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劳动力状况范文1
[关键词] 劳动力市场 就业
劳动力市场是企业人力资源管理的大环境，劳动力市场的供求状况直接影响着人力资源管理的方式和效果。目前我国处于二元经济转换，同时又是从计划经济向市场经济体制转轨的过程，包括劳动力资源从计划配置转向市场机制配置的机制转变。在经历就业迅速扩大和遭遇劳动力市场冲击的同时，就业形式和就业增长方式发生了巨大的变化。
蔡(2008)通过梳理关于劳动力市场发育和就业状况的统计数据,并结合微观调查数据，对城乡就业增长和结构变化进行了描述，打破了传统的关于“就业零增长”、“农村剩余劳动力一成不变”等神话。提供了有关劳动力市场的指标,准确地反映了伴随着经济增长和改革开放的深入，劳动力市场发育水平的提高、就业总量增长和结构多元化，及其城镇就业压力的缓解和农村剩余劳动力大幅度减少的事实。他还通过对人口转变过程的阐释，预测了劳动力市场供求的变化趋势，做出刘易斯转折点即将到来的判断，并揭示了这个转折点对中国经济持续增长提出的挑战。陆铭、蒋仕卿(2007)将1996年视为中国城市劳动力市场改革的分水岭,也是中国经济增长方式的转折点。在第一阶段，劳动力市场改革的效果主要表现为人们职业和收入结构的调整。在第二阶段，结构调整则主要表现为人们在不同的就业状态上的分化。失业人数与职工数量之比，以及其他人口与职工数量之比在1997年之后也同步上升，这也反映出了就业结构的迅速变化。而其他人口数量与职工数量之比的快速上升则从一个侧面反映出了劳动参与率下降的趋势，这表明在劳动力市场的就业结构调整过程中，有越来越多的人选择退出劳动力市场。
这些观点在众多的宏观经济分析中得到了验证。国家发改委宏观经济研究院经济形势分析课题组2005年初分析得出 2004年我国新增城镇就业超过了900万人，预测2005年就业矛盾将会比2004年更加严峻。主要表现在：(1)长期性就业压力依然过大。目前我国仍处于劳动力资源增长的高峰期，在城镇新增就业群体、累积的下岗失业人员和农民进城务工人员等要求就业的总规模每年在2500万人左右，而新增就业机会不足1000万人。(2)2005年经济增长率的回落，将对就业增加形成短期压力。(3)大学毕业生大规模集中释放将继续加大就业供需矛盾。据统计，2003年全国高校毕业生为212万，初次就业率仅为50%左右，2004年高校毕业生达到280万，到6月底平均签约率为60%，再加上2005年毕业无法就业的学生，累积的就业矛盾越来越大。总之，2005年新增城镇就业900万人、城镇登记失业率4.5%预期目的实现有相当的难度。
而2005年底的报告否定了上述2005年经济增长率回落的预测，验证了经济的强劲增长使2005年的就业形势有所改善，但就业增长不足的问题仍很突出。2005年第3季度末，城镇单位就业人员总数达11102.7万人，比第1季度增加130.4万人，比上年同期增加158.4万人。但相对于经济增长的其他主要指标而言，就业增长明显偏慢，第3季度末城镇单位就业人员同比仅增长1.4%，GDP增长的就业弹性只有0.15。工业企业就业增长稍快一些，但相对于上年同期也有所回落，就业形势依然严峻。就业增长缓慢将会制约未来的消费增长,同时也使农民在非农产业的就业机会偏少，农民增收难度加大。
蔡，都阳(2005) 考虑到“十一五”期间人口年龄结构的变化，根据经济增长可能达到的水平，以及就业弹性的变化范围作为分析的基础。对这一时期劳动力供求关系作出了判断，认为从总体上看，“十一五”期间的劳动力供给压力将逐步减轻，相对于“九五”和“十五”期间，创造就业需求的压力减轻。但是，“十一五”初期正处于劳动年龄人口上升期，就业形势仍将严峻。劳动保障部专题小组(2007)的研究也得到了同样的结论。认为“十一五”期间，我国就业供大于求的总量性矛盾继续存在，需求稳中有升；就业的结构性矛盾明显加大，劳动者素质技能不适应问题更加突出;就业难和“招工难”的矛盾在不同地区出现，虽属局部现象，但短期内难以消除。
宏观经济研究院经济形势分析课题组2007年底调查显示2007年就业增长形势良好。今年上半年,城镇新增就业629万人，完成全年目标任务的70%，创下实施积极就业政策以来同期最好水平。预计全年城镇新增就业将突破1200万人。城镇净增就业量将首次突破1000万人，达到1011万人,比上年增加32万人。这得力于经济增长的快速平稳增长，也与积极就业政策的逐步落实密切相关。并预测2008年，我国的就业增长形势依然较好。目前，尽管城镇单位新增就业有放慢的迹象(主要是由于外资企业和私营企业就业增长有所放慢)，但工业企业就业增长一直会保持6%以上的较快增长态势，预计2008年这一趋势会延续。利用就业弹性预测方法，预计2008年城镇净增就业量将达到1032万人，新增就业岗位继续突破1200万个。2008年，城镇就业增长的目标可设定为新增城镇就业1000万人，失业率控制在4.5%以下。
综上所述，整体看来，近年来我国的就业形势比较严峻，就业结构性矛盾突出。
参考文献：
[1]蔡:中国的劳动力市场发育与就业变化[J]. 中国职业技术教育,2008(8):10-17
劳动力状况范文2
[关键词]流动劳动力;北京;就业
[中图分类号]F249.21[文献标识码] A
[文章编号] 1673-0461(2009)12-0017-06
一､引言
流动劳动力的就业状况得到人们的广泛关注,一方面,大量的流动劳动力涌入城市,他们的迁移活动大多是经济型的①,这种迁移本身就是一种均衡,意味着他们流动后的经济环境要比在迁入地好｡那么,他们的工作质量怎么样呢?人们更加关注这一群体的生存状态;另一方面,流动劳动力进入城市,也对城市生产生活产生影响:流动劳动力在城市就业必然对城市人口就业发生作用,一种通常的分析方式是采用正反对比,即讨论流动劳动力就业与当地人口就业的互补性与替代性｡对这个问题更进一步的讨论是对比流动劳动力就业对城市发展的贡献与之带来的流动劳动力问题的权衡②,由此来判断决定一个城市应该设置的进入门槛(杨上广､丁金宏,2005;朱韵洁､贺浩亮,2009)｡③
对流动劳动力就业考察的文献很丰富｡从地域角度,有些讨论全国的流动劳动力就业情况,如段成荣､杨舸(2009)回顾了改革开30年来我国流动劳动力就业状况发生的变化,讨论了数据来源及统计口径变化对数据可比性的影响,并着重介绍了流动劳动力的规模变动､人力资本变化,以及职业行业的变化｡鲁奇､王国霞､杨春悦､曾磊(2006)讨论了流动劳动力就业的地域分布决定因素,通过对比1990年与2000年流动劳动力就业的分布特征,发现10 年中流动劳动力东､中､西部分布变化与东､中､西部经济发展的变化(如人均GDP､三次产业结构､固定资产投资额､企业所有制结构)高度一致;而东部地区的环渤海､长江三角洲､珠江三角洲及福建这三个亚区层面的流动劳动力分布并不能由经济因素完全解释｡有些讨论某个省市的流动劳动力就业情况｡如李萌(2004)在劳动力市场分割的框架内讨论了武汉市流动劳动力的就业分布与收入的关系,从人力资本､社会资本､个人特征三个方面来解释流动劳动力的工资决定方式｡发现这些因素对收入的影响在正规部门与非正规部门不一致,尤其是人力资本因素在正规部门被扭曲｡
