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勞動力狀況范文1
[關鍵詞] 勞動力市場 就業
勞動力市場是企業人力資源管理的大環境，勞動力市場的供求狀況直接影響著人力資源管理的方式和效果。目前我國處于二元經濟轉換，同時又是從計劃經濟向市場經濟體制轉軌的過程，包括勞動力資源從計劃配置轉向市場機制配置的機制轉變。在經歷就業迅速擴大和遭遇勞動力市場沖擊的同時，就業形式和就業增長方式發生了巨大的變化。
蔡(2008)通過梳理關于勞動力市場發育和就業狀況的統計數據,并結合微觀調查數據，對城鄉就業增長和結構變化進行了描述，打破了傳統的關于“就業零增長”、“農村剩余勞動力一成不變”等神話。提供了有關勞動力市場的指標,準確地反映了伴隨著經濟增長和改革開放的深入，勞動力市場發育水平的提高、就業總量增長和結構多元化，及其城鎮就業壓力的緩解和農村剩余勞動力大幅度減少的事實。他還通過對人口轉變過程的闡釋，預測了勞動力市場供求的變化趨勢，做出劉易斯轉折點即將到來的判斷，并揭示了這個轉折點對中國經濟持續增長提出的挑戰。陸銘、蔣仕卿(2007)將1996年視為中國城市勞動力市場改革的分水嶺,也是中國經濟增長方式的轉折點。在第一階段，勞動力市場改革的效果主要表現為人們職業和收入結構的調整。在第二階段，結構調整則主要表現為人們在不同的就業狀態上的分化。失業人數與職工數量之比，以及其他人口與職工數量之比在1997年之后也同步上升，這也反映出了就業結構的迅速變化。而其他人口數量與職工數量之比的快速上升則從一個側面反映出了勞動參與率下降的趨勢，這表明在勞動力市場的就業結構調整過程中，有越來越多的人選擇退出勞動力市場。
這些觀點在眾多的宏觀經濟分析中得到了驗證。國家發改委宏觀經濟研究院經濟形勢分析課題組2005年初分析得出 2004年我國新增城鎮就業超過了900萬人，預測2005年就業矛盾將會比2004年更加嚴峻。主要表現在：(1)長期性就業壓力依然過大。目前我國仍處于勞動力資源增長的高峰期，在城鎮新增就業群體、累積的下崗失業人員和農民進城務工人員等要求就業的總規模每年在2500萬人左右，而新增就業機會不足1000萬人。(2)2005年經濟增長率的回落，將對就業增加形成短期壓力。(3)大學畢業生大規模集中釋放將繼續加大就業供需矛盾。據統計，2003年全國高校畢業生為212萬，初次就業率僅為50%左右，2004年高校畢業生達到280萬，到6月底平均簽約率為60%，再加上2005年畢業無法就業的學生，累積的就業矛盾越來越大?？傊?，2005年新增城鎮就業900萬人、城鎮登記失業率4.5%預期目的實現有相當的難度。
而2005年底的報告否定了上述2005年經濟增長率回落的預測，驗證了經濟的強勁增長使2005年的就業形勢有所改善，但就業增長不足的問題仍很突出。2005年第3季度末，城鎮單位就業人員總數達11102.7萬人，比第1季度增加130.4萬人，比上年同期增加158.4萬人。但相對于經濟增長的其他主要指標而言，就業增長明顯偏慢，第3季度末城鎮單位就業人員同比僅增長1.4%，GDP增長的就業彈性只有0.15。工業企業就業增長稍快一些，但相對于上年同期也有所回落，就業形勢依然嚴峻。就業增長緩慢將會制約未來的消費增長,同時也使農民在非農產業的就業機會偏少，農民增收難度加大。
蔡，都陽(2005) 考慮到“十一五”期間人口年齡結構的變化，根據經濟增長可能達到的水平，以及就業彈性的變化范圍作為分析的基礎。對這一時期勞動力供求關系作出了判斷，認為從總體上看，“十一五”期間的勞動力供給壓力將逐步減輕，相對于“九五”和“十五”期間，創造就業需求的壓力減輕。但是，“十一五”初期正處于勞動年齡人口上升期，就業形勢仍將嚴峻。勞動保障部專題小組(2007)的研究也得到了同樣的結論。認為“十一五”期間，我國就業供大于求的總量性矛盾繼續存在，需求穩中有升；就業的結構性矛盾明顯加大，勞動者素質技能不適應問題更加突出;就業難和“招工難”的矛盾在不同地區出現，雖屬局部現象，但短期內難以消除。
宏觀經濟研究院經濟形勢分析課題組2007年底調查顯示2007年就業增長形勢良好。今年上半年,城鎮新增就業629萬人，完成全年目標任務的70%，創下實施積極就業政策以來同期最好水平。預計全年城鎮新增就業將突破1200萬人。城鎮凈增就業量將首次突破1000萬人，達到1011萬人,比上年增加32萬人。這得力于經濟增長的快速平穩增長，也與積極就業政策的逐步落實密切相關。并預測2008年，我國的就業增長形勢依然較好。目前，盡管城鎮單位新增就業有放慢的跡象(主要是由于外資企業和私營企業就業增長有所放慢)，但工業企業就業增長一直會保持6%以上的較快增長態勢，預計2008年這一趨勢會延續。利用就業彈性預測方法，預計2008年城鎮凈增就業量將達到1032萬人，新增就業崗位繼續突破1200萬個。2008年，城鎮就業增長的目標可設定為新增城鎮就業1000萬人，失業率控制在4.5%以下。
綜上所述，整體看來，近年來我國的就業形勢比較嚴峻，就業結構性矛盾突出。
參考文獻：
[1]蔡:中國的勞動力市場發育與就業變化[J]. 中國職業技術教育,2008(8):10-17
勞動力狀況范文2
[關鍵詞]流動勞動力;北京;就業
[中圖分類號]F249.21[文獻標識碼] A
[文章編號] 1673-0461(2009)12-0017-06
一､引言
流動勞動力的就業狀況得到人們的廣泛關注,一方面,大量的流動勞動力涌入城市,他們的遷移活動大多是經濟型的①,這種遷移本身就是一種均衡,意味著他們流動后的經濟環境要比在遷入地好｡那么,他們的工作質量怎么樣呢?人們更加關注這一群體的生存狀態;另一方面,流動勞動力進入城市,也對城市生產生活產生影響:流動勞動力在城市就業必然對城市人口就業發生作用,一種通常的分析方式是采用正反對比,即討論流動勞動力就業與當地人口就業的互補性與替代性｡對這個問題更進一步的討論是對比流動勞動力就業對城市發展的貢獻與之帶來的流動勞動力問題的權衡②,由此來判斷決定一個城市應該設置的進入門檻(楊上廣､丁金宏,2005;朱韻潔､賀浩亮,2009)｡③
對流動勞動力就業考察的文獻很豐富｡從地域角度,有些討論全國的流動勞動力就業情況,如段成榮､楊舸(2009)回顧了改革開30年來我國流動勞動力就業狀況發生的變化,討論了數據來源及統計口徑變化對數據可比性的影響,并著重介紹了流動勞動力的規模變動､人力資本變化,以及職業行業的變化｡魯奇､王國霞､楊春悅､曾磊(2006)討論了流動勞動力就業的地域分布決定因素,通過對比1990年與2000年流動勞動力就業的分布特征,發現10 年中流動勞動力東､中､西部分布變化與東､中､西部經濟發展的變化(如人均GDP､三次產業結構､固定資產投資額､企業所有制結構)高度一致;而東部地區的環渤海､長江三角洲､珠江三角洲及福建這三個亞區層面的流動勞動力分布并不能由經濟因素完全解釋｡有些討論某個省市的流動勞動力就業情況｡如李萌(2004)在勞動力市場分割的框架內討論了武漢市流動勞動力的就業分布與收入的關系,從人力資本､社會資本､個人特征三個方面來解釋流動勞動力的工資決定方式｡發現這些因素對收入的影響在正規部門與非正規部門不一致,尤其是人力資本因素在正規部門被扭曲｡
