周春芳，蘇群，常雪

(1.江蘇省社會科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所，江蘇 南京 210094；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

歷經(jīng)近40年大規(guī)模的城鄉(xiāng)人口流動后，農(nóng)民工已成為我國社會一個龐大且不可或缺的特殊群體。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2015年我國農(nóng)民工總量27 747萬人，其中女性占33.6%?？梢灶A(yù)見，隨著我國城鎮(zhèn)化的加速和戶籍改革力度的加大，農(nóng)民工通過職業(yè)分工和社會角色的分化，最終完成向城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)變，將是今后相當(dāng)長一段時期內(nèi)我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要內(nèi)容。而高質(zhì)量的就業(yè)以及由此帶來的農(nóng)民工經(jīng)濟(jì)社會地位的提升，則是我國人口城市化的關(guān)鍵。然而，由于生物學(xué)差異、社會性別分工以及個體資源稟賦的差異，女性就業(yè)質(zhì)量低于男性是我國勞動力市場中的普遍現(xiàn)象，尤其對處于弱勢地位的農(nóng)民工而言。作為不可或缺的組成部分，女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量及其與男性的差距，決定了其在城鎮(zhèn)勞動力市場中的位置，因而也是決定我國人口城鎮(zhèn)化能否順利實現(xiàn)的關(guān)鍵因素。因而，本研究從性別差異的視角，考察職業(yè)流動過程中農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的變化及其性別差異。欲回答：職業(yè)流動是否促進(jìn)了我國農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升？農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異隨職業(yè)流動呈現(xiàn)怎樣的變化？其作用機理是什么？以上問題的回答可以為從社會性別視角制定城鎮(zhèn)化政策提供一定的現(xiàn)實依據(jù)。

研究表明，在參加工作的前10年，工資增長的40%可以歸因于職業(yè)流動[1]。職業(yè)流動是非熟練工人收入增長的一個重要原因，多次的職業(yè)流動不僅有利于農(nóng)民工職業(yè)的向上流動[2]，還有助于提高流動者的工資水平[3]。與男性相比，職業(yè)的性別隔離使得女性大多集中在工資收入低、職業(yè)培訓(xùn)機會少及福利待遇差的“女性職業(yè)”[4]，其在職務(wù)等級、民主參與度、權(quán)力效能等方面遠(yuǎn)不如男性[5]；女性更容易因懷孕、生育、照看幼兒中斷工作，因而其工作經(jīng)驗較男性少，加上雇主的性別歧視，女性重返職場后的報酬和晉升機會明顯低于獲得同等教育的男性[6]。只有當(dāng)女性的能力高于男性競爭者，以至于其能力能彌補其因家庭因素可能導(dǎo)致的工作中斷時，雇主才會給予女性晉升機會[7]。同時，隨著工齡增長及跳槽次數(shù)的增多，性別間工資差距快速拉大。研究表明，在進(jìn)入職場的頭10年，女性小時工資為男性的94.8%，隨后下降到84.9 %，其中跳槽對男性工資增長的貢獻(xiàn)率為32. 9%，是女性的4倍左右[8]；且職業(yè)流動模式和職業(yè)流動回報可以在很大程度上解釋兩性收入增長的差異[9]，其中家庭原因的主動流動、單位原因的被動流動分別降低了女性農(nóng)民工、男性農(nóng)民工的收入水平[10]。

以上文獻(xiàn)十分具有啟發(fā)性，但其僅僅涉及了職業(yè)流動的收入效應(yīng)，盡管工資是一個相對較好、更直接測度就業(yè)的工具，但對就業(yè)狀況的測度還應(yīng)包括工作環(huán)境和工作條件、雇傭和晉職機會等指標(biāo)，而現(xiàn)有文獻(xiàn)對此的關(guān)注明顯不夠。為此，本研究引入了就業(yè)質(zhì)量的概念，它是一個多維度的指標(biāo)，不僅包括工作報酬的提高，還有社會保障水平和就業(yè)穩(wěn)定性的提高、工作條件的改善以及職業(yè)地位的提升等。以往研究往往將農(nóng)民工作為一個同質(zhì)性的整體，而事實上，在歷經(jīng)近40年的人口流動后，農(nóng)民工群體的同質(zhì)性被打破，其內(nèi)部出現(xiàn)了較為明顯的分化。統(tǒng)一的身份類屬難以掩蓋群體內(nèi)部出現(xiàn)分化和差異的事實[11]。在農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量離散度較大的情況下，如果僅采用基于均值的研究方法，得出的研究結(jié)論可能會存在較大偏差。與均值分解相比，分位數(shù)回歸與分解不僅能夠全面刻畫整個收入分布上的工資性別差距，且不易受異常值的干擾，分解結(jié)果更加穩(wěn)健[12]?；赗IF無條件分位數(shù)回歸的FFL分解法，可以將工資分布的變動表示為以各自變量的特征效應(yīng)和不可解釋的系數(shù)效應(yīng)，進(jìn)而計算出就業(yè)質(zhì)量性別差距的形成機理，因而較其他分位數(shù)分解法更具優(yōu)勢?；诖?，本研究利用CHIP2009和CHIP2013數(shù)據(jù)，采用FFL分解法，考察職業(yè)流動對我國農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升效應(yīng)、性別差異及其異質(zhì)性，厘清其作用機理，以期得到一些普遍性的結(jié)論，為我國城鎮(zhèn)化相關(guān)政策的制定提供依據(jù)。

