同見解和結(jié)論。

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)換反而對(duì)收入產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)(Blumen et al，1955)。“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(Becker，1962)?！肮ぷ魉褜つＰ汀睆?qiáng)調(diào)了在職搜尋在工作轉(zhuǎn)換中的重要性，自愿流動(dòng)者更可能在流動(dòng)前進(jìn)行在職工作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(Longhi et al，2013)?！肮ぷ髌ヅ淠Ｐ汀眲t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)(Topel，1990)?！胺指顒趧?dòng)力市場(chǎng)理論”則指出，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)提升就業(yè)質(zhì)量(Davia，2010)。

目前國(guó)外文獻(xiàn)關(guān)于工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響的實(shí)證研究主要集中在工作轉(zhuǎn)換與工資增長(zhǎng)的關(guān)系上。Topel等(1992)認(rèn)為工作轉(zhuǎn)換在職業(yè)生涯工資增長(zhǎng)中起重要決定作用，工作轉(zhuǎn)換可以解釋職業(yè)生涯早期工資增長(zhǎng)的三分之一。Light (2005)的研究表明，與停留者相比，轉(zhuǎn)換工作者與任期相關(guān)的生產(chǎn)率提高和工資增加因跳槽而中斷，所以會(huì)經(jīng)歷較小的工資增長(zhǎng)。不過(guò)，Maloney(2006)利用1999—2004年新西蘭雇主-雇員匹配數(shù)據(jù)研究工作轉(zhuǎn)換與工資增長(zhǎng)的關(guān)系卻發(fā)現(xiàn)，在控制年齡、首次就業(yè)特征后，工作轉(zhuǎn)換者的收入增長(zhǎng)要比未轉(zhuǎn)換者低約0.3~0.5個(gè)百分點(diǎn)。同樣，Hyslop 等(2009)采用1999—2008年新西蘭雇員-雇主匹配調(diào)查數(shù)據(jù)分析工人工作轉(zhuǎn)換與工資變化之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，雖然工作變換者最初收入與停留者一樣，但控制可觀察差異后工作轉(zhuǎn)換者年收入增長(zhǎng)比停留者低1.3%。不過(guò)，這些研究假定工作轉(zhuǎn)換對(duì)工資增長(zhǎng)的影響與工人工資分布是不相關(guān)的。但由于勞動(dòng)者進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換的抉擇取決于其工資水平(Burdett，1978；Devine et al，1991)，低工資工人工作轉(zhuǎn)換的可能性更高(Groes et al，2014)，低收入的工人在職業(yè)生涯中更可能通過(guò)工作轉(zhuǎn)換來(lái)提升其收入。因此，與高收入工人相比，低工資的工人選擇相對(duì)較低的保留工資 (Van Den Berg，1992)以降低工作轉(zhuǎn)換的成本，進(jìn)而使其在短時(shí)期內(nèi)獲得滿足個(gè)體偏好的職業(yè)生涯收入水平。如Pavlopoulos等(2007)利用來(lái)自1991—2004年英國(guó)和德國(guó)兩個(gè)不同勞動(dòng)力市場(chǎng)的面板數(shù)據(jù)，在控制初始工資分布后考察自愿性工作轉(zhuǎn)換(Voluntary Job-to-Job Changes)對(duì)工資增長(zhǎng)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)工作轉(zhuǎn)換對(duì)工資變動(dòng)的影響依賴于工資分布，僅低收入工人變換雇主具有工資增長(zhǎng)效應(yīng)。

