工作轉換能否提升農民工就業質量？

明　娟，王明亮

(廣東工業大學　經濟與貿易學院，廣東　廣州　510520)

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工作轉換能否提升農民工就業質量？

明娟，王明亮

(廣東工業大學經濟與貿易學院，廣東廣州510520)

摘要：工作轉換被認為是從業者提升就業質量最快和最有效的一種方式，而農民工非農職業轉換頻繁已經成為當前城市勞動力市場一個普遍現象，工作轉換能否有效提升其就業質量？本文利用RUMIC2008-2010面板數據，在區分受雇就業和自營就業的情況下，探討了工作轉換對農民工就業質量的影響，結果發現：從就業質量總指數來看，工作轉換顯著降低了受雇就業者的就業質量，而對自營就業者的就業質量的影響并不顯著。而將就業質量通過分指標表示時，發現工作轉換降低了受雇就業者的收入、養老保險的參保率和勞動合同的簽訂率，增加了勞動時間。而對自營就業者而言，工作轉換對工作時間和收入有顯著負影響，但對養老保險參與率的影響不顯著。而采用“三年內是否變換過工作”重新定義工作轉換，估計結果仍具有較強的穩健性。

關鍵詞：工作轉換；就業質量；受雇就業 ；自營就業

一、引言

農民工作為現代產業工人的代表，已經成為當前工業化和新型城鎮化建設的重要力量。不過2009-2014年《全國農民工監測調查報告》的數據顯示，當前農民工就業質量總體偏低，就業質量有待提升，突出表現在：外出務工月平均收入穩步增加，但與城鎮職工的收入水平仍然存在較大差距；農民工就業空間狹小，就業崗位具有高流動性和高風險性，半數以上的外出農民工仍在第二產業實現就業；農民工在就業中仍普遍存在加班、拖欠工資、社會保險覆蓋不足、勞動合同簽訂率低等勞動權益受損現象。中央城鎮化工作會議明確提出：把促進有能力在城鎮穩定就業和生活的常住人口有序實現市民化作為首要任務，而穩定的就業機會和更高的就業質量(工作條件、勞動強度、工作環境、勞動權益)才能保障外出農民工在城市的生存和發展能力，推動外出農民工真正融入城市，實現市民化。

推進農業轉移人口市民化，必須全面提高城鎮的就業創業保障水平和農民工就業質量，而如何提升農民工就業質量，推進農業轉換人口市民化進程也成為社會關注的熱點[1]。工作搜尋-匹配理論認為，工作轉換提供了一個勞動力資源有效配置的市場機制，在勞動力市場上工作搜尋者和就業需求方都是異質的且均存在信息不完全問題，初次匹配無法實現均衡，只有經歷一系列的工作匹配、離職和新工作匹配，才能實現均衡。因此，工作轉換也成為從業者提升就業質量(職位晉升和工資上漲)的最快和最有效的一種方式[2]。國外大量實證研究也顯示，工作轉換對工資和工作滿意度等就業質量指標之間均存在顯著正相關關系，工作轉換甚至可以解釋職業生涯早期整個工資增長的三分之一[3]。而在中國勞動力市場上，就業者特別是農民工工作轉換率較高，農民工非農職業轉換頻繁已經成為城市勞動力市場一個普遍現象。2012年清華大學社會學系聯合工眾網發布的《農民工短工化就業趨勢研究報告》顯示，調查樣本中近三分之二的農民工有換工作的經歷，而四分之一是在過去7個月內變換了工作，一半的農民工是在過去兩年內變換過工作[4]。

而農民工能否通過工作轉換提升其薪酬待遇，獲得職業發展，從而最終融入城市，實證研究的結論并不一致。部分研究揭示，工作轉換是農民工群體提高工資收入的主要方式[5]，也是農民工爭取和維護自身權益的具體行動，即“用腳投票”[6]。不過，也有研究指出，不同于初次非農就業轉換(農業向非農就業轉換)顯著提升工資收入，再次的工作變換和職業流動無助于提升工資待遇[7]，農民工的再次職業流動多為水平變動[8]。

不過這些研究仍存在兩個問題：一是，主要依賴于追憶數據，對于工作轉換的定義主要強調轉換工作的經歷或者當前工作與首次務工工作的差異，使得研究結果缺乏穩健性，說服力不強；第二，調查對象并沒有區分受雇就業者和自營就業者，由于受雇就業者和自營就業者在收入、工作時間方面存在較大差異，不區分子樣本而混合回歸，可能會導致估計偏誤。基于此，本文將利用RUMIC面板數據，在區分受雇就業和自營就業的情況下，探討工作轉換對農民工就業質量的影響。對于農民工就業質量的衡量，采用客觀指標測量，包括總指數和分指標，同時考察工作轉換的滯后影響，將滯后期工作轉換引入方程，考察工作轉換對就業質量是否存在跨期效應，檢驗當期工作轉換對就業質量影響結果的穩健性。

二、研究文獻評述

(一)工作轉換影響就業質量的微觀機理

“轉換者-停留者”模型是最早的研究工作轉換(job change or job mobility)模型之一。“轉換者-停留者”模型(“mover-stayer”model)認為，一些人從本能上更傾向于變換工作，個人內在的不可觀測的特征如“發癢(itch)”或“流浪綜合癥(hobo syndrome)”決定了一些勞動者(mover)比另一些勞動者(stayer)更容易流動，這種不穩定的個人特征使得轉換者的生產效率明顯低于停留者，對于工資而言，轉換者的工資掙得也要低于停留者。該理論同時強調：高生產率工人(由個人特征導致的)會避免離職，而那些低生產率的工人傾向于經歷持續的流動，而且這種流動傾向特征不會隨時間增加而消失[9]。

