耿愛生

（中國海洋大學 法政學院，山東 青島266100）

一、問題提出

靈活就業(yè)，或稱非標準就業(yè)、非正規(guī)就業(yè)，主要指在勞動時間、收入報酬、工作場地、保險福利、勞動關(guān)系等方面不同于傳統(tǒng)主流就業(yè)方式的各種就業(yè)形式。［1］其靈活的雇傭關(guān)系對提高勞動力資源利用效率，緩解勞動力市場的就業(yè)壓力具有重要影響，是解決高失業(yè)率的重要策略，是提高經(jīng)濟競爭力的先決條件。［2］

但是也應該注意到靈活性就業(yè)所引發(fā)的社會問題日益明顯，如收入差距擴大、社會排斥和工作貧困等。［3］在我國，隨著各種靈活性就業(yè)形式的興起，其負面效應也開始日益顯現(xiàn)。比如有研究發(fā)現(xiàn)大多數(shù)靈活性者工作條件差、收入水平低和缺乏社會保障。［4］而且這種就業(yè)形式也已成為我國收入分配差距的重要來源。也有研究證實正規(guī)與非正規(guī)就業(yè)者之間的小時收入差距達到1．65倍，對總體收入不平等的貢獻達到13．68%。［5］

由此可知，靈活就業(yè)所帶來的效應可能是多方面的，那么它會引發(fā)勞動者的健康問題嗎？國外已有研究提出這種新的就業(yè)形式實際潛在著許多健康的破壞性機制，［6］如臨時工人往往無法獲得醫(yī)療保險和衛(wèi)生服務。［7］且有不少研究證實靈活就業(yè)中的臨時性就業(yè)關(guān)系會對健康產(chǎn)生負面效應。［8］］在國內(nèi)，也有研究發(fā)現(xiàn)就業(yè)相對不穩(wěn)定的外來人口報告自評一般健康較好的概率大概只有就業(yè)相對穩(wěn)定的外來人口的66%；［9］從事不同職業(yè)的農(nóng)民工健康狀況差異較大，從事管理工作的農(nóng)民工好于專業(yè)技術(shù)人員與半技術(shù)職業(yè)人員，而從事普通職業(yè)的農(nóng)民工健康最差。［10］

我國是一個靈活就業(yè)廣泛存在的發(fā)展中國家，其靈活就業(yè)形式具有廣泛的多樣性，是研究靈活就業(yè)與健康問題的非常重要而獨特的地區(qū)。鑒于農(nóng)民工是我國靈活就業(yè)人員的最大主體。因此本文以農(nóng)民工為主要研究對象，分析各種靈活就業(yè)形式對其身心健康的影響，并假設(shè)靈活就業(yè)方式、靈活就業(yè)程度對健康指標的影響關(guān)系會有所不同，以期為如何更好的保護和改善農(nóng)民工健康權(quán)益提供依據(jù)。

二、研究設(shè)計

（一）分析策略

本研究重點分析靈活就業(yè)對健康的影響。研究運用截面數(shù)據(jù)，首先分析農(nóng)民工靈活就業(yè)的形勢，然后通過多元Logistic回歸模型，分析各種靈活就業(yè)方式對的健康狀況的影響及影響程度。

（二）變量測量

1、因變量

本研究中的因變量為健康狀況，使用受訪者的自我評價進行測量。盡管這是一種主觀測量，但使用廣泛且被認為是對未來健康的有效預測指標。［11］在調(diào)查設(shè)計中，詢問被訪者“您目前的健康狀況（與同齡人相比）？①非常好②好③一般④不好⑤非常不好”。將回答結(jié)果合并為二分類變量，回答①、②，賦值為1；回答③、④、⑤，賦值為0。具體見表1。

2、自變量

本研究關(guān)心的核心自變量是靈活就業(yè)。從靈活就業(yè)方式、靈活就業(yè)程度與工作時間三個個緯度進行衡量。

靈活就業(yè)方式根據(jù)目前的主要工作性質(zhì)來測量。在調(diào)查設(shè)計中，您目前的主要工作是自我經(jīng)營還是工資性工作？①自我經(jīng)營②工資性工作③不領(lǐng)工資的家庭幫工，分別賦值為1、2、3，以此考察靈活就業(yè)的主要形式。

靈活就業(yè)程度根據(jù)合同類型來測量。合同類型分為①固定工②長期合同工（一年及以上）③短期合同工（一年以下）④無合同的臨時工⑤打零工?；卮稷儋x值為1；回答②、③賦值為2；賦值④、⑤賦值為3。

