韓軍輝

(太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西太原 030024)

農(nóng)村家庭非正規(guī)就業(yè)的代際傳遞性研究

韓軍輝

(太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西太原 030024)

非正規(guī)就業(yè)是當(dāng)前解決農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)問題的重要途徑?；谥袊】岛蜖I養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2009年農(nóng)村數(shù)據(jù)，采用遞歸雙變量概率模型對(duì)農(nóng)村兩代勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)選擇中的代際傳遞性進(jìn)行分析。研究發(fā)現(xiàn)，影響兩代農(nóng)村勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)選擇的因素存在差異，但兩代農(nóng)村勞動(dòng)力在非正規(guī)就業(yè)選擇中也存在一定的代際繼承性。子代的就業(yè)選擇明顯受到父輩就業(yè)狀態(tài)的影響。這意味著農(nóng)村子代勞動(dòng)力在非正規(guī)就業(yè)選擇中缺乏相應(yīng)的獨(dú)立性。

農(nóng)村家庭;非正規(guī)就業(yè);代際傳遞;遞歸雙變量概率模型

“非正規(guī)就業(yè)”一詞來源于1972年國際勞工組織對(duì)肯尼亞的收入與就業(yè)報(bào)告，主要是指發(fā)展中國家大量存在的以維持生計(jì)為目的，未經(jīng)政府承認(rèn)、登記，同時(shí)也得不到政府管理和保護(hù)的一種就業(yè)模式。雖然各國對(duì)非正規(guī)就業(yè)的界定存在較大差異，但一般認(rèn)為應(yīng)該從勞動(dòng)契約穩(wěn)定性和勞動(dòng)時(shí)間安排兩個(gè)維度進(jìn)行把握和考慮［1］。由于非正規(guī)就業(yè)的進(jìn)入門檻較低、就業(yè)方式靈活，加之自身就業(yè)技能較為缺乏等原因，大多數(shù)“第一代農(nóng)村勞動(dòng)力”會(huì)選擇非正規(guī)就業(yè)。然而，伴隨著中國農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，在改革開放大潮中成長起來的“新一代農(nóng)村勞動(dòng)力”與其父輩相比似乎有著更多的活力和夢(mèng)想。新生代農(nóng)村勞動(dòng)力的就業(yè)狀況如何?在非正規(guī)就業(yè)選擇的“代際游戲場(chǎng)”內(nèi)呈現(xiàn)的是怎樣一種場(chǎng)景?換言之，兩代農(nóng)村勞動(dòng)力在非正規(guī)就業(yè)選擇中是否存在代際繼承性抑或呈現(xiàn)出代際差異性?顯然，在一個(gè)機(jī)會(huì)均等的社會(huì)，年輕一代可以通過自身努力擺脫“子承父業(yè)”的束縛進(jìn)而實(shí)現(xiàn)代際間的職業(yè)自由流動(dòng)。

早在19世紀(jì)，Galton就做過跨代際個(gè)人特征(如身高、教育年限、收入對(duì)數(shù)等)的回歸分析。此后，Blau and Duncan、Featherman and Hauser以及Goldthorpe等分別對(duì)本國的職業(yè)流動(dòng)程度進(jìn)行測(cè)量［2-4］。國內(nèi)學(xué)者邢春冰利用中國家庭健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的代際流動(dòng)進(jìn)行了較為詳細(xì)的考察。歷年CHNS數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果似乎表明20世紀(jì)90年代中國農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的代際流動(dòng)性在增加。但是當(dāng)利用面板數(shù)據(jù)消除了不變家庭特征后，該研究認(rèn)為農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)仍然呈現(xiàn)較強(qiáng)的代際繼承性［5］。張瑞玲通過對(duì)河南蔡寨村235份調(diào)查問卷的分析發(fā)現(xiàn)代際職業(yè)流動(dòng)程度與父輩職業(yè)類型有密切關(guān)系，而且當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民整體上呈現(xiàn)出較高的代際職業(yè)流動(dòng)水平［6］。楊澤娟采用江西中南部的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)祖父輩、父輩以及子輩基本在從事不同的職業(yè)，這種顯著的代際職業(yè)流動(dòng)在一定程度上促成了晚輩“結(jié)婚即分家”的新習(xí)俗［7］。陳藻以成都市農(nóng)民工就業(yè)狀況的調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)兩代農(nóng)民工在就業(yè)方面既有很大的代際差異，但也存在一定的代際傳承性［8］。此外，部分學(xué)者還對(duì)兩代農(nóng)村勞動(dòng)力的代際差異問題進(jìn)行研究。黃祖輝、劉雅萍的研究發(fā)現(xiàn)兩代農(nóng)民工在務(wù)工月工資、兼業(yè)性以及工作經(jīng)驗(yàn)和就業(yè)渠道等方面存在顯著的差異［9］。杜書云、張廣宇從就業(yè)、生活以及素質(zhì)和觀念等方面對(duì)新生代農(nóng)民工進(jìn)行了“全方位”分析，發(fā)現(xiàn)兩代農(nóng)民工存在明顯的代際差異［10］。王紅芳研究了從事非正規(guī)就業(yè)的家政服務(wù)員的權(quán)利問題，認(rèn)為全社會(huì)應(yīng)該關(guān)注家政服務(wù)員這一弱勢(shì)群體以促進(jìn)女性與社會(huì)的協(xié)調(diào)發(fā)展［11］。

