初始就业状态、工作转换与农民工就业质量变动

明　娟，王明亮

(广东工业大学 经济与贸易学院，广州 510520)



初始就业状态、工作转换与农民工就业质量变动

明娟，王明亮

(广东工业大学 经济与贸易学院，广州 510520)

摘要：有研究认为，工作转换是农民工群体为了提高其就业质量(工资水平)进行的主动选择，而现实中工作转换是否能够有效提升农民工就业质量有待深入考察。利用RUMIC2008—2010面板数据，在区分受雇就业和自营就业的基础上，进一步控制工作转换前的就业状态，考察工作转换对农民工就业质量变动的影响，分析表明：工作转换对农民工就业质量变动的影响与其转换前的就业状态有关，转换前就业质量越高，转换后就业质量提升空间越有限，工作转换对原本处于低质量就业状态的农民工的就业质量有更大的提升作用；参加养老了保险以及有固定或长期劳动合同的受雇就业者在工作转换中处于不利地位，相对于未转换者，工作转换反而使其就业质量变差。

关键词：就业质量；就业状态；工作转换；受雇就业；自营就业；就业收入；养老保险；劳动合同；工作时间

一、引言

20世纪90年代以来，我国大量的农村劳动力进入城市，填补了制造业、建筑业、餐饮服务业等劳动密集型产业的岗位空缺，成为支撑我国工业化、城镇化发展的重要力量。十八届五中全会明确提出，要全民共享经济发展的成果。保障农民工就业稳定和就业质量明显改善，既是农民工分享经济发展成果的体现，同时也有利于提高农业转移人口在城市的生存和发展能力，促进其市民化。然而，目前农民工在城市劳动力市场上仍处于弱势地位，就业质量偏低，突出表现为：就业集中在劳动密集型行业，发展空间狭小，而且普遍存在工资偏低、劳动安全条件差、工作时间长和用工管理不规范等诸多问题(《中国农民工战略问题研究》课题组，2009；高文书，2006)。同时，农民工外出就业流动频繁(白南生 等，2008)，其流动性明显高于城市劳动者，甚至比发达的市场经济国家的流动率高出数倍(Knight et al，2004；田明，2013)，而且可能出现了“短工化”趋势。频繁转换工作已经成为农民工市场的普遍现象和重要特征(白南生 等，2008；高颖，2008；黄乾，2010)，部分研究将其解读为农民工群体为了提高其工资水平进行的主动选择(蔡昉 等，2005；刘林平 等，2006)，同时也是争取和维护自身权益的具体行动，即“用脚投票”(简新华 等，2005；梁雄军 等，2007)。而工作转换究竟能否提升农民工就业质量？有关理论和实证研究对此有不同见解和结论。

在理论上，“转换者—停留者模型”认为低生产率的工人倾向于经历持续的流动，而且这种流动倾向特征不会随时间推移而消失，所以最终导致工作转换反而对收入产生负效应(Blumen et al，1955)。“人力资本投资理论”则强调了人力资本的可迁移性，通用性人力资本投资可在不同工作之间进行转移，专用人力资本则具有不可转移性，最终工作转换对工资的影响取决于这两个效应的冲减程度(Becker，1962)。“工作搜寻模型”强调了在职搜寻在工作转换中的重要性，自愿流动者更可能在流动前进行在职工作搜寻从而获得更高的收入，而非自愿流动遭受工资损失的可能性更大(Longhi et al，2013)。“工作匹配模型”则强调工作转换提供了一个劳动力市场资源有效配置的机制，工人只有经历一系列的工作匹配、离职和新工作匹配后，才能找到与其能力相匹配的最大化生产率的工作，因此，工作转换对生命周期的工资增长有重要贡献(Topel，1990)。“分割劳动力市场理论”则指出，制度分割的存在使得次要劳动力市场无法出清，难以实现长期均衡，最终导致处于次要劳动力市场上的就业者无法通过职业流动来提升就业质量(Davia，2010)。