值得一提的是,在讨论流动劳动力就业情况时,出现最多的一个概念是非正规就业④,而许多描述也由这个概念展开,这种非正规就业体现在就业培训､就业保障､职业结构等方面｡如原新､万能(2007)讨论了大城市(主要为广州､北京､天津､上海)中流动劳动力的非正规就业情况,认为流动劳动力从非正规就业转向正规就业是城市化良性发展的必要条件｡李萌(2004)讨论的劳动力市场分割对工资的影响也体现了流动劳动力中普遍存在的非正规就业｡这种非正规就业在就业培训､就业保障､职业结构､城市进入门槛等方面的调查中得到证实(王春光,2006;陈浩､杨晓军,2008;韦小丽､朱宇,2008;林李月､朱宇;2009;李富田,2008等)｡
本文旨在讨论北京市流动劳动力的就业状况｡我们将借鉴以上文献所介绍的方法,结合2006年北京市1‰流动劳动力调查数据对北京市流动劳动力的就业状况进行较为系统的分析｡我们将从职业特征及工资水平､职业培训､职业保障与政府服务等方面考察在京流动劳动力的工作情况,并就调查结果与已有的研究进行对比｡文章结构如下:第二至第四部分分别讨论职业特征及工资水平､ 职业培训､职业保障与政府服务,第五部分是简短的结论｡
二､职业特征及工资水平
我们的数据来源于中国人民大学人口与发展研究中心于2006 年9~10 月组织的“北京市1 ‰流动劳动力调查”｡⑤ 调查中抽取了42 个街道,访问员对居住在其中的流动劳动力和房屋出租者进行了面访式填答问卷调查｡调查对象中的流动劳动力特指15 周岁以上､户口不在北京､在北京居住一个月以上的人员;这次调查共收集了流动劳动力家庭有效问卷4087 份,约占北京市流动劳动力总数的1‰｡获取了在京流动劳动力的流动状况､就业状况､居住状况､收入､劳动合同､社会保险､培训､子女教育､面临的困难､未来安排等方面的信息｡⑥
首先来看受访者的职业特征｡受访的3780个样本中,大部分位于朝阳区与海淀区,分别为928人与889人,两者之和占总样本的48.07%｡在其它各区的分别相对比较均匀｡我们在考查职业类型时设定了雇主､雇员､自营劳动者､家庭帮工等四个选项,在3999个被访者中,雇员的比例最大,有2309个,占总体样本的57.74%,其次是自营劳动者,占总数的35.%2,拥有雇主身份的有251人,约占总样本的6.28%｡从更细分的职业来看,我们发现,北京市流动劳动力从事的主要职业为建筑工人､个体､装修工人(包括水电安装,油漆工)､其他类型工人､卖菜/水果､公司业务员,文员,职员､食品加工及贩卖､公司推销员,销售､餐饮服务业､小卖部/小超市､保洁工､个体服装销售､商场售货员/服务员､其他服务员､废品收购,其所占的比例人别为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%｡可以发现,这些受访者主要从事建筑业与城市(传统)服务业｡同时,我们也考察了受访者的配偶的就业情况,⑦发现处于无业状态的人数最多,约占总人数的12%｡其次为从事家务劳动､个体经营､装修工人､卖菜/水果､其他类型工人､保洁工､食品加工及贩卖等工作｡
我们调查了受访者如何找到工作及是否想继续目前的工作的相关信息｡调查发现,不同的工作类型的人在寻找工作的方式存在较大差别｡以雇主为例,251位被访者中,51.39%的人通过自己做生意､23.51%的人通过自己寻找､22.71%的人通过别人介绍获得工作｡自营劳动者找工作的方式与雇主类似,1408个被访者中有76.56%的人单凭自己的力量(其中自己做生意､自己直接上门找分别占51.49%､25.07%),加上有人介绍的22.44%,两者之和达到99.01%,构成找工作最主要的方式｡工作类型为雇员的2,309个被访者中,通过别人介绍的占60.76%,自己直接上门找的占29.02%,通过职业介绍所找到工作的仅占3.38%｡通过其它方式如用工单位招工､互联网及其它媒介等方式找到工作的不到5%｡另外,工作类型为家庭帮工的28名被访者主要通过别人介绍与自己上门去找的方式获得工作的｡
可以看出,雇主类型的被访者并不十分依赖别人介绍,而后两类工作类型的被访者中,别人介绍在工作获取过程中占有极为重要的地位｡在对别人介绍进行具体构成的分析中,我们发现⑧,处于雇主类型的56被访者中,介绍人主要是近亲与同村老乡,其次是朋友,分别占50%､28.57%､17.86%｡314名自营劳动者中依赖的主要介绍人依次是同村老乡､近亲､朋友,分别占35.99%､32.48%､21.66%｡在1,400个雇员类型的受访中,主要通过同村老乡､朋友､近亲介绍得到工作的比例分别为36%､27.86%､22.71%｡由此可知,老乡､近亲､朋友是流动劳动力通过介绍途径获得工作的主要通道｡而这种关系在许多研究中被称为为社会资本或地缘､血缘关系｡
有关劳动力市场的二元结构理论(劳动力市场分割理论)认为,就业稳定是多数搜寻工作的雇员期待的一个目标｡由于一级劳动力市场(正规市场)具有比二级市场更高的工资和更好的工作合约,因此其就业稳定性明显高于二级劳动力市场(非正规市场)上的工人｡⑨本调查中,在问及是否在近期内换工作时,各工作类型的被访者表现出较高的工作“执著”,雇主类型的受访者､自主经营类型的受访者､雇员类型及家庭帮工类型的受访者不打算换工作的比率分别为88%(220/250)､85.05%(1195/1405)､73.87%(1705/2308)､82.76%(24/29),大多数被访者表现出较高的工作稳定性偏好｡而对这些不想换工作的人询问理由时发现,雇主类型的受访者､自主经营类型的受访者､雇员类型所提出的主要的三个原因依次是能挣钱､找不到更好的单位､需要有一个稳定的工作,回答该三个原因的比例分别为82.27%(181/220)､68.37%(805/1,192)､66.78%(1132/1,695),相应的,想换工作者的原因主要是挣钱太少及其它原因,其中雇主类型的受访者､自主经营类型的受访者､雇员类型按重要性将离职原因归结为挣钱太少的比例分别为66.19%(139/210)､49.67%(299/602)､60%(3/5)｡由此可知,更换工的主要影响因素是经济因素(“没有更好的职位”这一原因在很大程度上也出于经济考虑),其次是追求工作的稳定性｡较高的工作稳定性意愿一方面表明,受访者对目前的工作还比较满意,另一方面更可能表明他们工作类型升级的难度较大,自身的人力资本制约和城市的二元劳动力市场的稳固存在,使他们获得更高层次的工作非常困难｡
流动劳动力的工资水平方面,在剔除了缺省样本与填值为0的样本后,我们得到以下分工作类型的工资统计值(见表1)｡
TT均值检验表明,各个不同的工作类型的平均收入存在显著的差异｡平均收入从高到低的工作类型依次是雇主､自主经营者､雇员与家庭帮工｡同时,我们也发现,在同一工作类型内部的工资水平存在较大的方差,有些自主经营者的收入可能会高于雇主,有些雇员的工资可能高于前两者｡在这一点,从最高收入的统计数据中可以发现｡当然,这种讨论忽略了一些缺失值,而这些缺失可能是系统性的,即一些高(低)收入者不愿透露自己的真实收入｡
工资支付分为平常工资及加班费支付两种｡我们发现,平常工资支付采用定额月薪制的被访者占到61.09%(1,410/2,308),说明工资激励不足｡定额月薪制加奖金占总样本的10.62%,传统的计时计件工资形式分别占6.28%､5.81%,两者的混合使用占到3.03%｡从工资的按时支付程度来看,按时支付的受访者达到90.12%(2,080/2,308),偶尔拖欠占6.33%,经常拖欠､一直拖欠的比例分别为2.21%､1.34%,打白条的情况有所缓解｡而受到拖欠工资问题干扰的雇员中,有55.88%(133/238)的人选择消极等待,近10%的人选择离开单位(即放弃被拖欠的工资),只有34.02%的人积极利用法律(纪检法部门)､政府(劳动部门)与工人组织(联合工友)的力量来维护权利｡这表明,一方面,受到工资侵害的受访者缺乏一定的法律保护意识,另一方面,一些企业有工资支付上还很不规范｡加班费方面,53.75%(1,241/2,309)的受访者表示没有加班情况,28.45%的受访者表示有时需要加班,但均会支付加班费,有加班但从不给加班费的受访者达到10%,偶尔或大部分给加班费的占到7.79%｡加班费用的支付还有待进一步的规范｡
