張學春

（宿州學院 經(jīng)濟管理學院，安徽 宿州234000）

0 引言

中國如何在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和現(xiàn)代化的進程中，逐步提高進城農(nóng)民務(wù)工收入，有利于促進農(nóng)民增收，有利于增強進城農(nóng)民留在城鎮(zhèn)的物質(zhì)基礎(chǔ)，有利于推進進城農(nóng)民市民化。哪些因素對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著影響呢？通過對有關(guān)文獻資料進行研究分析，發(fā)現(xiàn)已有研究文獻對進城農(nóng)民務(wù)工收入影響因素的研究雖然取得很多有價值的研究成果，但是通過建立統(tǒng)計分析模型對進城農(nóng)民務(wù)工收入的影響因素進行實證研究的卻非常少。改革開放以來，進城農(nóng)民務(wù)工收入總體上有了較大的提高，但是仍然比較低，更為重要的是，就進城農(nóng)民個體而言，其務(wù)工收入水平高低不同，差距較大。那么，在同樣的經(jīng)濟社會環(huán)境下，不同進城農(nóng)民個體的務(wù)工收入為什么會有巨大差距呢？因此，有必要對其進行相關(guān)的社會調(diào)查，掌握一手的數(shù)據(jù)資料，在此基礎(chǔ)上進行深入細致的專門研究。安徽省既是人口大省，也是進城務(wù)工農(nóng)民大省。安徽省的樣本數(shù)據(jù)，可以在一定程度上反映出中部地區(qū)乃至全國進城農(nóng)民務(wù)工收入的特征。本文嘗試運用logistic回歸分析模型，對進城農(nóng)民務(wù)工收入水平進行多因素的定量分析，試圖找出進城農(nóng)民務(wù)工收入的主要影響因素，分析研究各個影響因素對進城農(nóng)民務(wù)工收入水平產(chǎn)生何種影響，并提出進一步提高進城農(nóng)民務(wù)工收入水平的措施和建議。

1 數(shù)據(jù)來源和樣本說明、變量設(shè)置

1.1 數(shù)據(jù)來源和樣本說明

本文所使用的研究數(shù)據(jù)均來源于安徽省教育廳人文社會科學研究項目“農(nóng)民外出務(wù)工對安徽經(jīng)濟社會發(fā)展的影響及對策研究”課題組，在安徽省17個地市對進城農(nóng)民進行的實地問卷調(diào)查。調(diào)查實踐中，采用簡單隨機抽樣的組織形式，共發(fā)放調(diào)查問卷表900份，回收有效調(diào)查問卷表756份，有效問卷率為84.0%。

1.2 變量設(shè)置

因變量的設(shè)置。根據(jù)本文研究的需要，將進城農(nóng)民的月務(wù)工收入設(shè)置為因變量。樣本數(shù)據(jù)顯示，進城農(nóng)民月務(wù)工收入的平均值是1940.45元。為了便于統(tǒng)計模型的建立和分析，將月務(wù)工收入低于平均值定義為“低收入”，賦值為“0”；將月務(wù)工收入高于平均值定義為“高收入”，賦值為“1”。這樣，進城農(nóng)民務(wù)工收入就轉(zhuǎn)化為0-1二元定性變量。

自變量的設(shè)置。在前人研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合本人調(diào)研的數(shù)據(jù)，本文設(shè)置的自變量包括：性別、年齡、婚姻狀況、進城務(wù)工時間、教育程度、專業(yè)技術(shù)水平、是否接受就業(yè)職業(yè)培訓(xùn)、是否簽訂勞動合同、從事的行業(yè)、工資是否拖欠、進城務(wù)工與誰在一起和未來意愿共12個變量。各個變量的含義和賦值見表1所示。

表1 變量的含義與賦值

2 進城農(nóng)民務(wù)工收入影響因素的Logistic模型統(tǒng)計分析

2.1 進城農(nóng)民務(wù)工收入的描述分析

2.1.1 性別與務(wù)工收入

女性進城農(nóng)民的務(wù)工收入是1612.77元/月，低于總體進城農(nóng)民的務(wù)工收入（1940.45元/月）,更低于男性進城農(nóng)民的務(wù)工收入（2126.72元/月），男性每月務(wù)工收入比女性高500多元。造成這種差距的主要原因有，由于農(nóng)村一些地區(qū)還存在一定程度的“重男輕女”的觀念，女孩比男孩受教育程度偏低，再加上女性要把更多的精力用在家庭和子女身上，以及社會上的性別歧視等。因為男性進城務(wù)工收入比女性高，對家庭的經(jīng)濟貢獻比女性大，這也是造成“丈夫進城務(wù)工，妻子在家留守”現(xiàn)象的原因之一。

