摘要:本文以2013年北京市流动人口监测数据为基础,采用Multinomial Logistic模型实证分析北京市外来农民工的就业身份选择。研究结果表明:男性、已婚、来自中部地区的农民工选择成为雇主和自营劳动者的可能性更大,在本地工作年限长、经验丰富的第一代农民工能更好地适应北京劳动力市场,也更容易成为雇主和自营劳动者;同时,随着受教育年限的增加,农民工成为雇主和自营劳动者的可能性亦相应增加,而在受教育年限达到一定程度之后,农民工将有机会通过正规的受雇实现自身发展。此外,来自家庭的支持对农民工就业身份的选择亦有显著影响。
关键词:农民工,职业层次分化,就业身份,Multinomial Logistic模型
一、问题提出及文献综述
改革开放以来,随着经济社会的高速发展和城镇化的快速推进,流动人口大规模增长,其中绝大部分为乡—城流动人口,即所谓的“农民工”。北京是中国农村劳动力大规模流入的几个地区之一,长期以来吸纳了大量农村剩余劳动力,农民工已经成为北京产业工人的重要组成部分,为社会经济的发展做出了重大贡献。需要注意的是,由于来自全国各地的农民工有着不同个人禀赋和家庭背景,亦有着不同的流动经历,这使得北京市的农民工群体出现职业层次分化,而不同职业层次的农民工在经济收入、社会资本和发展前景等方面存在较大差异。有研究指出,不同职业层次的劳动者收入存在明显差异,雇主、自营劳动者、管理者的收入都显著高于务工者(李中建,2013)。而且自雇者在社会资本和社会网络方面也优于受雇者,相对于受雇者,自雇者更主动地投资并拥有更多的“拜年网”社会资本和“饭局网”社会资本(邹宇春,2011)。总的来说,自雇经营的就业效果已经超过了在正规部门中的受雇就业(万向东,2008;李培林等,2007)。
有研究指出,进城农民首先选择易于进入但条件较差的受雇就业,但基本趋势是由受雇就业逐渐走向自雇就业(万向东,2008)。农民工就业意愿越来越倾向于通过自雇经营获得职业阶层提升,对于注重追求个人发展的新生代农民工更是如此(许传新,2010)。
现有研究主要集中于不同身份农民工的社会分层和经济地位差异,而就业身份的选择是社会分层和经济地位获得的一种途径和表现,关于就业身份选择研究的文献并不多。已有文献形成的基本共识是,人力资本对农民工经济地位的获得和就业身份的改善有显著的正面影响(朱农,2005;姚先国等,2006;郭琳等,2011);农民工的工作年限以及社会支持和网络关系也对农民工的城市就业有显著的正面影响(万向东,2008)。可见,已有研究主要关注农民工的人力资本积累对其就业身份的影响,而其他方面的特征较少涉及,但农民工其他方面的特征对其就业亦有着不可忽视的影响。鉴于此,本文基于调查数据,从农民工的个人特征、流动特征和家庭特征三个方面实证分析影响农民工就业身份选择的具体因素,以期对北京市相关政策的制定和合理引导农民工的就业分流提供参考。
二、数据与方法
(一)数据来源
本文数据来源于国家人口计生委2013年的流动人口动态监测调查,调查对象为在本地居住1个月及以上、年龄15~59周岁、非本区(县、市)户口的流动人口,调查采用分层多阶段抽样方式进行抽样,采用“与流入人口规模成正比”的抽样方法,即一个城市内流入人口越多的乡镇街道,其被抽选中的可能性越大。该调查数据权威性强、样本量大、代表性好,可以比较科学全面地反映北京市外来农民工的整体情况。本次调查共收集北京市流动人口样本数据8000个,由于本文的研究对象是在业农民工,所以删除城—城流动人口以及就业状态为失业、无业、操持家务和退休的样本,最终共得到外来农民工样本数据5373个,其中雇员3260人,雇主473人,自营劳动者1441人,家庭帮工199人,分别占比60.7%、8.8%、26.8%和3.7%。
(二)研究方法
1.变量设置。
因变量为农民工的就业身份,本文将农民工就业身份分为受雇者、自营劳动者和雇主三类。大量研究表明,农民工的就业行为受到从其个体到家庭乃至外部环境等多方面因素制约,故本文选取的自变量主要涉及个人特征、流动特征和家庭特征三个方面,具体见表1。根据农民工的出生年,将1980年及以后出生的农民工划分为“新生代农民工”,而1980年以前出生的农民工划分为“第一代农民工”。
表1 变量的定义及基本描述统计
变量 | 赋值 | 均值 | 标准差 |