目前国外文献关于工作转换对就业质量的影响的实证研究主要集中在工作转换与工资增长的关系上。Topel等(1992)认为工作转换在职业生涯工资增长中起重要决定作用，工作转换可以解释职业生涯早期工资增长的三分之一。Light (2005)的研究表明，与停留者相比，转换工作者与任期相关的生产率提高和工资增加因跳槽而中断，所以会经历较小的工资增长。不过，Maloney(2006)利用1999—2004年新西兰雇主-雇员匹配数据研究工作转换与工资增长的关系却发现，在控制年龄、首次就业特征后，工作转换者的收入增长要比未转换者低约0.3~0.5个百分点。同样，Hyslop 等(2009)采用1999—2008年新西兰雇员-雇主匹配调查数据分析工人工作转换与工资变化之间的关系发现，虽然工作变换者最初收入与停留者一样，但控制可观察差异后工作转换者年收入增长比停留者低1.3%。不过，这些研究假定工作转换对工资增长的影响与工人工资分布是不相关的。但由于劳动者进行工作转换的抉择取决于其工资水平(Burdett，1978；Devine et al，1991)，低工资工人工作转换的可能性更高(Groes et al，2014)，低收入的工人在职业生涯中更可能通过工作转换来提升其收入。因此，与高收入工人相比，低工资的工人选择相对较低的保留工资 (Van Den Berg，1992)以降低工作转换的成本，进而使其在短时期内获得满足个体偏好的职业生涯收入水平。如Pavlopoulos等(2007)利用来自1991—2004年英国和德国两个不同劳动力市场的面板数据，在控制初始工资分布后考察自愿性工作转换(Voluntary Job-to-Job Changes)对工资增长的影响，结果发现工作转换对工资变动的影响依赖于工资分布，仅低收入工人变换雇主具有工资增长效应。

关于农民工工作转换对其就业质量影响的研究，需要考虑一个问题，就是农民工工作转换前的就业状态，不过国内现有研究大部分采用追忆数据(截面数据)，无法获取农民工上一份工作的详细信息，所以研究大多停留在是否进行过工作转换或者工作转换次数对农民工工资增长的影响上(刘士杰，2011；马瑞等，2012)，仅有邢春冰(2008)和黄乾(2010)在探讨工作转换对农民工工资增长的影响时考虑了初始收入水平。邢春冰(2008)使用中国社会科学院2002年中国家庭收入调查数据(CHIP)，探讨了转换工作对收入增长的影响，通过控制初始收入水平消除样本的异质性影响后，发现转换工作对收入增长的平均影响为正，而且对低收入者的收入增长效应更大。黄乾(2010)利用2006年在上海、天津等7个大城市的农民工调查数据研究工作转换对城市农民工收入增长的影响，在控制转换工作前收入后分析表明：行业内转换对低收入农民工收入增长有显著的正向影响，但对高收入水平农民工的收入增长则有显著负效应，而行业间工作转换对全部样本的收入增长都有显著的负效应。

不过，这两项研究也存在一些不足，黄乾(2010)把工作转换定义为“刚进城时的工作与调查时点工作是否为同一工作”，可能会高估工作转换的收入效应。因为如果初始就业工作与调查时工作工资差距较大，可能更多的是由于受最低工资等劳动保护政策的影响，而不是转换工作带来的结果。而邢春冰(2008)的研究使用的截面数据并没有区分受雇就业和自营就业，可能会导致最终估计出现偏差；同时，其研究对象是城镇劳动力，并没有针对农民工进行具体分析。基于此，文章将在区分受雇就业和自营就业的基础上，控制农民工转换工作前的就业状态(转换前就业质量指数、收入水平、工作时间、养老保险参保情况以及劳动合同签订情况)，进一步讨论工作转换对我国农民工就业质量变动的影响。

