流动人口就业稳定性与收入差异*——基于异质性视角的分析

杨胜利，王艺霖

(河北大学 经济学院，河北 保定 071000)

一、引言

改革开放以来，伴随着经济社会的发展和城镇化进程的加快，我国出现了大规模的人口流动现象。国家卫生健康委员会流动人口服务中心、中国人口与发展中心等共同研究的《中国城市流动人口社会融合评估报告》显示，截至2018年年末，我国的流动人口数量有2.41亿，流动人口数量约占人口总量的17.27%，意味着每五至六个人中就有一个是流动人口，流动人口已经成为城市劳动力市场中不可缺少的组成部分。大量流动人口在城市逐梦，获得与流入地城镇户籍人口同等稳定的就业岗位，是流动人口融入城市梦的重要组成部分，也是他们流动之初就有的一种渴望(杨菊华，2018)[1]。但由于现存户籍制度等因素的阻碍和流动人口自身的原因，流动人口就业主要以非正规就业为主，就业稳定性较弱，成为制约其收入增长的重要因素[2]，进而阻碍其融入城市梦的实现。随着我国经济发展进入新常态，产业转型升级加快，流动人口的就业稳定性形势变得更为严峻。流动人口的基本生存手段就是就业，稳定的就业为流动人口提供了从社会、经济、文化等角度融入城市的前提条件。流动人口的就业是否稳定，以及其就业稳定性对工资收入产生怎样的效应？这些问题将对流动人口就业质量和社会融合产生重要的影响，是关乎城镇化质量的重要问题。

目前关于流动人口就业稳定性收入效应的研究，学者们主要从劳动力市场分割、户籍制度、就业制度、人口迁移流动等角度展开探讨。从微观因素来看，部分学者认为流动人口的人力资本存量、流出地的经济状况对其就业稳定性具有显著影响(余勃、贾金荣，2011)[3]。普通劳动力和外流劳动力在收入和就业稳定性之间存在明显差异，外流的劳动力具有独特的技能遴选效应、年龄选择特性和收入效应[4]。孙龙、风笑天(2000)[5]研究发现，非稳定就业人口的工资水平明显低于稳定就业人口,主要表现为签订长期企业劳动合同的农民工工资收入要明显高于签订短期企业劳动合同的农民工，工作转换次数越多，工资水平越低。杨雪、魏洪英(2016)[6]通过研究发现，因为流动人口就业行业低端、劳动强度较大、工作环境较差等原因，就业稳定性差，收入较低。陈技伟等(2017)[7]进一步研究指出造成稳定就业和非稳定就业农民工的工资差异的主要原因是个体特征差异。从宏观因素来看，赵排风(2014)[8]认为是社会保障制度和户籍制度显著影响着新生代农民工的就业稳定性，进而制约了收入提升。就业制度的不公平造成了新生代农民工就业的不稳定，农民工在进行维权时遭遇法律困境，一定程度上减少了这一群体的收入(黄乾，2009)[9]。而灵活就业政策、国家产业结构的优化升级、第三产业的发展也会影响就业岗位的人员需求，进而产生结构性失业问题，造成流动人口就业波动和收入下降(李丹、王娟，2010)[10]。

尽管学术界对流动人口就业的相关研究已经较为丰富，但是对流动人口就业稳定性收入效应的异质性相关研究还较为匮乏。部分学者虽然关注了流动人口就业稳定性问题，但只是停留在现象描述和简短论述上，未考虑就业特征和人口流动的推力、拉力与就业稳定性收入效应的关系。本文从以下几个方面进行改进：第一，从微观视角将流动人口就业稳定性与收入问题纳入劳动力市场分析框架中，在控制个人特征、行业特征的前提下，将就业稳定性作为影响流动人口工资收入的重要因素进行深入研究。第二，在探究就业稳定性收入效应时注意就业稳定性非随机自选择问题，运用两阶段法进行检验，得到无偏的估计结果。第三，基于人口流迁的推拉理论探究流动人口就业稳定性对其收入的影响，以及推力和拉力的群体差异，厘清不同群体的就业稳定性差异和就业稳定性收入效应差异。第四，基于劳动力市场分割理论检验不同就业群体就业稳定性收入效应，进而寻找制约流动人口收入提高的因素。

