尚 珂,梁土坤
(北京物資學院,北京 101149)
我國按比例安排殘疾人就業制度經歷了從一種倡導性的觀念到一種指導性的規范,再到一項具體的政策,最后上升為我國的一項重要的法律制度的發展過程,歷時二十余年,其在各地的實施狀況不盡相同。本文將運用聚類分析方法和均值比較分析方法對我國內地30個省市(西藏因數據不全未納入)的按比例安排殘疾人就業的地區差異進行分析,并探索影響地區差異的因素,以期更全面地反映我國按比例安排殘疾人就業的現狀,為促進殘疾人就業提供參考。
由于相關數據相當有限,故僅選取按比例安排殘疾人就業人數、年度新安排的殘疾人按比例就業人數、按比例安排殘疾人就業貢獻率三個指標進行分析。其中,按比例安排殘疾人就業人數、年度新安排的殘疾人按比例就業人數的數據是2009年的年度數據,來源于中國殘疾人聯合會網站數據庫。而按比例安排殘疾人就業貢獻率指標為筆者首創,其反映的是按比例安排殘疾人就業制度對殘疾人就業的貢獻水平,其計算公式為:
按比例安排殘疾人就業貢獻率=按比例安排殘疾人就業人數÷殘疾人口總數×100
殘疾人口數據來源于第二次全國殘疾人抽樣調查數據,所采用的分析工具為統計分析軟件SPSS16.0。
1.聚類分析過程與結果
聚類分析就是依據事物對象的一些特征,把特性相近的個體或指標歸為一類。本部分主要運用聚類分析方法將我國30個省、直轄市、自治區進行分類,以分析各類省市的不同特征以及存在的差異。
運用SPSS16.0里面的系統聚類法(Hierarchical Clus?ter),利用標準標準化(Z Scores)方法將數據標準化,選用平方歐氏距離(Squared Eucldian)和組間平均距離(Be?tween-Groups Linkage)的方法對數據進行聚類。其中,平方歐氏距離的公式為:

觀察值xi=(xi1,…,xip)(i=1,…,n)。
組間平均距離的遞推公式為:

設類 Ga與 Gb合并為新類 Gc=Ga∪Gb,且 nc=na+nb,則 D(c,k)為類 Gc與其他類 Gk距離[1]。
據此,將30個省、市、自治區劃分為三類,結果如表1所示。

表1 聚類分析結果
2.相關統計檢驗
(1)樣本的正態性檢驗。采用P-P(Probability-Proba?bility)圖檢驗法對三個指標進行正態性檢驗,從圖1、2、3可以看出,點基本散落在直線附近,因此,可以認為按比例安排殘疾人就業人數、年度新安排的殘疾人按比例就業人數、按比例安排殘疾人就業貢獻率三個指標均是服從正態分布的。
(2)聚類結果的單因素方差分析。從上面的分析可以看到,三個指標均服從正態分布,符合單因素分析(One-Way ANOVA)的基本要求。我們對這三個指標進行單因素分析,結果如表2所示。可以看到,三個指標所對應的F值(組間均方與組內均方的比值)都大于24,例如,年度新安排的殘疾人按比例就業人數的F值達到了45.297,而且,三個指標所對應的概率(Sig)都是0.000。所以,在0.001的顯著性水平下,原假設不顯著,則按比例安排殘疾人就業人數、年度新安排的殘疾人按比例就業人數和按比例安排殘疾人就業貢獻率在上面所劃分的三類地區之間存在顯著性差異。換句話說,三個分類指標都是顯著的,能將30個省市較好地分為三大類。因此,所進行的聚類分析具有統計學上的研究意義。

