平台经济发展、社会阶层认同与非正规就业劳动者就业质量

陈 芳 李伟婷

一、引言

党的第二十大明确提出，强化就业优先政策，健全就业促进机制，促进高质量充分就业。在当前互联网数字经济时代，随着平台经济、零工经济的蓬勃发展，非正规就业质量发生了新的变化。有研究证实数字基础设施建设为互联网工资溢价打下良好基础，使用互联网、计算机的劳动者会获得工资溢价①，即高收入会带来高就业质量。同时，数字时代工作模式呈现出来的自主和灵活等特征使劳动者满意度更高。②此外，平台经济劳动者会同时面临高收入和不健康的就业条件③，高收入和高灵活自主性为中国非正规就业劳动者就业质量带来正向的影响。

随着平台经济的发展和互联网普及，数字技术将逐渐改变非正规就业群体收入、社会资本带来的社会阶层认同。已有研究证明社会阶层地位、临时就业和工作质量之间存在重要的相互作用。④然而，平台经济发展能否有效增强非正规就业群体的社会阶层认同、进而影响其就业质量，值得进一步探讨。此外，由于传统灵活就业劳动者工资难以满足收入目标⑤，多重就业成为其谋求生存的被动选择。随着技术进步带来劳动生产效率的提升，原有单一工作相对工资率下滑，劳动者开始主动追求在有限工作时间内获取更高收入水平的多重就业。⑥互联网平台的出现将一部分中高收入群体吸引进入灵活就业，所产生的多重劳动关系不再只受收入水平影响，还涉及主观获得感、成就感、个人偏好等非经济原因。在平台经济蓬勃发展的背景下，研究平台经济发展与非正规就业劳动者就业质量之间的关系，探索社会阶层认同、多重劳动关系对就业质量带来的影响，对发展平台经济、提升就业质量具有重要意义。

二、文献综述

（一）劳动者就业质量相关研究

就业质量评价指标体系是重点研究领域，形成了就业质量指数体系如欧洲国家就业质量指数，体面劳动指标体系如发达国家体面劳动指数、宏中微观多层次体面劳动指数、苏格兰公平工作战略框架等多种类别。随着国内外零工经济的兴起，非正规就业劳动者就业质量研究对象开始转向平台零工劳动者，学界开始研究非正规就业劳动者的就业质量指标。其中，非正规就业劳动者微观就业质量维度包括收入与工作时间⑦、工作安全⑧、职业发展⑨、灵活自主性⑩、工作满意度⑪等多个方面。

在就业质量分析中，涉及工作环境与工作内容。已有研究认为就业质量的主要影响因素包括个体、家庭与社会三个层面。其中，个体层面有学者通过研究发现劳动者的性别⑫、年龄、受教育程度、婚姻状况⑬、健康状况、户籍、流动区域、流动时间等个体与流动特征能够对其就业质量产生显著影响。⑭在家庭层面，主要影响因素包括家庭经济资源、家庭子女数、赡养老人情况、婚姻状况等方面，其中生育对城镇女性工资率呈显著负向效应。⑮在社会层面，主要影响因素包括社会经济发展水平、地区、行业等。其中，技术进步对就业质量的影响具有显著的地区异质性，东部地区的影响最为显著，中部地区次之。⑯因此，本文选取人力资本、社会资本、经济环境等因素作为控制变量。

（二）平台经济发展的相关研究

平台经济属于数字经济中一种相对独特的形态，突破了传统平台面临的地域、时间、交易规模、信息沟通等方面约束，具有全新的规模、内涵、效率和影响力。国务院反垄断委员会对互联网平台的定义是：“通过网络信息技术，使相互依赖的双边或者多边主体在特定载体提供的规则下交互，以此共同创造价值的商业组织形态”⑰。与传统经济中市场简单分为买卖双方的单边市场不同，平台经济是以双边市场为载体，以“平台”为核心，通过实现两种或多种类型顾客之间的博弈来获取利润。