工作時間。將工作時間超過40小時以上時賦值為1，其余賦值為0。

健康是多種因素共同作用的結(jié)果。根據(jù)既有研究，社會經(jīng)濟地位是健康的重要影響因素，因此我們將社會經(jīng)濟地位引入模型。一般認為職業(yè)階層、教育水平與收入水平等是社會經(jīng)濟地位的重要測量指標。［12］因此我們選用這三個指標來考察社會經(jīng)濟地位的健康影響。其中，職業(yè)社會階層按照英國分類法，對受訪者當前的職業(yè)進行評定。［13］將所有的社會職業(yè)階層合并為2類，即非體力勞動（賦值為0）和體力勞動者（賦值為1）。教育水平根據(jù)被訪者受教育年限分為5個類別，即≤6賦值為1；6－賦值為2；9－賦值為3；12－賦值為4；14－賦值為5。收入水平根據(jù)調(diào)查時點被訪者的每月得到的總收入（包括工資、各種獎金、補貼和實物折現(xiàn)）來測量，為避免測量誤差，我們根據(jù)平均收入的四分位數(shù)進行劃分并賦值。具體為＜1000，賦值為1；1000－賦值為2；1500－賦值為3；2000－賦值為為4；2500－賦值為5。

3、控制變量

本研究中將性別、年齡與婚姻狀況作為控制變量。性別分別被賦值為1和2。由于研究對象主要是就業(yè)人口，因此我們將被訪者年齡范圍控制在16－64歲之間。為消除年齡劃分過細所引起的波動，我們以10歲為組距進行分組并賦值，16－24賦值為1；25－賦值為2；35－賦值為3；45－賦值為4；55－賦值為5。

婚姻狀況共有6種情況，即①初婚②再婚③同居④離異⑤喪偶⑥未婚?；卮稷?、②、③賦值為1；回答④、⑤賦值為2；回答⑥賦值為3。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國居民收入分配課題組于2007年對流動人口所做的調(diào)查，該調(diào)查始于1980年代末，先后在1988年、1995年、2002年、2007年住戶調(diào)查的基礎(chǔ)上，形成了被稱為迄今中國收入分配與勞動力市場研究領(lǐng)域中最具權(quán)威性的基礎(chǔ)性數(shù)據(jù)資料（CHIPS）。對流動人口的調(diào)查涉及農(nóng)民工的個人基本情況、就業(yè)狀況、收入、職業(yè)培訓、健康與醫(yī)療、居住、子女教育、社會保障、服務需求、社會交往和社會活動等。此次調(diào)查在15個城市進行，調(diào)查總樣本8446人。由于農(nóng)民工是我國靈活就業(yè)人員中的重要主體，而CHIPS數(shù)據(jù)資料全面，因此利用這一基礎(chǔ)性資料，可深入挖掘靈活就業(yè)模式的健康效應。

（四）分析模型

Logistic回歸模型是一種當因變量為二分變量時的計量分析模型。在本文中因變量（Y）健康狀況是一個二分類變量；自變量多為分類變量（見表1）。所有變量選取及定義滿足Logistic回歸模型所要求的基本條件，因此本文采用這一模型進行研究。

Logistic回歸分析模型為：

式（1）中α是常數(shù)項；Xi為自變量；β為自變量的回歸系數(shù)，表示其它自變量取值保持不變時，該自變量取值增加一個單位引起比數(shù)比（OR）變化的大小，若xj的回歸系數(shù)為βj，則 OR 值為eβj；εi為誤差項。

三、回歸結(jié)果及分析

（一）農(nóng)民工的人口與社會經(jīng)濟特征

總樣本共8446人，根據(jù)研究目的剔除學生、離退休人員及實習期等情況后，得有效樣本數(shù)7072人（見表1），其中男性為4135人，占58．5%；女性2922人，占41．5%?？倶颖局惺I(yè)人數(shù)為96人，失業(yè)率為1．3%，其中男性占29．5%，女性占70．5%。女性失業(yè)率遠高于男性。農(nóng)民工總體年齡結(jié)構(gòu)較輕，平均在30歲左右。93．2%的人所從事的職業(yè)為體力勞動。在非體力勞動者中平均受教育年限為11年，而體力勞動者僅為9年，說明靈活就業(yè)者社會職業(yè)階層受文化程度的制約；而從平均收入來看，無論男性還是女性，體力勞動者的收入均低于非體力勞動者。

（二）農(nóng)民工靈活就業(yè)的基本情況

從表3可以看出，僅有8．9%的人是長期工，其余均為各種形式的靈活就業(yè)。而在靈活就業(yè)的各種形式中，排除自我經(jīng)營者后，在所有薪金工人中，40．6%的人無勞動合同。另外，有89．1%的人每周工作40小時以上。據(jù)此得知，農(nóng)民工以各種形式的靈活就業(yè)為主，勞動合同的簽訂率比較低，且超時勞動嚴重。