圖1 按比例就業人數

圖2 按比例本年度新安排

圖3 按比例就業貢獻率

表2 按比例安排殘疾人就業單因素分析(ANOVA Table)
用均值分析方法(Means)對三類地區間的按比例就業狀況進行簡要分析,結果如表3所示。全國30個省市按比例安排殘疾人就業人數的均值約為38402人,年度新安排的按比例就業人數的均值約為2943人,按比例安排殘疾人就業貢獻率的均值為1.71%。下面對各類的狀況進行分析。
1.第一類地區省市的特征
屬于第一類地區的省市最多,共有19個。該類地區省市的按比例安排殘疾人就業人數均值為23668人,僅為全國平均水平的61.6%;而其年度新安排的按比例就業人數的均值也只有1593人,不到全國平均水平的55%。而且,其按比例安排殘疾人就業貢獻率也只有1.38%,為全國平均水平的70.87%。總體而言,第一地區省市的三個指標的均值都遠遠低于全國的平均水平,其按比例安排殘疾人就業狀況落后于全國的平均水平。

表3 按比例安排殘疾人就業均值分析
從各個省市的狀況來看,只有湖北省的按比例安排殘疾人就業人數略高于全國平均水平,為40182人,比全國均值高1780人;其年度新安排的殘疾人按比例就業人數和按比例安排殘疾人就業貢獻率均低于全國的平均水平。而從年度新安排的殘疾人按比例就業人數來看,福建省是該類地區中唯一一個高于全國平均水平的省,為3224人,比全國的均值高出281人,為全國均值的109.55%;但是,其按比例安排殘疾人就業人數僅為24534人,不到全國平均水平的64%,其按比例安排殘疾人就業貢獻率也遠低于全國1.71%的水平。此外,從按比例就業貢獻率來看,只有北京市、重慶市、寧夏回族自治區三個市(自治區)高于全國的平均水平,例如北京市的按比例安排殘疾人就業貢獻率達到了3.05%,遠高于全國的平均水平;然而,這三個市(自治區)的按比例安排殘疾人就業人數及年度新安排的殘疾人按比例就業人數均低于全國的平均水平。可見,盡管有少數省市的個別指標高于全國平均水平,但是,具體來看,第一類地區的各省市的按比例安排殘疾人就業狀況都不容樂觀,按比例安排殘疾人就業對于促進殘疾人就業所發揮的作用有待加強。
總之,第一類地區省市的按比例安排殘疾人就業規模、發展趨勢都不容樂觀,以及按比例安排殘疾人就業方式對于殘疾人就業所發揮的作用也有待加強。該類地區的絕大多數省市的按比例安排殘疾人就業狀況遠遠落后于全國的平均水平。
2.第二類地區省市的特征
屬于第二類地區的只有上海市、天津市和遼寧省三個省市。這三個省市的按比例安排殘疾人就業貢獻率的均值達到了4.51%,是全國平均水平的2.64倍。具體而言,他們的按比例安排殘疾人就業貢獻率位列全國前三位,上海市最高,為4.88%,遼寧省最低,也達到了3.97%,均超過全國各省市的平均水平的2倍。可見,按比例安排殘疾人就業對于促進殘疾人就業發揮了巨大作用。
從按比例安排殘疾人就業人數來看,這類地區省市的均值達到了53905人,比全國的平均水平高出15503人,超過了全國平均水平的40.37%,也就是說,該類地區省市的按比例安排殘疾人就業規模比較可觀。然而,具體而言,遼寧省和上海市的按比例安排殘疾人就業人數遠遠高于全國的平均水平,而天津市的按比例安排殘疾人就業人數卻遠低于全國的平均水平,僅為26684人,結合上面按比例安排殘疾人就業貢獻率的分析發現,殘疾人人口總數也許對按比例安排殘疾人就業規模會有影響,而天津市的殘疾人人口基數相對較小,是其按比例安排殘疾人就業規模較小的重要影響因素之一。