從以上文獻(xiàn)可以看出，對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力的代際特征存在不同的觀點(diǎn)。究其主要原因:首先，代際關(guān)系的劃分標(biāo)準(zhǔn)不同。部分文獻(xiàn)只是籠統(tǒng)地按照出生年份，將農(nóng)村勞動(dòng)力劃分為兩代。實(shí)際上按照這一標(biāo)準(zhǔn)劃分的兩代農(nóng)民工可能不具有任何的家庭血緣或撫養(yǎng)關(guān)系。而另外部分文獻(xiàn)則運(yùn)用家庭調(diào)查數(shù)據(jù)嚴(yán)格進(jìn)行“父子”配對(duì)。其次，代際職業(yè)流動(dòng)的研究視野不同。多數(shù)學(xué)者將代際職業(yè)水平化的流動(dòng)看成是一種積極的現(xiàn)象;而少數(shù)文獻(xiàn)則側(cè)重于考察代際職業(yè)的垂直化流動(dòng)。事實(shí)上，在農(nóng)村，雖然兩代勞動(dòng)力選擇了不同的職業(yè)，但多數(shù)農(nóng)村勞動(dòng)力仍舊處于以維持生計(jì)為目的的非正規(guī)就業(yè)狀態(tài)。因此，從非正規(guī)就業(yè)選擇的角度來考察代際關(guān)系可能會(huì)給我們提供更多的信息。同時(shí)，筆者運(yùn)用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查2009年數(shù)據(jù)，對(duì)同屬一個(gè)家庭的父輩與子代進(jìn)行嚴(yán)格配對(duì)，形成真正意義上的家庭世代關(guān)系。

筆者的基本思路是:首先對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述;其次，分別建立父輩和子代非正規(guī)就業(yè)選擇方程，比較非正規(guī)就業(yè)中的代際差異;再次，通過建立遞歸雙變量概率模型考察非正規(guī)就業(yè)中的代際傳遞性;最后，給出研究結(jié)論。

一、數(shù)據(jù)及變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

筆者采用的數(shù)據(jù)來自美國北卡大學(xué)和中國預(yù)防醫(yī)學(xué)科學(xué)院聯(lián)合執(zhí)行的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)。該調(diào)查依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、地理位置、公共資源的豐裕程度和健康狀況指數(shù)覆蓋了廣西、貴州、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧和山東等8省(區(qū))，2000年，2004年以及2006年的數(shù)據(jù)還包括黑龍江省。本文選取了2009年上述9省(區(qū))農(nóng)村地區(qū)家庭父輩及其子代的相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)。實(shí)際上，許多農(nóng)村家庭擁有多名子女。為了統(tǒng)計(jì)的方便，筆者只選取長子或長女。畢竟，在農(nóng)村家庭重男輕女的現(xiàn)象比較嚴(yán)重，調(diào)查可能對(duì)研究結(jié)果有一定的影響。調(diào)查主要涉及到的變量有年齡、受教育程度、生活滿意度、BMI指數(shù)、職業(yè)等級(jí)、工作經(jīng)驗(yàn)以及因變量就業(yè)類型。