（三）社会阶层认同相关研究

根据社会比较理论，社会阶层是个体在社会阶层结构中所处的位置，而社会阶层认同的衡量方法有两种：衡量个体收入、社会资本、职业等指标的客观社会阶层认同和衡量个体社会阶层感知的主观社会阶层认同。社会阶层认同不仅包括个人在社会框架下对自己的社会经济地位的整体认知和评价，还包括对经济水平、教育和家庭背景的评估以及对未来机会和风险的预期。相较市场化程度更高的西方社会，制度性因素和人力资本因素所导致的差异对中国社会分层影响更大⑱，因此衡量中国居民社会阶层可结合主观感知指标。

影响个体社会阶层认同的因素来自个体、家庭、经济社会等方面。其中，个体社会阶层认同对其工作满意度、就业质量、主观幸福感呈正相关⑲，且朋友或同事之间的尊重和钦佩对幸福感的影响要强于社会经济地位。⑳地位是社会阶层对主观幸福感影响的中介，而且地位比权力在这种联系中起着更强的中介作用。㉑此外，由于经济发展嵌于社会网络之中，家庭和社会资本能够为个体提供信息、人情等资源，助其实现职业发展，获取更多收入，从而提升社会阶层。㉒

三、理论分析与研究假设

（一）平台经济发展与非正规就业劳动者就业质量

平台经济发展催生了新就业形态，改变了传统雇佣关系和就业模式，衍生了大量的新型社会分工方式，引发劳动关系多元化发展。已有研究发现数字经济发展促进生产力水平提升，提高了劳动者的就业满意度，因此提升就业质量。㉓随着平台经济的发展，新技术、新职业的不断涌现，整个劳动力市场扩容壮大，新经济新业态被激发，劳动生产效率提高，就业环境优化。现有研究普遍认同互联网技术的应用与普及对劳动者收入有正向影响。㉔

对于非正规就业群体而言，数字技术引发了劳动关系的新变化与新调整方向。工作自主性是影响非正规就业人员择业的重要因素，对就业质量有正向影响。㉕使用互联网进行远程办公增加了工作方式的灵活性和自主性，有助于就业者更好地平衡工作与生活。㉖较高的工作自主性意味着员工拥有更加灵活的工作环境与更优的资源供给，有效减轻工作压力和不安全感㉗，带来更高的工作满意度和主观幸福感，帮助减少职业心理健康问题。㉘工作自主性资源为员工提供了自由裁量权，满足了劳动者的需求偏好，减少了个人偏好与工作之间的不匹配，促进了职业的自我实现，提高了就业质量。㉙基于此，本文认为高收入和高灵活自主性为非正规就业劳动者带来正向影响。因此，本文提出假设H1：平台经济发展对非正规就业劳动者就业质量有显著正向影响。

（二）平台经济发展、社会阶层认同与非正规就业劳动者就业质量

平台经济发展着力提升不同阶层群体对自身社会地位的认同，不仅关系着社会结构优化与新型人际关系的建构，而且影响着社会高质量发展。随着平台经济的发展和互联网普及，数字技术将逐渐改变非正规就业群体收入、社会资本带来的社会阶层认同。已有研究证明社会阶层地位、临时就业和工作质量之间存在重要的相互作用。㉚平台经济发展能否有效增强非正规就业群体的社会阶层认同、进而影响其就业质量，值得进一步探讨。

工作是获取幸福感的重要来源，工作类型对就业质量起到决定性作用，但只有高质量就业才能提升幸福感。㉛临时工作和兼职等非正规就业被学者定义为低质量就业㉜，对就业质量产生负面影响。平台经济发展后兴起的新就业形态区别于改革开放后出现的非正规就业群体。与传统自雇者或个体户不同，随着平台经济的发展，非正规就业群体开始从事与互联网行业相关的工作，如网店店主、公众号写手、网络主播、微商、社区团购团长等。㉝非正规就业越来越多地被青年群体所接纳。新业态造就了大量新职业，使固有的阶层结构发生了巨大变化。在当前网络时代背景下，新生代劳动者更加追求高度的自我成就导向，崇尚灵活化和多元化㉞，力求实现自身价值，不跟从他人，自己决定生活目标。从地位认同来看，平台经济发展提升了非正规就业人员的社会阶层认同。因此，本文提出假设H2：平台经济发展通过社会阶层认同正向影响非正规就业劳动者就业质量。

