家庭禀赋如何影响就业？——对失地农民的考察

马继迁，郑宇清

（常州大学史良法学院，江苏常州213164）

家庭禀赋如何影响就业？
——对失地农民的考察

马继迁，郑宇清

（常州大学史良法学院，江苏常州213164）

文章利用中国家庭动态跟踪调查（CFPS）数据，分析了失地农民的家庭禀赋对其就业机会与就业质量的影响。就业机会方面，家庭社会资本、家庭文化资本、家庭经济资本都有助于失地农民就业。家庭社会资本主要对自雇就业起显著积极的作用，家庭文化资本主要对受雇就业产生积极推动作用，家庭经济资本对促进失地农民自雇就业或受雇就业，都具有显著正向的影响，对自雇就业的影响更大。就业质量方面，对于受雇失地农民而言，家庭社会资本的积极功效集中于职业发展上，家庭文化资本的正向功效主要表现在工作稳定性方面，家庭经济资本对就业质量的四个方面（工资收入、工作稳定性、职业发展、工作满意度）都有正向影响。

失地农民；家庭禀赋；就业机会；就业质量

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.10.018

一、引言

失地农民是20世纪90年代以来，随着我国城市化速度加快、城郊土地被大量征用而出现的一个特殊群体，其规模十分庞大。有学者按城市化率来推算失地农民的数量，认为中国城市化率达到50%时，将有7800万失地农民［1］。按照这个推测，粗略地看，目前失地农民在8000万以上。（2011年末城市化率达到51.27%）另据国土资源部预测，2020年我国失地农民总数将超过1亿［2］。土地被征用，意味着整个生产方式和生活方式的改变，这对失地农民来说，是很痛苦的事。城市劳动力市场上，原本娴熟的农业生产技术就失去了用武之地，自由散漫的农业劳作方式也难以适应节奏快纪律严明的城市工作。在从务农职业向非农就业转变中，失地农民的再就业面临着艰难困境。失去土地后，能否顺利地实现非农就业？就业质量状况，如收入、工作稳定性、职业发展、工作满意度等怎么样？这些问题成为随之而来、需要持续考察的课题。

家庭是传统农村社会的基本构成单位，是农民的基本生活共同体。亲属关系是个人生活网络的核心部分，亲属之间互相依赖相互支持，形成一个稳定团结的生活共同体。对农民而言，家庭也是基本福利供给单位，承担着农业生产、经济扶持、生活保障、福利供给等多重功能，为个人的发展创造条件。

家庭禀赋是家庭成员及整个家庭共同享有的资源和能力，可分为家庭经济资本、家庭文化资本、家庭社会资本等多种形式。家庭禀赋由家庭成员共同利用，是个人发展能力的拓展。家庭的经济、文化、社会等方面的资源能够为个人的行动提供各种有用的支持，可以调用而引入到职业活动中去，从而影响人们的职业行动和职业效果。作为一种结构性因素，家庭禀赋对失地农民就业行为的影响十分重要。本文考察将家庭禀赋的两方面作用：首先，家庭禀赋如何影响失地农民的就业机会？进而，对失地农民就业质量会产生何种影响？

二、文献回顾

失地农民的家庭禀赋条件不同，就业情况也会有差异，国内外许多相关文献对此作了论证。国外学者的研究证明了家庭背景对个人就业地位具有重要影响。如，Russell W.Rumberger对白人和黑人男性的家庭背景与成年后经济地位的关系进行研究后发现，白人男性的家庭经济背景对其成年后的经济收入有着直接的影响［3］。George Psacharopoulos采用收益决定因素路径模型分析了家庭背景对收入的影响后发现，家庭背景与教育、个人能力等因素能解释个人收入的1/3［4］。国内学者从家庭社会资本、文化资本、经济资本等角度，研究了家庭禀赋对失地农民就业情况的影响。

