趙萌迪，王成軍*

（浙江農(nóng)林大學經(jīng)濟管理學院，浙江杭州 311300）

基于鄉(xiāng)村振興背景，農(nóng)村現(xiàn)代化的到來改變了農(nóng)村的就業(yè)情況，農(nóng)村勞動力作為重要的生產(chǎn)要素，已源源不斷地從農(nóng)村流向城市；但是，就中國所處發(fā)展階段來看，農(nóng)業(yè)勞動比重依然偏高，農(nóng)村勞動力的轉移依然具有巨大潛力[1]。據(jù)全國婦聯(lián)統(tǒng)計，2019 年我國女性農(nóng)民工有10206 萬人，占總體農(nóng)民工的35.1%，比2018 年增長0.4 個百分點，女性農(nóng)民工已逐漸成為城市建設的主力軍之一；同時作為農(nóng)村剩余勞動力的主要構成[2]，其也是進一步釋放轉移潛力的主要后備軍。然而女性農(nóng)民工受制于傳統(tǒng)性別觀念、社會分工的和戶籍制度限制等原因，其城市融入性差，就業(yè)競爭力低，權益得不到較好保障[3]，致使其非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量普遍偏低，存在工資水平低、工作時間長、工作穩(wěn)定性差、勞保福利缺失等問題。女性農(nóng)民工作為兼具農(nóng)民、勞動者、婦女三重弱者身份的特殊群體，其就業(yè)質(zhì)量問題不僅是影響女性農(nóng)民工自身權益及是否非農(nóng)轉移的直接原因，也是促進鄉(xiāng)村振興和城鎮(zhèn)化健康發(fā)展的重要因素。因此，進入經(jīng)濟新常態(tài)后，如何開發(fā)豐富的農(nóng)村女性勞動力資源，全面提高女性農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量，成為亟待解決的現(xiàn)實問題。

因為傳統(tǒng)社會性別意識的存在使得社會對女性的預期往往是女性生物性別規(guī)定角色的延伸，社會通常期望女性承擔一切與照顧和培養(yǎng)相關的工作，這就導致大多數(shù)女性農(nóng)民工集中在某些對語言能力依賴性較強，如餐飲服務、手工制作、保姆等需要大量溝通交流的職業(yè)。相關研究表明不同行業(yè)對語言能力的依賴程度不同即語言能力對勞動收入產(chǎn)生影響需要一定的“語言環(huán)境”的支持[4]?！秶抑虚L期語言文字事業(yè)改革和發(fā)展規(guī)劃綱要》（2012—2020）提出的首要任務即是“大力推廣和普及國家通用語言文字”。普通話是我國法律規(guī)定的國家通用語言，除了是國內(nèi)使用范圍最廣、使用頻率最高的語言，是個體獲得教育、信息和遷移機會等各種人力資本的重要手段以外，自身也是一種重要的人力資本。然而，多數(shù)的農(nóng)村勞動力由于長時間生活在農(nóng)村地區(qū)，在我國傳統(tǒng)的城鄉(xiāng)二元社會的環(huán)境約束下，農(nóng)業(yè)勞動力與城鎮(zhèn)勞動者相比較，一個明顯的差異是農(nóng)業(yè)勞動力的普通話語言水平相對較低，城鎮(zhèn)勞動者普通話普及率超過90%，而農(nóng)村勞動者的普通話普及率只在40%左右。農(nóng)村家庭教育投資的性別偏好導致了女性受教育程度的偏低，農(nóng)村女性勞動力受教育程度僅為5.2 年，明顯低于男性，而教育在推普中具有基礎性的作用，這導致普通話在農(nóng)村女性勞動力中的普及率更低[5]。那么，較低的普通話能力是否是女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量不高的原因？