三､职业培训
我们的调查主要集中在第一次培训与最近一次培训｡在第一次培训中,我们有1212个完整的观测值,其余的2866样本的观察值缺省,我们可以近似地理解为只有30%(1212/4078)的流动劳动力参加了就业培训｡从培训地点来看,主要是在北京,有743人,占61.30%｡在原籍培训的为373人,占31%｡说明在北京,流动劳动力能够得到的培训机会相对更多｡从培训的内容来看,我们的问卷主要涉及到职业技能､基本权益保护､法律知识､城市生活常识､求职技巧等五个方面的内容｡被访者中反映培训的主要内容是职业技能,有1,155个培训者接受此类培训,占总人口的95.30%｡而其它方面的培训内容很少,接受基本权益保护培训的有20人,接受法律知识培训的有27人,接受城市生活常识的有16人,接受求职培训的有50人｡从培训机构来看,大部分的培训由用工单位提供 ,为653人,占53.97%,其次为社会培训机构,为456人,占37.68%｡约有8.35%的职工培训由工会来组织｡与之相对应,培训的组织方主要是用工单位,它统一组织了608名工人的培训,相比之下,政府在组织培训方面作用有限,只有41人是通过政府组织参加培训的｡其余部分由工人自发报名进行培训｡从培训期限来看,培训期限长短不一,主要以中短期培训为主｡一个月､三个月和一周的较多,分别有195人､188人､109人｡费用承担方面,自费与免费分别为555人､544人,两者之和占总人数的近90%｡另外还有少量的单位付费减免｡培训结束后,大约有一半人(605人)得到了培训证书,在“纸面上”记录了人力资本的积累过程｡培训者对于培训效果的评价整体比较乐观,其中评价程度为好(包括很好)的有770人,占总人数的63.5%｡评价为“一般”的有401人,占总人数的33%｡只有不到5%的人认为培训的作用不明显｡
我们可以对比讨论最近一次的培训｡在这里,我们完整的样本个数只有378,即近期只有少数(占总样本的9.27%)的职工参加了培训｡在这些参加培训的职工中,大多数人在北京参加培训,占66.14%,且以正式培训为主,占到 68.25%｡从培训内容来看,接受职业技能培训的有362人,占总人数的95%｡而在其它方面,如基本权益保护､法律知识､城市生活常识､求职技巧等方面的培训微乎其微｡从培训机构来看,用工单位承担了217名职工的培训,与社会培训机构培训的136人占据了总培训人口的93.39%｡但在这里,组织形式发生了一定程度的变化,以自己报名方式组织的培训有183个,占据了总培训人数的将近一半(48.41%),以用工单位统一组织的培训人数为174人,两者之各占到总培训人数的94.44%｡培训期限长短不一,以30天､90天､7天最多,分别有53人､49人､30人｡从付费方面,免费与自费平分秋色,分别为181人､169人,两者之和占总培训人数的92.59%｡
是否颁发培训证书方面,大约50%的受训者得到了培训证书｡在评价培训结果时,有238个职工反映培训效果好(其中有75位评价为很好),也有131人认为效果一般,两者之和达到了97.62%｡
为了比较两次(第一次与最近一次)培训的差异,我们选取了参加了两次及以上培训的样本(这样第一次和最近一次才有差别)｡同时,我们的调研填写过程可以排除两次培训实际为同一次培训的情形(即填了两次)｡这样,我们可以从各个维度来对培训特征进行对比(见表2)｡
从培训地点来看,在北京接受培训的职工增多,由223人增加到250人,就地培训的趋势明显｡组织方式来看,用工单位组织有所减少,政府组织培训有所增加,职工报名参加培训的人数增多,在一定程度上体现了人力资本积累的主动性｡培训方式的变化体现在,正式培训的比例增加,由249人增加到258人,但培训发证率有所下降,从184人下降到180人｡
从培训内容来看,职业技能的培训仍是重中之重,但其它方面的培训,如基本权益保护､城市生活常识､求职技巧都有一定比例的上升,但上升幅度并不大,且通常穿插在职业技能培训中｡⑩培训的效果都比较乐观,第二次的评价略高于第一次,一般以上的评价达到了95%以上,说明,培训还是很受职工欢迎的｡从付费方式来看,自费的比例有所上升,单位付费的比例有所下降,可以看出,人力资本的积累越来越趋向内部化｡培训机构方面,社会培训机构的比重增大,用工单位虽然仍是培训的主体,但其作用有下降的趋势,同时,劳动部门对培训的供给有限｡
四､职业保障与政府服务
从我们的调查数据来看,在京流动劳动力的职业保障令人担忧｡除了第二部分提到的存在一部分工资(加班费)拖欠情形,以及政府或社会组织能够在流动劳动力就业信息提供方面有所作为外,还体现在较低的参保率､较低的合同签订率与营业规范性｡
首先,各个工作类型的受访者的参保率都很低,雇主､自主经营者､雇员与家庭帮工类型的受访者的参保率分别为13.06%(32/245)､9.26%(123/1,329)､19.72%(448/2,272)､8.7%(2/23)｡这点比较好理解,处于雇主或自主经营者地位的被调查者可以避开一些强制性的保险规定,而雇员可能面临着单位里一些强制性的入保规定,入险率相对高一点｡但总体上,流动劳动力的入保率不容乐观｡这一点细分的保险品种入险率可以看出来｡以失业保险为例,雇主､自主经营者､雇员与家庭帮工类型的受访者的参保率分别为0.41%(1/245)､0.9%(12/1,329)､3.04%(69/2,272)､0(0/3)｡基本养老保险方面,以上四种工作类型的受访者的参保率分别为5.71%(14/245)､3.09%(41/1,329)､7.26%(165/2,272)､0(0/23)｡医疗保险方面,四种类型的被访者的上险率分别为3.67%(9/245)､3.31%(44/1,329)､12.32%(280/2,272)､0(0/23)｡人寿保险方面,各类型被访者的上险率分别为4.08%(10/245)､2.41%(32/1,329)､3.21%(73/2,272)､8.7(2/23)｡而在非正规就业部门,流动劳动力通常从事“苦､脏､累､差､重､险”且不稳定的工作,如此低的参保率实在令人担忧｡
其次,还存在较低的合同签订率与营业规范性问题｡在经营执照方面,雇主身份的被访者中35.2%的人属于无照经营,余下的或自己办理,或借用别人(包括北京人与外地人)的营业执照｡自营劳动者的被访者中有48.57%的人处于无照经营状态｡其余大约一半人或自己办理或借用别人的执照经营｡而在处于的雇员身份的2,307位被访者的合同签定率较低,不足33%(其中签定固定合同的占29.78%,签定无固定期限的占2.95%),这就为日后的劳动保障埋下了隐患｡同时,在外出人口在离开原籍进入北京办理相关手续的调查中,11我们发现雇主､ 自主经营者､雇员与家庭帮工类型的受访者中办理率分别为 56.97%､69.39%､72.8%､58.06%,相应的,来到北京需要办理一些留京工作手续12的办理率分别为90.84%､90.55%､84.71%､70.97%｡我们依不同证件考查了各个工作类型的被访者的持有率(见表3)｡从表可知,还存在一些证件不全的问题,尤其是暂住证､健康证､流动劳动力婚育证的办理程度｡
