梁宇亮,胡 浩,江光輝
(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,南京210095)
就業(yè)是民生之本。黨的十九大報(bào)告指出實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量就業(yè)是提高社會(huì)保障和改善民生水平的重要舉措。但目前我國農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量仍然處于較低水平,具體表現(xiàn)為工資水平低、工作強(qiáng)度大、就業(yè)不穩(wěn)定和缺乏相應(yīng)的福利待遇等問題。2016年農(nóng)民工監(jiān)測報(bào)告指出,農(nóng)民工的工資收入雖逐步上升,但其周均勞動(dòng)時(shí)間超過法定工作時(shí)間的比例高達(dá)84.4%,并且僅有35.1%的農(nóng)民工與雇主或勞動(dòng)單位簽訂勞動(dòng)合同。農(nóng)民工高質(zhì)量就業(yè)不僅影響其自身的幸福感、獲得感和城市融入感,還關(guān)乎我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的穩(wěn)定[1-2]。
目前已有大量文獻(xiàn)從多個(gè)角度分析了農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響因素,形成了豐富的研究成果。已有文獻(xiàn)主要可以歸納為兩大類:一是學(xué)者基于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)等外部環(huán)境,探討戶籍制度、勞動(dòng)市場分割、城市規(guī)模、企業(yè)用工偏好等宏觀因素對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響[3-6];二是從農(nóng)民工個(gè)體異質(zhì)性出發(fā),探討農(nóng)民工的人力資本、社會(huì)資本、家庭結(jié)構(gòu)等微觀因素對(duì)其就業(yè)質(zhì)量的影響[7-9]。但既有研究是基于傳統(tǒng)人力資本的分析框架,忽略了非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。
為分析非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響,新人力資本理論將人的能力劃分為認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力兩部分。認(rèn)知能力指的是個(gè)人思維、推理、記憶等能力;非認(rèn)知能力是與認(rèn)知能力相對(duì)的一種能力,是個(gè)人想法、感覺和行為的一種持久模式[10]。非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力均可以通過家庭培養(yǎng)、教育投入和政策干預(yù)等措施進(jìn)行改善[11]。但非認(rèn)知能力相比較認(rèn)知能力而言,具有形成敏感期和可塑期更長的優(yōu)點(diǎn)[12]。此外,有研究發(fā)現(xiàn)非認(rèn)知能力對(duì)于勞動(dòng)者收入的解釋程度超過傳統(tǒng)的人力資本理論中的教育和認(rèn)知能力[13]。即便如此,在我國無論是基礎(chǔ)教育還是農(nóng)民工的工作培訓(xùn)仍然以認(rèn)知能力的培育為主,忽略了非認(rèn)知能力的培養(yǎng)。
在此背景下,非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者市場表現(xiàn)的影響逐漸引起了學(xué)者們的重視。國外部分學(xué)者構(gòu)建了理論分析框架并通過經(jīng)驗(yàn)證據(jù)證明了非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者的工資收入具有積極影響[14]。但是也有部分研究認(rèn)為非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者的工資收入無影響甚至為消極影響[15]。國內(nèi)方面,李曉曼等對(duì)非認(rèn)知能力與勞動(dòng)者的工資收入的關(guān)系在理論層面上進(jìn)行了分析,肯定了非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者工資收入的正向作用[16]。進(jìn)一步也有經(jīng)驗(yàn)研究基于全國的樣本數(shù)據(jù),通過工具變量和處理效應(yīng)模型等方法,實(shí)證檢驗(yàn)了在我國的勞動(dòng)市場上,非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者的工資收入的積極影響[17][18]。此外,李曉曼等(2019)利用2015年全國中等職業(yè)教育畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量調(diào)查數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)盡責(zé)性和情緒穩(wěn)定性不僅影響畢業(yè)生的工資收入還影響其就業(yè)穩(wěn)定性[19]。