一、理論分析、變量選擇與數(shù)據(jù)描述

(一)理論分析

作為社會流動性的重要形式，職業(yè)流動及其后果長期以來受到了學(xué)者們的關(guān)注，形成了諸多理論。職業(yè)匹配理論[13]認(rèn)為，隨著工作時間的延長，雇傭雙方的信息不對稱問題得以披露，當(dāng)勞動者發(fā)現(xiàn)外部工資水平高于其現(xiàn)有工資水平時，就會主動尋找工資水平較高的其他就業(yè)機會。因而，職業(yè)流動可以促進(jìn)勞動者收入增長。人力資本理論把人力資本分為通用性人力資本和由在職培訓(xùn)及“干中學(xué)”形成的專用人力資本，認(rèn)為專用人力資本具有不可轉(zhuǎn)移的特點，因而職業(yè)流動會導(dǎo)致專用人力資本積累的喪失，致使勞動者生產(chǎn)率下降，且流動者不能享受到職業(yè)內(nèi)的工資增長和內(nèi)部職位的提升，因而會導(dǎo)致就業(yè)質(zhì)量的下降。與男性相比，女性先天的生理特征以及感性、溫柔的性格特質(zhì)使其在家庭生產(chǎn)中更具優(yōu)勢，尤其是在生養(yǎng)、教育孩子方面，因而其更容易因家庭中斷工作，導(dǎo)致職業(yè)流動過程中其專用性人力資本積累較男性低，因而雇主更喜歡雇傭被認(rèn)為“生產(chǎn)效率更高”的男性，且給男性提供較多的晉升機會。此外，勞動力市場的不完善致使女性等弱勢群體在職業(yè)流動中遭遇額外的制度成本，所以她們只能流動到職業(yè)聲望較低的崗位上，因而其就業(yè)質(zhì)量低于男性。綜上所述，人力資本存量的不同、社會性別分工以及勞動力市場的性別歧視，可能是兩性間收入差距隨職業(yè)流動擴大的重要原因。該結(jié)論構(gòu)成了本研究重要的理論分析基礎(chǔ)。

(二)就業(yè)質(zhì)量的內(nèi)涵與測算

就業(yè)質(zhì)量是勞動者就業(yè)狀況的綜合反映。自1999年國際勞工組織提出體面勞動的概念之后，歐洲基金會提出了“工作和就業(yè)質(zhì)量”指標(biāo)，主要包括工作報酬、職業(yè)和就業(yè)安全、健康和福利、技術(shù)發(fā)展以及工作和非工作生活的和諧，體現(xiàn)了工作穩(wěn)定性、工作場所的尊嚴(yán)及個人發(fā)展。借鑒以往研究成果并結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究從工作報酬和職業(yè)地位、工作條件和社會保障、工作穩(wěn)定性3個維度，構(gòu)建了以月工資收入、職業(yè)聲望、周工作時間、社會保障、現(xiàn)工作的從業(yè)年限等5個方面的8個指標(biāo)，用以反映農(nóng)民工就業(yè)的整體狀況。其中，職業(yè)聲望、月工資收入是就業(yè)質(zhì)量的核心，周工作時間是影響就業(yè)質(zhì)量的逆向指標(biāo)，社會保障提高了農(nóng)民工抵御風(fēng)險的能力，現(xiàn)職業(yè)就業(yè)年限反映了就業(yè)的穩(wěn)定性。