再次,我们对政府部门为流动劳动力提供的服务进行了调查｡针对流动劳动力进入北京后将接触到相关的管理部门,如公检法､计生､劳动､街道办事处､教育､工商､卫生､城管､税务等部门,我们对受访者接受到的服务进行了归类(见表4)｡
我们发现,尽管在整体上受到政府服务的比例较高(达到85%以上),但分解到各个服务类型后,我们发现一些公共的服务提供率较低,尤其是与就业相关的就业信息､房屋出租信息,以及遇到纠纷后的法律援助服务,流动劳动力也很少从与其生存状况息息相关的社会保障服务中受惠｡同时,我们对接受到政府服务的受访者进行了满意度调查,结果(见表5):
由上表可以看出,不满意度比较高的部门有城管部门与税务部门,尽管与这些部门的被访者不多,同时这两个部门与流动劳动力的经济权益直接相关,但较高的不满意度说明还存在较大的服务质量提升空间｡同时,各个不同类型的工作者对不同部门的评价存在差异,如雇主类型的调查者对教育部门的不满意程度大于其它类型,一方面说明他们更有能力关心子女的教育,因而与教育部门有较多的接触,另一方面也说明现实中可能存在许多令他们感到不满的因素｡
作为一个对政府部门提供服务的总结,在问及在“是不是受到与北京本地居民同样的服务与待遇时”,四种类型的受访者回答“是”的比例分别为30.8%(77/250)､15.93%(224/1,406)､18.87%(435/2,305)､22.58%(7/31),这说明很大一部分人认为在北京存在一定程度上的就业歧视｡相对应的,在回答“最想对政府及有关部门说的一句话”时,我们意外地发现回答“没有”的人居多数｡其次才是希望得到与北京市民相同的待遇｡各个类型的被访者均将解决子女入学问题､改善生活条件,提高收入排到两个选项之后｡由此可知,经济实惠与经济(平等)权力是流动劳动力最希冀从政府部门得到的｡
五､结论
本文利用2006年北京市1‰流动劳动力调查数据集中考查了在京流动劳动力的工作特征｡我们从职业特征及工资水平､职业培训､职业保障与政府服务等方面对在京流动劳动力的工作特征进行考察,得到以下结论:
1.在京流动劳动力从事的大多为建筑业,城市传统服务业类型的职业｡大多数的迁入劳动者必变了务农身份或进行第一次择业,但后续的调查表明,他们进入北京后,工作的变动性较小,“工作类型”升级缓慢｡流动家庭中,配偶身份(有男有女)的当中有相当大部分处于失业状态｡
2.作为雇主､雇员､自营劳动者､家庭帮工等四个工作类型的受访者在工资水平､求职方式､职业保障等方面存在较大的差异｡工资方面,所有流动劳动力的整体平均工资水平远低于北京市职工平均工资,而雇员又明显低于自营劳动者,更低于雇主｡在求职方式上,雇主中多数是自己做生意而不需要别人介绍,自己找的也仅占1/4左右｡而自营劳动者则有76.6%的人是自己找工作｡在职业保障和社会保险方面,自营劳动者和家庭帮工的职业保障最低,参保率不到10%｡
3. 进京流动劳动力进入北京后接受的培训有所增多,值得注意的是,通过几次培训的对比,我们发现工人主动提出培训要求的趋势明显,同时,培训费用职工内部化趋势加强,这主要体现在付费方式(自费比例增多)以及对培训的高度评价｡另一方面,培训内容也逐步趋向丰富,专业的培训机构的作用增强｡
4. 从在京流动劳动力的职业保障令人担忧,这主要体现在还存在一定程度的工资(加班费)拖欠情形,以及政府或社会组织能够在流动劳动力就业信息提供方面有限､较低的参保率､较低的合同签订率与营业规范性｡政府在为流动劳动力提供公共服务的种类､数量及服务质量方面还有待加强｡
[注 释]
①人口流动的因素可能是多方面的,大致可以分为经济型､文化型和社会型三大类｡经济型主要是指通过流动实现就业并获得一定劳动报酬的流动人口;文化型是指进行文化交流的流动人口;社会型是因投亲､治病､旅游和中､小学生借读等从事非经济活动的流动人口(张声华,1998)｡这与我们问卷中的“来京原因”调查选项相对应｡
②流动人口就业对城市就业影响的文章很丰富,但讨论流动人口对农村社会的发展还很不充分,周君玉(2000)从对知识重要性的认识､生育率､城市化等角度探讨了流动人口对农村经济的影响｡目前还缺少系统的研究｡而Todaro(1969)考虑到城市严重的失业问题时,曾提出与城市化看起来相悖的路径,即通过加大农业的就业吸纳力度来抑制剩余劳动力向城市过度转移｡
③当然,有些特殊城市是站在一个区域甚至整个国家大局的层面上来处理流动人口进入门槛问题的,如上海､广州､深圳等城市由于产业升级的需要,对流动人口的人力资本程度有一定的进入门槛｡
④“非正规部门”的在理论上可以追至Todaro(1969)｡他在Lewis(1954)及Ranis&Fei(1964)的基础上提出,认为农村剩余劳动力并不会向现代工业部分发生直接的转移,他们中的很大一部分需要在城市非正规部门工作,如果有可能的话再过渡到城市现代部门｡而这些非正规部门通常被认为具有下述特征,如资本规模小;就业者人力资本不足､生产率低;工作福利差;在现实操作中,人们给非正规部门更具体的规定(定义),如上世纪70年代初及90年代国际劳工组织分别提出了非正规部门就业的就业分类,并进行了细划,将非正规部门细分成三种类别即小型或微型企业类､家庭企业､独立的服务者｡在此基础上,各国(尤其发展中国家)对非正规就业做了相应的划分｡
⑤在统计中,流动人口有不同的统计口径,本次调查流动人口统计口径仍沿用2005年1%抽样调查关于流动人口的定义,即:“调查时点居住地”在本调查小区,但“户口登记地情况”为本乡(镇､街道) 以外的人口,同时不包括市内人户分离人口,所以本次调查主要的是外省市或北京远郊县进京流动人口｡我们将对我们的统计结果与既有的调查数据进行对比,以揭示流动人口的动态变化｡
⑥有关调查的技术细节,翟振武､段成荣､毕秋灵(2007a)做了较为详细的介绍,这里不再重复｡
⑦我们在问卷中设计了“现在和您共同居住的直系亲属的情况”一栏来反映流动家庭情况｡统计结果表明,流动人口家庭化程度较高,即他们多数并不是单居,而是和家人住在一起,在4,078个样本中,有2,423人记录了与其居住在一起的亲人信息,家庭化程度达到近60%｡在直系亲属信息的填写中,配偶占据了很大一部分,约占74%｡因此,我们主要讨论流动人口中配偶的人力资本情况(即我们对样本作了一定的筛选,只留下标识为配偶的数据)｡
⑧当然,我们选取的样本是通过别人介绍获得工作的流动劳动者｡
⑨大卫•桑普斯福特､泽弗里斯•桑纳托斯主编,卢昌崇､王询译:《劳动经济学前沿问题》,中国税务出版社､北京腾图电子出版社2000年版;183-213页｡
⑩我们的样本只有378个,但加总得到了381或383个,说明有些培训覆盖了多个培训主题｡但比例并不大｡
11我们主要调查了身份证､户口本､流动人口婚育证､外出人员就业登记证､独生子女证､其它证件的办理情况｡
12我们主要考察了流动人口身份证､暂住证､健康证､流动人口､外出人员就业登记卡､就业证等证件的办理情况｡
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我们设置了满意､一般､不满意三个选项,这里仅列出不满意的统计值｡
[参考文献]
[1]Amartya K. Sen, Development of the Labour Surplus Economy: Theory and Policy. by J. C. H. Fei;G. Ranis[J].The Economic Journal, Vol. 77, No. 306 (Jun., 1967), pp. 346-349.