总体上看家庭社会资本对失地农民的就业具有积极影响。宁光杰运用2008年的农村——城市移民调查数据（RUMIC），探讨了中国由农村流向城市的劳动力的就业状况。结果表明，社会网络对自我雇佣选择有较大的作用，拥有丰富的社会资本显著提高了自我雇佣的可能性，同时社会网络也有助于自我雇佣者和长期工的收入提高［5］。然而，陈浩对长三角失地农民的研究发现，家庭社会资本（直系亲属中有乡村或企业干部）构成长三角失地农民职业层次提升的必要而非充分条件，农民拥有社会资本只是具备追求高端就业的第一步，其成功性可能还取决于其他条件（人力资本等），但缺乏社会资本，却会显著扩大其从事低层次职业（如短期雇工）的概率［6］。

家庭文化资本方面的影响，较少被学者们所考察。李永友在浙江省宁波市的调查发现，家庭成员的学历对失地农民失地后的工作关系认同度有显著影响，学历越高，失地农民工作关系认同度相对也较高，但在河南省周口市却对失地农民工作关系认同度没有显著影响。家庭成员在相对好的部门工作，对其他家庭成员获取稳定和有保障工作关系的影响，在周口市显著而在宁波市不显著［7］。

家庭经济资本方面，家庭收入尤其是征地补偿款或拆迁补偿款的影响，对失地农民就业的影响比较明显。有研究发现，家庭收入是影响失地农民是否退出劳动力市场的重要因素。家庭人均纯收入越高则失地农民越少参与劳动力市场。2006年家庭人均纯收入每增加1%，失地农民退出劳动力市场的概率增加0.9%［8］。张晖发现，拆迁收入变量对失地农民再就业具有明显的抑制的作用，拆迁获得的补偿收入及租金收入越高，失地农民越不愿意被雇佣或者自主创业［9］。然而，另有学者得出了不同结论。如谢勇发现，征地补偿金数额的增加与生活补助费的获得，对失地农民从事本地非农就业、外出打工均没有产生显著影响，只是大大降低了他们从事农业工作的概率［10］。当然，较高的家庭生活水平对工作满意度会产生正向影响［11］。

总体上看，探讨家庭禀赋对失地农民就业状况（尤其是就业质量）影响效应的文献还相对较少，已有相关文献的分析还不够深入。基于全国性调查数据，探究家庭禀赋资源对失地农民就业情况的影响，具有很大的研究潜力。

三、研究假设

格兰诺维特认为，人不是脱离社会结构、社会关系原子式地进行决策和行动，而是“嵌入”于具体的、当下的社会结构、社会关系中做出符合自己主观目的的行为选择［12］。因此，家庭作为基本社会结构单位，家庭禀赋资源对个人具有重要制约作用，个人的社会行动受制于家庭的影响。

布劳—邓肯提出的地位获得模型，探讨了家庭背景因素对个人职业获得的影响。他们用父亲教育程度、父亲职业表示家庭背景因素，利用美国1962年实施的“一代内的职业变迁”数据分析后发现，父亲教育程度和父亲职业等先赋性因素对个人当前职业地位有重要影响，拥有更好家庭背景的个人，找工作时会获得更好的机会［13］。可以看出，邓肯—布劳模型主要偏重家庭经济社会地位，其中涉及家庭经济资本和家庭文化资本的影响。科尔曼认为，邓肯—布劳模型没有关注到社会资本维度，他强调家庭社会资本的作用，认为家庭社会资本是无形的，存在于人际关系网络之中［14］。

依照上述理论，我们认为，失地农民的家庭禀赋资源——家庭社会资本、家庭文化资本、家庭经济资本同时对失地农民的就业行为发挥重要作用。土地被征后，失地农民的就业呈现出失业、受雇就业、自雇就业三种形态［10］。失地农民的经济行动嵌入于家庭之中，其就业行动是家庭决策的结果，是一种家庭生计策略，目的是使家庭全体成员福利最大化［15］。

