——基于代際差異的視角
摘要:基于中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，通過Logistic回歸模型分析人力資本、家庭稟賦對農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響。人力資本和家庭稟賦對農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)或就業(yè)狀態(tài)都有顯著影響，性別、受教育程度、健康、農(nóng)業(yè)收入占比、家庭年收入對農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)的積極作用是一致的。不同世代農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的趨勢沒有明顯差異，但不同世代農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀態(tài)存在一定程度的差異。與第一代農(nóng)村勞動力相比，第二代農(nóng)村勞動無業(yè)的概率要低。
關(guān)鍵詞:人力資本；家庭稟賦；農(nóng)村勞動力；就業(yè)；代際差異
一、問題的提出
最早提出“剩余勞動力”命題的是李遠岑，他在1957年發(fā)表《現(xiàn)階段我國農(nóng)業(yè)中的剩余勞動力問題》，指出解決農(nóng)村剩余勞動力是一個大問題。宋林飛1982年發(fā)表的《農(nóng)村勞動力的剩余及其出路》則更具影響力，該研究通過調(diào)查數(shù)據(jù)對南通縣的勞動力剩余率進行了計算，提出“從農(nóng)田耕作中轉(zhuǎn)移出來，向社隊企業(yè)和家庭副業(yè)等方面尋找出路”。在20世紀80年代初，農(nóng)村剩余勞動力命題就越來越多地被學(xué)術(shù)界認可。“農(nóng)村剩余勞動力”命題關(guān)注農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)，體現(xiàn)了從農(nóng)業(yè)社會向工業(yè)社會邁進時勞動力結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型。
隨著“農(nóng)村剩余勞動力”命題被廣泛認可，大量研究聚焦于農(nóng)村剩余勞動力的非農(nóng)就業(yè)。目前，關(guān)于農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)的相關(guān)研究通常有兩個不同的方向。其一，關(guān)注非農(nóng)就業(yè)的后果。這一類研究成果相對較多，將非農(nóng)就業(yè)作為自變量，探討農(nóng)村勞動力進城務(wù)工的社會后果，如關(guān)注進城務(wù)工的農(nóng)民工的健康、就業(yè)、收入、社會融入等方面。其二，關(guān)注促進或影響非農(nóng)就業(yè)的因素。人力資本、家庭因素、社會資本等這些因素具體體現(xiàn)在性別、文化程度、身體健康等方面。已有研究都指出了農(nóng)村勞動力研究的價值，也為以后的研究提供了非常充實的研究基礎(chǔ)。但是，多數(shù)研究僅僅關(guān)注是否從事非農(nóng)職業(yè)的影響因素，研究目的指向促進農(nóng)村剩余勞動力就業(yè)。這些研究中含有明顯的城鄉(xiāng)二元思維，往往從經(jīng)濟利益的角度對農(nóng)業(yè)勞動進行評價，已有研究關(guān)注的主體往往是農(nóng)民工或農(nóng)村居民，沒有將農(nóng)村勞動力作為一個主要研究對象，“無業(yè)”和“務(wù)農(nóng)”之間及其與“非農(nóng)就業(yè)”之間的差異被忽視；“農(nóng)村剩余勞動力”命題中預(yù)設(shè)了非農(nóng)就業(yè)的優(yōu)越性，農(nóng)村勞動力就業(yè)選擇的主體性沒有凸顯出來；已有研究將農(nóng)村勞動力視為一個低異質(zhì)性的群體，忽視了不同世代農(nóng)村勞動力就業(yè)的差異，缺乏代際差異的視角；最后，關(guān)于對非農(nóng)就業(yè)的影響因素分析中，人力資本被廣泛證實，但來自家庭方面的影響尚未得到較好的論證。基于此，研究試圖通過實證調(diào)查數(shù)據(jù)來探討人力資本、家庭稟賦對不同世代的農(nóng)村勞動力就業(yè)的就業(yè)選擇的影響。