農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的量化是一個多指標(biāo)綜合評價問題，各原始指標(biāo)包含的信息可能有重復(fù)，即各指標(biāo)間可能存在相關(guān)性，因此，本研究采用因子分析法，對復(fù)雜的指標(biāo)體系進(jìn)行降維并提取公因子，然后用方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重，解決了人為賦權(quán)的主觀性。計算過程如下：(1)為了增強可比性，用物價指數(shù)對2013年的月工資收入進(jìn)行了調(diào)整。(2)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化：對于除工作時間外的其他7個正向指標(biāo)，直接對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化；周工作時間采用了1減去標(biāo)準(zhǔn)化后的周工作時間。(3)數(shù)據(jù)的KMO檢驗結(jié)果顯示，職業(yè)聲望、月工資收入、工作穩(wěn)定性、工作時間、社會保障參與情況的KMO值均在0.6～0.8之間，綜合KMO值為0.8086，證明了因子分析的適用性。(4)運用因子分析法對標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)降維，提取公因子，并計算各因子得分。(5)以旋轉(zhuǎn)后各公因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重，計算就業(yè)質(zhì)量的綜合得分。

(三)自變量的選擇

職業(yè)流動。作為本研究的核心變量，職業(yè)流動的內(nèi)涵及其測度尚未達(dá)成一致。大多學(xué)者用是否轉(zhuǎn)換工作、轉(zhuǎn)換工作次數(shù)、流動比率或某一類流動等指標(biāo)來探討農(nóng)民工的職業(yè)流動。然而，是否轉(zhuǎn)換工作、轉(zhuǎn)換工作次數(shù)均與外出務(wù)工年限有較強的關(guān)系，一般來講，外出年限較長者，轉(zhuǎn)換工作的可能性越大，轉(zhuǎn)換工作的次數(shù)也可能較多。為增強可比性，本研究引入了職業(yè)流動周期的概念，該指標(biāo)為工作年限與換工作次數(shù)的比值，指一定時間內(nèi)勞動力在同一個單位連續(xù)工作的平均時間[14]，該指標(biāo)值越大，說明農(nóng)民工的工作穩(wěn)定性越高。同時，與行業(yè)間流動相比，行業(yè)內(nèi)流動有利于農(nóng)民工社會資本、專用人力資本的積累，因而該類流動容易引致就業(yè)質(zhì)量的向上流動，因而本研究引入了是否行業(yè)內(nèi)流動；此外，國有企業(yè)、政府事業(yè)單位及外資企業(yè)具有更好的薪酬、職業(yè)培訓(xùn)和社保體系，因而流入這類所有制性質(zhì)的農(nóng)民工，其就業(yè)質(zhì)量相對較高，為此本研究引入了個體私營企業(yè)流向非私營企業(yè)。

家庭負(fù)擔(dān)?！澳兄魍?、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別觀念，以及家庭生產(chǎn)的比較優(yōu)勢，使女性承擔(dān)了更多的家庭責(zé)任，為了便于照料家庭，女性往往會階段性地退出勞動力市場，另一方面也致使其以工作經(jīng)驗和由培訓(xùn)形成的專用人力資本較男性少，加速了通用人力資本的折舊，這必然造成就業(yè)質(zhì)量的性別差異。鑒于母親對子女健康成長的不可替代性，本研究以“家中是否有6歲以下兒童”作為家庭負(fù)擔(dān)的測度指標(biāo)。

人力資本。人力資本存量較高者生產(chǎn)效率更高，且其把握市場機會的能力更強，因而具有較高的就業(yè)質(zhì)量。與男性相比，女性的人力資本水平往往較低。一方面，由于子女效用的不同，父母往往將有限的經(jīng)濟(jì)資源投資于男孩，造成農(nóng)村女性受教育程度偏低。另一方面，流動女性以工作經(jīng)驗和由培訓(xùn)形成的專用人力資本較男性少。本研究把人力資本界定為以受教育年限為代表的通用人力資本、以務(wù)工年限為代表的專用人力資本、以身體健康為代表的健康人力資本。

