進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入影響因素的Logistic模型構(gòu)建

張學(xué)春

（宿州學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 宿州234000）

0 引言

中國如何在工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和現(xiàn)代化的進(jìn)程中，逐步提高進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入，有利于促進(jìn)農(nóng)民增收，有利于增強(qiáng)進(jìn)城農(nóng)民留在城鎮(zhèn)的物質(zhì)基礎(chǔ)，有利于推進(jìn)進(jìn)城農(nóng)民市民化。哪些因素對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著影響呢？通過對有關(guān)文獻(xiàn)資料進(jìn)行研究分析，發(fā)現(xiàn)已有研究文獻(xiàn)對進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入影響因素的研究雖然取得很多有價(jià)值的研究成果，但是通過建立統(tǒng)計(jì)分析模型對進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究的卻非常少。改革開放以來，進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入總體上有了較大的提高，但是仍然比較低，更為重要的是，就進(jìn)城農(nóng)民個(gè)體而言，其務(wù)工收入水平高低不同，差距較大。那么，在同樣的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境下，不同進(jìn)城農(nóng)民個(gè)體的務(wù)工收入為什么會有巨大差距呢？因此，有必要對其進(jìn)行相關(guān)的社會調(diào)查，掌握一手的數(shù)據(jù)資料，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行深入細(xì)致的專門研究。安徽省既是人口大省，也是進(jìn)城務(wù)工農(nóng)民大省。安徽省的樣本數(shù)據(jù)，可以在一定程度上反映出中部地區(qū)乃至全國進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的特征。本文嘗試運(yùn)用logistic回歸分析模型，對進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入水平進(jìn)行多因素的定量分析，試圖找出進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的主要影響因素，分析研究各個(gè)影響因素對進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入水平產(chǎn)生何種影響，并提出進(jìn)一步提高進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入水平的措施和建議。

1 數(shù)據(jù)來源和樣本說明、變量設(shè)置

1.1 數(shù)據(jù)來源和樣本說明

本文所使用的研究數(shù)據(jù)均來源于安徽省教育廳人文社會科學(xué)研究項(xiàng)目“農(nóng)民外出務(wù)工對安徽經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的影響及對策研究”課題組，在安徽省17個(gè)地市對進(jìn)城農(nóng)民進(jìn)行的實(shí)地問卷調(diào)查。調(diào)查實(shí)踐中，采用簡單隨機(jī)抽樣的組織形式，共發(fā)放調(diào)查問卷表900份，回收有效調(diào)查問卷表756份，有效問卷率為84.0%。

1.2 變量設(shè)置

因變量的設(shè)置。根據(jù)本文研究的需要，將進(jìn)城農(nóng)民的月務(wù)工收入設(shè)置為因變量。樣本數(shù)據(jù)顯示，進(jìn)城農(nóng)民月務(wù)工收入的平均值是1940.45元。為了便于統(tǒng)計(jì)模型的建立和分析，將月務(wù)工收入低于平均值定義為“低收入”，賦值為“0”；將月務(wù)工收入高于平均值定義為“高收入”，賦值為“1”。這樣，進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入就轉(zhuǎn)化為0-1二元定性變量。

自變量的設(shè)置。在前人研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合本人調(diào)研的數(shù)據(jù)，本文設(shè)置的自變量包括：性別、年齡、婚姻狀況、進(jìn)城務(wù)工時(shí)間、教育程度、專業(yè)技術(shù)水平、是否接受就業(yè)職業(yè)培訓(xùn)、是否簽訂勞動合同、從事的行業(yè)、工資是否拖欠、進(jìn)城務(wù)工與誰在一起和未來意愿共12個(gè)變量。各個(gè)變量的含義和賦值見表1所示。

表1 變量的含義與賦值

2 進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入影響因素的Logistic模型統(tǒng)計(jì)分析

