家庭成員隨遷對流動人口穩定就業的影響及其機制

王 宇，翟振武

(1.南京郵電大學 人口研究院，江蘇 南京 210042；2.中國人民大學 人口與發展研究中心，北京 100872)

一、問題的提出

就業是勞動者獲得生活所需物質資料的主要方式，流動人口在流入地穩定就業是提升其生活質量的前提和基礎。然而，流動人口的就業穩定性較差，大部分流動人口在城鄉、不同行業和企業之間頻繁轉換。2017年國家衛健委流動人口動態監測數據顯示，流動人口頻繁更換工作地點，有超過半數的流動人口流動過2個及以上城市，超過1/4的流動人口流動過3個及以上城市。在新生代青年流動人口群體中，高流動性與短工化的就業已經成為一種常態[1]。這種就業不穩定性一方面不利于流動人口自身職業發展，另一方面也影響了用工單位的正常運轉。

近年來，家庭化遷移流動日漸成為人口流動的主要方式。2017年國家衛健委流動人口動態監測數據顯示，有超過七成的已婚新生代流動人口與核心家庭成員在流入地共同生活。因此，在流動人口家庭化的趨勢下，分析家庭成員隨遷對流動人口穩定就業的影響及其機制具有理論和現實意義，也符合國家不斷提高流動人口就業質量的需求。

二、理論框架、文獻綜述與研究假設

(一)配偶隨遷與流動人口穩定就業

配偶作為核心家庭成員之一，承擔著家庭勞動和社會勞動的責任，對另一半的就業具有重要影響。多數研究證實，與配偶一同流動的人在城市工作和生活的時間會更長,即配偶隨遷對促進流動人口穩定就業起著積極作用[2-3]。據此提出假設：

假設1: 配偶隨遷對流動人口穩定就業產生正向影響。

依據家庭人力資本理論，家庭成員的年齡、工作經歷、經濟收入等均屬于家庭人力資本，也可稱為“家庭稟賦”，而且家庭人力資本存在“外溢”效應[4]。因此，配偶在流入地從事有收入的勞動會對流動人口穩定就業起到一定的正向促進作用，據此提出假設：

假設1a:隨遷配偶良好的勞動力市場表現對流動人口穩定就業起正向促進作用。

以往研究認為，女性群體在遷移流動就業中多處于弱勢地位，即遷移流動對妻子就業產生消極影響，而對丈夫就業產生積極影響[5-6]。據此提出假設：

假設1b:配偶隨遷對流動人口穩定就業的影響可能存在性別差異。

(二)子女隨遷與流動人口穩定就業

子女是否隨遷對流動人口在流入地的就業也有影響。國內相關研究認為，子女通常是父母在流入地工作的重要動力[7-8]，子女的到來增加了家庭支出，進而促使其父母更加穩定地工作。而依據母職懲罰理論，子女對父母就業的影響可能會存在差異。本文研究對象為未成年子女(多數為處于非高等教育階段的子女)，他們沒有經濟收入，日常生活支持均由父母提供。不同性別和年齡階段的子女在上學、生活消費等方面存在差異，因此，不同性別和年齡階段的隨遷子女對流動人口就業的影響可能也不同。由此提出假設2:子女隨遷對流動人口的就業穩定性產生影響；

假設2a：子女隨遷通過增加家庭支出間接促使父母穩定工作；

假設2b:子女隨遷對母親的影響和對父親的影響存在差異；

假設2c:不同性別的隨遷子女對父母就業的影響不同；

假設2d:不同年齡階段的隨遷子女對父母就業的影響不同。

三、數據來源、變量選取與描述性統計

(一)數據來源

本文選取2017年中國流動人口動態監測(CMDS2017)專題問卷C的調查數據作為主要的實證支撐數據。該專題問卷分別對蘇州市、鄭州市、青島市、廣州市、長沙市、西雙版納傣族自治州、重慶九龍坡區、烏魯木齊市共8個地區的流動人口開展了重點調查，基本覆蓋了我國東、中、西三大區域。該調查采用分層、多階段、與規模成比例的PPS抽樣方法，總樣本量達到13 998個，樣本代表性較好。