綜上所述,目前國內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)非認(rèn)知能力與就業(yè)質(zhì)量關(guān)系研究主要有以下不足。首先多數(shù)研究僅關(guān)注非認(rèn)知能力對(duì)勞動(dòng)者工資收入的影響,缺乏對(duì)就業(yè)質(zhì)量整體探討;其次,現(xiàn)有研究缺乏對(duì)農(nóng)民工這一特殊群體的關(guān)注;最后,僅有關(guān)于非認(rèn)知能力與就業(yè)質(zhì)量的研究,忽略了對(duì)內(nèi)生性問題以及影響機(jī)制的探討。對(duì)非認(rèn)知能力與農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬P(guān)系論證以及機(jī)制研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義:一方面目前我國對(duì)農(nóng)民工的教育和培訓(xùn)內(nèi)容極少包含非認(rèn)知能力的培養(yǎng),因此識(shí)別非認(rèn)知能力對(duì)其就業(yè)質(zhì)量的真實(shí)影響和影響機(jī)制,將對(duì)我國的教育改革和農(nóng)民工培訓(xùn)內(nèi)容的調(diào)整具有重要意義。另一方面農(nóng)民工的工作對(duì)認(rèn)知能力的需求較低,且從事行業(yè)多為勞動(dòng)力密集型。因此,識(shí)別出市場對(duì)非認(rèn)知能力具體的需求,將對(duì)農(nóng)民工非認(rèn)知能力培訓(xùn)內(nèi)容的修訂提供建議。
鑒于此本文基于Heckman提出的新人力資本理論框架,分析非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響并探討其影響機(jī)制。本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于:第一,不僅在整體上檢驗(yàn)了非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響,還分析了非認(rèn)知能力對(duì)就業(yè)質(zhì)量各分項(xiàng)指標(biāo)的影響;第二,通過傾向匹配法和工具變量法緩解存在的內(nèi)生性問題,為準(zhǔn)確識(shí)別因果關(guān)系提供了證據(jù);第三,本文不僅探討了非認(rèn)知能力通過社會(huì)資本效應(yīng)對(duì)于就業(yè)質(zhì)量的影響,還研究了傳統(tǒng)人力資本中培訓(xùn)與健康的間接效用,拓展了文獻(xiàn)研究。
目前關(guān)于非認(rèn)知能力對(duì)就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響的理論解釋主要有兩種:一是激勵(lì)增強(qiáng)型偏好理論。該理論基于瓦爾拉斯模型的完全合同化假設(shè),認(rèn)為勞動(dòng)者提供的非認(rèn)知能力可以被經(jīng)濟(jì)模型內(nèi)生化。勞動(dòng)者向企業(yè)提供的服務(wù)涵蓋生產(chǎn)技能、勞動(dòng)時(shí)間以及努力程度三個(gè)方面。企業(yè)可以通過合同有效地對(duì)生產(chǎn)技能和勞動(dòng)時(shí)間進(jìn)行規(guī)定,但是對(duì)于勞動(dòng)者的工作的努力程度很難用合同確定。為了保障勞動(dòng)者工作的努力程度,企業(yè)可以通過勞動(dòng)者的非認(rèn)知能力進(jìn)行判斷其工作的努力程度。因此企業(yè)愿意為擁有較強(qiáng)的非認(rèn)知能力的勞動(dòng)者提供更高的工資和就業(yè)質(zhì)量[20]。二是在勞動(dòng)市場均衡理論的基礎(chǔ)上,Heckman等認(rèn)為非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力能夠相互作用,非認(rèn)知能力可以通過提高勞動(dòng)者的教育邊際效應(yīng),從而對(duì)勞動(dòng)者的就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響[21]。
在上述理論的基礎(chǔ)上,本文認(rèn)為非認(rèn)知能力還可以通過增加農(nóng)民工的社會(huì)資本和人力資本進(jìn)而提高其就業(yè)質(zhì)量。1.社會(huì)資本方面。中國自古以來是一個(gè)關(guān)系社會(huì),社會(huì)資本在日常生活中扮演著重要的作用。現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)社會(huì)資本與農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量進(jìn)行了大量的研究。雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)未對(duì)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量的影響形成統(tǒng)一意見,但是在整體趨勢(shì)上認(rèn)為提高社會(huì)資本能增加農(nóng)民工的工資收入和簽訂穩(wěn)定工作合同的概率[22][23]。