家庭稟賦如何影響就業？
——對失地農民的考察

馬繼遷，鄭宇清

（常州大學史良法學院，江蘇常州213164）

家庭稟賦如何影響就業？
——對失地農民的考察

馬繼遷，鄭宇清

（常州大學史良法學院，江蘇常州213164）

文章利用中國家庭動態跟蹤調查（CFPS）數據，分析了失地農民的家庭稟賦對其就業機會與就業質量的影響。就業機會方面，家庭社會資本、家庭文化資本、家庭經濟資本都有助于失地農民就業。家庭社會資本主要對自雇就業起顯著積極的作用，家庭文化資本主要對受雇就業產生積極推動作用，家庭經濟資本對促進失地農民自雇就業或受雇就業，都具有顯著正向的影響，對自雇就業的影響更大。就業質量方面，對于受雇失地農民而言，家庭社會資本的積極功效集中于職業發展上，家庭文化資本的正向功效主要表現在工作穩定性方面，家庭經濟資本對就業質量的四個方面（工資收入、工作穩定性、職業發展、工作滿意度）都有正向影響。

失地農民；家庭稟賦；就業機會；就業質量

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.10.018

一、引言

失地農民是20世紀90年代以來，隨著我國城市化速度加快、城郊土地被大量征用而出現的一個特殊群體，其規模十分龐大。有學者按城市化率來推算失地農民的數量，認為中國城市化率達到50%時，將有7800萬失地農民［1］。按照這個推測，粗略地看，目前失地農民在8000萬以上。（2011年末城市化率達到51.27%）另據國土資源部預測，2020年我國失地農民總數將超過1億［2］。土地被征用，意味著整個生產方式和生活方式的改變，這對失地農民來說，是很痛苦的事。城市勞動力市場上，原本嫻熟的農業生產技術就失去了用武之地，自由散漫的農業勞作方式也難以適應節奏快紀律嚴明的城市工作。在從務農職業向非農就業轉變中，失地農民的再就業面臨著艱難困境。失去土地后，能否順利地實現非農就業？就業質量狀況，如收入、工作穩定性、職業發展、工作滿意度等怎么樣？這些問題成為隨之而來、需要持續考察的課題。

家庭是傳統農村社會的基本構成單位，是農民的基本生活共同體。親屬關系是個人生活網絡的核心部分，親屬之間互相依賴相互支持，形成一個穩定團結的生活共同體。對農民而言，家庭也是基本福利供給單位，承擔著農業生產、經濟扶持、生活保障、福利供給等多重功能，為個人的發展創造條件。

家庭稟賦是家庭成員及整個家庭共同享有的資源和能力，可分為家庭經濟資本、家庭文化資本、家庭社會資本等多種形式。家庭稟賦由家庭成員共同利用，是個人發展能力的拓展。家庭的經濟、文化、社會等方面的資源能夠為個人的行動提供各種有用的支持，可以調用而引入到職業活動中去，從而影響人們的職業行動和職業效果。作為一種結構性因素，家庭稟賦對失地農民就業行為的影響十分重要。本文考察將家庭稟賦的兩方面作用：首先，家庭稟賦如何影響失地農民的就業機會？進而，對失地農民就業質量會產生何種影響？

二、文獻回顧

失地農民的家庭稟賦條件不同，就業情況也會有差異，國內外許多相關文獻對此作了論證。國外學者的研究證明了家庭背景對個人就業地位具有重要影響。如，Russell W.Rumberger對白人和黑人男性的家庭背景與成年后經濟地位的關系進行研究后發現，白人男性的家庭經濟背景對其成年后的經濟收入有著直接的影響［3］。George Psacharopoulos采用收益決定因素路徑模型分析了家庭背景對收入的影響后發現，家庭背景與教育、個人能力等因素能解釋個人收入的1/3［4］。國內學者從家庭社會資本、文化資本、經濟資本等角度，研究了家庭稟賦對失地農民就業情況的影響。