變量選取的基本思路是:首先，在CHNS的縱列數(shù)據(jù)集中保留2009年農(nóng)村家庭住戶信息;其次，確定身份，即通過“您是戶主的什么人”這一問題保留2009年各家庭戶主及其家庭編號(hào)。再次，以農(nóng)村家庭戶主編碼為基準(zhǔn)，將其與CHNS的教育、職業(yè)等數(shù)據(jù)文件進(jìn)行合并，取得戶主對(duì)應(yīng)的相關(guān)變量。以同樣的方法獲得2009年各農(nóng)村家庭中子代相關(guān)變量。最后，以家庭編號(hào)為基準(zhǔn)，將戶主相關(guān)變量與子代相關(guān)變量進(jìn)行嚴(yán)格配對(duì)，得到2009年771對(duì)農(nóng)村家庭父輩與其子代的數(shù)據(jù)。

(二)變量定義

因變量為就業(yè)類型(employ)。分為正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)，正規(guī)就業(yè)為0，非正規(guī)就業(yè)為1。按照非正規(guī)就業(yè)的定義，同時(shí)為了與相關(guān)研究保持一定的連續(xù)性和可比性，筆者采用袁霓的思路，將非正規(guī)就業(yè)定義為無雇工的個(gè)體經(jīng)營者、臨時(shí)工、領(lǐng)取工資的家庭工人、無報(bào)酬的家庭幫工。而將有雇工的個(gè)體經(jīng)營者、為他人或單位工作的長期工以及為他人或單位工作視為正規(guī)就業(yè)。

自變量定義如下:

第一，年齡(age):本文以陽歷為標(biāo)準(zhǔn)來計(jì)算父輩與子代的實(shí)際年齡。

第二，受教育程度(edu):按照對(duì)問卷中問題A11的回答，計(jì)算出個(gè)體受教育的年限。

第三，BMI指數(shù)(bmi):用體重公斤數(shù)除以身高米數(shù)平方得出的數(shù)字，是目前國際上常用的衡量人體健康的標(biāo)準(zhǔn)。

第四，生活滿意度(swl):該指標(biāo)體現(xiàn)了家庭成員對(duì)當(dāng)前生活滿意程度的主觀感知。

第五，工作經(jīng)驗(yàn)(exp):將個(gè)體的實(shí)際年齡減去受教育年限再減去6。

第六，職業(yè)等級(jí)(caste):我們按照Goldthorpe職業(yè)分類表對(duì)職業(yè)類型進(jìn)行等級(jí)分類。

(三)個(gè)體主要變量描述

表1 父輩主要變量統(tǒng)計(jì)描述

從表1可以看出，從事非正規(guī)就業(yè)的父輩為624人，占父輩總體樣本的81%。這說明多數(shù)父輩在從事非正規(guī)就業(yè)。相對(duì)于從事非正規(guī)就業(yè)的父輩，從事正規(guī)就業(yè)的父輩其平均年齡大約小10歲，而且受教育的年限要更長些。這說明教育程度是決定就業(yè)狀態(tài)的一個(gè)關(guān)鍵因素。從事正規(guī)就業(yè)的父輩有著更高的生活滿意度(3.7)和職業(yè)等級(jí)(7.2)。BMI指數(shù)幾乎均為23，不存在明顯差別。