人力資本投資理論認為，人力資本投資的差異最終是導致勞動者收入差距的根本原因，工作轉換會帶來兩個效應：一是，工作轉換可能導致專用人力資本投資(專用技能)無法在新工作中發揮作用；二是，工作轉換并沒有影響通用人力資本投資形成的技能積累，從而提升轉換后的工資收入。工作轉換對工資收入的影響取決于這兩個效應的沖減程度[10-11]。不過，專用人力資本積累率會隨著任期增加而減少，工資增長率也會隨著任期增加出現下降，雖然工作轉換會帶來專用人力資本投資流失，導致起點工資較低，但是會帶來可替代工作更多的專用人力資本投資機會，進而實現職業生涯后期工資的快速增長[12]。

工作搜尋模型認為，搜尋結果取決于其對勞動力市場工資分布的搜尋密度，一般來說，自愿與非自愿工作轉換的收入效應明顯不同。在職的搜尋者與失業后的求職者之間的職業流動方向完全不同，在職的搜尋者更有可能轉換到平均工資高于前一份職業的工作，失業后的求職者，則更可能轉換到更低報酬職業[13-15]。而工作匹配模型認為，工作轉換提供了一個勞動力市場資源有效配置的機制，工人只有經歷一系列的工作匹配、離職和新工作匹配，最終會從事最大化生產率的工作[16]，工作轉換對勞動者生命周期內的工資增長具有重要貢獻[17-18]。

不過，以上理論模型從微觀層面分析了工作轉換與勞動者收入之間的關系，但是都是建立在統一勞動力市場假設基礎上，從分割勞動力市場理論來看，勞動力市場是異質的，具有分割的特點[19]。在分割勞動力市場上，制度而不是邊際勞動生產力決定了工資水平，而勞動者工資差異主要是由于進入勞動力市場后產生的制度壁壘引發的[20]。這會導致在主要勞動力市場上，工資的形成并不取決于市場，而是一種議價工資或者效率工資，主要體現在：一是，由于制度隔離的存在，外部勞動力市場競爭因素對就業者的影響并不大，就業者同雇主進行討價還價的能力較強；二是，為了降低雇傭和培訓成本，雇主往往會通過增加工資、提升福利、改善勞動條件等措施來留住員工。而在次要勞動力市場，情況正好相反，一方面，由于大量非技能工人的存在，就業機會有限，雇主在雇傭關系中處于強勢地位，他們支付低工資甚至是生存工資就可以滿足用工需求，而勞動者工資議價能力不高，雇主為了防止工人勾結形成內部勞動力市場，甚至鼓勵就業者流動而不是通過提升工資等方式留住勞動者[21]。同時，制度分割的存在使得勞動力無法出清，無法實現長期均衡[22]，最終導致處于次要勞動力市場中的就業者無法通過職業流動來提升就業質量。

(二)工作轉換影響就業質量的實證進展

工作轉換對就業質量的影響研究主要體現在工作轉換對收入的影響，實證研究并沒有得到一致結論。部分研究認為，工作轉換對轉換者收入產生負效應。Jacobson等利用美國家庭收入動態調查(panel study of income synamics，PSID)數據估計了工作轉換帶來的收入損失，最終發現，工作經驗較長的就業者轉換工作將會導致每年25%的收入損失[23]。有研究者采用同樣的數據也得出類似的結論，轉換工作后6年甚至更長的時間內轉換工作者都會經歷大約9%的工資損失[24]。而Seninger利用1974年-1984年間收入參與動態調查(panel of survey on income participation)數據研究了工作轉換對收入的動態影響，結果發現，工作轉換產生的就業間隔(失業持續期)會降低起薪，失業間隔期越長的就業者，在新工作崗位上獲得的起點工資越低[25]。研究使用美國全國青年縱向調查數據(national longitudinal survey of youth，NLSY)分析了職業流動對工資收入的影響，研究發現，高的工作流動率反而會帶來低工資，特別是對于經驗豐富的工人，即使修正了個體固定效應后，這一消極效應仍然存在[26]。而采用新西蘭雇主雇員匹配數據(statistics New Zealand’s linked empl-oyer-employee database，LEED)，借助面板數據模型估計了工作轉換對就業者工資動態調整的影響。發現，換工作者和未換工作者收入掙得基本相同，但是在控制了可觀測的差異后，換工作者年工資增長要比未換工作者低約1.3個百分點，換工作者在高報酬公司獲得了0.3個百分點的工資上漲，但是可能損失1.6個百分點原有企業的年資回報，因此，對于年輕人和新移民工人來說，工作轉換對他們比較有利，轉換造成的損失最小[27]。而工作轉換的收入損失還存在國別差異，Pérez和Sanz利用歐洲社會家庭小組(European community household panel，ECHP)1994年-2001年間的調研數據，分析了工作轉換和工資變動之間的關系，在控制選擇性偏差后，計量結果顯示，工作轉換對工資變動產生顯著負效應，與停留者相比，工作轉換者會遭受工資損失，不過這個損失程度在不同國家間存在一定差異，如葡萄牙工作轉換者的工資損失約9%，德國工作轉換者的工資損失約22%，法國工作轉換者的工資損失約為14%，西班牙工作轉換者的工資損失約為10%[28]。而Rogerson等在假定保險市場缺失的情況下評估了工作轉換帶來的福利損失，最終發現，任期較長的工人在工作轉換中會有一個持續的收入損失，這一損失與失業帶來的損失幾乎相當，而長期失業保險可能惡化這一成本，政府資助提供的遣散費可能是處理流動風險更為有效的方法[29]。在流動就業到形成穩定雇傭關系的過程中，工資增長起著關鍵作用，保持工作穩定的關鍵因素是工資，而工資增長是工作轉換的最大結果。Lehmer等研究指出，工作轉換可以有效提升移民收入，特別是跨區流動在三年后更有效，而年輕人和鄉城移民在工作轉換中的回報更高[30]。