總體上看家庭社會資本對失地農民的就業具有積極影響。寧光杰運用2008年的農村——城市移民調查數據（RUMIC），探討了中國由農村流向城市的勞動力的就業狀況。結果表明，社會網絡對自我雇傭選擇有較大的作用，擁有豐富的社會資本顯著提高了自我雇傭的可能性，同時社會網絡也有助于自我雇傭者和長期工的收入提高［5］。然而，陳浩對長三角失地農民的研究發現，家庭社會資本（直系親屬中有鄉村或企業干部）構成長三角失地農民職業層次提升的必要而非充分條件，農民擁有社會資本只是具備追求高端就業的第一步，其成功性可能還取決于其他條件（人力資本等），但缺乏社會資本，卻會顯著擴大其從事低層次職業（如短期雇工）的概率［6］。

家庭文化資本方面的影響，較少被學者們所考察。李永友在浙江省寧波市的調查發現，家庭成員的學歷對失地農民失地后的工作關系認同度有顯著影響，學歷越高，失地農民工作關系認同度相對也較高，但在河南省周口市卻對失地農民工作關系認同度沒有顯著影響。家庭成員在相對好的部門工作，對其他家庭成員獲取穩定和有保障工作關系的影響，在周口市顯著而在寧波市不顯著［7］。

家庭經濟資本方面，家庭收入尤其是征地補償款或拆遷補償款的影響，對失地農民就業的影響比較明顯。有研究發現，家庭收入是影響失地農民是否退出勞動力市場的重要因素。家庭人均純收入越高則失地農民越少參與勞動力市場。2006年家庭人均純收入每增加1%，失地農民退出勞動力市場的概率增加0.9%［8］。張暉發現，拆遷收入變量對失地農民再就業具有明顯的抑制的作用，拆遷獲得的補償收入及租金收入越高，失地農民越不愿意被雇傭或者自主創業［9］。然而，另有學者得出了不同結論。如謝勇發現，征地補償金數額的增加與生活補助費的獲得，對失地農民從事本地非農就業、外出打工均沒有產生顯著影響，只是大大降低了他們從事農業工作的概率［10］。當然，較高的家庭生活水平對工作滿意度會產生正向影響［11］。

總體上看，探討家庭稟賦對失地農民就業狀況（尤其是就業質量）影響效應的文獻還相對較少，已有相關文獻的分析還不夠深入。基于全國性調查數據，探究家庭稟賦資源對失地農民就業情況的影響，具有很大的研究潛力。

三、研究假設

格蘭諾維特認為，人不是脫離社會結構、社會關系原子式地進行決策和行動，而是“嵌入”于具體的、當下的社會結構、社會關系中做出符合自己主觀目的的行為選擇［12］。因此，家庭作為基本社會結構單位，家庭稟賦資源對個人具有重要制約作用，個人的社會行動受制于家庭的影響。

布勞—鄧肯提出的地位獲得模型，探討了家庭背景因素對個人職業獲得的影響。他們用父親教育程度、父親職業表示家庭背景因素，利用美國1962年實施的“一代內的職業變遷”數據分析后發現，父親教育程度和父親職業等先賦性因素對個人當前職業地位有重要影響，擁有更好家庭背景的個人，找工作時會獲得更好的機會［13］。可以看出，鄧肯—布勞模型主要偏重家庭經濟社會地位，其中涉及家庭經濟資本和家庭文化資本的影響。科爾曼認為，鄧肯—布勞模型沒有關注到社會資本維度，他強調家庭社會資本的作用，認為家庭社會資本是無形的，存在于人際關系網絡之中［14］。

依照上述理論，我們認為，失地農民的家庭稟賦資源——家庭社會資本、家庭文化資本、家庭經濟資本同時對失地農民的就業行為發揮重要作用。土地被征后，失地農民的就業呈現出失業、受雇就業、自雇就業三種形態［10］。失地農民的經濟行動嵌入于家庭之中，其就業行動是家庭決策的結果，是一種家庭生計策略，目的是使家庭全體成員福利最大化［15］。

