□ 楊政怡，殷俊，韋宏耀

一、引言與文獻(xiàn)回顧

2018年中央一號文件決定大力實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，提高農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的題中之義。國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)前我國有近3億農(nóng)民工穿梭在農(nóng)村和城市間就業(yè)(1)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局2019年數(shù)據(jù)。，但是大部分農(nóng)民工無法實現(xiàn)市民化，2018年選擇本地就業(yè)的農(nóng)民工增加103萬，選擇外出務(wù)工的農(nóng)民工減少204萬，我國迎來了農(nóng)民工“返鄉(xiāng)潮”(2)數(shù)據(jù)來源于《2018年全國農(nóng)民工監(jiān)測報告》。。這既是新時期農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的難得機(jī)遇，也必將對農(nóng)村就業(yè)提出新挑戰(zhàn)。提高農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量對于推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、實現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興至關(guān)重要。如何實現(xiàn)農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力從就業(yè)規(guī)模擴(kuò)張到就業(yè)質(zhì)量提升的轉(zhuǎn)變，成為社會和學(xué)術(shù)界的關(guān)注點。

外出務(wù)工經(jīng)歷有助于農(nóng)民工人力資本與社會資本的積累，促進(jìn)農(nóng)民工個人能力的發(fā)展，從而影響其返鄉(xiāng)后的就業(yè)選擇[1] [2]。殷江濱、李郇基于實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工通過外出務(wù)工增加了人力資本的積累，促進(jìn)其回流后的非農(nóng)就業(yè)[3]。謝勇、周潤希通過描述有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村勞動力永久性返鄉(xiāng)后的就業(yè)狀態(tài)，指出農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)出現(xiàn)分化[4]。外出務(wù)工經(jīng)歷作為農(nóng)民工生命歷程中的關(guān)鍵事件，打破了農(nóng)民工的傳統(tǒng)生活和勞作方式，那么它是否會影響其返鄉(xiāng)后的就業(yè)質(zhì)量？既有研究尚未形成一致結(jié)論。

從外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力收入的影響來看，大部分研究認(rèn)為外出務(wù)工經(jīng)歷可以提高農(nóng)民工的收入[5][6][7]。例如，周蕾和李林桐認(rèn)為外出務(wù)工經(jīng)歷通過積累人力資本而提高農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的收入[8]，而毛新雅和魏向東發(fā)現(xiàn)，外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的收入并沒有顯著的提升作用[9]。也有研究發(fā)現(xiàn)，外出務(wù)工時間越長，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力越傾向于從事非農(nóng)就業(yè)，但并沒有分析外出務(wù)工時長對就業(yè)質(zhì)量的影響[10]。另外，外出務(wù)工距離對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響視不同的分類標(biāo)準(zhǔn)而各有差異。李中建和袁璐璐以本縣為劃分標(biāo)準(zhǔn)，指出當(dāng)農(nóng)民工在本縣范圍內(nèi)務(wù)工時，務(wù)工距離的增加會導(dǎo)致農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量下降；而超出本縣范圍，務(wù)工距離的增加會提升其就業(yè)質(zhì)量[11]。劉洪銀認(rèn)為在不同層級城鎮(zhèn)打工對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量有不同影響，在省會及以上城市務(wù)工，收入增加效果較好；而在地市級及以下城市務(wù)工，增收效果較差[12]。秦芳等認(rèn)為省外務(wù)工經(jīng)歷能顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)的可能性[13]。工作轉(zhuǎn)換次數(shù)反映外出務(wù)工的穩(wěn)定性，頻繁的工作轉(zhuǎn)換會顯著降低受雇就業(yè)者的就業(yè)質(zhì)量，降低其收入、養(yǎng)老保險參保率和勞動合同簽訂率[14]。

綜上所述，已有研究大多關(guān)注外出務(wù)工經(jīng)歷中某一個具體維度對農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響；鮮有全方位地探討外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民工特別是農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，另外，已有研究大多采用某一年份的數(shù)據(jù)，無法消除時間變化趨勢帶來的潛在內(nèi)生性影響?；诖?，本文運(yùn)用2015年和2017年“中國家庭金融調(diào)查”數(shù)據(jù)，研究外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，并就外出務(wù)工經(jīng)歷的不同維度(外出務(wù)工時間、地點、工作性質(zhì))對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響及內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行探討。在此基礎(chǔ)上，本文還進(jìn)一步分析外出務(wù)工經(jīng)歷在不同性別、年齡和教育水平群體之間的差異化影響，從而更全面地認(rèn)識外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，以期為提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量提供有益的建議。

