吳興華

(廣州市廣播電視大學，廣東 廣州 510091)

個體特征、家庭特征、制度特征與農轉居居民就業(yè)
——基于珠三角的實證考察

吳興華

(廣州市廣播電視大學，廣東 廣州 510091)

在問卷調查的基礎上，以Probit方程從個體、家庭、制度3個層面進行了實證分析，探索了各因素對就業(yè)的影響程度及原因，并提出了一些相關的對策建議。

個體特征；家庭特征；制度特征；農轉居居民；就業(yè)

近10年來，珠三角地區(qū)通過“農轉居”方式推進城鎮(zhèn)化，大量人員由農業(yè)戶口轉為城鎮(zhèn)居民戶口(簡稱農轉居居民)，當他們由農民轉型為城市居民時，其生存方式也發(fā)生了相應轉變，原來依靠土地和農林牧漁的生活方式轉變?yōu)橐揽糠寝r勞動技能參與勞動力市場競爭的生存方式。而農轉居居民的生存方式和就業(yè)路徑的有效轉變是決定城鎮(zhèn)化建設成功與否的關鍵因素之一。為構建珠三角和諧穩(wěn)定的社會環(huán)境和長期可持續(xù)發(fā)展，人們更加關注農轉居居民的就業(yè)問題，這已成為政府、社會和學術界關注的焦點之一。目前學術界對珠三角農轉居居民問題的研究主要集中于收入分配、征地補償、集體資產處置、就業(yè)安置、社會保障等領域，對其就業(yè)問題的實證性研究還有待進一步深入。

1 研究假設及數據來源

1.1 方程的選擇

基于前人的相關研究及數據的可得性，本文主要從個人特征、家庭特征、制度特征3個方面分析了農轉居居民就業(yè)的影響因素。設向量Y為被解釋變量，表示農轉居居民就業(yè)狀態(tài)，其取值只可能有2種情況，即Yi=0，1。當Y=0表示失業(yè)狀態(tài)；當Y=1表示就業(yè)狀態(tài)。設向量組Xi為解釋變量，表示影響農轉居居民就業(yè)的因素(反映農轉居居民個人特征、家庭特征及制度特征的各個解釋變量)，α為截距向量，β為參數向量，ξ為誤差項，則農轉居居民就業(yè)的經驗方程為：Y=α+Xβ+ξ，Yi=0，1。

但由于對ξ的正態(tài)分布和異方差性等屬性的假定得不到滿足，且Y的擬合值也不可能限定在0和1之間。為了解決上述問題，需用Probit方程來分析農轉居居民就業(yè)的影響因素。Probit方程以正態(tài)分布函數為基礎，是計量經濟學非線形分析中用于分析就業(yè)的重要方程之一。由于被解釋變量只有0和1兩種取值，并假設它服從正態(tài)分布，這樣在給定的情況下，可以將農轉居居民就業(yè)的經驗方程修正為：

Yi=α+βXi+ξi，且Pi=Prob(Yi=1)即：

其中，Y=1表示就業(yè)狀態(tài)，φ是標準正態(tài)分布函數，β(β1，β2，…，βn)為待估參數，X(X1，X2，…，Xn)是解釋變量，β′χ為Probit指數。β1表示X1一個單位的變化引起Probit指數變化β1個標準差。

1.2 變量定義

解釋變量(Xi)分為3類：第一類為個人特征變量，包括性別年齡、婚姻狀況、教育程度、就業(yè)狀態(tài)、培訓情況、個人年收入等；第二類為家庭特征變量，包括勞動力個數、年總收入、剩余土地數量、是否有集體資產分紅、是否有非工資收入、是否有房屋出租等；第三類為制度特征變量，包括集體資產處置滿意度、農轉居滿意度、社保水平的變化等。各測量指標及其計量方法如表1所示。