關(guān)于農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換對(duì)其就業(yè)質(zhì)量影響的研究，需要考慮一個(gè)問(wèn)題，就是農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換前的就業(yè)狀態(tài)，不過(guò)國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究大部分采用追憶數(shù)據(jù)(截面數(shù)據(jù))，無(wú)法獲取農(nóng)民工上一份工作的詳細(xì)信息，所以研究大多停留在是否進(jìn)行過(guò)工作轉(zhuǎn)換或者工作轉(zhuǎn)換次數(shù)對(duì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)的影響上(劉士杰，2011；馬瑞等，2012)，僅有邢春冰(2008)和黃乾(2010)在探討工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)的影響時(shí)考慮了初始收入水平。邢春冰(2008)使用中國(guó)社會(huì)科學(xué)院2002年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP)，探討了轉(zhuǎn)換工作對(duì)收入增長(zhǎng)的影響，通過(guò)控制初始收入水平消除樣本的異質(zhì)性影響后，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)換工作對(duì)收入增長(zhǎng)的平均影響為正，而且對(duì)低收入者的收入增長(zhǎng)效應(yīng)更大。黃乾(2010)利用2006年在上海、天津等7個(gè)大城市的農(nóng)民工調(diào)查數(shù)據(jù)研究工作轉(zhuǎn)換對(duì)城市農(nóng)民工收入增長(zhǎng)的影響，在控制轉(zhuǎn)換工作前收入后分析表明：行業(yè)內(nèi)轉(zhuǎn)換對(duì)低收入農(nóng)民工收入增長(zhǎng)有顯著的正向影響，但對(duì)高收入水平農(nóng)民工的收入增長(zhǎng)則有顯著負(fù)效應(yīng)，而行業(yè)間工作轉(zhuǎn)換對(duì)全部樣本的收入增長(zhǎng)都有顯著的負(fù)效應(yīng)。

不過(guò)，這兩項(xiàng)研究也存在一些不足，黃乾(2010)把工作轉(zhuǎn)換定義為“剛進(jìn)城時(shí)的工作與調(diào)查時(shí)點(diǎn)工作是否為同一工作”，可能會(huì)高估工作轉(zhuǎn)換的收入效應(yīng)。因?yàn)槿绻跏季蜆I(yè)工作與調(diào)查時(shí)工作工資差距較大，可能更多的是由于受最低工資等勞動(dòng)保護(hù)政策的影響，而不是轉(zhuǎn)換工作帶來(lái)的結(jié)果。而邢春冰(2008)的研究使用的截面數(shù)據(jù)并沒有區(qū)分受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)，可能會(huì)導(dǎo)致最終估計(jì)出現(xiàn)偏差；同時(shí)，其研究對(duì)象是城鎮(zhèn)勞動(dòng)力，并沒有針對(duì)農(nóng)民工進(jìn)行具體分析?；诖?，文章將在區(qū)分受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)的基礎(chǔ)上，控制農(nóng)民工轉(zhuǎn)換工作前的就業(yè)狀態(tài)(轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、收入水平、工作時(shí)間、養(yǎng)老保險(xiǎn)參保情況以及勞動(dòng)合同簽訂情況)，進(jìn)一步討論工作轉(zhuǎn)換對(duì)我國(guó)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)的影響。

二、研究方法與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.就業(yè)質(zhì)量的測(cè)量

對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的測(cè)量，借鑒Leschke等(2014)的研究，使用多維就業(yè)質(zhì)量指數(shù)(Multi-dimensional Job Quality Index)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:

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

2.實(shí)證估計(jì)模型

參考Pavlopoulos等(2007)和Hyslop等(2009)的思路，構(gòu)建工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響的經(jīng)驗(yàn)估計(jì)方程。而由于就業(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-yitt-1=ρturnoverit+yitt-1+yitt-1×turnoverit+

witγ+ziδ+gtθ+ci+uit

t=1,…,T

其中，yit為個(gè)體i在t期的結(jié)果變量，yit-1為個(gè)體i在t-1期的結(jié)果變量，如就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、月工資收入、周工作時(shí)間等；不可觀測(cè)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)；turnoverit為本研究主要關(guān)注的解釋變量工作轉(zhuǎn)換，為虛擬二值變量，出現(xiàn)工作變換為1，沒有發(fā)生工作轉(zhuǎn)換則為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)。