(三)工作轉換對就業質量的影響：評述及可拓展的實證方向

在理論上，轉換者-停留者模型認為低生產率的工人傾向于經歷持續的流動，而且這種流動傾向特征不會隨時間推移而消失，所以最終導致工作轉換對收入產生負效應。人力資本投資理論則強調了人力資本的可遷移性，通用性人力資本投資可在不同工作之間進行轉移，專用人力資本則具有不可轉移性，最終工作轉換對工資的影響取決于這兩個效應的沖減程度。工作搜尋模型強調了在職搜尋在工作轉換中的重要性，自愿流動更可能在流動前進行在職搜尋，從而獲得更高的收入，而非自愿流動遭受工資損失的可能性更大。工作匹配模型則強調，工作轉換提供了一個勞動力市場資源有效配置的機制，工人只有經歷一系列的工作匹配、離職和新工作匹配后，才能找到與其能力相匹配的最大化生產率的工作，因此，工作轉換對生命周期的工資增長有重要貢獻。分割勞動力市場理論則認為，制度分割的存在使得次要勞動力市場無法出清，難以實現長期均衡，最終導致處于次要勞動力市場上的就業者無法通過職業流動來提升其就業質量。

在實證研究上，關于工作轉換對工資的影響，實證研究也沒有取得一致結論。部分研究證實，工作轉換對轉換者收入產生負效應，但也有研究指出，工作轉換會顯著提升收入水平，不過工作轉換的收入效應很大程度上還受流動模式差異的影響。此外，工作轉換對職業流動影響的文獻也證實，工作轉換是搜尋更高質量的職業匹配的結果，而一般人們都會轉換到高職位工作。不過，對移民職業流動的研究也發現，遷移者在移民初期可能有一個向下職業流動，但隨著在輸入地居住時間的增加，移民有可能實現向上的職業流動。

不過，實證研究仍有以下幾個不足：一是，探討對象主要是永久性遷移者，缺乏對循環遷移者工作轉換及其對就業質量的影響效應研究。二是，考察工作轉換對勞動力市場結果的影響大多局限于工資的考察，很少從就業質量的角度去關注工作轉換的影響效應，如工作時間、勞動合同情況、社會保險參保情況等考察。僅有少量研究考察了工作轉換對養老保險、工作權限等的影響，研究利用威斯康星縱向數據，分析了被裁員的工人再次就業時在職業地位、工作權限以及雇主提供的養老金和保險等方面的福利損失及差異[31]。基于此，本文利用RUMIC2008-2010年的面板數據，在區分受雇就業和自營就業的情況下，探討工作轉換對農民工就業質量的影響。同時，對于農民工就業質量的衡量，構建客觀就業質量指數及其分指標，來探討工作轉換對收入、勞動合同、養老保險、工作時間等就業狀態的影響。

三、估計方法與數據說明

(一)就業質量測量

農民工就業質量測量結合采用了客觀指標指數及分指標，參考Erhel等的做法[32]，選取四個維度：收入、工作時間、勞動合同、社會保障。其中：收入是衡量就業質量最重要的指標，采用“月收入水平”來表示；工作時間，如果農民工的收入水平較高，但勞動時間過長，不能反映其就業質量就高，勞動法規定，平均周工作時間不得超過44小時。因此，工作時間使用“周工作時間”來表示；勞動合同，通常認為，對工資性就業者而言，簽訂了勞動合同意味著正規就業，合同期內的工資待遇及社會保障權益都有所保障，采用“是否簽訂固定或者長期勞動合同”表示；社會保障，選擇“是否參加養老保險”來表示，選擇養老保險的原因大致有以下幾個：一是，養老保險和醫療保險是城鎮社會保險最主要的兩個險種，而隨著新型農村合作醫療的推進，農民包括進城農民工的醫療保險得到一定改善，不過農民工養老保險的覆蓋率和保障水平依然不高，而是否參與養老保險成為衡量其就業狀態好壞的重要標桿；二是，隨著《城鎮企業職工基本養老保險關系轉移接續暫行辦法》和逐步實施的基礎養老金全國統籌，相對于其他社會保險來說，養老保險的惠及面及農民工參與主動性可能會有一定優勢。

對農民工就業質量總指數的測量，參考多維就業質量指數(multi-dimensional job quality Index)[33]來測量，首先對測量維度包含的指標進行標準化處理，標準化公式為：

(1)

客觀指標指數的計算還需要明確各指標的權重，而等權平均或者簡單平均法是常用的方法，這里我們同樣采用等權平均法來獲得客觀就業質量指數：

(2)

考慮到自營就業者與受雇就業者的差異，自營就業者不考慮勞動合同情況，其客觀就業質量指數采用如下公式：

(3)

(二)估計方法

就業質量指數、收入、工作時間等因變量為連續變量，可采用含有個體異質性的線性模型來估計：

yit=xitβ+ci+uit,t=1,…T

(4)

其中，yit為個體i在t期的結果變量，如就業質量指數、月工資收入或周工作時間。不可觀測到的個體異質性，使用ci來表示，uit為時變誤差項(idiosyncratic errors)。而xit為1×k維變量，包括時變變量(隨時間變化而變化)和非時變變量(不隨時間變化而變化)。

因此，xit也可以寫為ρturnoverit+witγ+ziδ+gtθ，那么線性估計模型可以寫為：

yit=ρturnoverit+witγ+ziδ+gtθ+ci+uit,t=1,…T

(5)

其中turnoverit為研究主要關注解釋變量：工作轉換，turnoverit為虛擬二值變量，其中出現工作變換為1，沒有發生工作轉換為0，wit為時變變量(年齡、外出時間等),gt為時間虛擬變量，zi為非時變變量(性別、受教育程度等)。

同時，我們還估計了工作轉換對農民工養老保險和勞動合同的影響，由于因變量是否參加養老保險和是否簽訂固定或者長期勞動合同均為離散變量，需要使用面板非線性模型來估計。

假設養老保險參與和固定或者長期勞動合同簽訂滿足下列非線性方程：

(6)

(7)

如果uit|(xit,ci)～normal(0,1)則可通過Probit來進行估計

p(yit=1|xit,ci)=φ(xitβ+ci),t=1,…T

(8)