二、分析框架與研究假設(shè)

外出務(wù)工是農(nóng)村勞動力積累人力資本和社會資本的重要方式，而人力資本與社會資本的積累會促進(jìn)其就業(yè)質(zhì)量的提升。人力資本投資理論認(rèn)為，人力資本投資是增加個人收入和推動現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的決定性因素[15]，人力資本的異質(zhì)性是導(dǎo)致勞動者收入差距的重要原因之一。作為人力資本投資的一種重要方式，在外出務(wù)工的過程中，遷移勞動力獲得相應(yīng)的知識與技術(shù)[16][17]，提高了勞動生產(chǎn)率和就業(yè)競爭力[18]，返鄉(xiāng)后有更多的工作選擇和更好的就業(yè)機(jī)會，從而提升其就業(yè)質(zhì)量。

同時，外出務(wù)工經(jīng)歷可以促進(jìn)社會資本的累積，拓寬農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的社會網(wǎng)絡(luò)資源，從而推動其就業(yè)質(zhì)量的提升。農(nóng)民工外出務(wù)工打破了建立在“熟人社會”基礎(chǔ)上的封閉社會網(wǎng)絡(luò)，務(wù)工經(jīng)歷則為農(nóng)民工的社會網(wǎng)絡(luò)注入新元素，使其向外蔓延與擴(kuò)展，呈現(xiàn)出開放性[19]。新的社會網(wǎng)絡(luò)通過增加農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)信息量、縮短其搜尋就業(yè)機(jī)會時間[20]，為他們帶來更優(yōu)質(zhì)的工作機(jī)會和更高的收入回報，并提高其就業(yè)質(zhì)量?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1:

假設(shè)1 外出務(wù)工經(jīng)歷有助于人力資本和社會資本的累積，從而對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量有顯著的正向影響。

外出務(wù)工經(jīng)歷是農(nóng)民工生命歷程中的重要事件。生命歷程理論認(rèn)為，“生命事件”是打通個體社會化和社會結(jié)構(gòu)的中介，“生命事件”發(fā)生的時間、空間等都會對人的生命歷程產(chǎn)生重大影響。本文從時間累積、空間變動和性質(zhì)狀態(tài)刻畫外出務(wù)工經(jīng)歷這一“生命事件”，外出務(wù)工時長是外出務(wù)工經(jīng)歷在時間上的累積，外出務(wù)工地點是外出務(wù)工經(jīng)歷在空間上的變動，外出務(wù)工的工作性質(zhì)是外出務(wù)工經(jīng)歷的性質(zhì)狀態(tài)。外出務(wù)工經(jīng)歷的這三個維度都會對農(nóng)民工生命歷程產(chǎn)生重要影響。

首先，外出務(wù)工經(jīng)歷中時間是影響人力資本積累的關(guān)鍵因素，過短的外出務(wù)工時間和頻繁的工作流動不利于人力資本的積累，從而對就業(yè)質(zhì)量的提升作用有限；相對較長時間和穩(wěn)定的務(wù)工經(jīng)歷有利于人力資本的積累，從而提升返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量。其次，外出務(wù)工的空間分布影響農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力社會資本和人力資本的積累。無論外出務(wù)工地點是在省內(nèi)還是省外，相關(guān)信息、技術(shù)和觀念都會通過社會網(wǎng)絡(luò)不斷傳遞，從而推動就業(yè)質(zhì)量的提升。省內(nèi)務(wù)工因地緣優(yōu)勢更容易建立強(qiáng)關(guān)系，而強(qiáng)關(guān)系為農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力找工作提供一定的便利，更有利于其就業(yè)質(zhì)量的提升[21]。最后，外出務(wù)工的工作性質(zhì)影響農(nóng)村勞動力返鄉(xiāng)后的就業(yè)選擇。職業(yè)選擇存在一定的路徑依賴，在外從事穩(wěn)定工作的農(nóng)民工，返鄉(xiāng)后更有可能從事穩(wěn)定工作，就業(yè)質(zhì)量更高；而有臨時工務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民工返鄉(xiāng)后則更有可能從事臨時性工作，工作與收入的不穩(wěn)定會降低其就業(yè)質(zhì)量?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設(shè)2和相應(yīng)推論：

假設(shè)2 外出務(wù)工經(jīng)歷差異對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量的影響不同。

推論2.1 時間差異：外出務(wù)工時間越長，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量越高。

推論2.2 空間差異：相比省外，省內(nèi)務(wù)工經(jīng)歷更能提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量。