從年度新安排的殘疾人按比例就業人數來看,該類地區省市的均值為2112人,僅為全國平均水平的71.73%,遠低于全國的平均水平。就三個省市來說,遼寧省的年度新安排的殘疾人按比例就業人數最高,為2192人,也不到全國平均水平的75%。可見,第二類地區省市的按比例安排殘疾人就業的發展趨勢不容樂觀。
總體而言,第二類地區省市的按比例安排殘疾人就業貢獻率相當高,遠遠高于全國的其他省市,可見,按比例安排殘疾人就業方式對促進當地殘疾人就業發揮了巨大作用。然而,其年度新安排的殘疾人按比例就業人數較低,均低于全國平均水平的75%,顯然,該類地區省市的按比例安排殘疾人就業發展趨勢不樂觀,其工作力度有待加強。
3.第三類地區省市的特征
屬于第三類地區的省市有8個。該類地區省市的年度新安排的殘疾人按比例就業人數均值高達6461人,為全國平均水平的2.62倍,遠高于全國的其他大部分省市。具體而言,河北省最低,也達到了4006人,比全國各省市的均值高1063人,為全國平均水平的1.36倍;湖南省年度新安排的殘疾人按比例就業人數位列全國第一,為9979人,達到了全國平均水平的3.4倍。可見,第三類地區省市的按比例安排殘疾人就業發展趨勢較好。
同時,該類地區省市的按比例安排殘疾人就業人數的均值為67584人,比全國的平均水平高29182人,為全國均值的1.76倍。總體而言,第三類地區省市的按比例安排殘疾人就業規模也較大。從各個省市的狀況來看,只有四川省略低于全國的平均水平,為31800人。其他7個省市的按比例安排殘疾人就業人數都遠遠超過全國的平均水平,也高于其他兩類地區的絕大部分省市。廣東省按比例安排殘疾人就業人數位列全國之首,達到了91384人,為全國平均水平的2.38倍。可見,除四川省外,第三類省市的按比例安排殘疾人就業規模比較大。
但是,從按比例安排殘疾人就業貢獻率來看,該類地區省市的價值僅僅為1.43%,為全國平均水平的83.62%。從各個省市的情況來看,只有浙江省和湖南省高于全國的平均水平,其他省市的按比例安排殘疾人就業貢獻率都低于全國的平均水平。四川省的按比例安排殘疾人就業貢獻率僅僅為0.51%,全國倒數第一,不到全國平均水平的30%。可見,第三類地區省市的按比例安排殘疾人就業方式對促進當地殘疾人就業所發揮的作用遠遠不夠。
我國按比例安排殘疾人就業的地區差異十分明顯。第一類地區省市的狀況不容樂觀,第二類地區省市的按比例安排殘疾人就業規模較大,而且其對促進殘疾人就業發揮了巨大作用,但是,其發展趨勢不容樂觀,有待加強。而第三類地區省市的按比例安排殘疾人就業規模較大,其發展趨勢良好,若能保持目前的發展速度,按比例安排殘疾人就業方式對促進當地殘疾人就業必定能發揮更大的作用。
運用SPSS16.0軟件,對2009年我國30個省市(西藏除外)的地區生產總值①、按比例安排殘疾人就業人數、年度新安排的殘疾人按比例就業人數進行相關性分析。發現按比例安排殘疾人就業人數和地區國內生產總值這兩個變量的Pearson相關系數達到了0.809,其顯著性概率(sig)為0.00,小于0.001的顯著性水平,從而拒絕原假設(兩個指標不相關),這就說明這兩個指標之間存在高度的正相關性。而年度新安排殘疾人按比例就業人數與地區生產總值這兩個變量的Pearson相關系數也達到了0.755,其顯著性概率(sig)為0.00,小于0.001的顯著性水平,同樣拒絕原假設(兩個指標不相關),也說明這兩個指標之間存在較高的正相關性。由此,可以認為,地區生產總值與按比例安排殘疾人就業狀況之間存在高度正相關性。換言之,地區生產總值的增加有利于按比例安排殘疾人就業人數的提高,對于促進我國按比例安排殘疾人就業的發展有積極作用。