值得一提的是,在討論流動勞動力就業情況時,出現最多的一個概念是非正規就業④,而許多描述也由這個概念展開,這種非正規就業體現在就業培訓､就業保障､職業結構等方面｡如原新､萬能(2007)討論了大城市(主要為廣州､北京､天津､上海)中流動勞動力的非正規就業情況,認為流動勞動力從非正規就業轉向正規就業是城市化良性發展的必要條件｡李萌(2004)討論的勞動力市場分割對工資的影響也體現了流動勞動力中普遍存在的非正規就業｡這種非正規就業在就業培訓､就業保障､職業結構､城市進入門檻等方面的調查中得到證實(王春光,2006;陳浩､楊曉軍,2008;韋小麗､朱宇,2008;林李月､朱宇;2009;李富田,2008等)｡
本文旨在討論北京市流動勞動力的就業狀況｡我們將借鑒以上文獻所介紹的方法,結合2006年北京市1‰流動勞動力調查數據對北京市流動勞動力的就業狀況進行較為系統的分析｡我們將從職業特征及工資水平､職業培訓､職業保障與政府服務等方面考察在京流動勞動力的工作情況,并就調查結果與已有的研究進行對比｡文章結構如下:第二至第四部分分別討論職業特征及工資水平､ 職業培訓､職業保障與政府服務,第五部分是簡短的結論｡
二､職業特征及工資水平
我們的數據來源于中國人民大學人口與發展研究中心于2006 年9~10 月組織的“北京市1 ‰流動勞動力調查”｡⑤ 調查中抽取了42 個街道,訪問員對居住在其中的流動勞動力和房屋出租者進行了面訪式填答問卷調查｡調查對象中的流動勞動力特指15 周歲以上､戶口不在北京､在北京居住一個月以上的人員;這次調查共收集了流動勞動力家庭有效問卷4087 份,約占北京市流動勞動力總數的1‰｡獲取了在京流動勞動力的流動狀況､就業狀況､居住狀況､收入､勞動合同､社會保險､培訓､子女教育､面臨的困難､未來安排等方面的信息｡⑥
首先來看受訪者的職業特征｡受訪的3780個樣本中,大部分位于朝陽區與海淀區,分別為928人與889人,兩者之和占總樣本的48.07%｡在其它各區的分別相對比較均勻｡我們在考查職業類型時設定了雇主､雇員､自營勞動者､家庭幫工等四個選項,在3999個被訪者中,雇員的比例最大,有2309個,占總體樣本的57.74%,其次是自營勞動者,占總數的35.%2,擁有雇主身份的有251人,約占總樣本的6.28%｡從更細分的職業來看,我們發現,北京市流動勞動力從事的主要職業為建筑工人､個體､裝修工人(包括水電安裝,油漆工)､其他類型工人､賣菜/水果､公司業務員,文員,職員､食品加工及販賣､公司推銷員,銷售､餐飲服務業､小賣部/小超市､保潔工､個體服裝銷售､商場售貨員/服務員､其他服務員､廢品收購,其所占的比例人別為7.6%､6.65%､6%､5.45%､4.44%､3.93%､3.75%､3.46%､3.41%､3.39%､3.16%､3.07%､2.94%､2.82%､2.57%｡可以發現,這些受訪者主要從事建筑業與城市(傳統)服務業｡同時,我們也考察了受訪者的配偶的就業情況,⑦發現處于無業狀態的人數最多,約占總人數的12%｡其次為從事家務勞動､個體經營､裝修工人､賣菜/水果､其他類型工人､保潔工､食品加工及販賣等工作｡
我們調查了受訪者如何找到工作及是否想繼續目前的工作的相關信息｡調查發現,不同的工作類型的人在尋找工作的方式存在較大差別｡以雇主為例,251位被訪者中,51.39%的人通過自己做生意､23.51%的人通過自己尋找､22.71%的人通過別人介紹獲得工作｡自營勞動者找工作的方式與雇主類似,1408個被訪者中有76.56%的人單憑自己的力量(其中自己做生意､自己直接上門找分別占51.49%､25.07%),加上有人介紹的22.44%,兩者之和達到99.01%,構成找工作最主要的方式｡工作類型為雇員的2,309個被訪者中,通過別人介紹的占60.76%,自己直接上門找的占29.02%,通過職業介紹所找到工作的僅占3.38%｡通過其它方式如用工單位招工､互聯網及其它媒介等方式找到工作的不到5%｡另外,工作類型為家庭幫工的28名被訪者主要通過別人介紹與自己上門去找的方式獲得工作的｡
可以看出,雇主類型的被訪者并不十分依賴別人介紹,而后兩類工作類型的被訪者中,別人介紹在工作獲取過程中占有極為重要的地位｡在對別人介紹進行具體構成的分析中,我們發現⑧,處于雇主類型的56被訪者中,介紹人主要是近親與同村老鄉,其次是朋友,分別占50%､28.57%､17.86%｡314名自營勞動者中依賴的主要介紹人依次是同村老鄉､近親､朋友,分別占35.99%､32.48%､21.66%｡在1,400個雇員類型的受訪中,主要通過同村老鄉､朋友､近親介紹得到工作的比例分別為36%､27.86%､22.71%｡由此可知,老鄉､近親､朋友是流動勞動力通過介紹途徑獲得工作的主要通道｡而這種關系在許多研究中被稱為為社會資本或地緣､血緣關系｡
有關勞動力市場的二元結構理論(勞動力市場分割理論)認為,就業穩定是多數搜尋工作的雇員期待的一個目標｡由于一級勞動力市場(正規市場)具有比二級市場更高的工資和更好的工作合約,因此其就業穩定性明顯高于二級勞動力市場(非正規市場)上的工人｡⑨本調查中,在問及是否在近期內換工作時,各工作類型的被訪者表現出較高的工作“執著”,雇主類型的受訪者､自主經營類型的受訪者､雇員類型及家庭幫工類型的受訪者不打算換工作的比率分別為88%(220/250)､85.05%(1195/1405)､73.87%(1705/2308)､82.76%(24/29),大多數被訪者表現出較高的工作穩定性偏好｡而對這些不想換工作的人詢問理由時發現,雇主類型的受訪者､自主經營類型的受訪者､雇員類型所提出的主要的三個原因依次是能掙錢､找不到更好的單位､需要有一個穩定的工作,回答該三個原因的比例分別為82.27%(181/220)､68.37%(805/1,192)､66.78%(1132/1,695),相應的,想換工作者的原因主要是掙錢太少及其它原因,其中雇主類型的受訪者､自主經營類型的受訪者､雇員類型按重要性將離職原因歸結為掙錢太少的比例分別為66.19%(139/210)､49.67%(299/602)､60%(3/5)｡由此可知,更換工的主要影響因素是經濟因素(“沒有更好的職位”這一原因在很大程度上也出于經濟考慮),其次是追求工作的穩定性｡較高的工作穩定性意愿一方面表明,受訪者對目前的工作還比較滿意,另一方面更可能表明他們工作類型升級的難度較大,自身的人力資本制約和城市的二元勞動力市場的穩固存在,使他們獲得更高層次的工作非常困難｡
流動勞動力的工資水平方面,在剔除了缺省樣本與填值為0的樣本后,我們得到以下分工作類型的工資統計值(見表1)｡
TT均值檢驗表明,各個不同的工作類型的平均收入存在顯著的差異｡平均收入從高到低的工作類型依次是雇主､自主經營者､雇員與家庭幫工｡同時,我們也發現,在同一工作類型內部的工資水平存在較大的方差,有些自主經營者的收入可能會高于雇主,有些雇員的工資可能高于前兩者｡在這一點,從最高收入的統計數據中可以發現｡當然,這種討論忽略了一些缺失值,而這些缺失可能是系統性的,即一些高(低)收入者不愿透露自己的真實收入｡