表1 調查數據的描述性統(tǒng)計量表

注:描述性統(tǒng)計量為均值和標準差(括號內為標準差)。

1.3 數據來源

本文數據來自于對珠三角6個街鎮(zhèn)進行的居民就業(yè)及其職業(yè)發(fā)展情況的實地調查。本次調查共計發(fā)放問卷332份，回收有效問卷308份，有效回收率為92.8%。樣本采取隨機抽樣的方法，符合統(tǒng)計抽樣的基本原則，用SPSS 19.0軟件進行描述性統(tǒng)計，結果如表1所示。調查樣本的基本情況如表2所示。

2 描述性統(tǒng)計結果與分析

2.1 個人特征

2.1.1 人口特征 在調查的農轉居居民中，高中(中專、技校)及以上文化程度占40.26%，初中文化程度的占27.27%，小學文化程度的占5.84%，文盲僅有0.65%。農轉居居民文化程度普遍都有所提高，大部分居民擁有初高中文化程度。(注：因調查問卷在作答時存在殘缺項，故本類數據加總非100%，下同。)另外，大多數農轉居居民都從事過多年的農業(yè)勞動，通常缺乏非農勞動技能。

2.1.2 就業(yè)狀況 在被調查中發(fā)現，有51.4%的被調查對象想找一份新工作，有48.6%的被調查對象不想找一份新工作。談及想找一份新工作的原因，55.6%的人考慮的是工資與福利待遇，43.7%的人考慮的是工作單位性質及環(huán)境，0.3%的人考慮的是工作強度，0.3%的人考慮的是工作地點，至于興趣愛好和發(fā)展前景、自己創(chuàng)業(yè)等情況，沒有調查對象予以認可。

表2 調查對象個體特征表(N=308)

在找工作的方式上，通過老鄉(xiāng)介紹的占48.0%，通過招聘會的占26.2%，通過人才市場的占17.3%，通過中介的占8.5%。

在求職過程中，比較有優(yōu)勢因素的依次是：工作經驗占29.1%，專業(yè)技能占24.9%，適應、應變能力占18.5%，學歷占16.2%，團結合作精神和創(chuàng)新理念占8.3%，其他占3%。

2.1.3 收入來源、狀況及滿意程度 調查對象在被問及失地后的主要收入來源時，回答以農業(yè)收入為主要來源的家庭占20.8%，以工資收入為主要來源的家庭占41.9%，以個體經營收入為主要來源的家庭占11.6%，僅有0.3%的家庭以開辦企業(yè)為主要收入來源。除了上述4個方面外，以房租、集體經濟分紅等其他收入為主要來源的家庭占25.3%。這就要求政策制定者充分考慮農轉居居民的收入結構特點，特別是非農職業(yè)的收入特點，出臺相應措施促進農轉居居民就業(yè)。

調查表明，農轉居居民個人的年收入在1萬元以下占28.25%，1萬元～3萬元占17.21%，3萬元～5萬元占17.53%，5萬元以上占37.01%。

對目前工作的工資收入、單位性質及環(huán)境等各方面，覺得非常滿意的占2.8%，比較滿意的占19.8%，一般的占50.3%，不太滿意的占22.6%，不滿意的占4.5%。

與大部分居民家庭相比，覺得您家情況是屬于上等的占0.3%，中等偏上的占3.4%，中等的占38.3%，中等偏下的占31.1%，下等的占13.4%。

對目前家庭生活狀況的滿意程度情況，覺得很滿意的占6.8%，比較滿意的占22.2%，一般的占42.0%，不太滿意的占16.0%，很不滿意的占6.5%。

2.1.4 培訓狀況 調查發(fā)現，大部分農轉居居民曾參加過培訓，主要是從事職業(yè)技能類培訓。在沒有參加過培訓的農轉居居民中，有26.8%的人認為是工作單位沒組織過，其次是資金費用問題和時間問題而沒有參加培訓，各占17.9%，具體見表3。

表3 個體培訓情況統(tǒng)計

2.2 家庭特征

農轉居居民家庭勞動力個數情況。在調查樣本中，有62%的家庭擁有2個勞動力，22.3%的家庭擁有3個勞動力，而僅7.2%的家庭擁有4個勞動力；大約85.2%的農轉居居民每月除了有固定的工資收入外，還有一筆可觀的非工資收入。

