农民工职业转换对其收入流动的影响

■ 叶方方（暨南大学经济学院 广州 510632）

研究概述

改革开放以来，随着大量的农村人口涌入城市，人口流动成为一种普遍的现象，农民工逐渐成为人们关注的焦点，农民工的工作具有不稳定性，职业流动性强是我国农民工的特征之一（白南生、李靖，2008；吕晓兰，2013；严善平，2006），职业流动按是否跨越城市分为跨城流动和同城流动，而本文研究的是在同一个城市里面的工作转换行为，职业流动性强指的是农民工在单位时间内的转换工作的频率快，这与农民工的年龄，性别，受教育程度，培训以及劳动力市场中的制度歧视相关，以户籍制度为代表的歧视是农民工职业流动高于城镇居民的主要原因（李长安，2010）。有些研究从性别角度进行分析发现职业流动对收入的影响（林李月、朱宇，2014；吕晓兰、姚先国，2013；宋月萍，2007）。有些从行业角度分析职业流动对收入的影响（黄乾，2010；吕晓兰、姚先国，2012）。吕晓兰、姚先国、吴晓刚将职业流动的原因进行划分并且认为不同原因职业流动对收入影响是不一样的，这些研究对于分析职业流动对收入的影响提供了很好的借鉴作用，但是这些文献仅从职业流动的视角进行细分并暗含农民工是同质的假定，其实农民工内部是存在异质性的，目前没有文献研究职业流动对农民工内部不同群体的影响。那么，农民工内部存在怎样的差异？不同的职业流动对不同的农民工会产生怎样的影响？本文试图将农民工进行划分且研究不同职业流动类型对收入流动的影响。

目前职业流动对收入所产生的影响也没有一个明确的结论（李强，1999；吴晓刚，2008；吴愈晓，2011），黄乾运用赫克曼两阶段法分析得出行业内工作转换对低收入农民工的收入增长有显著的正向影响，而对高收入农民工的收入增长有显著的负向影响；行业间工作转换对所有收入层次的农民工的收入增长有显著的负向影响，吴愈晓认为职业流动是提升低学历劳动者的主要途径，而高学历劳动者而言，人力资本是影响其收入的最重要因素。马瑞运用最小二乘回归方法得出职业流动对农民工的收入具有显著的正向影响，但其调查的的样本量不足，仅有296例，吕晓兰、姚先国认为女性在就业中受到歧视，对男性农民工来说，不管是何种形式的主动流动均对其后续收入有显著的提升作用；而对于女性农民工来说，只有工作原因的主动流动可显著提升其后续收入；家庭原因的主动流动反而会降低其后续收入。罗楚亮，李实认为劳动力在不同行业之间的流动性增强导致行业间工资差距的均等化趋向。

综上所述，现存的相关文献对理解农民工及其职业流动提供了有意义的分析视角。但是目前没有文献研究职业流动对收入流动的影响，以往的研究关注职业流动对绝对收入的影响，仅仅考虑农民工的截面收入差距而忽略了个体在整体经济收入中位置的变化。即忽略个体排序在整体收入分布中的变化。而本文重点关注由于职业流动所带来的农民工收入的结构变化，从收入流动的视角去分析职业流动所带来的影响。

理论分析与研究假设

目前关于职业流动对收入的影响的理论主要有以下两个观点：首先职业流动促进收入的增长：支持该观点比较有代表性理论有工作搜寻理论和工作配对理论，工作搜寻理论（Parson，1973；Burdett，1978）认为在信息不充分条件下，工作搜寻者通过搜寻活动来逐渐了解工资分布，通过比较工作搜寻的边际成本和可能获得的边际收益来决定是否继续搜寻。因此劳动者不断寻找更高收入的工作，工作转换对收入增长具有正向作用。工作配对理论（Johnson，1978）则认为，工人被假定提前知道工资分配情况，但并不知道某个公司特定的生产率，当工人工作一段时间后发现配对质量不佳即生产效率低于工资水平时就会寻找其他就业机会以提高工资水平，因此，工作转换后收入将增加。其次职业流动不利于收入的增加：支持该观点的主要是新古典经济学的人力资本理论和转换者停留者模型，新古典经济学派认为收入的差距主要根源是劳动者在人力资本方面的差异，而人力资本如正规教育、在职培训和工作经验等的投入和积累是工资增长的主要途径。该理论也被称为“工资竞争模型”，该理论认为人力资本积累可以促进经济增长，人力资本积累可以通过干中学及在职培训和教育途径获得，因此如果发生职业流动，则不利于特定职业的人力资本积累，从而对收入产生逆向作用；另外一个有代表性的模型是转换者——停留者模型。该模型认为企业会让低生产率的工人离职，而高生产率的工人则会保留在公司，从而低生产率的工人需要不断的变换工作，因此，转换工作对收入产生负效应。基于以上分析，本文提出以下研究假设：