家庭社会资本是通过家庭的社会阶层地位和家庭成员的社会关系获得的资本，能够为失地农民提供更多的就业信息和工作机会，帮助他们减少搜寻工作的成本，获得雇佣工作。已有的一些研究也证实，社会网络对自雇就业选择有显著作用，丰富的社会资本大大提高了自我雇佣的可能［5］。根据布劳—邓肯的职业获得模型，父亲的教育程度首先对个人教育程度产生影响，进而影响到个人的职业获得。也就是说，家庭文化资本是以个人教育为中介变量，进而对个人职业获得产生影响的。由此而推，对失地农民来说，父母亲的文化程度越高，失地农民本人的教育水平也相对高些，因此获得工作的机率也大。家庭经济资本是家庭社会地位的一个重要表现。家庭经济条件好，便利了失地农民的创业，也有助于其找到工作。基于上述分析，提出假设1。

假设1，就业机会假设：家庭禀赋对失地农民的就业机会有一定影响。

假设1a：家庭社会资本越高，失地农民就业的可能性越大；

假设1b：家庭文化资本越高，失地农民就业的可能性越大；

假设1c：家庭经济资本越高的失地农民，越可能就业。

作为家庭成员及整个家庭共同享有的资源和能力，家庭禀赋丰富程度与家庭的社会地位紧密相关。家庭社会地位高，家庭资本丰富的失地农民，更可能运用社会网络、财力资源等干扰劳动力市场的运作，从而获得优势职业。家庭地位与职业地位互相建构，呈现出阶层关联的趋势。因此家庭禀赋丰裕，受雇工作后个人的收入也相对较高。于是可以提出假设2。

假设2，工资收入假设：家庭禀赋对受雇失地农民的工资收入具有一定影响。

假设2a：受雇失地农民的家庭社会资本越高，其工资收入也越高；

假设2b：家庭文化资本越高的失地农民，其受雇就业后的工资收入更高；

假设2c：家庭经济资本越高的失地农民，其受雇就业后的工资收入更高。

失地农民依赖家庭进行就业决策，其就业行为不仅是出自自身利益的考虑，更是考虑家庭整体收益最大化的结果。家庭所拥有的经济、社会、文化资源越多，失地农民所获得优质工作的机会越大，受雇就业后的工作越是稳定，失业的机率较低。因此，可以提出假设3。

假设3，工作稳定性假设：家庭禀赋对失地农民受雇就业后的工作稳定性产生影响。

假设3a：家庭社会资本越高的失地农民，受雇后的工作越稳定；

假设3b：家庭文化资本越高的失地农民，受雇后的工作越稳定；

假设3c：家庭经济资本越高的失地农民，受雇后的工作越稳定。

失地农民受雇工作后，自然会面临职业发展问题。家庭禀赋在很大程度上决定了失地农民的发展平台和空间，他们通过使用、转换和再生产这些家庭资源来增加他们的物质财富和职业发展的能力。因此，可以提出假设4。

假设4，职业发展假设：失地农民的家庭禀赋对其职业发展具有一定影响作用。

假设4a：失地农民的家庭社会资本越高，越容易晋升为管理干部；

假设4b：家庭文化资本越高的失地农民，晋升为管理干部的机率越大；

假设4c：家庭经济资本越高的失地农民，晋升为管理干部的机率越大。

家庭不仅可以为其成员提供物质上的支持，也可以带来情感上的支持。前文的论述表明，家庭禀赋资源有利于失地农民获得较高质量的工作。通过失地前后工作情况的比较，失地农民对当前受雇工作的整体满意度会比较高。

假设5，工作满意度假设：失地农民的家庭禀赋与其受雇就业后的工作满意度相关。

假设5a：家庭社会资本越高的失地农民，工作满意度越高；

假设5b：家庭文化资本越高的失地农民，工作满意度越高；

假设5c：家庭经济资本越高的失地农民，工作满意度越高。

四、数据、变量和方法

（一）数据来源

本研究使用的数据来自2010年中国家庭动态跟踪调查（CFPS）。中国家庭动态跟踪调查（CFPS）是一项全国性的综合社会跟踪调查项目，由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）负责实施。CFPS样本覆盖25个省/市/自治区（不含香港、澳门、台湾以及新疆维吾尔自治区、西藏自治区、青海省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区、海南省），代表了中国95%的人口，共发放样本19 986户，最终完成了14 960户家庭、33 600名成人、8 990名少儿的访问。样本中有被征地农民3 281人。本研究只关注那些年龄在18～59岁的失地农民样本，共3 083人。

