歐陽金瓊 董鴻寧 劉鳳林

(塔里木大學經濟管理學院/南疆社會經濟發(fā)展研究院，新疆阿拉爾，843300)

促進就業(yè)是和諧之基、安國之策。習近平總書記在第二次中央新疆工作座談會上提出了“堅持就業(yè)第一，增強就業(yè)能力”的民族工作要求。李克強總理也在會上指出，就業(yè)是新疆最大的民生問題。自中華人民共和國成立以來，政府從穩(wěn)疆安疆的戰(zhàn)略高度出發(fā)，制定了一系列就業(yè)優(yōu)惠政策，明確賦予了少數民族平等就業(yè)與優(yōu)先就業(yè)的權利。但少數民族就業(yè)形勢依然十分嚴峻，就業(yè)結構失衡的狀況并未得到根本改善。根據第六次人口普查數據，新疆少數民族勞動力80.16%集中在農林牧漁業(yè)，單位負責人、技術人員等職業(yè)所占比例明顯偏低。近年來產業(yè)轉型升級與創(chuàng)新經濟產生的擠壓效應，以及由此帶來的勞動市場技能與需求不匹配的矛盾[1]，加劇了新疆少數民族就業(yè)結構的失衡，具體表現在城鎮(zhèn)少數民族體力勞動者比例不斷上升，高級管理人員與專業(yè)技術人員比例不斷下降[2]。此外，新疆少數民族大學生就業(yè)率也普遍偏低[3]。就業(yè)結構的失衡影響了少數民族勞動者的收入與社會經濟地位，容易成為族際交往與民族認同的“藩籬”[4]。因此，探尋新疆少數民族就業(yè)結構的失衡原因，促進少數民族就業(yè)結構的優(yōu)化轉型是當前亟待解決的重要問題。

一、文獻回顧

就業(yè)結構一般是指勞動力資源在國民經濟各部門、各行業(yè)、各地區(qū)、各領域的分布、構成和聯(lián)系。國外專門研究少數民族就業(yè)結構的成果很少，已有相關研究主要集中于種族偏見或歧視。就業(yè)市場的種族歧視是一個全球性問題，國外學者們針對種族歧視的表現形式與形成原因做了大量研究。在表現形式方面，Cohen針對美國城市就業(yè)市場的研究表明，黑人所占比重越高的地區(qū)，其遭遇的種族歧視反而越明顯[5]。Dahl 和 Krog指出，丹麥少數民族男性始終比女性遭受更大程度的歧視[6]。Von Lockette 和Spriggs的研究表明，城市低工資階層的種族歧視比高工資階層更加明顯[7]。Herda指出，美國的穆斯林不僅面臨實際的就業(yè)歧視，而且還受預期歧視(anticipated discrimination)的影響[8]。在形成原因方面，Tiboulet等認為，法國的民族歧視大多源于雇主的民族認同等文化取向[9]。Johnston和Lordan認為，種族偏見與經濟危機有關，在經濟低迷時表現得更加突出[10]。而Carlsson等卻指出，瑞典的就業(yè)歧視在經濟低迷時反而有所減少[11]。

國內有少量文獻從社會學與民族學角度對民族分層問題展開研究。就業(yè)結構的民族分層是以民族為分類標準的社會分層現象之一，也是勞動力市場分割的表現形式之一[12]。馬戎認為，中國社會存在另一類“二元結構”，即漢族公民與少數民族公民之間的系統(tǒng)性制度化隔閡[13]。馬忠才和郝劍梅關注西部勞動力市場的民族分層問題，在對回族與漢族進行比較后發(fā)現，兩者在就業(yè)結構上存在明顯分層[14]。也有學者描述及分析了少數民族在三次產業(yè)部門間的就業(yè)結構失衡現象[15]。近年來新疆少數民族的就業(yè)結構問題受到國內外學者較多的關注。吳曉剛和宋曦的研究證實了新疆漢族和維吾爾族在就業(yè)部門上存在明顯差異[16]。Hannum 和 Xie指出，在新疆一些社會地位高的職業(yè)中，基本不存在民族差異，但在制造業(yè)與農業(yè)領域，卻存在明顯的族際差異[17]。Howell 和Fan的調查結果表明，政府主導的漢族移民大多從事政府或企業(yè)管理工作，導致了烏魯木齊市少數民族與漢族之間就業(yè)結構的失衡[18]。馬戎指出，2000—2010年，新疆維吾爾族農業(yè)勞動者比例顯著增加，商業(yè)服務業(yè)人員比例略有增加，其他職業(yè)的比例都在下降[19]。部分學者認為，新疆就業(yè)結構的民族失衡加劇了民族關系的緊張[20]。