二、研究方法与数据说明

1.就业质量的测量

对农民工就业质量的测量，借鉴Leschke等(2014)的研究，使用多维就业质量指数(Multi-dimensional Job Quality Index)来测量。首先对测量维度包含的指标进行标准化处理，标准化公式为:

考虑到受雇就业者与自营就业者的差异，自营就业者不考虑劳动合同情况，其就业质量指数采用如下公式：

2.实证估计模型

参考Pavlopoulos等(2007)和Hyslop等(2009)的思路，构建工作转换对就业质量影响的经验估计方程。而由于就业质量指数、收入、工作时间等因变量为连续变量，可采用含有个体异质性的线性模型来估计：

yit-yitt-1=ρturnoverit+yitt-1+yitt-1×turnoverit+

witγ+ziδ+gtθ+ci+uit

t=1,…,T

其中，yit为个体i在t期的结果变量，yit-1为个体i在t-1期的结果变量，如就业质量指数、月工资收入、周工作时间等；不可观测的个体异质性使用ci来表示，uit为时变误差项(Idiosyncratic Errors)；turnoverit为本研究主要关注的解释变量工作转换，为虚拟二值变量，出现工作变换为1，没有发生工作转换则为0；wit为时变变量(年龄、外出时间等)，gt为时间虚拟变量，zi为非时变变量(性别、受教育程度等)。

对于养老保险和劳动合同的变动，大致有三种情况：情况变好、情况不变、情况变差，分别赋值为3、2、1，进而构成序列选择模型，使用Order Logit 模型来进行估计：

witγ + ziδ + gtθ + ci+ uit

yi为个体i养老保险或者劳动合同变动情况。其他变量的定义同前。

3.数据来源与说明

本研究数据均来自中国城乡劳动力流动调查(Rural Urban Migration in China，下文简称RUMIC)的外来务工人员调查问卷。该调查是包含多个年份的追踪调查，每轮调查在年初进行；调查问卷由北京师范大学、澳大利亚国立大学等中外学者共同设计；样本抽取以及入户访谈都由国家统计局系统协助完成，共包括三个子样本：农村住户样本、城镇住户样本和外来务工人员样本；抽样调查在劳动力流入和流出数量最大的典型城市进行，包括广州、东莞、深圳、郑州、洛阳、合肥、蚌埠、重庆、上海、南京、无锡、杭州、宁波、武汉、成都15个城市。

探讨农民工就业质量，首先要对研究变量进行定义。一是对于农民工的定义。本研究将农民工定义为16~64岁目前正从事工资性工作或者自我经营的农村户籍人口，并将其分为两类：受雇就业(或工资性就业)和自营就业(或自雇就业)*样本中务农、失业的比例较低(不足1%)，而家庭帮工大多不领取工资，所以把三者全部删掉，仅考虑就业样本，即本研究只分析受雇就业和自营就业两种就业类型农民工。。由于外来务工人员追踪调查比较困难，2008年初次调查后，在2009年和2010年调查时均使用了新住户问卷和老住户问卷来区别填写，住户的跟踪存在一定的遗失率，数据为非平衡面板。二是对于工作转换的定义。国外文献通常采用“两个连续调查期内是否从事同一份工作”来衡量(Pérez et al，2005)，主要强调调查时点之间是否进行了工作转换。而本文主要使用面板数据来探讨工作转换的影响，调查问卷设计了“您哪年开始从事当前这份主要工作的”和“您外出经商以来的第一份工作是不是您现在的工作”两个选项。结合Pérez et al(2005)的定义，把工作转换定义为到调查期当年变换过工作，具体设定为：调查年份为t年，如果被调查者开始从事当前这份工作的时间大于或等于t或者外出经商以来的第一份工作不是现在的工作，那么就定义为进行了工作转换，否则界定为未进行工作转换。与国内的定义相比，我们的定义更加强调最近一次转换工作经历，或者说我们更加强调最近一次转换工作前的工作状态与当前的差异性。

