跨省流動農民工再次擇業影響因素的實證研究

呂靈華，卿樹濤 ，2，張友良

（1.湖南省委黨校 工商管理部，湖南 長沙 410006； 2.西南財經大學 經濟學院，四川 成都 610074）＊

一、引 言

在農民工勞動力市場，一方面由于經濟周期和產業結構的變化，導致供求關系的調整；另一方面，由于人力資本的積累導致勞雇雙方的彼此重新評價，原有的勞動合同可能會廢止，農民工再次擇業已經成為一個常態。再次擇業有利于提高資源配置效率，促進人力資本的積累。

盡管農民工的再次擇業已經成為事實，但相關的研究并不多，前期的研究主要關注的是農民工流通的問題，其中絕大部分集中于宏觀經濟政策環境以及不合理的戶籍制度、農民工非農就業政策以及對收入的影響等領域。韓長賦（2004）、呂靈華（2011）認為地域二元結構和城鄉二元經濟是農民工尋求非農就業和跨省流動的主要原因，但現行的戶籍制度在一定的程度上阻礙了農民工的跨省流動［1，2］；劉建進（1997）、梅建明（2003）、陸文聰等（2011）的實證研究結果顯示，除區域經濟發展水平、資源稟賦和非農收入等因素外，農民工的跨省流動以及非農就業決策還和性別、年齡、個人的人力資本和社會資本等有密切的聯系［3－5］；至于非農就業對農戶農業生產效率以及的影響，馮海發（1988）和韓俊（1988）的研究表明，農民的非農就業有助于土地的流轉，產生規模經濟，增加農民農業生產收入［6］；郭力等（2011）利用中國中部六省的實際調查數據，使用logit模型對中部地區農民工跨省移動意愿進行了實證研究，其研究結論是：婚姻、教育水平、職業技能等是影響農民工跨省流動的主要因素［7］。

上述研究主要關注農村勞動力流動以及擇業問題，很少考察農村居民流動后的非農再次擇業特點。同時，現有的研究主要選擇教育程度、年齡、技能以及家庭土地規模等個人特征向量等作為解釋變量，沒有深入考慮區位因素以及產業結構的變換對農民工擇業行為的影響。此外，現有的研究大都使用的logit模型分析農民工的流動以及擇業行為，眾所周知，logit模型中的被解釋變量屬于二元選擇變量，這雖然能使分析簡化，但也存在明顯的不足，即沒有充分考慮農民工再次擇業。針對現有研究的不足，本文將使用嵌入式logit模型，基于湖南省實際調查的數據，研究農民工在再次擇業的特點。

二、理論框架與模型變量

農民工再次擇業行為是一個非常復雜的經濟現象，它與宏觀經濟運行態勢相關，譬如，當經濟處于蕭條階段時，順經濟周期的產業利潤率降低，可能會減少雇傭工人數量，逆經濟周期的產業有可能會增加雇傭工人數，這必然會引起人們擇業行為的變化。勞動力再次擇業也與家庭背景有關，根據Barnum and Squire（1979）以及Singh（1986）的觀點［8］，農戶是以家庭為單位追求家庭效用最大化，因此，家庭資產總量、其他成員收入狀況和家庭負擔對勞動力的再擇業有明顯的影響：如果家庭其他成員的收入較高，家庭抗風險能力相應較強，勞動力在再擇業的過程中承受的經濟壓力相應下降，勞動力再次擇業的概率有可能會增加；如果家庭負擔較大，勞動力再次擇業的概率就有可能相對下降。

農民工的再次擇業行為還與產業發展前景存在密切的聯系。較高的收入預期是農民工再次擇業的主要驅動力，高附加值的產業會吸引農民工從原有的崗位上轉移，低附加值的產業前景不明朗，企業為降低成本，農民工的收入可能呈絕對或相對下降之勢，為獲得更高的收入，原來在這些行業的農民工再次擇業的可能性增加。