2.1.2 年齡與務(wù)工收入

19歲及以下的進城農(nóng)民的務(wù)工收入為1616.07元/月,20～29歲為 1886.10 元/月,30～39 歲為2009.95元/月,40～49歲為1972.42元/月,50歲及以上的為1879.41元/月。明顯可以看出，進城農(nóng)民的年齡與務(wù)工收入之間存在著“倒U型”的變化關(guān)系，務(wù)工收入首先隨著年齡的增長而不斷增長，在30～39歲年齡段達到最大值，然后隨著年齡的增長而不斷下降。這是因為，第一、年齡越來，進城務(wù)工時間越長，務(wù)工經(jīng)驗越多，務(wù)工經(jīng)驗對務(wù)工收入有正向影響；第二、年齡大的進城農(nóng)民承擔著更大的家庭責任和撫養(yǎng)子女的責任，他們的壓力更大，各方面更成熟、更能吃苦耐勞，所以，他們的務(wù)工收入更高。之所以40歲以后，務(wù)工收入與年齡呈反方向變化關(guān)系，是因為進城農(nóng)民主要從事工業(yè)、建筑業(yè)等體力型為主的行業(yè)和職業(yè)，年長的進城農(nóng)民很難接受高強度的工作要求，因而導(dǎo)致其務(wù)工收入有所下降。

2.1.3 婚姻狀況與務(wù)工收入

未婚進城農(nóng)民的務(wù)工收入只有1731.04元/月，而已婚進城農(nóng)民的務(wù)工收入是2006.85元/月，未婚比已婚少275.81元/月。造成這種現(xiàn)象主要有以下幾個原因：第一、已婚進城農(nóng)民的性別比（性別比=男性÷女性）遠遠大于女性。本次調(diào)查顯示，未婚進城農(nóng)民性別比為1.02，而已婚進城農(nóng)民性別比高達2.15。前面分析性別比對務(wù)工收入的影響，已經(jīng)得出結(jié)論，男性務(wù)工收入大于女性。第二、未婚者年齡較小，已婚者年齡較大，年齡與務(wù)工收入呈“倒U型”。第三、已婚者有了自己的小家庭和子女，有了更多的責任和義務(wù)，自身狀態(tài)更加穩(wěn)定、成熟，所以他們會更加有動力、更加投入去工作掙錢。

2.1.4 進城務(wù)工時間與務(wù)工收入

進城務(wù)工時間在0～5年的進城農(nóng)民的務(wù)工收入為1755.98元/月，6～10年的務(wù)工收入為2171.05元/月，10～15年的務(wù)工收入為2022.84元/月，16～20年的務(wù)工收入為2205.28元/月，21年以上的務(wù)工收入為2120.00元/月。數(shù)據(jù)顯示，雖然務(wù)工收入隨著進城務(wù)工時間的增長而上下波動，但總體趨勢是上漲的。反映進城務(wù)工時間與務(wù)工收入之間有著正向關(guān)系。這是因為，隨著進城務(wù)工時間越來越長，工作經(jīng)驗積累越來越多，進城農(nóng)民的人力資本也就越來越大，從而推動其務(wù)工收入的提高。

2.1.5 專業(yè)技術(shù)水平與務(wù)工收入

在文章中，對照組患者進行常規(guī)的護理，而觀察組患者則實施優(yōu)質(zhì)護理，常規(guī)護理組的患者在病情及生活質(zhì)量方面均有一定程度的改善，但相較于觀察組的優(yōu)質(zhì)護理來說，差距較大，效果尚不理想[11-12]。飲食護理能夠促使患者補充更多高蛋白食物，用藥護理能夠促進患者的病情改善，生活護理能夠為患者提供舒適的治療環(huán)境，改善患者的心境，進而促進病情改善[13-14]。在本文數(shù)據(jù)當中，觀察組在依從性上和生活質(zhì)量評分上，均較對照組有優(yōu)勢（P＜0.05）。

無專業(yè)技術(shù)水平的進城農(nóng)民務(wù)工收入為1795.96元/月，初級技術(shù)水平的務(wù)工收入為1870.96元/月，中級技術(shù)水平的務(wù)工收入為2284.76元/月，高級技術(shù)水平的務(wù)工收入為2325.00元/月。數(shù)據(jù)顯示，專業(yè)技術(shù)水平對進城農(nóng)民務(wù)工收入有正向的影響作用。進城農(nóng)民要想找到勞動報酬較高的工作崗位就需要有較高的專業(yè)技術(shù)水平，專業(yè)技術(shù)水平越高，勞動者的勞動生產(chǎn)效率就越高，從而他們得到的工資就越高。