在調查樣本中，農轉居居民的家庭平均總人數是3～4人(平均人數是3.6人)，16歲以下的需要撫養(yǎng)的人數約有1人(樣本的平均數是0.75)；從統(tǒng)計結果可以看出，大部分家庭一般都要贍養(yǎng)1～2個老人，這些家庭占樣本總量的56.2%。

農轉居居民家庭通常都擁有多種非工資收入來源，包括個體經營收入、兼業(yè)收入、房屋租金、集體資產分紅以及政府提供的社會保障收入(如養(yǎng)老金、最低生活保障金等)，集體資產分紅和房租收入在其收入構成中占有相當的比例。這主要是基于珠三角聚居著大量的外來人口，他們促進了當地房屋租賃市場的繁榮。作為土著居民的農轉居居民，通過在原有的宅基地增蓋廉租屋出租給外來勞動力，可獲得相當可觀的房租收入。另外，調查中發(fā)現，農轉居居民還存在著數量可觀的農村集體資產，他們通常是這些資產的所有者或股東，這些集體資產或以投資的形式，或以實業(yè)的形式而存在，集體資產分紅依然是他們長期而穩(wěn)定的收入來源和生活保障。農轉居居民家庭的這些非工資收入為農轉居居民個人轉型提供了必要的物質準備。調查中還發(fā)現，在家庭非工資收入總額中，房租收入占44.8%，集體資產分紅收入占27.8%。非工資收入中個體經營收入和兼業(yè)收入分別為17.6%、5.3%，非工資收入的月平均值為2385元。這在一定程度上也反映出農轉居居民在就業(yè)上缺少積極性和靈活性的經濟動因。

2.3 制度特征

2.3.1 征地補償滿意度 被征土地的增值倍數是影響征地補償滿意度最顯著的因素，征地補償時間、原來農產值與補償標準比較，農民的實際補償所得也有一定影響。政府是為了自身利益最大化，盡量以最低價格獲取土地并以最高價格出讓該土地，包括采取土地儲備等方式，延長土地征收和土地轉讓之間的時間，促進土地升值以增加政府收益。已經被征地的農民對政府不斷提高征地補償標準會感到心理不平衡，覺得不滿意。原有農地產值與補償標準的比較，影響了農民的征地補償結果滿意度，原有產值越高，越不滿意?，F行征地體制下的低補償政策，已經越來越難適應當前社會經濟發(fā)展的需要。以市場價格補償是征地補償的最終改革目標，及時調整征地補償改革，不僅能促進土地集約利用，有助于提高土地利用效率，也有利于提高農民財產性收入，改善干部與群眾之間的關系，減少上訪案件和群集事件，有助于社會穩(wěn)定，有助于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌和建設和諧社會。在調查樣本中，僅有21.4%的居民對征地補償表示滿意，而表示不滿意的占56.8%。

2.3.2 集體資產處置滿意度 在調查中發(fā)現，目前對集體資產的處置主要采用只將集體資產中的流動資產在集體成員之間進行分配，將固定資產和歷年的公積金上交集體經濟組織進行管理，使集體資產保值增值，沒有最終解決這部分資產的所有權問題。因此，他們對集體資產處置的滿意度也都相對較低，亟需進行集體經濟組織的制度創(chuàng)新。集體資產處置的核心問題，是要承認農村集體成員的財產所有權，通過清產核資，摸清家底，明確產權歸屬，使集體成員的財產所有權得到體現。在對集體資產處理方式的調查中，有42.4%的居民要求分配集體資產；有27.8%的居民認為應該搞股份制，明確個人在集體資產中的產權份額；有8.7%的居民希望保持現狀，另有12.7%的居民認為要采取其他處理方式。有18.4%的居民對征地補償表示滿意，而表示不滿意的占65.8%。