二、理論視角與研究假設(shè)
（一）代際差異視角
“代”的概念來自于人口學(xué)或人口社會學(xué)中“同期群”（Cohort）的概念，同期群與年齡和時期息息相關(guān)，指的是一組經(jīng)歷了相同的社會歷史事件的人口。同期群效應(yīng)是指當社會變遷對一代又一代的同期群產(chǎn)生不同影響時，生命軌跡的歷史效應(yīng)就以同期群在同一年齡所具有的不同經(jīng)歷變現(xiàn)出來，這一人口群體所具有的經(jīng)歷具有明顯的相似性。在對農(nóng)民工的研究中，代際差異視角是一種較為常見的視角。“新一代農(nóng)民工”和“老一代農(nóng)民工”的劃分就是代際差異視角的表現(xiàn)，以出生年份在1980年前后作為劃分標準，1980年以前出生的農(nóng)民工為老一代農(nóng)民工，1980年以后出生的農(nóng)民工劃分為新一代農(nóng)民工。部分研究采用了新一代農(nóng)民群體和老一代農(nóng)民群體的劃分，也有研究直接采用父代和子代進行區(qū)分。父代與子代的區(qū)分往往是人口學(xué)的“代”，而不是人口社會學(xué)的“代”。人口社會學(xué)關(guān)注不同世代之間經(jīng)歷的重大歷史事件，因此，研究區(qū)分了新一代農(nóng)村居民群體和老一代農(nóng)村居民群體。
按照1980年以前出生劃分的老一代農(nóng)民工群體年齡僅在30歲以上，而考慮到近年來50歲以上的高齡農(nóng)民工群體規(guī)模的不斷擴大，筆者在老一代農(nóng)村居民群體的基礎(chǔ)上以50歲為界劃分了中年老一代農(nóng)村居民和老年老一代農(nóng)村居民，作為第二代農(nóng)村居民和第一代農(nóng)村居民。基于此，研究區(qū)分了農(nóng)村居民中的三代人，出生年份分別1959年及以前、1960~1979年，1980年及以后。這三代的生命歷程是存在一定差異的。在1980年前后，改革開放背景下的第一代農(nóng)村居民面臨成家立業(yè)的問題，第二代農(nóng)村居民尚在學(xué)齡階段或務(wù)農(nóng)階段，第三代農(nóng)村居民即將出生；在2000年前后，稅費改革背景下的第一代農(nóng)村居民邁入中年晚期或老年早期，第二代農(nóng)村居民正由青年邁向中年，第三代農(nóng)村居民尚在學(xué)齡階段或職業(yè)早期；在2010年前后，農(nóng)民進城務(wù)工成為浪潮之后，第一代農(nóng)村居民已步入老年階段，第二代農(nóng)村居民進入中年晚期，第三代農(nóng)村居民面臨職業(yè)選擇。
（二）研究假設(shè)
人力資本理論是由舒爾茨和貝克爾開創(chuàng)的，與勞動力就業(yè)息息相關(guān)的理論成果。舒爾茨的研究較為宏觀，指出人力資本投資是經(jīng)濟增長的主要源泉，并將人力資本劃分為五類：醫(yī)療保健、在職培訓(xùn)、正式教育、成人學(xué)習(xí)項目及就業(yè)遷移。貝克爾則是人力資本理論的微觀踐行者，為人力資本理論提供了堅實的微觀經(jīng)濟分析基礎(chǔ)。新古典經(jīng)濟學(xué)的人力資本理論認為，職業(yè)（收入）差異的主要根源是勞動者在人力資本方面的差異。勞動力市場分割理論反對勞動力市場同質(zhì)性的假定，認為存在兩個缺少流動的勞動力市場部門，即首要勞動力市場和次要勞動力市場，該理論的一個核心觀點是人力資本回報在不同勞動力市場之間存在差異。筆者認為，農(nóng)業(yè)就業(yè)市場和非農(nóng)就業(yè)市場是兩個不同的勞動力市場，人力資本在其中發(fā)揮著不同的作用。
人力資本通過投資完成，而人力資本的投資主要是通過家庭來傳遞的。家庭是社會的基本單位，是個體社會化重要的孵化器。貝克爾指出，家庭在人力資本形成中的地位和作用。影響人力資本投資的家庭因素往往是多方面的，既可能是父母的人力資本，還有可能是經(jīng)濟資本、社會資本、政治資本等資本因素。布迪厄指出，不同形態(tài)的資本在實踐中轉(zhuǎn)換，資本有效充分的轉(zhuǎn)換能夠促進生活良性運行。因此，家庭在人力資本投資中必然充當相當重要的角色，家庭稟賦就是家庭資本相關(guān)的概念。