其中yit為個體i在t期的結果變量，如是否參加養老保險、是否簽訂固定或者長期勞動合同，而ci為不可觀測到的個體異質性，uit為時變誤差項。

xit為1×k維變量，包括時變變量和非時變變量，非線性估計方程也可以寫為

p(yit=1|xit,ci)=φ(ρturnoverit+witγ+ziδ+gtθ+ci+uit),t=1,…T

(9)

(三)數據來源

數據均來自中國城鄉勞動力流動調查(Rural Urban Migration in China,下文簡稱RUMIC)的外來務工人員調查問卷，該調查在勞動力流入和流出數量最大的典型城市進行，包括廣州、東莞、深圳、鄭州、洛陽、合肥、蚌埠、重慶、上海、南京、無錫、杭州、寧波、武漢、成都15個城市進行，樣本抽取以及入戶訪談都由國家統計局系統協助完成，調查問卷由中外有關學者共同設計，保證抽樣的隨機性和科學性。

探討農民工就業質量，首先要對研究變量進行定義。一是，對于農民工，我們定義為，16-64歲目前正從事工資性工作或者自我經營的農村戶籍人口*樣本中務農、失業的比例較低，不足1%，而家庭幫工大多不領取工資，所以把三者全部刪掉。僅考慮就業樣本，即研究只分析受雇就業和自營就業兩種就業類型農民工。，即就業農民工可分為兩類，受雇就業(或工資性就業)和自營就業(或自雇就業)。由于外來務工人員追蹤調查比較困難，2008年初次調查后，在2009年和2010年調查時均使用了新住戶問卷和老住戶問卷來區別填寫，住戶的跟蹤存在一定的遺失率，數據為非平衡面板。二是，對于工作轉換進行定義，國外文獻通常使用“兩個連續調查期內是否從事同一份工作”來衡量，主要強調調查時點之間是否進行了工作轉換。而本文主要使用面板數據來探討工作轉換的影響，調查問卷設計了“您哪年開始從事當前這份主要工作的”和“您外出經商以來的第一份工作是不是您現在的工作”兩個選項，將工作轉換定義為在調查期當年內是否變換過工作，具體的設定為：調查年份為t年，如果被調查者開始從事當前這份工作的時間大于或等于t或者外出經商以來的第一份工作不是現在的工作，那么就定義為進行了工作轉換，否則界定為未進行工作轉換。與國內的定義相比，我們的定義更加強調最近一次轉換工作經歷，或者說我們更加強調最近一次換工作前的工作狀態與換工作后從事的當前這份工作的差異性。

根據變量定義，刪去數據缺失的樣本，獲得有效分析樣本14633個，其中受雇就業樣本10729個，自營就業樣本3904個。

(四)描述性分析

采用客觀指標指數，利用RUMIC2008-2010三年數據，對農民工的就業質量進行測量，得到的年度平均值，同時從四個測量維度分別進行均值描述。具體測量值見表1 所示。

表1　農民工就業質量指數及分指標

總體上來看，2008-2010年間受雇農民工就業質量穩重上升，就業質量環比分別增長約6%和10%，2010年就業質量增速略高于2009年。而從分指標來看，大致可以看出2010年就業質量提升增速主要是由于固定或長期勞動合同簽訂率大幅提升，2010年擁有固定或者長期勞動合同者相比2009年增速約為18.7%。除勞動合同外，工資水平和養老保險參與率都保持穩定增長。而對于周工作時間，整體上呈減少趨勢，但變化并不大，農民工加班現象依然普遍存在。而自營就業者就業質量測量情況看，2008-2010年間自營就業者就業質量略有上升，而分指標看，期間自營者月收入水平逐步提高，但養老保險在2010年出現下滑，周工作時間也在2009年出現增加趨勢。

考慮到受雇就業和自營就業從業差異，我們分為兩個子樣本進行分析，主要解釋變量分布特征，見表2。

首先，農民工的工作轉換情況，對于受雇就業者，3年間發生了工作轉換2580人次，占總樣本的24.05%，其中2008年的工作轉換發生率為22.77%，2009年的工作轉換發生率為27.56%，2010年的工作轉換發生率為22.95%，而對于自營就業者3年間轉換工作410人次，占總樣本的10.5%。對應于工作轉換的定義“調查期當年內是否變換過工作”，最終受雇就業者的工作轉換發生率為24.05%，這與工眾網工眾研究中心與清華大學社會學系聯合發布的《農民工就業“短工化”趨勢》調研結果基本相近“25%的人在近7個月內更換了工作”，這說明了農民工存在較高的工作轉換率，而且四分之一的農民工在一年內發生了工作轉換。

其次，外出農民工以男性已婚青年農民工為主，受雇就業者男性占到59.65%，略高于自營就業者男性占比(59.12%)，受雇就業者的年齡更小，平均比自營就業者低約5歲，自營就業者已婚的比例高達91%。再看受教育年限和培訓經歷，受雇就業農民工和自營就業農民工的最高受教育年限都在9年左右，這顯示，普及九年義務教育對于農村勞動力受教育水平有較大提升，而受雇就業農民工受教育年限略高于自營就業者，說明相對于自營活動，雇主對求職者的學歷有一定要求(如要求初中畢業等)。而受雇就業者有培訓經歷者達到27.66%，而自營就業者僅為11.17%，說明受雇就業者在從業企業接受的技能等培訓要高于自營就業者，另外相對于自營就業者，受雇就業者在進入勞動力市場前可能進行一些非農培訓(如“春潮行動”等)，在進入勞動力市場后為了維系其就業競爭力也可能自費進行一些培訓教育。而在外出時間上，受雇就業者外出時間也要比自營就業者低約4年，從事自營就業活動的農民工外出時間更長而且年齡更大，這可能與農民工自營活動的特點有關：需要一定的資金、技術或者社會關系積累，而經歷幾年的受雇就業后再轉入自營活動可能是農民工自營就業的主要實現路徑。在就業行業上，發現調查農民工主要在服務行業從業，受雇就業者有約34%在制造業和建筑業，而自營就業在制造業和建筑業從業的比例也僅6%。出現這種問題的原因在于制造業和建筑業農民工工作流動性高，而RUMIC調查以工作地(workplace)為主，追蹤調查丟失樣本量較大有關。而在從業企業規模方面，發現，受雇就業者大部分在小企業工作，約占總樣本的52%，而自營就業者所在企業的規模幾乎全部為小企業，占總樣本的98%左右。