2.3.3 戶口非農化滿意度 大部分農轉居居民對戶口非農化采取抵制的態(tài)度，認為政府通過征地，強制將其土地廉價剝奪，使其喪失土地而成為非農業(yè)人口。調查樣本中有22.8%的居民對戶口非農化表示滿意，而表示不滿意的占71.2%。

2.3.4 社保水平的變化 社會保障供給水平比較低、社會保障項目不完善以及社會保障資金不充足是農轉居居民社會保障狀況的基本特點。如根據廣州市《廣州市農轉居人員基本養(yǎng)老保險辦法(試行)》(穗府〔2006〕21號)規(guī)定農轉居人員的基本養(yǎng)老金標準為330～400元/月，具體為：番禺、花都區(qū)低于350元/月，按350元/月補足；增城、從化市低于330元/月，按330元/月補足；其他區(qū)低于400元/月，按400元/月補足。

3 回歸結果與分析

Probit方程是通過極大似然法來估計方程參數的，回歸結果見表4。

表4 Probit方程對農轉居居民就業(yè)影響因素的估計

注:括號內為標準差，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

本研究通過建立3個估計方程來研究影響農轉居居民就業(yè)。在方程Ⅰ中，解釋變量僅為個人特征；在方程Ⅱ中，解釋變量為個人特征和家庭特征；在方程Ⅲ中，解釋變量為個人特征、家庭特征和制度特征。最終分析時以方程Ⅲ的回歸結果為依據，同時參考方程Ⅰ和方程Ⅱ的回歸結果(表4)。由于部分問卷有缺失值和顯著性檢驗原因，回歸方程做了剔除，因而減少了有效樣本量。

3.1 個人特征

從性別的角度看，男性居民的就業(yè)概率高于女性，這在方程Ⅲ中的統(tǒng)計結果非常顯著，這或許是因為女性居民的家庭負擔更重，用人單位面對過剩的勞動力市場，對女性居民有一定程度的偏見導致的。年齡狀況對農轉居居民就業(yè)有顯著的負向影響，即隨著年齡的增長，其就業(yè)的水平顯著下降，尤其是“4050”農轉居居民，他們一直是就業(yè)困難戶；姻姻狀況變量的統(tǒng)計結果均為正，且統(tǒng)計檢驗顯著，這表明已婚居民的就業(yè)概率高于未婚居民，這或許解釋了已婚居民的就業(yè)觀念較為理性務實，而未婚居民的觀望心態(tài)較為明顯。

從教育程度方面看，統(tǒng)計顯示受教育程度對農轉居居民的就業(yè)具有負向影響，學歷越高，就業(yè)率越低。這可能由于勞動力市場分層現象，有高學歷的農轉居居民不愿意進入低端的勞動力市場，因而高學歷反而阻止了其就業(yè)。學歷教育的提升沒有相應提高農轉居居民參與非農就業(yè)的邊際收益率，因此對就業(yè)也就無法產生有效的激勵。深層次的原因可能是珠三角地區(qū)居住著大量的外來務工人員，房屋租賃市場相當繁榮，這致使許多農轉居居民依靠房屋出租就可富有的生活，從而缺乏學習和勞動就業(yè)的動力，因此受教育程度變量沒顯示出對就業(yè)的正向影響。

從培訓方面看，統(tǒng)計顯示培訓有利于提高就業(yè)概率。這說明培訓可以提升勞動力素質，使之成為具有更高生產率的勞動者，農轉居居民在培訓上的投資會提高其自身的勞動技能。因此可以認為培訓是決定農轉居居民職業(yè)地位獲得的一個非常重要的因素。

從個人年收入方面看，其對就業(yè)有顯著的效應。3個方程的個人年收入回歸系數均為負，且統(tǒng)計檢驗都非常顯著。這說明農轉居居民個人年收入越高，就業(yè)率越低，收入對就業(yè)有明顯的替代效應。