2.1 進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的描述分析

2.1.1 性別與務(wù)工收入

女性進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入是1612.77元/月，低于總體進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入（1940.45元/月）,更低于男性進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入（2126.72元/月），男性每月務(wù)工收入比女性高500多元。造成這種差距的主要原因有，由于農(nóng)村一些地區(qū)還存在一定程度的“重男輕女”的觀念，女孩比男孩受教育程度偏低，再加上女性要把更多的精力用在家庭和子女身上，以及社會上的性別歧視等。因?yàn)槟行赃M(jìn)城務(wù)工收入比女性高，對家庭的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)比女性大，這也是造成“丈夫進(jìn)城務(wù)工，妻子在家留守”現(xiàn)象的原因之一。

2.1.2 年齡與務(wù)工收入

19歲及以下的進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入為1616.07元/月,20～29歲為 1886.10 元/月,30～39 歲為2009.95元/月,40～49歲為1972.42元/月,50歲及以上的為1879.41元/月。明顯可以看出，進(jìn)城農(nóng)民的年齡與務(wù)工收入之間存在著“倒U型”的變化關(guān)系，務(wù)工收入首先隨著年齡的增長而不斷增長，在30～39歲年齡段達(dá)到最大值，然后隨著年齡的增長而不斷下降。這是因?yàn)椋谝?、年齡越來，進(jìn)城務(wù)工時(shí)間越長，務(wù)工經(jīng)驗(yàn)越多，務(wù)工經(jīng)驗(yàn)對務(wù)工收入有正向影響；第二、年齡大的進(jìn)城農(nóng)民承擔(dān)著更大的家庭責(zé)任和撫養(yǎng)子女的責(zé)任，他們的壓力更大，各方面更成熟、更能吃苦耐勞，所以，他們的務(wù)工收入更高。之所以40歲以后，務(wù)工收入與年齡呈反方向變化關(guān)系，是因?yàn)檫M(jìn)城農(nóng)民主要從事工業(yè)、建筑業(yè)等體力型為主的行業(yè)和職業(yè)，年長的進(jìn)城農(nóng)民很難接受高強(qiáng)度的工作要求，因而導(dǎo)致其務(wù)工收入有所下降。

2.1.3 婚姻狀況與務(wù)工收入

未婚進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入只有1731.04元/月，而已婚進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入是2006.85元/月，未婚比已婚少275.81元/月。造成這種現(xiàn)象主要有以下幾個(gè)原因：第一、已婚進(jìn)城農(nóng)民的性別比（性別比=男性÷女性）遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于女性。本次調(diào)查顯示，未婚進(jìn)城農(nóng)民性別比為1.02，而已婚進(jìn)城農(nóng)民性別比高達(dá)2.15。前面分析性別比對務(wù)工收入的影響，已經(jīng)得出結(jié)論，男性務(wù)工收入大于女性。第二、未婚者年齡較小，已婚者年齡較大，年齡與務(wù)工收入呈“倒U型”。第三、已婚者有了自己的小家庭和子女，有了更多的責(zé)任和義務(wù)，自身狀態(tài)更加穩(wěn)定、成熟，所以他們會更加有動力、更加投入去工作掙錢。

2.1.4 進(jìn)城務(wù)工時(shí)間與務(wù)工收入

進(jìn)城務(wù)工時(shí)間在0～5年的進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入為1755.98元/月，6～10年的務(wù)工收入為2171.05元/月，10～15年的務(wù)工收入為2022.84元/月，16～20年的務(wù)工收入為2205.28元/月，21年以上的務(wù)工收入為2120.00元/月。數(shù)據(jù)顯示，雖然務(wù)工收入隨著進(jìn)城務(wù)工時(shí)間的增長而上下波動，但總體趨勢是上漲的。反映進(jìn)城務(wù)工時(shí)間與務(wù)工收入之間有著正向關(guān)系。這是因?yàn)?，隨著進(jìn)城務(wù)工時(shí)間越來越長，工作經(jīng)驗(yàn)積累越來越多，進(jìn)城農(nóng)民的人力資本也就越來越大，從而推動其務(wù)工收入的提高。