現(xiàn)有相關研究，一是僅討論了普通話能力對勞動者收入和就業(yè)的影響，缺少對不同性別的農(nóng)村勞動力群體影響差異的具體區(qū)分，對于就業(yè)質(zhì)量影響因素的研究很少以語言能力為切入點。因此，本文將從普通話能力的角度出發(fā)，探討提高女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的途徑。從語言經(jīng)濟學視角切入利用2012 年、2014 年和2016 年三期中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS）混合橫截面數(shù)據(jù)，在對影響機理分析的基礎上，構建計量模型就普通話能力對女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響進行檢驗，并引入工具變量樣本女性農(nóng)民工下班后使用的語言克服模型中存在的內(nèi)生性；最后提出相關政策建議。一方面為農(nóng)村地區(qū)特別是對農(nóng)村女性勞動力推廣普通話提供依據(jù)，另一方面，也能為深入提高女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量提供新的視角。

一、影響機制分析

語言具有的文化屬性和人力資本屬性是分析語言的經(jīng)濟效應，即語言技能對就業(yè)影響的理論基礎。一方面，語言的文化屬性通過個體社會歧視的減弱或社會認同感的增加，對個體的就業(yè)產(chǎn)生影響；另一方面，語言作為一種人力資本，從生產(chǎn)性價值和能力表征兩方面對個體的就業(yè)產(chǎn)生影響。

語言作為歷史傳承的文化載體以及民族文化的外在表征具有顯著的文化屬性。首先，普通話作為一種文化紐帶通過增加女性農(nóng)民工的社會認同感對其就業(yè)產(chǎn)生影響。我國女性勞動力的轉移體現(xiàn)出明顯的跨區(qū)域流動特征，女性農(nóng)民工所在地的方言和工作地的方言往往具有一定的差距，語言的差異難免造成溝通障礙，產(chǎn)生一定的摩擦和隔閡，不利于女性農(nóng)民工的城市融入。普通話作為中國官方通用的語言，在工作和生活中的使用具有普遍性，普通話水平較高的女性農(nóng)民工人際交往能力得到提升，社會網(wǎng)絡得以擴寬，自己的社會認同感得到提高，從而利于其加入城市就業(yè)者群體中去獲得更好的就業(yè)機會，取得更加穩(wěn)定的收入。其次，語言差異會導致的身份歧視，使非主體語言的群體在勞動力市場上被邊緣化，形成勞動力市場分割的局面。農(nóng)村女性農(nóng)民工受到城鄉(xiāng)二元體制和農(nóng)村教育投資性別偏好的約束，普通話普及率非常低，其在非農(nóng)轉移中作為非主體語言群體，在勞動力市場上被邊緣化。普通話技能在一定程度上可以減輕女性農(nóng)民工在勞動力市場上遭受的身份歧視，促使其更好地融合在社會活動中[6]，從而在勞動力市場上獲得更好的就業(yè)機會，改善其經(jīng)濟收入狀況，乃至提升整體就業(yè)質(zhì)量。

語言作為一種人力資本，在習得的過程中是以時間、精力和金錢等消耗為代價的，形成后依附于個體而存在，并具有一定的生產(chǎn)性價值。普通話具有的人力資本屬性，主要通過兩方面對勞動者產(chǎn)生影響。首先，普通話作為一種人力資本，其本身便具有生產(chǎn)性價值。生產(chǎn)性價值促使勞動者可以更為積極通過尋找支配自身能力的方式來主動改善生存環(huán)境的一種價值[7]。普通話能力所帶來的生產(chǎn)性價值，一方面通過提高女性農(nóng)民工搜尋工作時的交流效率，快速收集到工作的相關信息減少工作中信息不對稱的概率越低[8]，以降低其工作尋找的成本以獲得更多就業(yè)的機會。另一方面，普通話所具有的生產(chǎn)性價值促使女性農(nóng)民工在生產(chǎn)過程中更好地明確雇主的要求，減少與雇主和同事的無效溝通，從而降低工作中的不確定性，提高自身的工作效率[9]，以帶來更高的經(jīng)濟效益和工資收入。其次，普通話作為自身能力的一種外在表征，個體對其掌握程度是個體生產(chǎn)能力的反應。勞動者將自身如教育質(zhì)量和綜合素質(zhì)等不可觀測的能力以較高的普通話為信號發(fā)射給雇主，使企業(yè)據(jù)此對自身能力有一個評判，削弱在勞動力市場上由于語言歧視對就業(yè)產(chǎn)生的不利影響，從而使自身獲得更好的就業(yè)機會。