2.1.6 “進城務(wù)工與誰在一起”與務(wù)工收入

進城務(wù)工“與配偶在一起”的進城農(nóng)民的務(wù)工收入最高，為2088.21元/月；其次是“舉家進城”，為1958.58元/月；進城務(wù)工與“子女在一起”的務(wù)工收入為1857.80元/月；“自己一個人”進城農(nóng)民的務(wù)工收入最低，只有1837.66元/月。因為夫妻雙方一起進城務(wù)工，他們的工作、生活相對比較穩(wěn)定，可以相互照顧，又沒有子女在一起，能把更多的精力和時間投入到工作中去，所以他們的務(wù)工收入最高。“舉家進城”的農(nóng)民由于身邊有子女要照顧，所以其務(wù)工收入有所下降。如果進城務(wù)工時配偶不在一起，生理上、心理上壓力會增大，特別是“自己一個人”進城務(wù)工，身邊沒有親人關(guān)心與照顧，各種壓力會更大，很難全身心地投入工作，所以他們的務(wù)工收入最低。

2.2 Logistic分析模型的建立

2.2.1 Logistic回歸分析的概念與應(yīng)用

Logistic回歸分析，是指因變量為二級計分或二類評定的回歸分析，這在經(jīng)濟學、社會學、以及其它學科研究中經(jīng)常會遇到，例如：產(chǎn)品質(zhì)量的優(yōu)與劣、性別的男與女、人的生與死等，這類變量被稱為二項分類變量（0,1）。如果因變量是二項分類變量，顯然不能滿足正態(tài)分布的要求，這時就可以運用logistic回歸分析。在一般的多元回歸分析中，如果以P(概率)作為因變量，回歸分析模型為：P=A+Β1X1+Β2X2+……+ΒnXn，但是，運用該模型進行計算時，常常會出現(xiàn)P大于1或P小于0的不合理情況。為此，對概率P進行對數(shù)單位轉(zhuǎn)換，即

logitP=ln(P/1-P)

于是，就可以得到二元logistic回歸分析方程為：

2.2.2 Logistic回歸分析模型的建立

本文將進城農(nóng)民的務(wù)工收入小于平均值賦值為0，表示低務(wù)工收入，將大于平均值的務(wù)工收入賦值為1，表示高務(wù)工收入。這樣，進城農(nóng)民的務(wù)工收入就轉(zhuǎn)化為0-1二元分類變量。logistic回歸分析是研究分類變量與影響因素之間關(guān)系的有效分析方法之一。因此，本文嘗試建立logistic回歸分析模型對進城農(nóng)民務(wù)工收入的影響因素進行實證分析。筆者根據(jù)logistic回歸分析方程建立出進城農(nóng)民務(wù)工收入影響因素的logistic分析模型：

其中，P表示進城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入的概率，當P=1時表示進城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入，當P=0時表示進城農(nóng)民獲得低務(wù)工收入。βi表示回歸系數(shù)或影響系數(shù)，Xi表示自變量或影響因素，α表示回歸截距，ei隨機擾動項。

首先，將進入標準設(shè)為0.05，剔除標準設(shè)為0.10，對全部自變量進行選取，將不能完全符合標準要求的變量逐一剔除，最終到模型6停止。由于篇幅限制，本文對模型1-5的分析省略，僅對最終模型6進行分析。從表2的數(shù)據(jù)可以看出，Cox&Snell R方和NagelkerkeR方的擬合效果都不是非常理想，最終得到的理想模型6也只有0.123和0.165，這說明模型的擬合優(yōu)度還有待于進一步提高。這主要是因為其他一些影響進城農(nóng)民務(wù)工收入的因素本次研究并沒有考慮到。然而，擬合優(yōu)度值偏低并不會影響已進入模型中的各個因素分析。另外，模型的sig的值幾乎等于0，模型的最大似然平方的對數(shù)值較大，顯然模型是顯著的。研究結(jié)果表明，影響進城農(nóng)民務(wù)工收入的因素非常多，進入模型中的變量有：性別、年齡、婚姻狀況、進城務(wù)工時間、專業(yè)技術(shù)水平和進城務(wù)工時與誰在一起等6個變量（見表2），而其余變量沒有通過顯著性檢驗。