雖然現有研究發(fā)現了新疆少數民族就業(yè)結構失衡的事實及不利影響，但對其產生的原因尚未進行深入探析，因而很容易被國外學者誤解，甚至可能成為民族分裂主義勢力的利用工具。例如，國外個別學者僅僅根據統(tǒng)計數據與訪談資料就得出新疆勞動力市場存在民族歧視等結論[21]。本文的創(chuàng)新之處主要有兩點。一是調研數據覆蓋新疆維吾爾自治區(qū)九個地州市，避免了基于人口普查數據未能反映最新動態(tài)，以及利用個別地區(qū)調研數據未能反映新疆較大地域差異的弊端。二是利用Oaxaca分解模型測算了各因素對就業(yè)結構族際差異的貢獻率，揭示了新疆少數民族就業(yè)結構失衡的主要原因，駁斥了部分國外學者關于新疆就業(yè)市場存在民族歧視的觀點。

二、理論分析與研究假說

個人能力、家庭環(huán)境、受教育程度、經濟發(fā)展水平等都會對就業(yè)產生重要影響。對少數民族勞動力來說，語言文化、民俗習慣、就業(yè)觀念等也是不可忽略的因素，其中漢語水平對其就業(yè)的影響更加明顯，主要原因有以下幾點。一是語言本身具有文化屬性與民族屬性，由語言差異導致的身份歧視，會進一步引致不同群體間較低的文化認同感和身份排斥，使非主體語言群體在勞動力市場上被邊緣化，并造成勞動力市場的語言分割或民族分割，從而對少數族群的就業(yè)產生不利影響。二是漢語水平作為少數民族的一種人力資本，在某種程度上決定了其工作能力和人際交往能力。不具備一定的漢語水平，就無法與其他民族正常交流與交往，也無法平等參與國家社會事務管理，因而漢語水平是決定少數民族就業(yè)能力的重要因素之一。三是漢語水平對少數民族的自我學習與自我發(fā)展能力具有非常重要的影響。中國絕大多數知識、技術、信息都以漢語作為載體進行傳播，較高的漢語水平有利于提升勞動力的自我學習與自我發(fā)展能力，其職業(yè)選擇機會也會更多。四是漢語水平的高低會直接影響少數民族的受教育機會，從而間接影響就業(yè)。新疆的實際情況表明，第四種影響更具普遍性。

盡管新疆維吾爾自治區(qū)各級政府在推廣國家通用語言方面做出了很多努力，但由于歷史、地理、經濟等原因，很多地方依然主要使用當地民族語言。比如少數民族占比90%以上的喀什、和田等地區(qū)，維吾爾語依然是維吾爾族內部的通用語言[22]。關于語言選擇問題，艾布拉姆·德·斯旺認為，一種語言對使用者的吸引程度取決于該語言的交際價值，交際價值越高的語言越具有流行性和普適性[23]。而交際價值主要取決于 “流行度”和“中心度”，這兩個指標都與使用該語言的人數正相關。Church等的研究同樣表明，語言選擇取決于語言的學習成本與效用，某種語言的效用同樣與語言使用者人數正相關[24]。這些理論能夠很好地解釋很多小語種語言逐漸弱化的原因，因為在大多數地區(qū)，國家通用語言的交際價值遠高于其他語種的交際價值，且國家通用語言具有較低的學習成本。按照上述理論，對于維吾爾族人口占多數的新疆來說，維吾爾語反而是學習成本較低、交際價值較高的語言。因此，與多數其他少數民族語言出現功能逐漸衰退與使用范圍逐漸變小，甚至需要搶救和保護的情況相反，維吾爾語是一種相對強勢的語言。新疆2015年以前的語言政策雖然歷經多次修改，但其主流依然是保護民族語言權利與民族文化傳承[25]。如2002年修訂的《新疆維吾爾自治區(qū)語言文字工作條例》規(guī)定，使用少數民族語言文字授課的中小學校，在加強本民族語言教育的同時，從小學三年級起開設漢語課程。這意味著民族語言依然是民族地區(qū)中小學教育的主要授課語言，漢語只相當于一門必學課程。此類政策進一步強化了維吾爾語的強勢地位，導致少數民族的漢語學習相對有限，漢語水平普遍較低。