其他變量。引入職業(yè)流動渠道、地區(qū)等控制變量。職業(yè)流動渠道用親友渠道就業(yè)來衡量，通過該渠道找到當(dāng)前工作=1，其他=0；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場化程度不同的地區(qū)，職業(yè)流動對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量性別差異的影響可能存在差異，因而本研究引入了地區(qū)變量。此外，為了解決就業(yè)質(zhì)量與職業(yè)流動間的內(nèi)生性問題，本研究引入初始工作質(zhì)量。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究僅以職業(yè)聲望、月工資收入、工作穩(wěn)定性3個指標(biāo)，先對其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化(周工作時間的標(biāo)準(zhǔn)化為1-標(biāo)準(zhǔn)化后的周工作時間)，然后采用平均加權(quán)法計算初始工作質(zhì)量的綜合得分。

(四)數(shù)據(jù)描述

本研究將農(nóng)民工界定為在城鎮(zhèn)居住6個月以上的農(nóng)村戶籍人員，研究范圍限定在年齡為16～65歲、在業(yè)的、曾有職業(yè)流動行為的農(nóng)民工，刪除缺失值和異常值后，獲得可用樣本4231個，其中男性2700個,女性1531個。

表1 農(nóng)民工人力資本、社會資本、職業(yè)流動的性別差異

農(nóng)民工的職業(yè)流動行為存在明顯的性別差異。從流動次數(shù)來看，自外出務(wù)工經(jīng)商以來，女性農(nóng)民工平均流動1.91次，為男性農(nóng)民工的72.9%，但由于務(wù)工年限不同，流動次數(shù)不具有可比性，為此本研究引入了職業(yè)流動周期。現(xiàn)有數(shù)據(jù)表明，男性農(nóng)民工換工作的時間間隔為6.43年，比女性農(nóng)民工長2個月，說明男性農(nóng)民工的穩(wěn)定性稍高于女性。從職業(yè)流動的方向來看，由個體、私營企業(yè)流入國企、政府部門、事業(yè)單位、外資企業(yè)等非私營單位的女性占5.2%，僅為男性的66%；從行業(yè)流向來看，女性在行業(yè)內(nèi)流動的比例為35.8%，高出男性0.4個百分點。女性農(nóng)民工的平均人力資本水平低于男性。其中，以受教育水平為代表的通用人力資本為男性的95.2%，而以務(wù)工經(jīng)商年限為代表的專用人力資本僅為男性的85%，這與女性更容易因家庭原因離開勞動力市場，她們積累的以工作經(jīng)驗和由培訓(xùn)形成的專用人力資本較男性少有關(guān)。由于性別間年齡的差異不大，女性身體健康狀況略低于男性，且其依靠親友渠道獲取工作的比例略高，而家庭特征、地區(qū)變量的性別差異不明顯。

表2 農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的變化及其性別差異情況

注：初始就業(yè)質(zhì)量為因子分析法計算的綜合得分，負(fù)值代表低于平均水平

就業(yè)質(zhì)量提升的性別差異較為明顯。其中，女性農(nóng)民工初職的職業(yè)聲望、月工資收入及工作穩(wěn)定性分別為男性的97.5%、86%和95.2%，女性就業(yè)質(zhì)量的綜合得分為-0.054，明顯低于男性(0.030)。經(jīng)過勞動力市場的再次職業(yè)流動，農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量有所提高。其中，職業(yè)聲望、月工資收入和工作穩(wěn)定性分別為初職的1.08倍、2.36倍和1.63倍。從性別角度來看，男性農(nóng)民工的職業(yè)聲望、月工資收入、工作穩(wěn)定性提升了7%、144%、72%，女性農(nóng)民工分別為 11%、121%和46%，男性農(nóng)民工現(xiàn)職就業(yè)質(zhì)量明顯高于女性。從具體指標(biāo)來看，女性現(xiàn)職的職業(yè)聲望與男性基本持平，但其月工資收入、工作穩(wěn)定性分別為男性的78%和81%，明顯低于初職的同類指標(biāo)，說明在城鎮(zhèn)勞動力市場的職業(yè)流動擴大了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異。而女性農(nóng)民工享有的養(yǎng)老保險、工傷保險、公積金等社會保障和福利分別為男性的98.68%、83.64%和99.55%。

二、實證檢驗與分析

本研究采用基于無條件分位數(shù)回歸的FFL分解法，首先考察了職業(yè)流動對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，檢驗了職業(yè)流動對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量性別差異的影響。

(一)模型選擇

本研究采用無條件分位數(shù)回歸的分解法，即FFL分解法。該方法主要分為兩個步驟：首先利用重置權(quán)重函數(shù)，使自變量在男性農(nóng)民工與女性農(nóng)民工中服從同分布，以此為基礎(chǔ)進(jìn)行RIF回歸。Qτ分位數(shù)的RIF方程可以用公式表示為：