由于面板为非平衡面板，为了保证差分后的回归效果，仅保留了三年都能追到的样本，并删除主要解释变量有缺失值的样本，获得单年追踪样本1 248个；进一步对因变量进行差分处理，最后获得受雇就业样本1 363个、自营就业样本978个。

表1给出了主要解释变量的描述性统计，从中可以看出样本概况。受雇就业者以年轻已婚男性为主，就业者平均受教育年限略高于义务教育年限(9.5年)，外出就业时间平均达到10年，说明能够三年观测到的样本受教育程度较高且在外工作时间较长；自营就业者的平均年龄和外出就业时间都略高于受雇就业者，不过其受教育年限和培训经历则比受雇就业者低；受雇就业者就业重点领域为服务业，半数以上在中小规模企业就业；而自营就业也以服务业为主，绝大多数自营活动规模不超过50人。

表1　主要解释变量描述性统计

表2给出了主要因变量的分布情况及均值检验。对于受雇就业者，转换工作者就业质量变动为负，而未转换工作者就业质量变动为正，工作转换对受雇就业者就业质量提升有负面影响。从收入来看，工作转换者和未转换者月收入水平都在增加，转换工作者月收入增加要高于未转换工作者，但两者的差异并不显著。从养老保险来看，转换工作者的养老保险有变差的趋势，而未转换工作者养老保险有转好的趋势，但两者的差异并不显著。从劳动合同来看，转换工作者的劳动合同有变差的趋势，而未转换工作者的劳动合同有变好的趋势，两者的差异显著，说明就业转换对劳动合同变动产生了显著负面冲击。从工作时间来看，转换工作者和未转换工作者的工作时间都在减少，转换工作者工作时间的减少幅度要高于未转换工作者，但差异并不显著。

对于自营就业者而言，转换工作者就业质量有提高趋势，而未转换工作者就业质量下降，不过两者的差异并不显著。从收入来看，转换工作者和未转换工作者收入都有增长趋势，转换工作者的收入增长要高于未转换工作者，不过两者的差异并不显著。从养老保险来看，转换工作者养老保险有明显变好的趋势，且显著好于未转换工作者。从工作时间来看，转换工作者和未转换工作者的工作时间都有增加的趋势，转换工作者的工作时间增加略高于未转换工作者，但两者的差异也不显著。

由此可以看出，工作转换对于受雇者和自营就业者的就业质量变动及其分指标的影响并不明确，更严谨的分析需要借助于计量分析来完成。

表2　工作转换与就业质量变动均值检验：总指数与指标分解

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平下显著。下表同。

三、估计结果与分析

实证估计步骤为：首先估计工作转换对就业质量指数的影响，然后分别估计各分指标的影响；同时，针对受雇就业和自营就业的差异，对两者分别进行估计。由于面板回归中使用的部分关键变量(如受教育程度、性别、就业地区等)是非时变变量，而固定效应回归时非时变变量将被忽略，加之只是短面板，采用随机效应进行估计效果更好；进一步通过Hausman检验也表明选择随机效应模型比固定效应模型更好。因此本研究采用随机效应模型进行实证估计分析。其中，对养老保险和劳动合同变动的估计，考虑到短面板Panel Order Logit的平行假定很难保证，控制了年份差异，采用截面估计方法进行。

1.工作转换与就业质量变动：总指数

工作转换对就业质量总指数变动的影响，对受雇就业者和自营就业者均使用三个模型来估计：模型①为基准模型，除主要关注变量工作转换外，控制了个体特征(年龄、性别、婚姻、受教育程度、培训经历和外出时间)、就业特征(就业行业、就业单位规模、就业地区)和年度虚拟变量；模型②在基准模型的基础上，还控制了转换前就业质量(就业质量t-1)，以考察初始就业质量的差异及影响；模型③在模型②的基础上再加入了转换前就业质量与工作转换的交互项，以进一步考察初始就业质量与工作转换的交叉影响。