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[3]李萌.劳动力市场分割下乡城流动劳动力的就业分布与收入的实证分析――以武汉市为例[J].人口研究,2004,(6): 70-75.
[4]鲁奇,王国霞,杨春悦,曾 磊.流动劳动力分布与区域经济发展关系若干解释[J].地理研究,2006,(5):765-775.
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[6]杨上广,丁金宏.流动劳动力的城市就业效应[J].华东师范大学学报(哲学社会科学版),2005,(3):82-88.
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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)
劳动力状况范文3
根据2003年底全县农村劳动力资源的调查情况统计，[]县农村劳动力为44.68万个（统计口径为：男18—60岁，女18—55岁）。
按年龄段分：18—30岁，有17.87万个；31—45岁，有20.11万个；45岁以上，有6.7万个 。
18—30岁段劳动力，希望参加职业技能培训，在政府指导帮助并提供信息的基础实现就业。同时希望解决就业中途的经费投入；31—45岁段，适当提供一些技能培训以及致富项目、致富信息，希望政府提供更加优惠政策，能在家或县内搞多种经营致富，并能帮助解决致富过程中的实际困难。有意外出打工人员希望提供就业岗位和就业信息，解决后顾之忧，帮助解决打工过程中的各种实际困难。45岁以上段，主要是就近打工或者在家务农，希望减轻负担。
外出务工返乡人员有27万余人，回乡后，参加创业的近1000人。主要从事建筑、农产品综合开发等行业，仍旧务农的有2.5万人，赋闲在家大概1000人。他们各自的要求是：创业的希望政府提供优惠政策，帮助解决创业途中的各种困难，提供创业的信息和项目，并给予合理的规划。务农的，希望得到技术培训和技术指导。赋闲的希望能提供新的多种就业帮助。
《[推荐]县劳动力及外出务工返乡人员状况
劳动力状况范文4
一、劳动力转移就业
情况
二、返乡农民工就业创业情况
三、返乡农民工就业创业存在的问题
2、农民创业观念有待加强。由于农民自身思想认识的局限，大多数人对于如何进行投资理财没有正确的认识，在**农村突出地表现就是盲目攀比建房子。比如，在**鸭塘铺乡杉园村，有多个返乡人员年前返乡后今年就没有到外面去找事做，原因一是找工有难度，但更重要的是要在家里建房装修，平均每户人家的总投资超过了25万，对于一些人来，这不但花费了这些年在外务工的全部收入，甚至还要背负一定的债务。这种现象在**各地都很普遍，造成了巨大的浪费。
3、资金缺乏现象普遍。返乡农民工身怀技术，了解市场，但流动资金、发展资金短缺，贷款困难成为农民工回乡创业普遍面临的最大障碍。调查显示，80％的人认为回乡创业最缺的是资金。在投入办企业的资金来源总额中，自有资金、私人借款占大部分，政府和银行支持的资金比例很少。贷款难的主要原因是当前的金融制度和服务满足不了农民工回乡创业的需要。
四、促进返乡农民工就业创业的一些建议
农民工回乡创业是农村劳动力转移发展到一定阶段的必然结果，是当前和今后一段时期内做好农村工作的重点，同时，返乡农民工也为农村的发展带来了良好的机遇，把握好这个机遇也是破解"三农"问题的一个重要途径。各级党委、政府要针对农民工回乡创业存在的问题，尽快制定并
出台鼓励和扶持农民工回乡创业的政策措施，为农民工回乡创业提供宽松的政策环境和发展条件。
1、加强职业技能培训，助推返乡农民工再就业。返乡创业的毕竟只是小部分的人，对于大部分返乡农民工来说，在本地再就业才是更现实的。调查显示，返乡农民工的文化程度相对较低，具有一技之长的更是少之又少，所以，政府应该出台政策和措施，把返乡农民工和农村原有富裕劳动力组织起来，有针对性地提供免费的职业技能培训，唯有授之以“渔”而非“鱼”才能更好地帮助农民工实现再就业。
2、完善农村金融服务体系。当前农民创业最突出的就是贷款难、担保难的问题。对此，应该加大农村金融支农力度，改革担保信贷制度
劳动力状况范文5
关键词：农村剩余劳动力；土地资源处置方式；土地流转
中图分类号：F301.1文献标识码：A
文章编号：1000176X（2013）06010105
一、引言
随着城市化和工业化进程的加快，工农业比较收益差距有进一步扩大的趋势，土地征用的规模逐渐扩大，越来越多的农村剩余劳动力涌入城市，到城市寻找非农就业机会。由此出现了许多问题，一些地方的农村土地出现撂荒现象，一些地方因为农户处置土地资源过程的不规范出现了矛盾冲突等。出现这些问题的根源在于农户如何科学合理地处置其依法承包的土地资源。依常理看，农民进城务工从事非农生产后，其身份就发生了变化，由唯一从事农业生产的专业农户变成从事非农务工的兼业农户，他们对其所承包土地的态度也会发生相应的变化，从他们自身实际出发有的会由家庭成员耕作，有的由他人代耕，有的会采取土地转包的方式，有的不做任何处理任土地荒芜。但是，现实中的实际情况到底是什么样子？农村剩余劳动力转移与其处置土地资源的方式究竟存在怎样的联系？正确、科学地回答这些问题，不仅具有理论上的指导意义，而且对推动农村土地流转，提高农业生产效率，妥善解决农业、农村和农民问题，正确执行党和国家的农村土地政策，建设社会主义新农村具有重大的现实意义。
迄今为止，专门从事定量研究农村剩余劳动力转移程度与其处置土地资源要素方式的文献较少，较多的研究倾向于采取定性研究的方法，关注农村剩余劳动力转移与农村土地流转方式之间的关系，并据此提出相关政策建议，如刘卫柏、黄祖辉和邵彦敏等。刘卫柏和李中通过分析我国农村土地流转现状，指出农村存在土地利用粗放、土地撂荒现象，由此提出推动农村土地流转模式创新，提高农村土地利用效率，稳步推进农村土地管理制度改革，加快农村剩余劳动力转移的政策建议[1]。黄祖辉和王朋在对浙江56个行政村及社区农户调查的基础上，指出发达地区农村土地流转已具有方式多元、工作规范和价格合理化特点，但滞后的社会保障体系、中介服务组织的无序以及形式的分散严重阻碍了农村土地流转的推进，提出完善产权、推动中介服务组织发展，建立散户到中介到大户的土地流转新模式[2]。邵彦敏认为农村土地制度在农村经济发展中发挥了重要的作用，农村人口流动是城乡一体化进程的必然结果。已有研究分析了农村土地流转对农村劳动力转移产生的某些影响[3]。但是还有一些深层次的问题尚未解决，急需改进和完善：一是农村土地流转只是拥有农村土地经营权的农户处置其土地资源要素的一个可能的选择方式；二是农村剩余劳动力转移数量的多少只是反映农村剩余劳动力转移程度的一个指标，如果仅以此作为唯一指标有可能对研究结论的准确程度产生影响；三是农村剩余劳动力转移与土地流转的数据一般为一定范围和特定区域的数据汇总而来，而难以准确反映每个劳动力的具体特性。即这种汇总数据难以反映单个农村剩余劳动力的土地流转具体状况，汇总数据与个体之间难以一一对应。
