赵萌迪，王成军*

（浙江农林大学经济管理学院，浙江杭州 311300）

基于乡村振兴背景，农村现代化的到来改变了农村的就业情况，农村劳动力作为重要的生产要素，已源源不断地从农村流向城市；但是，就中国所处发展阶段来看，农业劳动比重依然偏高，农村劳动力的转移依然具有巨大潜力[1]。据全国妇联统计，2019 年我国女性农民工有10206 万人，占总体农民工的35.1%，比2018 年增长0.4 个百分点，女性农民工已逐渐成为城市建设的主力军之一；同时作为农村剩余劳动力的主要构成[2]，其也是进一步释放转移潜力的主要后备军。然而女性农民工受制于传统性别观念、社会分工的和户籍制度限制等原因，其城市融入性差，就业竞争力低，权益得不到较好保障[3]，致使其非农就业质量普遍偏低，存在工资水平低、工作时间长、工作稳定性差、劳保福利缺失等问题。女性农民工作为兼具农民、劳动者、妇女三重弱者身份的特殊群体，其就业质量问题不仅是影响女性农民工自身权益及是否非农转移的直接原因，也是促进乡村振兴和城镇化健康发展的重要因素。因此，进入经济新常态后，如何开发丰富的农村女性劳动力资源，全面提高女性农民工的就业质量，成为亟待解决的现实问题。

因为传统社会性别意识的存在使得社会对女性的预期往往是女性生物性别规定角色的延伸，社会通常期望女性承担一切与照顾和培养相关的工作，这就导致大多数女性农民工集中在某些对语言能力依赖性较强，如餐饮服务、手工制作、保姆等需要大量沟通交流的职业。相关研究表明不同行业对语言能力的依赖程度不同即语言能力对劳动收入产生影响需要一定的“语言环境”的支持[4]。《国家中长期语言文字事业改革和发展规划纲要》（2012—2020）提出的首要任务即是“大力推广和普及国家通用语言文字”。普通话是我国法律规定的国家通用语言，除了是国内使用范围最广、使用频率最高的语言，是个体获得教育、信息和迁移机会等各种人力资本的重要手段以外，自身也是一种重要的人力资本。然而，多数的农村劳动力由于长时间生活在农村地区，在我国传统的城乡二元社会的环境约束下，农业劳动力与城镇劳动者相比较，一个明显的差异是农业劳动力的普通话语言水平相对较低，城镇劳动者普通话普及率超过90%，而农村劳动者的普通话普及率只在40%左右。农村家庭教育投资的性别偏好导致了女性受教育程度的偏低，农村女性劳动力受教育程度仅为5.2 年，明显低于男性，而教育在推普中具有基础性的作用，这导致普通话在农村女性劳动力中的普及率更低[5]。那么，较低的普通话能力是否是女性农民工就业质量不高的原因？

现有相关研究，一是仅讨论了普通话能力对劳动者收入和就业的影响，缺少对不同性别的农村劳动力群体影响差异的具体区分，对于就业质量影响因素的研究很少以语言能力为切入点。因此，本文将从普通话能力的角度出发，探讨提高女性农民工就业质量的途径。从语言经济学视角切入利用2012 年、2014 年和2016 年三期中国劳动力动态调查（CLDS）混合横截面数据，在对影响机理分析的基础上，构建计量模型就普通话能力对女性农民工就业质量的影响进行检验，并引入工具变量样本女性农民工下班后使用的语言克服模型中存在的内生性；最后提出相关政策建议。一方面为农村地区特别是对农村女性劳动力推广普通话提供依据，另一方面，也能为深入提高女性农民工就业质量提供新的视角。

一、影响机制分析

语言具有的文化属性和人力资本属性是分析语言的经济效应，即语言技能对就业影响的理论基础。一方面，语言的文化属性通过个体社会歧视的减弱或社会认同感的增加，对个体的就业产生影响；另一方面，语言作为一种人力资本，从生产性价值和能力表征两方面对个体的就业产生影响。