其中，Qτ為 F(Y)分布的分位數(shù)函數(shù)，fY(·)為Y的邊際密度函數(shù)。

其中，[Qτ(Yu)-Qτ(Yc)]表示為城鎮(zhèn)職工與農(nóng)民工特征變量不同而帶來的差異，可表述為特征效應(yīng)，屬于可以被個人特征差異解釋的“合理部分”；[Qτ(Yc)-Qt(Yγ)]為收益率不同帶來的差異，即系數(shù)效應(yīng)，屬于不可解釋部分，也被稱為“歧視”部分。與其他分位數(shù)分解法相比，F(xiàn)FL分解法可以將就業(yè)質(zhì)量分布的變動表示為以自變量為基礎(chǔ)的特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)，計算出各自變量對總差距的影響大小。

(二)職業(yè)流動是否提高了農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量？

回歸結(jié)果顯示，在各分位數(shù)上，職業(yè)流動周期、個體私營到非私營、行業(yè)內(nèi)流動三個變量的回歸系數(shù)均為正值，且大多通過了顯著性檢驗，說明職業(yè)流動促進(jìn)了我國農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升，進(jìn)一步驗證了前面的結(jié)論。無論男性還是女性農(nóng)民工，隨著分位數(shù)水平的提高，職業(yè)流動周期、個體私營到非私營、行業(yè)內(nèi)流動的回歸系數(shù)依次增加，說明職業(yè)流動的回報率隨就業(yè)質(zhì)量的提升而增加。其中，在90分位數(shù)上，男性農(nóng)民工職業(yè)流動周期的回歸系數(shù)為0.0116，在5%的水平上通過了顯著性檢驗，分別為10分位數(shù)、50分位數(shù)的10.54倍和4.3倍；女性農(nóng)民工職業(yè)流動周期的回歸系數(shù)0.0235，在5%的水平上通過了顯著性檢驗，分別為10分位數(shù)、50分位數(shù)的78.33倍和12.37倍；說明職業(yè)流動周期越長，越有利于就業(yè)質(zhì)量的提升，而頻繁的工作轉(zhuǎn)換容易導(dǎo)致就業(yè)質(zhì)量的下降，尤其是對較高就業(yè)質(zhì)量的農(nóng)民工來講，其頻繁轉(zhuǎn)換工作的機會成本較高。一般來講，較長的職業(yè)流動周期，可以實現(xiàn)工作年限向工作經(jīng)驗累積效應(yīng)的轉(zhuǎn)化，且有利于提高雇主對農(nóng)民工進(jìn)行在職培訓(xùn)等人力資本投資的積極性，農(nóng)民工的人力資本和技能水平因此獲得較大提高，終將促進(jìn)其就業(yè)質(zhì)量的提升。同時，由個體私營到非私營的所有制間的流動，其回歸系數(shù)為正值且同樣呈現(xiàn)隨分位數(shù)水平提高而增加的趨勢，說明農(nóng)民工由個體、私營企業(yè)向國有、外資企業(yè)的流動可以促進(jìn)其就業(yè)質(zhì)量的提升，尤其是對于較高就業(yè)質(zhì)量的農(nóng)民工而言，這與國有、外資等非私營企業(yè)擁有較為完善的薪酬、培訓(xùn)和社會保障體系有關(guān)。此外，與行業(yè)間流動相比，行業(yè)內(nèi)流動更能促進(jìn)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升，表現(xiàn)為行業(yè)內(nèi)流動的回歸系數(shù)為正值，且在中高分位數(shù)上通過了顯著性檢驗，說明在較低層次的勞動力市場上，行業(yè)內(nèi)流動大多是水平流動，尚不能促進(jìn)就業(yè)質(zhì)量的提升；而在中高端的勞動力市場中，行業(yè)內(nèi)流動更有利于農(nóng)民工工作經(jīng)驗和在職培訓(xùn)等人力資本和社會資本的累積疊加，進(jìn)而實現(xiàn)就業(yè)質(zhì)量的提升。