根據上面的理論思考，本文將影響農民工再次擇業行為的主要因素概括為家庭特征變量、個人特征變量以及就業結構變量，解釋變量具體的含義見表1。

表1 主要解釋變量的含義及其測量

二、計量模型的建立

由于農民工再次擇業為非連續的決策，故建立在隨機效應理論基礎上的離散選擇模型（discrete choice model）適合于本研究。就離散選擇模型的被解釋變量而言，通常有兩種形式，一種是0～1選擇，一種是多元選擇，因此，對應的模型也相應的分為兩類：第一類為0～1選擇模型，另一類為多元選擇模型。多元選擇模型通常有兩種形式：多項式logit模型和嵌入式logit模型。二者之間的區別是：如果被解釋變量不滿足獨立性的假設條件，則使用嵌入式logit模型，反之，則使用多項式logit模型。

為反映產業結構的轉換對農民工再次擇業的影響，本文采用的是嵌入式logit模型，其決策的程序為，對于任一的農民工而言，其首先決定是否再次擇業，如果決定不再次擇業，決策過程結束，如果決定再次擇業，接下來決定是否轉換產業，決策過程見圖1。

圖1 二層巢嵌入式logit模型 的架構

在嵌入式logit模型中，相關的概率表達式為：

那么，農民工在再次擇業的過程中，是否轉換產業的概率為式（1）乘以式（2）。

θk和Ik說明了嵌入式logit模型的第一層和第二層之間的相互影響。Um所代表的包容值表示回歸的殘差項之間的相關性，包容值越接近1時方案的相關性越高；當包容值等于1時，嵌入式logit模型與多項式logit模型相同。由此可知多項式logit模型為嵌入式logit模型的一種特例。

在個人首先決定是再次擇業的效用函數中，將特征變量和家庭特征變量引入模型的第一層中；同時，將就業結構變量等被放入模型的第二層中，具體分析結果見表4。

三、基本資料的分析及樣本的描述性統計

調查問卷收集范圍集中在湖南省洞口、隆回、湘潭、長沙以及衡南等四縣，每個縣均發放200份，調查對象為2011年春節回鄉探親的跨省流動農民工，總共收回768份，有效答卷為712份，調查主要內容是2010年和2011年期間跨省流動農民工再擇業的情況。

研究中把自我雇傭者以及建筑零工排除在外，只對未轉換工作的雇傭者以及前后兩種狀態均被雇傭的進行分析，主要理由為：建筑零工，私營業主以及工商個體戶的再擇業行為多受非經濟行為的影響，與產業結構的變動無關，因而不符合本文的前提條件；把非自愿的再擇業行為也排除在外，因為這種情況并不是農民工主體的自愿選擇。

樣本再次擇業情況以及基本資料見表2和表3，從這些調查資料可以對中國大陸這兩年農民工再擇業態勢有一大致的了解：

（1）再次擇業的人數。2010年總共68位農民工進行了再次擇業，其中轉換產業的44人，不轉換產業24人；2011年進行再次擇業的稍有增加，總共72人，其中轉換產業的50人，不轉換產業的22人；2年內進行過兩次再擇業的有24人，其中轉換產業的16人，不轉換產業的8人。

表2 農民工再次擇業情況的調查表 單位：%

（2）再次擇業的產業分布情況。在2010年，有13位農民工從建筑業轉向制造業，有4位從建筑業轉向服務業，4位從制造業轉向服務業，1位從服務業轉向制造業；在2011年，13位農民工從建筑業轉向制造業，6位從建筑業轉向服務業，4位從制造業轉向服務業。這與中國大陸運行的態勢一致：隨著中央政府對房地產行業調控力度的增加以及國際經濟環境的惡化，建筑業的利潤大幅度下降，制造業的利潤水平也呈下降的趨勢，因而部分的農民工從建筑業和制造業轉向服務業就在所難免。

部分變量的描述性統計如表3所示。

表3 模型變量的樣本描述性統計

表4 嵌入式logit模型估計結果①（case＝210）

四、計量結果分析

表4報告了嵌入式logit模型的估計結果。模型的第一層納入了家庭人口數、勞動力人數、家庭人均收入和家庭離中心城鎮距離等家庭特征變量以及婚姻、年齡、教育年限、職業技能等個人特征變量，第二層主要納入就業結構變量，包括擇業前收入水平、工作經驗以及再次擇業的產業上年度增長率等解釋變量；表4顯示，兩個IV值都在0和1之間，表明本研究收集的數據設計適合建立嵌入式logit模型；同時，回歸的對數似然值－84.88，通過了顯著性檢驗，說明回歸參數估計值至少有一項不為0，反映模型是合理的。