對(duì)于養(yǎng)老保險(xiǎn)和勞動(dòng)合同的變動(dòng)，大致有三種情況：情況變好、情況不變、情況變差，分別賦值為3、2、1，進(jìn)而構(gòu)成序列選擇模型，使用Order Logit 模型來(lái)進(jìn)行估計(jì)：

witγ + ziδ + gtθ + ci+ uit

yi為個(gè)體i養(yǎng)老保險(xiǎn)或者勞動(dòng)合同變動(dòng)情況。其他變量的定義同前。

3.數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本研究數(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)查是包含多個(gè)年份的追蹤調(diào)查，每輪調(diào)查在年初進(jìn)行；調(diào)查問(wèn)卷由北京師范大學(xué)、澳大利亞國(guó)立大學(xué)等中外學(xué)者共同設(shè)計(jì)；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，共包括三個(gè)子樣本：農(nóng)村住戶樣本、城鎮(zhèn)住戶樣本和外來(lái)務(wù)工人員樣本；抽樣調(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。

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)民工的定義。本研究將農(nóng)民工定義為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，并將其分為兩類：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))*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，即本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。。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)換的定義。國(guó)外文獻(xiàn)通常采用“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(Pérez et al，2005)，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)。結(jié)合Pérez et al(2005)的定義，把工作轉(zhuǎn)換定義為到調(diào)查期當(dāng)年變換過(guò)工作，具體設(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)最近一次轉(zhuǎn)換工作前的工作狀態(tài)與當(dāng)前的差異性。

由于面板為非平衡面板，為了保證差分后的回歸效果，僅保留了三年都能追到的樣本，并刪除主要解釋變量有缺失值的樣本，獲得單年追蹤樣本1 248個(gè)；進(jìn)一步對(duì)因變量進(jìn)行差分處理，最后獲得受雇就業(yè)樣本1 363個(gè)、自營(yíng)就業(yè)樣本978個(gè)。

表1給出了主要解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)，從中可以看出樣本概況。受雇就業(yè)者以年輕已婚男性為主，就業(yè)者平均受教育年限略高于義務(wù)教育年限(9.5年)，外出就業(yè)時(shí)間平均達(dá)到10年，說(shuō)明能夠三年觀測(cè)到的樣本受教育程度較高且在外工作時(shí)間較長(zhǎng)；自營(yíng)就業(yè)者的平均年齡和外出就業(yè)時(shí)間都略高于受雇就業(yè)者，不過(guò)其受教育年限和培訓(xùn)經(jīng)歷則比受雇就業(yè)者低；受雇就業(yè)者就業(yè)重點(diǎn)領(lǐng)域?yàn)榉?wù)業(yè)，半數(shù)以上在中小規(guī)模企業(yè)就業(yè)；而自營(yíng)就業(yè)也以服務(wù)業(yè)為主，絕大多數(shù)自營(yíng)活動(dòng)規(guī)模不超過(guò)50人。

表1　主要解釋變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2給出了主要因變量的分布情況及均值檢驗(yàn)。對(duì)于受雇就業(yè)者，轉(zhuǎn)換工作者就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)為負(fù)，而未轉(zhuǎn)換工作者就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)為正，工作轉(zhuǎn)換對(duì)受雇就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量提升有負(fù)面影響。從收入來(lái)看，工作轉(zhuǎn)換者和未轉(zhuǎn)換者月收入水平都在增加，轉(zhuǎn)換工作者月收入增加要高于未轉(zhuǎn)換工作者，但兩者的差異并不顯著。從養(yǎng)老保險(xiǎn)來(lái)看，轉(zhuǎn)換工作者的養(yǎng)老保險(xiǎn)有變差的趨勢(shì)，而未轉(zhuǎn)換工作者養(yǎng)老保險(xiǎn)有轉(zhuǎn)好的趨勢(shì)，但兩者的差異并不顯著。從勞動(dòng)合同來(lái)看，轉(zhuǎn)換工作者的勞動(dòng)合同有變差的趨勢(shì)，而未轉(zhuǎn)換工作者的勞動(dòng)合同有變好的趨勢(shì)，兩者的差異顯著，說(shuō)明就業(yè)轉(zhuǎn)換對(duì)勞動(dòng)合同變動(dòng)產(chǎn)生了顯著負(fù)面沖擊。從工作時(shí)間來(lái)看，轉(zhuǎn)換工作者和未轉(zhuǎn)換工作者的工作時(shí)間都在減少，轉(zhuǎn)換工作者工作時(shí)間的減少幅度要高于未轉(zhuǎn)換工作者，但差異并不顯著。