職業(yè)流動對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響存在較大的性別差異。由表3可知，在10分位數(shù)上的女性農(nóng)民工樣本中，職業(yè)流動周期、個體私營企業(yè)到非私營企業(yè)、行業(yè)內(nèi)流動的回歸系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，說明職業(yè)流動對低層次勞動力市場中女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的促進(jìn)作用不明顯；但其可以顯著促進(jìn)同分位數(shù)上男性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升。在50分位數(shù)上，男性農(nóng)民工職業(yè)流動的回報率高于女性，其中職業(yè)流動周期、是否行業(yè)內(nèi)流動的回歸系數(shù)分別為同分位數(shù)上女性農(nóng)民工的1.42倍和4.8倍，而個體私營到非私營的流動對50分位數(shù)上女性農(nóng)民工的回報率較高。但在90分位數(shù)上，女性農(nóng)民工職業(yè)流動的回報率高于同分位數(shù)上的男性，其中職業(yè)流動周期、個體私營到非私營、行業(yè)內(nèi)流動的回報率分別為男性農(nóng)民工的2.02倍、1.63倍和1.03倍。說明不同類型的職業(yè)流動對不同層次勞動力市場中農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升作用不同，且存在較大的性別差異。

表3 不同分位數(shù)條件下男性和女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的RIF回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上通過了顯著性檢驗，()內(nèi)為誤差項。

人力資本對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量具有重要的促進(jìn)作用。其中，受教育程度、外出年限、健康狀況的回歸系數(shù)均為正值，說明人力資本較高者容易獲得較高質(zhì)量的非農(nóng)就業(yè)；且隨著分位數(shù)水平的提高，受教育程度、外出年限、健康狀況的回歸系數(shù)越大，說明人力資本回報率隨就業(yè)質(zhì)量的提高而增加。兩個群體中受教育水平的回歸系數(shù)均為正值，在1%的水平上通過了顯著性檢驗，且回歸系數(shù)隨分位數(shù)水平的提高而增加，表明高層次勞動力中有較高的教育回報率。其中，女性農(nóng)民工在10和90分位數(shù)上的教育回報率分別為男性的2.5倍和1.1倍，50分位數(shù)上兩者基本相當(dāng)，表明人力資本對女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量提升的作用更大，驗證了提高女性尤其是低收入女性教育投資對縮小性別差異的重要性。在各分位數(shù)上，務(wù)工年限及其平方的回歸系數(shù)分別為正值和負(fù)值，說明務(wù)工年限與就業(yè)質(zhì)量呈先升后降的“倒U型”。原因在于：農(nóng)民工進(jìn)入城鎮(zhèn)勞動力市場的初期，勞動熟練程度和技能的提高促進(jìn)了其勞動生產(chǎn)率的提升，工作質(zhì)量隨之提高；但由于人力資本再投資不足，一旦其掌握了基本的工作技能，勞動生產(chǎn)率隨工作經(jīng)驗增加緩慢或不再增加。就其分布來看，外出務(wù)工年限及其平方的回歸系數(shù)隨著分位數(shù)的提高而增加，但其對90分位數(shù)女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響未通過顯著性檢驗，且女性農(nóng)民工的回報率略低于男性。健康狀況對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升作用不明顯，除90分位數(shù)上的男性農(nóng)民工外，其他均為通過顯著性檢驗。

從其他變量來看，6歲以下孩子數(shù)對10分位數(shù)上女性農(nóng)民工的回歸系數(shù)為-0.0144，說明6歲以下孩子數(shù)每增加1個，就業(yè)質(zhì)量分布底端的女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量將下降0.0144，但其對各分位數(shù)上男性農(nóng)民工的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗，說明家庭負(fù)擔(dān)不會影響男性農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量，這是“男主外、女主內(nèi)”的家庭性別分工的結(jié)果。以親友為主的職業(yè)流動渠道，對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升效應(yīng)不明顯，這與老鄉(xiāng)和親友社會網(wǎng)絡(luò)的同質(zhì)性較強有關(guān)。地區(qū)變量對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量具有顯著的正向影響，說明就業(yè)于東部地區(qū)的農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量高于中西部地區(qū)；除90分位數(shù)外，年份虛擬變量對男性、女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的回歸系數(shù)均為正值，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，說明2013年中低分位數(shù)上的農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量較2008年有所提高，但高分位數(shù)上就業(yè)質(zhì)量的變化不明顯。