從代際差異的視角，可得到3個研究假設(shè)：
研究假設(shè)1，人力資本對農(nóng)村勞動力的就業(yè)有顯著影響。
研究假設(shè)2，家庭稟賦對農(nóng)村勞動力的就業(yè)有顯著影響。
研究假設(shè)3，不同世代農(nóng)村勞動力的就業(yè)存在差異。
本研究包括兩個探索性研究議題：一方面，對農(nóng)村勞動力就業(yè)的測量區(qū)分非農(nóng)就業(yè)和就業(yè)狀況，研究通過這兩種測量來開展探索性的研究，比較在兩種不同測量方式下人力資本和家庭稟賦對農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響的差異；另一方面，考察基于農(nóng)村勞動力回流的現(xiàn)實不同世代農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀況。研究傾向于認為，農(nóng)村勞動力在青年早期和老年早期會回歸農(nóng)業(yè)勞動，這是由于農(nóng)民工無法融入城市的必然歸宿。研究基于2010年中國社會調(diào)查（CGSS2010）的調(diào)查數(shù)據(jù)（1）進行了實證分析。
三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計
（一）數(shù)據(jù)來源
中國綜合社會調(diào)查（CGSS）的抽樣設(shè)計采用多階分層概率抽樣設(shè)計，在全國抽取了100個縣（區(qū)）和5個大城市，作為初級抽樣單元。在全國一共調(diào)查480個村/居委會，每個村/居委會調(diào)查25個家庭，每個家庭隨機調(diào)查1人。抽取家庭戶時采用建筑物抽樣的方法，在抽取個人時采用KISH表進行實地抽樣。2010年的調(diào)查數(shù)據(jù)總樣本為11783份。在本研究中，農(nóng)村居民為戶籍為農(nóng)業(yè)戶口的調(diào)查對象，有效調(diào)查樣本量為6039份，研究考察的是農(nóng)村勞動力樣本，將勞動力樣本年齡界定為16歲到65歲之間，農(nóng)村勞動力分析樣本為5281份。
（二）變量設(shè)置
1.因變量
研究關(guān)注的是農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀況，為了比較非農(nóng)就業(yè)和就業(yè)狀態(tài)的差異，研究設(shè)置了兩個變量——非農(nóng)就業(yè)和就業(yè)狀態(tài)。非農(nóng)就業(yè)是常見研究中使用的概念，即是否有非農(nóng)就業(yè)工作，有賦值為1，無賦值為0。就業(yè)狀態(tài)則是將無非農(nóng)工作區(qū)分為務(wù)農(nóng)和無業(yè)兩種類型，賦值分別為2、3。基于此，可以對兩種不同變量設(shè)置情況下的變量顯著情況進行比較。
2.自變量
在實際研究中，年齡、受教育程度、身體健康狀況通常被用作衡量個體人力資本的變量。考慮到性別在農(nóng)村勞動力就業(yè)選擇中的特殊性，本研究還將性別作為人力資本的代理變量之一。將性別作虛擬變量處理，年齡為連續(xù)變量，受教育程度通過常見做法將其轉(zhuǎn)換為受教育年限，身體健康則采用自評的方式，非常不健康賦值為1，比較不健康賦值為2，一般賦值為3，比較健康賦值為4，非常健康賦值為5。
家庭稟賦主要包括家庭對人力資本、經(jīng)濟資本等的占有情況。本研究對家庭稟賦設(shè)置了4個變量：家庭有勞動收入人口數(shù)、農(nóng)業(yè)收入占比、婚姻狀況、家庭年收入對數(shù)。家庭有勞動收入人口數(shù)是去年家庭成員中有勞動收入人口數(shù)，是家庭勞動力的衡量指標。家庭農(nóng)業(yè)收入占比是指去年家庭農(nóng)業(yè)收入占家庭全年收入的比例，是衡量家庭勞動力的指標。婚姻狀況采用虛擬變量的處理，區(qū)分為是否有配偶。家庭年收入則采取取對數(shù)的方式進行處理。變量編碼情況見表1。