但是,從上面分析也可以看到,地區生產總值與按比例安排殘疾人就業人數、年度新安排的殘疾人就業人數之間的相關系數離1還有一定的距離,也就是說它們之間并不是完全線性相關關系。例如,遼寧省生產總值為15212.49億元,不到廣東省生產總值的40%,然而,其按比例安排殘疾人就業人數卻高達89018人,略低于廣東省,居全國第二。可見,按比例安排殘疾人就業地區差異受其他多種因素的影響。
在我國,各省市根據國家的相關法律法規和政策,在結合自身實際狀況的基礎上制定相關的按比例安排殘疾人就業實施辦法,使得各地的按比例安排殘疾人就業政策存在較大的差異,主要體現在戶籍限制、規定比例、殘疾類型和程度的計算、殘疾人就業保障金、年審認證方式等幾個方面。顯然政策差異也是影響按比例安排殘疾人就業地區差異的重要因素。
例如,各地所規定的用人單位按比例安排殘疾人就業的比例不同,新疆規定的比例為2.0%,北京市、遼寧省規定的比例為1.7%,吉林省、上海市等規定的比例為1.6%,天津市、河北省、山西省等大部分省市規定的比例為1.5%。顯然,規定的比例較高,要求用人單位安排殘疾人就業的義務也大,對促進殘疾人就業也更加有利。
再如,從殘疾人就業保障金的繳納額度來看,不同的地區差異較大。《河南省按比例安排殘疾人就業辦法》(自2010年1月1日起施行)第十條明確規定:“交納殘疾人就業保障金的計算公式為:殘疾人就業保障金=(用人單位職工總數×1.6%—用人單位已安排殘疾人職工數)×統計部門公布的上年度當地職工年平均工資額。”而《廈門市按比例安排殘疾人就業實施辦法》(廈府〔2006〕126號)第七條規定:“用人單位未按照本辦法第五條規定的比例安排殘疾人就業的,應按照年度差額人數和上一年度全市職工年平均工資的60%計算繳納殘疾人就業保障金。”即其交納殘疾人就業保障金的計算公式為:殘疾人就業保障金=(用人單位職工總數×0.8%—用人單位已安排殘疾人職工數)×統計部門公布的上年度當地職工年平均工資額×60%。從現實狀況來看,殘疾人就業保障金的繳納額度低,導致了一些用人單位寧愿繳納殘疾人就業保證金也不愿安排殘疾人就業,使得按比例安排殘疾人就業的難度加大。
受各種因素的影響,我國不同地區殘疾人受教育水平和就業技能存在差異,這也是影響我國按比例安排殘疾人就業地區差異的重要因素之一。有關專家通過計算殘疾人教育水平綜合指數來考察我國地區間殘疾人教育水平現狀,發現我國殘疾人教育水平在不同地區存在較大差異,全國殘疾人教育水平綜合指數為4.04%,北京市、天津市、河北省、廣東省、上海市、遼寧省、新疆等省市的殘疾人教育水平綜合指數高于全國的平均水平;而江蘇省、浙江省、安徽省、西藏、甘肅省、青海省等的殘疾人教育水平綜合指數低于全國的平均水平[2]。
我們將上述殘疾人教育水平綜合指數與按比例安排殘疾人就業貢獻率進行相關分析,發現其相關系數達到了0.77,對應的顯著性概率(Sig值)為0.000,也就是說,在0.0001的顯著性水平下,拒絕原假設(兩個指標不相關),說明這兩個指標之間存在較高的正相關性。提高殘疾人教育水平,有利于按比例安排殘疾人就業貢獻率的提高。
綜上所述,我國按比例安排殘疾人就業地區差異較大,地區生產總值、地區政策差異以及地區間的殘疾人受教育水平不同是其重要的影響因素。因此,保持經濟平穩較快發展,完善按比例安排殘疾人就業政策、提高殘疾人受教育水平,對于促進我國按比例安排殘疾人就業,改善殘疾人生活狀況尤為重要。
注 釋:
① 數據來源:中宏統計數據庫,http://edu.macrochina.com.cn/tj?data_new/index.shtml.
[1]朱杰,秦惠林,劉軍,等.多元數據分析方法與應用[M].北京:兵器工業出版社,2010.
[2]賴德勝,趙莜媛.中國殘疾人就業與教育現狀及發展研究[M].北京:華夏出版社,2008.