(三)職業(yè)流動是否擴大了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異？

FFL分解結(jié)果顯示(表4和圖1)，隨著分位數(shù)水平的提高，農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異呈現(xiàn)先增后降的“倒U型”，在75分位數(shù)上達(dá)到峰值，說明中高層次勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量的性別差異較大。從造成性別差異的因素來看，在10和25分位數(shù)上，特征效應(yīng)的貢獻(xiàn)率分別為56.69%和54.17%，說明在中低分位數(shù)上，特征效應(yīng)(可解釋部分)是造成農(nóng)民工和城鎮(zhèn)職工就業(yè)質(zhì)量差異的主因，但其貢獻(xiàn)率隨分位數(shù)的提高而下降；而在50～90分位數(shù)上，系數(shù)效應(yīng)的貢獻(xiàn)率均在50%以上，說明在中高分位數(shù)上，系數(shù)效應(yīng)是造成就業(yè)質(zhì)量性別差異的主要原因，且其貢獻(xiàn)率隨分位數(shù)的提高而增加。說明隨著就業(yè)質(zhì)量的提高，女性農(nóng)民工所遭受的性別歧視程度增強，高端勞動力市場對女性農(nóng)民工的歧視最大(見圖2)。

從分解結(jié)果來看，在各分位數(shù)上(75分位數(shù)除外)，職業(yè)流動對就業(yè)質(zhì)量性別差異的貢獻(xiàn)率(特征效應(yīng)+系數(shù)效應(yīng)/總差異)均為正值，說明職業(yè)流動擴大了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異，其中90分位數(shù)上職業(yè)流動的貢獻(xiàn)率最高，表明職業(yè)流動對高層次勞動力市場中農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量性別差異的擴大效應(yīng)最為明顯。從各自變量來看，在10和25分位數(shù)上，職業(yè)流動周期對總差異的貢獻(xiàn)率分別為28.77%和51.42%，高于個體私營企業(yè)到非私營企業(yè)、行業(yè)內(nèi)流動的貢獻(xiàn)率；而在50和75分位數(shù)上，行業(yè)內(nèi)流動的貢獻(xiàn)率分別為18.87%和58.73%，高于其他兩個變量；而在90分位數(shù)上，變換工作頻率的貢獻(xiàn)率最高，行業(yè)內(nèi)流動的貢獻(xiàn)率為負(fù)值，說明其縮小了該分位數(shù)上男性與女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的差距。以上表明，不同類型的職業(yè)流動對不同分位數(shù)上農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量性別差異的影響存在差異。

工作經(jīng)驗是特征效應(yīng)的重要構(gòu)成，尤其是在50及以下的分位數(shù)上，其在10、25和50分位數(shù)的特征效應(yīng)中所占比例分別為89.33%、82.77%和85.12%，表明中低層次勞動力市場上女性工作經(jīng)驗顯著低于男性農(nóng)民工，這可能與該層次勞動力市場中的女性農(nóng)民工，其撫育孩子和照料老人的機會成本較低，更容易因家庭生產(chǎn)而離開勞動力市場有關(guān)。加之特征效應(yīng)是中低分位數(shù)上性別差異的重要構(gòu)成，因而可以說，女性農(nóng)民工相對較少的工作經(jīng)驗是造成中低分位數(shù)上農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量性別差異擴大的重要原因。健康狀況是農(nóng)民工系數(shù)效應(yīng)的重要構(gòu)成，尤其是在75分位數(shù)上，其在系數(shù)效應(yīng)中占比248.9%，說明中高層次的勞動力市場中，由于女性農(nóng)民工健康狀況及其回報率均低于男性，擴大了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異。因此，在中高層次的勞動力市場中，以健康為主要構(gòu)成的系數(shù)效應(yīng)(性別歧視)擴大了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異。

表4 農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量性別差異的RIF分解結(jié)果

圖1 就業(yè)質(zhì)量性別差異變動趨勢

圖2 特征效應(yīng)與系數(shù)效應(yīng)的變動趁勢

從其他變量看，以6歲以下孩子數(shù)為代表的家庭照料負(fù)擔(dān)也是擴大農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異的重要原因，尤其是對于中低勞動力市場中的女性農(nóng)民工而言，在10分位數(shù)和25分位數(shù)上，其對就業(yè)質(zhì)量性別差異的貢獻(xiàn)率分別為7.53%和23.58%，這與該群體家庭生產(chǎn)的機會成本較低有關(guān)。此外，年份虛擬變量在25和50分位數(shù)上的貢獻(xiàn)率為正值，說明與2008年相比，2013年中低分位數(shù)上的農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異有所擴大，而在其他分位數(shù)上的貢獻(xiàn)率為負(fù)值，說明2013年中高層次勞動力市場中就業(yè)質(zhì)量的性別差異有所縮小。

