农民工职业转换与就业质量:影响效应及传导机制_移民欧洲论文

工作转换与受雇农民工就业质量:影响效应及传导机制,本文主要内容关键词为:农民工论文,效应论文,机制论文,质量论文,工作论文,此文献不代表本站观点,内容供学术参考,文章仅供参考阅读下载。

      高质量就业是农民工融入城市、实现市民化的关键,但当前我国农民工就业质量总体上偏低,普遍存在工资水平偏低、劳动时间长及安全条件差、社会保障与职业发展空间不足等诸多问题。如何有效提升农民工就业质量,推进农业转换人口市民化也成为社会关注的热点(韩俊,2013;劳动与社会保障部劳动科学研究所课题组,2013)。

      工作转换提供了一个劳动力资源有效配置的市场机制,甚至成为从业者提升就业质量(职位晋升和工资上涨)最快和最有效的一种方式(Perticara,2004)。而在劳动力市场上,农民工的工作转换频率较高,特别是新生代农民工流动频率整体高于第一代农民工,尤以20~23岁的新生代农民工职业流动最为活跃(王超恩等,2013)。频繁转换工作已经成为农民工劳动力市场的普遍现象和重要特征(白南生等,2008;高颖,2008;黄乾,2010),不仅明显高于城市从业人员,也数倍于发达的市场经济体制国家的劳动者(Knight,2004),而且呈现出“短工化”趋势。2012年清华大学社会学系与工众网联合发布的《农民工“短工化”就业趋势研究报告》显示:66%的农民工更换过工作,25%的人在近7个月内更换了工作,50%的人在近1.8年内更换了工作;农民工平均每份工作的持续时间为2年,两份工作的时间间隔约为半年多,而2004年开始上份工作的农民工,工作平均持续时间大约为4.3年,2008年开始上份工作的农民工,工作只持续了2.2年,缩短了近一半(清华大学社会学系“农民工就业趋势”课题组,2012)。

      农民工为什么要频繁进行工作转换呢?收入问题一般排在第一位,其次是对其所从事工作本身满意与否,第三是对技能和知识增长的追求(田明,2013),而基于工作原因的主动流动(收入太低、工作不稳定、工作条件差、劳动强度大、社会福利差等原因选择主动离开)往往占绝大多数(吕晓兰、姚先国,2013)。但频繁更换工作能否实现农民工就业质量提升?部分研究指出,工作转换有利于农民工提高工资收入(蔡昉等,2005;宋月萍,2007;马瑞等,2012),部分农民工还实现了职业的向上流动(柳延恒,2014;范建刚、李春玲,2015)。不过,也有研究指出,不同于初次非农就业转换(农业向非农就业转换)显著提升工资收入,再次工作变换和职业流动无助于提升工资待遇(严善平,2006;刘士杰,2011),农民工的再次职业流动多为水平变动(李强,1999;清华大学社会学系“农民工就业趋势”课题组,2012)。

      工作转换对农民工就业质量的影响,实证检验尚未取得一致结论,有待进一步拓展:一是主要依赖于追忆数据,研究结果缺乏稳健性,说服力不强;二是调查对象并没有区分受雇就业者和自营就业者,混合回归,可能会导致估计偏误,同时对于劳动力市场结果大多局限于工资的考察,缺乏从就业质量的角度探讨工作转换的影响效应;三是缺乏工作转换影响农民工就业质量传导机制的讨论,有待进一步分析农民工为什么要进行工作转换,工作转换如何对农民工就业质量产生影响。基于此,文章利用RUMIC面板数据,以受雇就业农民工为研究对象,进一步探讨工作转换对农民工就业质量的影响。

      二、文献综述

      工作转换对工资的影响是劳动经济学中一个重要和颇具争议的话题(Davia,2010),大量理论和实证文献集中探讨工作转换与工资变动的关联性(Frederiksen et al.,2015)。

