謝 勇

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095）

一、引言與文獻(xiàn)回顧

就業(yè)流動(dòng)是指勞動(dòng)者改變工作單位（即雇主）的行為，有時(shí)也被稱作工作變動(dòng)，是勞動(dòng)力市場(chǎng)中的普遍現(xiàn)象［1］。就業(yè)的流動(dòng)性強(qiáng)，更換工作頻繁一直是中國(guó)農(nóng)民工群體的重要特點(diǎn)之一，這一群體的就業(yè)流動(dòng)水平不僅明顯高于城鎮(zhèn)職工，甚至還超過了歐美等成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家的勞動(dòng)者［2］。顯然，這種高流動(dòng)性對(duì)農(nóng)民工的工資水平、社會(huì)保險(xiǎn)參與、城市融合均存在重要的影響，由于工資是衡量勞動(dòng)者權(quán)益的最重要指標(biāo)，學(xué)術(shù)界近年來格外關(guān)注農(nóng)民工的就業(yè)流動(dòng)行為對(duì)其工資水平的影響。

從理論層面來看，就業(yè)流動(dòng)主要通過兩種機(jī)制影響勞動(dòng)者工資：一是從人力資本角度出發(fā)，認(rèn)為就業(yè)流動(dòng)不利于人力資本積累，尤其是企業(yè)專用性（firm-specific）人力資本的積累，進(jìn)而不利于勞動(dòng)者工資水平的提高［3］；二是從工作搜尋理論出發(fā)，就業(yè)流動(dòng)有助于提高勞動(dòng)者與雇主之間的匹配程度，從而可以提高生產(chǎn)率和工資水平［4］。由于同時(shí)存在以上正、反兩方面的影響，所以在理論上很難直接確定就業(yè)流動(dòng)對(duì)勞動(dòng)者工資的具體效應(yīng)，國(guó)內(nèi)外的實(shí)證研究也得出了不同的結(jié)論［5］。

具體到中國(guó)的農(nóng)民工群體，很多研究都顯示：農(nóng)民工頻繁更換工作的最主要目的是為了獲得更高的工資［6］［7］。Ariga等人的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)流動(dòng)確實(shí)提高了農(nóng)民工的工資和工作滿意度［8］。白南生和李靖卻認(rèn)為就業(yè)流動(dòng)總體上與工資水平關(guān)系不大，但主動(dòng)流動(dòng)比被動(dòng)流動(dòng)更有可能獲得工資的增長(zhǎng)［9］。陳媛媛則認(rèn)為就業(yè)流動(dòng)與農(nóng)民工工資之間存在倒U 型關(guān)系［10］。

此外，近年來有些研究將農(nóng)民工的就業(yè)流動(dòng)區(qū)分為不同的類型，并考察其工資效應(yīng)。謝勇把就業(yè)流動(dòng)分為城市內(nèi)和城市間兩種形式，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的工資水平與更換城市的數(shù)量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，與其在本地更換工作的次數(shù)卻呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系［11］。黃乾則認(rèn)為，行業(yè)內(nèi)的工作轉(zhuǎn)換可以顯著提高低收入農(nóng)民工的工資，對(duì)高收入農(nóng)民工的工資增長(zhǎng)卻有顯著的負(fù)面影響，而行業(yè)間的工作轉(zhuǎn)換對(duì)所有農(nóng)民工的工資增長(zhǎng)均有顯著的負(fù)面影響［12］。姚俊根據(jù)流動(dòng)的地域和次數(shù)將農(nóng)民工的就業(yè)流動(dòng)行為劃分為四種類型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)就業(yè)流動(dòng)程度不同的農(nóng)民工，其工資決定機(jī)制也不同；隨著就業(yè)流動(dòng)性的增強(qiáng)，農(nóng)民工的月工資水平不斷上升［13］。呂曉蘭和姚先國(guó)從性別差異的角度出發(fā)，將農(nóng)民工分為出于工作原因、家庭原因等兩種動(dòng)因的流動(dòng)，并認(rèn)為不同類型的職業(yè)流動(dòng)具有不同的工資效應(yīng)；即使是相同類型的職業(yè)流動(dòng)行為，工資效應(yīng)的性別差異也非常顯著［14］。