表2　主要解釋變量描述性統計

四、實證結果與分析

實證檢驗借助經驗方程(5)和經驗方程(9)來完成，其中經驗方程(5)主要是對就業質量指數、收入和工作時間進行回歸分析，而經驗方程(9)主要是對養老保險參保情況、固定或者長期勞動合同簽訂情況進行計量分析。實證檢驗分兩步進行：第一步，分析工作轉換對就業質量指數的影響(區分受雇就業和自營就業)；第二步，分析工作轉換對就業質量分指標的影響，對受雇就業者而言，分指標包括收入、養老保險、勞動合同、工作時間四個，而自營就業者就業質量分指標包括收入、養老保險和工作時間三個。

對于連續變量靜態面板模型的估計，一般來講，如果ci和xit之間存在相關，使用固定效應模型(fixed effect)，如果ci和xit不相關，則采用隨機效應模型(random effect),采用豪斯曼檢驗(hausman test)可以判定采用。不過文章分析采用的部分關鍵變量如受教育程度、性別、就業地區等是非時變變量，不適合采用固定效應進行估計，隨機效應則具有這一優勢。同時由于我們的面板是短面板，只有三年的時間，使用固定效應估計會損失一定的自由度，最終對于連續變量靜態面板的估計，我們均采用隨機效應。而對于二值非線性面板模型，我們參考趙偉等在處理二元面板數據時候的作法[34]，采用隨機效應模型進行估計。

(一)工作轉換與就業質量:指數估計

對于工作轉換與受雇農民工就業質量指數的估計步驟，首先進行了OLS估計(模型①)，同時進行了隨機效應估計(模型②)，為了進一步控制個體異質性帶來的估計偏差，在模型③的估計中加入了離校時成績變量，用來控制素質等不可觀測的異質性帶來的估計偏差，同時考慮到樣本數據可能存在的異方差問題，在個體層面進行了聚類分析(cluster analysis)。而對于自營就業者的估計(模型④)，參照模型③的估計進行。

表3分別給出了受雇就業者和自營就業者工作轉換對就業質量指數影響的估計結果(模型①-模型④)。從模型檢驗來看，模型②、模型③和模型④在1%的顯著水平上都通過總體顯著性檢驗(wald test)，而從Breusch-Pagan LM檢驗結果來看，模型②、模型③和模型④也均在1%的水平上顯著，說明面板隨機效應模型估計要優于截面OLS估計。

首先，關注重點變量(工作轉換)與結果變量(就業質量指數)關系的估計，在控制其他因素的情況下，估計結果顯示：工作轉換對于受雇就業者有顯著負影響，而對于自營就業者有正影響，但并不顯著。受雇就業轉換者的就業質量指數要比未轉換者的就業質量指數低約4.74。工作轉換為什么對受雇就業者起到了負面作用，而提升了自營就業者的就業質量，需要進一步對就業質量分指標進行分析。

再看，控制變量對受雇就業者就業質量的影響，發現，主要控制變量對就業質量的影響符合預期，其中：就業質量隨年齡的增加而顯著降低，男性的就業質量要顯著高于女性，已婚者的就業質量要顯著高于未婚者；人力資本(受教育程度、培訓、工作經驗)對就業質量有顯著正影響，人力資本積累越多，就業質量越高；在制造業就業農民工的就業質量要顯著高于服務業，不過建筑業就業質量則顯著低于服務業；就業企業規模越大，農民工就業質量越高；長三角和珠三角地區農民工就業質量要顯著高于中西部城市，而長三角農民工就業質量與珠三角差異不大；相對于2008年來講，2009年和2010年農民工就業質量均有顯著提升；離校成績對農民工就業質量有顯著影響，離校時農民工成績越好，其就業質量越高。

同時，控制變量對自營就業者就業質量的影響，同樣發現一些估計符合預期，其中：受教育年限和培訓等人力資本因素對自營就業者的就業質量有顯著正影響，人力資本積累越多，自營就業農民工就業質量越高；在制造業和建筑業從事自營活動農民工其就業質量顯著高于服務業；長三角和珠三角自營就業者的就業質量要顯著高于中西部地區。

(二)工作轉換與就業質量：分指標估計

將就業質量采用分指標(收入、養老保險、勞動合同、工作時間)來表示，估計工作轉換對各分指標的影響，估計步驟和方法與就業質量總指數估計相同，其中對于養老保險、勞動合同的估計采用面板probit模型，估計方法使用隨機效應模型。受雇就業者的估計結果見表4，從模型檢驗結果來看四個模型(模型①、模型②、模型③和模型④)都通過了整體顯著性檢驗，而模型①和模型④通過Breusch-Pagan LM檢驗，模型②和模型③通過Likelihood-ratio 檢驗，說明面板隨機效應模型估計都要優于相應的截面估計方法(OLS或者Probit)。

表3　工作轉換與農民工就業質量：總指數

注：行業以其他行業為參照組，地區以中西部地區為參照組，企業規模以100人以上企業為參照組；*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

表4　工作轉換對受雇就業者就業質量的影響：分指標比較

注：行業以其他行業為參照組，地區以中西部地區為參照組，企業規模以100人以上企業為參照組；*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

從估計結果可以發現：工作轉換對受雇就業者的收入、養老保險、勞動合同均有顯著負影響，工作轉換會減少就業者的收入，降低養老保險參保率和固定或長期勞動合同的簽訂率，而工作轉換也顯著加重就業者的勞動負擔，增加其工作時間。

