王勝今，劉 末

（吉林大學(xué) 東北亞研究中心，吉林 長春 130012）

一、引言

20 世紀(jì)80 年代大批農(nóng)村人口開始涌入城市就業(yè)，流動(dòng)人口這一特殊群體為我國經(jīng)濟(jì)的飛速增長提供了大量的勞動(dòng)力。40年來流動(dòng)人口的數(shù)量不斷增加，規(guī)模不斷擴(kuò)大。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的第七次人口普查主要數(shù)據(jù)，截至2020年11月流動(dòng)人口的數(shù)量達(dá)到37 582萬，［1］占總?cè)丝跀?shù)比重約為26.62%，流動(dòng)人口的數(shù)量與2010 年相比增長69.73%。人口流動(dòng)規(guī)模的擴(kuò)大是我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的必然趨勢。

對(duì)于流動(dòng)人口這一龐大群體來說，就業(yè)是維持生計(jì)的方式，是跨區(qū)域流動(dòng)的驅(qū)動(dòng)力，更是一個(gè)國家保證民生的重要途徑。黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)“促進(jìn)高質(zhì)量充分就業(yè)，破除妨礙勞動(dòng)力、人才流動(dòng)的體制和政策弊端，消除影響平等就業(yè)的不合理限制和就業(yè)歧視”。隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的深化，流動(dòng)人口對(duì)就業(yè)的需求由數(shù)量轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)量。［2］而受教育程度作為流動(dòng)人口重要的人力資本，標(biāo)志著勞動(dòng)者的個(gè)人能力，影響流動(dòng)人口的求職、工作待遇。同時(shí)，流動(dòng)人口的內(nèi)部也存在性別歧視的問題，嚴(yán)重影響市場資源配置。在疫情改變?nèi)蚪?jīng)濟(jì)格局、就業(yè)市場穩(wěn)定性大幅度降低的時(shí)代大背景下，提升流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量，解決流動(dòng)人口內(nèi)部存在的性別歧視問題迫在眉睫。對(duì)于流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量高低的衡量不能僅僅停留在收入的層面，工作時(shí)間、工作穩(wěn)定性、福利待遇［3］也需要納入考慮范圍。因而，如何衡量流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量，教育在流動(dòng)人口就業(yè)中發(fā)揮了怎樣的作用，教育對(duì)不同性別的流動(dòng)人口產(chǎn)生怎樣的影響差異，這些都是本文重點(diǎn)關(guān)注的問題。

本文利用2017 年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（CMDS）實(shí)證分析受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響以及對(duì)不同性別流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量影響的差異，提出改善流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的政策性建議，進(jìn)而推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力從人口紅利走向人力資本紅利，［4］有效提高勞動(dòng)力資源跨區(qū)域配置的效率和質(zhì)量，開啟高質(zhì)量發(fā)展經(jīng)濟(jì)的新篇章。對(duì)比已有的研究，本文的創(chuàng)新之處在于：著眼于流動(dòng)人口的教育問題，實(shí)證研究受教育程度在流動(dòng)人口就業(yè)中發(fā)揮的作用；脫離對(duì)流動(dòng)人口收入的單一研究，關(guān)注綜合就業(yè)質(zhì)量的影響因素，更全面地解釋流動(dòng)人口就業(yè)現(xiàn)狀；聚焦流動(dòng)人口內(nèi)部的性別問題，探討教育對(duì)不同性別流動(dòng)人口作用的差異。

二、概念界定及文獻(xiàn)綜述

（一）關(guān)于流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的理論研究

西方學(xué)者將勞動(dòng)力跨區(qū)域的流動(dòng)稱為人口遷移（Migration），然而在中國特有的戶籍制度背景下，根據(jù)國家衛(wèi)健委的中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查（CMDS），將流動(dòng)人口定義為“在流入地居住一個(gè)月以上，非本區(qū)（縣、市）戶口的15周歲及以上流入人口?！?/p>

20世紀(jì)90年代西方學(xué)界先一步提出就業(yè)質(zhì)量這一多維且復(fù)雜的概念。1999年在日內(nèi)瓦召開的第87 屆國際勞工大會(huì)上，國際勞工組織（ILO）正式提出“體面工作”（Decent work）的概念，系統(tǒng)地定義就業(yè)質(zhì)量的內(nèi)涵。［5］幾乎同時(shí)于ILO 提出的體面工作，2000年里斯本條約中，歐盟將就業(yè)質(zhì)量制度化，旨在提供更多更好的工作以期實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。［6］K?rner 等提出的就業(yè)質(zhì)量模型由七個(gè)層級(jí)組成，［7］根據(jù)需求的高低呈現(xiàn)金字塔排列，由低到高依次為就業(yè)安全與職業(yè)道德、收入與福利、工時(shí)與時(shí)間平衡、社會(huì)保障、社會(huì)對(duì)話、技能培養(yǎng)、工作關(guān)系與激勵(lì)。Green 和Mostafa 定義的就業(yè)質(zhì)量模型包含了工作收入、工作前景、工作時(shí)間質(zhì)量以及工作內(nèi)涵四個(gè)方面。［8］現(xiàn)在不同的國際組織、學(xué)者都提出了不同評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)，其中比較有代表性的有2008 年由歐洲工會(huì)聯(lián)合會(huì)研究所提出的歐洲就業(yè)質(zhì)量指數(shù)（EJQI）以及由加拿大學(xué)者Richard Brisbois 提出的雇傭質(zhì)量指標(biāo)體系（QEI）。［9-10］