對(duì)于非認(rèn)知能力可能對(duì)農(nóng)民工社會(huì)資本產(chǎn)生影響原因有:第一,非認(rèn)知能力較強(qiáng)的農(nóng)民工表現(xiàn)出較強(qiáng)的人際交往能力,進(jìn)而擴(kuò)大農(nóng)民工的社會(huì)網(wǎng)絡(luò);第二,對(duì)于非認(rèn)知能力較強(qiáng)的農(nóng)民工,其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)里的其他個(gè)體的非認(rèn)知能力也較強(qiáng),從而能夠?yàn)檗r(nóng)民工提供更多的信息與支持。2.人力資本方面。擁有較高的非認(rèn)知能力的農(nóng)民工可能擁有更多的人力資本。部分研究使用受教育程度作為非認(rèn)知能力對(duì)于勞動(dòng)市場表現(xiàn)影響的中間機(jī)制[24]。但是對(duì)于本文的研究對(duì)象農(nóng)民工群體而言,均已結(jié)束正式教育。并且樣本中所觀測到的非認(rèn)知能力不可能影響其已經(jīng)完成的教育水平。因此本文忽略非認(rèn)知能力通過提升教育水平這一中間機(jī)制討論。此外,在人力資本對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的研究當(dāng)中,培訓(xùn)和健康水平也會(huì)對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生重要的影響。不僅如此,趙海(2013)發(fā)現(xiàn)對(duì)于農(nóng)民工來說由于平均受教育水平偏低,培訓(xùn)對(duì)其就業(yè)質(zhì)量的影響大于教育程度的邊際影響[25]。對(duì)于非認(rèn)知能力會(huì)對(duì)農(nóng)民工參與工作培訓(xùn)影響可能的原因?yàn)榉钦J(rèn)知能力較強(qiáng)的農(nóng)民工擁有更強(qiáng)的好奇心、更強(qiáng)的自律性并且能夠自發(fā)的接受新觀念,因此會(huì)促使其有更高的概率去參加工作培訓(xùn)。另一方面,非認(rèn)知能力不僅能影響勞動(dòng)者的健康行為,降低其喝酒、抽煙等有損健康行為的概率,從而使其保持較好的健康狀況[26],還對(duì)農(nóng)民工的心理健康狀況有顯著的正向影響[27]。
綜上所述,農(nóng)民工的人力資本和社會(huì)資本會(huì)對(duì)其就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生重要影響,并且非認(rèn)知能力會(huì)對(duì)個(gè)人的社會(huì)資本和人力資本也有顯著的提升作用。本文認(rèn)為非認(rèn)知能力不僅對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量提升有直接的作用,而且還存在通過提升農(nóng)民工的社會(huì)資本和人力資本對(duì)其就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響的間接機(jī)制。故提出如下假說:
假說1:非認(rèn)知能力越高的農(nóng)民工,就業(yè)質(zhì)量越好。
假說2:非認(rèn)知能力可以通過社會(huì)資本效應(yīng)、人力資本效應(yīng)影響農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量。
本文數(shù)據(jù)來自2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)不僅包含了本文所需的關(guān)鍵變量農(nóng)民工的非認(rèn)知能力和就業(yè)質(zhì)量,還包括了農(nóng)民工的個(gè)人特征、家庭稟賦等控制變量。而且該數(shù)據(jù)基于全國抽樣調(diào)查,涵蓋了全國95%以上的人口,具有全國代表性,為下文的實(shí)證研究提供了數(shù)據(jù)支撐。本研究將16~65歲,具有農(nóng)業(yè)戶籍身份,從事非農(nóng)工作并取得工資性或經(jīng)營性收入的勞動(dòng)者定義為農(nóng)民工,經(jīng)處理后共獲得有效樣本3519個(gè)。
非認(rèn)知能力具有多維性的特點(diǎn)。為準(zhǔn)確刻畫個(gè)人的非認(rèn)知能力,大五人格量表是實(shí)證研究中常用測度非認(rèn)知能力的方法。大五人格將非認(rèn)知能力歸納為宜人性、求新性、盡責(zé)性、外向性和情緒穩(wěn)定性五種基本維度。宜人性體現(xiàn)了個(gè)體對(duì)他人的寬容程度、信任他人程度和是否善于和他人合作;求新性是指個(gè)人經(jīng)驗(yàn)的開放性,體現(xiàn)了個(gè)人的想象力、好奇心與革新精神;盡責(zé)性是指個(gè)人的自控和自律;外向性體現(xiàn)個(gè)體的交際能力、活躍度和樂觀度;情緒穩(wěn)定性體現(xiàn)了個(gè)體的抗壓能力、內(nèi)心苦惱的程度。本文以NEO人格問卷為基礎(chǔ),參照王春超和張承莎(2019)的做法[18],使用CFPS中12個(gè)問題,衡量農(nóng)民工的非認(rèn)知能力(見表1)。由于在CFPS數(shù)據(jù)中測量大五人格的評(píng)分機(jī)制不統(tǒng)一,為了消除量綱差異,便于不同指標(biāo)進(jìn)行加總。本文先將非認(rèn)知能力的所有子指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。其次對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的五類評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行簡單加權(quán)平均,最后得出農(nóng)民工的非認(rèn)知能力。