2.1.5 專業(yè)技術(shù)水平與務(wù)工收入

在文章中，對照組患者進(jìn)行常規(guī)的護(hù)理，而觀察組患者則實(shí)施優(yōu)質(zhì)護(hù)理，常規(guī)護(hù)理組的患者在病情及生活質(zhì)量方面均有一定程度的改善，但相較于觀察組的優(yōu)質(zhì)護(hù)理來說，差距較大，效果尚不理想[11-12]。飲食護(hù)理能夠促使患者補(bǔ)充更多高蛋白食物，用藥護(hù)理能夠促進(jìn)患者的病情改善，生活護(hù)理能夠?yàn)榛颊咛峁┦孢m的治療環(huán)境，改善患者的心境，進(jìn)而促進(jìn)病情改善[13-14]。在本文數(shù)據(jù)當(dāng)中，觀察組在依從性上和生活質(zhì)量評分上，均較對照組有優(yōu)勢（P＜0.05）。

無專業(yè)技術(shù)水平的進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入為1795.96元/月，初級技術(shù)水平的務(wù)工收入為1870.96元/月，中級技術(shù)水平的務(wù)工收入為2284.76元/月，高級技術(shù)水平的務(wù)工收入為2325.00元/月。數(shù)據(jù)顯示，專業(yè)技術(shù)水平對進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入有正向的影響作用。進(jìn)城農(nóng)民要想找到勞動報(bào)酬較高的工作崗位就需要有較高的專業(yè)技術(shù)水平，專業(yè)技術(shù)水平越高，勞動者的勞動生產(chǎn)效率就越高，從而他們得到的工資就越高。

2.1.6 “進(jìn)城務(wù)工與誰在一起”與務(wù)工收入

進(jìn)城務(wù)工“與配偶在一起”的進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入最高，為2088.21元/月；其次是“舉家進(jìn)城”，為1958.58元/月；進(jìn)城務(wù)工與“子女在一起”的務(wù)工收入為1857.80元/月；“自己一個(gè)人”進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入最低，只有1837.66元/月。因?yàn)榉蚱揠p方一起進(jìn)城務(wù)工，他們的工作、生活相對比較穩(wěn)定，可以相互照顧，又沒有子女在一起，能把更多的精力和時(shí)間投入到工作中去，所以他們的務(wù)工收入最高?！芭e家進(jìn)城”的農(nóng)民由于身邊有子女要照顧，所以其務(wù)工收入有所下降。如果進(jìn)城務(wù)工時(shí)配偶不在一起，生理上、心理上壓力會增大，特別是“自己一個(gè)人”進(jìn)城務(wù)工，身邊沒有親人關(guān)心與照顧，各種壓力會更大，很難全身心地投入工作，所以他們的務(wù)工收入最低。

2.2 Logistic分析模型的建立

2.2.1 Logistic回歸分析的概念與應(yīng)用

Logistic回歸分析，是指因變量為二級計(jì)分或二類評定的回歸分析，這在經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會學(xué)、以及其它學(xué)科研究中經(jīng)常會遇到，例如：產(chǎn)品質(zhì)量的優(yōu)與劣、性別的男與女、人的生與死等，這類變量被稱為二項(xiàng)分類變量（0,1）。如果因變量是二項(xiàng)分類變量，顯然不能滿足正態(tài)分布的要求，這時(shí)就可以運(yùn)用logistic回歸分析。在一般的多元回歸分析中，如果以P(概率)作為因變量，回歸分析模型為：P=A+Β1X1+Β2X2+……+ΒnXn，但是，運(yùn)用該模型進(jìn)行計(jì)算時(shí)，常常會出現(xiàn)P大于1或P小于0的不合理情況。為此，對概率P進(jìn)行對數(shù)單位轉(zhuǎn)換，即

logitP=ln(P/1-P)

于是，就可以得到二元logistic回歸分析方程為：

2.2.2 Logistic回歸分析模型的建立

本文將進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入小于平均值賦值為0，表示低務(wù)工收入，將大于平均值的務(wù)工收入賦值為1，表示高務(wù)工收入。這樣，進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入就轉(zhuǎn)化為0-1二元分類變量。logistic回歸分析是研究分類變量與影響因素之間關(guān)系的有效分析方法之一。因此，本文嘗試建立logistic回歸分析模型對進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。筆者根據(jù)logistic回歸分析方程建立出進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入影響因素的logistic分析模型：