湖南省是我国中部地区的农业大省，又是人口大省，同时湖南省内西部、中部地区的经济发展程度及梯度分布的格局与全国的格局基本类似。因此，本文以湖南省2 536位农村剩余劳动力转移的调查数据资料，采用计量分析方法，试图解答农村剩余劳动力转移与其处置土地资源要素二者之间的关系，为解决“三农”问题，推动社会主义新农村建设，构建社会主义和谐社会提供理论参考。
二、概念阐释与数据来源
1.概念阐释
本文所指农村剩余劳动力是指户籍在农村，男性在16―65岁，女性在16―60岁，进城务工或者在户籍地替他人从事务工时间累计在半年（含）以上的农村劳动力，或者专门从事非农产业的农村外出务工劳动力。非农概念仅指狭义范畴，也就是说文中所指的农业仅包括农村种植业，农村种植业以外的各种类型均视为从事非农产业。农村剩余劳动力转移状况是指农村剩余劳动力离开农村种植业从事非农产业务工的情形，可以从时间和空间两个视角予以研究。从时间视角来看，就个体情形而言，农村劳动力从事非农务工的时间越久，转移状况就越好。就一定区域如地区或村集体内的劳动力整体而言，从事非农务工劳动力占该地区或村集体劳动力的份额越多，劳动力转移状况就越好。从空间视角来看，在其他条件保持稳定的前提下，劳动力离其村庄越远，其转移状况就越好。因此，本文选取异地转移情况、非农务工时间及家庭劳动力转移程度作为考察农村剩余劳动力转移状况的研究指标。
在本文中，农村剩余劳动力处置土地资源的方式是指农村剩余劳动力处置其所耕种土地所采取的方式。如果按照处置土地资源要素的社会化程度大小分类，可以将其分为家庭成员耕作、他人代耕和土地转包等。其实土地撂荒也可以视为一种土地资源处置方式（实地调查中有53人对其耕种的土地未作任何处理，任其荒芜），但从可持续发展角度考虑，笔者不认同这种人为土地撂荒行为，因此在后续分析中不予考虑。
2.数据来源
本文的研究数据来源于学生暑期实践的问卷调查。2011年7―8月，笔者组织中南大学商学院的一百多名学生对湖南省14个市的76个县区、308个乡镇、586个村集体经济组织进行社会调查。暑期实地调查涉及的农户有3 087人，受访对象中有2 536个农户对其处置土地资源要素的方式做出了明确回答。因此，本文以这些做出明确回答的农户为研究对象，研究对象样本相关情况如表1所示。
三、农村剩余劳动力转移情况与其处置土地资源方式的比率分析
1.劳动力转移情况与其处置土地资源方式
农村剩余劳动力转移可以分为本地务工和外地务工两种情况。本文中的本地务工指在同一县域内的就业；外地务工是农村劳动力离开居住地，离开其所属县域到外地务工就业。统计结果如表2所示。农村剩余劳动力选择在本地务工的以家庭成员耕作为其处置土地资源要素的首选，所占百分比高达71.56%，相应地比选择外地务工的高出25个百分点；与此同时，本地务工劳动力将其承包土地交由他人代耕和土地转包的百分比要明显低于外地务工的，低出的百分点分别少2.74和23.10。因此，在外地务工的农户更容易采取社会化程度较高的方式来处置其承包的土地资源。笔者认为发生这种情况的原因主要是本地务工劳动力的务工地离其居住地不远，个人兼顾和家庭成员耕作比较容易；与此同时，在本地务工的工资水平相对于外地务工而言低一些，非农务工收入少一些，他们更愿意采取兼业的方式耕种其承包的土地。
2.非农务工时间与其处置土地资源方式
根据表3可知，非农务工时间与其处置土地资源方式的关系是：随着非农务工时间的上升，采取家庭成员耕作方式所占的比重逐步减少，采取由他人代耕或者将土地转包这两种方式所占的比重逐步增加。换言之，非农务工时间与其处置土地资源方式社会化水平之间呈正相关的关系。从几种不同方式的非农务工时间差异也可予以佐证。在选择家庭成员耕作时，非农务工平均时间约为7.70个月；在选择他人代耕时，非农务工时间平均约为9.60个月；在选择土地转包时，非农务工时间平均约为10.80个月。导致这种情形出现的原因主要有两点：一是农村剩余劳动力非农务工的时间越长，那么，他们从事农作物种植的时间就越有限，因而就越有可能将土地转包或由他人代耕。二是农村剩余劳动力的非农务工时间越长，其非农务工收入就会越高，对土地的依赖程度就会减轻，越倾向于采取转包的方式处置其所承包的土地。
3.农村劳动力转移率与其处置土地资源的方式
农村劳动力转移率是指外出务工劳动力占家庭劳动力总数的比重。根据表4可知，农村劳动力转移率与其处置土地资源方式的关系比较复杂。从家庭成员耕作方式来看，各组数值变化趋势不明显，差距不大。虽然选择由他人代耕的农户所占比率同农村劳动力转移率相关系数为正，但选择土地转包的农户所占比率与农村劳动力转移率之间相关系数却为负。由此可知农村劳动力转移率对其处置土地资源方式的影响程度不高。其原因可能在于农村劳动力转移率不如非农务工时间和转移情况两个指标。从调研数据的分析结果来看，农村剩余劳动力的非农务工时间平均为9.80个月，那么，每个农村劳动力仍然还有2.20个月时间可以从事农作物种植，因此他们有比较大的自由度选择其土地处置方式。在人均耕地面积不多的情况下尤为明显。因此，农村剩余劳动力的土地处置方式社会化程度不会随着农村劳动力转移率的增加而提高，下文的计量模型回归结果也充分予以证实。
四、计量分析
1.模型选择及变量阐释
考虑到实地调查数据的特性，本文拟采用最优尺度法对农村剩余劳动力转移状况与其处置土地资源方式进行计量分析。之所以这样考虑是由于因变量为数值型时可以采用一般的线性或非线性回归模型进行分析，但对自变量中的分类变量需要进行相应的处理。而本文的问卷调查中包含许多选择性选项，数据基本归于分类变量范畴。如果采用线性方法进行回归分析，结果的准确性难以得到保障；如果采用Logistic计量模型[4]，尽管理论上行得通，但现实结果不理想，往往难以对分类变量进行很好的阐释。据此借鉴Leiden University of Holland 的一个Dtss课题组最优尺度回归分析计量模型[5]，该模型允许其变量为不同类型的分类变量。通过非线性变换对原始分类进行转换，经由反复迭代得出最佳回归方程，充分体现出处理分类变量的特殊优越性。采用该模型处理实地调查数据可以得到较好的结果。假设自变量为转移情况、非农务工时间和农村劳动力转移率，因变量为处置土地资源方式，由此可得如下计量方程：
式（1）中：M为处置土地资源的方式，N1为劳动力转移情况，N2为非农务工时间，N3为农村劳动力转移率，α1、α2、α3为相应自变量的系数，μ为随机误差项。各个变量的赋值情况如表5所示。
2.计量模型回归分析
运用SPSS15.0对实地调查数据进行最优尺度回归，得到如下计量方程：