家庭社會資本是通過家庭的社會階層地位和家庭成員的社會關系獲得的資本，能夠為失地農民提供更多的就業信息和工作機會，幫助他們減少搜尋工作的成本，獲得雇傭工作。已有的一些研究也證實，社會網絡對自雇就業選擇有顯著作用，豐富的社會資本大大提高了自我雇傭的可能［5］。根據布勞—鄧肯的職業獲得模型，父親的教育程度首先對個人教育程度產生影響，進而影響到個人的職業獲得。也就是說，家庭文化資本是以個人教育為中介變量，進而對個人職業獲得產生影響的。由此而推，對失地農民來說，父母親的文化程度越高，失地農民本人的教育水平也相對高些，因此獲得工作的機率也大。家庭經濟資本是家庭社會地位的一個重要表現。家庭經濟條件好，便利了失地農民的創業，也有助于其找到工作。基于上述分析，提出假設1。

假設1，就業機會假設：家庭稟賦對失地農民的就業機會有一定影響。

假設1a：家庭社會資本越高，失地農民就業的可能性越大；

假設1b：家庭文化資本越高，失地農民就業的可能性越大；

假設1c：家庭經濟資本越高的失地農民，越可能就業。

作為家庭成員及整個家庭共同享有的資源和能力，家庭稟賦豐富程度與家庭的社會地位緊密相關。家庭社會地位高，家庭資本豐富的失地農民，更可能運用社會網絡、財力資源等干擾勞動力市場的運作，從而獲得優勢職業。家庭地位與職業地位互相建構，呈現出階層關聯的趨勢。因此家庭稟賦豐裕，受雇工作后個人的收入也相對較高。于是可以提出假設2。

假設2，工資收入假設：家庭稟賦對受雇失地農民的工資收入具有一定影響。

假設2a：受雇失地農民的家庭社會資本越高，其工資收入也越高；

假設2b：家庭文化資本越高的失地農民，其受雇就業后的工資收入更高；

假設2c：家庭經濟資本越高的失地農民，其受雇就業后的工資收入更高。

失地農民依賴家庭進行就業決策，其就業行為不僅是出自自身利益的考慮，更是考慮家庭整體收益最大化的結果。家庭所擁有的經濟、社會、文化資源越多，失地農民所獲得優質工作的機會越大，受雇就業后的工作越是穩定，失業的機率較低。因此，可以提出假設3。

假設3，工作穩定性假設：家庭稟賦對失地農民受雇就業后的工作穩定性產生影響。

假設3a：家庭社會資本越高的失地農民，受雇后的工作越穩定；

假設3b：家庭文化資本越高的失地農民，受雇后的工作越穩定；

假設3c：家庭經濟資本越高的失地農民，受雇后的工作越穩定。

失地農民受雇工作后，自然會面臨職業發展問題。家庭稟賦在很大程度上決定了失地農民的發展平臺和空間，他們通過使用、轉換和再生產這些家庭資源來增加他們的物質財富和職業發展的能力。因此，可以提出假設4。

假設4，職業發展假設：失地農民的家庭稟賦對其職業發展具有一定影響作用。

假設4a：失地農民的家庭社會資本越高，越容易晉升為管理干部；

假設4b：家庭文化資本越高的失地農民，晉升為管理干部的機率越大；

假設4c：家庭經濟資本越高的失地農民，晉升為管理干部的機率越大。

家庭不僅可以為其成員提供物質上的支持，也可以帶來情感上的支持。前文的論述表明，家庭稟賦資源有利于失地農民獲得較高質量的工作。通過失地前后工作情況的比較，失地農民對當前受雇工作的整體滿意度會比較高。

假設5，工作滿意度假設：失地農民的家庭稟賦與其受雇就業后的工作滿意度相關。

假設5a：家庭社會資本越高的失地農民，工作滿意度越高；

假設5b：家庭文化資本越高的失地農民，工作滿意度越高；

假設5c：家庭經濟資本越高的失地農民，工作滿意度越高。

四、數據、變量和方法

（一）數據來源

本研究使用的數據來自2010年中國家庭動態跟蹤調查（CFPS）。中國家庭動態跟蹤調查（CFPS）是一項全國性的綜合社會跟蹤調查項目，由北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）負責實施。CFPS樣本覆蓋25個省/市/自治區（不含香港、澳門、臺灣以及新疆維吾爾自治區、西藏自治區、青海省、內蒙古自治區、寧夏回族自治區、海南省），代表了中國95%的人口，共發放樣本19 986戶，最終完成了14 960戶家庭、33 600名成人、8 990名少兒的訪問。樣本中有被征地農民3 281人。本研究只關注那些年齡在18～59歲的失地農民樣本，共3 083人。