由此可見，一方面基于文化屬性，普通話能力通過減少社會歧視，增添女性農(nóng)民工的身份認同和社會融入，從而促進其就業(yè)質(zhì)量的提高；另一方面基于人力資本屬性，普通話能力作為一種能力表征及自身具有的生產(chǎn)性價值，提高女性農(nóng)民工的勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生“工資溢價”，從而促進其就業(yè)質(zhì)量的提高。

二、數(shù)據(jù)說明與描述分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究利用中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS）2012 年、2014 年和2016 年三期的混合截面數(shù)據(jù)。CLDS 數(shù)據(jù)庫樣本覆蓋中國（除香港、澳門及臺灣地區(qū)、西藏、海南外）29 個省、直轄市和自治區(qū)，樣本規(guī)模達到401 個村，14226 戶家庭，20186個個體。本文研究對象為女性農(nóng)民工，因此保留了農(nóng)村女性且有工作和普通話信息的群體，同時還刪除了不屬于勞動力年齡人口的65歲以上及15 歲以下的樣本。另外，本文對問卷數(shù)據(jù)中存在部分的缺失數(shù)據(jù)和異常數(shù)據(jù)做了刪選處理，最終獲得有5351 個有效樣本。

（二）就業(yè)質(zhì)量指標構建與描述統(tǒng)計

本研究對樣本女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的測度，依據(jù)明娟[10]所運用的客觀指標測量模型，構建多維就業(yè)質(zhì)量指數(shù)，借鑒已有研究的做法并結合選取樣本數(shù)據(jù)的特點，從4 個角度進行測度：（1）工資水平，用樣本女性農(nóng)民工月平均工資來衡量，在此基礎上加入住房補貼及伙食補貼；（2）工作時間，用周工作時間衡量，考慮到女性農(nóng)民工工作時間存在的不穩(wěn)定性，因此本文將用平均每天工作的時間乘上七表示周工作時間來處理此項指標；（3）就業(yè)穩(wěn)定性，以樣本女性農(nóng)民工是否簽訂固定或者長期勞動合同為標準；（4）社會保障，以是否至少享有養(yǎng)老保險、失業(yè)保險，工傷保險、生育保險和住房公積金其中一項為標準。參考李中建等測算就業(yè)質(zhì)量的做法[11]，本文經(jīng)過采用標準化公式消除量綱、采用簡單平均法確定各項指標的權重等步驟，得到最終就業(yè)質(zhì)量指數(shù)（見表1）。

表1 就業(yè)質(zhì)量描述統(tǒng)計

因變量就業(yè)質(zhì)量總指標就業(yè)質(zhì)量指數(shù)均值為29.54，說明樣本女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量整體上偏低。就各項分指標而言，工資收入方面，樣本女性農(nóng)民工平均月收入為2276.39 元且具有較大的標準差，表明女性農(nóng)民工薪資待遇整體偏低且內(nèi)部也存在較大的差異；工作時間方面，樣本女性農(nóng)民工的周平均工作時間為49.05 h，低于樣本男性農(nóng)民工的周工作時間62 h，但是比起國家法定周工作時間仍偏高大約20%；在工作穩(wěn)定方面，樣本女性農(nóng)民工固定或者長期勞動合同的簽訂率只有20%，固定或長期勞動合同簽訂率較低；在社會保障方面，樣本女性農(nóng)民工社會保障享有率為24%，保障享有率不高。