表2 子代主要變量統(tǒng)計(jì)描述

表2報(bào)告了子代主要個(gè)體特征。跟父輩樣本類似，從事非正規(guī)就業(yè)的子代樣本為672，約占子代總體樣本的87%。這說明大多數(shù)子代處于非正規(guī)就業(yè)狀態(tài)。與父輩樣本不同的是，從事非正規(guī)就業(yè)的子代平均年齡為22歲，大約要比相應(yīng)從事正規(guī)就業(yè)的子代年齡小10歲。而且受教育年限約為6.7年 。從BMI指數(shù)以及生活滿意度方面看，非正規(guī)就業(yè)的子代均不如正規(guī)就業(yè)的子代。職業(yè)等級(jí)應(yīng)該是相差最大的一個(gè)指標(biāo)。處于正規(guī)就業(yè)的子代職業(yè)等級(jí)為6.4，而非正規(guī)就業(yè)的子代職業(yè)等級(jí)僅為1.1。這說明從事非正規(guī)就業(yè)的子代處于職業(yè)等級(jí)的邊緣地帶。甚至比從事非正規(guī)就業(yè)的父輩職業(yè)等級(jí)(1.9)還要略微低一些。這一點(diǎn)或許暗示我們，即使子代擺脫了“子承父業(yè)”的束縛，但仍舊有可能從事著社會(huì)邊緣性的低層次職業(yè)。

表3 子代就業(yè)狀況統(tǒng)計(jì)

表3顯示，男性子代為531人。其中有449人從事非正規(guī)就業(yè)，占全體男性子代樣本的85%。只有大約15%的男性子代從事正規(guī)就業(yè)。女性子代數(shù)量為240，其中有223(93%)的女性子代從事非正規(guī)就業(yè)，這一比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于男性比例。這似乎說明在農(nóng)村家庭，女性子代更容易從事非正規(guī)就業(yè)。

二、計(jì)量模型及實(shí)證結(jié)果

哪些因素決定了勞動(dòng)者參與非正規(guī)就業(yè)?如前所述，相關(guān)文獻(xiàn)在考察個(gè)體非正規(guī)就業(yè)時(shí)，均假設(shè)個(gè)體勞動(dòng)者之間的決策相互獨(dú)立。這一假設(shè)顯然忽略了家庭成員之間的相互影響。在教育水平較低和缺乏社會(huì)資源的農(nóng)村家庭，子代勞動(dòng)力多是受父輩影響進(jìn)而“子承父業(yè)”;而子代就業(yè)狀況也會(huì)在一定程度上影響父輩。比如很多家庭兩代農(nóng)民工同時(shí)進(jìn)城務(wù)工，甚至在同一行業(yè)或工廠工作。為了控制這種代際間的相互影響效應(yīng)，需要采用聯(lián)立模型。但筆者認(rèn)為在本研究中父輩對(duì)子代就業(yè)狀況的影響效應(yīng)比較明顯。因此，筆者假設(shè)子代在選擇非正規(guī)就業(yè)時(shí)除了受到自身特征(如年齡、受教育年限等)影響外，父輩對(duì)其子代還存在一定的影響效應(yīng)，即代際繼承性或傳遞性?；谶@一假設(shè)，我們將父輩的就業(yè)狀態(tài)(employf)視為內(nèi)生變量，運(yùn)用遞歸雙變量概率模型建立代際非正規(guī)就業(yè)傳遞方程進(jìn)而考察非正規(guī)就業(yè)的代際傳遞性。在此之前，本部分首先分別建立父輩和子代非正規(guī)就業(yè)選擇方程，比較非正規(guī)就業(yè)中的代際差異。具體實(shí)證模型如下:

公式(1)和公式(2)分別代表子代和父輩的非正規(guī)就業(yè)選擇方程，用以比較非正規(guī)就業(yè)中的代際差異。在此基礎(chǔ)上，筆者假設(shè)非正規(guī)就業(yè)中存在一定的代際傳遞性。為此，筆者運(yùn)用公式(2)和(3)建立遞歸雙變量概率模型，即代際非正規(guī)就業(yè)傳遞方程。對(duì)于參與非正規(guī)就業(yè)的勞動(dòng)力，employ=1;而對(duì)于參與正規(guī)就業(yè)的勞動(dòng)力，employ=0，employ*為employ的潛變量。其中的下標(biāo)f代表父輩，s代表子代。X為非正規(guī)就業(yè)選擇方程中的解釋變量，包括年齡、受教育程度、BMI指數(shù)、生活滿意度以及工作經(jīng)驗(yàn)和職業(yè)等級(jí)。β，γ為待估計(jì)的參數(shù)，ε，υ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，其服從正態(tài)分布。此外，在公式(1)子代非正規(guī)就業(yè)選擇方程中，我們還加入了子代性別(gender)這一虛擬變量來考察子代參與非正規(guī)就業(yè)中的性別差異。值得說明的是在篩選父輩樣本時(shí)，我們選取的是作為“一家之主”的戶主，而在中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)中戶主多為男性。因此，我們沒有在公式(2)父輩非正規(guī)就業(yè)選擇方程中加入性別虛擬變量。利用Stata12.0對(duì)以上模型進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 兩代勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)選擇代際差異分析——單方程probit模型