工資支付分為平常工資及加班費支付兩種｡我們發現,平常工資支付采用定額月薪制的被訪者占到61.09%(1,410/2,308),說明工資激勵不足｡定額月薪制加獎金占總樣本的10.62%,傳統的計時計件工資形式分別占6.28%､5.81%,兩者的混合使用占到3.03%｡從工資的按時支付程度來看,按時支付的受訪者達到90.12%(2,080/2,308),偶爾拖欠占6.33%,經常拖欠､一直拖欠的比例分別為2.21%､1.34%,打白條的情況有所緩解｡而受到拖欠工資問題干擾的雇員中,有55.88%(133/238)的人選擇消極等待,近10%的人選擇離開單位(即放棄被拖欠的工資),只有34.02%的人積極利用法律(紀檢法部門)､政府(勞動部門)與工人組織(聯合工友)的力量來維護權利｡這表明,一方面,受到工資侵害的受訪者缺乏一定的法律保護意識,另一方面,一些企業有工資支付上還很不規范｡加班費方面,53.75%(1,241/2,309)的受訪者表示沒有加班情況,28.45%的受訪者表示有時需要加班,但均會支付加班費,有加班但從不給加班費的受訪者達到10%,偶爾或大部分給加班費的占到7.79%｡加班費用的支付還有待進一步的規范｡
三､職業培訓
我們的調查主要集中在第一次培訓與最近一次培訓｡在第一次培訓中,我們有1212個完整的觀測值,其余的2866樣本的觀察值缺省,我們可以近似地理解為只有30%(1212/4078)的流動勞動力參加了就業培訓｡從培訓地點來看,主要是在北京,有743人,占61.30%｡在原籍培訓的為373人,占31%｡說明在北京,流動勞動力能夠得到的培訓機會相對更多｡從培訓的內容來看,我們的問卷主要涉及到職業技能､基本權益保護､法律知識､城市生活常識､求職技巧等五個方面的內容｡被訪者中反映培訓的主要內容是職業技能,有1,155個培訓者接受此類培訓,占總人口的95.30%｡而其它方面的培訓內容很少,接受基本權益保護培訓的有20人,接受法律知識培訓的有27人,接受城市生活常識的有16人,接受求職培訓的有50人｡從培訓機構來看,大部分的培訓由用工單位提供 ,為653人,占53.97%,其次為社會培訓機構,為456人,占37.68%｡約有8.35%的職工培訓由工會來組織｡與之相對應,培訓的組織方主要是用工單位,它統一組織了608名工人的培訓,相比之下,政府在組織培訓方面作用有限,只有41人是通過政府組織參加培訓的｡其余部分由工人自發報名進行培訓｡從培訓期限來看,培訓期限長短不一,主要以中短期培訓為主｡一個月､三個月和一周的較多,分別有195人､188人､109人｡費用承擔方面,自費與免費分別為555人､544人,兩者之和占總人數的近90%｡另外還有少量的單位付費減免｡培訓結束后,大約有一半人(605人)得到了培訓證書,在“紙面上”記錄了人力資本的積累過程｡培訓者對于培訓效果的評價整體比較樂觀,其中評價程度為好(包括很好)的有770人,占總人數的63.5%｡評價為“一般”的有401人,占總人數的33%｡只有不到5%的人認為培訓的作用不明顯｡
我們可以對比討論最近一次的培訓｡在這里,我們完整的樣本個數只有378,即近期只有少數(占總樣本的9.27%)的職工參加了培訓｡在這些參加培訓的職工中,大多數人在北京參加培訓,占66.14%,且以正式培訓為主,占到 68.25%｡從培訓內容來看,接受職業技能培訓的有362人,占總人數的95%｡而在其它方面,如基本權益保護､法律知識､城市生活常識､求職技巧等方面的培訓微乎其微｡從培訓機構來看,用工單位承擔了217名職工的培訓,與社會培訓機構培訓的136人占據了總培訓人口的93.39%｡但在這里,組織形式發生了一定程度的變化,以自己報名方式組織的培訓有183個,占據了總培訓人數的將近一半(48.41%),以用工單位統一組織的培訓人數為174人,兩者之各占到總培訓人數的94.44%｡培訓期限長短不一,以30天､90天､7天最多,分別有53人､49人､30人｡從付費方面,免費與自費平分秋色,分別為181人､169人,兩者之和占總培訓人數的92.59%｡
是否頒發培訓證書方面,大約50%的受訓者得到了培訓證書｡在評價培訓結果時,有238個職工反映培訓效果好(其中有75位評價為很好),也有131人認為效果一般,兩者之和達到了97.62%｡
為了比較兩次(第一次與最近一次)培訓的差異,我們選取了參加了兩次及以上培訓的樣本(這樣第一次和最近一次才有差別)｡同時,我們的調研填寫過程可以排除兩次培訓實際為同一次培訓的情形(即填了兩次)｡這樣,我們可以從各個維度來對培訓特征進行對比(見表2)｡
從培訓地點來看,在北京接受培訓的職工增多,由223人增加到250人,就地培訓的趨勢明顯｡組織方式來看,用工單位組織有所減少,政府組織培訓有所增加,職工報名參加培訓的人數增多,在一定程度上體現了人力資本積累的主動性｡培訓方式的變化體現在,正式培訓的比例增加,由249人增加到258人,但培訓發證率有所下降,從184人下降到180人｡
從培訓內容來看,職業技能的培訓仍是重中之重,但其它方面的培訓,如基本權益保護､城市生活常識､求職技巧都有一定比例的上升,但上升幅度并不大,且通常穿插在職業技能培訓中｡⑩培訓的效果都比較樂觀,第二次的評價略高于第一次,一般以上的評價達到了95%以上,說明,培訓還是很受職工歡迎的｡從付費方式來看,自費的比例有所上升,單位付費的比例有所下降,可以看出,人力資本的積累越來越趨向內部化｡培訓機構方面,社會培訓機構的比重增大,用工單位雖然仍是培訓的主體,但其作用有下降的趨勢,同時,勞動部門對培訓的供給有限｡
四､職業保障與政府服務
從我們的調查數據來看,在京流動勞動力的職業保障令人擔憂｡除了第二部分提到的存在一部分工資(加班費)拖欠情形,以及政府或社會組織能夠在流動勞動力就業信息提供方面有所作為外,還體現在較低的參保率､較低的合同簽訂率與營業規范性｡
首先,各個工作類型的受訪者的參保率都很低,雇主､自主經營者､雇員與家庭幫工類型的受訪者的參保率分別為13.06%(32/245)､9.26%(123/1,329)､19.72%(448/2,272)､8.7%(2/23)｡這點比較好理解,處于雇主或自主經營者地位的被調查者可以避開一些強制性的保險規定,而雇員可能面臨著單位里一些強制性的入保規定,入險率相對高一點｡但總體上,流動勞動力的入保率不容樂觀｡這一點細分的保險品種入險率可以看出來｡以失業保險為例,雇主､自主經營者､雇員與家庭幫工類型的受訪者的參保率分別為0.41%(1/245)､0.9%(12/1,329)､3.04%(69/2,272)､0(0/3)｡基本養老保險方面,以上四種工作類型的受訪者的參保率分別為5.71%(14/245)､3.09%(41/1,329)､7.26%(165/2,272)､0(0/23)｡醫療保險方面,四種類型的被訪者的上險率分別為3.67%(9/245)､3.31%(44/1,329)､12.32%(280/2,272)､0(0/23)｡人壽保險方面,各類型被訪者的上險率分別為4.08%(10/245)､2.41%(32/1,329)､3.21%(73/2,272)､8.7(2/23)｡而在非正規就業部門,流動勞動力通常從事“苦､臟､累､差､重､險”且不穩定的工作,如此低的參保率實在令人擔憂｡
其次,還存在較低的合同簽訂率與營業規范性問題｡在經營執照方面,雇主身份的被訪者中35.2%的人屬于無照經營,余下的或自己辦理,或借用別人(包括北京人與外地人)的營業執照｡自營勞動者的被訪者中有48.57%的人處于無照經營狀態｡其余大約一半人或自己辦理或借用別人的執照經營｡而在處于的雇員身份的2,307位被訪者的合同簽定率較低,不足33%(其中簽定固定合同的占29.78%,簽定無固定期限的占2.95%),這就為日后的勞動保障埋下了隱患｡同時,在外出人口在離開原籍進入北京辦理相關手續的調查中,11我們發現雇主､ 自主經營者､雇員與家庭幫工類型的受訪者中辦理率分別為 56.97%､69.39%､72.8%､58.06%,相應的,來到北京需要辦理一些留京工作手續12的辦理率分別為90.84%､90.55%､84.71%､70.97%｡我們依不同證件考查了各個工作類型的被訪者的持有率(見表3)｡從表可知,還存在一些證件不全的問題,尤其是暫住證､健康證､流動勞動力婚育證的辦理程度｡