由于本文研究核心家庭成員隨遷對流動人口穩定就業的影響，為了使研究樣本具有良好的一致性，選擇在流入地居住1年及以上、非本區(縣、市)戶口且從事非農產業工作1年以上的已婚流動人口樣本作為分析對象。(1)原問卷中將流動人口界定為在流入地居住1個月及以上、非本區(市、縣)戶口的15周歲及以上的男性和女性流動人口。鑒于本文研究的需要，無法考察短時間內的就業狀態，且隨遷家庭成員被界定為與流動人口本人同年間流出，故將樣本界定為在流入地居住1年及以上，且從事非農工作的已婚流動人口。經過篩選、剔除無回答、相關變量缺失的個案后，最后保留有效樣本4 318個。 此外，本文還選用2013年流動人口動態監測專題數據作為輔助數據來驗證結果的穩健性，選取的工具變量均來源于宏觀統計數據。

(二)變量選取與描述性統計

基于前文提出的研究假設和已獲得的數據，具體變量設置如下：

被解釋變量：流動人口在流入地的就業狀態。對應CMDS2017問卷中的問題：“您何時開始本次流動的”(即本次流動時間長度)和“您從什么時候開始這項工作”(即本次工作持續時間長度)，將后者與前者的比值作為流動人口在流入地持續工作的指標。參照已有學者的做法，將該比值大于等于3/4的定義為流動人口處于穩定就業狀態；若樣本在流入地現有工作崗位上工作時間等于或超過6年，也將其定義為處于穩定就業狀態[9]。只要滿足其中一個條件，則為穩定就業狀態，賦值為1；其他情況為不穩定就業狀態，賦值為0。

核心解釋變量：配偶隨遷和子女隨遷。配偶隨遷為二元虛擬變量，若配偶隨遷則賦值為1，若配偶未隨遷則賦值為0。子女隨遷是指父母帶著子女一起在流入地生活。一般來說，年滿18周歲的子女會陸續離開老家去讀大學或參加工作，所以本文僅考慮18周歲以下的子女。子女是否隨遷為二元虛擬變量，若子女隨遷則賦值為1，若子女未隨遷(留守在老家或被寄養在親戚家)則賦值為0。

控制變量：在比較和分析家庭成員(配偶、子女)對流動人口就業的影響時，為了更好地辨識核心解釋變量對被解釋變量的獨立影響，基于前文進行的文獻梳理，并充分考慮數據可得性，本文將分別從個體特征(性別、年齡、受教育程度)、核心家庭成員特征(配偶年齡、配偶受教育程度、子女個數)、工作特征(行業性質、月收入)和流動特征(流動身份、流動范圍、流動城市)四個方面選取控制變量。

1.個體特征

被訪者性別：根據問卷中被訪者填寫的信息，本文將其處理為二分類虛擬變量，男性賦值為1，女性賦值為0。

被訪者受教育程度：受教育程度是衡量個體社會地位和人力資本的重要指標，流動人口的受教育程度越高，職業發展前景也越好，從而影響其在城市就業的穩定性。按照問卷中問題選項的類別，將被訪者受教育程度歸納為以下四個類別：小學及以下、初中、高中及中專、大專及以上，并分別從低到高賦值為1～4，數值越大，表示受教育程度越高。

2.核心家庭成員特征

配偶受教育程度：流動人口配偶的受教育程度屬于家庭的人力資本，可能會對流動人口在流入地的工作產生影響。同樣按照問卷中回答選項的類別，將其歸納為以下四個類別：小學及以下、初中、高中及中專、大專及以上，并分別從低到高賦值為1～4，數值越大，表示受教育程度越高。

子女個數：子女個數決定核心家庭成員的總數，無論子女是否隨遷，子女數量都可能對父母工作產生影響。因此，本文在模型中加入子女個數作為控制變量，該變量為連續變量，以真實子女個數來表示。

3.工作特征

行業性質：指流動人口所從事工作的類型。本文將所有行業劃分為4類，分別賦值為1～4，1代表制造業，2代表服務業，3代表建筑業，4代表其他行業。

月收入：勞動收入作為流動人口在流入地生活的重要來源，是其在城市扎根的基礎。為此，需要在控制收入變量的前提下，分析家庭成員隨遷對流動人口穩定就業的影響情況。依據調查對象對問卷中：“您個人上個月(或上次就業)工資收入/純收入為多少？”的回答，取月收入的自然對數作為連續變量納入定量模型中。