（二）变量设计

1.因变量

因变量为就业机会、就业质量。就业机会意指是否通过受雇或自雇的形式实现了就业。就业质量是指整个就业过程中劳动者与生产资料结合并取得报酬或收入的具体状况之优劣程度的总和，它是反映就业机会可得性、工作稳定性、工作场所的尊严和安全、机会平等、收入、个人发展、劳资关系及工作满意度等内容的多维概念，可以通过多种指标综合评价［16］。从劳动者个体层面看，既包括客观的就业状况指标，也包括主观感受和心理状态等指标。本文将失地农民的就业质量操作化为工资收入、工作稳定性、职业发展、工作满意度等四个方面展开评价。

（1）就业机会。问卷中询问了被访者目前的工作情况，选项有三类：无工作、自己经营、在单位工作。在统计分析时，“无工作”赋值为0，“自己经营”（自雇）赋值为1，“在单位工作”（受雇）赋值为2，以“无工作”为参照组。不管“自己经营”还是“在单位工作”，都认为是获得就业机会。

（2）工资收入。问卷中询问了被访者“去年您平均每月工资有多少”，单位为“元”。数据分析发现，收入呈现偏态分布，因而在建立模型进行统计分析时，我们对之取自然对数，以便使其接近正态分布。在后文中，我们将对受雇失地农民的月均工资收入做对数回归模型。

（3）工作稳定性。受雇失地农民的工作稳定情况如何呢？问卷中的问题是“过去1年，您工作了几个月（有薪时间）”，该变量是个连续性变量，回答为0-12不等。为了更清晰有效地考察失地农民的工作稳定性，我们将该连续变量转化为一个二分类变量，“0～11个月”赋值为“0”，“12个月”赋值为“1”。若选项是1，表明失地农民在过去一年连续工作了12个月，没有失业，工作比较稳定；若选项是0，表明失地农民在过去一年最多连续工作了11个月，就失业了，工作稳定性差。

（4）职业发展。失地农民受雇工作后，或者成长为高技能人才或者晋升为管理干部，从而获得职业发展。由于样本中受到技能培训的失地农民很少，本文着重考察失地农民晋升为管理干部的机率。问卷中询问了被调查者是否具有行政管理职务。若具有行政管理职务，则为管理人员，否则为普通人员。模型中将“管理人员”赋值为1，“普通人员”赋值为0，“普通人员”为参照组。

（5）工作满意度。在问卷中，分别询问了被访者对目前的“工作收入”、“工作安全性”、“工作环境”、“工作时间”、“工作的晋升机会”的满意度，也问了“目前工作的整体满意度”。选项有五个等级，将五个等级分别赋分，由低到高分别是：“非常不满意”为1分、“不太满意”为2分、“一般”为3分、“比较满意”为4分、“非常满意”为5分。为了更加准确地了解失地农民对工作的主观满意程度，我们将这六个方面的得分分别相加，得出失地农民的工作满意度，它是一个取值在6～30之间的连续变量。

2.自变量

家庭禀赋变量包括家庭社会资本、家庭文化资本、家庭经济资本三类。

（1）家庭社会资本。问卷中询问了失地农民的社会交往情况。我们选择其中一个问题，作为表征失地农民社会资本的变量，这个问题是：“今年春节期间，有几家朋友拜访您家？”。“春节有几家朋友来拜访”是一个连续性变量，为了更好地观察家庭社会资本的影响作用，我们生成“春节有几家朋友来拜访的平方项”这一新的变量。