（二）變量設計

1.因變量

因變量為就業機會、就業質量。就業機會意指是否通過受雇或自雇的形式實現了就業。就業質量是指整個就業過程中勞動者與生產資料結合并取得報酬或收入的具體狀況之優劣程度的總和，它是反映就業機會可得性、工作穩定性、工作場所的尊嚴和安全、機會平等、收入、個人發展、勞資關系及工作滿意度等內容的多維概念，可以通過多種指標綜合評價［16］。從勞動者個體層面看，既包括客觀的就業狀況指標，也包括主觀感受和心理狀態等指標。本文將失地農民的就業質量操作化為工資收入、工作穩定性、職業發展、工作滿意度等四個方面展開評價。

（1）就業機會。問卷中詢問了被訪者目前的工作情況，選項有三類：無工作、自己經營、在單位工作。在統計分析時，“無工作”賦值為0，“自己經營”（自雇）賦值為1，“在單位工作”（受雇）賦值為2，以“無工作”為參照組。不管“自己經營”還是“在單位工作”，都認為是獲得就業機會。

（2）工資收入。問卷中詢問了被訪者“去年您平均每月工資有多少”，單位為“元”。數據分析發現，收入呈現偏態分布，因而在建立模型進行統計分析時，我們對之取自然對數，以便使其接近正態分布。在后文中，我們將對受雇失地農民的月均工資收入做對數回歸模型。

（3）工作穩定性。受雇失地農民的工作穩定情況如何呢？問卷中的問題是“過去1年，您工作了幾個月（有薪時間）”，該變量是個連續性變量，回答為0-12不等。為了更清晰有效地考察失地農民的工作穩定性，我們將該連續變量轉化為一個二分類變量，“0～11個月”賦值為“0”，“12個月”賦值為“1”。若選項是1，表明失地農民在過去一年連續工作了12個月，沒有失業，工作比較穩定；若選項是0，表明失地農民在過去一年最多連續工作了11個月，就失業了，工作穩定性差。

（4）職業發展。失地農民受雇工作后，或者成長為高技能人才或者晉升為管理干部，從而獲得職業發展。由于樣本中受到技能培訓的失地農民很少，本文著重考察失地農民晉升為管理干部的機率。問卷中詢問了被調查者是否具有行政管理職務。若具有行政管理職務，則為管理人員，否則為普通人員。模型中將“管理人員”賦值為1，“普通人員”賦值為0，“普通人員”為參照組。

（5）工作滿意度。在問卷中，分別詢問了被訪者對目前的“工作收入”、“工作安全性”、“工作環境”、“工作時間”、“工作的晉升機會”的滿意度，也問了“目前工作的整體滿意度”。選項有五個等級，將五個等級分別賦分，由低到高分別是：“非常不滿意”為1分、“不太滿意”為2分、“一般”為3分、“比較滿意”為4分、“非常滿意”為5分。為了更加準確地了解失地農民對工作的主觀滿意程度，我們將這六個方面的得分分別相加，得出失地農民的工作滿意度，它是一個取值在6～30之間的連續變量。

2.自變量

家庭稟賦變量包括家庭社會資本、家庭文化資本、家庭經濟資本三類。

（1）家庭社會資本。問卷中詢問了失地農民的社會交往情況。我們選擇其中一個問題，作為表征失地農民社會資本的變量，這個問題是：“今年春節期間，有幾家朋友拜訪您家？”。“春節有幾家朋友來拜訪”是一個連續性變量，為了更好地觀察家庭社會資本的影響作用，我們生成“春節有幾家朋友來拜訪的平方項”這一新的變量。