國內(nèi)學(xué)者對(duì)就業(yè)質(zhì)量的體系化研究雖然開始得較晚，但也取得了一定的成果。蘇麗鋒提出就業(yè)質(zhì)量應(yīng)該包含勞動(dòng)報(bào)酬、就業(yè)穩(wěn)定性、社會(huì)保護(hù)和職業(yè)發(fā)展。［11］同時(shí)，針對(duì)流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量，國內(nèi)學(xué)者也提出了不同的見解。謝勇依據(jù)南京市外來農(nóng)民工勞動(dòng)權(quán)益保障情況調(diào)查數(shù)據(jù)，通過勞動(dòng)合同的簽訂、薪資水平以及工作穩(wěn)定性三方面對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，指出具有較高人力資本的農(nóng)民工就業(yè)的質(zhì)量也較高。［12］梁海艷利用原國家衛(wèi)計(jì)委2016 年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（CMDS），根據(jù)流動(dòng)人口的工作性質(zhì)、福利待遇、社會(huì)保障以及工作環(huán)境考察了流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響因素。在宏觀層面，流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正相關(guān)。在流動(dòng)人口個(gè)體層面，其就業(yè)質(zhì)量與個(gè)體性別、受教育程度、戶口性質(zhì)、流動(dòng)范圍和年齡因素高度相關(guān)。［13］

（二）關(guān)于受教育程度與就業(yè)質(zhì)量的理論研究

通過研究比較學(xué)界已有的研究成果，發(fā)現(xiàn)出于對(duì)受教育程度的關(guān)注，已有文獻(xiàn)大多關(guān)注了大學(xué)生就業(yè)質(zhì)量問題。王廣慧將工資和就業(yè)滿意度作為判定就業(yè)質(zhì)量的核心要素，研究發(fā)現(xiàn)學(xué)歷、畢業(yè)院校等與人力資本相關(guān)要素是影響工資的主要因素，家庭情況、成長環(huán)境、工作態(tài)度等是影響大學(xué)生工作滿意度的關(guān)鍵要素。［14］武瑋使用武漢市七所高校的調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)有“211院?！北尘暗难芯可钠鹦郊s比第一學(xué)歷為普通院校的研究生高11.8%，得出研究生第一學(xué)歷的情況對(duì)其起薪有顯著正向影響的結(jié)論。［15］

然而在對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量影響因素的研究中，個(gè)人特征（性別、年齡、政治面貌等）、社會(huì)情況（受教育程度、戶籍、婚姻等）、流動(dòng)形式（流動(dòng)范圍、家庭隨遷情況、居留意愿等）是綜合考量的因素，如石丹淅等研究發(fā)現(xiàn)職業(yè)類型、工會(huì)、工資水平、工作強(qiáng)度、加班情況、培訓(xùn)狀況等是造成新生代農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量不高的重要原因。［16］因而單獨(dú)以流動(dòng)人口的受教育程度作為解釋變量分析其對(duì)就業(yè)質(zhì)量影響的研究相當(dāng)匱乏。同時(shí)，大部分研究關(guān)注的是教育對(duì)農(nóng)民工收入帶來的影響，而非對(duì)就業(yè)質(zhì)量綜合性的考察，如史新杰等提出教育既可以提高農(nóng)民工收入，又可以降低農(nóng)村地區(qū)的收入不平等。［17］

（三）關(guān)于就業(yè)中性別歧視的理論研究

就業(yè)中無論是收入還是福利待遇，男女受到的差異對(duì)待都是社會(huì)長久以來存在的問題。許多國家和國際組織都將縮小男女收入差距，保障女性在就業(yè)中享有與男性同等的權(quán)利作為重要目標(biāo)。早在1951年國際勞工組織（ILO）就提出了“同酬公約”，指出男性與女性在同等價(jià)值的工作中應(yīng)得到同等的報(bào)酬。然而65年過去了，根據(jù)2016年國際勞工組織的報(bào)告，全球范圍內(nèi)不同性別的勞動(dòng)者仍然存在巨大收入差異，且這種收入差距在未來還會(huì)存在。［18］在中國，隨著勞動(dòng)者收入差距持續(xù)增加，學(xué)者對(duì)就業(yè)中的收入分配差異、性別歧視等問題進(jìn)行了持續(xù)研究。李春玲等從宏觀經(jīng)濟(jì)政策的角度分析了女性在就業(yè)中處于弱勢地位的原因：經(jīng)濟(jì)改革后，政府推行性別平等政策的力度明顯弱化，國家對(duì)女性勞動(dòng)者的保護(hù)減弱，導(dǎo)致女性就業(yè)率逐漸降低；同時(shí)，改革后，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)被市場經(jīng)濟(jì)所取代，在根本上改變了勞動(dòng)力收入分配的機(jī)制，進(jìn)一步拉大男女收入差距。［19］在微觀個(gè)體層面上，褚清清總結(jié)了勞動(dòng)力市場中性別歧視的兩個(gè)原因：一是傳統(tǒng)的性別偏見，即企業(yè)主觀地認(rèn)為女性的個(gè)人能力低于男性，生產(chǎn)率較低，所以相較于男性，女性會(huì)得到較低的工資；二是勞動(dòng)力市場中的信息不對(duì)稱，女性勞動(dòng)者釋放的信號(hào)不足以代表其真實(shí)能力，因而用人單位在依據(jù)其發(fā)出的信號(hào)判斷其能力時(shí)會(huì)產(chǎn)生誤判，導(dǎo)致女性勞動(dòng)者的能力被低估，得不到與其能力相符的薪酬和待遇。［20］然而談到流動(dòng)人口的就業(yè)性別歧視，羅俊峰等認(rèn)為女性流動(dòng)人口是雙重弱勢群體，她們既因農(nóng)村戶口受到戶籍身份的歧視，又因?yàn)槿肆Y源差異、社會(huì)觀念偏見而受到性別的歧視。同時(shí)，羅俊峰通過2012 年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，運(yùn)用Mincer工資方程、Cotton 分解模型得出結(jié)論：在落后地區(qū)、勞動(dòng)密集型低端行業(yè)，低學(xué)歷、農(nóng)村戶口的流動(dòng)人口收入低且性別差異更突出。［21］楊銘等運(yùn)用不完全信息下動(dòng)態(tài)博弈模型研究受教育程度與農(nóng)民工收入性別差異的關(guān)系，研究表明由于存在信息不對(duì)稱和主觀歧視，在受教育程度接近的流動(dòng)人口中，女性的收入低于男性，但隨著受教育程度的提高，性別歧視程度有所下降，收入差距減小。［22］