工作轉換對收入產生負面影響，轉換者比未轉換者工資低約8.54%(exp(-0.0893)-1)，這與Pérez 和Sanz、Stevens的研究結論一致，不過工資損失比例略低于兩者的估計(兩者估計的工資損失均超過10%)。這可以從幾個方面進行解釋：一是，農民工大部分為普通勞動力，從業崗位對技能要求較低，自身勞動生產率也不高，加上轉換工作的壁壘不高，使得農民工更傾向于通過工作轉換來改善就業待遇，高的工作流動性不利于技能等人力資本積累，從而產生了負效應；二是，工作轉換使農民工實現了新的工作匹配，但在轉換初期，其勞動生產率是未知的，其工資是企業該崗位勞動生產率的平均體現，而不是個人真實的勞動生產率反映，所以相對于未轉換者，出現了一定的工資損失；三是，專門培訓等人力資本投資具有不可轉移性，工作轉換可能使農民工損失一定的專用人力資本投資從而對工資產生負面影響；四是，工作轉換可能使得農民工同時損失一些社會資本，如朋友圈或者同事關系，融入新企業或者當地生活需要一個調整期，這會影響農民工的勞動生產率進而影響工資收入。

工作轉換對養老保險和勞動合同同樣產生顯著負影響，轉換者養老保險參保率比未轉換者低約7.57%(模型②求邊際效應得到)，而其固定或長期勞動合同簽訂率也要比未轉換者低約9.48%(模型③求邊際效應得到)，這說明工作轉換會降低受雇者的工作保障，這可以從以下兩個方面來理解：一是，養老保險轉續機制尚不成熟，農民工工作轉換后難以續接和轉移養老金，使得養老保險參保出現一定的降低；二是，工作轉換后受雇就業者要重新簽訂勞動合同，其前期工齡在新企業不再計算，首份合同大多以短期勞動合同為主，相對于未轉換者來說，其固定或者長期勞動合同簽訂率也會降低。不過，工作轉換增加了工作時間，轉換者比未轉換者周工作時間高出約0.83個小時。因為目前受雇就業者的周平均工作時間已達到58.57個小時，超過法定周工作時間約50%，受雇就業者勞動供給基本到了上限，再通過延長勞動時間來增加產出的可能性不大。

下面再看工作轉換對自營就業者就業質量影響的分指標比較，具體估計結果見表5，三個模型都通過了整體顯著性檢驗，而模型①和模型③通過Breusch-Pagan LM檢驗，模型②通過Likelihood-ratio 檢驗，估計方法可行。

結果顯示，工作轉換提升了自營就業者的養老保險參保率，而對收入和工作時間是負面影響，但對養老保險的影響并不顯著。

表5　工作轉換對自營就業者就業質量的影響：分指標比較

注：行業以其他行業為參照組，地區以中西部地區為參照組，企業規模以100人以上企業為參照組；*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

具體而言，工作轉換對自營就業者的收入的影響顯著為負，轉換工作者其收入要比未轉換者低約9.63%(exp(-0.1012)-1)。而工作轉換對自營就業者勞動時間有顯著負影響，工作轉換降低了自營就業者的工作時間，轉換工作者的周工作時間要比未轉換者低約1.36個小時。這可能是自營就業者工作轉換后降低了勞動供給，相應收入水平也下降了，這可能有兩個原因：第一，新創業企業或者自雇經營活動在初期業務活動較少，自營者投入的勞動時間不多，其工作時間可能要低于未轉換者；二是，自營者轉換工作時，可能已經有一定的收入積累，當收入達到一定水平后，閑暇需求增加，這會降低他們的勞動供給，另外自營職業者進行工作轉換也有可能為了得到更多的閑暇時間。

轉換者參加養老保險的概率比未轉換者高，但并不顯著。這與自營就業者本身養老保險參保率較低有關，總樣本中自營就業者的參保率僅有6%，而且現有養老保險制度在轉續、保障力度等方面也可能遠低于自營者的預期，其參保積極性并不高，即使出現工作轉換，仍維持了較低的參保率，與未轉換者差異并不大。

(三)工作轉換對就業質量的影響：穩健性檢驗

以上分析強調了工作轉換對當期就業質量的影響，僅僅關注轉換工作的當期效應，而工作轉換對就業質量的影響可能存在跨期效應，也就是說在t期以前出現的工作轉換，如t-1，t-2等期的工作轉換也可能對當期就業質量產生影響，不考慮滯后效應，可能導致工作轉換對就業質量影響存在低估。因此，將滯后2期以內的工作轉換與調查期當年轉換合并為一項處理跨期效應，即“近三年內是否轉換工作”作為關注的核心變量，這樣做的依據為：一是，農民工單份工作的持續期不長，如《農民工“短工化”就業趨勢研究報告》同時顯示，農民工就業呈現“短工化”趨勢，2008年開始上份工作的農民工，工作只持續了2.2年，而工作轉換大多在近三年內完成；二是，工作史的追憶數據，三年內對于工作經歷的記憶是比較準確的，如比較有代表性的追蹤調查數據庫——中國家庭收入調查(CHIP)在對工作轉換的考察項目就設計為“您在最近3年中是否換過工作單位”。因此，采用“三年內是否變換工作”重新定義工作轉換(簡稱定義2)，估計工作轉換對農民工就業質量的影響，檢驗當期工作轉換對就業質量影響結果的穩健性。估計方法和步驟與當期工作轉換(簡稱定義1)相同，具體估計結果如表6所示，為了分析的簡潔性，僅僅給出定義2所關注變量的估計系數和顯著性，并與定義1的估計結果進行比較。