3.2 家庭特征

家庭勞動力個數和家庭總收入的系數均為負，且統(tǒng)計檢驗為負相關。這說明由于各種安置補償費用較高，且能獲得較高的非工資收入等，家庭總收入對農轉居居民的就業(yè)產生收入效應，從而使勞動力個數變量對農轉居居民的就業(yè)表現出一種負向影響。

剩余土地數量回歸結果都為負，統(tǒng)計檢驗都負相關。這是因為珠三角經濟發(fā)展較快，對于農轉居居民而言，擁有的剩余土地可以建小產權房出租，或通過土地征用補償款，或從事非農活動而獲得大量非農收入，因此家庭剩余土地的數量與農轉居居民就業(yè)呈現出顯著的負相關關系，剩余土地數量越多，就業(yè)率就越低。

從是否有集體資產分紅方面看，統(tǒng)計檢驗結果顯著，這表明擁有集體資產分紅收入的農轉居居民就業(yè)概率顯著低于那些沒有集體資產分紅的農轉居居民。實地調研表明，很多村鎮(zhèn)建立了經聯(lián)社機構，對集體經濟實行股份制改造，以量化折股方式將居民變成股東，通過分紅獲取穩(wěn)定收入，這同樣形成一種收入效應，分紅收入越高，就業(yè)率就越低。

從是否有房租收入方面看，該變量的統(tǒng)計檢驗顯著，這表明擁有房租收入的農轉居居民參與就業(yè)的概率要低于沒有房租收入的農轉居居民。調查訪談中也發(fā)現，由于珠三角有大量的外來務工人員，據統(tǒng)計廣東9千多萬常住人口中，就有3千多萬是外來人口。許多農轉居家庭不種田，而“種房”，通過出租房屋獲得高額收入，這種收入效應自然影響就業(yè)。

3.3 制度特征

征地補償滿意度。從回歸結果看，征地補償滿意度的系數為負，并且統(tǒng)計檢驗較為顯著。調查中發(fā)現，農轉居居民主要對征地補償的參與水平、公開透明性、補償標準、補償范圍等滿意度水平較低。

集體資產處置滿意度。從回歸結果看，集體資產處置滿意度的系數為負，并且統(tǒng)計檢驗較為顯著。在調查中發(fā)現，目前處置集體資產的方法有：發(fā)放安置補助費、養(yǎng)老醫(yī)療保障的補助資金、提留公益金、公積金、推行股份合作社改造。農轉居居民對現金加福利的補償方式整體滿意度最低，這是因為目前集體土地補償一般按照該塊土地前3年平均年產值的4～6倍補償，土地補償標準明顯偏低，更希望實行股份合作社改造，進行資產量化，股權到人等。

戶口非農化的滿意度回歸系數為負，且統(tǒng)計檢驗較顯著。調查中發(fā)現，很多居民都是被政府強制要求轉為非農戶口，他們從內心認為自己變成了無根的野草，戶口非農化只不過是獲得了一個城市生活的虛名，高消費、高房價讓他們的生活境況不但沒有得到改善，反而變得更壞。

社保水平的變化。該統(tǒng)計變量的系數為正，但統(tǒng)計檢驗不顯著，這表明社保狀況對農轉居居民就業(yè)的影響是正向的。目前農轉居居民的社會保障待遇和水平相對較低，因此農轉居居民還有著就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的動力。

4 結論及建議

本文以珠三角農轉居居民為例，從個體、家庭和制度3個層面對農轉居居民的就業(yè)問題進行了實證研究，得出以下結論并提出相關建議。

(1)農轉居居民職業(yè)培訓有待改進。因此建議政府應加強對公共就業(yè)服務市場研究，加強職業(yè)技能培訓，為農轉居居民提供社會公益性就業(yè)機會。雖然政府在不遺余力的推行職業(yè)培訓，但農轉居居民參與的積極性并不高，調查樣本中有43.7%的農轉居居民沒有參加培訓可以說明這個問題。因此，政府應加大對培訓需求的研究，提供適合當地經濟發(fā)展、居民歡迎、滿足需求的針對性培訓項目。