其中，P表示進(jìn)城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入的概率，當(dāng)P=1時(shí)表示進(jìn)城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入，當(dāng)P=0時(shí)表示進(jìn)城農(nóng)民獲得低務(wù)工收入。βi表示回歸系數(shù)或影響系數(shù)，Xi表示自變量或影響因素，α表示回歸截距，ei隨機(jī)擾動項(xiàng)。

首先，將進(jìn)入標(biāo)準(zhǔn)設(shè)為0.05，剔除標(biāo)準(zhǔn)設(shè)為0.10，對全部自變量進(jìn)行選取，將不能完全符合標(biāo)準(zhǔn)要求的變量逐一剔除，最終到模型6停止。由于篇幅限制，本文對模型1-5的分析省略，僅對最終模型6進(jìn)行分析。從表2的數(shù)據(jù)可以看出，Cox&Snell R方和NagelkerkeR方的擬合效果都不是非常理想，最終得到的理想模型6也只有0.123和0.165，這說明模型的擬合優(yōu)度還有待于進(jìn)一步提高。這主要是因?yàn)槠渌恍┯绊戇M(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的因素本次研究并沒有考慮到。然而，擬合優(yōu)度值偏低并不會影響已進(jìn)入模型中的各個(gè)因素分析。另外，模型的sig的值幾乎等于0，模型的最大似然平方的對數(shù)值較大，顯然模型是顯著的。研究結(jié)果表明，影響進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的因素非常多，進(jìn)入模型中的變量有：性別、年齡、婚姻狀況、進(jìn)城務(wù)工時(shí)間、專業(yè)技術(shù)水平和進(jìn)城務(wù)工時(shí)與誰在一起等6個(gè)變量（見表2），而其余變量沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

表2 方程中的變量

表2中各列的含義分別是：第一列是影響因素（自變量），第二列是變量的回歸系數(shù)，第三列是標(biāo)準(zhǔn)誤差，第四列是卡方值，第五列是自由度，第六列是概率-P值，第七列是OR值。性別、年齡、婚姻狀況和進(jìn)城務(wù)工時(shí)間第四個(gè)變量的概率-P值幾乎接近于0，專業(yè)技術(shù)水平對應(yīng)的概率-P值也只有0.001，由于顯著性水平α為0.05。因此，性別、年齡、婚姻狀況、進(jìn)城務(wù)工時(shí)間和專業(yè)技術(shù)水平的概率-P值都小于顯著性水平α，所以這些變量的回歸系數(shù)與模型顯著相關(guān)。只有“進(jìn)城務(wù)工與誰在一起”的概率-P值（0.064）略大于顯著性水平α，但仍小于剔除標(biāo)準(zhǔn)0.10，說明“進(jìn)城務(wù)工與誰在一起”與務(wù)工收入有一定的相關(guān)性，仍可以把“進(jìn)城務(wù)工與誰在一起”放進(jìn)模型中。

2.3 進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的因素分析

性別對務(wù)工收入的影響分析。性別的回歸系數(shù)為1.071，Sig值為0.000，說明性別對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。男性進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入高于女性，在其他條件不變的情況下，男性進(jìn)城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是女性的2.920倍。

年齡對務(wù)工收入的影響分析。年齡的回歸系數(shù)為-0.042，Sig值為0.000，說明年齡對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響，表3顯示出年齡與務(wù)工收入呈“倒U型”。

婚姻狀況對務(wù)工收入的影響分析?；橐鰻顩r的回歸系數(shù)為0.924，Sig值為0.000，說明婚姻狀況對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。已婚進(jìn)城農(nóng)民工務(wù)工收入高于未婚，在其他條件不變的情況下，已婚進(jìn)城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是未婚的2.519倍。