推論2.3 性質(zhì)差異：臨時工的務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，而從事穩(wěn)定工作的務(wù)工經(jīng)歷則有助于提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量。

三、數(shù)據(jù)描述與實證策略

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心的“中國家庭金融調(diào)查”(China household finance survey, CHFS)2015和2017年數(shù)據(jù)。2015年第三輪調(diào)查樣本分布在全國29個省(市、區(qū))，363個縣，1439個村(居)委會，有效樣本共37289戶， 133183人；2017年第四輪調(diào)查共采集有效樣本40011余戶，127012人。該數(shù)據(jù)具有較好的全國代表性。本文主要研究農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量問題，選取15至64歲(3)根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計口徑，15歲至64歲為勞動年齡人口，符合國際標(biāo)準(zhǔn)。、以雇員身份獲得工資收入的農(nóng)村居民為研究對象，共獲取有效樣本25393個，其中農(nóng)村留守勞動力19680人，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力5713人，占有效樣本數(shù)的22.5 %。

(二)就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)設(shè)定

本文對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的測度采用客觀指標(biāo)[22][23][24][25][26]，借鑒Leschke and Watt使用的多維就業(yè)質(zhì)量指數(shù)[27]，參考明娟、曾湘泉對就業(yè)質(zhì)量測量維度的選擇[28]，結(jié)合CHFS數(shù)據(jù)的特點，選擇工作收入、工作強(qiáng)度、工作穩(wěn)定性和社會保險四個維度構(gòu)建就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)體系。四個分指標(biāo)分別為：①工作收入，是衡量就業(yè)質(zhì)量最重要的指標(biāo)，用平均每月實際獲得的收入來衡量，包括工資、獎金、現(xiàn)金福利、補(bǔ)貼等；②工作強(qiáng)度，采用月平均工作小時數(shù)來衡量，由平均每月工作天數(shù)與平均每日工作小時數(shù)相乘而得；③工作穩(wěn)定性，用是否簽訂勞動合同來衡量，勞動合同包括無固定期限勞動合同和長期合同；④社會保險，用是否同時參加了養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險來衡量，其主要原因是養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險是社會保險中最主要的兩個險種，與其他社會保險相比，養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的覆蓋面大、惠及面廣、繳費(fèi)率相對較高，更能衡量農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的好壞。

就業(yè)質(zhì)量總指數(shù)的測量。首先對各分項指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，標(biāo)準(zhǔn)化公式為：

(1)

(2)

農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)選取與描述性統(tǒng)計見表1。表1顯示了全樣本、返鄉(xiāng)樣本、本地樣本就業(yè)質(zhì)量各項指標(biāo)的基本情況。全樣本農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量指數(shù)為44.013，農(nóng)民工月平均收入為2594.497元；每月工作220.731小時，平均每周工作55.183小時，遠(yuǎn)高于法定周工作時間40小時；僅有25.3%的農(nóng)民工簽訂了無固定期限或長期勞動合同，59%的農(nóng)民工同時享有養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險。表1還分別報告了農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力和農(nóng)村本地勞動力的就業(yè)質(zhì)量情況，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量顯著高于本地勞動力，具體來看，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的工資收入和工作強(qiáng)度都顯著高于本地勞動力，但農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的工作穩(wěn)定性低于本地勞動力。在社會保險方面，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險參與率略高于本地勞動力，但二者未呈現(xiàn)出顯著差異。表1的結(jié)果初步顯示出外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，由于沒有控制其他因素的影響，需要進(jìn)一步通過計量的方法來驗證外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響。

表1 就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)選取與描述性統(tǒng)計

(三)實證分析模型

本文模型的構(gòu)建分為兩步，第一步，構(gòu)建外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量及分項指標(biāo)的影響模型。由于就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、月工資收入、月工作小時數(shù)均為連續(xù)性定距變量，采用OLS回歸模型：

Qit=α0+α1Experienceit+γm0it+εit

(3)

其中，被解釋變量Qit為農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、工作收入、工作強(qiáng)度；Experienceit為核心解釋變量外出務(wù)工經(jīng)歷。

工作穩(wěn)定性和社會保險為二分定類變量，采用Probit回歸模型：

P(Qit=1|m)=α0+α1Experienceit+γm0it+εit

(4)

其中, 被解釋變量P(Qit=1|m)為農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力簽訂固定或長期勞動合同的概率和享受社會保險的概率；Experienceit為核心解釋變量。

第二步，構(gòu)建外出務(wù)工經(jīng)歷具體指標(biāo)對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響模型。