二、就业稳定性对流动人口收入的影响机理

流动人口的就业稳定性对其收入的影响机理可以概括为以下几个方面：

第一，个人特征。流动人口的就业稳定性对收入的影响会经由流动人口的个人特征进行。谌新民(2012)[11]研究发现雇员的性别、年龄、家庭、企业对员工的激励措施、员工的工作满意度都会对雇员的就业稳定性产生影响。纪韶(2011)[12]通过调研我国19个省市的农民工，指出不同年龄的农民工处在不同的就业行业，年龄较大的农民工一般处于传统行业，年龄较小的农民工一般处于新兴的行业；受教育程度不同的农民工也处于不同的就业行业，学历较低的农民工主要从事体力为主的工作，学历较高的农民工主要从事脑力为主的工作。吕晓兰等(2010)[13]通过调研北京市流动人口的就业收入发现，男性流动人口的收入比女性流动人口的收入高出十八个百分点；已婚流动人口比未婚流动人口月收入高；非农业户籍的流动人口比农业户籍者收入更加高。夏丽霞(2012)[14]研究发现对新生代农民工来说工作转换次数和工资水平呈反比。

第二，劳动力市场分割。在市场经济条件下，城市中形成了新的二元劳动力市场，[15]由于行业垄断，面向城市户籍人口的主要劳动力市场，就业行业较高端、员工福利待遇较高、就业稳定性较好、收入较高，流动人口难以进入；面向流动人口的次级劳动力市场，就业行业较低端、员工福利待遇较低、就业稳定差、收入较低。同时，由于就业歧视，流动人口在就业过程中面临失业、劳动权益缺乏保障、工资待遇低、员工福利缺乏、工作不符合预期、公共决策参与少等问题，造成其就业不稳定，更换工作频率高。通常是在企业急需用人时招之即来，不需要劳动力时挥之即去。严善平(2007)[16]指出，劳动力市场上的行业垄断是影响流动人口就业稳定性和收入的重要原因，工资水平在不同所有制单位之间的差距逐渐扩大，外资企业等具有竞争性质的单位工资水平显著提高。工资水平在不同行业之间也不相同，金融、运输等行业工资收入较高，服务业、商业等行业工资收入较低。

第三，流动特征。流动人口的流动范围、流出地特征、流入地特征等因素对就业稳定性具有影响。学者邱长生(2008)[17]认为户籍制度、就业制度以及社会保障制度等因素对流动人口产生一定的向外推力，进而产生了就业歧视。石智雷(2014)[18]指出流出地的经济状况和流入地的工作环境均对其就业稳定性具有显著影响。张勇(2016)[19]研究发现拉美国家的农村转移劳动力，相当一部分没有土地，依靠打短工维持生存。但由于拉美城镇企业吸纳劳动力的能力不足，潜力有限，且企业用工具有临时性和季节性特点，因此这部分流动劳动力的生活保障和就业是不稳定的。在失去工作机会后，由于没有土地，收入来源中断，面临着较大的生活压力。

三、模型建立、变量说明与数据来源

(一)模型设定

本文在研究流动人口就业稳定性与工资收入之间的关系时选取扩展的Mincer工资方程来建立计量模型，本文基准计量模型如下：

ln(W)=β0+αSTA+∑βiXi+ε

(1)

其中，lnW是因变量表示流动人口的月工资收入的对数，STA表示流动人口的就业稳定性，X是影响流动人口工资收入的其他因素，这些变量包括流动人口的性别、年龄、受教育程度、年龄的平方、健康水平、婚姻状况等。

由于流动人口就业稳定性的选择不是外生的结果，就业稳定与否与流动人口的受教育程度、工作经验、年龄、性别等因素息息相关，因此就业稳定与就业不稳定状态的概率是非随机的，这种就业稳定状况分布的非随机性会产生自选择的估计偏误。并且样本不能观察到的特征也会对流动人口就业稳定性造成影响，所以流动人口就业稳定性非随机自选择问题会对OLS回归结果产生估计偏误。本文利用Heckman两阶段法进行检验。第一步是采用Probit模型分析流动人口就业稳定性的影响因素：

STA=∑γXi+εi

(2)

式中，X表示一组描述流动人口特征的变量，包括流动人口的人口学特征和能力特征，利用极大似然法估计(2)式，得到γ的估计值。对所选样本中的每个观测值计算：

(3)

(4)

第二步是将λi、δi带入工资决定方程：

lnW=β0+∑βixi+ρδλ+ε

(5)