對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者而言，轉(zhuǎn)換工作者就業(yè)質(zhì)量有提高趨勢(shì)，而未轉(zhuǎn)換工作者就業(yè)質(zhì)量下降，不過(guò)兩者的差異并不顯著。從收入來(lái)看，轉(zhuǎn)換工作者和未轉(zhuǎn)換工作者收入都有增長(zhǎng)趨勢(shì)，轉(zhuǎn)換工作者的收入增長(zhǎng)要高于未轉(zhuǎn)換工作者，不過(guò)兩者的差異并不顯著。從養(yǎng)老保險(xiǎn)來(lái)看，轉(zhuǎn)換工作者養(yǎng)老保險(xiǎn)有明顯變好的趨勢(shì)，且顯著好于未轉(zhuǎn)換工作者。從工作時(shí)間來(lái)看，轉(zhuǎn)換工作者和未轉(zhuǎn)換工作者的工作時(shí)間都有增加的趨勢(shì)，轉(zhuǎn)換工作者的工作時(shí)間增加略高于未轉(zhuǎn)換工作者，但兩者的差異也不顯著。

由此可以看出，工作轉(zhuǎn)換對(duì)于受雇者和自營(yíng)就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)及其分指標(biāo)的影響并不明確，更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆治鲂枰柚谟?jì)量分析來(lái)完成。

表2　工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)均值檢驗(yàn)：總指數(shù)與指標(biāo)分解

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平下顯著。下表同。

三、估計(jì)結(jié)果與分析

實(shí)證估計(jì)步驟為：首先估計(jì)工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量指數(shù)的影響，然后分別估計(jì)各分指標(biāo)的影響；同時(shí)，針對(duì)受雇就業(yè)和自營(yíng)就業(yè)的差異，對(duì)兩者分別進(jìn)行估計(jì)。由于面板回歸中使用的部分關(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，而固定效應(yīng)回歸時(shí)非時(shí)變變量將被忽略，加之只是短面板，采用隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)效果更好；進(jìn)一步通過(guò)Hausman檢驗(yàn)也表明選擇隨機(jī)效應(yīng)模型比固定效應(yīng)模型更好。因此本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證估計(jì)分析。其中，對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和勞動(dòng)合同變動(dòng)的估計(jì)，考慮到短面板Panel Order Logit的平行假定很難保證，控制了年份差異，采用截面估計(jì)方法進(jìn)行。

1.工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)：總指數(shù)

工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量總指數(shù)變動(dòng)的影響，對(duì)受雇就業(yè)者和自營(yíng)就業(yè)者均使用三個(gè)模型來(lái)估計(jì)：模型①為基準(zhǔn)模型，除主要關(guān)注變量工作轉(zhuǎn)換外，控制了個(gè)體特征(年齡、性別、婚姻、受教育程度、培訓(xùn)經(jīng)歷和外出時(shí)間)、就業(yè)特征(就業(yè)行業(yè)、就業(yè)單位規(guī)模、就業(yè)地區(qū))和年度虛擬變量；模型②在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，還控制了轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量(就業(yè)質(zhì)量t-1)，以考察初始就業(yè)質(zhì)量的差異及影響；模型③在模型②的基礎(chǔ)上再加入了轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量與工作轉(zhuǎn)換的交互項(xiàng)，以進(jìn)一步考察初始就業(yè)質(zhì)量與工作轉(zhuǎn)換的交叉影響。