勞動合同：流動人口與用工單位簽訂勞動合同，不僅可以維護自身合法權益，也為其就業提供了勞動保障。所以，該變量也會對流動人口在流入地穩定工作產生影響，在定量模型中有必要控制這一要素。本文將其劃分為二分類虛擬變量，界定為簽訂了勞動合同和沒有簽訂合同，分別賦值為1和0。

4.流動特征

流動身份：流動身份亦即流動人口的戶籍類型，城市戶籍和農村戶籍的流動人口在流入地的生活及工作狀態可能會存在差別，因此需要納入控制變量加以控制。本文將“城-城”流動群體賦值為1，“鄉-城”流動群體賦值為0。

流動范圍：流動人口跨越的行政區域范圍可能與其工作穩定性有關，流動范圍的大小使流動人口受到的區域阻隔、社會交往等多方面產生差異，為此，需要將其納入控制變量范疇。本文依據問卷中的信息將其處理為二分類虛擬變量，跨省流動賦值為1，非跨省流動賦值為0。

流入地：問卷中作為流入地的8個城市(區、州)的經濟區位和地理條件均存在差異，對流動人口的生活工作狀態可能會產生影響，故在分析流動人口工作穩定性時，不能忽視這一因素，應將其納入模型當中加以控制。本文對8個城市(區、州)從1～8進行編碼。表1為所有變量的描述性統計結果。

表1 變量的分布情況

四、實證分析

本文首先設定基準回歸模型，再將上述預設的變量帶入模型中，探究核心家庭中配偶、子女隨遷是否會影響流動人口穩定就業(工作持久度)以及影響的大小和方向；其次探討不同類型隨遷家庭成員通過哪些途徑影響流動人口就業狀態；最后，對不同群組家庭成員隨遷對其就業狀態的影響差異進行討論，依次驗證前文提出的假設。

1.基準回歸模型分析

從表2的回歸結果來看，第(1)列(未加入控制變量)和第(2)列為核心家庭樣本的普通Probit(未考慮內生性)回歸結果。在控制了其他變量后，配偶隨遷與子女隨遷均對流動人口穩定就業產生了顯著正向影響。與配偶未隨遷的流動人口相比，配偶隨遷的流動人口穩定就業的概率高34.6%；與子女未隨遷的流動人口相比，子女隨遷的流動人口穩定就業的概率高16.8%，前文提出的假設1和假設2得以證實。

表2 基礎二元Probit回歸和兩階段IV-Probit回歸結果

模型可能存在遺漏變量及反向因果關系導致的內生性問題，因此將前文中已經找出的且針對不同家庭成員的工具變量代入到已設定的IV-Probit模型中進行兩階段回歸，wald檢驗結果內生性。其中，原核心自變量與工具變量個數相等，即恰好識別。第(3)列第一階段的回歸結果中，所選取的工具變量與核心自變量高度相關，即可說明工具變量的強相關性。第(4)列的核心自變量系數值小于基準回歸結果，說明工具變量只能解釋一部分結果，其中wald檢驗的chi2值為2.83，p值為0.245，證明接受核心自變量是外生的原假設[10-12]。

2.影響機制研究

首先，從家庭人力資本理論出發，考察隨遷配偶對調查對象穩定就業的影響。隨遷配偶在流入地勞動力市場的表現可能會對流動人口就業起調節作用，為了驗證該假設，本文選取“配偶本次流動是否以務工/工作為流動原因”(W1)和“配偶在流入地的勞動收入是否超過流動人口本人”(W2)作為調節變量。

