家庭成员随迁对流动人口稳定就业的影响及其机制

王 宇，翟振武

(1.南京邮电大学 人口研究院，江苏 南京 210042；2.中国人民大学 人口与发展研究中心，北京 100872)

一、问题的提出

就业是劳动者获得生活所需物质资料的主要方式，流动人口在流入地稳定就业是提升其生活质量的前提和基础。然而，流动人口的就业稳定性较差，大部分流动人口在城乡、不同行业和企业之间频繁转换。2017年国家卫健委流动人口动态监测数据显示，流动人口频繁更换工作地点，有超过半数的流动人口流动过2个及以上城市，超过1/4的流动人口流动过3个及以上城市。在新生代青年流动人口群体中，高流动性与短工化的就业已经成为一种常态[1]。这种就业不稳定性一方面不利于流动人口自身职业发展，另一方面也影响了用工单位的正常运转。

近年来，家庭化迁移流动日渐成为人口流动的主要方式。2017年国家卫健委流动人口动态监测数据显示，有超过七成的已婚新生代流动人口与核心家庭成员在流入地共同生活。因此，在流动人口家庭化的趋势下，分析家庭成员随迁对流动人口稳定就业的影响及其机制具有理论和现实意义，也符合国家不断提高流动人口就业质量的需求。

二、理论框架、文献综述与研究假设

(一)配偶随迁与流动人口稳定就业

配偶作为核心家庭成员之一，承担着家庭劳动和社会劳动的责任，对另一半的就业具有重要影响。多数研究证实，与配偶一同流动的人在城市工作和生活的时间会更长,即配偶随迁对促进流动人口稳定就业起着积极作用[2-3]。据此提出假设：

假设1: 配偶随迁对流动人口稳定就业产生正向影响。

依据家庭人力资本理论，家庭成员的年龄、工作经历、经济收入等均属于家庭人力资本，也可称为“家庭禀赋”，而且家庭人力资本存在“外溢”效应[4]。因此，配偶在流入地从事有收入的劳动会对流动人口稳定就业起到一定的正向促进作用，据此提出假设：

假设1a:随迁配偶良好的劳动力市场表现对流动人口稳定就业起正向促进作用。

以往研究认为，女性群体在迁移流动就业中多处于弱势地位，即迁移流动对妻子就业产生消极影响，而对丈夫就业产生积极影响[5-6]。据此提出假设：

假设1b:配偶随迁对流动人口稳定就业的影响可能存在性别差异。

(二)子女随迁与流动人口稳定就业

子女是否随迁对流动人口在流入地的就业也有影响。国内相关研究认为，子女通常是父母在流入地工作的重要动力[7-8]，子女的到来增加了家庭支出，进而促使其父母更加稳定地工作。而依据母职惩罚理论，子女对父母就业的影响可能会存在差异。本文研究对象为未成年子女(多数为处于非高等教育阶段的子女)，他们没有经济收入，日常生活支持均由父母提供。不同性别和年龄阶段的子女在上学、生活消费等方面存在差异，因此，不同性别和年龄阶段的随迁子女对流动人口就业的影响可能也不同。由此提出假设2:子女随迁对流动人口的就业稳定性产生影响；

假设2a：子女随迁通过增加家庭支出间接促使父母稳定工作；

假设2b:子女随迁对母亲的影响和对父亲的影响存在差异；

假设2c:不同性别的随迁子女对父母就业的影响不同；

假设2d:不同年龄阶段的随迁子女对父母就业的影响不同。

三、数据来源、变量选取与描述性统计

(一)数据来源

本文选取2017年中国流动人口动态监测(CMDS2017)专题问卷C的调查数据作为主要的实证支撑数据。该专题问卷分别对苏州市、郑州市、青岛市、广州市、长沙市、西双版纳傣族自治州、重庆九龙坡区、乌鲁木齐市共8个地区的流动人口开展了重点调查，基本覆盖了我国东、中、西三大区域。该调查采用分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样方法，总样本量达到13 998个，样本代表性较好。