再次,我們對政府部門為流動勞動力提供的服務進行了調查｡針對流動勞動力進入北京后將接觸到相關的管理部門,如公檢法､計生､勞動､街道辦事處､教育､工商､衛生､城管､稅務等部門,我們對受訪者接受到的服務進行了歸類(見表4)｡
我們發現,盡管在整體上受到政府服務的比例較高(達到85%以上),但分解到各個服務類型后,我們發現一些公共的服務提供率較低,尤其是與就業相關的就業信息､房屋出租信息,以及遇到糾紛后的法律援助服務,流動勞動力也很少從與其生存狀況息息相關的社會保障服務中受惠｡同時,我們對接受到政府服務的受訪者進行了滿意度調查,結果(見表5):
由上表可以看出,不滿意度比較高的部門有城管部門與稅務部門,盡管與這些部門的被訪者不多,同時這兩個部門與流動勞動力的經濟權益直接相關,但較高的不滿意度說明還存在較大的服務質量提升空間｡同時,各個不同類型的工作者對不同部門的評價存在差異,如雇主類型的調查者對教育部門的不滿意程度大于其它類型,一方面說明他們更有能力關心子女的教育,因而與教育部門有較多的接觸,另一方面也說明現實中可能存在許多令他們感到不滿的因素｡
作為一個對政府部門提供服務的總結,在問及在“是不是受到與北京本地居民同樣的服務與待遇時”,四種類型的受訪者回答“是”的比例分別為30.8%(77/250)､15.93%(224/1,406)､18.87%(435/2,305)､22.58%(7/31),這說明很大一部分人認為在北京存在一定程度上的就業歧視｡相對應的,在回答“最想對政府及有關部門說的一句話”時,我們意外地發現回答“沒有”的人居多數｡其次才是希望得到與北京市民相同的待遇｡各個類型的被訪者均將解決子女入學問題､改善生活條件,提高收入排到兩個選項之后｡由此可知,經濟實惠與經濟(平等)權力是流動勞動力最希冀從政府部門得到的｡
五､結論
本文利用2006年北京市1‰流動勞動力調查數據集中考查了在京流動勞動力的工作特征｡我們從職業特征及工資水平､職業培訓､職業保障與政府服務等方面對在京流動勞動力的工作特征進行考察,得到以下結論:
1.在京流動勞動力從事的大多為建筑業,城市傳統服務業類型的職業｡大多數的遷入勞動者必變了務農身份或進行第一次擇業,但后續的調查表明,他們進入北京后,工作的變動性較小,“工作類型”升級緩慢｡流動家庭中,配偶身份(有男有女)的當中有相當大部分處于失業狀態｡
2.作為雇主､雇員､自營勞動者､家庭幫工等四個工作類型的受訪者在工資水平､求職方式､職業保障等方面存在較大的差異｡工資方面,所有流動勞動力的整體平均工資水平遠低于北京市職工平均工資,而雇員又明顯低于自營勞動者,更低于雇主｡在求職方式上,雇主中多數是自己做生意而不需要別人介紹,自己找的也僅占1/4左右｡而自營勞動者則有76.6%的人是自己找工作｡在職業保障和社會保險方面,自營勞動者和家庭幫工的職業保障最低,參保率不到10%｡
3. 進京流動勞動力進入北京后接受的培訓有所增多,值得注意的是,通過幾次培訓的對比,我們發現工人主動提出培訓要求的趨勢明顯,同時,培訓費用職工內部化趨勢加強,這主要體現在付費方式(自費比例增多)以及對培訓的高度評價｡另一方面,培訓內容也逐步趨向豐富,專業的培訓機構的作用增強｡
4. 從在京流動勞動力的職業保障令人擔憂,這主要體現在還存在一定程度的工資(加班費)拖欠情形,以及政府或社會組織能夠在流動勞動力就業信息提供方面有限､較低的參保率､較低的合同簽訂率與營業規范性｡政府在為流動勞動力提供公共服務的種類､數量及服務質量方面還有待加強｡
[注 釋]
①人口流動的因素可能是多方面的,大致可以分為經濟型､文化型和社會型三大類｡經濟型主要是指通過流動實現就業并獲得一定勞動報酬的流動人口;文化型是指進行文化交流的流動人口;社會型是因投親､治病､旅游和中､小學生借讀等從事非經濟活動的流動人口(張聲華,1998)｡這與我們問卷中的“來京原因”調查選項相對應｡
②流動人口就業對城市就業影響的文章很豐富,但討論流動人口對農村社會的發展還很不充分,周君玉(2000)從對知識重要性的認識､生育率､城市化等角度探討了流動人口對農村經濟的影響｡目前還缺少系統的研究｡而Todaro(1969)考慮到城市嚴重的失業問題時,曾提出與城市化看起來相悖的路徑,即通過加大農業的就業吸納力度來抑制剩余勞動力向城市過度轉移｡
③當然,有些特殊城市是站在一個區域甚至整個國家大局的層面上來處理流動人口進入門檻問題的,如上海､廣州､深圳等城市由于產業升級的需要,對流動人口的人力資本程度有一定的進入門檻｡
④“非正規部門”的在理論上可以追至Todaro(1969)｡他在Lewis(1954)及Ranis&Fei(1964)的基礎上提出,認為農村剩余勞動力并不會向現代工業部分發生直接的轉移,他們中的很大一部分需要在城市非正規部門工作,如果有可能的話再過渡到城市現代部門｡而這些非正規部門通常被認為具有下述特征,如資本規模小;就業者人力資本不足､生產率低;工作福利差;在現實操作中,人們給非正規部門更具體的規定(定義),如上世紀70年代初及90年代國際勞工組織分別提出了非正規部門就業的就業分類,并進行了細劃,將非正規部門細分成三種類別即小型或微型企業類､家庭企業､獨立的服務者｡在此基礎上,各國(尤其發展中國家)對非正規就業做了相應的劃分｡
⑤在統計中,流動人口有不同的統計口徑,本次調查流動人口統計口徑仍沿用2005年1%抽樣調查關于流動人口的定義,即:“調查時點居住地”在本調查小區,但“戶口登記地情況”為本鄉(鎮､街道) 以外的人口,同時不包括市內人戶分離人口,所以本次調查主要的是外省市或北京遠郊縣進京流動人口｡我們將對我們的統計結果與既有的調查數據進行對比,以揭示流動人口的動態變化｡
⑥有關調查的技術細節,翟振武､段成榮､畢秋靈(2007a)做了較為詳細的介紹,這里不再重復｡
⑦我們在問卷中設計了“現在和您共同居住的直系親屬的情況”一欄來反映流動家庭情況｡統計結果表明,流動人口家庭化程度較高,即他們多數并不是單居,而是和家人住在一起,在4,078個樣本中,有2,423人記錄了與其居住在一起的親人信息,家庭化程度達到近60%｡在直系親屬信息的填寫中,配偶占據了很大一部分,約占74%｡因此,我們主要討論流動人口中配偶的人力資本情況(即我們對樣本作了一定的篩選,只留下標識為配偶的數據)｡
⑧當然,我們選取的樣本是通過別人介紹獲得工作的流動勞動者｡
⑨大衛•桑普斯福特､澤弗里斯•桑納托斯主編,盧昌崇､王詢譯:《勞動經濟學前沿問題》,中國稅務出版社､北京騰圖電子出版社2000年版;183-213頁｡
⑩我們的樣本只有378個,但加總得到了381或383個,說明有些培訓覆蓋了多個培訓主題｡但比例并不大｡
11我們主要調查了身份證､戶口本､流動人口婚育證､外出人員就業登記證､獨生子女證､其它證件的辦理情況｡
12我們主要考察了流動人口身份證､暫住證､健康證､流動人口､外出人員就業登記卡､就業證等證件的辦理情況｡
13以下各列百分比的分母相同｡