（三）模型選擇
研究對非農(nóng)就業(yè)和就業(yè)狀態(tài)的影響因素進行差異比較，從而進一步揭示區(qū)分務(wù)農(nóng)和無業(yè)人口的就業(yè)狀態(tài)的重要性。本文采用Logistic模型比較分析農(nóng)村勞動力的就業(yè)選擇。
Logistic回歸被廣泛用于因變量為定類或定序?qū)哟蔚姆治鲋小７寝r(nóng)就業(yè)的影響因素適用二元Logistic回歸，其因變量賦值為1和0，就業(yè)狀態(tài)的影響因素適用多元Logistic回歸，其因變量賦值為1、2、3。其模型原理如下：
某一事件發(fā)生的概率與不發(fā)生的概率之比稱為比值，即odds=P/1-P。兩個比值的比就稱為發(fā)生比，簡稱Exp（B）。發(fā)生比用于分析由于某一自變量變化導(dǎo)致的比值變動，即分析反應(yīng)變量發(fā)生概率的變化情況。
四、不同世代農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況
（一）我國農(nóng)村居民的就業(yè)趨勢
隨著城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，農(nóng)村勞動力進入非農(nóng)就業(yè)市場的比重不斷加大。1978年，我國農(nóng)村居民有近8億，無業(yè)人口為48376萬，務(wù)農(nóng)人口為28318萬，非農(nóng)就業(yè)人口僅為2320萬人。2014年，我國鄉(xiāng)村就業(yè)人口數(shù)為37943萬，其中非農(nóng)就業(yè)人口為15153萬人，從事第一產(chǎn)業(yè)的人口數(shù)為22790萬人，詳見圖1。可見，1990年以前務(wù)農(nóng)人口一直在遞增，1990~1996年呈現(xiàn)遞減的趨勢，1996~2003年再次出現(xiàn)小幅度回升，在2003年以后直線下降。非農(nóng)就業(yè)人口數(shù)一直在遞增，在1996~2003年出現(xiàn)小幅度回落。從我國農(nóng)村居民總體上的就業(yè)趨勢來看，非農(nóng)人口不斷增加，無業(yè)人口和務(wù)農(nóng)人口總體上呈現(xiàn)降低的趨勢，務(wù)農(nóng)人口在不同的階段呈現(xiàn)增減反復(fù)的趨勢。
由于國家統(tǒng)計數(shù)據(jù)未對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況進行專門的統(tǒng)計，所以圖1只能大致反映我國農(nóng)村居民就業(yè)的趨勢，并未限定農(nóng)村勞動力的概念，不同年齡的人口都可能被納入總體中，因此，就業(yè)指標的就業(yè)狀況反映的是全體農(nóng)村居民。而且根據(jù)統(tǒng)計口徑的差異，造成非農(nóng)就業(yè)人口數(shù)的計算要比《全國農(nóng)民工監(jiān)測數(shù)據(jù)》（2008~2014年）報告的農(nóng)民工數(shù)量要少，所以有必要從微觀數(shù)據(jù)來了解農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀況。
（二）不同世代農(nóng)村勞動力的就業(yè)選擇
基于中國綜合社會調(diào)查2010年的數(shù)據(jù)，在調(diào)查的958名16~30歲的農(nóng)村居民中，非農(nóng)就業(yè)對象有430人，務(wù)農(nóng)調(diào)查對象有207人，無業(yè)調(diào)查對象有321人，非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村勞動力占到近一半。在調(diào)查的2698名31~50歲的農(nóng)村居民中，非農(nóng)就業(yè)對象有978人，務(wù)農(nóng)調(diào)查對象有1302人，無業(yè)調(diào)查對象有418人，務(wù)農(nóng)的農(nóng)村勞動力占一半。在調(diào)查的1625名51~65歲的農(nóng)村居民中，非農(nóng)就業(yè)對象有217人，務(wù)農(nóng)調(diào)查對象有956人，無業(yè)調(diào)查對象有452人，務(wù)農(nóng)的農(nóng)村勞動力超過了一半。