在已有研究的基礎(chǔ)上，本文準(zhǔn)備從以下兩個(gè)方面進(jìn)行新的嘗試：一方面，已有的文獻(xiàn)大多側(cè)重于從實(shí)證方面檢驗(yàn)就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資的具體影響，對(duì)其中的影響機(jī)理卻有所忽視，少數(shù)研究也僅是從人力資本積累或者工作匹配的視角分析農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)的工資效應(yīng)。但以上兩方面因素實(shí)際上是同時(shí)發(fā)生作用的，本文注意到人力資本在農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)、工資的決定中均具有重要作用，因此將以人力資本作為中介變量，綜合考慮就業(yè)流動(dòng)對(duì)人力資本積累、工作匹配質(zhì)量?jī)煞矫娴挠绊?，從而在理論層面上系統(tǒng)地認(rèn)識(shí)農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)行為的工資效應(yīng)。另一方面，近年來農(nóng)民工群體內(nèi)部出現(xiàn)了非常明顯的代際分化現(xiàn)象，出生于1980年及以后的新生代農(nóng)民工已經(jīng)逐漸成為農(nóng)民工的主體。他們不僅在文化程度、思想觀念等方面與第一代農(nóng)民工存在明顯差異，而且就業(yè)流動(dòng)水平也明顯高于第一代農(nóng)民工，更換工作更加頻繁［15］。因此本文在對(duì)理論假說進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)的過程中，不僅從農(nóng)民工總體層面，而且還從新生代農(nóng)民工的角度出發(fā)，分別考察就業(yè)流動(dòng)通過人力資本因素對(duì)總體農(nóng)民工、新生代農(nóng)民工的工資水平及其增長(zhǎng)率所產(chǎn)生的具體影響，并進(jìn)行了相應(yīng)的比較分析。

二、理論分析與計(jì)量模型

（一）理論分析

假設(shè)農(nóng)民工i在單位j的人力資本水平Hij由以下三項(xiàng)組成：

其中Ei為農(nóng)民工的一般性人力資本，包括學(xué)校教育、普通職業(yè)技能等。Kij表示農(nóng)民工i在j單位積累的專用性人力資本水平，包括一些特殊職業(yè)技能、專業(yè)性工作經(jīng)驗(yàn)的積累等，Kij的獲取取決于三方面的因素：農(nóng)民工的一般性人力資本Ei、就業(yè)流動(dòng)水平ni和單位特征Zj?？偟膩砜?，在Zj保持不變的情況下，Ei越高，農(nóng)民工獲得專用性人力資本Kij的能力和機(jī)會(huì)越多，因此Kij也相應(yīng)更高［16］。但隨著就業(yè)流動(dòng)性ni的增加，農(nóng)民工在單位j的平均就業(yè)時(shí)間將會(huì)縮短，顯然會(huì)對(duì)Kij的積累產(chǎn)生直接的負(fù)面效應(yīng)［17］。

式（1）中的Mij則表示農(nóng)民工與就業(yè)單位之間的工作匹配程度，主要由農(nóng)民工的就業(yè)流動(dòng)水平ni決定。根據(jù)工作搜尋理論，ni的上升意味著農(nóng)民工更換工作的次數(shù)越多，所獲得的勞動(dòng)力市場(chǎng)信息也就越充分，與雇主之間的匹配程度也將隨之提高［4］。因此我們將式（1）改寫為式（2）和式（3）：

其中f（Ei，Zj，ni）表示一般性和專用性人力資本之和，代表人力資本積累對(duì)工資水平的直接影響；而M（ni）則描述了就業(yè)匹配質(zhì)量對(duì)工資水平的影響。顯然，就業(yè)流動(dòng)不利于專用性人力資本的積累，但可以提高雇傭雙方的匹配質(zhì)量，因此有式（4）和式（5）成立。

根據(jù)經(jīng)典的工資方程，農(nóng)民工的工資水平可以寫成wij=Hijeεij，其中εij表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，通過對(duì)wij取對(duì)數(shù)得到式（6）：

為了進(jìn)一步考察就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資的總體影響，我們對(duì)式（6）求n的偏導(dǎo)數(shù)：