      (一)工作转换影响就业质量的微观机理

      在理论上,“转换者—停留者”模型是最早研究工作转换的模型之一。“转换者—停留者”模型(Mover-Stayer Model)认为,个人内在的不可观测的特征如“发痒”(Itch)或“流浪综合症”(Hobo Syndrome)等决定了一些劳动者(Mover)比另一些劳动者(Stayer)更容易流动,而且高生产率工人会避免离职,低生产率的工人更倾向于经历持续的流动。这种个人特征使得转换者的生产效率明显低于停留者,而转换者的工资挣得也要低于停留者(Blumen et al.,1955)。而人力资本投资理论认为,人力资本投资积累是工资增长的主要推动因素,工作转换会对人力资本积累产生冲击,其主要原因在于专用人力资本投资的可转移性问题。通过在职培训和正式培训,工人通常在雇佣企业积累了专用技能,但工作转换会导致部分专用人力资本无法转移(Becker,1962;Parsons,1972;Hashimoto,1981),工作转换往往会导致转换者专用人力资本投资流失(Smeets,2006),对其工资提升产生负效应。不过,新的工作岗位会产生更多的专用人力资本投资机会,进而实现职业生涯后期工资的快速增长(Mortensen,1988)。工作匹配模型认为,工作转换提供了一个劳动力市场资源有效配置的机制,而工人只有经历一系列的工作匹配、离职和新工作匹配,才能最终从事最大化生产率的工作(Jovanovic,1979)。不过,工作转换对就业质量的影响取决于工作转换前是否具有完全的就业质量信息。这可以分为两个机制:“踏级石机制”(Stepping-Stone),转换者在获得就业机会的同时已经掌握完全的就业质量信息,工作转换可以实现更高质量匹配;“学习与试错机制”(Learning-Model),转换工作时就业者并没有掌握就业质量信息,转换工作后的工作质量往往低于预期,就业者只能通过反复变换工作来调整,最终反而就业质量下降(Pérez & Sanz,2005;Light,2005)。

      以上理论模型从微观层面分析了工作转换与劳动者收入之间的关系,都是建立在统一劳动力市场假设基础上。事实上,劳动力市场是异质的,具有分割的特点(Doeringer & Piore,1971),而非技能或者低技能工人主要被约束在次要劳动力市场上,工资议价能力不高,雇主甚至鼓励就业者流动而不是通过提升工资等方式留住劳动者(Taubman & Wachter,1986)。同时,制度分割的存在使得劳动力市场无法出清,无法实现长期均衡(Kerr,1954),导致低技能工作者往往定期或者周期性在低工作职位之间转换,却没有实现职业提升(Doeringer & Piore,1971),反而因频繁的工作转换腐蚀工资收入(Davia,2010)。

      (二)工作转换影响就业质量的实证进展

      在进入劳动力市场后,年轻人会频繁转换工作,职业生涯早期往往会面临密集的工作转换。这些流动可能带来工资增长(Davia,2010),而关于工作转换与工资增长之间关联的研究,通常利用年轻样本来进行分析(Duernecker,2010),但并没有取得一致结论(Alon & Tienda,2005)。

      对于“转换者—停留者”模型的实证检验,White & Forth(1998)利用来自英国劳动力市场的数据,证实低技能的失业者会有一个较强的趋势,就是在更不稳定或者向下流动职位之间往复循环,Bill(2006)对澳大利亚的研究也进一步指出,高技能职业往往伴随着低的工作转换率。而Alon & Tienda(2005)利用美国全国青年纵向调查数据(National Longitudinal Survey of Youth 1979,NLSY79)分析了工作流动对技能工人和非技能工人工资的影响时也发现,工作转换在Job-Shopping期过后会对非技能女性就业者有一个工资惩罚,同时并没有提升大学教育经历女性的工资增长。因为技能劳动力早期获得好的工作,工作流动带来的收益反而会收窄。