(2)就業(yè)促進政策的針對性有待提高?！?050”人群、社會資本較低的農轉居居民就業(yè)問題最為明顯，對他們進行職業(yè)培訓的難度也最大，因此建議政府可以考慮對這些就業(yè)困難戶采取有針對性地重點扶助。如推薦到相關的農業(yè)企業(yè)進行就業(yè)、從事社區(qū)公益性服務工作等。

(3)征地補償、集體資產處置政策與農轉居居民的就業(yè)也存在一定的關系，政策的實效性有待改進。今后要加強對集體資產實行股份合作制改造，通過對產權制度、經營機制、分配制度、管理體制等方面進行改革，把資產折股量化到人，行使原有集體資產的所有權和經營權，確保集體資產的保值增值。提高征地補償的參與水平、增強公開透明性、提高補償標準、補償范圍，完善矛盾調解機制，有效提高居民的滿意度。

[1] 成得禮，謝子平.中國城鄉(xiāng)結合部地區(qū)失地農民個人轉型問題研究：基于北京市、青島市、成都市和南寧市的入戶調查數據[J].華東經濟管理，2009,23(3)：64-73.

[2] 李伊，易守寬,希洛.城市低保對象就業(yè)困難原因分析及對策建議：以昆明市幸福家園社區(qū)低保調查為例[J].云南財經大學，2010，25(4)：119-121.

[3] 成得禮.城鄉(xiāng)結合部地區(qū)失地農民勞動供給的影響因素:成都與南寧的證據[J].改革，2008(9):89-97.

[4] 姚三軍,匡耀求,黃寧生.廣東省產業(yè)結構調整及其效益的評價[J].江西農業(yè)學報，2015，27(7):146-150.

[5] 孫良媛，李琴，林相森.城鎮(zhèn)化進程中失地農村婦女就業(yè)及其影響因素：以廣東省為基礎的研究[J].管理世界，2007(1):65-73.

[6] 程名望，史清華.就業(yè)風險、就業(yè)環(huán)境、就業(yè)條件與農村剩余勞動力轉移：基于滬魯晉364份務工樣本的實證分析[J].管理評論，2010,22(12):11-19.

[7] 趙海，彭代彥.農村勞動力非農勞動參與的影響因素分析：基于231戶的調查[J].中南財經政法大學學報，2009(2):133-137.

[8] 張竟竟,郭志富.基于SSM的河南省農村勞動力轉移就業(yè)分析[J].江西農業(yè)學報，2015，27(7):126-132.

[9] 李曉云，朱晶蓉.上海市社區(qū)失業(yè)人員再就業(yè)問題分析：湖南路街道為例[J].求索，2011(3):63-65.

[10] 謝勇，徐倩.失地農民的就業(yè)狀況及其影響因素研究：以南京市為例[J].農業(yè)技術經濟，2010(4):57-62.

[11] 郭錦純,陳協(xié)玲.農轉居居民城鎮(zhèn)就業(yè)滿意度及其影響因素[J].調研世界，2016(9):22-26.

(責任編輯：管珊紅)

Influences of Individual Characteristics, Family Characteristics and Institution Characteristics on Employment of Farmer-to-citizen Residents: An Empirical Survey of Pearl River Delta

WU Xing-hua

(Guangzhou Radio and TV University, Guangzhou 510091, China)

On the basis of questionnaire survey, this article conducted an empirical study on the influences of individual characteristics, family characteristics and institution characteristics on the employment of farmer-to-citizen residents in the Pearl River Delta by using Probit equation, analyzed the influencing reasons, and raised some relevant countermeasures and suggestions.

Individual characteristics; Family characteristics; Institution characteristics; Farmer-to-citizen resident; Employment

2017-04-11

廣州市廣播電視大學2016年度科研基金立項項目“新型城鎮(zhèn)化背景下的‘村改居’居民就業(yè)能力研究”(2016KY15)。

吳興華(1973—)，副教授，碩士，研究方向：人力資源管理。

F323.6

A

1001-8581(2017)08-0134-06