根據(jù)式（4）和式（5），式（7）的符號(hào)在總體上是難以確定的。但在就業(yè)流動(dòng)與勞動(dòng)者工資的決定機(jī)制中，人力資本顯然是一個(gè)關(guān)鍵變量。由于各種歷史和現(xiàn)實(shí)的原因，中國(guó)的農(nóng)民工群體在勞動(dòng)力市場(chǎng)中一直缺乏有效的制度保護(hù)［18］，從而在很大程度上導(dǎo)致農(nóng)民工就業(yè)具有很強(qiáng)的完全競(jìng)爭(zhēng)性［19］。由于制度性因素的缺乏，人力資本對(duì)農(nóng)民工的工資決定就產(chǎn)生了關(guān)鍵性的作用［20］。

而人力資本對(duì)工作匹配的質(zhì)量同樣存在重要的影響。Schultz很早就發(fā)現(xiàn)，人力資本（主要是一般性人力資本）可以提高勞動(dòng)者的“配置能力”，即可以更加有效地收集、處理各種勞動(dòng)力市場(chǎng)信息以及配置各種要素稟賦［3］。而最近的研究也顯示，學(xué)歷越高的農(nóng)民工，獲取信息的能力越強(qiáng)［21］。

對(duì)于一般性人力資本水平較低的農(nóng)民工，在原就業(yè)單位積累的專用性人力資本相對(duì)較少，因此更換工作導(dǎo)致的人力資本損失較低，從而（絕對(duì)值）相對(duì)較小。但對(duì)于這部分農(nóng)民工而言，由于人力資本方面的限制，其收集和處理勞動(dòng)力市場(chǎng)信息方面的能力也相對(duì)不足，而就業(yè)流動(dòng)可以有效地克服上述不足，進(jìn)而增進(jìn)他們的就業(yè)匹配質(zhì)量，即相對(duì)較高，從而導(dǎo)致大于（絕對(duì)值），因此就業(yè)流動(dòng)在總體上有助于提高這部分農(nóng)民工的工資。

但隨著一般性人力資本水平的提高，農(nóng)民工在就業(yè)單位中獲得特殊技能培訓(xùn)、積累工作經(jīng)驗(yàn)等專用性人力資本方面具有明顯的優(yōu)勢(shì)［16］，進(jìn)而可以有效提高工資水平，即（絕對(duì)值）較高。與此同時(shí)，由于在獲取和處理信息方面具有一定的優(yōu)勢(shì)，這部分農(nóng)民工的初始工作匹配質(zhì)量往往相對(duì)較高，即就業(yè)流動(dòng)對(duì)改善工作匹配質(zhì)量的邊際效應(yīng)較小，從而（絕對(duì)值）。因此就業(yè)流動(dòng)對(duì)這一群體的工資水平具有一定的負(fù)面作用，即隨著人力資本水平的提高，就業(yè)流動(dòng)對(duì)工資的正向效應(yīng)具有減弱的趨勢(shì)。

總體來看，中國(guó)農(nóng)民工的整體人力資本水平較低。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的調(diào)查顯示：2012年全國(guó)初中及以下受教育程度的農(nóng)民工比例達(dá)到了76.3%；僅有25.6%的農(nóng)民工接受過非農(nóng)技能職業(yè)培訓(xùn)。考慮到這一背景并綜合以上分析，本文認(rèn)為就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資的正向效應(yīng)將處于主導(dǎo)地位，從而在整體上與農(nóng)民工工資水平呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此我們提出假說1：

假說1：就業(yè)流動(dòng)水平與農(nóng)民工工資之間總體上存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但隨著人力資本水平的提高，上述效應(yīng)呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)。

下面本文將進(jìn)一步分析就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)的影響。已有的許多文獻(xiàn)均顯示，農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)的最重要原因是初始工資水平較低，基于追求更高工資的目的更換工作［6］［9］，所以初始工資水平較低的農(nóng)民工更有可能發(fā)生就業(yè)流動(dòng)行為［7］?？偟膩砜矗r(nóng)民工通過在不同單位之間的流動(dòng)，從而獲得更加充分的勞動(dòng)力市場(chǎng)信息，提高自己與就業(yè)單位之間的匹配程度，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)工資的增長(zhǎng)。

但人力資本水平較高的農(nóng)民工本身具有較強(qiáng)的“配置能力”，由于在收集和處理勞動(dòng)力市場(chǎng)信息方面具有一定的優(yōu)勢(shì)，這部分農(nóng)民工與第一份工作之間的匹配質(zhì)量相對(duì)較好，因此通過就業(yè)流動(dòng)進(jìn)一步提高工作匹配質(zhì)量的效應(yīng)相對(duì)較低，即很小。而就業(yè)流動(dòng)對(duì)專用性人力資本積累卻存在明顯的負(fù)面效應(yīng)，因此（絕對(duì)值）相對(duì)較高。與此同時(shí)，考慮到農(nóng)民工勞動(dòng)力市場(chǎng)的完全競(jìng)爭(zhēng)性，一般性人力資本水平較高的農(nóng)民工，其初始的工資水平往往也相對(duì)較高，在工資分布一定的情況下，獲得更高工資的概率較小。因此本文提出假說2：