（2）家庭文化资本。用父亲受教育程度和母亲受教育程度来表示家庭文化资本。原始问卷中询问了被访者父亲和母亲的受教育程度，其选项分为文盲/半文盲、小学、初中、高中、大专、大学本科、硕士、博士等八类。我们把这些类别合并为五类：文盲/半文盲、小学、初中、高中、大专及以上。回归分析中，我们将教育程度转化为教育年限，将其直接纳入回归模型。本研究中使用父母双方中受教育程度较高者的受教育年限作为此变量的测量方式。父亲母亲受教育年限为连续性变量。

（3）家庭经济资本。用“家庭成员总收入”来表示失地农民的家庭经济资本。“家庭成员总收入”指包括被调查者在内的所有家庭成员的年收入总和。这是反映家庭经济状况的综合性指标，包括工资、奖金、补贴、分到个人名下的红利等的总和，以元为单位。在统计分析时，我们对之取自然对数，使之更加符合多元线性回归的条件。

3.控制变量

（1）年龄。问卷中询问了被访者的出生日期。我们用调查年份即2010减去出生年份，得到被访者的年龄（岁）。我们把年龄、年龄的平方项同时引入模型。这样做的原因在于，一般情况下，在进入劳动力市场的初期，随着工龄或年龄的增加，劳动者的工资先会有一段上升期，到达一个峰值后，逐渐稳定并缓慢下降，一直持续到其退休。

（2）性别。男性赋值为1，女性赋值为0。以女性为参照类别。

（3）党员身份。被访者的政治面貌分为五类：中共党员、民主党派、无党派人士、团员、群众。为分析方便，将该变量进行转换，使其成为一个二分类虚拟变量（党员身份），党员赋值为1，非党员赋值为0。

（4）受教育年限。原始问卷中教育程度的分类为：文盲/半文盲、小学、初中、高中、大专、大学本科、硕士、博士等八类。我们把这些类别合并为五类：文盲/半文盲、小学、初中、高中、大专及以上。回归分析中，我们将教育程度转化为教育年限，将其作为间距变量直接纳入回归模型。具体转换方法为：文盲/半文盲=0，小学=6，初中=9，高中=12，大专=15，大学本科及以上=16。

（5）地区。我国东部、中部、西部区域环境存在很大差异。根据相关规定，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省（市）；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省；西部地区包括的省级行政区共12个，分别是四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古。按照上述划分，我们对样本所在省份进行合并，建构出地区变量，包括西部、中部、东部三类。统计分析时，分别对西部、中部、东部赋值1、2、3，以西部作为参照组。

变量的描述性统计汇总见表1所列。

表1　变量的描述统计表

五、数据分析结果

（一）家庭禀赋对就业机会的影响

表2呈现的是家庭禀赋对失地农民就业机会影响的无序多分类Logistic回归分析的结果。模型1和模型2是以“无工作”为参照，模型3是以“自己经营”为参照。

模型1中，“春节有几家朋友来拜访”的回归系数为0.071，“春节有几家朋友来拜访的平方项”的回归系数为-0.002，说明来访朋友数的影响为倒“U”型趋势，顶点为17（0.071/（0.002×2）=17.75）。当春节来访的朋友数在17家以下时，随着来访朋友数量的增加，失地农民“自己经营”的机率逐渐上升；当春节来访的朋友数超过17家后，随着来访朋友数的增加，失地农民“自己经营”的机率又逐渐降低，来访朋友数对失地农民就业的这种影响十分显著。模型2显示，家庭社会资本对失地农民“自己经营”的影响，没有达到显著水平。前文统计显示，“春节有几家朋友来拜访”的均值为4.9，春节来拜访朋友超过17家的占比很小。总体上看，失地农民社会资本对其就业有积极影响，假设1a得到验证。当然，这种影响主要表现在对自雇形式就业的促进上。

父母受教育年限的回归系数只在模型2中显著。具体来说，失地农民的父母亲每多接受一年教育，失地农民“在单位工作”的机率将上升43%（e0.042-1≈0.043）。家庭文化资本对失地农民的就业有积极作用，主要表现在对受雇就业的推动方面。这一结论支持假设2a。