14以下各列百分比的分母相同｡
15我們設置了滿意､一般､不滿意三個選項,這里僅列出不滿意的統計值｡
[參考文獻]
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The Survey on the Working Situation of the Floating Labors in Beijing
Ying Zhifeng1,Guo Lin 2,Che Shiyi 2
(1.School of Economics, Peking University, Beijing 100871, China;2. Population Development Studies Center, Renmin University, Beijing 100872, China)
勞動力狀況范文3
根據2003年底全縣農村勞動力資源的調查情況統計，[]縣農村勞動力為44.68萬個（統計口徑為：男18—60歲，女18—55歲）。
按年齡段分：18—30歲，有17.87萬個；31—45歲，有20.11萬個；45歲以上，有6.7萬個 。
18—30歲段勞動力，希望參加職業技能培訓，在政府指導幫助并提供信息的基礎實現就業。同時希望解決就業中途的經費投入；31—45歲段，適當提供一些技能培訓以及致富項目、致富信息，希望政府提供更加優惠政策，能在家或縣內搞多種經營致富，并能幫助解決致富過程中的實際困難。有意外出打工人員希望提供就業崗位和就業信息，解決后顧之憂，幫助解決打工過程中的各種實際困難。45歲以上段，主要是就近打工或者在家務農，希望減輕負擔。
外出務工返鄉人員有27萬余人，回鄉后，參加創業的近1000人。主要從事建筑、農產品綜合開發等行業，仍舊務農的有2.5萬人，賦閑在家大概1000人。他們各自的要求是：創業的希望政府提供優惠政策，幫助解決創業途中的各種困難，提供創業的信息和項目，并給予合理的規劃。務農的，希望得到技術培訓和技術指導。賦閑的希望能提供新的多種就業幫助。
《[推薦]縣勞動力及外出務工返鄉人員狀況
勞動力狀況范文4
一、勞動力轉移就業
情況
二、返鄉農民工就業創業情況
三、返鄉農民工就業創業存在的問題
2、農民創業觀念有待加強。由于農民自身思想認識的局限，大多數人對于如何進行投資理財沒有正確的認識，在**農村突出地表現就是盲目攀比建房子。比如，在**鴨塘鋪鄉杉園村，有多個返鄉人員年前返鄉后今年就沒有到外面去找事做，原因一是找工有難度，但更重要的是要在家里建房裝修，平均每戶人家的總投資超過了25萬，對于一些人來，這不但花費了這些年在外務工的全部收入，甚至還要背負一定的債務。這種現象在**各地都很普遍，造成了巨大的浪費。
3、資金缺乏現象普遍。返鄉農民工身懷技術，了解市場，但流動資金、發展資金短缺，貸款困難成為農民工回鄉創業普遍面臨的最大障礙。調查顯示，80％的人認為回鄉創業最缺的是資金。在投入辦企業的資金來源總額中，自有資金、私人借款占大部分，政府和銀行支持的資金比例很少。貸款難的主要原因是當前的金融制度和服務滿足不了農民工回鄉創業的需要。
四、促進返鄉農民工就業創業的一些建議
農民工回鄉創業是農村勞動力轉移發展到一定階段的必然結果，是當前和今后一段時期內做好農村工作的重點，同時，返鄉農民工也為農村的發展帶來了良好的機遇，把握好這個機遇也是破解"三農"問題的一個重要途徑。各級黨委、政府要針對農民工回鄉創業存在的問題，盡快制定并
出臺鼓勵和扶持農民工回鄉創業的政策措施，為農民工回鄉創業提供寬松的政策環境和發展條件。
1、加強職業技能培訓，助推返鄉農民工再就業。返鄉創業的畢竟只是小部分的人，對于大部分返鄉農民工來說，在本地再就業才是更現實的。調查顯示，返鄉農民工的文化程度相對較低，具有一技之長的更是少之又少，所以，政府應該出臺政策和措施，把返鄉農民工和農村原有富裕勞動力組織起來，有針對性地提供免費的職業技能培訓，唯有授之以“漁”而非“魚”才能更好地幫助農民工實現再就業。
2、完善農村金融服務體系。當前農民創業最突出的就是貸款難、擔保難的問題。對此，應該加大農村金融支農力度，改革擔保信貸制度
勞動力狀況范文5
關鍵詞：農村剩余勞動力；土地資源處置方式；土地流轉
中圖分類號：F301.1文獻標識碼：A
文章編號：1000176X（2013）06010105
一、引言
隨著城市化和工業化進程的加快，工農業比較收益差距有進一步擴大的趨勢，土地征用的規模逐漸擴大，越來越多的農村剩余勞動力涌入城市，到城市尋找非農就業機會。由此出現了許多問題，一些地方的農村土地出現撂荒現象，一些地方因為農戶處置土地資源過程的不規范出現了矛盾沖突等。出現這些問題的根源在于農戶如何科學合理地處置其依法承包的土地資源。依常理看，農民進城務工從事非農生產后，其身份就發生了變化，由唯一從事農業生產的專業農戶變成從事非農務工的兼業農戶，他們對其所承包土地的態度也會發生相應的變化，從他們自身實際出發有的會由家庭成員耕作，有的由他人代耕，有的會采取土地轉包的方式，有的不做任何處理任土地荒蕪。但是，現實中的實際情況到底是什么樣子？農村剩余勞動力轉移與其處置土地資源的方式究竟存在怎樣的聯系？正確、科學地回答這些問題，不僅具有理論上的指導意義，而且對推動農村土地流轉，提高農業生產效率，妥善解決農業、農村和農民問題，正確執行黨和國家的農村土地政策，建設社會主義新農村具有重大的現實意義。
迄今為止，專門從事定量研究農村剩余勞動力轉移程度與其處置土地資源要素方式的文獻較少，較多的研究傾向于采取定性研究的方法，關注農村剩余勞動力轉移與農村土地流轉方式之間的關系，并據此提出相關政策建議，如劉衛柏、黃祖輝和邵彥敏等。劉衛柏和李中通過分析我國農村土地流轉現狀，指出農村存在土地利用粗放、土地撂荒現象，由此提出推動農村土地流轉模式創新，提高農村土地利用效率，穩步推進農村土地管理制度改革，加快農村剩余勞動力轉移的政策建議[1]。黃祖輝和王朋在對浙江56個行政村及社區農戶調查的基礎上，指出發達地區農村土地流轉已具有方式多元、工作規范和價格合理化特點，但滯后的社會保障體系、中介服務組織的無序以及形式的分散嚴重阻礙了農村土地流轉的推進，提出完善產權、推動中介服務組織發展，建立散戶到中介到大戶的土地流轉新模式[2]。邵彥敏認為農村土地制度在農村經濟發展中發揮了重要的作用，農村人口流動是城鄉一體化進程的必然結果。已有研究分析了農村土地流轉對農村勞動力轉移產生的某些影響[3]。但是還有一些深層次的問題尚未解決，急需改進和完善：一是農村土地流轉只是擁有農村土地經營權的農戶處置其土地資源要素的一個可能的選擇方式；二是農村剩余勞動力轉移數量的多少只是反映農村剩余勞動力轉移程度的一個指標，如果僅以此作為唯一指標有可能對研究結論的準確程度產生影響；三是農村剩余勞動力轉移與土地流轉的數據一般為一定范圍和特定區域的數據匯總而來，而難以準確反映每個勞動力的具體特性。即這種匯總數據難以反映單個農村剩余勞動力的土地流轉具體狀況，匯總數據與個體之間難以一一對應。
湖南省是我國中部地區的農業大省，又是人口大省，同時湖南省內西部、中部地區的經濟發展程度及梯度分布的格局與全國的格局基本類似。因此，本文以湖南省2 536位農村剩余勞動力轉移的調查數據資料，采用計量分析方法，試圖解答農村剩余勞動力轉移與其處置土地資源要素二者之間的關系，為解決“三農”問題，推動社會主義新農村建設，構建社會主義和諧社會提供理論參考。
二、概念闡釋與數據來源