目前國內(nèi)外對(duì)就業(yè)質(zhì)量的測量方法主要有三種,分別為聯(lián)合國經(jīng)濟(jì)委員會(huì)就業(yè)指標(biāo)體系、歐洲就業(yè)質(zhì)量指數(shù)和雇傭質(zhì)量指標(biāo)體系。雖然上述三種方法在測量維度上存在差異,但是就業(yè)質(zhì)量整體可以概括為勞動(dòng)報(bào)酬、工作強(qiáng)度、勞動(dòng)關(guān)系和社會(huì)保障四個(gè)維度。本文借鑒李中建和袁璐璐(2017)的做法[28],并結(jié)合中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),從工資水平、工作強(qiáng)度、就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障四個(gè)方面進(jìn)行測定就業(yè)質(zhì)量。具體的計(jì)算方法為:首先對(duì)各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理;接著參考?xì)W盟委員會(huì)和歐洲基金會(huì)的做法,對(duì)上述分項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行等權(quán)重加總;最后,對(duì)上述結(jié)果乘以100,從而得到就業(yè)質(zhì)量指數(shù)。
表1 CFPS中對(duì)應(yīng)的大五人格問題
表2 就業(yè)質(zhì)量指標(biāo)選取
根據(jù)表2可知,目前我國農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量指數(shù)平均得分僅為39.06,整體就業(yè)質(zhì)量較低,進(jìn)一步提升的空間較大。從分項(xiàng)指標(biāo)角度來看,農(nóng)民工的平均月工資水平達(dá)到2061元,但標(biāo)準(zhǔn)差較大,說明農(nóng)民工群體內(nèi)部收入開始分化;其次農(nóng)民工的工作時(shí)間較長,均值達(dá)到了55小時(shí),超過法定工作時(shí)間11個(gè)小時(shí)。最后,農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障問題仍然突出,勞動(dòng)合同的簽訂率僅為37%,擁有至少一種社會(huì)保障的享有率僅為33%。
盡管本研究主要考察非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響,但是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)經(jīng)典研究和最新的文獻(xiàn)也提出了能夠影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的一些其他重要變量,如性別、年齡、婚姻狀況、健康狀況、社會(huì)資本、務(wù)工距離、職業(yè)與行業(yè)等[29]。本文將這些變量作為控制變量進(jìn)行研究。
本文使用OLS和Probit模型,分析非認(rèn)知能力對(duì)就業(yè)質(zhì)量及其分項(xiàng)指標(biāo)的影響。具體而言對(duì)就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、工資收入和勞動(dòng)時(shí)間這些連續(xù)變量采用OLS模型:
對(duì)就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障這類定類變量,采用Probit模型:
(1)式中yi表示農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量指數(shù)、工資收入和勞動(dòng)時(shí)間;(2)式中p(yi= 1|x)表示樣本中農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定和具有社會(huì)保障的概率;ability為本文的核心解釋變量非認(rèn)知能力;Xi表示其余可能對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響的控制變量,包括年齡、性別、婚姻狀況、健康狀況、社會(huì)資本、務(wù)工距離、職業(yè)固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng);α0與β0為常數(shù)項(xiàng);α1與β1為非認(rèn)知能力變量的系數(shù);γ為各控制變量的系數(shù);εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。