假說2：就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工的工資增長(zhǎng)具有顯著的積極意義，但隨著人力資本水平的提高，上述效應(yīng)也存在下降的趨勢(shì)。

（二）計(jì)量模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)上述兩個(gè)假說，本文設(shè)定了計(jì)量方程（8）和（9）。其中Lnwi代表農(nóng)民工i現(xiàn)在的工資水平，Lnwgri則表示農(nóng)民工離開第一份工作以后的工資增長(zhǎng)率，H 和mob分別代表人力資本狀況和就業(yè)流動(dòng)水平；X 是影響工資水平的個(gè)體特征變量，包括農(nóng)民工的性別、年齡等；Z則是一組就業(yè)單位的特征變量，主要包括單位的行業(yè)、所有制以及所在的城市等；εi表示殘差項(xiàng)。

在方程（8）中，我們關(guān)注就業(yè)流動(dòng)水平（mob）、人力資本與就業(yè)流動(dòng)水平的交互項(xiàng)（H×mob）的系數(shù)估計(jì)值。根據(jù)假說1，α2應(yīng)該顯著大于0，而α3應(yīng)顯著小于0。同樣道理，在方程（9）中，β2 和β3的估計(jì)值也應(yīng)該分別顯著大于0和小于0。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于我們組織的“江蘇省農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)與就業(yè)穩(wěn)定性專項(xiàng)調(diào)查”，該調(diào)查于2011年1月～2月在農(nóng)民工就業(yè)比較集中的南京、蘇州、無錫和常州等蘇南地區(qū)進(jìn)行，在以上四個(gè)城市分別回收有效問卷202份、187份、195份和138份，合計(jì)722份。

本次調(diào)查樣本的平均年齡為28.11歲，其中出生于1980年及以后的新生代農(nóng)民工496人，占總體的68.7%。在本次調(diào)查中，男性農(nóng)民工的比例為64.4%；農(nóng)民工的平均受教育年限為10.63年，已經(jīng)超過了初中畢業(yè)水平；掌握各類職業(yè)技能的比例為31.16%，其中新生代農(nóng)民工的上述兩項(xiàng)指標(biāo)分別為11.41年和34.69%，明顯優(yōu)于第一代農(nóng)民工的8.92年和23.46%。以上指標(biāo)與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的“2011年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)研報(bào)告”大體一致，這說明本次調(diào)查的結(jié)果具有較強(qiáng)的代表性。

（二）變量界定與描述性統(tǒng)計(jì)

1.就業(yè)流動(dòng)

我們以更換工作的次數(shù)作為農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)的指標(biāo)（未更換過工作則記為0次），具體情況詳見表1?？偟膩砜矗?0.25%的農(nóng)民工在進(jìn)城以后都有更換工作的經(jīng)歷，平均更換了1.053次工作。新生代農(nóng)民工平均更換工作的次數(shù)略高于平均水平，達(dá)到1.087次，超過第一代農(nóng)民工0.109次。此外，從未更換過工作的新生代農(nóng)民工比例為37.30%，明顯低于第一代農(nóng)民工的47.35%，而更換過1次、2次、3次、4次及以上工作的比例均高于第一代農(nóng)民工。因此，農(nóng)民工就業(yè)的總體流動(dòng)性很強(qiáng)，而新生代農(nóng)民工又明顯高于第一代。

2.人力資本

根據(jù)傳統(tǒng)的做法，本文從受教育程度和職業(yè)技能水平兩個(gè)方面定義人力資本。其中將受教育程度分為：小學(xué)及以下、初中、高中（包括技校、高職和中專等）、大專及以上等四個(gè)類別；并根據(jù)農(nóng)民工持有的職業(yè)技能證書情況，將受訪者職業(yè)技能水平劃分為：沒有技能、初級(jí)、中級(jí)和高級(jí)技能等四類；并將上述人力資本變量均設(shè)置為虛擬變量，分別選取“小學(xué)及以下”和“沒有技能”組作為參照組。