1.概念闡釋
本文所指農村剩余勞動力是指戶籍在農村，男性在16―65歲，女性在16―60歲，進城務工或者在戶籍地替他人從事務工時間累計在半年（含）以上的農村勞動力，或者專門從事非農產業的農村外出務工勞動力。非農概念僅指狹義范疇，也就是說文中所指的農業僅包括農村種植業，農村種植業以外的各種類型均視為從事非農產業。農村剩余勞動力轉移狀況是指農村剩余勞動力離開農村種植業從事非農產業務工的情形，可以從時間和空間兩個視角予以研究。從時間視角來看，就個體情形而言，農村勞動力從事非農務工的時間越久，轉移狀況就越好。就一定區域如地區或村集體內的勞動力整體而言，從事非農務工勞動力占該地區或村集體勞動力的份額越多，勞動力轉移狀況就越好。從空間視角來看，在其他條件保持穩定的前提下，勞動力離其村莊越遠，其轉移狀況就越好。因此，本文選取異地轉移情況、非農務工時間及家庭勞動力轉移程度作為考察農村剩余勞動力轉移狀況的研究指標。
在本文中，農村剩余勞動力處置土地資源的方式是指農村剩余勞動力處置其所耕種土地所采取的方式。如果按照處置土地資源要素的社會化程度大小分類，可以將其分為家庭成員耕作、他人代耕和土地轉包等。其實土地撂荒也可以視為一種土地資源處置方式（實地調查中有53人對其耕種的土地未作任何處理，任其荒蕪），但從可持續發展角度考慮，筆者不認同這種人為土地撂荒行為，因此在后續分析中不予考慮。
2.數據來源
本文的研究數據來源于學生暑期實踐的問卷調查。2011年7―8月，筆者組織中南大學商學院的一百多名學生對湖南省14個市的76個縣區、308個鄉鎮、586個村集體經濟組織進行社會調查。暑期實地調查涉及的農戶有3 087人，受訪對象中有2 536個農戶對其處置土地資源要素的方式做出了明確回答。因此，本文以這些做出明確回答的農戶為研究對象，研究對象樣本相關情況如表1所示。
三、農村剩余勞動力轉移情況與其處置土地資源方式的比率分析
1.勞動力轉移情況與其處置土地資源方式
農村剩余勞動力轉移可以分為本地務工和外地務工兩種情況。本文中的本地務工指在同一縣域內的就業；外地務工是農村勞動力離開居住地，離開其所屬縣域到外地務工就業。統計結果如表2所示。農村剩余勞動力選擇在本地務工的以家庭成員耕作為其處置土地資源要素的首選，所占百分比高達71.56%，相應地比選擇外地務工的高出25個百分點；與此同時，本地務工勞動力將其承包土地交由他人代耕和土地轉包的百分比要明顯低于外地務工的，低出的百分點分別少2.74和23.10。因此，在外地務工的農戶更容易采取社會化程度較高的方式來處置其承包的土地資源。筆者認為發生這種情況的原因主要是本地務工勞動力的務工地離其居住地不遠，個人兼顧和家庭成員耕作比較容易；與此同時，在本地務工的工資水平相對于外地務工而言低一些，非農務工收入少一些，他們更愿意采取兼業的方式耕種其承包的土地。
2.非農務工時間與其處置土地資源方式
根據表3可知，非農務工時間與其處置土地資源方式的關系是：隨著非農務工時間的上升，采取家庭成員耕作方式所占的比重逐步減少，采取由他人代耕或者將土地轉包這兩種方式所占的比重逐步增加。換言之，非農務工時間與其處置土地資源方式社會化水平之間呈正相關的關系。從幾種不同方式的非農務工時間差異也可予以佐證。在選擇家庭成員耕作時，非農務工平均時間約為7.70個月；在選擇他人代耕時，非農務工時間平均約為9.60個月；在選擇土地轉包時，非農務工時間平均約為10.80個月。導致這種情形出現的原因主要有兩點：一是農村剩余勞動力非農務工的時間越長，那么，他們從事農作物種植的時間就越有限，因而就越有可能將土地轉包或由他人代耕。二是農村剩余勞動力的非農務工時間越長，其非農務工收入就會越高，對土地的依賴程度就會減輕，越傾向于采取轉包的方式處置其所承包的土地。
3.農村勞動力轉移率與其處置土地資源的方式
農村勞動力轉移率是指外出務工勞動力占家庭勞動力總數的比重。根據表4可知，農村勞動力轉移率與其處置土地資源方式的關系比較復雜。從家庭成員耕作方式來看，各組數值變化趨勢不明顯，差距不大。雖然選擇由他人代耕的農戶所占比率同農村勞動力轉移率相關系數為正，但選擇土地轉包的農戶所占比率與農村勞動力轉移率之間相關系數卻為負。由此可知農村勞動力轉移率對其處置土地資源方式的影響程度不高。其原因可能在于農村勞動力轉移率不如非農務工時間和轉移情況兩個指標。從調研數據的分析結果來看，農村剩余勞動力的非農務工時間平均為9.80個月，那么，每個農村勞動力仍然還有2.20個月時間可以從事農作物種植，因此他們有比較大的自由度選擇其土地處置方式。在人均耕地面積不多的情況下尤為明顯。因此，農村剩余勞動力的土地處置方式社會化程度不會隨著農村勞動力轉移率的增加而提高，下文的計量模型回歸結果也充分予以證實。
四、計量分析
1.模型選擇及變量闡釋
考慮到實地調查數據的特性，本文擬采用最優尺度法對農村剩余勞動力轉移狀況與其處置土地資源方式進行計量分析。之所以這樣考慮是由于因變量為數值型時可以采用一般的線性或非線性回歸模型進行分析，但對自變量中的分類變量需要進行相應的處理。而本文的問卷調查中包含許多選擇性選項，數據基本歸于分類變量范疇。如果采用線性方法進行回歸分析，結果的準確性難以得到保障；如果采用Logistic計量模型[4]，盡管理論上行得通，但現實結果不理想，往往難以對分類變量進行很好的闡釋。據此借鑒Leiden University of Holland 的一個Dtss課題組最優尺度回歸分析計量模型[5]，該模型允許其變量為不同類型的分類變量。通過非線性變換對原始分類進行轉換，經由反復迭代得出最佳回歸方程，充分體現出處理分類變量的特殊優越性。采用該模型處理實地調查數據可以得到較好的結果。假設自變量為轉移情況、非農務工時間和農村勞動力轉移率，因變量為處置土地資源方式，由此可得如下計量方程：
式（1）中：M為處置土地資源的方式，N1為勞動力轉移情況，N2為非農務工時間，N3為農村勞動力轉移率，α1、α2、α3為相應自變量的系數，μ為隨機誤差項。各個變量的賦值情況如表5所示。
2.計量模型回歸分析
運用SPSS15.0對實地調查數據進行最優尺度回歸，得到如下計量方程：
計量回歸方程結果表明，計量模型的確定系數為0.261，計量模型調整后的確定系數為0.260，表明該模型總體的擬合度較好；計量模型的P值小于0.001，表明在統計上有意義；變量N1、N2、N3變換前后的容忍度都比0.100要大，表明其沒有共線性問題。從回歸方程相關數值（如表6所示）可知：方程的相關系數皆為正，表明轉移情況、非農務工時間、農村勞動力轉移率與其處置土地資源方式之間的關系為正相關；在計量模型變量N1、N2、N3的重要性指標值中，非農務工時間最重要，勞動力轉移情況其次，農村勞動力轉移率排最后。
通過最優尺度方法擬合的計量回歸方程式（2）具有如下經濟意義：在其他因素保持穩定不變的前提下，外地務工處置土地資源方式的社會化程度比本地務工高0.129；從事非農務工時間越長，農村剩余勞動力處置土地資源要素方式的社會化程度就越高。其他因素保持穩定的前提下，轉移的農村剩余勞動力每增加一個月的非農務工時間，其處置土地方式的社會化程度就會相應提高0.465；農村勞動力轉移率的數值越大，轉移的農村剩余勞動力處置土地資源方式社會化程度就越明顯。其他因素保持穩定不變的前提下，農村勞動力轉移率每增加一個標準單位，轉移的農村剩余勞動力處置土地資源方式的社會化程度就會增加0.077。