表3報告了加入調節變量W1和W2后的回歸結果。第(1)列配偶隨遷變量與“配偶本次流動是否以務工/工作為流動原因”進行交互，結果顯示配偶隨遷對流動人口就業的影響與配偶在流入地是否進入勞動力市場顯著正相關，交互項的回歸系數為0.505，并且在5%統計檢驗水平上顯著，說明配偶隨遷對流動人口穩定就業的影響因為配偶在流入地從事有收入的經濟活動而增強。第(2)列配偶隨遷變量與“配偶在流入地的收入是否超過流動人口本人”進行交互，發現當隨遷配偶的收入超過流動人口本人時，可以顯著影響流動人口的穩定就業。W2與配偶隨遷的交互項系數為0.493，并且在5%統計檢驗水平上顯著。也就是說，隨遷配偶在流入地的收入超過流動人口本人會對流動人口的穩定就業起到積極促進作用。以上結果可以充分支持前文提出的假設1a。

表3 隨遷配偶的流動特征對流動人口穩定就業的作用機制

其次，以流動人口隨遷子女為切入點，分析隨遷子女是否通過增加家庭支出進而影響流動人口的穩定就業。在此引入家庭支出作為中介變量，考察子女隨遷行為對流動人口穩定就業的影響。鑒于此處的被解釋變量和解釋變量均為分類變量，中介變量為連續變量，傳統的中介效用方法對變量類型的限制較為苛刻，而Bootstrap方法對變量類型及分布要求相對寬松，與其他中介效應驗證方法相比統計效力較高。所以本文在該處選用Bootstrap方法檢驗中介效應(間接作用)，該檢驗方法是根據標準誤理論概念，將大樣本量作為樣本總體，進行有放回抽樣，從而得到較為準確的標準誤[13-16]。

表4結果表明，子女隨遷通過提高家庭支出促使流動人口穩定就業。從各效應系數符號和顯著性來看，總效應、直接效應和間接效應的系數符號均為正，且在1%統計檢驗水平上顯著，進而可以斷定家庭日常生活支出起著中介效果[17]。在總效應方面，子女隨遷對流動父母在流入地的穩定就業起到顯著的促進作用(與前文中基準回歸結果一致)；直接效應方面，結果通過顯著性檢驗，再次說明核心自變量對因變量的顯著正向影響；間接效應方面，結果通過顯著性檢驗，充分說明中介變量起著顯著的中介效果。子女隨遷行為對流動人口穩定就業影響的總效應系數為0.081 4，直接效應系數為0.074 1，間接效應系數為0.007 3，中介效應占比8.97%。前文提出的假設2a得到了驗證。

表4 家庭支出在子女隨遷對流動人口穩定就業影響中的中介作用

3.異質性擴展

(1)配偶隨遷對流動人口穩定就業的影響可能存在性別差異

已有研究發現，男性群體和女性群體在就業市場中的勞動參與情況不同。夫妻共同遷移時，男性群體可能屬于“獲益者”，而女性群體多半為“受害者”[18]。表5分析了配偶隨遷對流動人口穩定就業的影響是否存在性別差異。

由表5可見，無論妻子隨遷還是丈夫隨遷都會促進另一半在流入地穩定就業。但是，相比于丈夫隨遷對妻子穩定就業的正向作用，妻子隨遷對丈夫穩定就業的影響效果略大(妻子隨遷對丈夫穩定就業的影響系數為0.362，丈夫隨遷對妻子穩定就業的影響系數為0.323，且在1%水平上高度顯著)。該結果充分證明了假設1b。

表5 隨遷配偶對流動人口穩定就業影響的性別差異

(2)隨遷子女對母親和父親穩定就業的影響存在差異

由表6可知，在控制了其他變量的情況下，子女隨遷對父親和母親在流入地的穩定就業均有著正向影響，且均在1%統計檢驗水平上高度顯著，說明無論對于父親還是母親來說子女隨遷都有利于他們穩定工作，但對于父親穩定就業的正向促進作用略大于母親(子女隨遷對父親穩定就業的影響系數為0.362，對母親穩定就業的影響系數為0.293)。這可能是因為在我國傳統的家庭分工中，母親承擔的家庭照料職責要多于男性，子女隨遷對母親的工作產生的消極影響多一點。女性更傾向于找能夠照顧家庭的工作，她們選擇的工作類型比男性更少，存在更大的分化。而父親相對于母親，工作穩定性受子女隨遷的影響較小。前文提出的假設2b得到證實。