表1 职业流动对农民工收入流动的计量结果

表2 分行业工作转换对低教育群体收入流动的结果

表3 分行业工作转换对高教育群体收入流动的结果

假设1：职业流动可以促进收入的向上流动，一方面农民工转换工作行为是理性的，农民工在职时会通过网络等多种途径搜寻那些更高收入水平的工作机会，另一方面农民工通过转换工作使得自身能力和工资更加匹配，只有达到使自己满意工资水平才会停止工作转换行为。故本文的假设之一就是转换工作可以促进农民工的收入的向上流动。

假设2：不同职业流动类型对低学历群体和高学历群体的收入流动结果和作用机制存在不一致。因为农民工内部是异质性的，农民工的差异主要体现在后天所接受的教育，故本文认为应该把农民工按照是否接受高等教育分为两个群体。一个群体为接受高中及以下为低教育水平群体，另外一个大专及以上为高教育水平群体，同时将职业流动类型按照行业是否一致分为行业内流动和行业间职业流动，本文首先分析职业转换对于不同教育水平群体的收入流动影响是否不同，其次分析行业内流动和行业间流动对不同教育水平群体的收入流动影响的差异。行业间职业流动带来的收入流动可能归结于不同行业之间存在行业收入差距，而行业内职业转换带来的收入流动可能源于农民工在本行业工作检验的积累以及不同企业之间的差距。

数据来源及样本选取

本文利用2012年国家人口计生委对于上海市流动人口的调查数据，年龄在15-59 周岁，完成调查收回了7022 个数据，处理掉一些缺失值和不符合实际情况的数据以及非农业户口的数据，并且将收入最高1%及最低1%的数据进行删除。最终有效问卷4417份。其中男性2516份，女性1901 份。

本文将探讨职业流动对收入流动的影响，首先依据调查数据提供的农民工进入城市从事首份工作是不是接受调查时所从事的工作，将农民工区分为停留者和流动者。同时将农民工按照受教育程度区分为高教育水平和低教育水平两类，这主要是为了考察不同学历水平人群中内部职业流动对收入流动的影响，本文还将职业流动按照行业划分为行业内流动和行业间流动，从而可以更加清楚地探讨职业流动对收入流动的影响，核心变量主要包括是否发生职业流动，职业流动的次数，职业流动次数的平方，控制变量主要有个人特征变量，人力资本变量，工作特征变量三类，表示个人特征的变量指年龄、性别、婚否、户口性质，表示人力资本变量主要有教育程度和在外工作年限；表示工作特征变量主要有工作所在的行业和职业性质、企业性质。其中性别虚拟变量以女性为参照组，婚姻状况以已婚为参照组，教育程度则是一个连续变量，行业变量以竞争行业为参照组，模型中还加入垄断行业。职业性质以生产和建筑人员为参照组，模型还加入管理技术人员、低技能工作人员、一般工作人员。企业性质以私营及个体为参照组，模型中还加入国有和集体企业、外资及合资企业。

样本中调查对象男性占总样本比例为56.96%，女性为43.04%；被调查者的平均年龄为33.65，被调查年龄比较平均分布在20-40岁之间。样本平均在外工作年限为8.2年。被调查者大部分为已婚人口，占样本总数的76.18%。样本农民工平均受教育年限为9.03年，其中有58.6%的农民工为初中学历，有11.5%的农民工具有大专及以上文化程度；在全体样本中，没有发生过转换工作的比例为65.34%，而发生过至少一次转换工作的比例为34.66%，平均换工作次数为0.74 次。而从转换的类型来看，行业内转换占总转换人数中的60.04%，行业间转换占总转换人数的39.96%。从农民工所从事的职业性质看主要是低技术含量工作，所从事的行业最多的为制造业和建筑业，占总数的41.59%。

实证结果与分析

由于因变量的变化是具有顺序的，因此本文选择有序logit 模型，ologit模型前提是要求估计系数应该对不同结果的拟合曲线必须是平行的，即建立在平行回归假设之上，但是本文的数据并没有通过平行性假设检验。故本文使用mlogit 模型，模型中以收入没有发生流动为基准组，上述模型可以获得各收入流动组相对于基准组（收入流动为0）的估计系数，而基准值以外的五种收入流动组别之间的关系则为相应系数估计之差。具体模型如下：

公式中β0代表截距项，表示当所有解释变量Xi为0 时，被解释变量mobility 的总体平均值的估计值；mobility 代表收入的流动的大小和方向，取值分别为-2、-1、0、1、2、3；Xi代表第i个自变量，自变量主要包括表示个人特征变量，人力资本变量，工作特征变量三类。Bi表示相对于基准组相对风险比，ε是随机误差项。以下是mologit 模型中收入流动性各种可能概率公式：