可以看出學(xué)界對(duì)流動(dòng)人口收入的單一研究較多，對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的其他方面關(guān)注較少；針對(duì)大學(xué)生群體學(xué)歷和就業(yè)關(guān)系的研究較多，而針對(duì)流動(dòng)人口群體教育和就業(yè)關(guān)系的研究較少；對(duì)勞動(dòng)力市場上的性別收入差異研究較多，而對(duì)流動(dòng)人口內(nèi)部的性別就業(yè)質(zhì)量差異研究很少。受教育程度是勞動(dòng)力市場中反映勞動(dòng)者個(gè)人能力的重要信號(hào)，因此，本文旨在關(guān)注流動(dòng)人口的教育問題，分析不同程度的受教育情況對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響，考察受教育程度對(duì)不同性別流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量影響的差異，討論教育對(duì)男性流動(dòng)人口還是女性流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響更顯著，進(jìn)而提出相應(yīng)的政策建議。

三、數(shù)據(jù)與變量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文實(shí)證研究部分選用的數(shù)據(jù)來源于2017年原國家衛(wèi)計(jì)委進(jìn)行的中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查（CMDS）的個(gè)人問卷部分。該調(diào)查自2009 年以來已經(jīng)連續(xù)開展10 年，展現(xiàn)了流動(dòng)人口的發(fā)展與變動(dòng)以及就業(yè)、醫(yī)療、生育等情況。2017 年的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查涵蓋了全國31 個(gè)?。▍^(qū)、市）以及新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)（不包括香港、澳門、臺(tái)灣），在流動(dòng)人口較為集中的流入地按照隨機(jī)原則抽取樣本點(diǎn)，開展抽樣調(diào)查。其中廣東省和浙江省的樣本量較大（約10 000個(gè)樣本）。抽樣調(diào)查的樣本數(shù)據(jù)包含了流動(dòng)人口的個(gè)人狀況、家庭狀況、就業(yè)狀況、健康狀況等。該調(diào)查包含了169 989個(gè)樣本數(shù)據(jù)，由于本文主要研究流動(dòng)人口的受教育狀況以及就業(yè)狀況，從樣本中篩選出符合條件的樣本，剔除遺漏重要信息變量的樣本，得到有效樣本79 255個(gè)。

（二）變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量

本文實(shí)證分析部分選取的被解釋變量為流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量。參考國際勞工組織提出的關(guān)于體面勞動(dòng)的定義，［4］分析比較不同的就業(yè)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)，如果以收益與勞動(dòng)付出的關(guān)系為標(biāo)準(zhǔn)，就業(yè)質(zhì)量的指標(biāo)可以歸納為四類，即勞動(dòng)報(bào)酬、工作強(qiáng)度、勞動(dòng)關(guān)系、社會(huì)保障。本文就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)的選取借鑒了Erhel 等構(gòu)建的客觀就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)，［23］參考流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測2017 年A 卷流動(dòng)人口個(gè)人問卷的數(shù)據(jù)，從四個(gè)維度測量流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量。第一，收入水平。對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)的收入衡量指標(biāo)用月工資水平表示，在問卷中的變量名稱為“您個(gè)人上個(gè)月（或上次就業(yè)）工資收入/純收入”；第二，工作時(shí)間。若較高的收入水平是通過超時(shí)超量的工作獲得的，那么高收入無法代表高就業(yè)質(zhì)量，因而工作時(shí)間也是本文就業(yè)質(zhì)量的衡量指標(biāo)之一，通過問卷中“這周工作時(shí)間（小時(shí)數(shù)）”表示；第三，就業(yè)穩(wěn)定性。流動(dòng)人口的就業(yè)穩(wěn)定性可以通過簽訂勞動(dòng)合同的性質(zhì)表示，衡量指標(biāo)為“您與目前工作單位（雇主）簽訂的勞動(dòng)合同種類”，將有固定期限勞動(dòng)合同賦值為1，將無固定期限、完成一次性工作任務(wù)、試用期、未簽訂勞動(dòng)合同賦值為0；第四，社會(huì)保障。社會(huì)保障反映了流動(dòng)人口在就業(yè)期間擁有的福利待遇，主要指社會(huì)保險(xiǎn)、社會(huì)救濟(jì)等。本文主要依據(jù)流動(dòng)人口是否擁有社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)來測量。通過詢問“您是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)/城鄉(xiāng)居民合作醫(yī)療保險(xiǎn)/城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)/城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)/公費(fèi)醫(yī)療”，只要擁有其中一項(xiàng)即視為有=1，若任一項(xiàng)都沒有則視為無=0。