從表6 可以看出，兩種定義估計系數的符號和顯著性基本一致，估計結果具有較強的穩健性。從定義2的估計系數來看，就業質量指數、收入、養老保險、勞動合同的系數相對于定義1的估計在不同程度上都有所減小，這一結果也進一步證實，工作轉換對農民工就業質量有一定的跨期影響。隨著時間的推進，當期工作轉換帶來的負面沖擊會被部分補償，這符合專用人力資本投資理論假設，可能與轉換后進行的新的專用人力資本投資有關。而對于自營就業而言，兩次估計的結果也具有較強的穩健性，定義1和定義2關于工作轉換對收入和工作時間的影響效應均顯著為負，且估計系數在不同程度上有所減小，進一步證實工作轉換對自營者就業質量的影響存在跨期效應，當期工作轉換帶來的負面影響在后期逐漸減弱。

表6　工作轉換對農民工就業質量的影響：穩健性檢驗

注：*，**，***分別代表在10%，5%和1%水平下顯著。

五、結果討論

利用RUMIC2008-2010年面板數據，在區分受雇就業和自營就業的情況下，探討了工作轉換對農民工就業質量的影響，結果發現：從就業質量總指數來看，工作轉換顯著降低了受雇就業者的就業質量，而對自營就業者的就業質量的影響不顯著。而將就業質量通過分指標表示時，發現工作轉換降低了受雇就業者的收入、養老保險的參保率和固定或長期勞動合同的簽訂率，增加了勞動時間。而對自營就業者而言，工作轉換對工作時間和收入有顯著負影響，但對養老保險參與率的影響不顯著。進一步地，考慮工作轉換的跨期效應，采用“三年內是否變換過工作”重新定義工作轉換，來估計工作轉換對農民工就業質量的影響，檢驗當期工作轉換對就業質量影響的穩健性。發現，兩種定義對受雇者與自營者就業質量影響的符號和顯著性基本一致，估計結果具有較強的穩健性。

不管是受雇就業者還是自營就業者，農民工工作轉換對其就業質量提升并沒有產生顯著積極影響，而實際情況是，近年來農民工群體就業流動特征明顯，且呈現短工化趨勢。既然工作轉換無助于提升其就業質量，為什么農民工還要頻繁轉換工作呢？

可以從以下幾個角度進行理解：第一，本文的研究局限于工作轉換的短期效應。本文的實證研究是基于RUMIC2008-2010年數據估計，但畢竟三年的時間還是太短，只能看作是工作轉換對就業質量的短期效應，缺乏對工作轉換長期效應的考察，而轉換工作的成本是即時發生的，換工作的收益卻需要更長的時間體現，本文得出的工作轉換對就業質量具有跨期效應正好說明了這一點；第二，農民工工作轉換的意愿性。由于2008-2010年正好是金融危機后的幾年，制造業企業遭受較大的損失，出口受阻，利潤下滑，甚至中小型加工貿易企業破產倒閉，而這些企業正好是農民工就業較為集中的勞動密集型企業，因此，受金融危機影響，農民工的工作轉換可能更多的是被動流動，如被解雇、遣散或調崗，非自愿轉換無助于提升就業質量，因此區分自愿與非自愿工作轉換是進一步拓展的方向；第三，農民工群體就業機會的同質性，就業崗位集中在低端勞動力市場。部分學者認為農民工頻繁換工作的背后具有經濟理性或者是“用腳投票”的色彩。這只是通過單純的工作轉換行為來分析農民工的就業流動性，沒有更深入地挖掘農民工頻繁轉換工作背后的真正的原因。中國在漸進式改革過程中，經濟轉型并不必然形成市場化經濟體制[35]。我國的城市勞動力市場同樣存在嚴重的分割，特別是戶籍制度下城鄉身份的分割。這種城鄉身份的分割使得農民工在城市勞動力市場遭到了就業歧視，包括就業崗位的獲得和工資決定[36]。農民工主要集中在建筑、制造、餐飲服務等勞動密集型行業，就業崗位的同質性較高，屬于競爭行業的普通崗位，因此，工作轉換更多是水平流動，缺乏向上流動的渠道。

這一結論有較強的政策含義，如何通過有效的制度設計引導農民工穩定就業、適度流動。一是健全完善覆蓋城鄉的公共就業服務體系，依托公共就業信息服務平臺打造公共就業服務圈，提升農民工就業信息質量，促進就業匹配和就業質量提升;二是，健全并實施針對農民工的職業技能培訓制度，提升農民工就業能力。多方位開展對農民工的職業培訓，提升其技能水平，才能與高質量就業崗位的技能需求相匹配，解決其就業質量偏低問題。三是，改變產業發展模式，創造高質量的就業機會，促進農民工職業向上流動。同時，引導企業放眼長遠利益，以員工為中心，分享經濟，構建和諧穩定勞動關系。

參考文獻：

[1]勞動與社會保障部勞動科學研究所課題組.農民工市民化的“中國路徑”[N].經濟參考報,2013-02-07(2).

[2]Perticara M C.Wage mobility through job mobility[R].ILADES-Georgetown University Working Papers inv,Ilades-Georgetown University,Universidad Alberto Hurtado/School of Economics and Bussines,2004.

[3]Topel Robert A.Ward Michael P.Job mobility and the ca-reers of young men[J].The Quarterly Journal of Economics,1992,107(2):439- 479.

[4]陳曉.農民工“短工化”愈演愈烈[N].民生周刊,2012-02-20(8).

[5]劉林平,萬向東,張永宏.制度短缺與勞工短缺——“民工荒”問題研究[J].中國工業經濟,2006(8):45-53.

[6]梁雄軍,林云,邵丹萍.農村勞動力二次流動的特點、問題與對策——對浙、閩、津三地外來務工者的調查[J].中國社會科學,2007(3):13-28.

[7]劉士杰.人力資本、職業搜尋渠道、職業流動對農民工工資的影響——基于分位數回歸和OLS回歸的實證分析[J].人口學刊,2011(5):16-24.

[8]李強.中國大陸城市農民工的職業流動[J].社會學研究,1999(3):93-101.

[9]Blumen I,Kogan M,McCarthy P J.The industrial mobility of labor as a probability Process[M].Cornell Studies of Industrial and Labor Relations,6,Ithaca,NY:Cornell University Press,1955.