表4分別報(bào)告了父輩和子代非正規(guī)就業(yè)選擇方程的估計(jì)系數(shù)?？梢钥吹剑篙吥挲g變量(age)回歸系數(shù)為負(fù)，其年齡平方(age2)為正，而子代樣本中的情況相反。雖然在兩方程中年齡以及年齡平方項(xiàng)均不顯著，但可以看出父輩樣本中年齡與從事非正規(guī)就業(yè)的概率呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，而子代樣本中則呈現(xiàn)出倒“U”型關(guān)系。父輩以及子代受教育年限(edu)的回歸系數(shù)均為負(fù)，并且均在0.01水平上高度顯著。說明受教育程度越高，父輩和子代參與非正規(guī)就業(yè)的可能性越小。父輩和子代的BMI指數(shù)回歸系數(shù)均為負(fù)值，但前者在0.1水平上顯著。這說明身體健康狀況與父輩參與非正規(guī)就業(yè)的概率成反比。而子代BMI指數(shù)的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。事實(shí)上，部分年輕子代雖然在從事非正規(guī)就業(yè)，但其具體工作類型已經(jīng)與其父輩有所差別。父輩更多從事“臟、累、苦”的底層工作，而子代則更看重工作的體面性和舒適性，比如服務(wù)行業(yè)等。因此，對(duì)于子代來說，身體健康狀況不會(huì)對(duì)就業(yè)狀況產(chǎn)生顯著影響。父輩生活滿意度(swl)的回歸系數(shù)為-0.16，且在0.1水平上顯著。這說明父輩的生活滿意度(swl)越低，從事非正規(guī)就業(yè)的可能性越大。而對(duì)于子代樣本，生活滿意度(swl)的回歸系數(shù)雖為負(fù)，但不顯著。這一結(jié)果說明子代生活滿意度(swl)對(duì)其參與非正規(guī)就業(yè)行為沒有顯著影響。職業(yè)等級(jí)(caste)越高，父輩和子代參與非正規(guī)就業(yè)的可能性越小。無論是父輩還是子代，其工作經(jīng)驗(yàn)(exp)均不顯著。在子代樣本中，性別虛擬變量(gender)回歸系數(shù)為-0.519，且在0.05水平上顯著。這說明女性子代更有可能參與非正規(guī)就業(yè)。

表5 兩代勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)選擇代際傳遞性分析——遞歸雙變量概率模型

表5報(bào)告了遞歸雙變量概率模型的估計(jì)系數(shù)和邊際效應(yīng)。其中的rho值顯著，說明父輩非正規(guī)就業(yè)選擇對(duì)其子代非正規(guī)就業(yè)具有影響，存在一定的代際傳遞性。在子代非正規(guī)就業(yè)模型中，作為內(nèi)生變量的父輩就業(yè)類型(employ*f)的估計(jì)系數(shù)為0.77，且在0.1水平上顯著，說明在其他條件不變的情況下，如果父輩選擇了非正規(guī)就業(yè)，那么其子代也具有選擇非正規(guī)就業(yè)的傾向。從邊際效應(yīng)看，在其他條件不變時(shí)，在選擇非正規(guī)就業(yè)的父輩中，其子代有將近9%的概率選擇非正規(guī)就業(yè)。在農(nóng)村家庭，“子承父業(yè)”的狀況依舊存在。