表6 子女隨遷對父親/母親穩定就業的影響

(3)隨遷子女性別對父母穩定就業的影響存在差異

隨著社會的不斷進步，中國傳統的“重男輕女”思想已經弱化。但是，不同性別的子女隨遷對父母穩定就業的影響仍然存在差異。當流動父母有多個子女時，隨遷子女個數可能會多于一個，因此本文在考察子女性別對父母在城市穩定就業的影響差異時，以隨遷子女中的年長子女作為研究樣本，具體實證結果如表7所示。

表7 隨遷子女性別對流動人口穩定就業的影響

在表7中，無論男孩還是女孩的隨遷對流動父母穩定就業的影響均為正向的，并且在1%統計檢驗水平上顯著。但是，女孩隨遷對于父母穩定就業的促進作用略大于男孩(女兒隨遷對流動人口父母穩定就業的影響系數為0.192，兒子隨遷的影響系數則為0.159)。由此可見，隨遷子女的性別對父母在城市穩定就業的影響存在差異。這可能因為兒子隨遷導致父母的經濟負擔相對更重，家庭支出更多，心理壓力更大，父母會通過頻繁更換工作獲得更高的工資收入。因此，攜帶兒子隨遷的父母就業穩定性低于攜帶女兒隨遷的父母，前文提出的假設2c得到證實。

(4)隨遷子女年齡階段對父母穩定就業的影響

不同年齡階段的子女消費水平不同，家庭支出也不同，而家庭支出可能會影響流動父母的工作穩定性。為此，本文對未成年隨遷子女進行劃分：0～6歲為學齡前階段、7～12歲為小學階段、13～18歲為中學階段，進一步研究不同年齡階段的子女對流動父母穩定就業的影響。從表8可以發現，如果隨遷子女處于學齡前階段，子女隨遷對其父母在流入地的穩定就業影響不顯著。這可能因為該年齡段的子女不需要花費父母大量的時間和精力照顧，父母在就業方面受到的牽絆較少。如果隨遷子女處于小學階段，父母在流入地的就業穩定性在一定程度上受到影響，且該系數在10%統計檢驗水平上顯著。隨遷子女進入當地小學上學，會促使父母固定在一個地方工作。相比之下，如果隨遷子女為13～18歲，處于初、高中階段，子女對其父母在流入地穩定就業的促進效果更加突出，該影響系數在1%水平上高度顯著。這可能由于該年齡階段的隨遷子女處于成長關鍵時期，當他們在流入地學校接受初、高中教育時，基本不會更換就學地點，所以對于隨遷子女的父母來講，穩定工作的可能性會更高，前文提出的假設2d得到證實。

表8 不同年齡階段子女隨遷對流動人口穩定就業的影響

五、結論與建議

綜上所述，核心家庭成員隨遷會對流動人口的穩定就業起著積極的促進作用。其中，隨遷配偶加入當地勞動力市場并獲得勞動收入對流動人口穩定就業產生正向影響。隨遷子女通過增加家庭支出促使父母穩定工作，不同性別和年齡階段的子女對流動人口穩定就業的影響不同。家庭規模小型化、流動人口家庭化是我國未來長期存在的趨勢，流動人口配偶和子女的隨遷問題值得關注。基于本文研究結論，提出以下建議：

首先，政府可以制定促進流動人口家庭流動的相關配套支持政策，加大對流動人口職業培訓的力度，提高流動人口的職業素養和專業技術能力，增加他們的工作機會。其次，對于用工單位來說，可以增加適宜流動人口“夫妻檔”的工作崗位，提高流動人口配偶就業機率；自覺與勞動者簽訂合同，保障勞動者的合法權益；為勞動者繳納社保公積金，降低其失業風險。再次，要完善教育政策，實現教育公平，解決隨遷子女教育問題。隨遷子女在流入地上學會促使其父母更穩定地工作，子女所處的學齡階段越高，越容易促進他們的父母在流入地穩定就業。政府應該從多方面關心和幫扶流動人口困難家庭，為流動人口長期留在城市生活和發展提供動力。最后，還要進一步完善社會保障體系，擴大社保覆蓋面，讓流動人口享受和本地人一樣的社會福利，實現公共服務均等化，提高流動人口在流入地的居留意愿，為他們穩定就業創造良好的社會條件。