三、結(jié)論

以上研究表明，對于發(fā)生過職業(yè)流動的農(nóng)民工樣本，職業(yè)流動促進(jìn)了其就業(yè)質(zhì)量的提高；但職業(yè)流動對男性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的提升效應(yīng)更大，因而導(dǎo)致就業(yè)質(zhì)量的性別差異隨職業(yè)流動而擴大；同時，職業(yè)流動對就業(yè)質(zhì)量的提升作用及其對性別差異的擴大效應(yīng)在高層次勞動力市場中更為明顯。從其作用機理來看，在50以下的分位數(shù)水平上，以工作經(jīng)驗為主要構(gòu)成的特征效應(yīng)是造成性別收入差距隨職業(yè)流動擴大的主要因素，而在75和90分位數(shù)上，系數(shù)效應(yīng)(性別歧視)造成了就業(yè)質(zhì)量性別差異的不斷擴大。

某種程度上講，農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異是職業(yè)流動、以工作經(jīng)驗為代表的人力資本和性別歧視共同作用的結(jié)果。其中，職業(yè)流動起到了媒介作用，更重要的原因在于，“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別分工，以及女性在家庭生產(chǎn)方面的比較優(yōu)勢，使其承擔(dān)了較多的家庭責(zé)任，她們傾向于將更多精力投入到幼兒撫養(yǎng)、子女教育、老人照料等家務(wù)活動中，因而女性更容易因家庭生產(chǎn)而中斷工作，這一方面導(dǎo)致職業(yè)流動過程中其累積的工作經(jīng)驗較男性少，另一方面也降低了家庭和雇主對其進(jìn)行教育、在職培訓(xùn)等人力資本投資的積極性，最終使女性農(nóng)民工陷入職業(yè)流動過程中的“人力資本存量少——就業(yè)質(zhì)量低——家務(wù)負(fù)擔(dān)多——人力資本投資少”的惡性循環(huán)。此外，傳統(tǒng)性別觀念賦予男性“以事業(yè)為重”、女性“以家庭為重”的社會角色，加上勞動力市場中廣泛存在的性別歧視以及對女性職業(yè)發(fā)展社會支持的缺乏，弱化了女性對職業(yè)發(fā)展的偏好，可能導(dǎo)致其在事業(yè)上更偏好穩(wěn)定等[15]。同時，男性與女性與生俱來的不可觀測異質(zhì)性，如CHIP2008問卷中有關(guān)農(nóng)民工心理特征和心理健康的測度數(shù)據(jù)表明①，從個體的精力集中度到困難處理方式再到幸福感，女性農(nóng)民工的得分均低于男性，基于因子分析法的計算結(jié)果顯示，男性心理素質(zhì)綜合得分為0.029，女性僅為-0.096，這也是導(dǎo)致農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異隨職業(yè)流動擴大的重要原因。

因而，提高女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，促進(jìn)兩性職業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展，以大力推進(jìn)我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程，必須打破女性農(nóng)民工職業(yè)流動過程中“人力資本存量少——就業(yè)質(zhì)量低”間的惡性循環(huán)?；诖?，應(yīng)清除勞動力流動的障礙，消除市場分割，促進(jìn)農(nóng)民工的合理流動。同時，加大對農(nóng)村女性尤其是低收入女性的教育投入，降低其接受教育的私人成本，提高其受教育程度；結(jié)合女性特點，加強農(nóng)村女性農(nóng)民工職業(yè)技能培訓(xùn)；引導(dǎo)女性樹立“自尊、自信、自立、自強”的觀念，倡導(dǎo)兩性平等承擔(dān)社會責(zé)任和家庭責(zé)任，制定關(guān)于促進(jìn)兩性平等就業(yè)的法律法規(guī)，加強對女性農(nóng)民工的保護(hù)，禁止聘用過程的性別歧視，為女性職業(yè)發(fā)展制定更加完善的法律體系。同時，大力發(fā)展保育事業(yè)、養(yǎng)老事業(yè)和家庭服務(wù)事業(yè)，將其納入政府公共服務(wù)范疇，鼓勵實行彈性就業(yè)制度，尤其是對處于孕哺期的女性農(nóng)民工，幫助她們更好地平衡工作與家庭，以促進(jìn)我國“以人為本”城鎮(zhèn)化目標(biāo)的順利實現(xiàn)。

① 由于2013年的調(diào)查問卷中沒有心理健康的測度指標(biāo)，因而本文未引入心理健康狀況。