對于不同世代的農(nóng)村勞動力而言，非農(nóng)就業(yè)比率隨著年齡的升高而不斷降低，務(wù)農(nóng)就業(yè)人口比率隨著年齡的升高而不斷上升。同時，不同世代的“非非農(nóng)”農(nóng)村勞動力結(jié)構(gòu)也并非一致，無業(yè)和務(wù)農(nóng)的比率并未呈現(xiàn)一定的規(guī)律。將非農(nóng)就業(yè)作為因變量，發(fā)現(xiàn)不同世代的非農(nóng)就業(yè)概率存在顯著差異，將三類就業(yè)狀態(tài)作為因變量，發(fā)現(xiàn)不同世代的就業(yè)狀態(tài)的顯著差異更大。因此，考慮到“非非農(nóng)”農(nóng)村勞動力的就業(yè)結(jié)構(gòu)顯得很有必要。
五、人力資本和家庭稟賦對不同世代農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響分析
（一）農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的二元Logistic回歸
以農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)作為因變量，建立了回歸模型1，此時模型的偽決定系數(shù)為0.458，與同類回歸模型相比，模型1的擬合度很好，表明人力資本和家庭稟賦對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)有很好的解釋力。從模型中可以看到，男性、受教育年限、身體健康三個人力資本變量對農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)有顯著影響，農(nóng)業(yè)收入占比和家庭年收入對數(shù)兩個家庭稟賦變量對農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)有顯著影響，模型1數(shù)據(jù)分析詳見表2。
數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒2015》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒2014》《中國人口統(tǒng)計年鑒2015》注：農(nóng)村無業(yè)人口數(shù)是當年農(nóng)村人口數(shù)與鄉(xiāng)村就業(yè)人口數(shù)的差值，非農(nóng)就業(yè)人口數(shù)是當年鄉(xiāng)村就業(yè)人口數(shù)與第一產(chǎn)業(yè)從人數(shù)的差值，非農(nóng)就業(yè)人口數(shù)為鄉(xiāng)村就業(yè)人口數(shù)與農(nóng)業(yè)人口數(shù)和無業(yè)人口數(shù)。
從人力資本因素看，男性從事非農(nóng)勞動的概率是女性的3.572倍；受教育年限程度每增加1年，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)職業(yè)的概率就上升23.9%；身體健康自評每提高1個單位，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)職業(yè)的概率就上升9.4%，這表明人力資本越高，農(nóng)村居民從事非農(nóng)職業(yè)就越多。從家庭稟賦看，農(nóng)業(yè)收入占比每上升1個單位，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)職業(yè)的概率就下降97.9%；家庭年收入對數(shù)每上升1個單位，農(nóng)村勞動力從事非農(nóng)職業(yè)的概率就上升125.8%。可見，模型1基本上驗證了研究假設(shè)2和研究假設(shè)3，但并未驗證研究假設(shè)1。
（二）農(nóng)村勞動力就業(yè)的多元Logistic回歸