（三）平台经济发展、多重劳动关系与非正规就业劳动者就业质量

平台经济发展能够通过多重劳动关系影响非正规就业劳动者的就业质量。首先，多重劳动关系提升了非正规就业劳动者的收入和社保参与。当前电商直播、新媒体运营等新业态发展，拓宽了劳动者职业选择，自主就业、多重就业等灵活就业新模式有利于提高居民收入水平和社会保险参与率。其次，由于互联网工资溢价，促使灵活就业者放弃闲暇，主动延长劳动供给时间。根据自我决定理论，非正规就业人员为了收入和等级目标，主动选择增加工作时间。㉟此外，还有学者认为互联网平台工作的灵活性使得随时随地办公成为可能，导致工作和生活界限划分比较模糊，隐性劳动时间增加。㊱基于此，本文认为平台经济发展促进了非正规就业人员为获得更高收入、更高灵活自主性而去主动选择多重劳动关系，进而提升就业质量。因此，本文提出假设H3：平台经济发展通过多重劳动关系正向影响非正规就业劳动者就业质量。

四、研究设计

（一）数据

为了验证前文已有假设，本文主要采用中国劳动力动态调查（CLDS）2016、2018 年的数据。剔除异常值样本，对主要变量的缺失值使用中间数补齐，采用stata14 进行数据分析和实证研究。本文采取的数据来自中山大学社会科学调查中心劳动力动态调查项目。调整CLDS 的样本覆盖了中国29个省市（除港澳台、西藏、海南外），调查对象为样本家庭户中的全部劳动力（年龄15 至64 岁的家庭成员），每次抽样目标数量为16000 户家庭。在抽样方法上，采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法。

2014 年CLDS 样本覆盖中国29 个省市，样本规模为401 个村居，14214 户家庭，23594 个个体；2016 年CLDS 样本覆盖中国29 个省市，样本规模为401 个村居，14226 户家庭，21086 个个体；2018 年的CLDS 调查覆盖28 个省市，381 个社区，9868 户家庭，16537 个个体，具有全国代表性、东中西部各自代表性。

（二）模型构建

根据本文的研究目的和选择数据的特点，在考虑多层线性模型多种形式之后，选取两层线性模型进行平台经济发展对非正规就业劳动者就业质量作用机理的研究。首先，通过空模型判断使用HLM模型的必要性，其次构建影响途径模型探讨具体影响途径。空模型是指各层方程中都不包含自变量的模型。其中，JOBQij作为因变量表示非正规就业人员就业质量， β0j为个体层截距， γij为个体层面残差。

个体层次：

省级层次：

总模型：

为了进一步研究省级平台经济发展对非正规就业人员个体就业质量的影响，本文构建了一个在两层次都加入变量的分层线性回归模型。第一层模型中包含个体层次特征变量、需检验的机制变量，第二层模型中包含省级控制变量，如省级平台经济发展、省级层次控制变量等。多层线性模型与其他模型的差异在于模型中截距与斜率不再是常数，而是取决于第二层变量的随机值。具体表达如下。

个体层次：

省级层次：

完整模型：

其中，JOBQij代表个体非正规就业人员就业质量，Xij表示个体层面的变量，X'ij表示省级层面的变量，γ00表示混合模型中的随机截距，β1j和β0j分别表示个体、省级层面的系数，rij和μ0j分别表示个体、省级层面的随机误差。