个人特征 | |||
性别 | 1=男性,0=女性 | 0.52 | 0.50 |
年龄 | 1=新生代农民工,0=第一代农民工 | 0.55 | 0.50 |
教育程度 | 被访者实际受教育年限 | 9.81 | 2.46 |
教育程度 | 101.62 | 49.46 | |
平方项 | |||
婚姻状况 | 1=初婚或再婚,0=其他 | 0.74 | 0.44 |
健康状况 | 1=健康,0=一般 | 0.92 | 0.28 |
流动特征 | |||
户籍地 | 2=西部,1=中部,0=东部 | 0.69 | 0.69 |
工作经验 | 本地连续工作时间(年) | 5.31 | 4.82 |
家庭特征 | |||
家庭规模 | 本地同住亲友数量 | 1.71 | 1.19 |
家庭收入 | 家庭在本地月总收入(万元) | 0.55 | 0.50 |
样本数 | 5373 |
2.分析策略。
本文将农民工的就业身份视为3种不同就业情形选择的结果,并假设对于每个农民工而言,当前仅存在一种适选就业身份可能,且不存在严格的次序关系。据此,运用多分类逻辑斯蒂回归(Multinomial Logistic Regression)模型,取y=1表示雇主,y=2表示自营劳动者,y=0表示受雇者,设受雇者为参照组。则三类结果的Logistic回归模型可表示为:
式(1)表示雇主与受雇者比的logit,式(2)表示自营劳动者与受雇者相比的logit,分别用β1i、β2i表示各解释变量的系数。因为结果为三类,且只有三类,故有P[y=0|x]+P[y=1|x]+P[y=2|x]=1,可得三类结果的条件概率分别为:
三、计量结果及分析
(一)农民工的就业身份有显著的性别差异
与女性相比,男性农民工更容易成为雇主和自营劳动者。回归结果显示,男性农民工成为雇主的可能性是女性农民工的1.511倍,成为自营劳动者的可能性是女性农民工的1.626倍。一方面,受“男主外女主内”社会文化的影响,男性农民工往往有更大的动力去谋取经济地位的提升;另一方面,由于农民工的就业领域一般对劳动者的体力有一定要求,男性农民工在这方面具有明显的优势,而女性通常会受生育及照顾家庭等因素的影响,往往会倾向于较稳定的工作岗位,这决定其更可能成为受雇者而非自雇者。
(二)农民工的就业身份有显著的地区差异
回归结果显示,来自中部地区的农民工成为雇主和自营劳动者的可能性最高,其成为雇主的可能性是东部地区农民工的1.455倍,成为自营劳动者的可能性是东部地区农民工的1.544倍,其可能的原因是中部地区的农民工所进入的行业使其更容易成为雇主和自营劳动者;而来自西部地区的农民工成为雇主和自营劳动者的可能性最低,其成为雇主和自营劳动者的概率分别为东部地区农民工的48%和52.1%。
(三)工作年限长、经验丰富的第一代农民工有更大的可能性成为雇主和自营劳动者
通过回归模型还可以看出,随着在北京工作年限的增加,农民工成为雇主和自营劳动者的可能性显著增加,这是因为随着农民工在北京工作时间的增加,经验和社会资本的积累使得农民工能更好地适应北京的劳动力市场。而新生代农民工由于在北京劳动力市场就业的时间还比较短,相关经验和社会资本积累不足,所以其成为雇主和自营劳动者的概率都低于第一代农民工。虽然经验不足,但新生代农民工往往有着较高的职业追求,其成为雇主的可能性虽低于第一代农民工,但这种差异并不显著;另一方面,由于自营劳动往往给人“工作累,条件差”的印象,新生代农民工成为自营劳动者的动力不大,故其成为自营劳动者的可能性仅为第一代农民工的81.5%。
表2 就业身份选择的多分类Logistic回归结果
变量 | 雇主 | 自营劳动者 | ||
系数 | 优势比 | 系数 | 优势比 | |
个人特征 | ||||
性别(女性) | 0.413***(0.107) | 1.511 | 0.486***(0.071) | 1.626 |
新生代农民工(第一代农民工) | -0.075(0.122) | 0.928 | -0.205**(0.081) | 0.815 |
受教育程度 | 0.234**(0.110) | 1.264 | 0.068(0.056) | 1.071 |
受教育程度平方 | -0.015***(0.005) | 0.985 | -0.011***(0.003) | 0.989 |