在遞歸雙變量概率模型中，無論是父輩還是子代樣本中，年齡(age)與參與非正規(guī)就業(yè)概率之間的關(guān)系沒有發(fā)現(xiàn)變化。受教育年限(edu)依然是影響父輩和子代參與非正規(guī)就業(yè)的重要變量。結(jié)果顯示，受教育年限越長，其參與非正規(guī)就業(yè)的可能性越小，并且受教育年限變量的邊際效應(yīng)均約為-3%。說明在控制其他因素情況下，父輩和子代每增加一年受教育年限，其參與非正規(guī)就業(yè)的可能性下降大約3%。其中父輩BMI指數(shù)的回歸系數(shù)依然為-0.03左右，但在0.01水平上高度顯著，子代BMI指數(shù)的回歸系數(shù)不顯著。這一點(diǎn)與單方程probit模型中的估計(jì)結(jié)果類似。需要注意的是父輩生活滿意度(swl)回歸系數(shù)雖然為負(fù)，但由原來的0.1水平顯著變?yōu)椴伙@著。職業(yè)等級(jí)(caste)越高，越不可能從事非正規(guī)就業(yè)。從職業(yè)等級(jí)(caste)的邊際效應(yīng)看，職業(yè)每降低一個(gè)等級(jí)，父輩和子代參與非正規(guī)就業(yè)的可能性就增加大約4%的概率。此外，工作經(jīng)驗(yàn)回歸系數(shù)未發(fā)生明顯變化。虛擬變量性別(男性=1)的回歸系數(shù)為-0.57，在0.05水平顯著。其邊際效應(yīng)大約為0.06。說明在其他條件不變的情況下，女性子代參與非正規(guī)就業(yè)的概率要比男性子代高出大約6%。

三、結(jié)論

基于中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2009年的數(shù)據(jù)，利用單方程probit模型和遞歸雙變量概率模型分別考察兩代勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)選擇中的代際差異和代際傳遞性。研究發(fā)現(xiàn)，在決定兩代農(nóng)村勞動(dòng)力非正規(guī)就業(yè)選擇的因素中存在一定差異，但更為明顯的是兩代農(nóng)村勞動(dòng)力在非正規(guī)就業(yè)選擇中存在的代際繼承性。換言之，農(nóng)村家庭子代在進(jìn)行就業(yè)選擇時(shí)，除了受教育程度等個(gè)體屬性變量的影響外，還受到父輩就業(yè)狀態(tài)的影響。因此，本研究認(rèn)為，政府在提升農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)技能的同時(shí)，更應(yīng)該進(jìn)一步強(qiáng)化農(nóng)村建設(shè)，使農(nóng)村在社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、科技、文化、交通和社會(huì)保障等方面得到全面發(fā)展，為下一代尤其是農(nóng)村女性自由發(fā)展創(chuàng)造良好的社會(huì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)條件。同時(shí)應(yīng)該加強(qiáng)農(nóng)村基層公共就業(yè)服務(wù)機(jī)構(gòu)建設(shè)，為農(nóng)村下一代提供更多的就業(yè)信息和渠道，以此增強(qiáng)年輕一代在就業(yè)市場(chǎng)中的獨(dú)立性。

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Study on Intergenerational Transmission of the Informal Employment in Rural Family

HAN Junhui
(College of Economics Management，Taiyuan University of Technology，Taiyuan 030024，P.R.China)

Informal employment is an important way to solve the problem of rural labor'employment.Based on the rural data of China Health and Nutrition Survey(CHNS)in 2009，the paper analyzes the Intergenerational Transmission during the process of choosing the informal employment for two generations in rural family using the recursive bivariate probability model.The study shows that factors affecting the behaviors of choosing the informal employment between two generations are different，but there is also strong intergenerational transmission or inheritance relationship.The children's behaviors of choosing the informal employment are influenced by the parental behaviors.This means the children are short of independence when choosing the informal employment in rural family.

rural family;informal employment;intergenerational transmission，recursive bivariate probability model

D063.3

A

1008-5831(2013)02-0023-06

2012-09-09

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目(10YJC790075);高等學(xué)校博士學(xué)科點(diǎn)專項(xiàng)科研基金新教師類資助課題(20121402120016);山西省高等學(xué)校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(2012213)

韓軍輝(1976-)，河北靈壽縣人，理學(xué)博士，太原理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，主要從事農(nóng)村人口經(jīng)濟(jì)與公共政策研究。

(責(zé)任編輯 胡志平)