外出務(wù)工時間對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的回歸模型：

Qit=α0+α1Timeit+γm0it+εit

(5)

外出務(wù)工地點對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的回歸模型：

Qit=α0+α1Proinit+α2Prooutit+γm0it+εit

(6)

外出務(wù)工工作性質(zhì)對返鄉(xiāng)農(nóng)民就業(yè)質(zhì)量影響的回歸模型：

Qit=α0+α1Work1it+α2Work2it+α3Work3it+α4Work4it+γm0it+εit

(7)

式(5)式(6)式(7)中，被解釋變量Qit均為農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)，式(5)中，Timeit是核心解釋變量外出務(wù)工時長；式(6)中，Proinit與Prooutit為核心解釋變量，分別表示省內(nèi)務(wù)工和跨省務(wù)工；式(7)中，Work1it、Work2it、Work3it、Work4it為核心解釋變量，分別表示正式合同工、臨時工、自營或自主創(chuàng)業(yè)、自由職業(yè)；m0it表示其他解釋變量，包括性別(1=男，0=女)、年齡(歲)、受教育年限(年)、婚姻狀況(1=有配偶，0=無配偶)、健康狀況(很不好=1；不太好=2；一般=3；比較好=4；非常好=5)、現(xiàn)職工作年限(年)、現(xiàn)單位性質(zhì)；α0是常數(shù)項，γ為其他解釋變量的系數(shù)，εit表示其他隨機(jī)因素的影響。

(四)描述性統(tǒng)計分析

首先，對外出務(wù)工經(jīng)歷進(jìn)行處理，依據(jù)問卷問題“是否在戶籍所在市以外地方有過半年以上的工作經(jīng)歷？”和“你的戶口類型是？”將回答為“農(nóng)業(yè)戶口且沒有外出工作經(jīng)歷”的界定為農(nóng)村本地勞動力；將回答為“農(nóng)業(yè)戶口、有外出工作經(jīng)歷”、且在調(diào)研之時(2015年或2017年)已返鄉(xiāng)的界定為農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力。根據(jù)這一定義，有20.5%的農(nóng)村勞動力有外出務(wù)工經(jīng)歷。

外出務(wù)工時長是對外出務(wù)工經(jīng)歷時間上的描述，外出工作時間越長，農(nóng)民工積累的工作經(jīng)驗越豐富，對提高其返鄉(xiāng)后的就業(yè)質(zhì)量越有利。本文用農(nóng)民工返鄉(xiāng)年份減去外出務(wù)工年份得到外出務(wù)工時長，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力外出務(wù)工時長平均為5.203年。外出務(wù)工地點是對外出務(wù)工經(jīng)歷空間上的描述，本文用省內(nèi)務(wù)工與跨省務(wù)工來區(qū)分，其中有78.8%農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力有跨省務(wù)工經(jīng)歷，21.2%農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力曾在省內(nèi)務(wù)工(表2)。外出務(wù)工的工作性質(zhì)是反映其外出務(wù)工經(jīng)歷的重要維度，根據(jù)對“回來之前工作性質(zhì)”的回答，將外出務(wù)工的工作性質(zhì)分為正式合同工、臨時工、自營或自主創(chuàng)業(yè)、自由職業(yè)四類。農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力外出務(wù)工的工作性質(zhì)為臨時工的比例最高，為67.85%；其次是正式合同工，占23.99%；自營或自主創(chuàng)業(yè)、自由職業(yè)分別占4.29%和3.87%。為準(zhǔn)確地測量外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，本文將控制農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的個體特征和現(xiàn)有工作特征。其中，個體特征變量包括年齡、性別、受教育年限、健康狀況、婚姻狀況；現(xiàn)有工作特征變量包括現(xiàn)職工作年限和現(xiàn)職工作單位性質(zhì)。所有控制變量的基本描述見表3。

表2 外出務(wù)工經(jīng)歷的描述性統(tǒng)計分析

表3 變量定義與描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析外出務(wù)工經(jīng)歷、外出務(wù)工時間、外出務(wù)工距離、外出務(wù)工的工作性質(zhì)對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響。實證分析內(nèi)容分為兩個部分：其一，分析外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量及四個具體維度的影響；其二，分析外出務(wù)工時長、外出務(wù)工距離和外出務(wù)工的工作性質(zhì)對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響。