在模型的第一層中，大部分參數估計值的符號與預期一致，只是顯著性檢驗結果有所差異，具體而言，在與家庭特征有關的變量中，家庭人口數參數估計值小于0，沒有通過顯著性檢驗，這說明家庭人口數量對農民工是否再次擇業沒有顯著性的影響；家庭人均收入水平的參數估計值顯著大于0，這與前文的理論假說一致；而家庭勞動人數的參數估計值大于0，但沒有通過顯著性檢驗，這表明，農民工家庭勞動力數量的增加并沒有對農民工再擇業行為帶來顯著的影響，其可能的理由是農民工比較自立，不大愿意因自己的再擇業行為影響其他家庭勞動力成員；家庭離中心城鎮的距離的參數估計值小于0，也沒有通過顯著性檢驗，這意味著農民工原居住地區位條件的好壞沒有顯著地影響他們的再擇業行為。

在與農民工的個體特征有關的變量中，年齡、性別、婚姻以及教育年限的參數估計值在10%的水平下通過顯著性檢驗，其中性別項、婚姻項和與教育年限的參數符號是正的，年齡項的參數估計值0，這意味著，年紀大的較年紀小的、女性比男性、已婚者比未婚者、學歷較低者比學歷較高者更傾向于不轉換工作。從經驗上分析，與男性相比，女性較缺乏冒險精神，因而更加重視收入的穩定，所以傾向于不轉換工作，與未婚者相比較，已婚者要兼顧家庭，故重新擇業的概率降低；與高學歷者相比較，低學歷者適應新的工作環境的能力相對較差，而且要求較低，更容易滿足現狀，當然會更加珍惜目前的工作。

在嵌入式模型的第二層中，總共包括三巢，第一巢為y1＝0，表示不重新擇業；第二巢為y1＝1，表示農民工放棄原有的崗位，進行重新擇業但不轉換產業；第三巢為y1＝2，表示農民工重新擇業時且轉換產業。

就擇業前的工資水平而言，擇業前收入水平的回歸參數估計值均通過顯著性檢驗，在第一巢中大于0，在第二巢和第三巢中小于0，這與經驗一致，如果擇業前收入水平較高，重新擇業的機會成本相應的增加，重新擇業的概率當然也會隨之下降；而且其參數估計值的絕對值在其所對應的巢中最大（常數項除外），這表明收入仍是農民工考慮重新擇業與否的重要因素。

就擇業前的工作經驗而言。工作經驗的回歸參數估計值在第一巢和在第二巢均大于0，在第三巢中小于0，但只有在第二巢和第三巢通過顯著性檢驗。這表示工作經驗越多，農民工是否保持原來職位沒有顯著的影響，但如果要重新擇業，也會盡量的避免轉換產業擇業。從理論上分析，工作經驗越豐富，其所積累的人力資本增加，農民工轉換工作的能力相應的增加，故使得重新擇業的概率增加，但是工作經驗屬于特定型的人力資本，如果轉換產業，則因工作經驗積累的人力資本在新的產業將失去部分或全部的價值創造功能，所以不轉換產業的概率下降。

就重新擇業前原產業的增長率而言。原產業增長率的回歸參數估計值在第一巢和第二巢大于0，在第三巢小于0，并且都通過顯著性檢驗，這說明，如果原產業的增長率較高，農民工會或者不重新擇業，但如果要進行重新擇業，也傾向于不換產業。這符合常識，因為原產業上年度增長率較高，在一定的程度上意味著產業前景較好，所以農民工傾向于不換產業；但與此同時，隨著產業前景的看好，廠商數量的增加以及原有規模增加，勞雇雙方都有更寬松的環境對彼此重新評價和配對，進而提高效率，自然導致換工作但不換產業的概率增加。