表3給出了變量的具體定義以及描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。非認(rèn)知能力的綜合指標(biāo)值以及各分項(xiàng)值均為對(duì)相應(yīng)問題的結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)化所得。其他特征方面農(nóng)民工平均年齡為35.4歲;平均受教育年限為9.14年;平均健康狀況為比較健康。
表3 變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)
首先根據(jù)上文所述OLS和Probit實(shí)證模型,對(duì)就業(yè)質(zhì)量及分項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行估計(jì),具體結(jié)果見表4。
表4第(1)列,僅有核心解釋變量非認(rèn)知能力對(duì)就業(yè)質(zhì)量的估計(jì)結(jié)果;第(2)列納入了可能影響就業(yè)質(zhì)量的其他控制變量;第(3)~(6)列是就業(yè)質(zhì)量的分項(xiàng)指標(biāo):工資收入、工作時(shí)長、就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障的估計(jì)結(jié)果。由于工資收入和工作時(shí)長具有較多的異常值,從而在回歸時(shí)對(duì)其采取5%的雙邊縮尾處理。接著為了識(shí)別非認(rèn)知能力各分項(xiàng)指標(biāo)對(duì)就業(yè)質(zhì)量的影響,本文還將不同維度的非認(rèn)知能力子指標(biāo)放入回歸模型中,具體結(jié)果見表5:
從上述估計(jì)結(jié)果來看,在控制其他變量的情況下,非認(rèn)知能力對(duì)于農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量的影響顯著為正。同時(shí)非認(rèn)知能力對(duì)就業(yè)質(zhì)量的分項(xiàng)指標(biāo)工資收入、就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障均顯著為正向影響,但是對(duì)勞動(dòng)時(shí)間無顯著性影響。這意味著非認(rèn)知能力的提升將顯著的提升農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量,這與李曉曼等(2019)所得結(jié)論相一致[19]。從非認(rèn)知能力的分指標(biāo)來看,其中求新性、情緒穩(wěn)定性和宜人性均對(duì)就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生顯著的正向影響。有意思的是,在之前發(fā)達(dá)國家的研究當(dāng)中,盡責(zé)性和求新性兩種人格特征對(duì)勞動(dòng)市場的表現(xiàn)得影響較大,而宜人性作為一種“負(fù)向性”人格會(huì)對(duì)勞動(dòng)市場表現(xiàn)產(chǎn)生負(fù)向影響[30]。但是在本文中,宜人性對(duì)中國農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量以及分項(xiàng)指標(biāo)都產(chǎn)生了顯著的有益影響,并且影響程度大于其他人格特征。宜人性對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量的邊際影響為2.848,在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。也就是說對(duì)于中國農(nóng)民工來說,越偏愛合作,越樂于助人能夠獲得更好的就業(yè)質(zhì)量。此外對(duì)于外向性和盡責(zé)性而言,本研究結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)也不一致。在本文中外向性和盡責(zé)性并沒有顯著的對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響。對(duì)于上述結(jié)果與之前文獻(xiàn)存在差異的原因可能存在的解釋為:一方面本文的研究對(duì)象與之前國內(nèi)外研究不同。本文所研究的對(duì)象為農(nóng)民工,其多為低技能勞動(dòng)者,其就業(yè)行業(yè)主要為制造業(yè)和低端服務(wù)業(yè)。不同行業(yè)對(duì)于人格特征的需求是不一致的[31]。對(duì)于從事制造業(yè)和低端服務(wù)業(yè)的企業(yè)來說,由于其有完善的考核體系,所以員工的外向性和盡責(zé)性特征對(duì)工作績效影響較小。另一方面農(nóng)民工的工作崗位多為勞動(dòng)密集型,因此農(nóng)民工的團(tuán)隊(duì)合作精神和服務(wù)態(tài)度,更被企業(yè)所重視。所以宜人性對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量具有重要的影響。其他控制變量中,受教育程度、男性、字詞能力、健康程度、已婚、社會(huì)資本和參與培訓(xùn)次數(shù)均存在顯著的影響,與之前的研究結(jié)果相一致。