（2）家庭文化資本。用父親受教育程度和母親受教育程度來表示家庭文化資本。原始問卷中詢問了被訪者父親和母親的受教育程度，其選項分為文盲/半文盲、小學、初中、高中、大專、大學本科、碩士、博士等八類。我們把這些類別合并為五類：文盲/半文盲、小學、初中、高中、大專及以上。回歸分析中，我們將教育程度轉化為教育年限，將其直接納入回歸模型。本研究中使用父母雙方中受教育程度較高者的受教育年限作為此變量的測量方式。父親母親受教育年限為連續性變量。

（3）家庭經濟資本。用“家庭成員總收入”來表示失地農民的家庭經濟資本。“家庭成員總收入”指包括被調查者在內的所有家庭成員的年收入總和。這是反映家庭經濟狀況的綜合性指標，包括工資、獎金、補貼、分到個人名下的紅利等的總和，以元為單位。在統計分析時，我們對之取自然對數，使之更加符合多元線性回歸的條件。

3.控制變量

（1）年齡。問卷中詢問了被訪者的出生日期。我們用調查年份即2010減去出生年份，得到被訪者的年齡（歲）。我們把年齡、年齡的平方項同時引入模型。這樣做的原因在于，一般情況下，在進入勞動力市場的初期，隨著工齡或年齡的增加，勞動者的工資先會有一段上升期，到達一個峰值后，逐漸穩定并緩慢下降，一直持續到其退休。

（2）性別。男性賦值為1，女性賦值為0。以女性為參照類別。

（3）黨員身份。被訪者的政治面貌分為五類：中共黨員、民主黨派、無黨派人士、團員、群眾。為分析方便，將該變量進行轉換，使其成為一個二分類虛擬變量（黨員身份），黨員賦值為1，非黨員賦值為0。

（4）受教育年限。原始問卷中教育程度的分類為：文盲/半文盲、小學、初中、高中、大專、大學本科、碩士、博士等八類。我們把這些類別合并為五類：文盲/半文盲、小學、初中、高中、大專及以上。回歸分析中，我們將教育程度轉化為教育年限，將其作為間距變量直接納入回歸模型。具體轉換方法為：文盲/半文盲=0，小學=6，初中=9，高中=12，大專=15，大學本科及以上=16。

（5）地區。我國東部、中部、西部區域環境存在很大差異。根據相關規定，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省（市）；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省；西部地區包括的省級行政區共12個，分別是四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古。按照上述劃分，我們對樣本所在省份進行合并，建構出地區變量，包括西部、中部、東部三類。統計分析時，分別對西部、中部、東部賦值1、2、3，以西部作為參照組。

變量的描述性統計匯總見表1所列。

表1　變量的描述統計表

五、數據分析結果

（一）家庭稟賦對就業機會的影響

表2呈現的是家庭稟賦對失地農民就業機會影響的無序多分類Logistic回歸分析的結果。模型1和模型2是以“無工作”為參照，模型3是以“自己經營”為參照。

模型1中，“春節有幾家朋友來拜訪”的回歸系數為0.071，“春節有幾家朋友來拜訪的平方項”的回歸系數為-0.002，說明來訪朋友數的影響為倒“U”型趨勢，頂點為17（0.071/（0.002×2）=17.75）。當春節來訪的朋友數在17家以下時，隨著來訪朋友數量的增加，失地農民“自己經營”的機率逐漸上升；當春節來訪的朋友數超過17家后，隨著來訪朋友數的增加，失地農民“自己經營”的機率又逐漸降低，來訪朋友數對失地農民就業的這種影響十分顯著。模型2顯示，家庭社會資本對失地農民“自己經營”的影響，沒有達到顯著水平。前文統計顯示，“春節有幾家朋友來拜訪”的均值為4.9，春節來拜訪朋友超過17家的占比很小。總體上看，失地農民社會資本對其就業有積極影響，假設1a得到驗證。當然，這種影響主要表現在對自雇形式就業的促進上。

父母受教育年限的回歸系數只在模型2中顯著。具體來說，失地農民的父母親每多接受一年教育，失地農民“在單位工作”的機率將上升43%（e0.042-1≈0.043）。家庭文化資本對失地農民的就業有積極作用，主要表現在對受雇就業的推動方面。這一結論支持假設2a。