由于本文研究核心家庭成员随迁对流动人口稳定就业的影响，为了使研究样本具有良好的一致性，选择在流入地居住1年及以上、非本区(县、市)户口且从事非农产业工作1年以上的已婚流动人口样本作为分析对象。(1)原问卷中将流动人口界定为在流入地居住1个月及以上、非本区(市、县)户口的15周岁及以上的男性和女性流动人口。鉴于本文研究的需要，无法考察短时间内的就业状态，且随迁家庭成员被界定为与流动人口本人同年间流出，故将样本界定为在流入地居住1年及以上，且从事非农工作的已婚流动人口。经过筛选、剔除无回答、相关变量缺失的个案后，最后保留有效样本4 318个。 此外，本文还选用2013年流动人口动态监测专题数据作为辅助数据来验证结果的稳健性，选取的工具变量均来源于宏观统计数据。

(二)变量选取与描述性统计

基于前文提出的研究假设和已获得的数据，具体变量设置如下：

被解释变量：流动人口在流入地的就业状态。对应CMDS2017问卷中的问题：“您何时开始本次流动的”(即本次流动时间长度)和“您从什么时候开始这项工作”(即本次工作持续时间长度)，将后者与前者的比值作为流动人口在流入地持续工作的指标。参照已有学者的做法，将该比值大于等于3/4的定义为流动人口处于稳定就业状态；若样本在流入地现有工作岗位上工作时间等于或超过6年，也将其定义为处于稳定就业状态[9]。只要满足其中一个条件，则为稳定就业状态，赋值为1；其他情况为不稳定就业状态，赋值为0。

核心解释变量：配偶随迁和子女随迁。配偶随迁为二元虚拟变量，若配偶随迁则赋值为1，若配偶未随迁则赋值为0。子女随迁是指父母带着子女一起在流入地生活。一般来说，年满18周岁的子女会陆续离开老家去读大学或参加工作，所以本文仅考虑18周岁以下的子女。子女是否随迁为二元虚拟变量，若子女随迁则赋值为1，若子女未随迁(留守在老家或被寄养在亲戚家)则赋值为0。

控制变量：在比较和分析家庭成员(配偶、子女)对流动人口就业的影响时，为了更好地辨识核心解释变量对被解释变量的独立影响，基于前文进行的文献梳理，并充分考虑数据可得性，本文将分别从个体特征(性别、年龄、受教育程度)、核心家庭成员特征(配偶年龄、配偶受教育程度、子女个数)、工作特征(行业性质、月收入)和流动特征(流动身份、流动范围、流动城市)四个方面选取控制变量。

1.个体特征

被访者性别：根据问卷中被访者填写的信息，本文将其处理为二分类虚拟变量，男性赋值为1，女性赋值为0。

被访者受教育程度：受教育程度是衡量个体社会地位和人力资本的重要指标，流动人口的受教育程度越高，职业发展前景也越好，从而影响其在城市就业的稳定性。按照问卷中问题选项的类别，将被访者受教育程度归纳为以下四个类别：小学及以下、初中、高中及中专、大专及以上，并分别从低到高赋值为1～4，数值越大，表示受教育程度越高。

2.核心家庭成员特征

配偶受教育程度：流动人口配偶的受教育程度属于家庭的人力资本，可能会对流动人口在流入地的工作产生影响。同样按照问卷中回答选项的类别，将其归纳为以下四个类别：小学及以下、初中、高中及中专、大专及以上，并分别从低到高赋值为1～4，数值越大，表示受教育程度越高。

子女个数：子女个数决定核心家庭成员的总数，无论子女是否随迁，子女数量都可能对父母工作产生影响。因此，本文在模型中加入子女个数作为控制变量，该变量为连续变量，以真实子女个数来表示。

3.工作特征

行业性质：指流动人口所从事工作的类型。本文将所有行业划分为4类，分别赋值为1～4，1代表制造业，2代表服务业，3代表建筑业，4代表其他行业。

月收入：劳动收入作为流动人口在流入地生活的重要来源，是其在城市扎根的基础。为此，需要在控制收入变量的前提下，分析家庭成员随迁对流动人口稳定就业的影响情况。依据调查对象对问卷中：“您个人上个月(或上次就业)工资收入/纯收入为多少？”的回答，取月收入的自然对数作为连续变量纳入定量模型中。