(一)外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4包括4個回歸方程，反映了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響。為了獲得穩(wěn)健的實證結(jié)果，我們逐步控制時間固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)，觀察實證結(jié)果是否一致，以判斷實證結(jié)果穩(wěn)健與否。R1僅納入核心解釋變量外出務(wù)工經(jīng)歷，考察外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，R2將其他控制變量納入模型中，R1和R2均未控制固定效應(yīng)的影響。R3和R4控制了時間固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)及它們的交叉項，以避免那些隨時間和省份變化且不可觀察因素的影響。R1顯示，外出務(wù)工經(jīng)歷的估計系數(shù)為正，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著。R3控制時間固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)及它們的交叉項后，外出務(wù)工經(jīng)歷的估計系數(shù)仍然為正，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明回歸結(jié)果非常穩(wěn)健。R2和R4顯示外出務(wù)工經(jīng)歷的估計系數(shù)仍然為正，且在1%的統(tǒng)計水平上高度顯著，進(jìn)一步證實了結(jié)果的穩(wěn)健性，說明外出務(wù)工經(jīng)歷會顯著提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力整體就業(yè)質(zhì)量，假設(shè)1得以證實。

表5包括4個回歸方程，反映了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量分指標(biāo)的影響。R1、R2、R3和R4分別為外出務(wù)工經(jīng)歷對工作收入、工作強(qiáng)度、工作穩(wěn)定性和社會保險的的回歸分析。4個方程均控制了時間固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)及二者的交叉項。R1顯示外出務(wù)工經(jīng)歷顯著提高農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的工作收入，與沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村本地勞動力相比，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力月平均收入高出102.459元。外出務(wù)工經(jīng)歷能夠幫助農(nóng)民工積累人力資本，從而提升返鄉(xiāng)就業(yè)的工資收入，這與周蕾和李林桐的研究結(jié)論一致[8]。

表4 外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的模型估計結(jié)果

表5 外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量分指標(biāo)影響的模型估計結(jié)果

R2顯示外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的工作強(qiáng)度呈顯著正相關(guān)，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力比沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的本地勞動力月工作小時數(shù)更長，工作強(qiáng)度更大。外出務(wù)工經(jīng)歷會改變農(nóng)民工的工作態(tài)度，當(dāng)農(nóng)民工外出投身到競爭更激烈的工作領(lǐng)域中，他們會用更積極的態(tài)度對待工作，主動增加工作時間，以在競爭中取得優(yōu)勢。返鄉(xiāng)后他們這種積極的工作態(tài)度會形成一定的路徑依賴，影響其返鄉(xiāng)后的工作態(tài)度，與沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的留守勞動力形成鮮明對比。

R3顯示外出務(wù)工經(jīng)歷對工作穩(wěn)定性的影響并沒有通過顯著性檢驗，意味著外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力簽訂無固定期限勞動合同或長期勞動合同的影響不顯著。這可以從兩方面解釋：一是農(nóng)民工的家鄉(xiāng)均為小鄉(xiāng)鎮(zhèn)，臨時性和季節(jié)性的工作崗位較多，簽訂無固定期限勞動合同和長期勞動合同的崗位較少；二是農(nóng)民工回到家鄉(xiāng)需要重新搜尋工作崗位，這種工作轉(zhuǎn)換使得農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力需要適應(yīng)新的工作環(huán)境，工作流動性相對較大，與本地勞動力相比，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力簽訂無固定期限合同或長期合同的可能性較小。

R4顯示外出務(wù)工經(jīng)歷顯著提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力社會保險的獲取率，與沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的本地勞動力相比，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險參與率更高。一方面，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民工視野更開闊，對風(fēng)險的認(rèn)識更全面，他們會對在外務(wù)工狀態(tài)和返鄉(xiāng)務(wù)工狀態(tài)進(jìn)行對比，更有可能在返鄉(xiāng)搜尋工作時要求一份可以提供養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的工作；另一方面，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民工積累了一定的人力資本和社會資本，相比沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村本地勞動力，其返鄉(xiāng)后更有可能獲得一份有社會保險的工作。

(二)外出務(wù)工不同維度的影響

為更全面地分析外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，本文將從外出務(wù)工經(jīng)歷的時間累積、空間變化和性質(zhì)狀態(tài)——外出務(wù)工時長、外出務(wù)工地點、外出務(wù)工工作性質(zhì)三個維度分別研究其對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響。