对公式(5)进行OLS估计，就得到克服选择性偏差后，流动人口就业稳定性对工资水平的影响。

为了进一步探索就业稳定性对流动人口收入的影响机制，本文从人口迁移流动的“推力”和“拉力”两个角度进行解释，经济学家李(E.S.Lee)提出了“迁移四因素模型”，人口迁移流动的主要目的就是获取更高收入(Todaro M.P.，1969)，而在流入地就业稳定与否直接关系到其收入的高低。流动人口收入问题，不仅仅与劳动力市场供求、制度及自身禀赋特征有关，更重要的是，它本身是劳动力迁移流动决策和在流入地就业稳定性情况的反映。如劳动力迁移流动后能否实现稳定就业？为什么在就业不稳定的情况下仍然留在流入地，不返回家乡？这些问题看似是就业过程和结果，其实质是人口迁移流动决策过程和结果。流动人口收入问题有着自身的特殊性，所以在分析其影响因素时，不仅仅需要考虑其个人特征、人力资本等因素，还需要考虑流入地、流出地、流动范围等流动特征的作用机制。因此，在模型中加入流出地特征、流入地特征和流动范围等变量，并加入就业稳定性和流动特征交互项，以分析流动特征对就业稳定性收入效应的作用机制。加入劳动力流动特征后的模型如下：

ln(W)=β0+αSTA+γ0FLO+γ1STA×FLO+∑βiXi+ε

(6)

FLO为流出地特征、流入地特征、流动范围，用来表示人口流动特征。

由于劳动力市场分割，不同就业属性的群体存在一定的收入差异，劳动者的就业身份、所在行业、单位性质、签订合同长短的不同直接影响其收入，因此在模型中加入反应就业特征变量和就业特征与就业稳定性的交互项，以反映劳动力市场分割、行业垄断对就业稳定性收入效应的作用机制。模型如下：

ln(W)=β0+αSTA+γ0EMP+γ1STA×EMP+∑βiXi+ε

(7)

公式中EMP为就业单位性质、就业身份、就业行业等，用来表示流动人口在劳动力市场中的就业状况。

(二)数据来源与变量说明

本文数据采用国家卫健委2017年全国流动人口动态监测数据。其调查方式是按照随机原则在全国31个省(自治区、直辖市)和新疆生产建设兵团流动较为集中的流入地抽取样本，开展抽样调查。调查对象为在流入地居住一个月以上，非本区(县、市)户口的15周岁及以上流入人口。由于调查中涵盖了大量的个人信息，使我们能够在分析个人特征的基础上，探究就业稳定性对流动人口工资差异的影响。考虑到流动时间的长短可能会影响就业稳定性的核算，本文从原始数据中选择在流入地工作五年及以上的人口，并将未工作人口从样本中剔除，删除个人属性特征数据缺失的问卷，得到30 877份问卷，其中就业稳定的流动人口样本数为20 018份，就业不稳定的流动人口样本数为10 859份。

工资水平(W)是本文的被解释变量，已有文献中一般采用城市职工平均工资来表示，本文采用问卷中的问题“你个人上个月就业纯收入”来表示。受教育年限(EDU)采用问卷中的问题“您的最高学历是什么”来表示，并区分为高中及以上、初中级以下两类。

就业稳定性(STA)是本文的核心解释变量。本文对于就业稳定性的界定，用流动人口从事当前这份工作的时间与其外出务工时间的比值来定义就业稳定性，采用聚类分析方法，对比值进行聚类，聚类为二向变量，根据聚类结果，将比值大于0.55界定为稳定，记为1，比值小于等于0.55则界定为不稳定，记为0。

PLO和EMP为流动特征和就业属性的虚拟变量，本文参考Raiser和石智雷[18]的做法，引入个人的流入地特征、流出地特征、流动范围、就业行业、就业身份、单位性质等变量。流入地特征采用流入地地域属性来反应，流出地特征用流出地地域特征、流出地是否有耕地、流出地是否有宅基地来反映，流动范围分为跨省流动和省内流动，将省内跨市和省内跨县流动归为省内流动，其他归为省际流动。就业行业、身份、单位性质采用中国统计年鉴中的标准来界定。