      基于工作搜寻的实证文献显示,工作转换对职业生涯的工资增长有重要贡献(Rogerson et al.,2005)。如Topel & Ward(1992)的研究证实,在美国白人职业生涯的前10年中,由于转换工作带来的工资增长贡献了超过三分之一。Abbott & Beach(1994)使用1986~1987年加拿大劳动力市场参与调查数据(Labour Market Activity Survey),分析了工作变动对女性工资率的影响,结果也发现工作转换会在短期给女性就业者带来大概8~9个百分点的工资增长。Smeets(2006)使用1980~2001年丹麦劳动力市场综合数据(Danish Integrated Database for Labor Market Research,IDA)分析了工作变动与工资动态调整之间的关联,也发现工作转换次数与工资正相关,工作转换实现了更高的就业匹配。Eckstein et al.(2011)利用美国全国青年纵向调查数据(National Longitudinal Survey of Youth 1979,NLSY79)的估计进一步显示,在考虑最低工资约束的情况下,工作流动可以解释40%~50%的工资增长,而Bagger et al.(2014)对丹麦劳动力市场的实证研究更是证实,在职业生涯早期,工作流动可以解释大部分的工资增长,而职业生涯后期大多数工资动态调整也是工作转换推动的。不过,这些研究并没有考虑转换工作前是否获得充分工作质量信息。Gielen(2013)利用1991~2008年英国家庭调查面板数据(British Household Panel Survey,BHPS)探讨了工作转换前是否具有就业质量完全信息对工作转换效应的影响,发现工作转换对工资的影响取决于转换工作前是否具有完全就业质量信息。如果新岗位的工作质量是事前知道的,工作转换将会带来更好的就业匹配,推动工资上涨;如果工作质量是事后通过学习得到的,则工作转换会导致差的就业匹配,反而带来工资损失。在现实中,工作转换行为可能具有两者的混合特征,方差分解显示70%的工作转换中,工作质量是可以事前观测的,而30%是事后学习获取的。

      基于专用人力资本投资的检验证据则显示,工作转换往往会带来工资损失,这与不同工作或者职业之间人力资本的可迁移性有关。如Jacobson et al.(1993)利用美国家庭收入动态调查(Panel Study of Income Dynamics,PSID)数据估计发现,工作经验较长的就业者转换工作将会导致每年25%的收入损失。利用美国家庭收入动态调查数据,Stevens(1997)的估计也发现,在工作转换后6年内甚至更长的时间,转换工作者都会经历大约9%的工资损失。而Munasinghe & Sigman(2004)使用美国全国青年纵向调查数据(National Longitudinal Survey of Youth,NLSY)的研究也显示,对于经验丰富的工人,高的工作流动率反而会带来低工资。同样,Light(2005)利用美国全国青年纵向调查数据(National Longitudinal Survey of Youth 1979,NLSY79)的分析也证实,高流动率工人的积累性工资增长比较低。Pérez & Sanz(2005)利用欧洲社会家庭小组(European Community Household Panel,ECHP)1994~2001年间调研数据的计量结果显示,工作转换对工资变动产生显著负效应,工作转换者会遭受工资损失,不过损失程度在不同国家间存在一定差异。Hyslop & Maré(2009)对新西兰的研究也发现,工作转换会带来一定的收入损失,换工作者年工资增长要比未换工作者低约1.3个百分点。不过,也有研究指出,专用人力资本是可转移的,最终工作转换可能会带来工资增长。如Sicherman & Galor(1990)的研究就证实,作为职业流动的结果,预期转换工作者会比停留者有更高的工资增加,而出现这种情况的原因在于技能和工作经验可在不同职业之间迁移。Keith(1993)利用1981~1986年美国全国青年纵向调查数据(National Longitudinal Survey of Youth,NLSY)探讨了工作流动行为对工资的影响时,也发现很少证据支持“频繁流动的年轻男性会受到工资惩罚”。

      在分割劳动力市场的检验中,Mitchell et al.(2005)利用澳大利亚的2001~2003年HILDA(the Household Income and Labour Dynamics in Australia)数据来检验工作流动对就业质量的影响,发现主要劳动力市场的工作转换有利于提升就业质量,而次要劳动力市场的工作转换(以外生搜寻为特征)并没有带来工作质量的改善。不过,Knight & Zhang(2014)利用2001-2011年HILDA数据的分析则发现,工作转换对收入和工作满意度的影响,在公共部门(收入较高)和私人部门(收入较低)之间存在差异,公共部门之间流动会减少报酬和满意度,而私人部门内部之间的流动会带来收入和满意度增加。