劳动合同：流动人口与用工单位签订劳动合同，不仅可以维护自身合法权益，也为其就业提供了劳动保障。所以，该变量也会对流动人口在流入地稳定工作产生影响，在定量模型中有必要控制这一要素。本文将其划分为二分类虚拟变量，界定为签订了劳动合同和没有签订合同，分别赋值为1和0。

4.流动特征

流动身份：流动身份亦即流动人口的户籍类型，城市户籍和农村户籍的流动人口在流入地的生活及工作状态可能会存在差别，因此需要纳入控制变量加以控制。本文将“城-城”流动群体赋值为1，“乡-城”流动群体赋值为0。

流动范围：流动人口跨越的行政区域范围可能与其工作稳定性有关，流动范围的大小使流动人口受到的区域阻隔、社会交往等多方面产生差异，为此，需要将其纳入控制变量范畴。本文依据问卷中的信息将其处理为二分类虚拟变量，跨省流动赋值为1，非跨省流动赋值为0。

流入地：问卷中作为流入地的8个城市(区、州)的经济区位和地理条件均存在差异，对流动人口的生活工作状态可能会产生影响，故在分析流动人口工作稳定性时，不能忽视这一因素，应将其纳入模型当中加以控制。本文对8个城市(区、州)从1～8进行编码。表1为所有变量的描述性统计结果。

表1 变量的分布情况

四、实证分析

本文首先设定基准回归模型，再将上述预设的变量带入模型中，探究核心家庭中配偶、子女随迁是否会影响流动人口稳定就业(工作持久度)以及影响的大小和方向；其次探讨不同类型随迁家庭成员通过哪些途径影响流动人口就业状态；最后，对不同群组家庭成员随迁对其就业状态的影响差异进行讨论，依次验证前文提出的假设。

1.基准回归模型分析

从表2的回归结果来看，第(1)列(未加入控制变量)和第(2)列为核心家庭样本的普通Probit(未考虑内生性)回归结果。在控制了其他变量后，配偶随迁与子女随迁均对流动人口稳定就业产生了显著正向影响。与配偶未随迁的流动人口相比，配偶随迁的流动人口稳定就业的概率高34.6%；与子女未随迁的流动人口相比，子女随迁的流动人口稳定就业的概率高16.8%，前文提出的假设1和假设2得以证实。

表2 基础二元Probit回归和两阶段IV-Probit回归结果

模型可能存在遗漏变量及反向因果关系导致的内生性问题，因此将前文中已经找出的且针对不同家庭成员的工具变量代入到已设定的IV-Probit模型中进行两阶段回归，wald检验结果内生性。其中，原核心自变量与工具变量个数相等，即恰好识别。第(3)列第一阶段的回归结果中，所选取的工具变量与核心自变量高度相关，即可说明工具变量的强相关性。第(4)列的核心自变量系数值小于基准回归结果，说明工具变量只能解释一部分结果，其中wald检验的chi2值为2.83，p值为0.245，证明接受核心自变量是外生的原假设[10-12]。

2.影响机制研究

首先，从家庭人力资本理论出发，考察随迁配偶对调查对象稳定就业的影响。随迁配偶在流入地劳动力市场的表现可能会对流动人口就业起调节作用，为了验证该假设，本文选取“配偶本次流动是否以务工/工作为流动原因”(W1)和“配偶在流入地的劳动收入是否超过流动人口本人”(W2)作为调节变量。