表1 被調(diào)查農(nóng)民工的就業(yè)流動(dòng)情況

3.工資狀況

為了更好地檢驗(yàn)農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)的工資效應(yīng)，根據(jù)方程（8）和（9），本文從兩個(gè)方面界定了工資狀況：一是現(xiàn)職的小時(shí)工資，并取對(duì)數(shù)；二是工資的增長(zhǎng)率，對(duì)于進(jìn)城以后更換過工作的農(nóng)民工，本文計(jì)算了他們第一份工作的小時(shí)工資，并通過CPI剔除物價(jià)變動(dòng)的影響，然后使用現(xiàn)職的小時(shí)工資和兩份工作之間的時(shí)間間隔，計(jì)算出農(nóng)民工在此期間的年均工資增長(zhǎng)率，并取對(duì)數(shù)。

此外，根據(jù)方程（8）和（9），本文還選擇以下變量作為控制變量：性別、年齡及其平方項(xiàng)、就業(yè)單位的行業(yè)（包括建筑業(yè)，住宿、餐飲和娛樂業(yè)，批發(fā)、貿(mào)易和零售業(yè)，制造業(yè)，居民服務(wù)業(yè)和其他行業(yè)）、所有制（包括國(guó)有和集體、外資和合資、民營(yíng)和個(gè)體工商戶）、就業(yè)的城市（南京、蘇州、無錫和常州）等，并分別將女性、其他行業(yè)、個(gè)體工商戶和南京設(shè)為參照組。

四、計(jì)量檢驗(yàn)

（一）估計(jì)策略

在對(duì)方程（8）和（9）進(jìn)行估計(jì)的過程中，主要面臨以下兩個(gè)問題：

一是遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性。農(nóng)民工的就業(yè)流動(dòng)水平顯然受到個(gè)人性格等非觀測(cè)變量的影響。一般來說，性格相對(duì)開放、更加愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的農(nóng)民工往往就業(yè)流動(dòng)水平更高，但上述非觀測(cè)變量同時(shí)也會(huì)對(duì)工資水平產(chǎn)生影響，從而導(dǎo)致方程（8）、（9）中Cov（mobi，εi）≠0，即由于遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。為了糾正上述問題，本文設(shè)置農(nóng)民工“簽訂勞動(dòng)合同的意愿”代理變量，具體如下：在問卷調(diào)查中，農(nóng)民工的勞動(dòng)合同狀況被分為“已簽訂”和“未簽訂”兩種。對(duì)于“未簽訂”勞動(dòng)合同的農(nóng)民工，其原因又分為“單位不愿意簽訂”和“本人不愿意簽訂”兩種。因此本文將農(nóng)民工“簽訂勞動(dòng)合同的意愿”定義為一個(gè)二值變量，將“本人不愿意簽訂”賦值為1；對(duì)于“已簽訂”和“單位不愿意簽訂”兩類樣本而言，農(nóng)民工本人是愿意與單位簽訂勞動(dòng)合同的，因此將其合并，并賦值為0。不愿意簽訂勞動(dòng)合同的農(nóng)民工一般性格更加開放，也更具有冒險(xiǎn)精神，所以將其作為個(gè)人性格等非觀測(cè)特征的代理變量放入計(jì)量方程，以克服遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

二是樣本的選擇性偏差。在對(duì)方程（9）進(jìn)行估計(jì)的過程中，由于因變量是現(xiàn)職和第一份工作之間的年均工資增長(zhǎng)率，但對(duì)于沒有更換過工作的農(nóng)民工是無法獲得上述指標(biāo)的。但如果只使用更換過工作的樣本進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，很可能會(huì)導(dǎo)致樣本的選擇性偏差問題。因此我們將使用Heckman兩步法來克服以上問題：第一步將全體樣本分為“更換過工作”和“未更換過工作”兩類，并分別賦值為1和0；然后通過一個(gè)Probit模型估計(jì)農(nóng)民工更換工作的概率，選取的主要影響因素包括農(nóng)民工的性別、年齡及其平方項(xiàng)（除以100）、第一份工作的小時(shí)工資等。第二步則估計(jì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)率的回歸方程。