      工作转换是移民提升职业地位和实现移民融入的重要手段(Brenzel & Reichelt,2015),部分研究开始转向工作转换对移民就业质量提升的影响。如Bean et al.(2004)利用美国1990和2000年的普查数据,探讨了移民工作流动与就业质量之间的关联,发现移民并没有出现整体被束缚在低端岗位的现象。按照入境时间分组估计的结果也显示,大量移民实现了向上职业流动,主要从低层级职业移动到中层级职业,部分还实现向高层级职业转换。Lehmer & Ludsteck(2011)研究也发现,工作转换可以有效提升移民收入,特别是跨区流动三年后更有效。同样,Damas de Matos(2012)利用2002~2009年葡萄牙雇主—雇员匹配数据的分析也显示,转换到高工资企业是移民提升工资分布的重要渠道。移民展示出较高的工作流动率,三分之一的工资追赶(Catch-up)与移民流动到工资高的企业相关。不过,部分研究也指出,移民职业流动呈现“U型”特征,就是在输入地首份工作的职业状态要比输出地最后一份工作的职业状态低,不过随着在目的地居住时间的增加,随之会有一个上升(Fernández-Macías et al,2015)。Simon et al(2014)利用西班牙的实证证据指出,移民的职业状态远差于他们在母国的状态,因为移民往往在次级分割劳动力市场聚集,会导致移民向下的职业流动不是暂时性的,而是永久性的,最终使得移民职业流动并没有表现出“U型”特征。Shrestha & Yang(2015)进一步指出,移民在转换工作时往往面临较高的工作搜寻成本和不完全信息,这些可能导致更差的就业质量匹配。

      (三)工作转换对就业质量影响:评述及可拓展的实证方向

      工作转换能否提升转换者收入,“转换者-停留者”模型强调低生产率工人内在的不可观测特征,人力资本投资理论强调专用人力资本的可迁移性,工作搜寻与匹配模型强调转换前是否具备就业质量完全信息,分割劳动力市场理论则强调制度分割与低技能岗位约束。不同理论视角的诠释存在较大差异,预期方向甚至完全相反。从不同理论视角进行的实证检验,也未取得一致结论,对于工作转换是否促进了移民向上职业流动进而提升就业质量,结论也不尽一致。

      独特的户籍及其衍生制度约束,使得中国劳动力市场具有鲜明的二元特征(章元、高汉,2011),农民工大多被束缚在次要劳动力市场上,工资低廉、工作条件差、就业不稳定(郭继强,2007)。为了谋求更好的待遇或发展,频繁更换工作已经成为农民工特别是新生代农民工当前就业的一种趋向。但工作转换能否提升其薪酬待遇,获得职业发展,从而最终融入城市?部分实证研究显示,这无助于提升其就业质量(严善平,2006;刘士杰,2011)。但研究采用的数据代表性明显不足,结论的说服力有待进一步考证。另外,对于工作转换影响农民工就业质量的传导机制,也缺乏必要的分析,这些都需要利用更具有代表性的数据进一步拓展检验。

      三、估计方法与数据说明

      (一)就业质量测量

      农民工就业质量的测量,参考Leschke & Watt(2014)使用多维就业质量指数(Multi-dimensional Job Quality Index)来测量,测量维度参考Erhel et al.(2012)的做法,从四个方面进行评价:收入(月收入)、工作时间(周工作时间)、劳动合同(是否签订固定或者长期劳动合同)、社会保障(是否参加养老保险)。

      各测量维度指标首先进行标准化处理,标准化公式为:

      

      

为标准化后指标,i为农民工个体,j为四个测量维度:月收入(j=1),是否参加养老保险(j=2),周工作时间(j=3),是否签订固定或者长期劳动合同(j=4)。

为j维度指标的最小值,

为j维度指标的最大值。同时,考虑到工作时间与农民工就业质量为负向关系,我们用1-标准化后的周工作时间,获得周工作时间的反向指标。

      就业质量指数的计算还需要明确各指标的权重,等权平均是常用的方法(European Commission,2008;Eurofound,2012)。这里也采用等权平均法来获得就业质量指数,其中为了便于解释系数含义,我们对原指数乘以100得到新的就业质量指数:

      

      (二)估计方法

      就业质量指数、收入、工作时间等因变量为连续变量,可采用含有个体异质性的线性模型来估计:

      

      考虑个体异质性的情况下,对于模型(3)的估计通常会使用固定效应,但由于研究中包含了部分非时变变量如性别、受教育程度等,使用固定效应将会使这些全部进入

。而使用随机效应估计无法有效处理个体异质性,特别是不可观测到的个体异质性(

)是否与

相关的问题。Correlated Random Effects(CRE)可以用来处理

关系问题,统一固定效应和随机效应。参考Mundlak(1978)和Wooldridge(2013),我们假定:

      

      同时,我们还估计了工作转换对农民工养老保险和劳动合同的影响,由于因变量是否参加养老保险和是否签订固定或者长期劳动合同均为离散变量,我们使用CRE Probit模型来估计。非线性估计方程为:

      

      其中,

为个体i在t期的结果变量,如是否参加养老保险、是否签订固定或者长期劳动合同。其他变量设置与方程(8)相同。

      (三)数据来源

      数据均来自中国城乡劳动力流动调查(Rural Urban Migration in China,下文简称RUMIC)的外来务工人员调查问卷。该调查在劳动力流入和流出数量最大的典型城市进行,包括上海(大都市地区);广东的广州、深圳和东莞(东部地区);江苏的南京和无锡(东部地区);浙江的杭州和宁波(东部地区);湖北的武汉(中部地区);安徽的合肥和蚌埠(中部地区);河南的郑州和洛阳(中部地区);重庆(西部地区);四川的成都(西部地区)。抽样框的设计由北京师范大学、澳大利亚国立大学等中外学者共同进行,保证抽样的随机性和科学性。

      探讨农民工就业质量,首先要对研究变量进行定义。一是对于受雇就业农民工,我们定义为16~64岁目前正从事工资性工作的农村户籍人口。二是对于工作转换进行定义,我们结合Pérez & Sanz(2005)的定义,把工作转换定义为在调查期当年内是否变换过工作,具体的设定为:调查年份为t年,如果被调查者开始从事当前这份工作的时间大于或等于t,那么就定义为进行了工作转换,否则界定为未进行工作转换。比较而言,我们的定义更加强调最近一次转换工作经历,或者说更加强调最近一次换工作前的工作状态与换工作后工作的差异性。

      我们最终使用的是RUMIC2008、RUMIC2009和RUMIC2010三个年度的面板数据。在实证分析中,实际采用的样本数在各个回归中有所不同,这主要取决于模型设定差异及相关变量缺失值的数量。

      (四)描述性分析

      我们采用指标指数,利用RUMIC2008~2010三年数据,对农民工的就业质量进行测量,得到年度平均值,同时从四个测量维度分别进行均值描述。具体测量值见表1所示。

      

      总体来看,2008~2010年间受雇农民工就业质量平稳上升,就业质量环比分别增长约6%和10%。而从分指标来看,大致可以看出2010年就业质量提升增速主要是由于固定合同或长期劳动合同签订率大幅提升。2010年拥有固定合同或者长期劳动合同者相比2009年增速约为18.7%。除劳动合同外,工资水平和养老保险参与率都保持稳定增加。而对于周工作时间,整体上呈减少趋势,但变化并不大,平均周工作时间高出法定标准约50%,农民工加班现象依然普遍存在。

      表2给出了主要解释变量的描述性统计结果。

      首先,就农民工的工作转换来看,受雇就业农民工有较高的工作转换率,样本期间大约有2580人次出现了工作转换,占总样本的24.05%。这与工众网工众研究中心与清华大学社会学系2012年联合发布的《农民工就业“短工化”趋势》报告的“25%的人在近7个月内更换了工作”的调研结果基本相近(清华大学社会学系“农民工就业趋势”课题组,2012)。

      