计量回归方程结果表明，计量模型的确定系数为0.261，计量模型调整后的确定系数为0.260，表明该模型总体的拟合度较好；计量模型的P值小于0.001，表明在统计上有意义；变量N1、N2、N3变换前后的容忍度都比0.100要大，表明其没有共线性问题。从回归方程相关数值（如表6所示）可知：方程的相关系数皆为正，表明转移情况、非农务工时间、农村劳动力转移率与其处置土地资源方式之间的关系为正相关；在计量模型变量N1、N2、N3的重要性指标值中，非农务工时间最重要，劳动力转移情况其次，农村劳动力转移率排最后。
通过最优尺度方法拟合的计量回归方程式（2）具有如下经济意义：在其他因素保持稳定不变的前提下，外地务工处置土地资源方式的社会化程度比本地务工高0.129；从事非农务工时间越长，农村剩余劳动力处置土地资源要素方式的社会化程度就越高。其他因素保持稳定的前提下，转移的农村剩余劳动力每增加一个月的非农务工时间，其处置土地方式的社会化程度就会相应提高0.465；农村劳动力转移率的数值越大，转移的农村剩余劳动力处置土地资源方式社会化程度就越明显。其他因素保持稳定不变的前提下，农村劳动力转移率每增加一个标准单位，转移的农村剩余劳动力处置土地资源方式的社会化程度就会增加0.077。
五、研究结论及政策建议
通过上述分析可以得出如下结论：农村剩余劳动力转移状况与其处置土地资源方式之间存在的相关关系非常明显。二者之间的相关性主要体现在如下三个方面：一是劳动力转移情况与其处置土地资源方式的社会化程度之间相关关系为正，也就是外地务工者倾向于采取社会化程度较高的方式处置其土地承包经营权[6]。二是非农务工时间与其处置土地资源方式的社会化程度之间的相关关系为正，也就是非农务工时间越久，农村剩余劳动力处置土地资源方式的社会化程度越高。三是农村劳动力转移率也会影响其处置土地资源要素的方式，与社会化程度的相关关系同样为正，较前二者而言相关性相对较低。因此只有采取有效措施，加大农村剩余劳动力转移[7]，社会化程度较高的土地流转方式诸如土地转包等才能顺利推进。因此，就地方政府而言，在对待农村剩余劳动力处置土地资源方式问题上，各地一定要坚持从实际出发，分类引导，逐步推进，充分调动农户的积极性和主动性，尊重农户的个人意愿，防止一切形式主义和行政命令，构建和谐社会，建设社会主义新农村。
参考文献：
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[5]江明生.农村征地中政府责任的缺失与加强[J].理论探索，2010，（5）：118-120.
劳动力状况范文6
关键词：空气污染；劳动供给，局部均衡模型；劳动生产率
DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.03.21
中图分类号：F249.21 文献标识码：A 文章编号：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
中的空气污染问题备受关注，特别是“雾霾”已成为人们谈论的焦点。凤凰网报道称，大气污染的扩散性使得其无法被隔离，对所有人都造成消极影响，比非典等传染性疾病还可怕[1]。空气污染对劳动力供给的消极影响也在逐渐显现，特别是东部沿海地区的空气污染对劳动力供给的影响更加明显，甚至出现了“逃离北京”的现象。
国外关于空气污染对就业影响的研究较早，Ostro以1976年美国健康调查数据为样本进行实证研究，结果表明空气中颗粒悬浮物增加1%，劳动者误工天数显著增加0.44%[2]；Hausman等使用相同的数据，通过控制不同城市个体效应，实证表明颗粒悬浮物增加1个标准差会造成误工天数增加10%[3]。Hanna和Oliva采用类似自然试验的方法研究了墨西哥的一座大型炼油厂二氧化硫排放对劳动力供给的影响，表明前者每增加1%，后者会降低0.61%[4]。Carson等以孟加拉国调研数据为研究样本，考察了砷暴露对农村劳动力供给的影响，结果表明暴露区的劳动力供给状况较非暴露区的劳动力供给低7.9%[5]。Zivin和Neidell采用Orange Enterprise公司的TET数据分析臭氧水平对劳动力供给的影响，认为臭氧每上升10ppb单位，会减少17分钟的劳动时间，但这一结果未通过显著性检验[6]。国内方面，李佳以我国1998～2010年省级面板数据为研究样本，考察了二氧化硫排放对劳动力供给的影响，认为前者每增长1%，后者将减少0.028%，并且这种影响存在经济发展的“门槛效应”[7]。这篇文献对该问题进行了初步的研究，但未考虑空气污染从工资、劳动生产率等方面对就业的间接影响。本文的创新之处就在于除考虑空气污染对就业的直接影响外，还从空气污染影响工资、劳动生产率方面考察了空气污染对就业的间接影响。
1 理论分析
1.1 基本假设
假设1：消费者效用函数为u=u（c，lp），c是消费水平，l是劳动时间，p是空气污染状况，由于空气污染状况外生，该式表达为消费者在既定的空气污染状况下决定自己的消费水平和劳动时间，如果消费者无法忍受空气污染可以选择离开。此外，借鉴魏翔的思想[8]，假设存在uc>0，ucc
假设2：外生的空气污染对消费者效用产生两方面的影响：一是通过劳动供给影响劳动者的效用水平，好的空气质量有利于劳动者的身体健康，能够增加劳动者的劳动供给，存在ulp>0；二是通过消费影响劳动者的效用水平，但这种影响是不确定的：一方面，好的空气质量可能会促使劳动者更愿意外出消费，二者互补，存在ucp>0；另一方面，良好的空气质量会减少劳动者在某些药品和锻炼器材方面的消费，二者相互替代，存在ucp
式（3）表示空气质量p对边际收入φ的影响，由ull
式（4）表示空气质量p对劳动时间l的影响。由于ull0，所以这一边际影响主要取决于φ/p的大小与符号。将式（4）中ulp和（φ/p）w定义为空气污染状况对劳动力供给的“替代效应”和“收入效应”，“替代效应”的含义是空气质量的改善会通过降低负效应而正向影响劳动力供给；“收入效应”的含义是空气质量的改善通过增加边际收入而减少劳动力供给。当φ/p>0时，“收入效应”导致劳动力供给的增加（l/p>0），也即“收入效应”和“替代效应”一致造成空气质量改善与劳动供给时间的正向关系；当φ/p
1.3 劳动生产率的变化
上述分析的一个隐含假设就是劳动生产率不随空气质量发生变化，但实际中空气质量的改善也会改进劳动生产率，Graff和Neidell认为环境污染可以在不影响劳动力供给的前提下对劳动生产率产生影响[9]，Clay等发现使用铝材料管道的城市，更加严重的铝污染显著降低了劳动生产率[10]；杨俊和盛鹏飞认为环境污染与劳动生产率之间存在倒“U”形关系，在环境污染规模较低时会增加劳动生产率，但随着环境污染规模的增大，环境污染会抑制劳动生产率的增加[11]。本文假设空气质量p会影响以工资水平代表劳动的边际生产率，二者之间的函数关系为：