表3　工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)：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。下表同。

從模型的整體檢驗(yàn)來(lái)看，受雇就業(yè)者估計(jì)模型①、模型②和模型③均通過(guò)了整體系數(shù)顯著性檢驗(yàn)(Wald test)，不過(guò)模型①并沒有通過(guò)LM檢驗(yàn)；而從擬合優(yōu)度來(lái)看，依次加入轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量和轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量與工作轉(zhuǎn)換交互的模型②和模型③的解釋力度更強(qiáng)。同樣，對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者，模型③整體上優(yōu)于模型②和模型①。因此，最終選擇模型③的估計(jì)結(jié)果來(lái)解釋工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)的影響。

從工作轉(zhuǎn)換對(duì)受雇就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量的影響看，工作轉(zhuǎn)換者初始就業(yè)質(zhì)量越高，其就業(yè)質(zhì)量增幅反而越低；進(jìn)一步計(jì)算得到，工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生不同影響的初始就業(yè)質(zhì)量指數(shù)分界點(diǎn)為17.12，大概處于就業(yè)質(zhì)量的25分位上。也就是說(shuō)，如果農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量在25分位以上，工作轉(zhuǎn)換就對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)；如果在25分位及以下，工作轉(zhuǎn)換對(duì)其就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)有正效應(yīng)。

從工作轉(zhuǎn)換對(duì)自營(yíng)就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量的影響看，工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)的平均影響為正，不過(guò)，工作轉(zhuǎn)換者轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量越高，就業(yè)質(zhì)量提高越低。計(jì)算初始就業(yè)質(zhì)量指數(shù)分界點(diǎn)為30.44，處于就業(yè)質(zhì)量的80分位上。也就是說(shuō)，對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者來(lái)講，如果就業(yè)質(zhì)量處在80分位以上，工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)；如果就業(yè)質(zhì)量處在80分位以下，則工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)具有正效應(yīng)。

從兩者的比較來(lái)看，工作變換對(duì)于就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)同樣產(chǎn)生正效應(yīng)，而且轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量低的人群工作轉(zhuǎn)換更有利于其就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)。不過(guò)，受雇就業(yè)者和自雇就業(yè)者在分界點(diǎn)上存在較大差距，僅有就業(yè)質(zhì)量處于25%以下分位的受雇農(nóng)民工能夠通過(guò)工作轉(zhuǎn)換實(shí)現(xiàn)其就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)；而對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者來(lái)說(shuō)，這個(gè)比例達(dá)到80%。也就是說(shuō)，工作轉(zhuǎn)換對(duì)于大部分受雇就業(yè)者就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)具有負(fù)效應(yīng)，而對(duì)大部分自營(yíng)者就業(yè)質(zhì)量增長(zhǎng)有積極影響。這也進(jìn)一步顯示，農(nóng)民工中的受雇就業(yè)者大部分處于次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)，工作轉(zhuǎn)換對(duì)其就業(yè)質(zhì)量的提升作用十分有限，僅僅是就業(yè)質(zhì)量低、處于就業(yè)底層者進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換才能明顯地提升其就業(yè)質(zhì)量。

2.工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)：分指標(biāo)比較

進(jìn)一步將就業(yè)質(zhì)量采用分指標(biāo)來(lái)表示，估計(jì)步驟與對(duì)就業(yè)質(zhì)量總指數(shù)的估計(jì)相同，同樣使用三個(gè)模型進(jìn)行估計(jì)。表4、表5、表6和表7分別給出了工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入、養(yǎng)老保險(xiǎn)、工作時(shí)間和勞動(dòng)合同影響的估計(jì)結(jié)果，從模型的整體檢驗(yàn)來(lái)看，模型③整體上優(yōu)于模型②和模型①，最終選擇模型③來(lái)解釋農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)的影。