在對(duì)就業(yè)質(zhì)量進(jìn)行測算前，需要對(duì)測算指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。對(duì)于各指標(biāo)的權(quán)重設(shè)置是就業(yè)質(zhì)量測算的關(guān)鍵，參考欒青霖等運(yùn)用CMDS2016數(shù)據(jù)對(duì)就業(yè)質(zhì)量進(jìn)行測算的辦法，［2］本文就業(yè)質(zhì)量的權(quán)重設(shè)置主要依據(jù)等權(quán)平均法，指不同的指標(biāo)占據(jù)相同的權(quán)重，此方法簡單合理。對(duì)測算指標(biāo)進(jìn)行的標(biāo)準(zhǔn)化處理如下：

表示標(biāo)準(zhǔn)化后的客觀指標(biāo)，i為流動(dòng)人口個(gè)體，j為測量就業(yè)質(zhì)量的四個(gè)維度：當(dāng)j=1時(shí)，表示月收入；當(dāng)j=2時(shí)，表示周工作小時(shí)數(shù)；當(dāng)j=3時(shí)，表示簽訂勞動(dòng)合同的種類；當(dāng)j=4時(shí)，表示是否參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)。maxj為指標(biāo)j的最大值，minj為指標(biāo)j的最小值。在處理數(shù)據(jù)的過程中需要注意，月收入、勞動(dòng)合同、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)與就業(yè)質(zhì)量為正相關(guān)，而工作時(shí)間與就業(yè)質(zhì)量為負(fù)相關(guān)，因而用“1-工作時(shí)間”進(jìn)行替換，即。進(jìn)行上述步驟的處理后，采用加權(quán)平均的方法，得到流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量指數(shù)：

式（2）中equi為流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量。在對(duì)四個(gè)指標(biāo)以及就業(yè)質(zhì)量指數(shù)進(jìn)行處理后得到的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1 所示。具體來看，2017 年流動(dòng)人口的月收入平均值為4 084.39 元，其中最大值為120 000 元，最小值為0 元，其月收入標(biāo)準(zhǔn)差為2 885.15，可見流動(dòng)人口收入差距較大；平均周工作小時(shí)數(shù)為52.16小時(shí)，最長工作小時(shí)數(shù)為99小時(shí)，最短為0小時(shí)；在衡量就業(yè)穩(wěn)定性中，判斷的標(biāo)準(zhǔn)為是否簽訂有固定期限的勞動(dòng)合同，此變量為虛擬變量，在所有參與運(yùn)算的調(diào)查結(jié)果中，約有52.5%的流動(dòng)人口簽訂了有固定期限的勞動(dòng)合同，水平較低，可以說流動(dòng)人口的就業(yè)穩(wěn)定性不高；社會(huì)保障的層面依然是用是否參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的虛擬變量進(jìn)行衡量，在調(diào)查樣本中，參加任一種社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的人數(shù)約占總?cè)藬?shù)的94.3%，可以看出社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋面較廣，流動(dòng)人口的參保率較高。最后，通過計(jì)算，得到2017年流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)，其均值為50.7，最小值為0.21，最大值為87.6。

表1 變量及描述性統(tǒng)計(jì)

2.核心解釋變量

本文研究的是受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響，因而“受教育程度”為實(shí)證研究的核心解釋變量。在CMDS2017 中關(guān)于受教育程度的取值為1-7：未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中/中專、大學(xué)?？啤⒋髮W(xué)本科、研究生。本文將受教育程度定義為定序變量。

如表1 所示，受教育程度的均值為3.69，在所有參與計(jì)算的樣本中，未上過小學(xué)的流動(dòng)人口比例為1.68%，小學(xué)受教育程度的占11.40%，初中受教育程度占比最高，約為39.54%，高中/中專受教育程度占比第二，為22.79%。大學(xué)?？坪痛髮W(xué)本科的比例分別為14.02%和9.68%，而研究生學(xué)歷的比例僅為0.89%。約有75.41%的流動(dòng)人口接受的是大專以下的教育，僅有不到1/4 的流動(dòng)人口接受了大專及以上的教育，流動(dòng)人口這一群體受教育程度還是偏低的。

3.控制變量

控制變量主要涉及個(gè)體特征、家庭特征、社會(huì)特征等。考慮相關(guān)理論與數(shù)據(jù)，本文引入以下幾個(gè)因素作為方程的控制變量。首先，個(gè)體特征：受訪者中，男性和女性的性別比約為1.29，均值為0.56，表明在流動(dòng)人口樣本中男性務(wù)工者多于女性，約占56%。這也符合我們對(duì)外出務(wù)工人員男性居多的一貫印象；受訪者中，年齡最大為80 歲，最小為15 歲，平均年齡約為35 歲，其中30 歲的樣本最多，約占總樣本5%。受訪者的年齡主要集中在20～50 歲之間（約占總樣本91%）；是否為黨員的均值為0.06，說明僅有6%的受訪者為黨員，黨員比例極低；健康狀況的均值為1.16，且約有86%的受訪者選擇“健康”的選項(xiàng)，說明受訪的流動(dòng)人口健康狀況良好。其次，家庭特征：婚姻狀況變量的均值為0.74，說明約有74%的受訪者為已婚；從是否獨(dú)自流動(dòng)變量來看，49.92%的流動(dòng)人口獨(dú)自流動(dòng)。最后，社會(huì)特征：從流動(dòng)范圍來看，在受訪的流動(dòng)人口中，約有16%的流動(dòng)人口選擇市內(nèi)跨縣流動(dòng)，33%選擇了省內(nèi)跨市流動(dòng)，51%選擇了跨省流動(dòng)?？梢钥闯隹缡×鲃?dòng)的流動(dòng)人口占主要部分；流動(dòng)時(shí)間的均值約為5.6年，表明受訪者的本次平均流動(dòng)時(shí)間約為6年；流動(dòng)人口從事現(xiàn)職工作的平均年限約為4年。