在其他變量不變的情況下，家庭總收入的自然對數每增加一個單位，失地農民“自己經營”的機率將增加133%（e0.847-1≈1.333），“在單位工作”的機率將增加69%（e0.524-1≈0.689）。家庭經濟資本對促進失地農民自雇就業或受雇就業，都具有顯著的正向推動作用，相比之下，對失地農民自雇就業的作用更大。假設1c得到驗證。

表2　估計失地農民就業機會的Multinomial logistic回歸模型

續表2

（二）家庭稟賦對就業質量的影響

表3呈現的是家庭稟賦對失地農民就業質量影響的回歸分析結果。

1.對工資收入的影響

家庭社會資本對失地農民受雇就業后的工資收入具有顯著的負向影響。春節來拜訪的朋友每增加一家，工資收入下降0.9%（1-e-0.009≈0.009）。家庭文化資本的影響也為負向，父母親所受教育每增加一年，失地農民的工資收入降低1.6個百分點（1-e-0.016≈0.016）。家庭經濟資本對失地農民的工資收入呈現積極正向的影響，在控制了其他變量的情況下，家庭總收入的自然對數每增加一個單位，失地農民的工資收入上升42.5%（e0.354-1≈0.425）。因此，假設2a、假設2b未得到驗證，假設2c被證實。

2.對工作穩定性的影響

家庭社會資本對失地農民受雇就業后的工作穩定性具有顯著的負向影響。春節期間來訪的朋友每增加一家，工作穩定性下降4.8個百分點（1-e-0.049≈0.048）。假設3a沒有被驗證。家庭文化資本的影響為正向，父母親所受教育每增加一年，失地農民的工作穩定升高6.3%（e0.061-1≈0.063）。家庭經濟資本的影響更為顯著，家庭總收入的自然對數每增加一個單位，失地農民的工作穩定程度上升83.3%（e0.606-1≈0.833）。統計結果支持假設3b、假設3c。

3.對職業發展的影響

家庭社會資本有利于失地農民受雇就業后的職業發展。春節期間來訪的朋友每增加一家，獲得職業發展的機率增加6個百分點（e0.058.1≈0.060），社會資本對職業發展的積極功效明顯。而家庭文化資本對失地農民職業發展的影響不顯著。家庭經濟資本對失地農民的職業發展也呈現正向影響趨勢，在控制了其他變量的情況下，家庭總收入的自然對數每增加一個單位，失地農民晉升為管理干部的機率上升47.6%（e0.389-1≈0.476）。由此，假設4a、假設4c得到驗證，假設4b未能被證實。

4.對工作滿意度的影響

家庭社會資本、家庭文化資本對失地農民受雇工作的綜合滿意度都無顯著影響，假設5a、假設5b未被驗證。家庭經濟資本則呈現出顯著的正向影響，在其他變量不變的情況下，家庭總收入的自然對數每增加一個單位，失地農民的工作滿意度升高0.446分，假設5c得到支持。

表3　估計受雇失地農民就業質量的回歸模型

六、研究結論與討論

本文的研究表明，家庭背景等結構性因素制約著失地農民的職業獲得，失地農民的家庭稟賦對其就業形式與就業質量，都具有重要影響。由家庭社會資本、文化資本、經濟資本等構成的家庭稟賦資源，為失地農民的再就業提供了動力基礎。

結論1：家庭稟賦有助于失地農民以自雇或受雇形式實現就業。家庭社會資本主要對自雇就業起顯著積極的作用，家庭文化資本的正向功效主要在于受雇就業，家庭經濟資本對促進失地農民自雇就業或受雇就業，都具有積極正向的影響，相比之下對自雇就業的影響更大。