五、研究結論及政策建議
通過上述分析可以得出如下結論：農村剩余勞動力轉移狀況與其處置土地資源方式之間存在的相關關系非常明顯。二者之間的相關性主要體現在如下三個方面：一是勞動力轉移情況與其處置土地資源方式的社會化程度之間相關關系為正，也就是外地務工者傾向于采取社會化程度較高的方式處置其土地承包經營權[6]。二是非農務工時間與其處置土地資源方式的社會化程度之間的相關關系為正，也就是非農務工時間越久，農村剩余勞動力處置土地資源方式的社會化程度越高。三是農村勞動力轉移率也會影響其處置土地資源要素的方式，與社會化程度的相關關系同樣為正，較前二者而言相關性相對較低。因此只有采取有效措施，加大農村剩余勞動力轉移[7]，社會化程度較高的土地流轉方式諸如土地轉包等才能順利推進。因此，就地方政府而言，在對待農村剩余勞動力處置土地資源方式問題上，各地一定要堅持從實際出發，分類引導，逐步推進，充分調動農戶的積極性和主動性，尊重農戶的個人意愿，防止一切形式主義和行政命令，構建和諧社會，建設社會主義新農村。
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勞動力狀況范文6
關鍵詞：空氣污染；勞動供給，局部均衡模型；勞動生產率
DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.03.21
中圖分類號：F249.21 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）03-0099-04
Abstract： The paper theoretically analyses the impact mechanism of air pollution on labor supply by constructing the partial equilibrium model. Results show that， the impact of improving air quality on labor supply time depends on the tradeoff of the “income effect” and “substitution effect”， but the latter plays a dominant role， and air pollution will indirect impact on the labor supply by impacting labor productivity. Then empirical examines on the affect of air pollution on labor supply from the two aspects of the direct and indirect effect by impacting income and labor productivity， empircal results show that， the substitution effect of air pollution is greater than the income effect， air pollution will reduce labor supply from the two aspects of the direct and indirect effect. Finally，it puts forward policy recommendations to inhibit effect of air pollution on labor supply.
Key words： air pollution； labor supply； the partial equilibrium model； labor productivity
中的空氣污染問題備受關注，特別是“霧霾”已成為人們談論的焦點。鳳凰網報道稱，大氣污染的擴散性使得其無法被隔離，對所有人都造成消極影響，比非典等傳染性疾病還可怕[1]?？諝馕廴緦趧恿┙o的消極影響也在逐漸顯現，特別是東部沿海地區的空氣污染對勞動力供給的影響更加明顯，甚至出現了“逃離北京”的現象。
國外關于空氣污染對就業影響的研究較早，Ostro以1976年美國健康調查數據為樣本進行實證研究，結果表明空氣中顆粒懸浮物增加1%，勞動者誤工天數顯著增加0.44%[2]；Hausman等使用相同的數據，通過控制不同城市個體效應，實證表明顆粒懸浮物增加1個標準差會造成誤工天數增加10%[3]。Hanna和Oliva采用類似自然試驗的方法研究了墨西哥的一座大型煉油廠二氧化硫排放對勞動力供給的影響，表明前者每增加1%，后者會降低0.61%[4]。Carson等以孟加拉國調研數據為研究樣本，考察了砷暴露對農村勞動力供給的影響，結果表明暴露區的勞動力供給狀況較非暴露區的勞動力供給低7.9%[5]。Zivin和Neidell采用Orange Enterprise公司的TET數據分析臭氧水平對勞動力供給的影響，認為臭氧每上升10ppb單位，會減少17分鐘的勞動時間，但這一結果未通過顯著性檢驗[6]。國內方面，李佳以我國1998～2010年省級面板數據為研究樣本，考察了二氧化硫排放對勞動力供給的影響，認為前者每增長1%，后者將減少0.028%，并且這種影響存在經濟發展的“門檻效應”[7]。這篇文獻對該問題進行了初步的研究，但未考慮空氣污染從工資、勞動生產率等方面對就業的間接影響。本文的創新之處就在于除考慮空氣污染對就業的直接影響外，還從空氣污染影響工資、勞動生產率方面考察了空氣污染對就業的間接影響。
1 理論分析
1.1 基本假設
假設1：消費者效用函數為u=u（c，lp），c是消費水平，l是勞動時間，p是空氣污染狀況，由于空氣污染狀況外生，該式表達為消費者在既定的空氣污染狀況下決定自己的消費水平和勞動時間，如果消費者無法忍受空氣污染可以選擇離開。此外，借鑒魏翔的思想[8]，假設存在uc>0，ucc
假設2：外生的空氣污染對消費者效用產生兩方面的影響：一是通過勞動供給影響勞動者的效用水平，好的空氣質量有利于勞動者的身體健康，能夠增加勞動者的勞動供給，存在ulp>0；二是通過消費影響勞動者的效用水平，但這種影響是不確定的：一方面，好的空氣質量可能會促使勞動者更愿意外出消費，二者互補，存在ucp>0；另一方面，良好的空氣質量會減少勞動者在某些藥品和鍛煉器材方面的消費，二者相互替代，存在ucp
式（3）表示空氣質量p對邊際收入φ的影響，由ull
式（4）表示空氣質量p對勞動時間l的影響。由于ull0，所以這一邊際影響主要取決于φ/p的大小與符號。將式（4）中ulp和（φ/p）w定義為空氣污染狀況對勞動力供給的“替代效應”和“收入效應”，“替代效應”的含義是空氣質量的改善會通過降低負效應而正向影響勞動力供給；“收入效應”的含義是空氣質量的改善通過增加邊際收入而減少勞動力供給。當φ/p>0時，“收入效應”導致勞動力供給的增加（l/p>0），也即“收入效應”和“替代效應”一致造成空氣質量改善與勞動供給時間的正向關系；當φ/p
1.3 勞動生產率的變化