（三）解釋變量的選取及描述

核心解釋變量普通話能力，本文將普通話能力當作一個連續(xù)變量，對其進行1～5 的賦值，數(shù)值越大表示普通話能力越強。其中，不會說也聽不懂=1、聽得懂但不會說=2、不太流利=3、流利，帶口音=4、非常流利=5。樣本女性農(nóng)民工的普通話平均水平處于不太流利和流利、略帶口音之間，普通話水平較低（表2）。

表2 解釋變量的描述統(tǒng)計

控制變量方面，樣本女性農(nóng)民工平均年齡為42.02 歲，多為青壯年；受教育年限方面，樣本女性農(nóng)民工的平均受教育年限為7.29 年，低于九年制義務教育年限，但是高于其父輩平均受教育年限1.71 年；由于樣本女性農(nóng)民工正處于青壯年時期，加上因為性別原因其工作強度低于男性農(nóng)民工，因此目標樣本的健康狀況較好，處于比較健康與很健康之間；社會地位方面，樣本女性農(nóng)民工的社會地位均值為2.49，處于中間程度；樣本女性農(nóng)民工平均現(xiàn)有孩子數(shù)量為1.64，這可能與計劃生育政策以及經(jīng)濟水平息息相關；在務工距離方面，樣本女性農(nóng)民工平均務工距離為1.88 km，務工地點以鄉(xiāng)鎮(zhèn)為主，呈現(xiàn)出近距離務工的特征。

三、模型建立與結果估計

（一）模型的建立

本文分別采用OLS回歸和Probit 回歸對就業(yè)質(zhì)量及其分項指標的影響因素進行分析。具體而言，就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、工資水平和工作時間為定距變量，采用OLS回歸模型：

工作穩(wěn)定性和社會保障為多分類變量，采用Probit 回歸模型：

在以往研究語言經(jīng)濟效應影響的大多數(shù)文獻中，都對語言的內(nèi)生性問題進行了論述。根據(jù)現(xiàn)有研究成果表明，語言的內(nèi)生性問題主要產(chǎn)生于3 個方面：第一，遺漏變量問題，如某些觀測不到的個人、家庭特征等會同時會對樣本女性農(nóng)民工的普通話能力和就業(yè)質(zhì)量同時產(chǎn)生影響的變量，從而導致回歸結果有誤。第二，反向因果問題，高就業(yè)質(zhì)量者有一定能力可以反過來進行更多的人力資本投入以提高其語言能力。第三，對普通話能力的測量往往具有一定的主觀性，容易造成誤差。一個有效解決的辦法就是為普通話尋找合適的工具變量，工具變量法基本上可以解決上述可能存在的問題。本研究采用2SLS 方法進行兩個階段回歸分析：

第一階段回歸，用內(nèi)生解釋變量普通話能力對工具變量女性農(nóng)民工下班后使用的語言和控制變量進行OLS 回歸，得到內(nèi)生解釋變量的擬合值：

第二階段回歸，用被解釋變量就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)和各分項指標對第一階段回歸結果普通話能力的擬合值進行回歸：就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、工資水平和工作時間為定距變量，采用如下回歸模型：

就業(yè)穩(wěn)定性和工作福利為定類變量，采用如下回歸模型：

式（3）中z 代表工具變量女性農(nóng)民工下班后使用的語言，β1為工具變量系數(shù)，xin表示被控制的變量，εi表示其他隨機因素的影響。式（1）和（4）中，被解釋變量yi表示第i名樣本農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、工資水平、工作時間定距變量；式（2）和（5）中，被解釋變量p(y=1/x)表示第i名樣本農(nóng)民工簽訂固定或長期勞動合同的概率或獲社會保障的概率；為核心解釋變量普通話能力擬合值。xin表示其他可能對因變量帶來影響的需要被控制的變量 εi表示其他隨機因素的影響。此外，式（4）式和（5）中，βo為常數(shù)項、β1為普通話能力擬合值系數(shù)，αn為其他解釋變量的系數(shù)。

（二）回歸結果分析

表3 為基礎模型的回歸結果。從模型回歸結果中可以看出，就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)及各個分指標回歸結果的卡方檢驗值均在1%水平下顯著，由此說明估計的計量模型在統(tǒng)計上是可靠的，整體擬合效果較好。

