石丹淅，赖德胜，李宏兵

(北京师范大学经济与工商管理学院，北京100875)

摘　要：基于2012年河南省问卷调查数据，笔者借助欧洲基金会就业质量评价指标体系，采用统计分析和计量分析相结合的方法，考察了当前新生代农民工的就业状况。研究发现，当前我国新生代农民工就业质量总体上不高;Porbit和Ordered Probit模型计量结果表明，职业类型、工会、工资水平、工作强度、加班情况、培训状况等是影响就业质量不高的主要因素。建立通畅的信息传递机制、深入推进职业技能培训和职业教育、提高新生代农民工劳动关系和谐度等有助于他们尽早实现高质量的就业和社会融合。

关键词：新生代农民工;职业技能培训;就业质量;劳动关系

新生代农民工指20世纪80年代后出生的登记为农村户籍而在城镇就业的人群，其年龄一般在16 ～30岁之间(王春光，2001)。2012年全国农民工总量达到 2．63亿人，其中，新生代农民工约为9664万。

在对农民工的就业质量研究方面，程蹊等(2003)认为，劳动力市场供过于求、多元劳动力市场仍未改善、农民工自身受教育水平低等是农民工就业质量低的主要原因。赵立新(2005)指出农民工由乡村迁移到城市，因为脱离其熟悉的社会生活环境，导致其社会资本缺失成为常态，在就业环境没有改善的情况下，社会资本存量明显下降，必将影响到农民工的就业质量。彭国胜(2008)认为青年农民工在社会职业地位等级上处于较低层次、人力资本偏低、社会制度缺陷等是导致他们就业质量偏低的重要原因。俞玲(2012)认为农民工工资具有增长显著但总体不高、时间密集、不稳定等特点，人力资本贫乏和就业中不公平对待是其收入不高的重要诱因，这进一步会影响该群体的就业质量。唐美玲(2013)发现，较之城市青年，青年农民工在工作特征、工作保证、职业发展等方面处于不利地位，这使其就业质量明显低于城市青年群体。

从国内外现有文献看:国外关于就业质量的研究历史较长，研究的内容深入系统;国内关于就业质量的研究相对来说起步较晚，但发展比较迅速。国内在农民工就业质量的研究中仍存在不足:第一，国内对于农民工群体(尤其是新生代农民工群体)的就业质量问题研究，缺乏大样本的微观证据;第二，现有研究侧重于对农民工就业质量的现状描述，通过规范的计量模型对新生代农民工就业质量状况进行实证研究的文献较少;第三，在农民工(包括新生代农民工)就业质量评价研究方面，多数研究使用的就业质量评价指标体系具有松散性、主观性特点，缺乏就业环境、就业状况(就业机会、就业结构、就业效率、就业稳定性)、劳动者报酬、社会保护和劳动关系等层面的评价指标体系。鉴于此，笔者使用新近问卷调查数据拟从上述几个方面对已有研究进行拓展。

(一)指标选取

笔者采用欧洲基金会四维度的就业质量评价指标体系(详见图1)，力图揭示出新生代农民工就业质量的共性与特性。选择该指标体系的主要原因:一是此指标体系相对较为全面，包括了就业环境、就业能力、就业状况、劳动者报酬、社会保护和劳动关系等方面的内容，较全面地反映就业质量状况;二是数据可得性原则。

图1　欧洲基金会就业质量评价指标体系构成

(二)数据描述

笔者使用的数据来源于对“城市务工青年的工作与生活状况的调查”。该调查于2012年3月在河南省的郑州、漯河、洛阳、焦作等市进行，发放问卷1700份，共回收有效问卷1096份，其中，男性占比为61．5%，女性占比为38．5%。样本政治面貌为党员的占比为15．8%，团员、民主党派和群众依次占比为42．8%、0．6%和40．8%。未婚样本为56．7%，已婚样本为41．9%，其他(再婚、离异、丧偶)占比为1．4%。