（三）靈活就業(yè)對農(nóng)民工健康的作用關(guān)系

本研究使用SPSS13．0軟件包進行Logistic回歸分析。首先，研究分別以自評健康是否為差構(gòu)建兩個Logistic回歸模型：模型1主要分析靈活就業(yè)方式與自評健康狀況間的關(guān)系，自變量包括工作性質(zhì)、社會經(jīng)濟地位相關(guān)變量；模型2在模型1的基礎(chǔ)上引入勞動合同類型變量，分析靈活就業(yè)程度對健康的影響。所有變量采用強行進入法。由于研究中自變量數(shù)目較多，因此擬合優(yōu)度使用Hosmer（Lemeshow 檢驗。［14］具體結(jié)果見表3。

表1 樣本的一般性描述

表2 農(nóng)民工的靈活就業(yè)方式

模型1經(jīng)過Hosmer-Losmer擬合優(yōu)度檢驗，χ2＝6．324，顯著性水平 P＝0．611＞0．001。根據(jù)Hosmer-Losmer檢驗準則，說明這一模型對數(shù)據(jù)擬合良好。

從表3可以看出，民族、婚姻狀況、性別、收入、職業(yè)階層等對農(nóng)民工自評健康狀況的影響沒有統(tǒng)計學上的顯著意義。而年齡、文化程度、工作時間、工作性質(zhì)等指標作用顯著。與55歲以上年齡組相比，年齡組別越低健康狀況越好。反映出隨著年齡增長，健康狀況變差的規(guī)律。文化程度對農(nóng)民工健康的影響雖然顯著，但是其作用卻并一致。如高中以下組別中各組健康狀況不如對照組（本科及以上），但?？埔陨蠀s好于對照組。說明就文化程度而言，它對農(nóng)民工健康的影響并沒有表現(xiàn)出線性關(guān)系，也就說并不是文化程度越高，其健康狀況就越好。

表3 靈活就業(yè)對健康的影響Logistic回歸結(jié)果

從靈活就業(yè)的相關(guān)指標來看，工作性質(zhì)經(jīng)Wald檢驗χ2＝6．365，P＝0．041，總體上對農(nóng)民工的健康影響具有顯著意義，但三種工作性質(zhì)對農(nóng)民工健康的影響并不相同。自我經(jīng)營者（B＝－0．394，P＝0．031）健康狀況不如對照組即家庭幫工者，工資收入者（B＝－0．433，P＝0．012）也不如家庭幫工。為分析工資收入者與自我經(jīng)營者的健康情況，將自我經(jīng)營者設(shè)為對照組進行分析，發(fā)現(xiàn)工資收入者的相關(guān)系數(shù)為－0．039，P＝0．657，因此說明兩者并沒有統(tǒng)計學上的顯著差別。

而從工作時間來看，工作超過40小時以上的人，自評健康狀況不如工作時間較短的人，兩者之間相差0．553倍，也就是說超時工作者的健康風險是非超時者的（1／0．553）1．8倍。因此可以說工作時間影響了農(nóng)民工對健康的評價，這符合研究預期。

為進一步分析靈活就業(yè)中各種雇傭關(guān)系對農(nóng)民工健康的影響，我們在模型1的基礎(chǔ)上加引入合同類型這一變量建立模型2。與模型1不同的是，婚姻狀況在模型2中對工薪農(nóng)民工的健康影響變得顯著。與對照組（單身）相比，在婚或離異健康狀況都較差。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在在婚（主要指初婚、再婚與同居者）農(nóng)民工中，僅有不足30%的人與配偶生活在一起，從而在一定程度上說明為何在婚者與單身者相比自評健康狀況較差。

而合同類型對農(nóng)民工自評健康影響經(jīng)Wald檢驗，χ2＝31．358，P＝0．000，具有顯著性意義。具體來言，長期工與合同工的自評健康狀況好于對照組即無合同人員，其比數(shù)比即Exp（B）分別為1．925與1．482。為進一步分析長期工與合同工間的健康差異，我們將“長期工”作為對照組引入模型，發(fā)現(xiàn)盡管合同工與長期工相比，其相關(guān)系數(shù)為負值（B＝－0．262），經(jīng) Wald檢驗發(fā)現(xiàn)x2＝3．264，P＝0．071，在α＝0．1的水平上其差異具有統(tǒng)計學意義。

表4 已婚農(nóng)民工的共同居住狀態(tài)