表2 方程中的變量

表2中各列的含義分別是：第一列是影響因素（自變量），第二列是變量的回歸系數(shù)，第三列是標準誤差，第四列是卡方值，第五列是自由度，第六列是概率-P值，第七列是OR值。性別、年齡、婚姻狀況和進城務(wù)工時間第四個變量的概率-P值幾乎接近于0，專業(yè)技術(shù)水平對應(yīng)的概率-P值也只有0.001，由于顯著性水平α為0.05。因此，性別、年齡、婚姻狀況、進城務(wù)工時間和專業(yè)技術(shù)水平的概率-P值都小于顯著性水平α，所以這些變量的回歸系數(shù)與模型顯著相關(guān)。只有“進城務(wù)工與誰在一起”的概率-P值（0.064）略大于顯著性水平α，但仍小于剔除標準0.10，說明“進城務(wù)工與誰在一起”與務(wù)工收入有一定的相關(guān)性，仍可以把“進城務(wù)工與誰在一起”放進模型中。

2.3 進城農(nóng)民務(wù)工收入的因素分析

性別對務(wù)工收入的影響分析。性別的回歸系數(shù)為1.071，Sig值為0.000，說明性別對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。男性進城農(nóng)民的務(wù)工收入高于女性，在其他條件不變的情況下，男性進城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是女性的2.920倍。

年齡對務(wù)工收入的影響分析。年齡的回歸系數(shù)為-0.042，Sig值為0.000，說明年齡對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響，表3顯示出年齡與務(wù)工收入呈“倒U型”。

婚姻狀況對務(wù)工收入的影響分析?；橐鰻顩r的回歸系數(shù)為0.924，Sig值為0.000，說明婚姻狀況對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。已婚進城農(nóng)民工務(wù)工收入高于未婚，在其他條件不變的情況下，已婚進城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是未婚的2.519倍。

進城務(wù)工時間對務(wù)工收入的影響分析。進城務(wù)工時間的回歸系數(shù)為0.059，Sig值為-0.129，說明進城務(wù)工時間對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。進城務(wù)工時間長的進城農(nóng)民的務(wù)工收入高于進城務(wù)工時間短的進城農(nóng)民，在其他條件不變的情況下，進城務(wù)工時間長的進城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是進城務(wù)工時間短的進城農(nóng)民的1.061倍。

專業(yè)技術(shù)水平對務(wù)工收入的影響分析。專業(yè)技術(shù)水平的回歸系數(shù)為0.344，Sig值為0.001，說明專業(yè)技術(shù)水平對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。高專業(yè)技術(shù)水平的進城農(nóng)民的務(wù)工收入高于低或無專業(yè)技術(shù)水平的進城農(nóng)民，在其他條件不變的情況下，高級專業(yè)技術(shù)水平的進城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是無專業(yè)技術(shù)水平的進城農(nóng)民的1.410倍。

“進城務(wù)工與誰在一起”對務(wù)工收入的影響分析?！斑M城務(wù)工與誰在一起”的回歸系數(shù)為0.344，Sig值為0.064，說明“進城務(wù)工與誰在一起”對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有一定的影響。“自己一個人”進城農(nóng)民的務(wù)工收入低于“與配偶在一起”或“舉家進城”和“與子女在一起”的進城農(nóng)民，在其他條件不變的情況下，“自己一個人”進城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是“與配偶在一起”的進城農(nóng)民的87.9%。

3 結(jié)論與建議

本文利用安徽省17個地市的756位進城農(nóng)民的樣本數(shù)據(jù)資料，分析進城農(nóng)民務(wù)工收入的主要影響因素。研究得出的結(jié)論有：性別、年齡、婚姻狀況、進城務(wù)工時間、專業(yè)技術(shù)水平和“進城務(wù)工與誰在一起”對進城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響作用。其中，男性比女性的務(wù)工收入高，年長比年青的務(wù)工收入高，但年老的務(wù)工收入有所降低，已婚比未婚的務(wù)工收入高，進城務(wù)工時間越長其務(wù)工收入越高，專業(yè)技術(shù)水平越高其務(wù)工收入越高，“與配偶在一起”和“舉家進城”的進城農(nóng)民比“子女在一起”進城農(nóng)民的務(wù)工收入高，“自己一個人”進城農(nóng)民的務(wù)工收入最低。

根據(jù)上面研究得出的結(jié)論，可以提出增加進城農(nóng)民務(wù)工收入的建議有：加強對進城農(nóng)民的職業(yè)教育和專業(yè)技能培訓(xùn)，特別要加大對年青和女性進城農(nóng)民的教育培訓(xùn)力度。消除社會和用人單位的性別歧視，提高女性以及女性進城農(nóng)民的社會地位和經(jīng)濟地位。推進城鎮(zhèn)化進程，廢除一切不合理的政策和制度，解決進城農(nóng)民夫妻兩地分居問題，促進進城農(nóng)民市民化。

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