(1)工作轉(zhuǎn)換對(duì)收入變化的影響：對(duì)于受雇就業(yè)者，工作轉(zhuǎn)換的系數(shù)為正，而工作轉(zhuǎn)換與轉(zhuǎn)換前收入交互項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，進(jìn)一步計(jì)算臨界值為960.91(67.7441/0.0705，大概位于轉(zhuǎn)換前收入10分位上)，與邢春冰(2008)的研究結(jié)果近似，對(duì)于初始收入低的樣本(10分位以下)，轉(zhuǎn)換工作對(duì)其收入增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用，不過(guò)這個(gè)效應(yīng)并不顯著。而對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者，在控制初始收入及初始收入與工作轉(zhuǎn)換的交互項(xiàng)后，估計(jì)結(jié)果顯示工作轉(zhuǎn)換系數(shù)為負(fù)，而工作轉(zhuǎn)換與初始收入的交互項(xiàng)為正，進(jìn)一步計(jì)算臨界值為1168.44(70.223/0.0601，大概位于轉(zhuǎn)換前收入約30分位)，說(shuō)明工作轉(zhuǎn)換對(duì)高收入者有正效應(yīng)，收入在30分位以上者，工作轉(zhuǎn)換對(duì)其收入增長(zhǎng)有積極效應(yīng)，不過(guò)也不顯著。

(2)工作轉(zhuǎn)換對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)變化的影響：對(duì)于受雇就業(yè)者，工作轉(zhuǎn)換對(duì)其養(yǎng)老保險(xiǎn)變動(dòng)有顯著正效應(yīng)，即轉(zhuǎn)換工作者養(yǎng)老保險(xiǎn)轉(zhuǎn)好的概率要遠(yuǎn)高于未轉(zhuǎn)換者；而轉(zhuǎn)換前養(yǎng)老保險(xiǎn)與工作轉(zhuǎn)換的交互項(xiàng)顯著為負(fù)，說(shuō)明有養(yǎng)老保險(xiǎn)的受雇就業(yè)者進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換，會(huì)對(duì)其養(yǎng)老保險(xiǎn)參保情況產(chǎn)生顯著的負(fù)向沖擊。而對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者，工作轉(zhuǎn)換對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率的增長(zhǎng)有正向影響，但并不顯著。

(3)工作轉(zhuǎn)換對(duì)工作時(shí)間變動(dòng)的影響：對(duì)于受雇就業(yè)者，工作轉(zhuǎn)換的系數(shù)顯著為正，而工作轉(zhuǎn)換與轉(zhuǎn)換前工作時(shí)間交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，進(jìn)一步估算臨界值為59.6(大約處于工作時(shí)間分布的60分位)，也就是說(shuō)工作時(shí)間低于60分位者，如果進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換可能會(huì)增加其工作時(shí)間；而工作時(shí)間高于60分位者，工作轉(zhuǎn)換將會(huì)導(dǎo)致其工作時(shí)間減少。對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者，工作轉(zhuǎn)換系數(shù)為正，工作轉(zhuǎn)換與轉(zhuǎn)換前工作時(shí)間的交互項(xiàng)系數(shù)也為正，但這兩個(gè)效應(yīng)都不顯著。

(4)工作轉(zhuǎn)換對(duì)勞動(dòng)合同變化的影響。由于自營(yíng)就業(yè)者不涉及勞動(dòng)合同問(wèn)題，僅對(duì)受雇就業(yè)者勞動(dòng)合同進(jìn)行了估計(jì)。在控制了轉(zhuǎn)換前勞動(dòng)合同和轉(zhuǎn)換前勞動(dòng)合同與工作轉(zhuǎn)換的交互影響后，工作轉(zhuǎn)換對(duì)勞動(dòng)合同的變動(dòng)產(chǎn)生顯著負(fù)影響，而且擁有固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同的受雇農(nóng)民工進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換會(huì)對(duì)其勞動(dòng)合同變動(dòng)產(chǎn)生更顯著的負(fù)效應(yīng)。這說(shuō)明，有固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同的農(nóng)民工在工作轉(zhuǎn)換中處于不利地位，工作轉(zhuǎn)換在使其失去原有固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同的同時(shí)，往往并不一定能獲得一份等同的勞動(dòng)合同，相對(duì)于未轉(zhuǎn)換者，工作轉(zhuǎn)換反而使其勞動(dòng)合同情況變差，這不利于農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升。