表4 非認(rèn)知能力與就業(yè)質(zhì)量的回歸結(jié)果
表5 非認(rèn)知能力子指標(biāo)與就業(yè)質(zhì)量的回歸結(jié)果
目前我國農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量水平性別差距仍普遍存在。同時(shí)考慮到性別之間非認(rèn)知能力存在差異,本文進(jìn)一步探討了非認(rèn)知能力影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的性別差異。從表6的結(jié)果來看,無論是男性還是女性,非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量均有顯著的正向影響。但存在顯著的性別差異,非認(rèn)知能力對(duì)男性農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量影響更強(qiáng)。這一結(jié)論可能的解釋為女性相對(duì)于男性更加宜人[32]。因而對(duì)于男性而言,當(dāng)其擁有更高的宜人性時(shí),容易使得他們?cè)诠ぷ髦蝎@得更高的回報(bào)率。所以相比于女性,非認(rèn)知能力對(duì)男性的影響更大。
根據(jù)劉涵彗與黃雯菁(2014)的研究指出在不同的年齡階段,非認(rèn)知能力會(huì)對(duì)人的決策行為產(chǎn)生差異化影響,進(jìn)而可能會(huì)對(duì)其就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生差異化影響[33]。新生代和老一代農(nóng)民工在時(shí)代背景、文化結(jié)構(gòu)和家庭環(huán)境等方面都有著顯著的差異,進(jìn)而認(rèn)知能力對(duì)新生代農(nóng)民工和第一代農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量是否存在顯著的差異性?從表6的結(jié)果可以看出,非認(rèn)知能力對(duì)于第一代和新生代農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量均有顯著的正向影響,但對(duì)第一代農(nóng)民工的影響更大??赡苡捎跁r(shí)代的發(fā)展,勞動(dòng)者分工更加細(xì)化,對(duì)于特定的技能需求更高。因此非認(rèn)知能力對(duì)第一代農(nóng)民工的影響更大。
表6 非認(rèn)知能力與農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量:異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果
在上述基準(zhǔn)回歸中,并沒有考慮到潛在的自選擇問題。不同職業(yè)對(duì)農(nóng)民工的非認(rèn)知能力有特定的需求,而并非完全隨機(jī)。這意味著擁有不同非認(rèn)知能力的勞動(dòng)者會(huì)主動(dòng)尋求更適合的工作和更好的就業(yè)質(zhì)量,不同的企業(yè)會(huì)雇傭具有不同非認(rèn)知能力的農(nóng)民工,由此可能導(dǎo)致嚴(yán)重的選擇偏誤問題,使得基準(zhǔn)回歸的結(jié)果存在偏誤。為此本文采用傾向匹配得分法估計(jì)非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。傾向匹配得分法的本質(zhì)是用盡可能相似的控制組和處理組進(jìn)行比較,以減少估計(jì)偏差。但是由于非認(rèn)知能力為連續(xù)變量,不能直接進(jìn)行匹配。所以本文根據(jù)全樣本農(nóng)民工非認(rèn)知能力的均值,將非認(rèn)知能力大于平均值的農(nóng)民工劃分為處理組,將非認(rèn)知能力小于等于平均值的農(nóng)民工劃分為對(duì)照組。接著根據(jù)式(3)計(jì)算每個(gè)農(nóng)民工成為處理組的概率,即傾向得分:
其中,abilityi為處理組虛擬變量;Xi表示農(nóng)民工其他特征的控制變量;F[h(Xi)]為Logistic 函數(shù)。最后,利用式(4)計(jì)算出非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的平均影響。
本文按照傾向得分值進(jìn)行近鄰一對(duì)一匹配。由圖1可知,經(jīng)過匹配后的處理組通過了平衡性檢驗(yàn)和共同支撐檢驗(yàn)。