表3　工作转换与就业质量变动：总指数

注：行业以其他行业为参照组，地区以中西部地区为参照组，企业规模以100人以上企业为参照组。下表同。

从模型的整体检验来看，受雇就业者估计模型①、模型②和模型③均通过了整体系数显著性检验(Wald test)，不过模型①并没有通过LM检验；而从拟合优度来看，依次加入转换前就业质量和转换前就业质量与工作转换交互的模型②和模型③的解释力度更强。同样，对于自营就业者，模型③整体上优于模型②和模型①。因此，最终选择模型③的估计结果来解释工作转换对就业质量变动的影响。

从工作转换对受雇就业者就业质量的影响看，工作转换者初始就业质量越高，其就业质量增幅反而越低；进一步计算得到，工作转换对就业质量产生不同影响的初始就业质量指数分界点为17.12，大概处于就业质量的25分位上。也就是说，如果农民工的就业质量在25分位以上，工作转换就对农民工就业质量增长会产生负效应；如果在25分位及以下，工作转换对其就业质量增长有正效应。

从工作转换对自营就业者就业质量的影响看，工作转换对就业质量增长的平均影响为正，不过，工作转换者转换前就业质量越高，就业质量提高越低。计算初始就业质量指数分界点为30.44，处于就业质量的80分位上。也就是说，对于自营就业者来讲，如果就业质量处在80分位以上，工作转换对就业质量增长会产生负效应；如果就业质量处在80分位以下，则工作转换对就业质量增长具有正效应。

从两者的比较来看，工作变换对于就业质量增长同样产生正效应，而且转换前就业质量低的人群工作转换更有利于其就业质量增长。不过，受雇就业者和自雇就业者在分界点上存在较大差距，仅有就业质量处于25%以下分位的受雇农民工能够通过工作转换实现其就业质量增长；而对于自营就业者来说，这个比例达到80%。也就是说，工作转换对于大部分受雇就业者就业质量增长具有负效应，而对大部分自营者就业质量增长有积极影响。这也进一步显示，农民工中的受雇就业者大部分处于次要劳动力市场，工作转换对其就业质量的提升作用十分有限，仅仅是就业质量低、处于就业底层者进行工作转换才能明显地提升其就业质量。

2.工作转换与就业质量变动：分指标比较

进一步将就业质量采用分指标来表示，估计步骤与对就业质量总指数的估计相同，同样使用三个模型进行估计。表4、表5、表6和表7分别给出了工作转换对收入、养老保险、工作时间和劳动合同影响的估计结果，从模型的整体检验来看，模型③整体上优于模型②和模型①，最终选择模型③来解释农民工工作转换对就业质量变动的影。

(1)工作转换对收入变化的影响：对于受雇就业者，工作转换的系数为正，而工作转换与转换前收入交互项的系数为负，进一步计算临界值为960.91(67.7441/0.0705，大概位于转换前收入10分位上)，与邢春冰(2008)的研究结果近似，对于初始收入低的样本(10分位以下)，转换工作对其收入增长有一定的促进作用，不过这个效应并不显著。而对于自营就业者，在控制初始收入及初始收入与工作转换的交互项后，估计结果显示工作转换系数为负，而工作转换与初始收入的交互项为正，进一步计算临界值为1168.44(70.223/0.0601，大概位于转换前收入约30分位)，说明工作转换对高收入者有正效应，收入在30分位以上者，工作转换对其收入增长有积极效应，不过也不显著。

(2)工作转换对养老保险变化的影响：对于受雇就业者，工作转换对其养老保险变动有显著正效应，即转换工作者养老保险转好的概率要远高于未转换者；而转换前养老保险与工作转换的交互项显著为负，说明有养老保险的受雇就业者进行工作转换，会对其养老保险参保情况产生显著的负向冲击。而对于自营就业者，工作转换对养老保险参保率的增长有正向影响，但并不显著。