      其次,我们再看受雇就业农民工的个人特征:外出农民工以男性已婚青年为主,平均年龄为30.14岁。从人力资本情况来看,农民工平均受教育程度稍高于九年义务教育年限。具有一定的外出工作经验,平均外出时间约8.4年,而受过非农技能培训的农民工比例并不高,仅有约27.7%。在就业行业上,农民工主要在服务行业就业,受雇就业者有约34%在制造业和建筑业。出现这种问题的原因在于制造业和建筑业农民工工作流动性高,而RUMIC调查以工作地(Workplace)为主,追踪调查丢失样本量较大。就企业规模来说,受雇就业者大部分在小企业(50人以下规模企业)工作,约占总样本的52%。

      四、工作转换对农民工就业质量影响估计

      我们分别估计了工作转换对就业质量指数及其分指标的影响。其中,对就业质量指数、工资收入和工作时间的估计使用方程(8)进行,估计方法采用线性CRE,而对于养老保险参保情况、固定或者长期合同签订情况进行的分析使用方程(9),估计方法使用CRE Probit。为了进一步控制个体异质性带来的估计偏差,在估计模型中均加入了离校时成绩变量,用来控制素质等不可观测的异质性带来的估计偏差。考虑到样本数据可能存在的异方差问题,在个体层面均进行了聚类分析(Cluster Analysis)。从模型检验来看(见表3),就业质量指数估计方程、收入估计方程以及工作时间估计方程均通过了Breusch-Pagan检验,使用CRE进行估计是合适的。而养老保险估计方程和劳动合同估计方程也通过了Likelihood-ratio检验,说明CRE估计都要优于相应的截面估计方法。

      表3的估计结果显示,工作转换对受雇就业农民工就业质量产生显著负效应。具体来说,转换者比未转换者就业质量指数低约4.78,工作转换降低了农民工的就业质量。从就业质量分指标估计来看,工作转换对收入、养老保险和劳动合同产生显著负效应,而对工作时间则有显著正影响。农民工工作转换不仅没有带来收入的提升,反而会增加工作时间,也不利于受雇农民工养老保险缴纳和签订长期或者固定劳动合同。这与专用人力资本投资、工作搜寻-学习模型及分割劳动力市场理论的部分预期相吻合:一是农民工的工作转换可能带来了部分专用人力资本损失,不利于工资增长;二是在工作转换前农民工可能并不具备完全的岗位质量信息,转换后的工作质量往往低于预期,农民工频繁调整工作,反而可能降低就业质量;三是分割劳动力市场可能把农民工束缚在低端职业上,工作转换无法实现职业向上流动,也就限制了就业质量提升空间。

      表3标准模型估计强调了工作转换对当期就业质量的影响,而工作转换对就业质量的影响可能存在跨期效应。因此,我们将滞后2期以内的工作转换与调查期当年转换合并为一项处理跨期效应,即“近3年内是否转换工作”作为关注的核心变量,来进一步检验工作转换对受雇农民工就业质量的影响。这样做的依据主要有:一是农民工单份工作的持续期不长。如《农民工“短工化”就业趋势研究报告》显示,农民工就业呈现“短工化”趋势。2008年开始上份工作的农民工,工作只持续了2.2年,而工作转换大多在近3年内完成(清华大学社会学系“农民工就业趋势”课题组,2012)。二是工作史的追忆数据,3年内对于工作经历的记忆是比较准确的。如中国家庭收入调查(CHIP)对工作转换的考察项目就设计为“您在最近3年中是否换过工作单位”。因此,我们采用“3年内是否变换工作”重新定义工作转换进行估计(后文称“稳健检验1”)。同时考虑到新生代农民工与老一代农民工在工作流动方面存在一些差异,进一步把样本分为新生代农民工(“稳健检验2”)和老一代农民工(后文称“稳健检验3”)进行估计。新生代农民工和老一代农民工的定义与国家统计局一致,新生代农民工“指1980年及以后出生的农民工”,而老一代农民工“指1980年以前出生的农民工”。稳健检验1、稳健检验2和稳健检验3的估计步骤和方法同标准估计,其中对于就业质量指数、收入和工作时间,使用线性CRE估计,养老保险和劳动合同使用CRE Probit来估计。

      