语言作为历史传承的文化载体以及民族文化的外在表征具有显著的文化属性。首先，普通话作为一种文化纽带通过增加女性农民工的社会认同感对其就业产生影响。我国女性劳动力的转移体现出明显的跨区域流动特征，女性农民工所在地的方言和工作地的方言往往具有一定的差距，语言的差异难免造成沟通障碍，产生一定的摩擦和隔阂，不利于女性农民工的城市融入。普通话作为中国官方通用的语言，在工作和生活中的使用具有普遍性，普通话水平较高的女性农民工人际交往能力得到提升，社会网络得以扩宽，自己的社会认同感得到提高，从而利于其加入城市就业者群体中去获得更好的就业机会，取得更加稳定的收入。其次，语言差异会导致的身份歧视，使非主体语言的群体在劳动力市场上被边缘化，形成劳动力市场分割的局面。农村女性农民工受到城乡二元体制和农村教育投资性别偏好的约束，普通话普及率非常低，其在非农转移中作为非主体语言群体，在劳动力市场上被边缘化。普通话技能在一定程度上可以减轻女性农民工在劳动力市场上遭受的身份歧视，促使其更好地融合在社会活动中[6]，从而在劳动力市场上获得更好的就业机会，改善其经济收入状况，乃至提升整体就业质量。

语言作为一种人力资本，在习得的过程中是以时间、精力和金钱等消耗为代价的，形成后依附于个体而存在，并具有一定的生产性价值。普通话具有的人力资本属性，主要通过两方面对劳动者产生影响。首先，普通话作为一种人力资本，其本身便具有生产性价值。生产性价值促使劳动者可以更为积极通过寻找支配自身能力的方式来主动改善生存环境的一种价值[7]。普通话能力所带来的生产性价值，一方面通过提高女性农民工搜寻工作时的交流效率，快速收集到工作的相关信息减少工作中信息不对称的概率越低[8]，以降低其工作寻找的成本以获得更多就业的机会。另一方面，普通话所具有的生产性价值促使女性农民工在生产过程中更好地明确雇主的要求，减少与雇主和同事的无效沟通，从而降低工作中的不确定性，提高自身的工作效率[9]，以带来更高的经济效益和工资收入。其次，普通话作为自身能力的一种外在表征，个体对其掌握程度是个体生产能力的反应。劳动者将自身如教育质量和综合素质等不可观测的能力以较高的普通话为信号发射给雇主，使企业据此对自身能力有一个评判，削弱在劳动力市场上由于语言歧视对就业产生的不利影响，从而使自身获得更好的就业机会。

由此可见，一方面基于文化属性，普通话能力通过减少社会歧视，增添女性农民工的身份认同和社会融入，从而促进其就业质量的提高；另一方面基于人力资本属性，普通话能力作为一种能力表征及自身具有的生产性价值，提高女性农民工的劳动生产率产生“工资溢价”，从而促进其就业质量的提高。

二、数据说明与描述分析

（一）数据来源

本研究利用中国劳动力动态调查（CLDS）2012 年、2014 年和2016 年三期的混合截面数据。CLDS 数据库样本覆盖中国（除香港、澳门及台湾地区、西藏、海南外）29 个省、直辖市和自治区，样本规模达到401 个村，14226 户家庭，20186个个体。本文研究对象为女性农民工，因此保留了农村女性且有工作和普通话信息的群体，同时还删除了不属于劳动力年龄人口的65岁以上及15 岁以下的样本。另外，本文对问卷数据中存在部分的缺失数据和异常数据做了删选处理，最终获得有5351 个有效样本。

（二）就业质量指标构建与描述统计

本研究对样本女性农民工就业质量的测度，依据明娟[10]所运用的客观指标测量模型，构建多维就业质量指数，借鉴已有研究的做法并结合选取样本数据的特点，从4 个角度进行测度：（1）工资水平，用样本女性农民工月平均工资来衡量，在此基础上加入住房补贴及伙食补贴；（2）工作时间，用周工作时间衡量，考虑到女性农民工工作时间存在的不稳定性，因此本文将用平均每天工作的时间乘上七表示周工作时间来处理此项指标；（3）就业稳定性，以样本女性农民工是否签订固定或者长期劳动合同为标准；（4）社会保障，以是否至少享有养老保险、失业保险，工伤保险、生育保险和住房公积金其中一项为标准。参考李中建等测算就业质量的做法[11]，本文经过采用标准化公式消除量纲、采用简单平均法确定各项指标的权重等步骤，得到最终就业质量指数（见表1）。

表1 就业质量描述统计

因变量就业质量总指标就业质量指数均值为29.54，说明样本女性农民工就业质量整体上偏低。就各项分指标而言，工资收入方面，样本女性农民工平均月收入为2276.39 元且具有较大的标准差，表明女性农民工薪资待遇整体偏低且内部也存在较大的差异；工作时间方面，样本女性农民工的周平均工作时间为49.05 h，低于样本男性农民工的周工作时间62 h，但是比起国家法定周工作时间仍偏高大约20%；在工作稳定方面，样本女性农民工固定或者长期劳动合同的签订率只有20%，固定或长期劳动合同签订率较低；在社会保障方面，样本女性农民工社会保障享有率为24%，保障享有率不高。