(3)工作转换对工作时间变动的影响：对于受雇就业者，工作转换的系数显著为正，而工作转换与转换前工作时间交互项的系数显著为负，进一步估算临界值为59.6(大约处于工作时间分布的60分位)，也就是说工作时间低于60分位者，如果进行工作转换可能会增加其工作时间；而工作时间高于60分位者，工作转换将会导致其工作时间减少。对于自营就业者，工作转换系数为正，工作转换与转换前工作时间的交互项系数也为正，但这两个效应都不显著。

(4)工作转换对劳动合同变化的影响。由于自营就业者不涉及劳动合同问题，仅对受雇就业者劳动合同进行了估计。在控制了转换前劳动合同和转换前劳动合同与工作转换的交互影响后，工作转换对劳动合同的变动产生显著负影响，而且拥有固定或者长期劳动合同的受雇农民工进行工作转换会对其劳动合同变动产生更显著的负效应。这说明，有固定或者长期劳动合同的农民工在工作转换中处于不利地位，工作转换在使其失去原有固定或者长期劳动合同的同时，往往并不一定能获得一份等同的劳动合同，相对于未转换者，工作转换反而使其劳动合同情况变差，这不利于农民工就业质量的提升。

表4　工作转换与就业质量变动：收入

表5　工作转换与就业质量变动：养老保险

表6　工作转换与就业质量变动：工作时间

表7　工作转换与就业质量变动：劳动合同

四、结论与启示

本文利用RUMIC2008—2010面板数据，在区分受雇就业和自营就业的基础上，进一步控制工作转换前的就业状态，考察了工作转换对农民工就业质量变动的影响，估计结果显示：农民工工作转换对就业质量变动的影响受制于其转换前的就业状态，转换前就业质量越高，就业质量提升空间越有限，工作转换对本来低质量就业的农民工的就业质量有更大的提升作用。具体来讲，对受雇就业者而言，就业质量处于25分位及以下者，转换工作对其就业质量提高的影响为正；而对就业质量处于25分位以上者，转换工作对其者就业质量提高具有消极影响。对自营就业者而言，转换前就业质量处于80分位以上者，工作转换对其就业质量提高具有负效应；而对转换前就业质量处于80分位以下者，则表现为积极影响。从分指标来看，工作转换对受雇者收入增长的平均影响为正，对自营者收入增长的平均影响为负，但均不显著；有养老保险的受雇就业者进行工作转换对其养老保险参保率产生显著的负面冲击，工作转换不利于受雇就业者养老保险的存续，不过对于自营就业者的负效应并不显著；转换前工作时间较长的农民工转换工作后，其工作时间有减少趋势；而有固定或者长期劳动合同的受雇就业者在工作转换中处于不利地位，相对于未转换者，工作转换反而使其劳动合同情况变差。

综上所述，虽然工作转换对于底层农民工的就业质量提升有一定的促进作用，但总体而言，农民工在城市就业的再次流动对其就业质量提升作用有限；农民工的工作转换行为并不是盲目的，大部分工作转换者都期待获得更好的就业待遇，但结果却往往不能达到其期望。这一结论有较强的政策含义，要求我们在关注农民工就业质量时，一定要关注如何通过有效的制度设计实现农民工稳定就业、适度流动；要从根本上消除劳动力市场的制度壁垒，提升农民工人力资本回报，加速农民工融入务工地社会经济中，进而实现农民工由循环流动向持久性迁移转变，有序推进农业转移人口市民化。