在其他变量不变的情况下，家庭总收入的自然对数每增加一个单位，失地农民“自己经营”的机率将增加133%（e0.847-1≈1.333），“在单位工作”的机率将增加69%（e0.524-1≈0.689）。家庭经济资本对促进失地农民自雇就业或受雇就业，都具有显著的正向推动作用，相比之下，对失地农民自雇就业的作用更大。假设1c得到验证。

表2　估计失地农民就业机会的Multinomial logistic回归模型

续表2

（二）家庭禀赋对就业质量的影响

表3呈现的是家庭禀赋对失地农民就业质量影响的回归分析结果。

1.对工资收入的影响

家庭社会资本对失地农民受雇就业后的工资收入具有显著的负向影响。春节来拜访的朋友每增加一家，工资收入下降0.9%（1-e-0.009≈0.009）。家庭文化资本的影响也为负向，父母亲所受教育每增加一年，失地农民的工资收入降低1.6个百分点（1-e-0.016≈0.016）。家庭经济资本对失地农民的工资收入呈现积极正向的影响，在控制了其他变量的情况下，家庭总收入的自然对数每增加一个单位，失地农民的工资收入上升42.5%（e0.354-1≈0.425）。因此，假设2a、假设2b未得到验证，假设2c被证实。

2.对工作稳定性的影响

家庭社会资本对失地农民受雇就业后的工作稳定性具有显著的负向影响。春节期间来访的朋友每增加一家，工作稳定性下降4.8个百分点（1-e-0.049≈0.048）。假设3a没有被验证。家庭文化资本的影响为正向，父母亲所受教育每增加一年，失地农民的工作稳定升高6.3%（e0.061-1≈0.063）。家庭经济资本的影响更为显著，家庭总收入的自然对数每增加一个单位，失地农民的工作稳定程度上升83.3%（e0.606-1≈0.833）。统计结果支持假设3b、假设3c。

3.对职业发展的影响

家庭社会资本有利于失地农民受雇就业后的职业发展。春节期间来访的朋友每增加一家，获得职业发展的机率增加6个百分点（e0.058.1≈0.060），社会资本对职业发展的积极功效明显。而家庭文化资本对失地农民职业发展的影响不显著。家庭经济资本对失地农民的职业发展也呈现正向影响趋势，在控制了其他变量的情况下，家庭总收入的自然对数每增加一个单位，失地农民晋升为管理干部的机率上升47.6%（e0.389-1≈0.476）。由此，假设4a、假设4c得到验证，假设4b未能被证实。

4.对工作满意度的影响

家庭社会资本、家庭文化资本对失地农民受雇工作的综合满意度都无显著影响，假设5a、假设5b未被验证。家庭经济资本则呈现出显著的正向影响，在其他变量不变的情况下，家庭总收入的自然对数每增加一个单位，失地农民的工作满意度升高0.446分，假设5c得到支持。

表3　估计受雇失地农民就业质量的回归模型

六、研究结论与讨论

本文的研究表明，家庭背景等结构性因素制约着失地农民的职业获得，失地农民的家庭禀赋对其就业形式与就业质量，都具有重要影响。由家庭社会资本、文化资本、经济资本等构成的家庭禀赋资源，为失地农民的再就业提供了动力基础。

结论1：家庭禀赋有助于失地农民以自雇或受雇形式实现就业。家庭社会资本主要对自雇就业起显著积极的作用，家庭文化资本的正向功效主要在于受雇就业，家庭经济资本对促进失地农民自雇就业或受雇就业，都具有积极正向的影响，相比之下对自雇就业的影响更大。