（二）估計(jì)結(jié)果

根據(jù)以上的估計(jì)策略，本文對(duì)方程（8）和（9）進(jìn)行了計(jì)量檢驗(yàn)?？紤]到新生代農(nóng)民工正在逐漸成為農(nóng)民工的主體，相關(guān)計(jì)量檢驗(yàn)均分為全體農(nóng)民工和新生代農(nóng)民工兩個(gè)部分進(jìn)行。

1.就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資水平的影響

表2列出了方程（8）的估計(jì)結(jié)果：在模型1中，就業(yè)流動(dòng)的估計(jì)系數(shù)為0.090，并且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這意味著，在其他條件不變的情況下，農(nóng)民工多更換一次工作，小時(shí)工資將上升9%。而對(duì)于新生代農(nóng)民工而言，就業(yè)流動(dòng)的平均收益率達(dá)到了18.4%（模型2），明顯高于農(nóng)民工群體的平均水平，并且同樣在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著。顯然，就業(yè)流動(dòng)在總體上可以給農(nóng)民工帶來明顯的工資回報(bào)，因此頻繁更換工作可以被視作農(nóng)民工群體追求自身利益最大化的理性行為，這在很大程度上能夠解釋為什么農(nóng)民工群體，尤其是新生代農(nóng)民工具有很高的就業(yè)流動(dòng)性。

表2 就業(yè)流動(dòng)與農(nóng)民工工資水平的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

在模型1和模型2中，高中、大專及以上與就業(yè)流動(dòng)的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)值，并且隨著受教育程度的上升，交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值（絕對(duì)值）呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。以模型1為例，在本次調(diào)查中，具有高中、大專及以上受教育程度的農(nóng)民工比例（即以上兩個(gè)虛擬變量的均值）分別為0.187和0.083，上述兩個(gè)交互項(xiàng)分別導(dǎo)致就業(yè)流動(dòng)的平均收益率（0.090）下降0.021和0.011。與此相類似，中、高級(jí)職業(yè)技能水平與就業(yè)流動(dòng)交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著小于0?？紤]到具有中、高級(jí)職業(yè)技能的農(nóng)民工比例為0.157和0.047，因此兩者與就業(yè)流動(dòng)的交互項(xiàng)分別導(dǎo)致就業(yè)流動(dòng)的平均收益率下降0.016和0.006。上述結(jié)果說明，隨著農(nóng)民工人力資本水平的提高，就業(yè)流動(dòng)的回報(bào)率表現(xiàn)出顯著下降的趨勢(shì)。以上結(jié)論與假說1是基本一致的，即伴隨著人力資本水平的提升，就業(yè)流動(dòng)對(duì)工作匹配質(zhì)量的改進(jìn)效應(yīng)呈下降趨勢(shì)，其邊際效應(yīng)低于人力資本的積累效應(yīng)，從而對(duì)農(nóng)民工的工資水平產(chǎn)生負(fù)面影響。通過進(jìn)一步的比較，我們發(fā)現(xiàn)模型2中相關(guān)交互項(xiàng)的估計(jì)值明顯大于模型1，這意味著上述效應(yīng)在新生代農(nóng)民工中表現(xiàn)得更加明顯。

2.就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)率的影響

在本次調(diào)查中，有39.75%的農(nóng)民工從未更換過工作，為了克服可能存在的樣本選擇性偏差，我們使用Heckman兩步法對(duì)方程（9）進(jìn)行了估計(jì)，具體結(jié)果詳見表3。

在第一階段回歸中，我們使用Probit模型檢驗(yàn)了農(nóng)民工發(fā)生就業(yè)流動(dòng)行為的影響因素，結(jié)果顯示：第一份工作的工資水平越低的農(nóng)民工，越可能更換工作，這與已有的許多研究是一致的，也在很大程度上印證了追求更高的工資是農(nóng)民工就業(yè)流動(dòng)的基本動(dòng)因。此外，隨著年齡的增長(zhǎng)，農(nóng)民工更換工作的概率呈現(xiàn)出先下降后上升的U 型特征；而不愿意與單位簽訂勞動(dòng)合同的農(nóng)民工，更換工作的概率也顯著上升。