（三）受教育程度與流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的關(guān)系

在對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行處理后，初步分析受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響。首先對(duì)各受教育程度人群的就業(yè)質(zhì)量取平均值，結(jié)果如圖1 所示?？梢钥闯隽鲃?dòng)人口整體的就業(yè)質(zhì)量都是在40～60區(qū)間浮動(dòng)，而造成其差別不大且整體數(shù)值偏高的原因之一可能是計(jì)算就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)之一的社會(huì)保障（醫(yī)療保險(xiǎn)）參數(shù)較高，受訪者的參保率約為94.3%且這一指標(biāo)權(quán)重為25%，提高了整體就業(yè)質(zhì)量指數(shù)，使就業(yè)質(zhì)量差異化不顯著。然而即使在40～60區(qū)間浮動(dòng)，從“未上過學(xué)”到“大學(xué)本科”區(qū)間，流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量也隨著受教育程度的提高而上升。未上過學(xué)的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量為43.5，而小學(xué)畢業(yè)的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量為45.9，受教育程度為初中及高中/中專的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量分別增加至48.9及51.7，大學(xué)專科畢業(yè)流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量提升至54.5，而大學(xué)本科學(xué)歷的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量最高，其值為56.6。

圖1 受教育程度與流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量

但當(dāng)流動(dòng)人口學(xué)歷為研究生時(shí)，就業(yè)質(zhì)量不升反降（56.4），略低于大學(xué)本科畢業(yè)的受訪者（56.6），但仍高于大學(xué)專科畢業(yè)的受訪者（54.5）。對(duì)于研究生就業(yè)質(zhì)量低于本科生就業(yè)質(zhì)量的一種解釋為，受訪者最集中的三個(gè)職業(yè)為商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員（21.4%），生產(chǎn)（17.0%），專業(yè)技術(shù)人員（14.4%），且受訪者最集中的三個(gè)工作行業(yè)為其他制造業(yè)（10.8%），居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)（10.6%），建筑（10.4%）。大部分流動(dòng)人口從事的都是技能性較強(qiáng)的職業(yè)，而研究生學(xué)歷更注重于培養(yǎng)理論研究和高層次應(yīng)用，相較于本科學(xué)歷，對(duì)流動(dòng)人口的職業(yè)發(fā)展以及職業(yè)回報(bào)無法產(chǎn)生過多提升，因此會(huì)出現(xiàn)本科生學(xué)歷的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量高于研究生學(xué)歷流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的情況。

然而除了研究生的就業(yè)質(zhì)量略低于本科生外，從圖1可以清晰地看出流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量隨受教育程度的上升而提高。由此可以初步得出受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量有正面影響的結(jié)論。但是簡單的描述性分析一方面無法得出受教育程度對(duì)就業(yè)質(zhì)量的準(zhǔn)確影響程度，另一方面也無法排除其他變量的干擾。故為了得到更精準(zhǔn)的結(jié)論，下文將會(huì)進(jìn)行實(shí)證分析，并對(duì)受教育程度對(duì)不同性別流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量影響的異質(zhì)性進(jìn)行探討。

四、實(shí)證分析

（一）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)包含收入水平、工作時(shí)間、就業(yè)穩(wěn)定性以及社會(huì)保障四個(gè)維度，本文將進(jìn)一步分析受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量以及四個(gè)維度的影響。

首先，就業(yè)質(zhì)量、收入水平、工作時(shí)間為定距變量，故采用OLS 回歸模型；而就業(yè)穩(wěn)定性、社會(huì)保障為二值變量，故采用Probit回歸模型。

式（3）中yi為被解釋變量，表示第i個(gè)流動(dòng)人口樣本的就業(yè)質(zhì)量、收入水平和工作時(shí)間，εi為相互獨(dú)立且均值為0的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；式（4）中p(yi=1|edu,xi1,xi2,…,xim)為被解釋變量，表示第i個(gè)流動(dòng)人口樣本簽訂固定或長期勞動(dòng)合同的概率或享有社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的概率，Φ為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率分布函數(shù)；edu為核心解釋變量受教育程度；xim表示其他解釋變量，包括性別、年齡、是否為黨員、健康狀況、婚姻狀況、是否獨(dú)自流動(dòng)、流動(dòng)范圍、工作年限、流動(dòng)時(shí)間。此外，兩個(gè)公式中的β0為常數(shù)項(xiàng)，β1為受教育程度的系數(shù)，γm為其他解釋變量的系數(shù)。

依據(jù)式（3）和式（4），下文分別以就業(yè)質(zhì)量指數(shù)及其四個(gè)指標(biāo)作為被解釋變量與受教育程度等解釋變量進(jìn)行OLS回歸及Probit回歸，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量影響的估計(jì)結(jié)果

（二）結(jié)果分析

從表2 可以看出模型1 至模型3 的F統(tǒng)計(jì)量在1%水平顯著；模型4、模型5 的Wald卡方值都在1%水平顯著。因此，OLS 模型和Probit 模型擬合程度較好，模型設(shè)定較為合理。根據(jù)表2 的回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

1.解釋變量的說明

表2中模型1至模型5分別對(duì)五個(gè)被解釋變量進(jìn)行回歸，且解釋變量（受教育程度）均在1%的水平上對(duì)五個(gè)被解釋變量（就業(yè)質(zhì)量、收入水平、工作時(shí)間、工作穩(wěn)定性、社會(huì)保障）呈現(xiàn)顯著影響。