表3 基準模型回歸結果

1.關鍵自變量

從核心解釋變量系數(shù)值的顯著性檢驗來看，本文所討論的普通話能力對女性農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量存在較大的影響。就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)方面，在控制了樣本女性農(nóng)民工個體特征、家庭特征、工作特征和地區(qū)特征變量的前提下，普通話能力對樣本女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響在1%水平上顯著且為正。即隨著女性農(nóng)民工普通話能力的不斷提高，其非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量也會隨之不斷提高。

就業(yè)質(zhì)量各項分指標，在對可能產(chǎn)生擾亂的各種因素進行控制后，在工資水平方面，普通話能力對樣本女性農(nóng)民工平均月收入的影響在1%水平上顯著且為正，及隨著普通話能力的不斷提高，女性農(nóng)民工的工資水平也隨之提高；隨著女性農(nóng)民工普通話能力的提高，其語言人力資本得到不斷的積累，從而其收入也會得到相應的提高。在工作時間方面，普通話能力對樣本女性農(nóng)民工作時間的影響在1%水平上顯著且為正，及隨著普通話能力的提高，女性農(nóng)民工的工作時間隨之相應小幅度增多；相關統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明農(nóng)民工周平均工作時間為53.06 h，女性農(nóng)民工的周平均工作時間低于整體水平，這可能是因為性別的約束，男性比起女性農(nóng)民工獲得工作的機會更多一些，導致女性農(nóng)民工的工作時間相對較短[12]；因此，隨著普通話能力的提高節(jié)約了女性農(nóng)民工尋找工作的時間，使其獲得更多的就業(yè)機會，隨之其工作時間相應增多。工作穩(wěn)定性和社會保障方面，普通話能力對于女性農(nóng)民工工作穩(wěn)定性的影響在1%水平上顯著且為正，對于社會保障的影響在1%水平上顯著且為正，即隨著普通話能力的提高，女性農(nóng)民工的工作穩(wěn)定性和社會保障都會提高；因為隨著普通話能力的提高，女性農(nóng)民工會獲得更多的交際可能，從而能夠獲得更好的求職信息，能與潛在的招聘者更好地展示自己的技能和特長來進入更高的企業(yè)或獲得更好的職位[13]，因此其工作的穩(wěn)定性和社會保障也能得到更好的保證。

2.控制變量

樣本女性農(nóng)民工的受教育年限對其就業(yè)質(zhì)量具有正向影響且在1%水平上顯著，即女性農(nóng)民工受教育年限越長其就業(yè)質(zhì)量越高，具體表現(xiàn)為工資水平的上升、工作時間下降、工作穩(wěn)定性和社會保障性提高。教育作為一種人力資本對就業(yè)質(zhì)量具有較大的影響，首先，女性農(nóng)民工憑借自身教育人力資本的優(yōu)勢，從而進入高收入的行業(yè)以獲得更高的工資；其次，受教育年限對一個人的知識積累和理解操作能力有著直接的影響，教育水平越高的女性農(nóng)民工其工作適應度及完成度一般也越高，而且花費的時間越短；最后，受教育程度越高和雇主簽訂合同的概率也就越大，從而其工作穩(wěn)定性也就越強。樣本女性農(nóng)民工生育孩子的數(shù)量對其就業(yè)質(zhì)量在1%水平上有顯著的負向影響，即女性農(nóng)民工生育孩子的數(shù)量越多，其就業(yè)質(zhì)量越低；具體表現(xiàn)為，工資水平下降、工作時間增加、工作穩(wěn)定性和社會保障降低。父輩受教育年限在1%水平上對樣本女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量具有顯著的正向影響，及女性農(nóng)民工父輩的受教育年限越長其就業(yè)質(zhì)量就越高，具體表現(xiàn)為工資水平上升、工作穩(wěn)定性和社會保障性提高。另外根據(jù)回歸結果顯示，健康水平在5%水平上對樣本女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量具有顯著影響，即健康水平越高其就業(yè)質(zhì)量越高，具體表現(xiàn)為工資水平提高、工作穩(wěn)定性和社會保障性提高；這一結論也印證了秦立建等[14]的觀點，健康狀況可能會影響到女性農(nóng)民工外出務工的時間從而影響到其就業(yè)質(zhì)量。務工距離對樣本女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量在1%水平上具有正向顯著影響，具體表現(xiàn)為工資水平提高、工作時間增加及工作穩(wěn)定性增加；這與李中建等[11]研究結果相似，當務工距離超出縣外，就業(yè)質(zhì)量會隨著務工距離的增加而提高。社會地位在1%水平上對樣本女性就業(yè)質(zhì)量具有顯著的正向影響，具體表現(xiàn)為工資水平提高、工作時間增加及社會保障性增強。