其中n代表基准值，j代表收入流动性的各种可能情况，XTbj/n代表对数胜算比，其含义如下：

为了深入分析职业流动与收入流动的关系，本文将使用两层模型深入探讨：第一个模型将农民工区分为未发生职业转换和至少发生过一次职业流动者；第二个模型根据农民工受教育程度区分为高学历人群和低学历人群两组，进一步分析行业内流动和行业间流动对收入流动的影响，通过多层次分析更准确地了解职业流动与行业和收入流动之间的作用机制。表1 是模型一的作用结果。

表1以收入流动=0（即没有发生收入地位的变化）为参照组。限于篇幅没有将其他的控制变量表示出来，第一行是对每一种收入位置变化（与收入流动为0 相比较）情况的估计系数和标准误，大多数解释变量的估计系数的符合都和预期相一致，并且在统计上显著异于零，计量经济分析结果验证了本文的研究假说，即现阶段农民工换工作次数对其收入向上流动具有显著的正向影响。具体来说，变换工作者与停留者相比，收入下降一个等分位的概率平均要下降6.7%，收入不变的概率平均要下降2.8%，收入上升一个等分位的概率平均增加4.6%，收入上升两个等分位的概率平均要上升2.4%，收入上升三个等分位的概率平均要上升1.9%。

婚姻状况的系数的符号与预期一致且显著，与已婚人口相比，未婚及离婚人口在收入流动=-1/-2时系数为正，当收入流动=2/3时系数为负，这说明未婚相对于已婚人口而言，更不容易发生收入的向上流动，反之收入向下流动的概率增加。这可能是因为已婚人口积累的工作经验更多，并且承担的家庭压力和责任更大，因此不轻易转换工作，除非有更高的收入工作机会，收入更容易发生向上流动。

受教育程度变量是显著的，并且受教育程度每提高一个标准差，收入下降两个等分组的概率下降，收入上升一个或两个等分组的概率也是下降的，这可能是由于农民工大部分接受的是初等教育，初等教育对收入的作用不是很明显，收入上升三个等分位的概率是增加的。

工作年限代表第一次离开户籍地到调查时总共的时间，它可以代表农民工非务农工作总的工作年限，系数的符号和预期的一致并且显著，在收入流动=-1/-2时系数为负，这意味着工作年限越长，收入流动越不可能向下流动，当收入流动=1/2/3时，系数为正，这意味着工作年限越长，收入向上流动的可能性越大。

从表2 中可以看出，行业间职业流动对低等教育者具有显著影响，发生了行业间职业流动的群体收入下降一个组相对于收入不变的风险发生比上，行业间转换工作的农民工比停留者下降了0.378，发生了行业间职业流动的群体收入上升两个组相对于收入不变的风险发生比上，行业间转换工作的农民工比停留者上升了0.403，而行业内职业流动对低教育水平农民工收入向上流动部分具有显著正向影响，相比而言，行业间职业流动比行业内职业流动更有可能提高农民工工资，这与预期相一致，一般未受过高等教育的群体在行业内转换工作不会引起收入较大的变动，而转换到别的行业上，可能会产生一定的比较优势，使得收入向上流动的概率增大。

从表3 中可以看出，行业间工作转换对受过高等教育群体收入流动作用几乎不显著，而行业内转换可以显著增加受高等教育群体的收入向上流动性。发生了行业内职业流动的群体收入上升两个组相对于收入不变的风险发生比上，行业内转换工作的农民工比停留者提高了0.71。

结论及建议

本文通过利用2012年上海市流动人口动态监测调查数据对职业转换与收入流动的研究发现，从整体上看，转换工作是可以显著提高农民工群体的收入向上流动，不管是行业间流动还是行业内流动均能提高低教育群体收入向上流动，但是相比之下行业间职业转换对低教育群体农民工收入向上流动更加显著，而行业内流动可以显著提高高教育农民工收入向上流动，但是行业间流动对提高教育水平农民工收入流动没有影响。由于每个行业特征不同且每个行业趋向于该行业平均工资水平，故行业内转换对这类人群收入影响不明显。因此，不同受教育水平的农民工收入流动方式不尽相同，低学历农民工可以通过行业间转换工作从而寻找更匹配自身能力的工作，高学历农民工的工作具有年资回报率高的特点，即本行业工作时间越长，经验越丰富，工作收入越高，行业内工作转换可以使得这类农民工工作资历不变的前提下寻找和自己更加匹配的工作。故行业内流动可以提高这类人群收入向上流动。因此，农民工应该运用各种方式寻找就业方面信息，低教育水平农民工应该比较在不同行业的工作效率和工资水平，高教育水平农民工通过在职培训等方式增加自身的人力资本。政府可以为农民工提供更多就业方面信息以及提供就业培训提高农民工收入向上流动。

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