（三）变量说明

1.核心变量

（1）就业质量。本文结合已有文献有关非正规就业群体就业质量的指标，从劳动报酬、社会保障、工作强度、劳动关系四个维度对就业质量进行测度。其中，劳动报酬维度包括对收入、晋升机会、能力和技能使用、他人给予工作尊重的满意度；社会保障维度既包含客观指标，即养老/医疗保险参与情况，也包含主观指标，即工作安全性、工作环境的满意度；工作强度维度包含对工作时间的满意度衡量和超时劳动情况客观指标，用每周工作时间是否超过40 个小时为标准进行衡量；劳动关系维度包括对工作有趣性、工作中合作者和工作中表达意见机会的满意度。满意度均采用李克特五点量表计分，从“非常不满意=1”到“非常满意=5”。采用平均权重法构建指标权重，以形成非正规就业劳动者就业质量指标体系。数据来源为2016—2018 年CLDS 数据。

（2）平台经济发展。本文参考省级平台经济实际发展情况的研究指标，从平台化基础设施、平台化交易、平台化产品三个维度进行测度。分别采用每百人宽带接入端口数、每人CN 域名数、每万人网站数、电子商务销售额、电子商务采购额、电商平台企业数、人均互联网用户快递件数、快递业务收入对数，共8 个客观数量指标。采用平均权重法构建指标权重，以形成省级平台经济发展指标体系，在后文实证检验中将平台经济发展指数取对数处理，数据来源为2016—2018 年中国统计年鉴。

（3）社会阶层认同。主观社会阶层强调个人相对于社会中其他人的感知等级，最有代表性的测量工具是主观社会经济地位的MacArthur 量表，它是一个10 级阶梯量表，代表了具有不同收入水平、受教育程度和职业声望的人所处的位置，人们根据自己的主观感知判断所处的社会阶层。本文参考Adler 等学者关于主观社会阶层认同的测量方法㊲，数据来源为2016—2018 年CLDS 数据。

（4）多重劳动关系。本文采用“是否从事兼职”“有几个兼职”来判断劳动者多重劳动关系的状态，将劳动者兼职数目量化。数据来源为2016—2018 年CLDS 调查数据。

2. 控制变量

为排除其他相关变量对本文因果关系的影响，本文共设置三类控制变量：劳动者个体情况变量（性别、受教育年限、工作经验、政治面貌、工作类型）、家庭情况变量（婚姻状况、户口类型）、社会环境变量（外贸依存度、财政分权水平、外商投资水平、市场化程度、人均GDP 对数）。数据来源为2016—2018 年CLDS 和中国统计年鉴。

五、实证分析

（一）描述性统计与相关性分析

核心变量描述性统计分析如表1 所示，就业质量平均得分为3.047（非常满意为5），说明非正规就业人员就业质量处于一般水平。从相关性分析中核心变量的相关系数可以看出平台经济发展水平、社会阶层认同、多重劳动关系均与就业质量显著正相关。因此，假设H1、H2 和H3 初步得到验证，为下文的模型假设检验奠定了良好基础。

表1 核心变量描述性统计分析

受教育年限、工作经验、财政分权水平、市场化程度、人均GDP 对数与就业质量之间显著正相关，政治面貌、外贸依存度、外商投资水平与就业质量显著负相关；婚姻状况、户口种类、工作种类、性别与就业质量显著相关。结果与现有文献方向基本一致，说明控制变量的存在具有意义。

（二）分层线性回归分析

1. 零模型

本文使用STATA13.0 软件的mixed 命令构建零模型。零模型的因变量为个体就业质量jobq、分层变量为省份代码prov、自由度采用ANOVA法计算，零模型的特点是不包含解释变量的随机截距模型。零模型采用混合效应ML 回归，根据变量省份代码进行分层、分组，如表2 所示，模型1共14410 条记录，有29 个小组，每个小组的最小、最大和平均记录数分别是81、3508、496.9。