基于以上分析，本文提出如下幾個假設：

假設1：漢語水平對少數民族職業(yè)選擇產生了重要影響，漢語水平越高，少數民族勞動力越有能力從農業(yè)轉向非農職業(yè)。

假設2：漢語水平差異是族際職業(yè)差異形成的一個重要原因。

教育特別是高等教育對就業(yè)的影響也是顯而易見的，人力資本是影響就業(yè)的至關重要的因素，而教育則是提升人力資本的主要途徑。一般而言，無論正規(guī)教育還是非正規(guī)教育，受教育水平越高，從事非農職業(yè)及更高層次職業(yè)的機會就越大[26]。而受語言因素的影響，民族地區(qū)很容易出現族際教育機會不均等的問題。馬忠才的研究表明，新疆維吾爾族與漢族存在明顯的教育機會不均等現象，突出表現在初中和高中升學階段[27]。但該文在計量模型中沒有考慮語言因素，忽視了語言對教育的重要影響。事實上，漢語水平是新疆少數民族能否平等獲得有效教育的重要因素，具體原因包括兩方面。一是為了獲得中等或高等教育，少數民族學生必須達到一定的漢語水平，因而語言壓力是少數民族學生升學首先要面對的問題。二是少數民族學生在大學畢業(yè)后如果想通過考研進一步學習深造，則要面臨英語與漢語的雙重壓力。針對新疆部分高校的調查表明，少數民族研究生所占比例不到20%(見表1)，與68.40%的少數民族人口比例不對稱，這一現象形成的重要影響因素就是語言障礙。因此，本文提出另外兩個假設：

假設3：受教育程度與少數民族的職業(yè)選擇存在顯著關系，受教育程度越高，少數民族越有可能從事收入相對較高的非農職業(yè)。

假設4：受教育程度差異是族際職業(yè)差異形成的另一個重要原因。

三、計量模型與研究方法

(一)無序多分類Logistic模型

本文以職業(yè)作為研究對象。由于職業(yè)類型屬于離散型限值變量，因而Logistic模型是首選模型。Logistic回歸的基本原理是研究因變量Y取某個值的概率P與自變量X的數量關系。按因變量取值個數，Logistic回歸可分為二分類Logistic回歸與多分類Logistic回歸；按因變量是否可排序，Logistic回歸可分為有序Logistic回歸與無序Logistic回歸。雖然本文按收入高低對職業(yè)做了一個簡單排序，但為了重點考察少數民族勞動力的非農轉移，選擇使用無序多分類Logistic模型，這也是多數學者在研究職業(yè)選擇或職業(yè)獲得問題時的通用方法。其基本原理是，選擇農業(yè)生產人員作為參照組，然后把每個職業(yè)類型與農業(yè)生產人員匹配，考察每個職業(yè)類型相對于農業(yè)生產人員的發(fā)生概率。

設模型中自變量X的個數為n，因變量Y有m個取值，即Y=1，2，……，m，以Y=1為參考組，則有：

(1)

其中

(2)

(二) Oaxaca分解模型

Oaxaca分解法可以將組群之間被解釋變量的差距分解為由樣本個體差異帶來的差距、由回歸系數差異引起的差距以及由組群屬性差異引起的差距，同時可以計算出各因素對總差異的貢獻率。本文選用該方法考察新疆族際職業(yè)差異，其基本原理如下。

假設存在兩組方程，

α0、α1與β0、β1分別為方程的截距項與回歸系數；ε0與ε1為誤差項，由于E(ε0)=E(ε1)=0，用方程(4)減方程(3)，得到Oaxaca分解式：

(5)

如果用方程(3)減方程(4)，得到的表達式與計算結果會存在一定差異，為避免這種情況，可采用改進后的Oaxaca分解模型。

(6)