四、結(jié)論與對策建議

職業(yè)是影響人們健康的重要因素，本文結(jié)合當前靈活就業(yè)比較突出的這一問題，從工作性質(zhì)、合同類型及工作時間等幾個方面考察了靈活就業(yè)對農(nóng)民工自評健康的影響。本文的分析結(jié)果基本上證實了這一假設(shè)，即靈活就業(yè)是健康的重要影響因素之一；不同的靈活就業(yè)變量對健康指標的影響關(guān)系有所不同。保護和改善包括農(nóng)民工在內(nèi)的所有勞動者健康權(quán)益，是政府的責任之一，鑒于農(nóng)民工在勞動市場中的弱勢性，同時也基于研究中得出的實證結(jié)果，提出如下對策建議：

第一，保護農(nóng)民工就業(yè)環(huán)境，降低它對健康的不良影響。根據(jù)研究中的實證結(jié)果，僅從靈活就業(yè)方式這一指標來看，自我經(jīng)營者與從事領(lǐng)薪工作的農(nóng)民工自評健康狀況均低于不領(lǐng)工資的家庭幫工，其比數(shù)比分別為0．674與0．649。鑒于家庭幫工屬于一種非充分就業(yè)形式，此結(jié)果說明農(nóng)民工所在的勞動市場提高了其健康風險，從而影響了他們對健康狀況的自我評價。為此，各級政府在大力提高農(nóng)民工充分就業(yè)的前提下，應切實改善他們的就業(yè)環(huán)境，尤其應為自我經(jīng)營者、工資性收入者提供有利于保護和改善健康的職業(yè)環(huán)境，并將其納入未來勞動就業(yè)政策的目標之一。

第二，加強勞動市場監(jiān)管，降低靈活就業(yè)程度的不良健康效應。從靈活就業(yè)程度來看，各種合同類型對農(nóng)民工自評健康都有重要影響。長期工與合同工的自評健康狀況好于對照組即無合同人員，其比數(shù)比分別為1．925與1．482。但是研究也發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工勞動合同簽訂率普遍比較低，有40．6%的人無任何勞動合同。基于此，可以認為提高勞動合同簽訂率無疑是保護農(nóng)民工健康權(quán)益的重要舉措。所以政府在改善農(nóng)民工就業(yè)環(huán)境的同時，應進一步強化勞動監(jiān)察，促進《勞動法》、《勞動合同法》的有效落實，大力提高農(nóng)民工勞動合同簽訂率，以消除無勞動合同等的負面健康效應。

第三，加強勞動保護，消除超時工作對健康的損害。從工作時間來看，超時工作者的自評健康狀況明顯低于非超時勞動者，其健康風險是后者的1．8倍。而在所調(diào)查的農(nóng)民工中超時工作比較嚴重，89．1%的人每周工作40小時以上，這與國內(nèi)很多學者研究結(jié)果一致。［15］工作時間是勞動保護的核心要素之一，［16］農(nóng)民工超時勞動說明他們所獲得的勞動保護嚴重不足，［17］而獲得必要的、包括工作時間在內(nèi)的勞動保護措施是每一個勞動者的權(quán)益。所以，今后應加強勞動市場監(jiān)管，進一步消除勞動力市場分割，促進工作時間的多樣化、帶薪周假和年假等勞動保護措施的有效實現(xiàn)，以消除超時勞動對農(nóng)民工身心健康造成的損害。

此外，本研究還發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工普遍文化程度偏低而且對自評健康造成了不良影響。因此，應采取積極的就業(yè)保障政策，加強農(nóng)民工就業(yè)與培訓，促進農(nóng)民工充分就業(yè)、公平就業(yè)的實現(xiàn)，通過提高就業(yè)質(zhì)量、降低就業(yè)不穩(wěn)定性來減少這些因素所造成的不良影響。

盡管本文研究發(fā)現(xiàn)靈活就業(yè)與健康狀況之間存在重要關(guān)聯(lián)。但受問卷內(nèi)容及調(diào)查局限，本文考察的靈活就業(yè)指標還有限，如沒有考察靈活就業(yè)者所面臨的具體生產(chǎn)環(huán)境，而且使用的是截面數(shù)據(jù)，無法分析靈活就業(yè)者就業(yè)條件與健康狀況兩者間相互作用的動態(tài)變化。另外，我們僅以農(nóng)民工作為研究對象，因此研究結(jié)論難免有一定局限性。今后，若要更進一步分析靈活就業(yè)對健康的影響，還需要更細致的經(jīng)驗數(shù)據(jù)支持，以更深入的挖掘兩者之間復雜的作用機制。

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