表1 变量定义及其描述统计

从变量的描述性统计可以发现，流动人口中就业稳定者的收入高于不稳定者，就业稳定者月平均收入为4 589.43元，比就业不稳定者高580.56元。男性流动人口的就业稳定性优于女性流动人口，受教育程度高者就业稳定性优于受教育程度低者，与工作单位签订劳动合同者比未签订劳动合同者就业稳定性更强。从单位性质角度来看，流动人口中就业稳定者在机关事业单位工作的比重高于就业不稳定者；就业不稳定者在个体、私营企业中工作的比重高于就业稳定者；就业稳定者中行政工作人员比重高于就业不稳定者；就业不稳定者中服务工作人员比重高于就业稳定者；就业稳定者中生产工作人员比重高于就业不稳定者。就业不稳定者中户籍有耕地者和有宅基地者占比均高于就业稳定者。从流动范围来看，跨省流动的人口就业稳定性更差；就业稳定者中流出地为东部地区者占比高于就业不稳定者，而就业稳定者中流出地为中部和西部者占比低于就业不稳定者。可见，流出地为东部的流动人口就业更加稳定，流出地为中部和西部的就业稳定性相对较低。从流入地来看，就业不稳定者中流入地为东部的占比高于就业稳定者，流入地为中部和西部占比低于就业稳定者，说明流入地为中部、西部者较流入地为东部者的就业稳定性更好。

四、结果与分析

(一)OLS回归结果和Heckman两阶段回归结果分析

本研究采用异方差稳健的OLS回归估计方程，表2显示了流动人口收入影响因素的四个回归模型。模型(1)和模型(2)没有控制就业稳定性的选择性，模型(3)和模型(4)是克服了选择性偏差后的回归结果。模型(1)流动人口就业稳定性的回归系数为0.086，且通过了显著性检验，表明在控制了个人特征后，就业稳定者的收入比就业不稳定者高8.6%。劳动者所从事的行业、职业等就业特征以及流出地、流入地等流动特征对工资水平会产生影响，在模型(2)中引入了流动人口就业特征和流动特征虚拟变量对上述因素进行控制。模型(2)回归结果中给出了进一步考虑到流动特征和就业特征之后，就业稳定者收入比就业不稳定者高7.6%，表明就业稳定性收入效应中有11.63%可以由就业特征和流动特征解释。

表2 流动人口收入影响因素OLS与Heckman两阶段回归结果

流动人口就业稳定性受到不可观测因素的影响，如个人能力、奋斗的决心、适应环境的能力等，采用OLS回归得到的收入效应将产生偏倚(Greene)，故此采用Heckman两阶段回归模型来处理选择性偏差问题。第一步，采用probit模型估计影响流动人口就业稳定性的因素，包括性别、健康、婚姻、户籍、受教育程度等，并根据回归结果得到逆米尔斯比率(λ)；第二步，在收入方程中加入(λ)，重新进行回归。

在剔除就业稳定性自选择性后，模型(3)和模型(4)的结果再次验证了就业稳定性具有收入效应。从回归系数来看，就业稳定者的收入比不稳定者高23.1%，控制流动人口就业特征和流动特征后，就业稳定者的收入仍比就业不稳定者高20.2%。流动人口就业特征和流动特征对就业稳定性收入效应的解释力度增大到12.55%。

表2中模型(3)和模型(4)给出了Heckman两阶段回归的结果，λ在两个回归模型中均对收入有显著影响，说明流动人口就业稳定性的自我选择性对收入具有影响。逆米尔斯比率的消极效应，也暗示了与就业稳定者相比，就业不稳定者在收入上没有优势。从模型的拟合优度来看，加入逆米尔斯比率后，拟合优度有所提升，但提升幅度有限，这说明就业稳定性的自选择性在OLS 回归对收入造成选择性偏差不大，其余参数也均通过了显著性检验。由于流动人口就业稳定性具有自选择性，所以接下来的分析中以模型(4)的回归结果为依据。

男性流动人口的收入比女性高31.6%，这与已有研究结论相一致，主要是因为女性肩负着生育责任和看护、养育孩子的任务，再加上自身生理特征的原因，在劳动力市场中容易处于劣势，女性收入一般低于男性。在模型(3)到模型(4)加入就业特征和流动特征后，性别对收入的影响系数变小，也说明劳动力市场分割、流动限制等削弱了女性的收入，进而增加了收入的性别差异。年龄与收入呈现倒U形关系。在45岁之前，随着年龄的增长收入越来越高；45岁之后，随着年龄的增长收入逐渐降低。这一点与张玲[4]的研究结论一致，主要是因为流动人口开始流动务工年龄较早，早期以学习技能、积累工作经验为主，随着工作熟练程度的提升收入不断增大。达到一定年龄后，工作熟练程度定型，体力下降，劳动生产率逐渐递减。受教育程度对流动人口收入具有显著影响。高中及以上学历者的收入比初中及以下学历者高15.1%，已婚者收入比未婚者高13.5%；与身体不健康的流动人口相比，身体健康的流动人口收入高17.2%；非农业户口流动人口比农业户口流动人口的收入高4.2%，上述分析进一步说明控制变量设置合理。