進(jìn)城務(wù)工時(shí)間對務(wù)工收入的影響分析。進(jìn)城務(wù)工時(shí)間的回歸系數(shù)為0.059，Sig值為-0.129，說明進(jìn)城務(wù)工時(shí)間對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。進(jìn)城務(wù)工時(shí)間長的進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入高于進(jìn)城務(wù)工時(shí)間短的進(jìn)城農(nóng)民，在其他條件不變的情況下，進(jìn)城務(wù)工時(shí)間長的進(jìn)城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是進(jìn)城務(wù)工時(shí)間短的進(jìn)城農(nóng)民的1.061倍。

專業(yè)技術(shù)水平對務(wù)工收入的影響分析。專業(yè)技術(shù)水平的回歸系數(shù)為0.344，Sig值為0.001，說明專業(yè)技術(shù)水平對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響。高專業(yè)技術(shù)水平的進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入高于低或無專業(yè)技術(shù)水平的進(jìn)城農(nóng)民，在其他條件不變的情況下，高級專業(yè)技術(shù)水平的進(jìn)城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是無專業(yè)技術(shù)水平的進(jìn)城農(nóng)民的1.410倍。

“進(jìn)城務(wù)工與誰在一起”對務(wù)工收入的影響分析?！斑M(jìn)城務(wù)工與誰在一起”的回歸系數(shù)為0.344，Sig值為0.064，說明“進(jìn)城務(wù)工與誰在一起”對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有一定的影響?！白约阂粋€(gè)人”進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入低于“與配偶在一起”或“舉家進(jìn)城”和“與子女在一起”的進(jìn)城農(nóng)民，在其他條件不變的情況下，“自己一個(gè)人”進(jìn)城農(nóng)民獲得高務(wù)工收入是“與配偶在一起”的進(jìn)城農(nóng)民的87.9%。

3 結(jié)論與建議

本文利用安徽省17個(gè)地市的756位進(jìn)城農(nóng)民的樣本數(shù)據(jù)資料，分析進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的主要影響因素。研究得出的結(jié)論有：性別、年齡、婚姻狀況、進(jìn)城務(wù)工時(shí)間、專業(yè)技術(shù)水平和“進(jìn)城務(wù)工與誰在一起”對進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入有顯著的影響作用。其中，男性比女性的務(wù)工收入高，年長比年青的務(wù)工收入高，但年老的務(wù)工收入有所降低，已婚比未婚的務(wù)工收入高，進(jìn)城務(wù)工時(shí)間越長其務(wù)工收入越高，專業(yè)技術(shù)水平越高其務(wù)工收入越高，“與配偶在一起”和“舉家進(jìn)城”的進(jìn)城農(nóng)民比“子女在一起”進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入高，“自己一個(gè)人”進(jìn)城農(nóng)民的務(wù)工收入最低。

根據(jù)上面研究得出的結(jié)論，可以提出增加進(jìn)城農(nóng)民務(wù)工收入的建議有：加強(qiáng)對進(jìn)城農(nóng)民的職業(yè)教育和專業(yè)技能培訓(xùn)，特別要加大對年青和女性進(jìn)城農(nóng)民的教育培訓(xùn)力度。消除社會和用人單位的性別歧視，提高女性以及女性進(jìn)城農(nóng)民的社會地位和經(jīng)濟(jì)地位。推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，廢除一切不合理的政策和制度，解決進(jìn)城農(nóng)民夫妻兩地分居問題，促進(jìn)進(jìn)城農(nóng)民市民化。

[1]張務(wù)偉,張福明,楊學(xué)成.農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的微觀影響因素及其作用機(jī)理[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2011，(11).

[2]虞小強(qiáng)，陳宗興，霍學(xué)喜.西部地區(qū)農(nóng)民進(jìn)城意愿影響因素分析[J].西北人口,2011，(5).

[3]夏顯力，張華.新生代農(nóng)民工市民化意愿及其影響因素分析[J].西北人口，2011，（2）.

[4]薛薇.統(tǒng)計(jì)分析與SPSS的應(yīng)用[M].北京:中國人民大學(xué)出版社，2011.