具体而言，从职业和就业安全维度看，在全部有效样本中，样本的年龄均值为27岁，工作经验平均为7．0年，月实际工资均值为1775．3元，期望工资为3000．0元。在职业分布方面，生产运输工人(包括建筑工人、司机、搬运送货、生产加工、维修等)、专业技术人员、行政办公室管理人员、服务性工作人员(包括服务员、理发员、保姆钟点工、修车修家电、保洁员、厨师等)等样本占比比较大，依次为32．1%、16．0%、11．9%和10．3%，而商业工作人员(包括贩卖水果蔬菜食品、收购废旧物品、售货员等)、私人企业老板、个体工商户和农林牧副渔劳动者样本占比很低，分别为3．7%、2．1%和0．4%。在行业方面，当前新生代农民工主要就业于制造业(41．0%)、建筑业(21．5%)和住宿餐饮业(18．6%)，在采矿业、农林牧渔业、交通运输及邮政业、批发和零售业、公共管理和社会组织等就业比例很小，依次为2．5%、0．5%、0．7%、3．0%和0．9%。在工作单位规模方面，单位职工在20人以下、20人～100人、100～999人、1000人及以上的样本分别为19．83%、29．08%、38．8%和12．29%。在集体协商方面，24．4%的人表示工资是通过集体协商确定的，36．7%的人表示否定，38．9%的人选择“不知道”。在工会方面，知道自己所在单位有工会的样本占比为57．1%，“没有工会”和“不清楚是否有工会”分别占比为29．1%和13．8%。同时，在“工会在代表职工维护权益”方面，仅有7．0%的人表示“有很重要的作用”，认为“几乎没作用”和“完全没作用的”分别为14．6%和6．9%。在劳动合同关系方面，签有劳动合同的样本共计占比为63．4%，其中，签约长期的合同工(一年及以上)的样本比例为39．5%，签约短期的合同工(一年以下)的样本比例为23．9%，为单位“正式工”的样本是7．9%，“自我经营”、“无合同临时工”和“其他”的比例分别是2．2%、13．7%和12．8%。

从健康和福利维度看，在养老、医疗、失业、工伤、生育等保险类型中，参与保险的与不参与保险的基本持平，如参与农村社会养老保险(新农保)的为49．6%，没参加的为50．4%;参与城市职工基本医疗保险的为50．8%，没参加的为49．2%;参与工伤保险的为44．4%，没参与的为55．6%;参与生育保险的为40．7%，没参与的为59．3%。在工作强度方面，9．2%的人认为特别累，43．69%的人感觉比较累，选择一般、比较轻松和很轻松的比例分别为41．39%、4．69%和1．03%。

从技能发展维度看，新生代农民工的教育年限均值为13．0年，其中，小学、初中、普通高中、中专/职高/技校、大专/高职、大学本科以上样本占比分别为15．6%、35．7%、25．9%、7．4%、5．4%、1．8%。在职业资格证书方面，没有任何等级职业资格证书的样本比例为59．0%，具有初级(国家职业资格五级)职业资格证书的比例为20%，而拥有中级(国家职业资格四级)、高级(国家职业资格三级)、技师(国家职业资格二级)、高级技师(高级职业资格一级)的比例比较低，分别为13．5%、3．8%、3．1%和0．6%。在培训方面，培训时间以短期为主，如“15天及以下”的占比为40．1%，“16～30天”的占比为30．4%，新生代农民工缴纳培训费用的均值为517．9元，当前的培训方式以课堂教学为主，以“实际操作”形式参与培训学习的样本仅占7．6%，此外，引导性培训占总培训课时的60%左右，技术性培训明显偏少。

从工作和非工作生活的和谐状况看，在工作时间方面，新生代农民工每天工作8小时以下、8～10小时、11～12小时和12小时以上的样本比例分别是19．5%、63．0%、13．1%和4．4%;没有休息、0～4 天(含4天)、4～8天、8天及以上的样本占比依次为15．3%、48．8%、18．5%和17．4%。他们拥有城市户籍朋友的均值为10个。在是否有孩子方面，没有、一个、两个、三个及以上的比例依次为27．81%、57．75%、13．01%和1．43%。在加班方面，仅有15．25%的人表示从不加班，选择偶尔、有时、经常和天天加班的人分别为34．09%、15．07%、29．66%和5．93%。在下班后的生活调查方面，“看电视”、“上网”和“与朋友聚餐、聊天”是最常见的娱乐活动。此外，“读书看报”、“去KTV”、“运动锻炼”也占较明显比例。

(一)模型设定及变量选取

笔者认为被解释变量具有离散特征，选择线性概率模型较为科学。考虑到y的预测值介于［0，1］之间，这是一个二值变量，其两点分布概率为

对于给定的累积分布函数F(x，β)若满足标准正态的累积分布，则可以保证y的预测值介于0和1之间，即

所以，概率模型可进一步表示为

式(3)为概率单位模型，其估计系数的大小及符号并不代表解释变量对被解释变量的边际影响，而仅表示对被解释变量取0或1的影响方向。为此，笔者还需估计出各变量对被解释变量概率取值的边际影响，以进一步考察各因素的影响程度。