(二)就业稳定性对流动人口收入影响的异质性效应分析

本部分进一步加入就业稳定性与劳动力市场分割、人口流动推拉力的交互项，考察在剥离劳动力市场分割、推拉力因素之后，就业稳定性对收入的影响。许多学者指出，我国存在劳动力市场分割现象，不同行业、职业、单位中就业稳定性的收入效应可能是不一样的。同时，流出地的推力和流入地的拉力是人口流动就业的主要原因，流出地和流入地不同，就业稳定性的收入效应也会受到影响。因此本文除了引入行业、职业、单位性质、流出地特征、流入地特征等控制变量之外，还增加了就业稳定性与各控制变量的交互项。

从就业特征来看，签订劳动合同的流动人口收入比未签订劳动合同者高7.5%，签订合同与就业稳定性交互项的系数为负且显著，说明签订劳动合同对就业稳定性的收入效应具有显著影响，签订劳动合同给就业不稳定者带来的收入效应要大于就业稳定者。与集体/国有/股份联营企业劳动者相比，机关事业单位劳动者收入低21.3%，个体私营企业劳动者收入高0.7%，独资合资企业劳动者收入高2.8%，社团民办组织劳动者收入低23.2%，无正式单位劳动者收入低2%；单位性质为机关事业单位、社团民办组织的劳动者与其他单位性质的劳动者相比收入较低。进一步分析单位性质与就业稳定性的交互项回归系数发现，垄断性行业、事业性行业的就业稳定性收入效应低于竞争性行业(私营、个体、独资、合资企业)。相对于非竞争性行业，竞争性行业中提升就业稳定性带来的收入效应更大。这一结论与已有研究一致[20]，因为垄断性行业、事业性行业等市场化程度不高，劳动者报酬不是由劳动生产率决定的，行业工资水平与就业稳定性关系不大，就业稳定性对提高收入的作用也相应减弱了。劳动力市场分割现象同样存在于就业稳定性的收入效应中。

就业身份为雇主者收入比雇员者高3.1%，就业身份与就业稳定性交互项系数为负且显著，说明相对于就业稳定者，雇主身份对就业不稳定者带来的收入效应更大，通过鼓励流动人口创新创业，能够给就业不稳定者带来更高的收入。职业性质分类中，与生产工作人员相比，行政工作人员收入高18.7%，服务工作人员收入低1.1%，无固定职业者的收入低7.8%。相比其他职业性质的流动人口，行政类工作人员更容易获得高收入。职业与就业稳定性的交互项通过了显著性检验，显示相对于生产工作人员而言，商业服务业人员就业稳定性的收入效应更大。就业稳定性对行政工作人员、无固定职业者收入的贡献度低于对生产人员的贡献度。因此，提升就业稳定性对商业服务业人员收入提高具有更大的帮助。

从流动特征来看，相对于流入地为东部者而言，流入中部者收入低15.9%，流入西部者收入低17.9%，流入东部者收入水平最高。这主要是由于东部地区地理位置优越，经济发达，交通设施较完备，国家政策较开放，工资水平较高。流入地域与就业稳定性交互项系数为负且显著，说明相对于流入地为东部而言，流入地为中部和西部者的就业稳定性收入效应较小。因此，在东部地区提升就业稳定性对增加流动人口收入具有更大的效应，跨省流动者的收入比省内流动者高15.4%。流动范围与就业稳定性交互项的系数为正且显著，说明流动范围对就业稳定性的收入效应具有显著影响。省内流动给就业不稳定者带来的收入效应要大于就业稳定者，这是众多非正规就业流动人口(就业稳定性弱的人群)选择省内流动的主要原因。同时，相对于省内流动者，提升就业稳定性对省际流动者带来的收入效应更大。