      估计结果如表4所示,为了分析的简洁性,仅仅给出主要关注变量——工作转换——的估计系数和显著性,并与标准模型的估计结果进行比较。

      

      稳健性检验显示,除工作时间外,工作转换对就业质量指数及其分指标的影响基本一致,估计结果具有较强的稳健性。从估计系数看,稳健检验1的估计系数要小于标准估计,工作转换对受雇农民工就业质量的影响存在跨期效应,会冲减部分负效应。而对于新生代农民工(稳健检验2)和老一代农民工(稳健检验3)的估计结果则显示,工作转换对新生代和老一代农民工的就业质量均产生负效应,但工作转换对老一代农民工就业质量的负面影响更大,需要付出的转换成本更多。

      五、工作转换影响农民工就业质量的传导机制分析

      就工作转换原因来讲,特别是自愿工作转换与非自愿性工作转换对就业质量的影响有显著差异(Smeets,2006)。一般来说,自愿性工作转换是为了追求更高的工资,往往会产生更好的匹配,在职业生涯前期,可以促进工资增长,而非自愿性转换则会产生负面影响(Brenzel & Reichelt,2015)。由于仅有RUMIC2009详细记录了上一份工作的离职原因等,我们选取这一年的数据来分析受雇农民工工作转换的原因。其中,转换工作者占总样本的37.23%,基于家庭原因的离职(结婚、怀孕或照看3岁以下小孩、照看其他家人等)占总样本的4.61%,单位原因(工厂关闭或破产、工厂迁址、被雇主解雇等)的非自愿性转换占总样本的5.94%,工作原因(想找个工资高一些或者条件好一些的工作、想找个更有意思的工作、想从事自我经营等)的主动离职占总样本的26.68%。工作转换以自愿性工作转换为主,说明大部分受雇者进行工作转换的目的是改变目前的工作状态,提升就业质量。

      为什么以自愿性工作转换为主要形式的工作流动并没有提升农民工就业质量,这可能与三个机制有关:就业质量信息传导机制、专用人力资本迁移机制与分割劳动力市场约束机制。

      首先,来看就业质量信息传导机制。工作转换对就业质量的影响取决于转换前是否具有完全的就业质量信息,农民工工作转换可能在转换前并没有掌握充分的就业质量信息,转换工作后的工作质量往往低于预期,只能通过反复变换工作来调整。出现这种情况的原因可能在于:春节返乡过年间歇性退出劳动力市场。循环迁移仍是当前农民工外出的主要模式(王子成、赵忠,2013),春节返乡过年也成为中国劳动力迁移进程中的一种独特现象。国家人口计生委《2012年流动人口春节返乡意愿电话调查》显示①,65.4%农村户籍的劳动年龄流动人口已经或打算返乡过春节,在制造业就业的农民工打算返乡过春节的比例为71.6%。春节返乡过年也成为部分农民工进行工作转换的主要时间节点。如《2012年流动人口春节返乡意愿电话调查》显示,春节后制造业就业的流动人口“想换工作”的比例高达到13.6%。其中,东部地区该比例为14.6%,珠江三角洲地区更是达到了18%。这种间歇性退出劳动力市场再重新搜寻工作的转换方式,并不利于提升农民工工资水平。因为农民工节后重新找工作会面临较大的搜寻成本,搜寻时间较短,很难得到充分的岗位就业质量信息,“试错式”的重复跳槽可能成为他们追求更好工作岗位的主要方式。

      其次,来看专用人力资本迁移机制。工作转换可能会引发农民工专用人力资本投资的可转移性问题,部分专用人力资本无法转移到新工作岗位,最终反而不利于农民工工资提升。为此,我们使用内生转置模型(Endogenous Switching Regression)估计了工作转换对农民工人力资本回报的影响。参考Pérez & Sanz(2005)的思路,把在务工地的家庭成员总数作为排除工具变量来解决外出务工的选择性问题。估计结果如表5所示。lns1和lns2均拒绝了零假设,LR test也拒绝了方程独立估计假设。进一步说,采用OLS估计会产生估计偏误,而把“在务工地的家庭成员总数”作为排除变量进行的修正估计结果是可信的。