首先，受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量存在正向影響。即流動(dòng)人口的受教育程度越高，就業(yè)質(zhì)量也越高。模型1 的回歸結(jié)果表明了受教育程度對(duì)就業(yè)質(zhì)量系數(shù)的影響和標(biāo)準(zhǔn)誤。受教育程度的系數(shù)為2.38且在1%的水平上呈現(xiàn)顯著的正向影響，這表明在保持其他條件不變的前提下，受教育程度每增加一個(gè)單位，就業(yè)質(zhì)量將增加2.38。證實(shí)了受教育程度高的流動(dòng)人口存在就業(yè)優(yōu)勢，也揭示了教育促進(jìn)流動(dòng)人口高質(zhì)量就業(yè)的合理性。這與肖小勇等的結(jié)論相近，即學(xué)歷的提高會(huì)帶來農(nóng)民工人力資本的提高，進(jìn)一步促進(jìn)就業(yè)質(zhì)量的提升。［24］在模型2 中，受教育程度仍在1%的水平上顯著提升流動(dòng)人口的收入水平，具體表現(xiàn)為在控制其他變量的情況下，受教育程度每增加一個(gè)單位，其收入增加732.91。這也印證了提高流動(dòng)人口的受教育程度有助于提高人力資本存量，使其獲得高工資，［17］從事高收入工作。［25］模型3 的估計(jì)結(jié)果顯示受教育程度與流動(dòng)人口工作時(shí)間呈負(fù)相關(guān)，受教育程度的系數(shù)為-3.73，這表明在保持其他條件不變的前提下，流動(dòng)人口的受教育程度每增加一個(gè)單位，其周工作時(shí)間就減少3.73小時(shí)。這說明學(xué)歷越高的從業(yè)者其工作時(shí)間越短，從事技能型工作的可能性更高，勞動(dòng)者通過提高人力資本存量增加工資收入，而不是通過增加工作時(shí)間的方式來獲取高收入。［26］模型4 以是否簽訂固定或長期勞動(dòng)合同為被解釋變量，其解釋變量（受教育程度）的回歸系數(shù)為0.32，在控制其他變量的前提下，當(dāng)受教育程度提高一個(gè)單位時(shí)，流動(dòng)人口簽訂固定或長期勞動(dòng)合同的概率增加，即流動(dòng)人口工作穩(wěn)定性提高。流動(dòng)人口的學(xué)歷越高，其學(xué)識(shí)技能越豐富，人力資本的價(jià)值也會(huì)隨之提高，因此簽訂固定或長期勞動(dòng)合同的概率越大。［27］在模型5 中，解釋變量（受教育程度）的系數(shù)為0.10，這意味著受教育程度每增加一個(gè)單位，流動(dòng)人口享有社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性增加。伴隨著受教育水平的提高，流動(dòng)人口獲取社會(huì)保障各類項(xiàng)目的能力也會(huì)隨之提升，同時(shí)社會(huì)保障項(xiàng)目的參保率也會(huì)得到顯著提高。［28］

2.控制變量的說明

除核心解釋變量外，是否為黨員、健康狀況、婚姻狀況、是否獨(dú)自流動(dòng)、流動(dòng)范圍等其他因素對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量也存在顯著影響。

一般來說，農(nóng)民工黨員的綜合素質(zhì)高于非黨員，其參與政治活動(dòng)和公益活動(dòng)更加積極，善于人際交往且有著較強(qiáng)的權(quán)利意識(shí)；在工作中，農(nóng)民工黨員有長遠(yuǎn)的職業(yè)規(guī)劃，重視先進(jìn)知識(shí)的學(xué)習(xí)，更有毅力和上進(jìn)心。［29］這些特質(zhì)在流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量中有所體現(xiàn)。根據(jù)表2 的結(jié)果，相較于非黨員的農(nóng)民工，農(nóng)民工黨員的就業(yè)質(zhì)量更高、收入更多、工作穩(wěn)定性增強(qiáng)、獲得社會(huì)保障的可能性更高，而黨員身份對(duì)農(nóng)民工的工作時(shí)間影響不顯著。相較于健康狀況好的流動(dòng)人口，健康狀況較差的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量較差，收入減少，工作穩(wěn)定性降低，而工作時(shí)間增加。健康是勞動(dòng)力的關(guān)鍵人力資本，且流動(dòng)人口大部分從事高強(qiáng)度的體力勞動(dòng)，身體狀況良好的勞動(dòng)力不僅具備更高的勞動(dòng)生產(chǎn)率，而且能夠延長勞動(dòng)周期，適應(yīng)工作環(huán)境，獲得雇主青睞，進(jìn)而提高收入，獲得更好的工作待遇。［30］已婚流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量顯著高于未婚流動(dòng)人口，這可能是因?yàn)榘閭H為流動(dòng)人口提供了精神支持，也帶來了工作動(dòng)力。而獨(dú)自流動(dòng)的流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量要高于非獨(dú)自流動(dòng)的流動(dòng)人口，研究表明家庭隨遷的規(guī)模越大，就業(yè)質(zhì)量越低。對(duì)比獨(dú)自流動(dòng)，家庭隨遷會(huì)產(chǎn)生子女撫養(yǎng)、老人贍養(yǎng)、住房及生活成本等問題，這些會(huì)對(duì)流動(dòng)人口的就業(yè)產(chǎn)生壓力。［31］從跨縣流動(dòng)、跨市流動(dòng)到跨省流動(dòng)，勞動(dòng)力流動(dòng)范圍的擴(kuò)大有助于流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的提高，這可能是因?yàn)閯趧?dòng)力的流入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平好于流出地，工作待遇也優(yōu)于流出地。［32］