本文研究仍存在两个局限性：一是受制于所得数据，对工作转换影响效应的探讨集中在短期效应。实证研究是基于RUMIC2008-2010数据进行估计，但毕竟三年的时间还是太短，只能看做是工作转换对就业质量的短期效应，缺乏对工作转换长期效应的考察；而转换工作的成本是即时发生的，转换工作的收益却需要更长的时间体现，这需要后期使用更长的面板数据进一步追踪考察。二是农民工的工作转换行为并不是随机的，因此工作转换本身可能具有一定的内生性。解决内生性问题最好的办法是找到合适的工具变量来处理，参考国外部分文献，我们尝试使用“共同外出子女数量”“夫妻是否共同外出”以及“过去一年中是否有遭遇家庭外生冲击如亲人病故”等变量作为工具变量解决内生性问题，但处理的效果不好，也没有通过检验，后期研究需要从经济系统外搜寻更好的工具变量来解决。这些不足，有待中国城乡劳动力流动调查(RUMIC)进行多期追踪调查并补充完善后再做进一步探讨。

参考文献：

白南生，李靖.2008.农民工就业流动性研究[J].管理世界(7)：70-76.

蔡昉，都阳，王美艳.2005.中国劳动力市场转型与发育[M].北京：商务印书馆.

高文书.2006.进城农民工就业状况及收入影响因素分析——以北京、石家庄、沈阳、无锡和东莞为例[J].中国农村经济(1)：28-34.

高颖.2008.农村富余劳动力的供需变动及分析[J].人口研究(5)：83-90.

黄乾.2010.工作转换对城市农民工收入增长的影响[J].中国农村经济(9)：28-37.

简新华，张建伟.2005.从“民工潮”到“民工荒”——农村剩余劳动力有效转移的制度分析[J].人口研究(2)：49-55.

梁雄军，林云，邵丹萍.2007.农村劳动力二次流动的特点、问题与对策——对浙、闽、津三地外来务工者的调查[J].中国社会科学(3)：13-28.

刘林平，万向东，张永宏.2006.制度短缺与劳工短缺——“民工荒”问题研究[J].中国工业经济(8)：45-52.

刘士杰.2011.人力资本、职业搜寻渠道、职业流动对农民工工资的影响——基于分位数回归和OLS回归的实证分析[J].人口学刊(5)：16-24.

马瑞，仇焕广，吴伟光，徐志刚.2012.农村进城就业人员的职业流动与收入变化[J].经济社会体制比较(6)：36-46.

田明.2013.进城农民工的高流动性及其解释[J].清华大学学报(哲学社会科学版)，28(5)：69-80.

邢春冰.2008.换工作对收入水平和收入增长的影响[J].南方经济(11)：70-80.

《中国农民工战略问题研究》课题组.2009.中国农民工现状及其发展趋势总报告[J].改革(2)：5-27.

BECKER G S. 1962. Investment in Human Capital： A Theoretical Analysis [J].Journal of Political Economy，70(5)：9-49.

BLUMEN I，KOGAN M，MCCARTHY P J. 1955. The Industrial Mobility of Labor as A Probability Process [M]. Cornell Studies of Industrial and Labor Relations，6，Ithaca，NY：Cornell University Press.

BURDETT K. 1978. A Theory of Employee Job Search and Quit Rates [J].American Economic Review，68(1)：212-220.

DAVIA M A. 2010. Job Mobility and Wage Growth at the Beginning of the Professional Career in Spain[J]. Revista de Economia Aplicada，18(1)：5-34.

DEVINE T J. 1991. Kiefer N M. Empirical Labor Economics：The Search Approach [M]. Oxford University Press.

EUROFOUND. 2012. Trends in job quality in Europe，Publications Office of the European Union[R]. Luxembourg.

EUROPEAN COMMISSION. 2008. Employment in Europe [R/OL]. http：//ec. europa. eu /social /main. jsp? catId = 89&langId = en&newsId = 415&furtherNews = yes.

GROES F，KIRCHER P，MANOVSKII I. 2014. The U-shapes of Occupational Mobility [J]. The Review of Economic Studies， doi： 10.1093/restud/rdu037.

HYSLOP D，MARé D C. 2009. Job Mobility，and Wage Dynamics [R/OL]. Statistics New Zealand LEED research paper，Available at SSRN：http://ssrn.com/abstract=1532456 or http：//dx.doi.org/10.2139/ssrn.1532456.