表4　工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)：收入

表5　工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)：養(yǎng)老保險(xiǎn)

表6　工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)：工作時(shí)間

表7　工作轉(zhuǎn)換與就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)：勞動(dòng)合同

四、結(jié)論與啟示

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)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制工作轉(zhuǎn)換前的就業(yè)狀態(tài)，考察了工作轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)的影響，估計(jì)結(jié)果顯示：農(nóng)民工工作轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)質(zhì)量變動(dòng)的影響受制于其轉(zhuǎn)換前的就業(yè)狀態(tài)，轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量越高，就業(yè)質(zhì)量提升空間越有限，工作轉(zhuǎn)換對(duì)本來(lái)低質(zhì)量就業(yè)的農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量有更大的提升作用。具體來(lái)講，對(duì)受雇就業(yè)者而言，就業(yè)質(zhì)量處于25分位及以下者，轉(zhuǎn)換工作對(duì)其就業(yè)質(zhì)量提高的影響為正；而對(duì)就業(yè)質(zhì)量處于25分位以上者，轉(zhuǎn)換工作對(duì)其者就業(yè)質(zhì)量提高具有消極影響。對(duì)自營(yíng)就業(yè)者而言，轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量處于80分位以上者，工作轉(zhuǎn)換對(duì)其就業(yè)質(zhì)量提高具有負(fù)效應(yīng)；而對(duì)轉(zhuǎn)換前就業(yè)質(zhì)量處于80分位以下者，則表現(xiàn)為積極影響。從分指標(biāo)來(lái)看，工作轉(zhuǎn)換對(duì)受雇者收入增長(zhǎng)的平均影響為正，對(duì)自營(yíng)者收入增長(zhǎng)的平均影響為負(fù)，但均不顯著；有養(yǎng)老保險(xiǎn)的受雇就業(yè)者進(jìn)行工作轉(zhuǎn)換對(duì)其養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率產(chǎn)生顯著的負(fù)面沖擊，工作轉(zhuǎn)換不利于受雇就業(yè)者養(yǎng)老保險(xiǎn)的存續(xù)，不過(guò)對(duì)于自營(yíng)就業(yè)者的負(fù)效應(yīng)并不顯著；轉(zhuǎn)換前工作時(shí)間較長(zhǎng)的農(nóng)民工轉(zhuǎn)換工作后，其工作時(shí)間有減少趨勢(shì)；而有固定或者長(zhǎng)期勞動(dòng)合同的受雇就業(yè)者在工作轉(zhuǎn)換中處于不利地位，相對(duì)于未轉(zhuǎn)換者，工作轉(zhuǎn)換反而使其勞動(dòng)合同情況變差。

綜上所述，雖然工作轉(zhuǎn)換對(duì)于底層農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量提升有一定的促進(jìn)作用，但總體而言，農(nóng)民工在城市就業(yè)的再次流動(dòng)對(duì)其就業(yè)質(zhì)量提升作用有限；農(nóng)民工的工作轉(zhuǎn)換行為并不是盲目的，大部分工作轉(zhuǎn)換者都期待獲得更好的就業(yè)待遇，但結(jié)果卻往往不能達(dá)到其期望。這一結(jié)論有較強(qiáng)的政策含義，要求我們?cè)陉P(guān)注農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量時(shí)，一定要關(guān)注如何通過(guò)有效的制度設(shè)計(jì)實(shí)現(xiàn)農(nóng)民工穩(wěn)定就業(yè)、適度流動(dòng)；要從根本上消除勞動(dòng)力市場(chǎng)的制度壁壘，提升農(nóng)民工人力資本回報(bào)，加速農(nóng)民工融入務(wù)工地社會(huì)經(jīng)濟(jì)中，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民工由循環(huán)流動(dòng)向持久性遷移轉(zhuǎn)變，有序推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化。