經(jīng)過上述匹配,在我們的樣本中,除非認(rèn)知能力有差異以外,農(nóng)民工的其他特征基本保持相同。因此從理論上非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響即為對(duì)照組和處理組之間在就業(yè)質(zhì)量指數(shù)的凈差異。表7不僅匯報(bào)了一對(duì)一近鄰匹配的結(jié)果,還報(bào)告了OLS回歸的結(jié)果。由表7可知,在沒有經(jīng)過匹配的情況下,非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量的邊際影響為3.52,在1%的水平上顯著;而經(jīng)過匹配過后,非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量的平均處理效應(yīng)為3.47,并且在1%的水平上顯著。上述結(jié)果可以說明非認(rèn)知能力對(duì)于農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響在考慮自選擇問題后結(jié)果仍然穩(wěn)健。
上述估計(jì)結(jié)果可能存在因遺漏變量與反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。一方面,父母對(duì)孩子的投資程度以及天生的能力等這些難以觀測的變量不僅影響農(nóng)民工的非認(rèn)知能力,還會(huì)對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量產(chǎn)生影響。另一方面,由于本文的數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù),無法判斷農(nóng)民工初始的非認(rèn)知能力,并且不同的就業(yè)質(zhì)量可能也會(huì)對(duì)農(nóng)民工非認(rèn)知能力造成影響。由此可能引起反向因果關(guān)系。為了緩解內(nèi)生性問題,得到無偏的估計(jì)結(jié)果。本文使用個(gè)人的相貌水平作為工具變量對(duì)內(nèi)生性問題進(jìn)行糾正。從理論上講,相貌作為其他人對(duì)個(gè)體的第一印象,擁有較好的相貌的個(gè)體的常在社會(huì)互動(dòng)中被積極的對(duì)待,個(gè)體自然會(huì)具有更高的非認(rèn)知能力。所以相貌與非認(rèn)知能力兩者存在正相關(guān),滿足工具變量的相關(guān)性要求。此外,個(gè)人的相貌水平與個(gè)體天生能力等不可測量因素?zé)o關(guān),可以認(rèn)為其對(duì)農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量具有較強(qiáng)的外生性,因此本文選擇個(gè)人的相貌水平作為非認(rèn)知能力的工具變量。表8報(bào)告了工具變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示,相對(duì)于OLS估計(jì)結(jié)果,非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響仍然穩(wěn)健,但是影響系數(shù)具有明顯的減少;第一階段回歸中工具變量對(duì)非認(rèn)知能力呈現(xiàn)出顯著的正向影響,并且弱工具變量檢驗(yàn)的F值為2041.087,遠(yuǎn)大于臨界值10;此外DWH 檢驗(yàn)在10%的水平上拒絕了非認(rèn)知能力為外生變量的假設(shè)。所以,該工具變量的估計(jì)是有效的。
圖1 控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差
表7 傾向值匹配的處理效應(yīng)
由前文理論分析可知,非認(rèn)知能力可能通過增加農(nóng)民工的社會(huì)資本、培訓(xùn)次數(shù)和提升健康水平三種途徑影響就業(yè)質(zhì)量。為驗(yàn)證上述機(jī)制,本文使用中介效用模型進(jìn)行識(shí)別檢驗(yàn)。其中對(duì)于社會(huì)資本效應(yīng),考慮到及農(nóng)民工所擁有社會(huì)資本的特點(diǎn),本文使用農(nóng)民工家庭人情支出的費(fèi)用對(duì)其度量。對(duì)于人力資本效應(yīng),培訓(xùn)次數(shù)采用的是過去一年參加非學(xué)歷教育培訓(xùn)次數(shù)進(jìn)行衡量。此外,農(nóng)民工的健康程度采用五分類的自評(píng)健康指標(biāo)進(jìn)行衡量。盡管中介效應(yīng)模型需要中介變量為連續(xù)變量,但是本文所使用的自評(píng)健康分類為5大類,可以視作其為連續(xù)變量[34]。綜上,本文構(gòu)建了由如下三個(gè)回歸方程所組成的中介效應(yīng)模型:
表8 非認(rèn)知能力與就業(yè)質(zhì)量—考慮內(nèi)生性
其中y為農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量水平;s為控制變量組成的向量集;m為可能存在的中介變量,包括農(nóng)民工的社會(huì)資本、參與培訓(xùn)的次數(shù)與健康程度;ability為本文的核心解釋變量非認(rèn)知能力。
具體結(jié)果如表9所示,其中(7)式中非認(rèn)知能力的系數(shù)即上述基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)。對(duì)于本文所提出的社會(huì)資本、健康狀況和參與培訓(xùn)的次數(shù)這三個(gè)潛在的中介變量,(5)式中非認(rèn)知能力系數(shù)均顯著為正,(6)式中非認(rèn)知能力也顯著為正,并且(7)式中中介變量的系數(shù)均顯著為正,并且非認(rèn)知能力系數(shù)相對(duì)于(5)式中有所下降,符合中介模型的判斷標(biāo)準(zhǔn)[35]。由此可見,非認(rèn)知能力除直接影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量外,還可以通過影響農(nóng)民工的社會(huì)資本、健康狀況以及參與培訓(xùn)次數(shù)從而影響農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量。故假說2成立。