表2 零模型分层线性回归模型主要指标系数（模型1）

零模型的固定效应结果反映的是不考虑各因素的影响下的结果。零模型的随机效应结果用方差来表示。随机截距的误差项μ0j的方差，代表省级差异，采用ML 法估计值为0.090。由于var(μ0j)≠0，说明高水平（省级）的截距是随机的。模型的残差方差var(rij)代表个体差异，采用ML 法估计值为0.489。组间相关系数ICC=0.090/(0.090+0.489)=15.5%，说明截距项解释15.5%的总方差。当前模型跟普通线性模型是有差异的（chibar2如(01)=206.41，P＜0.001），说明个体就业质量在很大程度上因人而异，应考虑进行分层分析。

2. 随机截距模型

（1）具有固定的个体层面因子的随机截距模型。模型2 在零模型的基础上，增加了若干个个体级别的固定因子如性别、受教育年限、婚姻状况、政治面貌、户口、参加工作年限、工作类型等。新纳入个体层面变量后，如表3 所示，模型各个体层面变量的系数不为0，具有统计学意义（Wald chi2(7)=877.05，p＜0.001）。模型中对个体层面变量系数检验采用z 检验，其中性别的系数为正且在统计学水平上显著（Z=4.42，P＜0.001），女性比男性非正规就业人员的就业质量平均增加0.037。受教育程度的系数为正且显著（Z=10.40，P＜0.001），每多接受高一层次教育的非正规就业人员就业质量提升0.019。工作年限的系数为正且显著（Z=9.85，P＜0.001），每多一年工作经验，非正规就业人员就业质量提升0.004。也有若干变量的系数难以通过简单的系数进行解释，例如政治面貌的系数为负且显著（Z=-19.26，P＜0.001），户口的系数为正且显著（Z=4.71，P＜0.05），工作类型的系数为正且显著（Z=6.29，P＜0.001），对于这些变量的解释有待在后续异质性分析中做进一步的分析。纳入的婚姻状态的系数没有达到统计学的显著性水平（Z=1.49，P＞0.1）。与零模型相比，纳入个体水平变量后，个体内变异变小，由0.0899变为0.0059，这说明有一大部分个体内的变异被上述纳入的个体变量解释掉了，因此增加的个体层变量是有意义的。

表3 具有固定的个体层面因子的随机截距模型主要指标系数（模型2）

（2）纳入省级层面解释变量的随机截距模型。由于省级层面的解释变量对结果的影响不随时间、地区变化而变化，即不与时间、地区存在交互作用，只需要纳入随机斜率成分而不对斜率的差异做出具体的解释，因此将省级层面的解释变量纳入省级层次中的β0j中即可。在模型2 的基础上加入省级变量，如表4 所示，新的模型具有统计学意义（wald chi2(13)= 1118.80，P＜0.001）。校正其他因素的影响后，在固定效果表中可以看到，性别、政治面貌、户口、工作年限、工作类型、受教育程度等个体因素仍然对就业质量的影响有显著作用。

表4 纳入省级层面解释变量的随机截距模型系数（模型3）

在省级层面，平台经济发展水平的系数为正且在统计学水平上显著（Z=6.46，P＜0.001），由于在回归处理之前对自变量平台经济发展进行取对数处理，因此平台经济发展水平每提高1 个单位，个体就业质量平均增加12.4%。同样进行取对数处理的还有外商投资水平，其系数为负且显著（Z=-3.10，P＜0.001），各省份外商直接投资每减少1 个单位，个体就业质量平均增加5.3%。外贸依存度的系数为负且显著（Z=-4.11，P＜0.001），省级外贸依存度每降低1 单位，个体就业质量提升0.137。市场化程度的系数为正且显著（Z=1.28，P＜0.001），市场化程度每提高1 单位，个体就业质量提升0.014。由此假设H1 得到验证。

（三）机制检验

本文参考机制效应㊳，考察了社会阶层认同、多重劳动关系的机制作用。由表5 可知，当控制社会阶层认同、多重劳动关系变量，相比模型3，省级平台经济发展的系数（u1j=0.122，p ＜0.001）有所下降，并且社会阶层认同（u12j=0.066，p＜0.001）、多重劳动关系（u13j=0.001，p ＜0.1）系数显著为正。说明社会阶层认同、多重劳动关系在平台经济发展与非正规就业劳动者就业质量之间起到机制作用，H2、H3 得到验证。