表4 為使用工具變量后兩階段回歸結果。從模型回歸結果中可以看出，就業(yè)質(zhì)量綜合指數(shù)及各個分指標回歸結果的卡方檢驗值均在1%水平下顯著，由此說明估計的計量模型在統(tǒng)計上是可靠的，整體擬合效果較好。

表4 模型內(nèi)生性處理回歸結果

本文首先對核心解釋變量普通話能力進行了內(nèi)生性檢驗，結果顯示包含普通話能力的模型均存在嚴重的內(nèi)生性，有必要使用工具變量法。此外，本文進行了弱工具變量檢驗，檢驗結果顯示F 統(tǒng)計值均大于10，說明本文選取的工具變量和內(nèi)生解釋變量具有較大的相關性，不存在弱工具變量的問題。

從模型回歸結果中可以看出，就業(yè)質(zhì)量總指標方面，在2SLS 方法下普通話能力對女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量指數(shù)在1%水平上有正向的顯著影響，并且其影響系數(shù)遠遠大于OLS 方法的，兩種方法下普通話能力對女性農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量影響相同但是影響程度不同。這說明在OLS 中普通話能力對就業(yè)質(zhì)量的影響被低估了。就業(yè)質(zhì)量各項分指標方面，2SLS 方法下普通話能力對工資水平的影響在5%水平上正向顯著；工作時間，在OLS 中普通話能力對其有正向顯著影響但使用2SLS的回歸結果并不顯著，這可能是因為一部分的解釋效應被工具變量化解掉了；工作穩(wěn)定性方面，在引入工具變量后普通話能力對其在1%水平上有顯著的影響，并且影響程度有所提高；社會保障方面，2SLS 方法下普通話能力對女性農(nóng)民工工作的社會保障在1%水平上有顯著的正向影響。

四、結論與建議

我國經(jīng)濟進入新常態(tài)后，如何有效地開發(fā)農(nóng)村豐富的女性勞動力資源，實現(xiàn)其非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量和數(shù)量的協(xié)同發(fā)展是一個現(xiàn)實問題。研究表明：普通話能力對女性農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量具有顯著的正向影響，即隨著女性農(nóng)民工普通話能力的提高其就業(yè)質(zhì)量也隨之提高，具體表現(xiàn)為收入水平的增高、工作機會的增加、工作穩(wěn)定性和社會保障享有性的增強。引入工具變量對普通話內(nèi)生性進行，回歸結果與基準回歸結果相似，對女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量存在顯著的正向影響。

本文基于研究成果提出相應的建議：（1）政府需重視普通話對女性農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量提高的促進作用，加大普通話的在女性農(nóng)民工中的推廣力度，提高普通話使用頻率，引導女性農(nóng)民工對語言人力資本積累形成正確認識。（2）發(fā)揮教育在女性農(nóng)民工中普及，提高普通話的作用，注重培訓的實際效果，切實提高女性農(nóng)民工的普通話技能；（3）在政策制定中增強性別意識，構建全國性就業(yè)質(zhì)量指標，完善農(nóng)村婦女社會保障機制，更加公正地對待女性農(nóng)民工。