式（9）为工资方程，因变量为平均工资水平lnwage，采用平均工资指数进行调整，剔除物价的影响；空气污染变量为烟（粉）尘排放量lnsoot，采用烟尘排放量和粉尘排放量的加总表示；X为控制变量，包括实际人均产出lnpergdp，采用GDP平减指数调整后的真实人均GDP表示；人均税负水平lnperrev，采用整体税收除以人口数表示；城市化水平lnus，采用城市人口（部分年份为非农人口）占总人口的百分比表示；教育水平lnedu，采用受教育年限表示，计算方法参考李秀敏采用的方法计算[14]；老龄化趋势lnold，采用65岁以上人口占总人口的比重表示。式（10）为劳动生产率方程，因变量为全员劳动生产率lnolp，采用国内生产总值除以就业人数表示；S为控制变量，包括产业结构lnstr，以第三产业增加值占GDP的比重表示；技术水平lntech，采用国内专利申请授权数表示；还包括城市化水平lnus、教育水平lnedu和老龄化趋势lnold。式（11）为劳动力供给方程，因变量为劳动力供给lnls，采用年末就业人口占总人口的比重表示；为考察工资水平与劳动力供给间是否存在倒“U”形曲线关系，本文将工资水平的平方项（lnwage）2引入回归方程中，Z为劳动力供给方程的控制变量，包括人均税负水平lnperrev、产业结构lnstr、教育水平lnedu以及老龄化趋势lnold。本文的原始数据来源于历年的《中国统计年鉴》《中国环境年鉴》《中国劳动统计年鉴》《中国财政年鉴》和《中国科技统计年鉴》，样本为中国大陆地区除外的30个省市自治区。为分析影响效应的区域差异性，进一步分三大区域①进行分析。
式（12）中，右边第一项表示空气污染对劳动力供给的直接影响效应；右边第二项表示空气污染通过影响平均工资水平对劳动力供给的间接影响效应；右边第三项表示通过影响劳动生产率对劳动力供给产生的间接影响效应。因此，空气污染对劳动力供给的影响效应取决于三者的权衡，影响系数为θ1+α1（θ2+2θ3lnwage）+β1θ4。
3 实证分析
3.1 回归结果分析
3.1.1 工资方程回归结果
对工资方程进行回归，如表1所示。通过4个回归方程的AR（1）检验、AR（2）检验和Sargan检验结果可以看出系统GMM模型的设定较为合理，能够反映真实状况，检验结果具有说服力。
由表1可知，空气污染增加了工资水平，所有相关系数都在给定的5%水平下通过显著性检验，空气污染每增加1%，工资水平分别增加0.027%、0.043%、0.014%和0.012%，东部地区工资水平对空气污染状况的弹性系数要远大于中西部地区，这是因为东部地区经济发展水平远高于中西部地区，使得居民在满足基本生活需要之后，更加注重生活质量的提高，空气污染程度的加重使得居民需要更多的工资来补偿这一部分损失，而中西部地区居民所需要的补偿却相对较小，但仍然需要给予一定的补偿。
3.1.2 劳动生产率方程回归结果
表2为劳动生产率方程的回归结果，可以看出，空气污染变量在给定的显著性水平下均通过显著性检验，对劳动生产率的提高产生了显著的负影响，空气污染每增加1%，劳动生产率水平分别降低0.057%、0.114%、0.045%和0.035%。空气污染会对劳诱叩墓ぷ骰肪场⒐ぷ餍率和有效劳动时间产生影响，如因空气污染带来的工人病假以及高素质劳动力“逃离”现象，这都会导致劳动生产率水平的下降。此外，与工资方程回归结果相似，空气污染对东部地区的劳动生产率影响远大于中西部地区，这也表明空气污染对劳动生产率效率的影响因经济发展水平的差异同样具有空间差异性。
3.1.3 劳动力供给方程回归结果
表3是劳动力供给方程的回归结果，可以看出，空气污染降低了劳动力的供给，影响系数在5%水平下通过显著性检验，这与空气质量改善有利于增加劳动力供给的假设相符，工资水平与劳动力供给呈现倒“U”形曲线关系，在工资水平较低的情况下，增加工资的收入效应大于替代效应，劳动力供给增加，而随着工资水平的上升，劳动者对生活质量（空闲）的追求高于对工资的追求，此时增加工资的替代效应大于收入效应，劳动力供给减少。劳动生产率上升降低了就业人数，这是因为生产效率与劳动者需求之间存在替代关系，效率越高，劳动者需求越低，因此，随着生产效率的提高，会伴随一定裁员，导致部分劳动者失业，降低就业人数。
3.2 空气污染的劳动力供给效应计算
由于间接影响效应和总效应的大小还取决于平均工资水平的自然对数，这里按照各样本组内人均工资水平的均值水平计算，根据式（12）可计算空气污染对劳动力供给的直接影响效应、间接影响效应和总效应，如表4所示。
可以看出，空气污染除直接降低劳动力供给外，还会通过影响工资水平和劳动生产率间接降低劳动力供给，以全国范围内的样本为例，当空气污染程度增加1%时，劳动力供给直接减少0.045%，间接减少0.034%，空气污染通过间接效应和直接效应使劳动力供给减少0.079%。分地区来看，不同经济发展水平造成了空气污染对地区劳动力供给的影响效应存在差异性，经济发展水平越高，空气污染对劳动力供给的直接影响效应和间接影响效应都越大，如东部地区空气污染对劳动力供给的影响效应为-0.082，而中西部地区空气污染对劳动力供给的影响效应分别为-0.025和-0.022。
4 结论和政策建议
本文将空气污染引入劳动力供给的局部均衡模型中，在理论探讨空气污染对劳动力供给的影响机制之后，以我国2000～2012年省级面板数据为例，从空气污染直接对劳动力供给产生影响效应和通过影响工资水平及劳动生产率间接影响劳动力供给双重视角考察了空气污染的劳动力供给效应。实证结果也表明空气污染除直接影响劳动力供给外，还可以通过增加工资水平和降低劳动生产率间接影响劳动力供给，这些回归系数均通过了显著性检验，空气污染对劳动力供给的总效应为负，印证了空气污染对劳动力供给的替代效应大于收入效应的理论结论。实证分析还表明空气污染对劳动力供给的抑制效应存在空间差异性，会因经济发展水平的不同而不同，经济发展水平越高，空气污染对劳动力供给的抑制效应越大。
本文提出以下政策建议：一是逐步控制并缓解空气污染状况，从源头杜绝空气质量恶化对劳动力供给的抑制效应，关于如何控制空气污染问题，学术界已做了大量的研究并提出了许多可行的政策，归纳起来可以分为两种：“末端治理”政策和“前端控制”政策。我国的环境污染治理应以“前端控制”为主，“末端治理”为辅，完善环保技术研发和引进激励机制，逐步加大环境污染排放的惩罚力度，双管齐下降低企业的污染排放水平；二是建立健全空气污染危害身体健康的监测机制和预警机制。政府应对空气污染状况进行监测、整理，准确评估空气污染的危害程度，在危害之前提出预警，以便相关部门和劳动者做出预防；三是政府部门和民间环保组织还应积极引进国外先进的预防空气污染对身体危害的技术和经验，加强国际交流与合作，提高我国政府的危机管理水平，树立良好的大国形象。
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