笔者将性别、培训次数、职业类型、工资水平、工会、工作强度、是否加班、是否有城市户籍朋友作为模型的解释变量，将劳动合同类型、五险一金、任职学历要求、日均工作时间对应为职业和就业安全、健康和福利、技能发展、工作和非工作生活的和谐度的代理变量作为被解释变量进行回归。变量的定义及其赋值详见表1。

表1　各变量的解释及其赋值

(二)计量结果

使用Probit和Ordered Probit模型对影响新生代农民工就业质量的各因素进行了回归分析，计量检验结果显示，模型的对数似然值、卡方检验值以及拟R2，均说明回归的整体效果较好。具体结果详见表2和表3。

(一)职业和就业安全

以性别、培训次数、职业类型、工资、工会、工作强度、是否加班、是否有城市户籍朋友作为解释变量，以劳动合同关系(视为职业和就业安全的代理变量)作为被解释变量，使用Probit模型计量检验结果显示:工资水平、工作强度与劳动合同关系之间呈显著正相关，培训次数、职业类型、工会与劳动合同关系之间呈显著负相关，性别、是否有城市户籍朋友与劳动合同关系之间正相关但不显著，是否加班与劳动合同关系间呈负相关，系数值亦不显著(详见表2模型1)。

表2　Probit模型的回归结果

注:表中变量“城市朋友”表示为是否有城市户籍朋友。＊＊＊、＊＊和*分别表示在1%、5%和10%水平上统计显著。

表3　Ordered Probit模型的回归结果(www.daowen.com)

注:表中变量“城市朋友”表示为是否有城市户籍朋友。＊＊＊、＊＊和*分别表示在1%、5%和10%水平上统计显著。

具体来看，性别因素没有对新生代农民工的劳动合同状况产生显著影响，可能的原因在于:新生代农民工多为体制外就业，他们所处的劳动力市场在很大程度上具有完全竞争性，且近年随着供求关系的变化，各地普遍出现了一定的“民工荒”现象，使新生代农民工就业中的性别歧视逐渐得到缓解，从而导致性别与农民工的合同状况之间不存在显著关系。劳动合同关系与培训次数之间呈显著负相关，表明在其他条件相同的情况下，与作为参照组的有三次及以上培训经历的新生代农民工相比，没有参加过任何培训的新生代农民工签订劳动合同的概率会降低4．7%，其内在原因不难理解，培训作为一种特殊福利，既益于员工自身职业发展又利于企业追求更多剩余价值。劳动合同关系与职业类型呈显著负相关，意味着随着新生代农民工职业类型的变化其劳动合同关系也会随之改变。劳动合同关系与工资水平呈显著正相关，数据显示，与月工资为1000元以下者相比，月工资在2000元及以上者签订劳动合同关系的概率增加3．8%。劳动合同关系与工会间呈显著负相关，表明当前工会在一定程度上提高了新生代农民工签订劳动合同的概率(12．5%)，但上文统计分析显示，仅有7．0%的样本表示“工会在代表职工维护权益”方面“有很重要的作用”，这说明工会的实效亟待提高。在工作强度方面，随着工作强度的增加，签订劳动合同的概率也随之增加，体现出新生代农民工自身对职业和安全的重视。是否加班与劳动合同关系呈现负相关，因为劳动合同的签订意味着劳动者可以根据相关法律维护自身的权益，这提高了雇主要求员工加班的成本，间接地反映出我国《劳动合同法》法力逐渐凸显。是否有城市户籍朋友作为一种社会资本，内嵌于社交网络之中，其在就业机会获取方面的作用引起学者关注(黄敬宝，2012)。一般而言，拥有城市户籍朋友越多，意味着社会资本积累越多，获得优势工作的概率就越大，而优势工作通常都有较规范的劳动合同关系，因此两者呈正相关。不显著的可能原因在于，在求职时，是否有城市户籍朋友的作用更多地体现在新生代农民工工作搜寻时(就业入口)而非工作之中(就业过程和就业结果)。当然，这也间接反映出他们拥有城市户籍朋友资源的质量不高。

(二)健康和福利

表3模型3的回归结果显示:职业类型、工资水平、工作强度、是否有城市户籍朋友与五险一金之间呈显著正相关，但工作强度和城市朋友分别与五险一金回归的系数值未通过显著性检验，性别、工会、是否加班与五险一金呈显著负相关，但性别与五险一金间的系数值不显著。