表3报告了加入调节变量W1和W2后的回归结果。第(1)列配偶随迁变量与“配偶本次流动是否以务工/工作为流动原因”进行交互，结果显示配偶随迁对流动人口就业的影响与配偶在流入地是否进入劳动力市场显著正相关，交互项的回归系数为0.505，并且在5%统计检验水平上显著，说明配偶随迁对流动人口稳定就业的影响因为配偶在流入地从事有收入的经济活动而增强。第(2)列配偶随迁变量与“配偶在流入地的收入是否超过流动人口本人”进行交互，发现当随迁配偶的收入超过流动人口本人时，可以显著影响流动人口的稳定就业。W2与配偶随迁的交互项系数为0.493，并且在5%统计检验水平上显著。也就是说，随迁配偶在流入地的收入超过流动人口本人会对流动人口的稳定就业起到积极促进作用。以上结果可以充分支持前文提出的假设1a。

表3 随迁配偶的流动特征对流动人口稳定就业的作用机制

其次，以流动人口随迁子女为切入点，分析随迁子女是否通过增加家庭支出进而影响流动人口的稳定就业。在此引入家庭支出作为中介变量，考察子女随迁行为对流动人口稳定就业的影响。鉴于此处的被解释变量和解释变量均为分类变量，中介变量为连续变量，传统的中介效用方法对变量类型的限制较为苛刻，而Bootstrap方法对变量类型及分布要求相对宽松，与其他中介效应验证方法相比统计效力较高。所以本文在该处选用Bootstrap方法检验中介效应(间接作用)，该检验方法是根据标准误理论概念，将大样本量作为样本总体，进行有放回抽样，从而得到较为准确的标准误[13-16]。

表4结果表明，子女随迁通过提高家庭支出促使流动人口稳定就业。从各效应系数符号和显著性来看，总效应、直接效应和间接效应的系数符号均为正，且在1%统计检验水平上显著，进而可以断定家庭日常生活支出起着中介效果[17]。在总效应方面，子女随迁对流动父母在流入地的稳定就业起到显著的促进作用(与前文中基准回归结果一致)；直接效应方面，结果通过显著性检验，再次说明核心自变量对因变量的显著正向影响；间接效应方面，结果通过显著性检验，充分说明中介变量起着显著的中介效果。子女随迁行为对流动人口稳定就业影响的总效应系数为0.081 4，直接效应系数为0.074 1，间接效应系数为0.007 3，中介效应占比8.97%。前文提出的假设2a得到了验证。

表4 家庭支出在子女随迁对流动人口稳定就业影响中的中介作用

3.异质性扩展

(1)配偶随迁对流动人口稳定就业的影响可能存在性别差异

已有研究发现，男性群体和女性群体在就业市场中的劳动参与情况不同。夫妻共同迁移时，男性群体可能属于“获益者”，而女性群体多半为“受害者”[18]。表5分析了配偶随迁对流动人口稳定就业的影响是否存在性别差异。

由表5可见，无论妻子随迁还是丈夫随迁都会促进另一半在流入地稳定就业。但是，相比于丈夫随迁对妻子稳定就业的正向作用，妻子随迁对丈夫稳定就业的影响效果略大(妻子随迁对丈夫稳定就业的影响系数为0.362，丈夫随迁对妻子稳定就业的影响系数为0.323，且在1%水平上高度显著)。该结果充分证明了假设1b。

表5 随迁配偶对流动人口稳定就业影响的性别差异

(2)随迁子女对母亲和父亲稳定就业的影响存在差异

由表6可知，在控制了其他变量的情况下，子女随迁对父亲和母亲在流入地的稳定就业均有着正向影响，且均在1%统计检验水平上高度显著，说明无论对于父亲还是母亲来说子女随迁都有利于他们稳定工作，但对于父亲稳定就业的正向促进作用略大于母亲(子女随迁对父亲稳定就业的影响系数为0.362，对母亲稳定就业的影响系数为0.293)。这可能是因为在我国传统的家庭分工中，母亲承担的家庭照料职责要多于男性，子女随迁对母亲的工作产生的消极影响多一点。女性更倾向于找能够照顾家庭的工作，她们选择的工作类型比男性更少，存在更大的分化。而父亲相对于母亲，工作稳定性受子女随迁的影响较小。前文提出的假设2b得到证实。