表6 外出務(wù)工時長對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的模型估計結(jié)果

1.外出務(wù)工時長的影響

表6反映了外出務(wù)工時長對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，R1、R2、R3和R4分別報告了未控制任何固定效應(yīng)、控制時間固定效應(yīng)、控制省份固定效應(yīng)和控制時間、省份固定效應(yīng)及二者交叉固定效應(yīng)的結(jié)果(4)回歸方程中對外出務(wù)工時長取對數(shù)，主要有兩個目的：一是減小其方差，縮小殘差的波動范圍；二是直接得出其彈性估計值，有利于對回歸系數(shù)的解讀。。外出務(wù)工時長是對外出務(wù)工經(jīng)歷在時間上的描述，控制其他變量的影響，4個回歸方程中外出務(wù)工時長的估計系數(shù)均為正且顯著，驗證了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量正向影響的穩(wěn)健性，說明外出務(wù)工時長對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量有顯著的正向影響，農(nóng)民工在外務(wù)工時間越長，其返鄉(xiāng)后就業(yè)質(zhì)量越高。伴隨外出務(wù)工時長的增加，農(nóng)民工可以積累更多的工作經(jīng)驗和技能，積累人力資本，擴(kuò)展社會資本，為其返鄉(xiāng)后就業(yè)提供支持，從而提升其返鄉(xiāng)后的就業(yè)質(zhì)量，假設(shè)2.1得以證實。

表7 外出務(wù)工地點對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的模型估計結(jié)果

2.外出務(wù)工地點的影響

表7反映了外出務(wù)工地點對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，即外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響在空間上的變化。本文將外出務(wù)工地點分為省內(nèi)務(wù)工和跨省務(wù)工。R1、R2、R3和R4逐步控制時間固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)及它們的交叉效應(yīng)，省內(nèi)務(wù)工經(jīng)歷在4個方程中的估計系數(shù)均為正且顯著，說明省內(nèi)務(wù)工經(jīng)歷能顯著提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量?？缡?wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響未通過顯著性檢驗，假設(shè)2.2被證實。比較省內(nèi)務(wù)工和跨省務(wù)工估計系數(shù)的絕對值，這發(fā)現(xiàn)省內(nèi)務(wù)工估計系數(shù)的絕對值遠(yuǎn)大于跨省務(wù)工估計系數(shù)的絕對值，說明省內(nèi)務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響遠(yuǎn)大于省外務(wù)工經(jīng)歷。通常情況下，同一個省份內(nèi)部行業(yè)發(fā)展呈趨同狀態(tài)，農(nóng)民工在省內(nèi)就業(yè)的經(jīng)驗更有可能移植到其返鄉(xiāng)后的就業(yè)中。省外務(wù)工經(jīng)歷可以開闊農(nóng)民工視野，積累工作經(jīng)驗，對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量有一定的提升，但由于農(nóng)民工返鄉(xiāng)后的就業(yè)可能與省外務(wù)工有較大差異，對農(nóng)民工本土就業(yè)質(zhì)量提升的作用有限。

表8 外出務(wù)工性質(zhì)對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的模型估計結(jié)果

3.外出務(wù)工工作性質(zhì)的影響

表8反映了外出務(wù)工的工作性質(zhì)對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，本文僅報告對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響顯著的三種工作性質(zhì)：正式合同工、臨時工和自營。不同外出務(wù)工工作性質(zhì)對經(jīng)驗和技能的積累呈現(xiàn)差異，進(jìn)而對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生不同影響。正式合同工和臨時工的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量有顯著影響。正式合同工務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量有顯著的正向影響，與非合同工相比，正式合同工工作更穩(wěn)定，反映了農(nóng)民工外出務(wù)工所在的企業(yè)相對正規(guī)、農(nóng)民工自身的競爭力較強(qiáng)，這種工作經(jīng)驗的積累能夠提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量。臨時工務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量有顯著的負(fù)向影響，較大的工作流動性和較頻繁的工作轉(zhuǎn)換增加成本，不利于技能等人力資本的積累，從而對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量有明顯的抑制作用。自營經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量有顯著的正向影響，農(nóng)民工在自營過程中會積累一定的人脈和經(jīng)濟(jì)資本，呈現(xiàn)出更積極的工作狀態(tài)，提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量。假設(shè)2.3得到證實。

表9 外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的平均處理效應(yīng)

表10 外出務(wù)工經(jīng)歷具體維度對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的平均處理效應(yīng)