具体而言，性别与新生代农民工拥有五险一金的情况呈负相关，但不显著。职业层次越高，为其提供五险一金的概率就越大，因此职业类型与五险一金之间呈显著正相关。工资水平与五险一金显著正相关，符合预期判断。高工资的工作伴随着高福利，因为通常情况下这类工作处于一级劳动力市场中;低工资的工作有着较低福利，因为多数情况下这类工作处于二级劳动力市场中。两者之间的边际效应为负值，可能的解释是，尽管新生代农民工想留在城市的愿望强烈，但现实中“亦工亦农”的身份使他们社会融合的阻力较大，因而他们更愿意以现金而非福利的形式积累财富。工作强度的增加也会抬升新生代农民工对保险的需求，如就业于建筑行业的新生代农民工普遍参加了工伤保险，同时，作为一种补偿性工资，雇主也愿意为工作强度较大的行业提供各类保险，故工作强度与五险一金呈正相关，系数不显著的可能原因在于:当前新生代农民工求职时首选强度低的工作。由于与大学生相比，新生代农民工教育程度和技能水平有限，强度低的工作的五险一金情况一般。是否拥有城市户籍朋友与拥有五险一金呈正相关，因为城市户籍朋友作为一种弱关系，其越多意味着新生代农民工占有的社会资本越丰富，提高了他们获得较好工作的可能性，而多数情况下，较好的工作都具有较好的福利条件。系数不显著的深层原因与上文是否拥有城市户籍朋友和劳动合同关系机理相似，故不再赘述。工会与五险一金呈显著负相关，其实质反映了工会在提高拥有五险一金方面的作用，与拥有工会组织相比，就业于没有工会组织的用人单位的新生代农民工拥有五险一金的概率会降低9．1%。加班情况与拥有五险一金呈显著负相关，因为与没有五险一金的企业相比，拥有五险一金的企业有较规范的劳动关系，对加班有明确的规定，如加班时间和加班补偿的问题，因此加班频率也会随之减少。

(三)技能发展

以性别、培训次数、职业类型、工资水平、工会、工作强度、是否加班和是否有城市户籍朋友作为解释变量，以任职学历要求(视为技能发展的代理变量)作为被解释变量，使用Ordered Probit模型回归结果显示:性别、职业类型、工资水平、是否有城市户籍朋友与任职学历要求之间呈正相关，但性别变量不显著，培训次数、工会、工作强度、是否加班与任职学历要求之间呈显著负相关(详见表2模型2)。

具体来看，性别与任职学历要求呈正相关但不显著。系数值不显著则间接地说明，与其父辈相比，新生代农民工受教育程度有了较大的提高，被雇用的可能性较大。培训次数与任职学历要求之间呈显著负相关。职业类型与任职要求呈显著正相关。工资水平与任职学历要求呈显著正相关。工会是工人群体集体行动的工具，代表工人利益，工会与任职学历要求呈显著负相关，表明在其他条件相同的情况下，没有工会组织的用人单位对新生代农民工任职学历要求提高的概率为5．8%，可见，从就业机会获得方面看，工会有助于新生代农民工就业。工作强度与任职学历间呈显著负相关。是否加班与任职学历要求呈显著负相关。是否有城市朋友作为一种社会资本，益于微观个体工作搜寻和就业机会的获得。是否拥用城市户籍朋友与任职学历要求呈显著正相关，与有城市户籍朋友者相比，没有城市户籍朋友的新生代农民工在求职时面临更高任职学历要求的概率将上升8．8%。

(四)工作和非工作生活的和谐度

表3模型4的回归结果显示:性别、工资水平、工会与日均工作时间呈正相关，但性别和工资水平变量系数值未通过显著性检验，职业类型、工作强度、是否加班、城市朋友与日均工作时间呈显著负相关。

具体而言，性别与日均工作时间呈正相关，即与男性相比，女性新生代农民工面临着较长日均工作时间的概率增大，系数不显著的可能原因在于:随着《劳动法》、《劳动合同法》、“一号文件”等法力凸显和“民工荒”程度的加深，为保盈利，更多的用人单位正逐渐规范用工标准。职业类型与日均工作时间呈显著负相关可以理解为:随着职业类型由白领转化为蓝领，新生代农民工日均工作时间也会相应增加。工资水平与日均工作时间呈正相关，体现出了工资的收入效应，暗示出当前新生代农民工的收入还处于较低水平(问卷数据显示月工资均值为1775．3元)，一般是通过延长工时来获得较高收入，两者的系数不显著则间接地反映出当前新生代农民工生活方式的转变，开始注重非工作时间和精神享受，不会为获得较高工资收入而过度地牺牲闲暇时间。工会与日均工作时间呈显著正相关，说明当前工会组织的存在有益于新生代农民工工作条件的改善(工时没有额外延长)。工作强度与日均工作时间呈显著负相关，反映出新生代农民工就业的职业(行业)特点。是否加班与日均工作时间负相关，可以理解为:现实中加班频率越大，其日均工作时间越长。当前多数新生代农民工依然就业于劣势行业、非国有部门，这类工作频繁加班的概率较大，故其日均工作时间也就相应较长。没有城市户籍朋友的新生代农民工在职业搜寻时可用的社会资本更少，降低了其获得优质工作的概率，劣势工作劳动关系缺乏规范且工作时间存在较大不稳定性，因此城市朋友与日均工资时间呈负相关，从边际效应系数看，在其他条件相同的情况下，有城市户籍朋友的新生代农民工面临更久日均工作时间的概率将下降6．6%。