這些發現說明，對于那些家庭稟賦雄厚的失地農民，獲得就業機會的機率很高，失業的風險較低。對他們來說，失地后選擇去自營還是打工，才是要考慮的關鍵問題。

家庭社會資本對自雇形式有積極效應。對此可能的解釋是，社會資本多，意味著網絡關系密集，有更多機會接觸到政府機構和市場，能方便地獲得各類資源和支持，拓寬了就業渠道，便利了自主創業。前文研究發現，家庭文化資本主要對受雇就業產生積極影響。父母親文化程度較高的家庭，子女受教育水平也相對較高，這對求職起到積極推動作用。家庭文化資本對受雇就業積極影響效應的機理，還需后續研究深入探討。統計結果表明，家庭經濟資本對自雇或受雇就業都起到積極作用，對自雇就業的作用更大。家庭為個人創業提供原始資金，幫助他們跨過資金束縛，較好的家庭經濟條件也為失地農民自主經營增加了自信，減少了后顧之憂。該發現與一些研究結果不一致，如張暉對蘇州高新區失地農民的調查發現，那些拆遷收入和房租收入高的家庭，被雇傭或自主創業的可能性降低［9］。這可能是由于樣本差異所致。

結論2：家庭稟賦對受雇失地農民的就業質量具有一定影響。對受雇就業的失地農民，家庭稟賦的作用主要集中在家庭經濟資本因素。家庭經濟資本不僅對受雇失地農民的工資收入產生積極作用，也使得其工作更為穩定、更可能獲得職位晉升，工作滿意度也更高。而家庭社會資本主要對職業發展產生一定的正向影響，家庭文化資本的主要功效在工作穩定性。

家庭經濟資本的正向效應明顯且持效，值得注意。家庭經濟條件較好，意味著較高的社會地位。優勢地位有助于家庭成員干擾勞動力市場的運作，從而獲得較高質量的工作，因此在工資收入、穩定性、發展空間、工作滿意度等方面仍然會有優勢效應凸顯出來。研究發現，家庭經濟資本是家庭稟賦三項變量中對失地農民就業影響最大的因素。由于家庭經濟資本對于家庭社會關系網絡、家庭文化資本等家庭資源來說是基礎性因素，因此三項家庭稟賦變量中家庭經濟資本的作用更為深遠，對失地農民就業的支持作用也更加突出。

在中國農村社會，家庭是農民生產經營的最基本單元，農民家庭就是一個小“企業”，在這個小“企業”里，經濟條件、文化氛圍、網絡關系等都是農民個人從事經濟行動的重要支持資源。個人鑲嵌于家庭之中，個體的行為受制于家庭稟賦狀況和家庭決策的約束，代表了家庭整體的選擇和支持。在失地農民就業過程中，不可忽視家庭稟賦差異所帶來的就業回報差異。本文中，家庭稟賦對失地農民就業產生了積極顯著的效應，這充分體現了失地農民就業的家庭依附性特征。家庭稟賦對失地農民就業機會、就業質量的種種影響表明，作為結構性變量，其作用在某些方面還要高于個體因素。家庭稟賦與個體因素共同作用于失地農民的工作場域，這在一定程度上是對布勞—鄧肯“地位獲得模型”理論的進一步驗證和補充。

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［責任編輯：張青］

How Does Family Endowment Affect Employment？—An Investigation to Land-lost Peasants

MA Ji-qian，ZHENG Yu-qing
（ShiLiang School of Law，Changzhou University，Changzhou 213164，China）

Using the data from the China Family Panel Studies，this paper analyzes the effects of family endowment on landlost peasants'employment opportunities and employment quality.In terms of employment opportunities，family social capital，family cultural capital and family economic capital all contribute to the employment of land-lost peasants.Family social capi?tal mainly plays an active role in self-employment.Family cultural capital mainly contributes land-lost peasants to work as employees.Family economic capital has a significant positive influence on not only self-employment but also employment，and has a greater impact on self-employment by comparison.In terms of employment quality，the positive effect of family so?cial capital on landless peasants'employment concentrates on their career development，family cultural capital mainly plays an active role in the aspects of job stability.Family economic capital has a positive influence on the four aspects of employ?ment quality，including wage income，job stability，career development and job satisfaction.

land-lost peasants；family endowment；employment opportunities；employment quality

F272.9

A

1007-5097（2016）10-0116-07

2016-07-10

國家社會科學基金青年項目（13CRK026）；江蘇高校“青藍工程”資助項目

馬繼遷（1980-），男，甘肅白銀人，副教授，博士，研究方向：勞動社會學與社會政策；鄭宇清（1994-），男，甘肅天水人，社會工作專業學生，研究方向：應用社會學。