表5 机制效应系数（模型4）

六、异质性分析

（一）平台经济发展对不同就业类型劳动者就业质量异质性分析

本文采取分组回归的方法，利用2016—2018年中国劳动力动态调查数据进行异质性分析。结果见表6 所示。对于自雇劳动者（模型5，u1j=0.143，P ＜0.001）、未签合同的雇员（模型7，u1j=0.107，P＜0.001）、个体户雇员（模型8，u1j=0.137，P＜0.05） 和个体户雇主（模型9，u1j=0.155，P＜0.001），平台经济发展对就业质量影响显著为正，再次印证了前述结论。但对于与中介签合同劳务派遣工（模型5，u1j=-0.014，P＞0.1），平台经济发展与就业质量不存在显著效应，与前述结论相异。表明对非正规就业内部来说，平台经济发展对不同就业类型劳动者就业质量的影响存在异质性。

表6 异质性分析结果

（二）平台经济发展对不同受教育水平劳动者就业质量异质性分析

以平均受教育程度（初中）为标准，对不同受教育程度的非正规就业劳动者进行异质性分析，结果见表7 所示。不论是初中及以下受教育程度的劳动者（模型10，u1j=0.111，P＜0.001）还是高中及以上受教育程度的劳动者（模型11，u1j=0.118，P＜0.001），平台经济发展对就业质量影响显著为正，再次印证了前述结论。表明对非正规就业内部来说，平台经济发展对不同受教育程度劳动者就业质量的影响存在普惠性，平均受教育年限以下和以上的非正规就业劳动者就业质量均能够受到平台经济发展的促进作用。

表7 异质性分析结果

七、结论与政策启示

本文结论如下：第一，平台经济发展正向影响非正规就业劳动者就业质量。第二，对非正规就业内部来说，平台经济发展对不同就业类型劳动者就业质量的影响存在异质性。对于自雇劳动者、未签合同的雇员和个体户雇主，平台经济发展对就业质量影响仍然显著为正；对于与中介签合同劳务派遣工、个体户的雇员，平台经济发展与就业质量不存在显著效应，与前述结论相异。第三，社会阶层认同、多重劳动关系在平台经济发展与非正规就业劳动者就业质量之间起到机制作用。

基于上述研究结论，本文的政策启示如下：

第一，发展平台经济，完善非正规就业者的社会保障制度。加强互联网在基础应用、开发平台产品、扩大平台化交易的作用，营造更高质量的就业环境。加强互联网在基础应用、公共服务、商业交易等领域的运用，为提升劳动者就业质量营造充满活力的数字化就业环境。同时，不断完善灵活就业人员的社会保障和就业服务体系，为高质量就业提供制度保障。

第二，需要重点关注非正规就业劳动者中与中介签合同的劳务派遣工，需提高最低工资标准，加强再分配的公平性，促进平台经济发展产生的外部性能够惠及更多的非正规就业群体，避免因为技术进步和时代发展而产生的较大收入差距。

第三，着力促进义务教育优质均衡发展，提高职业教育教学质量，推动高等教育创新，提升非正规就业劳动者人力资本水平。针对非正规就业劳动群体的职业教育，应当采取多种方式对职业教育培训加以补贴，鼓励社会机构对非正规就业劳动力群体进行培训，可通过购买服务等方式委托社会机构提供相关的培训课程。

第四，营造良好的就业环境，优化新业态劳动用工服务。加强劳动力市场监管，依法建立灵活多样的劳动关系，依法使用灵活多样劳动用工方式，禁止根据就业形态区别对待劳动者，保障非正规就业劳动者合法权益，保护多重劳动关系。

第五，提高非正规就业群体社会阶层认同，促进社会流动，缓解阶层固化。从社会分层的角度，更新完善职业目录，为技能人才探索建立“新八级”职业技能等级制度，为更多非正规就业劳动者提供进入“专业技术人员队伍”的规范通道，不断提升其就业质量。