      修正选择性偏差估计结果显示(见表5所示),转换工作农民工的教育投资回报率略高于未转换者的回报,说明工作转换有利于提升转换者的教育投资回报。不过工作转换者培训的回报要低于未转换者,而未转换者工作经验的回报率要明显高于转换者。由此可以看出,工作转换虽然在一定程度上可以提升正规教育的投资回报率,但是降低了培训及工作经验的投资回报率。这与专用人力资本投资理论相吻合,即专用人力资本的迁移性较差。农民工工作转换后难以在新岗位上发挥前期积累的专用人力资本优势,仅仅发挥了通用人力资本投资的作用(正规受教育程度)。

      

      最后,再来看分割劳动力市场约束机制。非技能或者低技能的农民工主要被约束在次要劳动力市场上,只能定期或者周期性在低工作职位之间转换,无法实现职业提升,反而因频繁跳槽腐蚀工资收入。为此,我们把农民工职业按照技能水平分为三类:非技能工人(Unskilled)、技能工人(Skilled)和专业技术人才(Professional),使用Panel Order Logit模型来估计工作转换是否促进了农民工职业向上流动。估计结果见表6所示,其中模型1为基准估计方程,模型2加了“调查期前1~5年是否发生工作转换”估计跨期效应,模型3使用“近3年内是否转换过工作”进行稳健性检验。从模型检验结果来看,职业流动估计3个模型都通过了系数整体性检验(Wald test),3个估计方程在1%的显著水平上均通过了LR test vs.ologit regression检验,说明面板Order logit估计要优于截面Order logit估计,选择面板Order logit估计是合适的。

      从估计结果可以看出,在控制其他因素的情况下,工作转换对职业流动产生显著负效应,导致农民工职业出现显著的向下流动。而模型2和模型3的估计也进一步证实结论具有较强的稳健性。工作转换并没有使农民工实现职业向上流动,这可能与城乡分割的户籍制度有关。身份和户籍制度限制形成职业分割,把农民工束缚在次要劳动力市场上,缺乏职业发展空间和职业晋升机制,虽然能依照自己的意愿转换工作,但无法突破制度壁垒实现职业地位提升。另外,在双重分割的城市劳动力市场上,人力资本对农民工职业选择的影响更具根本性,频繁的工作流动反而不利于农民工人力资本积累,削弱其职业向上流动的可能性。

      

      六、结论与不足

      本文利用RUMIC2008~2010面板数据,估计了工作转换对受雇农民工就业质量的影响,结果发现工作转换对受雇就业农民工就业质量产生显著负影响。受雇农民工工作转换不仅没有带来收入的提升,反而会增加工作时间,也不利于受雇农民工养老保险缴纳和签订长期或者固定劳动合同。进一步分析工作转换影响受雇农民工就业质量的传导机制,发现受雇农民工工作转换以自愿性为主。大部分受雇者进行工作转换的目的是改变目前的工作状态,提升就业质量。但工作流动并没有提升农民工就业质量,这可能与就业质量信息传导机制、专用人力资本迁移机制与分割劳动力市场约束机制等有关。

      这要求我们在关注农民工就业质量时,一定要关注如何通过有效的制度设计实现农民工稳定就业、适度流动。在短期,可通过移动互联网搭建多维就业信息平台,及时准确为农民工提供就业信息服务。同时强化职业培训和职业指导,提升农民工的职业素质和专业技能,促进就业匹配和就业质量提升。长期来看,一方面,应加强农民工就业保护立法和就业保护法律的执行度,有效解决农民工就业“三低两多”问题(劳动合同签订率、参加社会保险的比例以及工资收入水平较低,工伤和职业病以及劳动争议较多),促进其稳定有序就业,改变高流动性、盲目性乃至无序现状。另一方面,应从户籍改革入手逐步消除劳动力市场制度壁垒,实现农民工永久性迁移。

      ①转引自国家人口和计划生育委员会流动人口服务管理司,2012:《中国流动人口发展报告2012》,中国人口出版社。

标签:;  ;  ;  

农民工职业转换与就业质量:影响效应及传导机制_移民欧洲论文
下载Doc文档

猜你喜欢