上述分析的一個隱含假設就是勞動生產率不隨空氣質量發生變化，但實際中空氣質量的改善也會改進勞動生產率，Graff和Neidell認為環境污染可以在不影響勞動力供給的前提下對勞動生產率產生影響[9]，Clay等發現使用鋁材料管道的城市，更加嚴重的鋁污染顯著降低了勞動生產率[10]；楊俊和盛鵬飛認為環境污染與勞動生產率之間存在倒“U”形關系，在環境污染規模較低時會增加勞動生產率，但隨著環境污染規模的增大，環境污染會抑制勞動生產率的增加[11]。本文假設空氣質量p會影響以工資水平代表勞動的邊際生產率，二者之間的函數關系為：
式（9）為工資方程，因變量為平均工資水平lnwage，采用平均工資指數進行調整，剔除物價的影響；空氣污染變量為煙（粉）塵排放量lnsoot，采用煙塵排放量和粉塵排放量的加總表示；X為控制變量，包括實際人均產出lnpergdp，采用GDP平減指數調整后的真實人均GDP表示；人均稅負水平lnperrev，采用整體稅收除以人口數表示；城市化水平lnus，采用城市人口（部分年份為非農人口）占總人口的百分比表示；教育水平lnedu，采用受教育年限表示，計算方法參考李秀敏采用的方法計算[14]；老齡化趨勢lnold，采用65歲以上人口占總人口的比重表示。式（10）為勞動生產率方程，因變量為全員勞動生產率lnolp，采用國內生產總值除以就業人數表示；S為控制變量，包括產業結構lnstr，以第三產業增加值占GDP的比重表示；技術水平lntech，采用國內專利申請授權數表示；還包括城市化水平lnus、教育水平lnedu和老齡化趨勢lnold。式（11）為勞動力供給方程，因變量為勞動力供給lnls，采用年末就業人口占總人口的比重表示；為考察工資水平與勞動力供給間是否存在倒“U”形曲線關系，本文將工資水平的平方項（lnwage）2引入回歸方程中，Z為勞動力供給方程的控制變量，包括人均稅負水平lnperrev、產業結構lnstr、教育水平lnedu以及老齡化趨勢lnold。本文的原始數據來源于歷年的《中國統計年鑒》《中國環境年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國財政年鑒》和《中國科技統計年鑒》，樣本為中國大陸地區除外的30個省市自治區。為分析影響效應的區域差異性，進一步分三大區域①進行分析。
式（12）中，右邊第一項表示空氣污染對勞動力供給的直接影響效應；右邊第二項表示空氣污染通過影響平均工資水平對勞動力供給的間接影響效應；右邊第三項表示通過影響勞動生產率對勞動力供給產生的間接影響效應。因此，空氣污染對勞動力供給的影響效應取決于三者的權衡，影響系數為θ1+α1（θ2+2θ3lnwage）+β1θ4。
3 實證分析
3.1 回歸結果分析
3.1.1 工資方程回歸結果
對工資方程進行回歸，如表1所示。通過4個回歸方程的AR（1）檢驗、AR（2）檢驗和Sargan檢驗結果可以看出系統GMM模型的設定較為合理，能夠反映真實狀況，檢驗結果具有說服力。
由表1可知，空氣污染增加了工資水平，所有相關系數都在給定的5%水平下通過顯著性檢驗，空氣污染每增加1%，工資水平分別增加0.027%、0.043%、0.014%和0.012%，東部地區工資水平對空氣污染狀況的彈性系數要遠大于中西部地區，這是因為東部地區經濟發展水平遠高于中西部地區，使得居民在滿足基本生活需要之后，更加注重生活質量的提高，空氣污染程度的加重使得居民需要更多的工資來補償這一部分損失，而中西部地區居民所需要的補償卻相對較小，但仍然需要給予一定的補償。
3.1.2 勞動生產率方程回歸結果
表2為勞動生產率方程的回歸結果，可以看出，空氣污染變量在給定的顯著性水平下均通過顯著性檢驗，對勞動生產率的提高產生了顯著的負影響，空氣污染每增加1%，勞動生產率水平分別降低0.057%、0.114%、0.045%和0.035%?？諝馕廴緯谡T叩墓ぷ骰肪場⒐ぷ饜率和有效勞動時間產生影響，如因空氣污染帶來的工人病假以及高素質勞動力“逃離”現象，這都會導致勞動生產率水平的下降。此外，與工資方程回歸結果相似，空氣污染對東部地區的勞動生產率影響遠大于中西部地區，這也表明空氣污染對勞動生產率效率的影響因經濟發展水平的差異同樣具有空間差異性。
3.1.3 勞動力供給方程回歸結果
表3是勞動力供給方程的回歸結果，可以看出，空氣污染降低了勞動力的供給，影響系數在5%水平下通過顯著性檢驗，這與空氣質量改善有利于增加勞動力供給的假設相符，工資水平與勞動力供給呈現倒“U”形曲線關系，在工資水平較低的情況下，增加工資的收入效應大于替代效應，勞動力供給增加，而隨著工資水平的上升，勞動者對生活質量（空閑）的追求高于對工資的追求，此時增加工資的替代效應大于收入效應，勞動力供給減少。勞動生產率上升降低了就業人數，這是因為生產效率與勞動者需求之間存在替代關系，效率越高，勞動者需求越低，因此，隨著生產效率的提高，會伴隨一定裁員，導致部分勞動者失業，降低就業人數。
3.2 空氣污染的勞動力供給效應計算
由于間接影響效應和總效應的大小還取決于平均工資水平的自然對數，這里按照各樣本組內人均工資水平的均值水平計算，根據式（12）可計算空氣污染對勞動力供給的直接影響效應、間接影響效應和總效應，如表4所示。
可以看出，空氣污染除直接降低勞動力供給外，還會通過影響工資水平和勞動生產率間接降低勞動力供給，以全國范圍內的樣本為例，當空氣污染程度增加1%時，勞動力供給直接減少0.045%，間接減少0.034%，空氣污染通過間接效應和直接效應使勞動力供給減少0.079%。分地區來看，不同經濟發展水平造成了空氣污染對地區勞動力供給的影響效應存在差異性，經濟發展水平越高，空氣污染對勞動力供給的直接影響效應和間接影響效應都越大，如東部地區空氣污染對勞動力供給的影響效應為-0.082，而中西部地區空氣污染對勞動力供給的影響效應分別為-0.025和-0.022。
4 結論和政策建議
本文將空氣污染引入勞動力供給的局部均衡模型中，在理論探討空氣污染對勞動力供給的影響機制之后，以我國2000～2012年省級面板數據為例，從空氣污染直接對勞動力供給產生影響效應和通過影響工資水平及勞動生產率間接影響勞動力供給雙重視角考察了空氣污染的勞動力供給效應。實證結果也表明空氣污染除直接影響勞動力供給外，還可以通過增加工資水平和降低勞動生產率間接影響勞動力供給，這些回歸系數均通過了顯著性檢驗，空氣污染對勞動力供給的總效應為負，印證了空氣污染對勞動力供給的替代效應大于收入效應的理論結論。實證分析還表明空氣污染對勞動力供給的抑制效應存在空間差異性，會因經濟發展水平的不同而不同，經濟發展水平越高，空氣污染對勞動力供給的抑制效應越大。
本文提出以下政策建議：一是逐步控制并緩解空氣污染狀況，從源頭杜絕空氣質量惡化對勞動力供給的抑制效應，關于如何控制空氣污染問題，學術界已做了大量的研究并提出了許多可行的政策，歸納起來可以分為兩種：“末端治理”政策和“前端控制”政策。我國的環境污染治理應以“前端控制”為主，“末端治理”為輔，完善環保技術研發和引進激勵機制，逐步加大環境污染排放的懲罰力度，雙管齊下降低企業的污染排放水平；二是建立健全空氣污染危害身體健康的監測機制和預警機制。政府應對空氣污染狀況進行監測、整理，準確評估空氣污染的危害程度，在危害之前提出預警，以便相關部門和勞動者做出預防；三是政府部門和民間環保組織還應積極引進國外先進的預防空氣污染對身體危害的技術和經驗，加強國際交流與合作，提高我國政府的危機管理水平，樹立良好的大國形象。
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