（三）性別差異

改革開放以來，隨著鄉(xiāng)村振興的推進(jìn)，城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略逐漸完善，城鄉(xiāng)收入差距拉大。中國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的同時(shí)，存在的農(nóng)民工問題也浮出水面。而農(nóng)民工內(nèi)部存在的性別收入差異正是其中的重要問題之一。2011-2016 年我國女性流動(dòng)人口的比例從47.7%增加到48.3%，［33］女性流動(dòng)人口是勞動(dòng)力的重要組成部分，是國家經(jīng)濟(jì)社會(huì)建設(shè)的中堅(jiān)力量。然而，由于女性流動(dòng)人口人力資本和男性流動(dòng)人口人力資本存在的差異以及勞動(dòng)力市場長期存在的性別歧視，女性流動(dòng)人口收入低于男性已成為普遍現(xiàn)象。［21］一方面，性別歧視嚴(yán)重影響著市場勞動(dòng)力資源配置；另一方面，學(xué)歷是勞動(dòng)者的人力資本，是求職的敲門磚。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)無論是發(fā)展中國家（地區(qū)）還是發(fā)達(dá)國家（地區(qū)），女性勞動(dòng)者的教育回報(bào)率高于男性是普遍現(xiàn)象。［34］因此，探討受教育程度對(duì)不同性別流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響能夠反映我國流動(dòng)人口的就業(yè)現(xiàn)狀，進(jìn)而改善流動(dòng)人口勞動(dòng)力市場存在的性別歧視問題，制定符合市場的方針政策，加快我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)建設(shè)。

本文依舊采用2017 年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查（CMDS）對(duì)這一問題進(jìn)行實(shí)證分析。該調(diào)查有效樣本79 255 個(gè)，其中男性樣本44 613 個(gè)，占樣本總數(shù)的56.29%，女性樣本34 642 個(gè)，占樣本總數(shù)的43.71%。男性流動(dòng)人口的數(shù)量遠(yuǎn)高于女性流動(dòng)人口，這可能與流動(dòng)人口多從事體力型勞動(dòng)有關(guān)。男性的平均工資約為4 619 元，而女性的平均工資約為3 396 元，男性流動(dòng)人口的平均工資遠(yuǎn)高于女性。男性流動(dòng)人口的平均就業(yè)質(zhì)量指數(shù)約為50.90，女性流動(dòng)人口的平均就業(yè)質(zhì)量指數(shù)約為50.49，男性流動(dòng)人口的平均就業(yè)指數(shù)略高于女性。

沿襲前文的實(shí)證分析方法，下面依舊運(yùn)用OLS 模型和Probit 模型分別對(duì)男性流動(dòng)人口和女性流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量、收入水平、工作時(shí)間、就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障進(jìn)行回歸分析（見表3）。表3 中模型6 至模型8、模型11 至模型13 的F統(tǒng)計(jì)量都在1%水平顯著；模型9、模型10、模型14、模型15 的Wald卡方值都在1%水平顯著?？梢姡琌LS 模型和Probit模型擬合程度較好，模型設(shè)定較為合理。因此，得到以下推論：

表3 受教育程度對(duì)不同性別流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量影響的估計(jì)結(jié)果

1.受教育程度對(duì)男性就業(yè)質(zhì)量的影響力大于女性

首先，依據(jù)模型6 和模型11，受教育程度對(duì)男性流動(dòng)人口和女性流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量都有正向提高的作用。在模型6 和模型11 中，受教育程度的系數(shù)分別為2.59 和2.12 且在1%的水平上呈現(xiàn)顯著正向影響，這表明在保持其他條件不變的前提下，受教育程度每增加一個(gè)單位，男性流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量將增加2.59，而女性的就業(yè)質(zhì)量將增加2.12。相較于表2 中模型1 求得的全樣本流動(dòng)人口受教育程度的系數(shù)（2.38），受教育程度每增加一個(gè)單位，男性流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量上升的程度比全樣本流動(dòng)人口高0.21，而女性流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量上升的程度比全樣本流動(dòng)人口低0.26。

其次，教育對(duì)男性流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量影響更大。男性流動(dòng)人口和女性流動(dòng)人口的受教育程度系數(shù)分別為2.59 和2.12，說明受教育程度每增加一個(gè)單位，男性流動(dòng)人口比女性流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量多增加0.47，即受教育程度對(duì)男性流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的影響大于對(duì)女性的影響?；谏砬闆r，相較于大部分女性要經(jīng)歷妊娠、哺乳、育兒等人生階段，男性從業(yè)者更容易從事連續(xù)性的工作，進(jìn)而進(jìn)入經(jīng)營狀況良好的工作單位，獲得更好的工作待遇；同時(shí)，出于大部分工作對(duì)勞動(dòng)力體力的要求，男性在建筑業(yè)、水電暖供應(yīng)、采掘業(yè)等勞動(dòng)強(qiáng)度相對(duì)較高的行業(yè)會(huì)獲得較高的補(bǔ)償性工資以及其他福利待遇。［30］因此，當(dāng)受教育程度增加相同的程度時(shí)，即人力資本增加相同程度時(shí)，男性流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量增量要高于女性流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的增量。

2.受教育程度對(duì)男性和女性流動(dòng)人口的收入、工作時(shí)間、就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障的影響存在差異