户籍有耕地或宅基地均对收入具有显著的负向影响，即相对于没有耕地或宅基地者，有耕地或宅基地者收入更低。这一点可以用博格的推拉理论来解释，该理论认为流出地在对人口流动产生推力的同时，也会产生一定的拉力，人口流动的决策取决于推力和拉力的博弈。有宅基地或耕地者受到流出地的推力较小，流动者仍然在存在一定的资源，增加了其就业的不稳定性，降低了收入。耕地、宅基地与就业稳定性交互项系数为负且显著，说明户籍地是否有耕地或宅基地对就业稳定性的收入效应具有显著影响。没有耕地或宅基地者就业稳定性的收入效应更大。就业稳定性对提高没有耕地或宅基地者收入帮助更大，这一部分人退回户籍地的难度较大，也是需要给予重点关注的人群。

从流出地域来看，以中部流出者为参照，流出地为东部者收入高1.7%，流出地为西部者收入低2.1%，这一结论与已有研究一致[9]。流出地与就业稳定性的交互项系数均显著，说明流出地对就业稳定性的收入效应具有显著影响。流出地为东部者的就业稳定性收入效应最小，流出地为中部者的就业稳定性收入效应最大，流出地为西部者居中。主要是因为流出地为东部者受到流出地的推力和流入地的拉力均较小，就业稳定性较差；而流出地为西部者受到流出地推力和流入地拉力均较大，就业稳定性较高。所以，提升就业稳定性对增加流出地为东部者收入帮助更大。

由此，可以印证前文提出的研究问题，流动人口的就业稳定性对其收入有显著的正向影响，并且这种影响受到劳动力市场分割和人口流动推拉力的制约，在不同群体中存在显著差异。

表3 就业稳定性对收入影响的异质性效应检验

五、总结与讨论

本文通过研究流动人口就业稳定性的收入效应，基于劳动力市场分割理论和人口流迁的推拉理论，分析了不同就业特征者、流动特征者就业稳定性收入效应的群体差异。就业稳定性越高，在劳动力市场中机会越平等、权益保障越高，与流入地户籍人口收入差距越小。同时就业稳定性越高意味着流动人口融入流入地的可能性越大，也意味着流动人员在流入地居留的意愿更强烈，流出地对其外流的推力和流入地对其流入的拉力更大。

基于Heckman两阶段模型对就业稳定性收入效应进行检验，结果显示流动人口就业稳定性仍对个体收入具有显著性影响。从模型拟合优度来看，就业稳定性的自选择性对个体收入的影响有限。除了就业稳定性外，个体的受教育程度、年龄、婚姻、户口性质、健康程度等同样也是影响收入的重要因素。研究结果发现，在控制了就业特征和流动特征条件下，克服选择性偏差后，就业稳定对流动人口收入的影响系数为0.202，就业特征和流动特征因素对就业稳定性收入效应的解释度为11.63%。

人口的大量迁移流动是与我国经济发展的现状相适应的，而地区间的收入差异是人口迁移流动的重要动因。由于流动人口自身特征和就业特征的原因，实现与流入地城镇居民同等稳定就业是流动人口在流动之初就追逐的城市梦，也是增加其收入的重要渠道。如果劳动力市场是完全竞争和自由流动的，那么就业稳定者和就业不稳定者的岗位分布和收入水平应该是一致的。但从实证结果来看，就业稳定者的收入和就业不稳定者是有显著差异的。从表面上来看，就业稳定者的收入高于就业不稳定者。但进一步分析表明，这种优势受到流动人口个人特征、就业特征和流动特征的制约。城市劳动力市场存在着产业分割和职业隔离，这种分割给流动人口带来就业上的进入障碍，也阻碍了劳动力市场效率进一步提高，不利于流动人口就业稳定性提升，也必然影响到流动人口收入的增加，进而制约了流动人口融入城市梦的实现。

综合来看，就业稳定性对个人收入的影响是显著的。在控制了流动者个人特征、就业特征和流动特征后，就业稳定者收入仍高于就业不稳定者。从就业特征来看，对商业服务业人员、竞争性行业劳动者、未签订劳动合同者、雇员身份者来说，就业稳定性的收入效应更高。从流动特征来看，对流入东部者、省际流动者、户籍地没有耕地或宅基地者、流出地为中部者来说，就业稳定性的收入效应更高。提升该类人群的就业稳定性，会对其增加收入帮助更大。所以，应该开放劳动力市场，打破行业部门垄断，取消地方就业保护和进入门槛，加速城市劳动市场一体化，为劳动力自由流动营造良好环境。根据人口流动的流向、规模、分布趋势和群体特征，完善区域就业政策，有针对性的、多层级的、多目标地推进区域劳动力资源优化配置，从而帮助流动人口在城市实现稳定就业的梦想。