这些发现说明，对于那些家庭禀赋雄厚的失地农民，获得就业机会的机率很高，失业的风险较低。对他们来说，失地后选择去自营还是打工，才是要考虑的关键问题。

家庭社会资本对自雇形式有积极效应。对此可能的解释是，社会资本多，意味着网络关系密集，有更多机会接触到政府机构和市场，能方便地获得各类资源和支持，拓宽了就业渠道，便利了自主创业。前文研究发现，家庭文化资本主要对受雇就业产生积极影响。父母亲文化程度较高的家庭，子女受教育水平也相对较高，这对求职起到积极推动作用。家庭文化资本对受雇就业积极影响效应的机理，还需后续研究深入探讨。统计结果表明，家庭经济资本对自雇或受雇就业都起到积极作用，对自雇就业的作用更大。家庭为个人创业提供原始资金，帮助他们跨过资金束缚，较好的家庭经济条件也为失地农民自主经营增加了自信，减少了后顾之忧。该发现与一些研究结果不一致，如张晖对苏州高新区失地农民的调查发现，那些拆迁收入和房租收入高的家庭，被雇佣或自主创业的可能性降低［9］。这可能是由于样本差异所致。

结论2：家庭禀赋对受雇失地农民的就业质量具有一定影响。对受雇就业的失地农民，家庭禀赋的作用主要集中在家庭经济资本因素。家庭经济资本不仅对受雇失地农民的工资收入产生积极作用，也使得其工作更为稳定、更可能获得职位晋升，工作满意度也更高。而家庭社会资本主要对职业发展产生一定的正向影响，家庭文化资本的主要功效在工作稳定性。

家庭经济资本的正向效应明显且持效，值得注意。家庭经济条件较好，意味着较高的社会地位。优势地位有助于家庭成员干扰劳动力市场的运作，从而获得较高质量的工作，因此在工资收入、稳定性、发展空间、工作满意度等方面仍然会有优势效应凸显出来。研究发现，家庭经济资本是家庭禀赋三项变量中对失地农民就业影响最大的因素。由于家庭经济资本对于家庭社会关系网络、家庭文化资本等家庭资源来说是基础性因素，因此三项家庭禀赋变量中家庭经济资本的作用更为深远，对失地农民就业的支持作用也更加突出。

在中国农村社会，家庭是农民生产经营的最基本单元，农民家庭就是一个小“企业”，在这个小“企业”里，经济条件、文化氛围、网络关系等都是农民个人从事经济行动的重要支持资源。个人镶嵌于家庭之中，个体的行为受制于家庭禀赋状况和家庭决策的约束，代表了家庭整体的选择和支持。在失地农民就业过程中，不可忽视家庭禀赋差异所带来的就业回报差异。本文中，家庭禀赋对失地农民就业产生了积极显著的效应，这充分体现了失地农民就业的家庭依附性特征。家庭禀赋对失地农民就业机会、就业质量的种种影响表明，作为结构性变量，其作用在某些方面还要高于个体因素。家庭禀赋与个体因素共同作用于失地农民的工作场域，这在一定程度上是对布劳—邓肯“地位获得模型”理论的进一步验证和补充。

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［责任编辑：张青］

How Does Family Endowment Affect Employment？—An Investigation to Land-lost Peasants

MA Ji-qian，ZHENG Yu-qing
（ShiLiang School of Law，Changzhou University，Changzhou 213164，China）

Using the data from the China Family Panel Studies，this paper analyzes the effects of family endowment on landlost peasants'employment opportunities and employment quality.In terms of employment opportunities，family social capital，family cultural capital and family economic capital all contribute to the employment of land-lost peasants.Family social capi⁃tal mainly plays an active role in self-employment.Family cultural capital mainly contributes land-lost peasants to work as employees.Family economic capital has a significant positive influence on not only self-employment but also employment，and has a greater impact on self-employment by comparison.In terms of employment quality，the positive effect of family so⁃cial capital on landless peasants'employment concentrates on their career development，family cultural capital mainly plays an active role in the aspects of job stability.Family economic capital has a positive influence on the four aspects of employ⁃ment quality，including wage income，job stability，career development and job satisfaction.

land-lost peasants；family endowment；employment opportunities；employment quality

F272.9

A

1007-5097（2016）10-0116-07

2016-07-10

国家社会科学基金青年项目（13CRK026）；江苏高校“青蓝工程”资助项目

马继迁（1980-），男，甘肃白银人，副教授，博士，研究方向：劳动社会学与社会政策；郑宇清（1994-），男，甘肃天水人，社会工作专业学生，研究方向：应用社会学。