当前新生代农民工具有“教育程度高、就业期望高、物质和精神享受高、工资低”的特点。为推动新生代农民工尽早实现更高质量的就业，笔者建议:第一，建立通畅的信息传递机制。其可以使新生代农民工及时、准确地了解劳动力市场上的供求信息与动态变化，形成合理的就业预期，对抵制失业、促进就业、改善职业分布结构、促进社会阶层向上流动等均有较大的益处。第二，大力推进职业技能培训和职业教育，提升新生代农民工的就业能力。职业技能培训和职业教育具有“增能”和“赋能”效应，大力推进职业培训和职业教育，提高就业能力，有助于提高其就业和社会融合质量。建议完善现行职业培训体系，加大职业技能培训投入，建立从业标准制度，做好区域产业结构预测和教育分流。此外，应加强社会舆论宣传与教育，正确地认识职业教育，使大众形成科学的人才观，即新生代农民工也是筑梦者。第三，努力提高新生代农民工的劳动关系和谐度。需进一步推进工资集体协商制度，使新生代农民工的劳动收入保持在一个合理的具有竞争力的水平内。企业需切实执行“三法一条例”，规范用工，不得人为推延合同签订、增加工时等。需重视工会的作用。还应进一步发挥社会组织和媒体的作用，监督和促进新生代农民工和谐劳动关系的构建，最终促进新生代农民工实现高质量就业。

参考文献:

程蹊，尹宁波．2003．浅析农民工的就业质量与权益保护［J］．农业经济(11):37－38．

黄敬宝．2012．社会资本与大学生就业——基于2010年北京18所高校调查［J］．生产力研究(6):102－104．

彭国胜．2008．青年农民工的就业质量与阶层认同——基于长沙市的实证调查［J］．青年研究(1):18－26．

唐美玲．2013．青年农民工的就业质量:与城市青年的比较［J］．中州学刊(1):77－81．

王春光．2001．新生代农村流动人口的社会认同与城乡融合的关系［J］．社会学研究(3):63－76．

俞玲．2012．农民工低收入的经济学解析［J］．经济论坛(1):104－106．

赵立新．2005．从社会资本视角透视城市农民工就业［J］．兰州学刊(5):258－260．

(编校:薛平)

On the Situation and the Determinants of Employment Quality of the New Generation of Migrant Workers

SHI Dan-xi，LAI De-sheng，LI Hong-bing
(School of Economy and Business Administration，Beijing Normal University，Beijing 100875，China)

Abstract：Using the four-dimension job and employment quality indicators of European Foundation，this article researches on the new generation of migrant workers’employment situation and employment quality adopting the statistical analysis and calculating analysis methods on the basis of 2012 survey data in Henan province．The statistical analysis shows that the employment quality of new generation of migrant workers is not high in China．And the test results of Probit model and ordered Probit model find out that occupation type，trade unions，wage level，work intensity，work overtime and training situation are the main influence factors of low employment quality．Establishing an unobstructed information transmission mechanism，improving the education level of new generation of migrant workers，enhancing the vocational skills training for new generation of migrant workers and building the harmonious labor relations for new generation of migrant workers can contribute to achieve higher employment quality and social integration for new generation of migrant workers efficiently．

Key words：New Generation of Migrant Workers;Vocational Skills Training;Employment Quality;Labor relations

基金项目：教育部哲学社会科学研究重大课题(10JZD0044);国家社会科学基金项目(12＆ZD094)

作者简介：石丹淅(1985－)，男，湖北丹江口人，北京师范大学经济与工商管理学院博士研究生，主要从事教育经济学、劳动经济学研究;赖德胜(1966－)，男，江西安远人，北京师范大学经济与工商管理学院院长、教授，经济学博士，主要从事就业与收入分配研究;李宏兵(1986－)，男，河南信阳人，北京师范大学经济与工商管理学院博士研究生，主要从事国际贸易与就业研究。

中图分类号：F275

文献标识码：A

文章编号：1006－1096(2014)03－0031－06

收稿日期：2013－01－18

DOI：10.15931/j.cnki.1006-1096.2014.03.017