在婚(其他) | 1.002***(0.256) | 2.723 | 0.576***(0.146) | 1.779 |
健康(一般) | 0.165(0.190) | 1.179 | -0.008(0.122) | 0.992 |
流动特征 | ||||
工作经验 | 0.078***(0.010) | 1.081 | 0.045***(0.008) | 1.046 |
户籍地(东部) | ||||
中部 | 0.375***(0.110) | 1.455 | 0.435***(0.073) | 1.544 |
西部 | -0.735***(0.208) | 0.480 | -0.652***(0.127) | 0.521 |
家庭特征 | ||||
同住亲友数 | 0.269***(0.092) | 1.309 | 0.305***(0.048) | 1.357 |
家庭收入 | 1.006***(0.106) | 2.736 | 0.699***(0.098) | 2.012 |
常数项 | -5.599***(0.633) | 0.004 | -2.410*** (0.322) | 0.090 |
样本量 | 5373 | |||
Chi-square | 1140.58 | |||
Log likelihood | -3863.65 |
注:各变量括号内为参照组,系数列()内数值为标准差,***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。
(四)农民工成为雇主和自营劳动者的可能性在受教育年限上均呈现“倒U型”分布
受教育程度高的农民工往往具有较好的学习和接受能力,社会关系处理能力也更为突出,能有助于其成为雇主,实现经济地位的提升。相比之下,受教育年限的增加对农民工成为自营劳动者的概率提升较小,且并不显著。而在受教育年限达到一定程度之后,农民工成为雇主和自营劳动者的可能性均会降低,这可能是因为劳动力市场中存在着市场分割,农民工由于自身素质和户籍制度等因素影响,往往只能进入二类劳动力市场从事以低端技能和简单体力劳动为主的工作,而当受教育年限达到一定值后,可能有机会进入一类劳动力市场中从事更为正规的工作,或者通过职业发展提高社会经济地位,而无需追求成为雇主或自营劳动者,所以雇主和自营劳动者的比例均随着受教育年限的增加而降低。
(五)农民工的就业身份与家庭支持密切相关
一方面,已婚农民工成为雇主或自营劳动者的可能性明显高于未婚农民工,已婚农民工成为雇主的可能性是未婚农民工的2.723倍,其成为自营劳动者的概率是未婚农民工的1.779倍。另一方面,随着本地同住亲友数量以及家庭收入的增加,农民工成为雇主和自营劳动者的可能性均显著增加。在本地同住的亲友越多、家庭收入越高,意味着农民工本人可以从家里获得的支持越多,越可能通过成为雇主和自营劳动者来实现职业的发展。
四、研究结论及政策启示
本文研究表明:男性、已婚、来自中部地区、在本地工作年限越长的农民工成为雇主和自营劳动者的可能性越大;新生代农民工虽有着更高的职业追求,其成为自营劳动者的可能性与第一代农民工差异明显,而由于相关经验和社会资本的积累不足,其成为雇主的可能性略低于第一代农民工。随着受教育年限的增加,农民工成为雇主和自营劳动者的可能性亦相应增加,而在受教育年限达到一定程度之后,农民工可以有机会打破劳动力市场分割,通过正规的受雇实现社会经济地位的提升;此外,来自家庭的支持对农民工成为雇主和自营劳动者亦有正向影响。
农民工通过自雇解决自己的就业问题,同时还为他人提供就业岗位,对缓解社会的就业压力、维持社会的和谐稳定有着重要意义,因此本文提出如下政策建议:第一,各级政府部门应加大对农村教育的政策扶持和财政投入,提升农民工整体素质;第二,加大对农民工特别是新生代农民工的技能培训;第三,强化公益服务与规范市场服务的结合,大力发展适合农民工需要的就业服务。
参考文献:
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作者简介:纪韶,现为首都经济贸易大学劳动经济学院教授、博士生导师;刘德建,现为首都经济贸易大学劳动经济学院硕士研究生。
作者: 纪韶 刘德建 来源: 《调研世界》2015年第11期