表3 就業(yè)流動(dòng)與農(nóng)民工工資增長(zhǎng)率的Heckman兩階段估計(jì)結(jié)果

在第二階段回歸中，本文發(fā)現(xiàn)就業(yè)流動(dòng)的次數(shù)同樣與工資的增長(zhǎng)率之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。在全體樣本和新生代農(nóng)民工中，估計(jì)系數(shù)分別達(dá)到0.073（模型3）和0.251（模型4），這說明多更換一次工作，小時(shí)工資的增長(zhǎng)率將分別上升7.3%和25.1%，因此就業(yè)流動(dòng)在總體上可以顯著提高農(nóng)民工的工資增長(zhǎng)率，并且這一效應(yīng)在新生代農(nóng)民工群體中表現(xiàn)得更加明顯。與此同時(shí)，高中、大專及以上受教育程度，以及中、高級(jí)職業(yè)技能等各項(xiàng)人力資本指標(biāo)與就業(yè)流動(dòng)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，這意味著就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)率的積極作用隨著人力資本水平的提高而趨于減弱。以模型3為例，從平均水平來看：高中、大專及以上將導(dǎo)致就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)率的影響分別下降0.051和0.030個(gè)百分點(diǎn)；而中、高級(jí)職業(yè)技能也導(dǎo)致就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資增長(zhǎng)率的影響分別下降0.019和0.011個(gè)百分點(diǎn)?？偟膩砜?，以上結(jié)論與假說2的分析是一致的。

在模型3和模型4中，逆米爾斯比率均在1%水平統(tǒng)計(jì)顯著，這表明確實(shí)存在樣本的選擇性偏差問題，因此本文使用Heckman兩步法對(duì)計(jì)量方程（9）進(jìn)行估計(jì)是合理的。

五、結(jié)論與政策含義

流動(dòng)性強(qiáng)、穩(wěn)定性差一直是我國(guó)農(nóng)民工就業(yè)的重要特點(diǎn)，本文主要研究了就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資水平及其增長(zhǎng)率的影響。在理論層面上，就業(yè)流動(dòng)不利于人力資本積累，特別是專用性人力資本的積累，但卻有利于提高工作匹配的質(zhì)量。本文分析了上述兩種效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工工資水平及其增長(zhǎng)率的內(nèi)在影響機(jī)理，并使用實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)的計(jì)量檢驗(yàn)。在對(duì)內(nèi)生性和樣本選擇性偏差進(jìn)行控制的情況下，研究顯示：就業(yè)流動(dòng)在總體上可以顯著提高農(nóng)民工的工資水平及其增長(zhǎng)率，但這一效應(yīng)隨著人力資本水平的提高呈現(xiàn)出顯著的減弱趨勢(shì)，并且以上結(jié)論在新生代農(nóng)民工群體中表現(xiàn)得更加明顯?？偟膩砜?，本文的研究至少有兩方面的政策含義：

首先，為農(nóng)民工群體提供充分、及時(shí)的就業(yè)信息。根據(jù)本文的分析，就業(yè)流動(dòng)之所以能夠提高工資水平及其增長(zhǎng)率，關(guān)鍵在于這一過程有助于農(nóng)民工獲取更加充分的就業(yè)信息，進(jìn)而提高了工作匹配的質(zhì)量。因此建議相關(guān)部門采取包括報(bào)刊、網(wǎng)絡(luò)和職業(yè)介紹機(jī)構(gòu)等多種渠道，在用工需求、工資水平、福利待遇、勞動(dòng)爭(zhēng)議處理等方面為農(nóng)民工提供準(zhǔn)確、及時(shí)的信息，提高農(nóng)民工的工作匹配質(zhì)量。

其次，重視提高農(nóng)民工的人力資本水平。本文的研究顯示，人力資本水平的提高，尤其是高中、大專及以上受教育程度以及中、高級(jí)職業(yè)技能均顯著降低了就業(yè)流動(dòng)對(duì)農(nóng)民工工資的正向效應(yīng)，這意味著較高層次的人力資本水平對(duì)于穩(wěn)定農(nóng)民工就業(yè)具有非常重要的意義。因此相關(guān)的政策建議可以從以下方面著手：由于受教育程度相對(duì)較高的新生代農(nóng)民工已經(jīng)成為農(nóng)民工的主體，建議教育主管部門采取諸如夜大、函授等更為靈活的辦學(xué)形式，為農(nóng)民工提供更多接受高等教育的機(jī)會(huì)。與此同時(shí)，各級(jí)政府要繼續(xù)重視農(nóng)民工的職業(yè)培訓(xùn)工作，加強(qiáng)職業(yè)技能培訓(xùn)的實(shí)效性，并注重提高培訓(xùn)的層次。

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