Oaxaca分解法最早被用于研究工資差異[28]，后來被拓展至其他領域差異的研究[29]，一般與OLS回歸配套使用。本文采用Logistic回歸，將所有樣本分為漢族樣本與少數民族樣本，Logistic方程的左邊是對兩個概率之比取對數，即選擇某個職業(yè)的概率與選擇另一個職業(yè)的概率之比，也可將其理解為從農業(yè)(參照組)轉向某非農職業(yè)的難易程度。如果漢族大于少數民族，則表示漢族從農業(yè)轉向某職業(yè)的概率大于少數民族，因而方程相減后的結果具有經濟學意義。而兩組Logistic回歸方程對應系數相減同樣具有統(tǒng)計學意義。根據Logistic回歸原理，假設兩個方程中同一自變量X的系數分別為β與β＇，意味著與參照組相比，自變量X導致因變量出現某種情況的概率分別為eβ與eβ＇。兩個概率之比eβ/eβ＇顯然具有統(tǒng)計學意義，可以用兩個系數的差eβ-β＇來表示。由此可見，數理上Oaxaca分解模型同樣可以拓展至與Logistic回歸配套使用。

四、實證檢驗

(一)數據來源

本文數據來源于國家社科基金項目的調查數據，調研地點包括烏魯木齊市、伊犁哈薩克自治州(簡稱“伊犁”)、昌吉回族自治州(簡稱“昌吉”)、克孜勒蘇柯爾克孜自治州(簡稱“克州”)、博爾塔拉蒙古自治州(簡稱“博州”)、巴音郭楞蒙古自治州(簡稱“巴州”)、阿克蘇地區(qū)(簡稱“阿克蘇”)、喀什地區(qū)(簡稱“喀什”)、和田地區(qū)(簡稱“和田”)等9個地級市州區(qū)，調查對象為處于勞動年齡范圍內(15～64歲)的勞動力。問卷內容涉及6個主題，共計88個問題，包括受訪者的個人基本情況、家庭基本情況、就業(yè)狀況、就業(yè)觀念、就業(yè)政策理解，以及少數民族農村勞動力轉移就業(yè)意愿與狀況等。問卷總計發(fā)放2000份，回收有效問卷1858份，其中漢族802份，維吾爾族690份，其他少數民族366份。

(二)變量選取

1.因變量：職業(yè)類型

《中華人民共和國職業(yè)分類大典》(2015版)將職業(yè)類型劃分為八個大類?；谠摲诸惡脱芯繉ο蠓秶?，本文剔除軍人和不便分類的其他從業(yè)人員兩大職業(yè)類型，并參照部分學者的做法以及調查數據特征，將第四大類中商業(yè)、服務業(yè)人員分成商業(yè)人員與服務人員兩大類[30]，由此，本文的職業(yè)類型共分為七個大類。為便于描述，對部分職業(yè)名稱進行了簡化(見表2)。

2.核心自變量：漢語水平與受教育程度

漢語水平主要根據少數民族實際情況，分為5個層次(見表2)。按照國家標準(GB T4658-1984)，受教育水平共有36個層次，但為了研究需要，本文將這些層次簡化為小學及以下、初中、高中，大學生(?？婆c本科)、研究生(碩士與博士)5個層次。

3.其他控制變量

(1)個體特征

除漢語水平與受教育程度外，有研究表明，性別、年齡、職業(yè)培訓和健康狀況等個體特征也會對就業(yè)產生重要影響，如性別對大學生擇業(yè)有影響[31]，年齡會影響農民工擇業(yè)等[32]。因而本文選取性別、年齡、職業(yè)培訓和健康狀況作為控制變量。

(2)家庭社會資本

關于家庭社會資本對職業(yè)選擇的影響，學術界已基本形成共識，如家庭經濟條件較差、人口眾多的勞動者，很有可能偏好于選擇條件艱苦、風險較大但報酬較高的職業(yè)[33]。父母職業(yè)、父母受教育程度也會對子女的職業(yè)選擇產生較大影響[34]。因此，本文選取家庭人均收入、父母職業(yè)與父母受教育程度3個指標表示家庭社會資本。借鑒孔高文等人的做法，父母職業(yè)選擇收入水平相對較高的一方為代表，受教育程度也選擇最高的一方為代表[35]。

(3)地域差異

新疆地域廣闊，各區(qū)域經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、人口民族結構均明顯不同，因而地域差異是影響就業(yè)結構的重要因素。本文在模型中引入地區(qū)變量，并根據少數民族人口占當地總人口的比例進行賦值，比例越高，賦值越高。除此之外，由于新疆生產建設兵團與新疆其他地區(qū)存在較大的體制性差異，因而將兵地屬性這一指標納入模型。