(三)穩(wěn)健性檢驗

外出務(wù)工的選擇過程可能存在內(nèi)生性，外出務(wù)工不是隨機(jī)的，而是自選擇的過程。選擇外出務(wù)工的農(nóng)民可能本身就具有某些農(nóng)村本地勞動力不具備的特質(zhì)。為了解決外出務(wù)工選擇的內(nèi)生性，本文采用傾向得分匹配法(PSM)加以處理，以確保結(jié)果的穩(wěn)健性。傾向得分匹配法的基本思想是采用“反事實推斷模型”，將實驗組和控制組進(jìn)行比較，以減少估計偏差。根據(jù)有無外出務(wù)工經(jīng)歷本文將全樣本劃分為實驗組和控制組，同時生成外出務(wù)工經(jīng)歷的虛擬變量并將它作為因變量。令實驗組=1，控制組=0，利用離散回歸模型Probit，得到有外出務(wù)工經(jīng)歷概率的估計值，計算傾向得分。利用就近匹配原則，對實驗組和控制組進(jìn)行匹配，讓兩組樣本的均值無顯著差異，以控制外出務(wù)工經(jīng)歷的內(nèi)生性，并估計實驗組的平均處理效應(yīng)，得出外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的凈影響。表9報告了外出務(wù)工經(jīng)歷對就業(yè)選擇影響的傾向得分匹配估計結(jié)果，結(jié)果顯示，最近鄰匹配法所估計的ATT值為3.68，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷顯著地提升了農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量。

除外出務(wù)工經(jīng)歷外，本文還將使用傾向得分匹配法檢驗出外出務(wù)工時長、外出務(wù)工地點和外出務(wù)工工作性質(zhì)對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響。表10報告了相應(yīng)的結(jié)果。從外出務(wù)工時長上看，外出務(wù)工時長的ATT為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這與前文得出的“外出務(wù)工時間越長，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量也會隨之提高”的結(jié)論基本一致。

從外出務(wù)工地點來看，省內(nèi)務(wù)工經(jīng)歷的ATT為1.218，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，省外務(wù)工經(jīng)歷的ATT為0.973，沒有通過顯著性檢驗，說明省內(nèi)務(wù)工經(jīng)歷能顯著提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量，而省外務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量并無顯著影響，這與前述結(jié)果基本一致。

從外出務(wù)工的工作性質(zhì)上看，正式合同工和自營經(jīng)歷的ATT為正，臨時工的ATT值為負(fù)，且三者都在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明曾經(jīng)是正式工和自營的外出經(jīng)歷能顯著提高其返鄉(xiāng)后的就業(yè)質(zhì)量，而曾經(jīng)是臨時工的外出經(jīng)歷則會顯著降低其返鄉(xiāng)后的就業(yè)質(zhì)量，這與前文所述的結(jié)論一致。

五、外出務(wù)工經(jīng)歷異質(zhì)性分析

外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響的原因是農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力個體的異質(zhì)性在發(fā)揮作用。教育水平、性別、年齡等與農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)狀況密切相關(guān)，外出務(wù)工經(jīng)歷是否會借由這些個體特征因素間接作用于就業(yè)質(zhì)量，仍有待探索。鑒于此，下文將從教育水平、性別、年齡三個維度觀察外出務(wù)工經(jīng)歷在不同群體之間的差異化影響。

表11 受教育年限、性別、年齡對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的異質(zhì)性分析

(一)教育水平

外出務(wù)工經(jīng)歷對不同教育水平的農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響效應(yīng)有差異。本文將教育水平處理為連續(xù)變量，操作化為受教育年限。表11中R1顯示，受教育年限和外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量共同效應(yīng)的估計系數(shù)均為正且高度顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷對于高教育水平農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的人力資本累積效應(yīng)更大，從而更大程度地提高了他們的就業(yè)質(zhì)量。本文的結(jié)論與周廣肅等的研究結(jié)論相左[5]，其研究認(rèn)為外出務(wù)工經(jīng)歷對教育程度較低的農(nóng)村居民的影響更大，而對教育水平較高的農(nóng)村居民影響不顯著。其可能的原因是其研究使用的是2007年中國家庭住戶收入調(diào)查的橫截面數(shù)據(jù)，未控制時間固定效應(yīng)，忽略了那些隨時間變化的不可觀察因素的影響。

(二)性別

性別是影響農(nóng)村勞動力就業(yè)質(zhì)量的重要因素。表11中R2顯示，外出務(wù)工經(jīng)歷與性別的交互項并沒有通過顯著性檢驗，說明外出務(wù)工經(jīng)歷對就業(yè)質(zhì)量的影響在不同性別人群間并無顯著差異。其可能的解釋是隨著女性地位的提高，越來越多的女性作為獨立個體外出務(wù)工，尋求一份適合自己的工作，而不是作為丈夫的從屬外出務(wù)工，以丈夫工作為中心，不就業(yè)或?qū)で笠环菽軌蚣骖櫿樟霞彝サ墓ぷ?。從這一角度來看，女性外出務(wù)工的目標(biāo)與男性的越來越相近。另外，外出務(wù)工經(jīng)歷有助于削弱性別分工的傳統(tǒng)觀念，推動性別平等[29]，因而外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量影響的性別差異日漸式微。