通過比較模型7 和模型12，雖然受教育程度對(duì)男性和女性流動(dòng)人口的收入都有明顯的提升作用，但對(duì)男性流動(dòng)人口的提升影響更為顯著。受教育程度每上升一個(gè)單位，男性流動(dòng)人口收入上升的程度比女性流動(dòng)人口高262.16，可見我國男性流動(dòng)人口的教育回報(bào)率要高于女性。受教育程度每增加一個(gè)單位，男性和女性流動(dòng)人口的工作時(shí)間分別減少3.5和4.0，即其他條件不變的情況下，學(xué)歷每提升一個(gè)等級(jí)，女性流動(dòng)人口工作時(shí)間會(huì)比男性多減少0.5小時(shí)，學(xué)歷的提升對(duì)于減少女性流動(dòng)人口的工作時(shí)間影響更為顯著。而受教育程度對(duì)男性和女性流動(dòng)人口就業(yè)穩(wěn)定性的影響差異不大，在其他條件不變的情況下，受教育程度增加，男性簽訂固定或長期勞動(dòng)合同的概率高于女性。受教育程度的提升對(duì)女性獲得社會(huì)保障可能性的影響更明顯，當(dāng)學(xué)歷提升，女性流動(dòng)人口獲得社會(huì)保障的概率比男性大。

五、結(jié)論與展望

本文使用2017 年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查（CMDS）數(shù)據(jù)，結(jié)合OLS 回歸和Probit 回歸實(shí)證分析了受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量及其四個(gè)組成維度的作用以及受教育程度對(duì)流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量影響的性別差異，得出以下結(jié)論：第一，教育能夠顯著提升流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量。在控制其他因素不變的前提下，受教育程度的提高將會(huì)使就業(yè)質(zhì)量上升，收入水平提高，工作時(shí)間減少，就業(yè)穩(wěn)定性增加以及社會(huì)保障參保率提高。第二，除教育因素外，流動(dòng)人口的個(gè)體特征、家庭特征和社會(huì)特征也會(huì)對(duì)就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生不同影響，具體表現(xiàn)為黨員流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量高于非黨員流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量，健康狀況好的高于健康狀況差的，已婚的高于未婚的，獨(dú)自流動(dòng)的高于非獨(dú)自流動(dòng)的，跨省流動(dòng)的高于跨市和跨縣流動(dòng)的。第三，受教育程度的提高對(duì)不同性別流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量既有提高作用，但也存在性別差異。教育對(duì)男性流動(dòng)人口就業(yè)質(zhì)量的提高作用大于女性，對(duì)男性流動(dòng)人口收入的提升力更強(qiáng)，對(duì)男性就業(yè)穩(wěn)定性的影響力更大；而相較于男性流動(dòng)人口，受教育程度的提高對(duì)女性流動(dòng)人口工作時(shí)間的減少作用更為顯著，對(duì)提升女性流動(dòng)人口獲得社會(huì)保障的可能性影響更大。

現(xiàn)階段，我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)處于相對(duì)穩(wěn)定的發(fā)展時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長模式正經(jīng)歷從高速發(fā)展到高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵階段。在這個(gè)時(shí)期，我國需要高素質(zhì)、高水平、高質(zhì)量的勞動(dòng)者共同建設(shè)創(chuàng)新型國家。因而，針對(duì)流動(dòng)人口這一龐大的勞動(dòng)力群體，國家也應(yīng)該通過制定相關(guān)政策以及市場機(jī)制惠及廣大勞動(dòng)者，一方面有利于規(guī)范市場的競爭環(huán)境，［35］另一方面有助于提高流動(dòng)人口的工作環(huán)境，讓勞動(dòng)者的能力得到最大的發(fā)揮，權(quán)益得到最大的保護(hù)。因此，本文的分析結(jié)果對(duì)流動(dòng)人口教育和就業(yè)有著重要的政策啟示：首先，重視對(duì)農(nóng)村地區(qū)的教育資源投入。學(xué)歷是勞動(dòng)者人力資本的重要標(biāo)識(shí)，受教育程度的高低不僅影響流動(dòng)人口的知識(shí)和能力，還影響了流動(dòng)人口的社會(huì)地位和社會(huì)融合?？梢詫?duì)農(nóng)村和貧困地區(qū)的義務(wù)教育投入更多財(cái)政支持，保障九年義務(wù)教育的施行，避免貧困家庭子女輟學(xué)外出務(wù)工的現(xiàn)象發(fā)生。還可以設(shè)置專門的幫扶基金，對(duì)確實(shí)有困難的家庭進(jìn)行生活上的幫助。同時(shí)加大落后地區(qū)的宣傳力度，引起農(nóng)民工對(duì)教育的重視；其次，增加對(duì)落后地區(qū)女性的教育投資。即使我國重男輕女的現(xiàn)象有了一定程度的改善，但在貧困地區(qū)，一些家庭仍選擇將教育資源留給男性，導(dǎo)致女性接受教育的機(jī)會(huì)減少。因此，可以建立專門的女子學(xué)校，發(fā)放針對(duì)女性上學(xué)的生活補(bǔ)貼，提高女性的學(xué)歷，進(jìn)而獲得更多的就業(yè)機(jī)會(huì)；最后，保障女性流動(dòng)人口的勞動(dòng)權(quán)益。即使受教育程度的增量相同，女性流動(dòng)人口的就業(yè)質(zhì)量、收入和就業(yè)穩(wěn)定性的優(yōu)勢都弱于男性，女性流動(dòng)人口在工作中遭受性別歧視的現(xiàn)象仍很嚴(yán)重。因此，通過制定女性勞動(dòng)者權(quán)益保護(hù)政策，向用人單位施加壓力，改善勞動(dòng)力市場環(huán)境，進(jìn)而提高女性勞動(dòng)者的地位，消除女性在聘用、升職、收入、福利待遇等方面遭受的性別歧視。