以就業(yè)性質(zhì)作為農(nóng)村勞動力就業(yè)因變量，建立了農(nóng)村勞動力就業(yè)的多元Logistic模型2，模型的偽決定系數(shù)為0.506，模型的擬合度較好，表明人力資本和家庭稟賦對農(nóng)村勞動力的就業(yè)有著很好的解釋力。從模型2可以看到，無業(yè)和非農(nóng)相比，所有的人力資本和家庭稟賦變量都非常顯著；務(wù)農(nóng)和非農(nóng)相比，所有人力資本變量和大部分的家庭稟賦變量也都非常顯著，模型2數(shù)據(jù)分析詳見表3。
通過對無業(yè)和非農(nóng)兩種就業(yè)選擇比較，首先，從人力資本變量來看，農(nóng)村女性勞動力無業(yè)的概率是男性的5.639倍；受教育程度每上升1個單位，農(nóng)村勞動力無業(yè)的概率就下降5.4%；身體健康自評每上升1個單位，農(nóng)村勞動力無業(yè)的概率就下降24.6%，表明與無業(yè)相比，人力資本越高，農(nóng)村勞動力選擇非農(nóng)職業(yè)就越多。其次，從家庭稟賦變量來看，有配偶的農(nóng)村勞動力無業(yè)的概率是無配偶的38.2%；有勞動收入人口數(shù)每增加1人，農(nóng)村勞動力無業(yè)的概率就下降41%；農(nóng)業(yè)收入占比每上升1個單位，農(nóng)村勞動力無業(yè)的概率就上升1530.4%；家庭年收入對數(shù)每上升1個單位，農(nóng)村勞動力無業(yè)的概率就下降31.7%。最后，從不同世代來看，與第一代農(nóng)村勞動力相比，第二代農(nóng)村勞動從事無業(yè)的概率要低62%。
從務(wù)農(nóng)和非農(nóng)就業(yè)兩種就業(yè)選擇比較而言，首先，從人力資本來看，農(nóng)村女性勞動力務(wù)農(nóng)的概率是男性的2.555倍；受教育程度每上升1個單位，農(nóng)村勞動力務(wù)農(nóng)的概率就下降11.4%；身體健康自評每上升1個單位，農(nóng)村勞動力務(wù)農(nóng)的概率就下降14.9%，這表明與務(wù)農(nóng)相比，人力資本越高，農(nóng)村勞動力越傾向于選擇非農(nóng)職業(yè)。其次，從家庭稟賦變量來看，有勞動收入人口數(shù)每增加1人，農(nóng)村勞動力務(wù)農(nóng)的概率就下降65.6%；農(nóng)業(yè)收入占比每上升1個單位，農(nóng)村勞動力務(wù)農(nóng)的概率就上升8243.1%；家庭年收入對數(shù)每上升1個單位，農(nóng)村勞動力務(wù)農(nóng)的概率就上升41.3%，家庭收入與務(wù)農(nóng)概率正相關(guān)可能是由于其他家庭成員從事非農(nóng)職業(yè)提高了其家庭的年收入，從而提升了其務(wù)農(nóng)的可能性。模型2顯示，不同世代農(nóng)村勞動力就業(yè)存在一定程度的差異，這驗證了研究假設(shè)1；絕大多數(shù)的人力資本和家庭稟賦變量對農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀態(tài)有顯著影響，這驗證了研究假設(shè)2和研究假設(shè)3。
對模型1和模型2進行比較發(fā)現(xiàn)：第一，人力資本和家庭稟賦對農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)和就業(yè)狀態(tài)都有顯著影響的，性別、受教育程度、健康、農(nóng)業(yè)收入占比、家庭年收入對農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)的促進作用是一致的；第二，不同世代農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的趨勢沒有明顯差異，但不同世代農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀態(tài)存在一定程度的差異，無業(yè)和非農(nóng)就業(yè)比較而言，第三，第一代農(nóng)村勞動力相比，第二代農(nóng)村勞動無業(yè)的概率要低62%。對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的不同測量會部分影響到影響因素的顯著情況，而研究更支持采用就業(yè)狀況來對農(nóng)村勞動力就業(yè)的測量結(jié)果。