五、結 論

再次擇業行為不僅是一常態的事實，也是勞動經濟學重點關注的課題之一。雖然該行為會中斷學習的連續性，在一定時間范圍內導致社會資源的閑置，但同時也有利于改善勞雇雙方的契合，進而提高資源配置的效率。目前，由于中國宏觀經濟面臨較大的下行壓力，傳統勞動力密集型產業的發展受到較大沖擊，產業結構調整正處于快速變化期，農民工再次擇業的概率較過去勢必增加。從農民工個體分析，他們不得不在不換工作、換工作但不換產業、換工作且換產業進行多項選擇，由于后兩選擇具有具有某種相似性，所以使用嵌入式logit模型最適合本研究。基于此，本文試圖使用嵌入式logit模型研究產業結構的變化對農民工再次擇業行為的影響，模型估計的分支IV值也表明各選項之間確實存在一定的相關性，同時模型的對數似然值拒絕所有回歸參數值為0的假設，因而模型是合理的。

在嵌入式logit模型中，本研究把個人特征變量和家庭特征變量納入模型的第一層，把就業結構變量納入了模型的第二層。計量分析結果表明，在模型的第一層中，所有解釋變量參數估計值的符號與預期一致，而且大部分變量的回歸系數是顯著的：通常情況下，年齡較大者較年齡較低者、女性較男性、已婚者較未婚者、教育程度低者較教育程度高者不轉換工作，家庭人均收入水平較低者抗風險能力較低，更注重于保持收入的穩定，因而相對于家庭人均收入水平較高者更傾向于不換工作；在模型的第二層中，本研究主要考慮的就業結構變量對轉換產業的影響，模型的估計結果顯示，重新擇業前收入水平較低者傾向于即換工作又換產業，工作經驗較多者傾向于不換工作或者換工作也不換產業，上年度在利潤水平較低行業工作的農民工傾向于轉換產業。

由于目前宏觀經濟運行的態勢處于相對蕭條期，工作崗位調整增加，農民工再次擇業的規模也必然呈擴大的態勢。根據本文的研究結論，其政策建議是很明確的，為了提高農民工再次擇業的能力：首先，提高低收入者家庭收入水平，增加他們的抗風險能力，減少他們在重新擇業過程中的顧慮，這有助于該群體的重新擇業；其次，由于女性、年齡較大者以及教育程度較低者是農民工中的相對弱勢群體，重新擇業的難度較大，因此在政策上應當對這部分群體予以適當的傾斜，增加他們重新就業的概率；再次，加大對農民工職業培訓力度，提高其職業適應能力；最后，培育更多的具有產業前景行業，以吸引更多的農民工進行重新擇業，增加再次擇業機會［9］。

應當指出的是，本文的調查資料集中于湖南省，而且樣本數有限，可能會以偏概全，但相對于全國的總體狀況而言，湖南是勞務輸出的大省，所以仍有一定的代表性。

注釋：

① 本研究所有計量回歸分析結果直接由STATA軟件直接給出。

［1］韓長賦：中國農民工發展趨勢與展望［J］.經濟研究，2006，（12）：4－12.

［2］呂靈華.解決農民工問題需城鄉統籌、標本兼治［J］.湖湘論壇，2011，（6）：78－81.

［3］劉建進：一個農戶勞動力模型及有關農業剩余勞動力的實證研究［J］.中國農村經濟，1997，（6）：8－9.

［4］梅建明：工業化進程中農戶兼業經營問題的實證研究［J］.中國農村經濟，2003，（6）：23－26.

［5］陸文聰、吳連翠：兼業農民的非農就業行為及性別差異［J］.中國農村經濟，2011，（6）：28－31.

［6］馮海發：亦論兼業農戶的歷史命運——與陸一香同志商摧［J］.中國農村經濟，1998，（11）：6－9.

［7］郭力、陳浩、曹亞：產業回流背景下農民工跨省流動意愿的影響因素分析［J］.中國農村經濟，2011，（6）：5－8.

［8］Barnum，H.N.and Squire，L，：An Econometric Application of the Theoryof the Farm Household［J］.Journal of Development Economics，1979，6（1），79－102.

［9］何愛國.鄉鎮企業體制下農民流動的變遷與反思［J］.湖湘論壇，2010，（4）：98－103.