(三)變量的描述性統(tǒng)計

表2報告了所有變量的描述性統(tǒng)計結果。漢族樣本與少數民族樣本職業(yè)類型的平均值分別為3.529與2.726，兩者差異明顯；少數民族樣本的漢語水平普遍較低，平均值僅為3.057；兩組樣本差異較大的還有受教育程度、兵地屬性、家庭人均收入等。除年齡差異的顯著性不是很明顯外，兩組樣本中其他變量的均值差異都通過了顯著性檢驗，符合Oaxaca分解法對數據的一般要求。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(四)無序多分類Logistic回歸結果

根據Oaxaca分解思想，首先對樣本進行分組回歸。表3是軟件Stata15.0運算的回歸結果。模型1至模型3分別使用全部樣本、漢族樣本與少數民族樣本的數據，因而總計包括6類職業(yè)18個回歸方程。為了考察勞動力特別是少數民族由農業(yè)轉向其他職業(yè)的概率及其影響因素，三個模型都以農業(yè)生產人員作為參照組。

檢驗Logistic模型擬合程度的常用指標為Pseudo-R2，一般存在McFadden’s R2、Maximum likelihood R2、Cox & Snell R2、Cragg & Uhler’s R2與Efron’s R2等多種形式，Stata中運用mlogic命令得到的形式為McFadden’s R2，即“似然比指數”。通過比較僅包含常數項的模型的似然比與含有所有解釋變量的模型的似然比，來檢驗模型的擬合程度，表達式為：

(7)

似然比指數介于0至1之間，值越大，擬合程度越高。表3 的結果顯示，總的Pseudo-R2為0.6813，表明總體擬合程度較優(yōu)。

表3 無序多分類Logistic回歸結果

從回歸系數來看，除漢族樣本的服務人員漢語水平不顯著外，其他17個模型中該變量均很顯著，少數民族漢語水平的顯著程度相對更高，且回歸系數圴為正，回歸結果基本符合預期。這一結果驗證了本文的假設1，即漢語水平對少數民族職業(yè)選擇產生了重要影響，漢語水平越高，少數民族勞動力越有能力從農業(yè)轉向非農職業(yè)。受教育程度的回歸系數基本符合預期，都與職業(yè)類型顯著正相關，這一結果驗證了本文的假設3，即受教育程度與少數民族的職業(yè)選擇存在顯著關系，受教育程度越高，少數民族越有可能從事收入相對較高的非農職業(yè)。當然，回歸結果表明，這一結論同樣適用于漢族。

職業(yè)培訓對職業(yè)類型也產生了重要影響。除漢族樣本的商業(yè)人員外，職業(yè)培訓與其他職業(yè)都顯著正相關。事實證明，新疆近年來加大了包括少數民族在內的各類勞動力的職業(yè)技能培訓力度，不僅提高了少數民族的思想認識，而且促進了少數民族的非農轉移。勞動力的健康狀況對職業(yè)類型也產生了一定影響，特別對于服務人員與非農生產人員，該影響更加顯著。

家庭社會資本中的家庭人均收入、父母職業(yè)與父母受教育程度對職業(yè)類型的影響得到了驗證。其中家庭人均收入的顯著性最為明顯，這是由于調查對象的收入本來就是家庭人均收入的組成部分，而調查對象中從事非農職業(yè)人員的工資又普遍高于從事農業(yè)生產人員的工資。父母職業(yè)與父母受教育程度對不同職業(yè)的影響程度存在一定差異，回歸系數都為正數，表明父母職業(yè)越好，受教育程度越高，勞動力從事非農職業(yè)的概率越大。

兵地屬性的回歸系數顯著且為正(參照組為地方戶口)，表明相對于地方戶口來說，兵團勞動力的非農轉移要相對容易。地理區(qū)位與各類職業(yè)顯著負相關(參照組為少數民族人口比例最低的昌吉)，表明少數民族人口越集中的地區(qū)，勞動力獲得非農職業(yè)的概率越低。新疆經濟發(fā)展存在較為嚴重的區(qū)域失衡，喀什、和田等部分少數民族人口集中地區(qū)經濟發(fā)展水平相對滯后[36]，導致這些區(qū)域少數民族勞動力的非農轉移相對困難。