KNIGHT J，YUEH L. 2004. Job Mobility of Residents and Migrants in Urban China[J]. Journal of Comparative Economics， 32(4)：637-660.

LESCHKE J，WATT A. 2014. Challenges in Constructing a Multi-dimensional European Job Quality Index [J]. Social Indicators Research，118(1)：1-31.

LIGHT A L. 2005. Job Mobility and Wage Growth：Evidence from the NLSY79 [J]. Monthly Labor Review，128：33-39.

LONGHI S，TAYLOR M. 2013. Occupational Change and Mobility among Employed and Unemployed Job Seekers [J]. Scottish Journal of Political Economy，60(1)：71-100.

MALONEY T. 2006.An Analysis of Job Mobility and Earnings in New Zealand[R]. Labour，Employment and Work Conference.

PAVLOPOULOS D，FOUARGE D，MUFFELS R，et al. 2007. Job Mobility and Wage Mobility of High-and Low-paid Workers [J]. Schmollers Jahrbuch，127(1)：47-58.

PéREZ J I G， SANZ Y R. 2005. Wage Changes through Job Mobility in Europe：A Multinomial Endogenous Switching Approach [J]. Labour Economics，12(4)：531-555.

TOPEL R. 1990. Specific Capital and Unemployment：Measuring the Costs and Consequences of Job Loss[C]. Carnegie-Rochester Conference Series on Public Policy. North-Holland，33：181-214.

TOPEL R A，WARD M P. 1992. Job Mobility and the Careers of Young Men [J].The Quarterly Journal of Economics，107(2)：439-479.

VAN DEN BERG G. 1992. A Structural Dynamic Analysis of Job Turnover and The Costs Associated with Moving to Another Job [J]. Economic Journal，102(414)：1116-1133.

CLC number：F241.4Document code：AArticle ID：1674-8131(2016)02-0001-13

(编辑：夏冬)

The Impact of Initial Employment Status and Turnover on the Changes of Employment Quality of Migrant Workers

MING Juan, WANG Ming-liang

(School of Economics and Commerce, Guangdong University of Technology, Guangzhou 510520, China)

Abstract:Some researches believe that working position turnover may be the active choice of migrant workers to improve their wage, in practice, however, it needs deep studies on whether the working position turnover can improve the employment quality of migrant workers. Using the RUMIC2008-2010 panel data on the basis of distinction between wage-employment and self-employment, we establish an empirical equation to control the initial employment status to investigate the influence of turnover on the quality of employment of migrant workers, the analysis results show that the effect of turnover on the changes of employment quality of migrant workers depends on the pre-employment status, that the higher the quality of the pre-employment was, the more limited space the current employment quality improved, and that the turnover has greater promotion role in employment quality for the migrant workers who stayed in lower employment status. Migrant worker who has attended pension insurance or has a fixed or long-term labor contracts will encounter a deteriorated situation, by comparing with non-turnover migrant workers, the turnover make his employment quality adverse.

Key words:employment quality; employment status; turnover; hired employment; self-employment; employment income; pension insurance; labor contract; working time

中图分类号：F241.4

文献标志码：A

文章编号：1674-8131(2016)02-0001-13

作者简介：明娟(1980—)，女，湖北黄石人；广东工业大学“青年百人计划”特聘副教授，经济学博士，在广东工业大学经济与贸易学院任教，主要从事劳动力流动与就业研究。

基金项目：国家社会科学基金重点项目(13AZD005)；广东省教育厅特色创新项目(2014GXJK011)；广东省教育厅青年创新人才类项目(2014WQNCX009)；广东省自然科学基金资助项目(2015A030313496)

收稿日期：2015-11-04；修回日期：2015-12-29

DOI：10.3969/j.issn.1674-8131.2016.02.001

王明亮(1969—)，男，浙江江山人；教授，硕士，在广东工业大学经济与贸易学院任教，主要从事劳动关系研究。