六、結(jié)語
基于代際差異的視角，不同世代農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況是存在明顯差異的，這種差異體現(xiàn)在無業(yè)和非農(nóng)就業(yè)之間，非農(nóng)就業(yè)和務(wù)農(nóng)之間的差異不大。與非農(nóng)就業(yè)相比，務(wù)農(nóng)的收入相對較低，但是對農(nóng)村居民來說，務(wù)農(nóng)仍然是一項職業(yè)，要付出勞動，也會獲得微薄的收入，因此，從農(nóng)村居民就業(yè)的角度來看，是否從事非農(nóng)職業(yè)或者務(wù)農(nóng)與不務(wù)農(nóng)存在很大程度的差異。筆者認為，是否非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村勞動力就業(yè)的測量是存在一定問題，非農(nóng)就業(yè)的指標未能區(qū)分無業(yè)人員和務(wù)農(nóng)人員的差異，包含非農(nóng)就業(yè)、務(wù)農(nóng)和無業(yè)三類內(nèi)容的就業(yè)性質(zhì)能夠更好地測量農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀況。
研究證實了農(nóng)村勞動力就業(yè)的代際差異。與無業(yè)相比，第二代農(nóng)村勞動力比第一代農(nóng)村勞動力更傾向于會進入非農(nóng)崗位，但第二代農(nóng)村勞動力和第三代農(nóng)村勞動力的就業(yè)選擇并不存在明顯的差異。第三代農(nóng)村勞動力是在改革開放后出生的，因此在城鄉(xiāng)戶籍制度出現(xiàn)松動之后，第二代農(nóng)村勞動力選擇進入非農(nóng)崗位的就逐漸增大，第三代農(nóng)村勞動力大部分會進入非農(nóng)崗位。這種差異在非農(nóng)就業(yè)的代際比較中未得到證實。對落戶城市的農(nóng)村人口來說，農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)的概率是呈現(xiàn)U型結(jié)構(gòu)的。形成這種結(jié)構(gòu)一方面是因為當前農(nóng)村青年勞動力必然會進入城市務(wù)工，而農(nóng)村中年勞動力在早期較少進入非農(nóng)就業(yè)崗位，在隨后進入非農(nóng)就業(yè)崗位的概率就越低，務(wù)農(nóng)或無業(yè)的概率就越高；另一方面，農(nóng)村戶籍的可改變性使得外出務(wù)工的農(nóng)村中老年勞動力更有能力獲得城市戶口，但農(nóng)村中老年家庭跟傾向于集家庭經(jīng)濟實力去改變子代的戶籍性質(zhì)，從而使得外出務(wù)工的農(nóng)村老年勞動力在的農(nóng)業(yè)戶籍身份沒有發(fā)生改變。
不同世代的農(nóng)村勞動力存在差異，這種差異正在逐漸縮小，在第二代和第三代農(nóng)村勞動力之間就業(yè)的差異并不明顯。農(nóng)村越來越多地變成“留守農(nóng)村”，留守人員改造和建設(shè)農(nóng)村的積極性并不高。因此，在當前農(nóng)村青年勞動力中培養(yǎng)青年職業(yè)農(nóng)民是發(fā)展當?shù)剞r(nóng)業(yè)的重要內(nèi)容。農(nóng)村勞動力的總體處于變動之中，大部分人致力于獲得城市戶籍，他們中有少部分人成功，這使得農(nóng)村勞動力的同期群不穩(wěn)定。同時，由于本研究是基于二手數(shù)據(jù)的緣故，未能觀測到近年來變動趨勢，這是后續(xù)研究需要改進之處。
作者簡介：朱慧劼，南京大學(xué)社會學(xué)院博士研究生
中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：《內(nèi)蒙古社會科學(xué)》（漢文版）2017年第6期，第175-181頁
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