本文研究仍存在兩個(gè)局限性：一是受制于所得數(shù)據(jù)，對(duì)工作轉(zhuǎn)換影響效應(yīng)的探討集中在短期效應(yīng)。實(shí)證研究是基于RUMIC2008-2010數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，但畢竟三年的時(shí)間還是太短，只能看做是工作轉(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，轉(zhuǎn)換工作的收益卻需要更長(zhǎng)的時(shí)間體現(xiàn)，這需要后期使用更長(zhǎng)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)一步追蹤考察。二是農(nóng)民工的工作轉(zhuǎn)換行為并不是隨機(jī)的，因此工作轉(zhuǎn)換本身可能具有一定的內(nèi)生性。解決內(nèi)生性問(wèn)題最好的辦法是找到合適的工具變量來(lái)處理，參考國(guó)外部分文獻(xiàn)，我們嘗試使用“共同外出子女?dāng)?shù)量”“夫妻是否共同外出”以及“過(guò)去一年中是否有遭遇家庭外生沖擊如親人病故”等變量作為工具變量解決內(nèi)生性問(wèn)題，但處理的效果不好，也沒有通過(guò)檢驗(yàn)，后期研究需要從經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)外搜尋更好的工具變量來(lái)解決。這些不足，有待中國(guó)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)調(diào)查(RUMIC)進(jìn)行多期追蹤調(diào)查并補(bǔ)充完善后再做進(jìn)一步探討。

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CLC number：F241.4Document code：AArticle ID：1674-8131(2016)02-0001-13

(編輯：夏冬)

The Impact of Initial Employment Status and Turnover on the Changes of Employment Quality of Migrant Workers

MING Juan, WANG Ming-liang

(School of Economics and Commerce, Guangdong University of Technology, Guangzhou 510520, China)

Abstract:Some researches believe that working position turnover may be the active choice of migrant workers to improve their wage, in practice, however, it needs deep studies on whether the working position turnover can improve the employment quality of migrant workers. Using the RUMIC2008-2010 panel data on the basis of distinction between wage-employment and self-employment, we establish an empirical equation to control the initial employment status to investigate the influence of turnover on the quality of employment of migrant workers, the analysis results show that the effect of turnover on the changes of employment quality of migrant workers depends on the pre-employment status, that the higher the quality of the pre-employment was, the more limited space the current employment quality improved, and that the turnover has greater promotion role in employment quality for the migrant workers who stayed in lower employment status. Migrant worker who has attended pension insurance or has a fixed or long-term labor contracts will encounter a deteriorated situation, by comparing with non-turnover migrant workers, the turnover make his employment quality adverse.

Key words:employment quality; employment status; turnover; hired employment; self-employment; employment income; pension insurance; labor contract; working time

中圖分類號(hào)：F241.4

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1674-8131(2016)02-0001-13

作者簡(jiǎn)介：明娟(1980—)，女，湖北黃石人；廣東工業(yè)大學(xué)“青年百人計(jì)劃”特聘副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，在廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院任教，主要從事勞動(dòng)力流動(dòng)與就業(yè)研究。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(13AZD005)；廣東省教育廳特色創(chuàng)新項(xiàng)目(2014GXJK011)；廣東省教育廳青年創(chuàng)新人才類項(xiàng)目(2014WQNCX009)；廣東省自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(2015A030313496)

收稿日期：2015-11-04；修回日期：2015-12-29

DOI：10.3969/j.issn.1674-8131.2016.02.001

王明亮(1969—)，男，浙江江山人；教授，碩士，在廣東工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院任教，主要從事勞動(dòng)關(guān)系研究。