年齡只與部分職業(yè)有關，原因可能是將所有職業(yè)調整為七個大類的處理方法弱化了年齡對職業(yè)類別的影響。例如，年齡與單位負責人正相關，這與中國職務晉升制度有關，多數情況下相關工作者只有達到一定年齡或工齡時，才有機會獲得領導職位。年齡還與非農生產人員顯著負相關，這可能與非農生產這一職業(yè)需要一定體能有關。除服務人員外，性別與少數民族的其他職業(yè)都正相關，表明少數民族男性更易獲得農業(yè)生產和服務業(yè)以外的工作；但性別只與漢族的單位負責人和技術人員兩類職業(yè)顯著正相關，表明漢族男性勞動力獲得技術性工作與管理工作的概率要高于漢族女性。

(五)Oaxaca分解結果

多值無序Logistic回歸只能判斷哪些因素對職業(yè)結構產生了影響，或什么原因導致了職業(yè)結構的族際差異，但無法測算各因素對族際職業(yè)結構差異的影響程度，即各因素對族際職業(yè)結構差異的貢獻率。本文運用Oaxaca分解模型解決這一問題。

首先，根據多值無序Logistic回歸的基本原理和Oaxaca分解的需要，對調查數據進行整理，之后計算出各職業(yè)的發(fā)生概率、相對概率與組間差異。發(fā)生概率是各職業(yè)樣本數量占總樣本數量的比例，相對概率指各職業(yè)比重與農業(yè)生產人員比重之比。根據無序Logistic回歸的原理，組間差異即族際差異，計算方法是將某職業(yè)的漢族樣本相對概率與少數民族樣本相對概率分別取對數后再相減。

根據回歸結果與表4數據，運用Oaxaca分解原理，少數民族和漢族兩組樣本的職業(yè)差異被分解為特征效應、系數效應與截距項效應(見表5)。例如，服務人員的族際差異為0.3621(見表4)，特征效應總和為0.2953，占總差異的82.36%。系數效應與截距項效應之和為0.071，占總差異的17.64%，其中，系數效應為0.058，占比14.16%，截距項效應為0.013，占比3.48%。這一結果意味著，對于服務人員這一職業(yè)來說，族際差異的82.36%是由解釋變量的差異導致，14.16%是由解釋變量的系數效應差異導致，只有3.48%是由組群差異即民族差異導致。此外，還可將Oaxaca的分解結果細化至每個變量對總差異的貢獻率。例如，服務業(yè)中漢語水平的特征效應為0.138，對總差異的貢獻率為38.13%，表示漢語水平差異能夠解釋服務人員這一職業(yè)差異的38.13%。系數效應為-0.026，對總差異的貢獻率為-7.17%，表明如果少數民族具有和漢族一樣的漢語水平，反而可縮小7.17%的差距。

表4 樣本的職業(yè)分布與族際差異 單位：人，%

表5 Oaxaca分解結果

綜合所有職業(yè)類型可得出如下結果。(1)各職業(yè)的特征效應總和介于71.72%～90.62%之間，這是由解釋變量差異即勞動力的個體差異導致的；各職業(yè)的系數效應總和介于5.45%～21.88%之間，這是由解釋變量的效應差異導致的；各職業(yè)的特征效應與系數效應兩者之和介于93.29%～96.52%之間，表明族際職業(yè)差異主要由解釋變量即勞動力個體差異引致。(2)漢語水平的總效應介于23.14%～39.34%之間，這一結果充分驗證了研究假設2，即漢語水平差異是族際職業(yè)差異形成的一個重要原因。受教育程度的總效應介于17.96%～44.33%之間，表明假設4也得到了驗證，即受教育程度差異是族際職業(yè)差異形成的另一個重要原因。兩者之和介于48.92%～74.24%之間，表明族際職業(yè)結構差異的48.92%以上可由受教育程度與漢語水平差異解釋。(3)對族際職業(yè)差異貢獻率較大的還有家庭人均收入、地區(qū)變量和兵地屬性，三者對不同職業(yè)的影響程度存在較大差異，它們的貢獻率分別介于1.29%～9.15%、1.96%～13.10%和1.98%～9.94%之間，表明這三個變量同樣是影響族際職業(yè)差異的重要原因。(4)年齡、性別、健康狀況、職業(yè)培訓等個體特征以及父母職業(yè)、父母受教育程度等家庭因素也對職業(yè)類型產生了一定影響，除個別變量對個別職業(yè)的族際差異貢獻率較高外(如年齡對單位負責人的貢獻率達到了4.84%)，這些變量對族際職業(yè)差異的貢獻率總體較低。其中,年齡與性別貢獻率低的原因是漢族與少數民族兩組樣本在這兩個變量上差異較小，其他4個控制變量貢獻率低的原因是其對職業(yè)選擇的影響程度小(回歸系數小)。(5)各職業(yè)的組群差異(截距效應)介于3.48%～6.71%之間，這一結果表明全部差距中只有很小一部分是由組群之間的屬性差異即民族屬性差異所導致，因此，民族身份并非形成族際職業(yè)差異的主要原因。