表6 子女随迁对父亲/母亲稳定就业的影响

(3)随迁子女性别对父母稳定就业的影响存在差异

随着社会的不断进步，中国传统的“重男轻女”思想已经弱化。但是，不同性别的子女随迁对父母稳定就业的影响仍然存在差异。当流动父母有多个子女时，随迁子女个数可能会多于一个，因此本文在考察子女性别对父母在城市稳定就业的影响差异时，以随迁子女中的年长子女作为研究样本，具体实证结果如表7所示。

表7 随迁子女性别对流动人口稳定就业的影响

在表7中，无论男孩还是女孩的随迁对流动父母稳定就业的影响均为正向的，并且在1%统计检验水平上显著。但是，女孩随迁对于父母稳定就业的促进作用略大于男孩(女儿随迁对流动人口父母稳定就业的影响系数为0.192，儿子随迁的影响系数则为0.159)。由此可见，随迁子女的性别对父母在城市稳定就业的影响存在差异。这可能因为儿子随迁导致父母的经济负担相对更重，家庭支出更多，心理压力更大，父母会通过频繁更换工作获得更高的工资收入。因此，携带儿子随迁的父母就业稳定性低于携带女儿随迁的父母，前文提出的假设2c得到证实。

(4)随迁子女年龄阶段对父母稳定就业的影响

不同年龄阶段的子女消费水平不同，家庭支出也不同，而家庭支出可能会影响流动父母的工作稳定性。为此，本文对未成年随迁子女进行划分：0～6岁为学龄前阶段、7～12岁为小学阶段、13～18岁为中学阶段，进一步研究不同年龄阶段的子女对流动父母稳定就业的影响。从表8可以发现，如果随迁子女处于学龄前阶段，子女随迁对其父母在流入地的稳定就业影响不显著。这可能因为该年龄段的子女不需要花费父母大量的时间和精力照顾，父母在就业方面受到的牵绊较少。如果随迁子女处于小学阶段，父母在流入地的就业稳定性在一定程度上受到影响，且该系数在10%统计检验水平上显著。随迁子女进入当地小学上学，会促使父母固定在一个地方工作。相比之下，如果随迁子女为13～18岁，处于初、高中阶段，子女对其父母在流入地稳定就业的促进效果更加突出，该影响系数在1%水平上高度显著。这可能由于该年龄阶段的随迁子女处于成长关键时期，当他们在流入地学校接受初、高中教育时，基本不会更换就学地点，所以对于随迁子女的父母来讲，稳定工作的可能性会更高，前文提出的假设2d得到证实。

表8 不同年龄阶段子女随迁对流动人口稳定就业的影响

五、结论与建议

综上所述，核心家庭成员随迁会对流动人口的稳定就业起着积极的促进作用。其中，随迁配偶加入当地劳动力市场并获得劳动收入对流动人口稳定就业产生正向影响。随迁子女通过增加家庭支出促使父母稳定工作，不同性别和年龄阶段的子女对流动人口稳定就业的影响不同。家庭规模小型化、流动人口家庭化是我国未来长期存在的趋势，流动人口配偶和子女的随迁问题值得关注。基于本文研究结论，提出以下建议：

首先，政府可以制定促进流动人口家庭流动的相关配套支持政策，加大对流动人口职业培训的力度，提高流动人口的职业素养和专业技术能力，增加他们的工作机会。其次，对于用工单位来说，可以增加适宜流动人口“夫妻档”的工作岗位，提高流动人口配偶就业机率；自觉与劳动者签订合同，保障劳动者的合法权益；为劳动者缴纳社保公积金，降低其失业风险。再次，要完善教育政策，实现教育公平，解决随迁子女教育问题。随迁子女在流入地上学会促使其父母更稳定地工作，子女所处的学龄阶段越高，越容易促进他们的父母在流入地稳定就业。政府应该从多方面关心和帮扶流动人口困难家庭，为流动人口长期留在城市生活和发展提供动力。最后，还要进一步完善社会保障体系，扩大社保覆盖面，让流动人口享受和本地人一样的社会福利，实现公共服务均等化，提高流动人口在流入地的居留意愿，为他们稳定就业创造良好的社会条件。