[10]Becker Gary S.Investment in human capital:a theoretical analysis[J].Journal of Political Economy,1962,70(5):9- 49.

[11]Parsons Donald O.Specific human capital:an application to quit rates and layoff rates[J].Journal of Political Economy,1972,80(6):1120-1143.

[12]Mortensen D T.Wages,separations,and job tenure:on-the-job specific training or matching? [J].Journal of Labor Economics,1988,6(4):445- 471.

[13]Longhi S,Taylor M.Occupational change and mobility among employed and unemployed job seekers [J].Scottish Journal of Political Economy,2013,60(1):71-100.

[14]Keith K,McWilliams A.The wage effects of cumulative job mobility[J].Industrial & Labor Relations Review,1995,49(1):121-137.

[15]Fuller S.Job mobility and wage trajectories for men and women in the united states[J].American Sociological Review,2008,73(1):158-183.

[16]Jovanovic B.Job matching and the theory of turnover[J].Journal of Political Economy,1979,87(5):972-90.

[17]Topel R.Specific capital and unemployment:measuring the costs and consequences of job loss[C].∥Carnegie-Roch-ester Conference Series on Public Policy.North-Holland,1990(33):181-214.

[18]Farber H S.The analysis of inter-firm worker mobility[J].Journal of Labor Economics,1994,12(4):554-593.

[19]Doeringer Peter B,Piore Michael J.Internal labor markets and manpower analysis[M].New York:M.E.Sharpe,Inc,1985.

[20]Ryan Paul.Segmentation,duality and the internal labour market[M].In Frank Wilkinson(ed.),The Dynamics of La-bour Market Segmentation.London and New York,NY:Aca-demic Press,1981,3-20.

[21]Taubman P,Wachter M.Segmented labor markets[M].In O.Ashenfelter & R.Layard(Eds.),Handbook of Labor Economics,Amsterdam:North-Holland,1986.

[22]Kerr Clark.The balkanization of labor markets[M].In W.Baake(ed),Labor Mobility and Economic Oppoitunity(New York:Wiley),1954.

[23]Jacobson L S,LaLonde R J,Sullivan D G.Earnings losses of displaced workers[J].The American Economic Review,1993,83(4):685-709.

[24]Stevens A H.Persistent effects of job displacement:the importance of multiple job losses[J].Journal of Labour Economics,1997,15(1),165-188.

[25]Seninger S.Jobless spells and re-employment wages[J].Applied Economics,1997,29(9):1169-1177.

[26]Munasinghe L,Sigman K.A hobo syndrome? mobility,wa-ges,and job turnover[J].Labour Economics,2004,11(2):191-218.

[27]Hyslop D,Maré D C.Job mobility,and wage dynamics[R].Statistics New Zealand LEED research paper,2009,Available at SSRN:http://ssrn.com/abstract=1532456 or http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.1532456.

[28]Pérez J I G,Sanz Y R.Wage changes through job mobility in Europe:a multinomial endogenous switching approach[J].Labour Economics,2005,12(4):531-555.

[29]Rogerson R,Schindler M.The welfare costs of worker di-splacement [J].Journal of Monetary Economics,2002,49(6):1213-1234.

[30]Lehmer F,Ludsteck J.The returns to job mobility and inter-regional migration:evidence from germany[J].Papers in Regional Science,2011,90(3):549-571.

[31]Brand J E.The effects of job displacement on job quality:findings from the Wisconsin longitudinal study[J].Research in Social Stratification and Mobility,2006,24(3):275-298.

[32]Erhel C,Guergoat-Larivière M,Leschke J,et al.Trends in job quality during the great recession:a comparative approach for the EU[J].CEE-ETUI Document de travail,2012,161.

[33]Leschke J,Watt A.Challenges in constructing a multi-di-mensional European job quality index[J].Social Indicators Research,2014,118(1):1-31.

[34]趙偉,趙金亮,韓媛媛.異質性、沉沒成本與中國企業出口決定:來自中國微觀企業的經驗證據[J].世界經濟,2011(4):62-79.

[35]陳釗,萬廣華,陸銘.行業間不平等:日益重要的城鎮收入差距成因——基于回歸方程的分解[J].中國社會科學,2010(3):65-76.

[36]張春泥.農民工為何頻繁變換工作——戶籍制度下農民工的工作流動研究[J].社會，2011,31(6):153-177.

(本文責編：王延芳)

Can Job Change Effectively Enhance Employment Quality of Migrant Workers?

MING Juan，WANG Ming-liang

(SchoolofEconomicsandCommerce,GuangdongUniversityofTechnology,Guangzhou510520,China)

Abstract：Job change is supposed to be the fastest and most effective way to enhance the employment quality of migrant workers.Migrant workers change occupations frequently in the urban labor market.Can job change effectively improve their quality of employment? This article uses RUMIC 2008-2010 panel data to explore the impact of job change on the quality of employment of migrant workers.Empirical results show that job change has significantly negative effects on the quality of employment of wage-employees from the total employment quality index,and has no significantly effects on the quality of self-employed.And the quality of employment is indicated sub-index,the results show that job change has negative effects on income,signing rate of pension participation and labor contracts,while increases working hours.As for the self-employed,the job changes have a significant negative impact on the work time and income,but the impact on pension participation rate is not significant.The result has strong robustness if we change the definition of job change.

Key words:job change;quality of employment;wage-employment;self-employment

中圖分類號：F243.1

文獻標識碼：A

文章編號：1002-9753(2015)12-0049-14

作者簡介：明娟(1980-)，女，湖北黃石人，廣東工業大學經濟與貿易學院“青年百人計劃”特聘副教授，博士，研究方向：勞動力流動、就業。

基金項目：國家社科基金重點項目“推動更高質量的就業研究”(項目編號：13AZD005);國家社科基金青年項目“勞動遷移與農民工回流動態決策機制研究”(項目編號：10CJL029)。

收稿日期：2015-08-24修回日期：2015-12-15