(三)年齡

年齡是農(nóng)村勞動力流動的重要考量，考察外出務(wù)工經(jīng)歷與年齡對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的共同效應(yīng)，結(jié)果如表11中R3所示。外出務(wù)工經(jīng)歷與年齡的交互項并沒有通過顯著性檢驗，表明外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響在不同年齡人群間并無顯著差異。其可能的解釋是不同年齡的勞動者在外出務(wù)工過程中積累人力資本的差異不大，人力資本的積累受其他因素的影響更明顯，因而外出務(wù)工經(jīng)歷并沒有通過年齡這一變量發(fā)揮作用。

六、結(jié)論與啟示

外出務(wù)工經(jīng)歷能幫助農(nóng)民工積累人力資本與社會資本，影響他們返鄉(xiāng)后的就業(yè)選擇。本文運(yùn)用CHFS 2015和2017年數(shù)據(jù)，考察外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響，并分析其在農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力不同教育水平、性別、年齡特征之間的差異化影響。研究發(fā)現(xiàn)，在控制其他影響因素以后，外出務(wù)工經(jīng)歷顯著提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力整體就業(yè)質(zhì)量。

外出務(wù)工經(jīng)歷對就業(yè)質(zhì)量各指標(biāo)的影響體現(xiàn)在外出務(wù)工經(jīng)歷對工作收入、工作強(qiáng)度和社會保險均有顯著的正向影響，具體表現(xiàn)：擁有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的月平均工資比沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民工高出102.459元；外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的工作強(qiáng)度有正向影響，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力每月平均工作小時數(shù)高于本地勞動力；外出務(wù)工經(jīng)歷有助于農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力獲得一份有社會養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險的工作。

本文進(jìn)一步考察外出務(wù)工經(jīng)歷的具體維度，即外出務(wù)工時長、外出務(wù)工地點與外出務(wù)工工作性質(zhì)，實證結(jié)果表明，外出務(wù)工時長對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量有顯著的正向影響，即外出務(wù)工時間越長，農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量越高。省內(nèi)務(wù)工經(jīng)歷顯著提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量，而跨省務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量并無顯著影響。正式合同工的務(wù)工經(jīng)歷顯著提升農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)質(zhì)量，臨時工的務(wù)工經(jīng)歷則不利于農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的提升。

此外，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，外出務(wù)工經(jīng)歷對于教育水平較高的農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的提升有更大的促進(jìn)作用，但是外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力就業(yè)質(zhì)量的影響在不同性別和年齡人群之間并沒有顯著差異。

本文的研究結(jié)論具有以下幾方面的政策啟示。1)推動農(nóng)村勞動力在城鄉(xiāng)間自由流動。各級政府和社會組織應(yīng)積極為農(nóng)村勞動力提供就業(yè)信息與政策扶持，引導(dǎo)農(nóng)村勞動力的流動與回流。農(nóng)村勞動力的外出務(wù)工經(jīng)歷能有效提升其返鄉(xiāng)后的就業(yè)質(zhì)量，鼓勵農(nóng)村勞動力外出務(wù)工對于未來農(nóng)村的發(fā)展具有重要意義。2)引導(dǎo)農(nóng)村勞動力首選省內(nèi)務(wù)工。由于省內(nèi)的產(chǎn)業(yè)趨同性高，省內(nèi)外出務(wù)工經(jīng)歷更有利于農(nóng)村返鄉(xiāng)勞動力將外出務(wù)工積累的經(jīng)驗移植到返鄉(xiāng)后的工作中，實現(xiàn)就業(yè)匹配。3)完善農(nóng)村勞動力用工制度。提高相關(guān)部門與農(nóng)民工勞動合同的簽約率，確保其外出務(wù)工工作的穩(wěn)定性，促進(jìn)其人力資本的積累，從而提升其返鄉(xiāng)后的就業(yè)質(zhì)量。4)提升農(nóng)村勞動力綜合素質(zhì)。大力發(fā)展農(nóng)村教育，通過開展職業(yè)技能培訓(xùn)和成人教育，不斷豐富農(nóng)民工知識體系，提高其自身素養(yǎng)和就業(yè)競爭力。