表9 非認(rèn)知能力對(duì)就業(yè)質(zhì)量的機(jī)制檢驗(yàn)
本文利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),系統(tǒng)考察了非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的影響。研究發(fā)現(xiàn),非認(rèn)知能力總體上會(huì)顯著增加農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量,并且發(fā)現(xiàn)宜人性這一國外研究中的“負(fù)向性人格”卻對(duì)我國農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量具有十分顯著的正向影響;對(duì)于就業(yè)質(zhì)量的分項(xiàng)指標(biāo)而言,非認(rèn)知能力顯著增加了農(nóng)民工的工資收入,提升了就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障水平,但對(duì)勞動(dòng)時(shí)間沒有顯著性的影響。異質(zhì)性分析結(jié)果表明,對(duì)于男性和第一代農(nóng)民工來說,非認(rèn)知能力會(huì)對(duì)其就業(yè)質(zhì)量有更高的促進(jìn)作用。為了克服可能存在的自選擇問題,本研究將非認(rèn)知能力處理成虛擬變量,采用傾向匹配得分法進(jìn)行估計(jì),仍然得到非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量正向的促進(jìn)作用。針對(duì)遺漏變量和反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題,本文使用農(nóng)民工的相貌水平作為工具變量,使用二階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì),結(jié)果依然穩(wěn)健。此外,本文進(jìn)一步使用中介模型檢驗(yàn)了非認(rèn)知能力影響農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn),非認(rèn)知能力的提高有助于提升農(nóng)民工的社會(huì)資本、參加培訓(xùn)的次數(shù)以及健康水平,從而增加農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量。
本文的研究結(jié)論為政策制定者出臺(tái)促進(jìn)農(nóng)民工高質(zhì)量就業(yè)提供了參考。自改革開放以來,政府陸續(xù)出臺(tái)多種形式的政策文件,以期提升農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量。但目前農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量仍偏低,傳統(tǒng)政策有效性引起較大的爭議。據(jù)此,本文的研究結(jié)論啟示政策制定者要充分認(rèn)識(shí)非認(rèn)知能力的改善對(duì)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的促進(jìn)作用。一方面,需要改革我國農(nóng)村基礎(chǔ)教育的教育內(nèi)容。目前,我國農(nóng)村基礎(chǔ)教育的內(nèi)容仍然以培養(yǎng)認(rèn)知能力為主,而忽略了對(duì)兒童非認(rèn)知能力的干預(yù)。從長遠(yuǎn)來看,非認(rèn)知能力對(duì)其成年后高質(zhì)量就業(yè)有重要的影響。因此,深化農(nóng)村教育改革,重視農(nóng)村兒童的非認(rèn)知能力培養(yǎng),是提升農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量的長期戰(zhàn)略。另一方面應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)農(nóng)民工非認(rèn)知能力的培訓(xùn)。農(nóng)民工均基本完成正規(guī)教育,認(rèn)知能力基本穩(wěn)定并且提升空間有限。而農(nóng)民工的非認(rèn)知能力仍有較大的可塑性。因此,為了提升農(nóng)民工的就業(yè)質(zhì)量,政府應(yīng)當(dāng)在提供技能培訓(xùn)的同時(shí),注重對(duì)農(nóng)民工非認(rèn)知能力培養(yǎng),做到“扶智”與“扶志”相結(jié)合。此外,根據(jù)本文研究結(jié)論未來政府對(duì)農(nóng)民工非認(rèn)知能力的干預(yù),應(yīng)突出宜人性、求新性與情緒穩(wěn)定性。