五、結論與建議

(一)主要結論

歷史上新疆的語言政策更多強調對少數民族語言的保護。國家通用語言的普及程度有限，導致新疆少數民族漢語水平普遍偏低，以及受教育機會特別是接受高等教育的機會較小，從而該群體就業(yè)選擇能力也受到影響，這也是新疆少數民族就業(yè)結構相對失衡的主要原因，本文的實證研究證實了這一結論。另外，區(qū)域經濟發(fā)展不平衡、兵團與地方體制性差異、家庭社會資本等也不同程度地對少數民族就業(yè)產生了重要影響。

(二) 政策建議

1.加快國家通用語言文字的普及，提升少數民族勞動力的擇業(yè)能力

新疆于2015年修訂了《新疆維吾爾自治區(qū)語言文字工作條例》，并于2017年頒布《關于加強和改進中小學雙語教育工作的意見》，明確規(guī)定少數民族從學前教育開始學習國家通用語言，其他課程的教學語言也逐步采用國家通用語言。事實上，國家通用語言的形成與發(fā)展，本身就是多民族語言文化相互融合的結果。普及國家通用語言是國家憲法及相關法律規(guī)定的一項基本國策，是鑄牢中華民族共同體意識和實現新疆社會穩(wěn)定與長治久安的根本前提。本文的研究表明，普及國家通用語言，也是提高少數民族人力資本與擇業(yè)能力、優(yōu)化少數民族就業(yè)結構的基本條件。

2.落實各級考試與就業(yè)優(yōu)惠政策，緩解市場化進程對少數民族就業(yè)的沖擊

目前以及將來很長一段時間內，大量少數民族考生都在2015年以前的語言文字條例下接受教育，其漢語水平可能依然很低。因此，有必要在今后相當長一段時間內繼續(xù)貫徹落實少數民族各項優(yōu)惠政策。一是加大高考優(yōu)惠力度，同時將現有考研優(yōu)惠政策普及到所有民族考生，降低少數民族升學門檻，擴大少數民族大學生的培養(yǎng)規(guī)模，改變少數民族高層次技術人員與管理人員就業(yè)比例偏低的現狀。二是制訂各種就業(yè)優(yōu)惠政策，緩解市場化進程對少數民族就業(yè)的沖擊，增加少數民族勞動力的就業(yè)機會。

3.加快少數民族人口集中地區(qū)經濟發(fā)展，創(chuàng)造更多就業(yè)機會

由于歷史原因，新疆人口分布的地域性與民族性高度重合，區(qū)域經濟發(fā)展差距自然就轉化為族際發(fā)展差距?？κ?、和田等經濟發(fā)展落后地區(qū)同時也是少數民族人口高度集中的地區(qū)，二、三產業(yè)發(fā)展滯后，非農就業(yè)機會較少，制約了少數民族勞動力的非農轉移。因而，加快少數民族人口集中地區(qū)經濟發(fā)展，促進產業(yè)結構轉型升級是優(yōu)化少數民族就業(yè)結構的長期有效途徑。

4.打破區(qū)域分割與體制阻礙，鼓勵少數民族勞動力自由流動

新疆勞動力區(qū)域分布不均衡，兵團勞動力相對短缺而地方勞動力相對豐富。因此應打破區(qū)域分割，消除兵團與地方之間的體制性阻礙，鼓勵少數民族勞動力在區(qū)域間與兵地間自由流動。這既是促進少數民族農村勞動力非農轉移和消除勞動力市場族際就業(yè)結構差異的有效途徑，同時也是加強族際交流交往與交融，實現新疆社會穩(wěn)定與長治久安的根本保障。