（三）解释变量的选取及描述

核心解释变量普通话能力，本文将普通话能力当作一个连续变量，对其进行1～5 的赋值，数值越大表示普通话能力越强。其中，不会说也听不懂=1、听得懂但不会说=2、不太流利=3、流利，带口音=4、非常流利=5。样本女性农民工的普通话平均水平处于不太流利和流利、略带口音之间，普通话水平较低（表2）。

表2 解释变量的描述统计

控制变量方面，样本女性农民工平均年龄为42.02 岁，多为青壮年；受教育年限方面，样本女性农民工的平均受教育年限为7.29 年，低于九年制义务教育年限，但是高于其父辈平均受教育年限1.71 年；由于样本女性农民工正处于青壮年时期，加上因为性别原因其工作强度低于男性农民工，因此目标样本的健康状况较好，处于比较健康与很健康之间；社会地位方面，样本女性农民工的社会地位均值为2.49，处于中间程度；样本女性农民工平均现有孩子数量为1.64，这可能与计划生育政策以及经济水平息息相关；在务工距离方面，样本女性农民工平均务工距离为1.88 km，务工地点以乡镇为主，呈现出近距离务工的特征。

三、模型建立与结果估计

（一）模型的建立

本文分别采用OLS回归和Probit 回归对就业质量及其分项指标的影响因素进行分析。具体而言，就业质量指数、工资水平和工作时间为定距变量，采用OLS回归模型：

工作稳定性和社会保障为多分类变量，采用Probit 回归模型：

在以往研究语言经济效应影响的大多数文献中，都对语言的内生性问题进行了论述。根据现有研究成果表明，语言的内生性问题主要产生于3 个方面：第一，遗漏变量问题，如某些观测不到的个人、家庭特征等会同时会对样本女性农民工的普通话能力和就业质量同时产生影响的变量，从而导致回归结果有误。第二，反向因果问题，高就业质量者有一定能力可以反过来进行更多的人力资本投入以提高其语言能力。第三，对普通话能力的测量往往具有一定的主观性，容易造成误差。一个有效解决的办法就是为普通话寻找合适的工具变量，工具变量法基本上可以解决上述可能存在的问题。本研究采用2SLS 方法进行两个阶段回归分析：

第一阶段回归，用内生解释变量普通话能力对工具变量女性农民工下班后使用的语言和控制变量进行OLS 回归，得到内生解释变量的拟合值：

第二阶段回归，用被解释变量就业质量综合指数和各分项指标对第一阶段回归结果普通话能力的拟合值进行回归：就业质量指数、工资水平和工作时间为定距变量，采用如下回归模型：

就业稳定性和工作福利为定类变量，采用如下回归模型：

式（3）中z 代表工具变量女性农民工下班后使用的语言，β1为工具变量系数，xin表示被控制的变量，εi表示其他随机因素的影响。式（1）和（4）中，被解释变量yi表示第i名样本农民工的就业质量指数、工资水平、工作时间定距变量；式（2）和（5）中，被解释变量p(y=1/x)表示第i名样本农民工签订固定或长期劳动合同的概率或获社会保障的概率；为核心解释变量普通话能力拟合值。xin表示其他可能对因变量带来影响的需要被控制的变量 εi表示其他随机因素的影响。此外，式（4）式和（5）中，βo为常数项、β1为普通话能力拟合值系数，αn为其他解释变量的系数。

（二）回归结果分析

表3 为基础模型的回归结果。从模型回归结果中可以看出，就业质量综合指数及各个分指标回归结果的卡方检验值均在1%水平下显著，由此说明估计的计量模型在统计上是可靠的，整体拟合效果较好。

表3 基准模型回归结果

1.关键自变量

从核心解释变量系数值的显著性检验来看，本文所讨论的普通话能力对女性农民工的就业质量存在较大的影响。就业质量综合指数方面，在控制了样本女性农民工个体特征、家庭特征、工作特征和地区特征变量的前提下，普通话能力对样本女性农民工就业质量的影响在1%水平上显著且为正。即随着女性农民工普通话能力的不断提高，其非农就业质量也会随之不断提高。

就业质量各项分指标，在对可能产生扰乱的各种因素进行控制后，在工资水平方面，普通话能力对样本女性农民工平均月收入的影响在1%水平上显著且为正，及随着普通话能力的不断提高，女性农民工的工资水平也随之提高；随着女性农民工普通话能力的提高，其语言人力资本得到不断的积累，从而其收入也会得到相应的提高。在工作时间方面，普通话能力对样本女性农民工作时间的影响在1%水平上显著且为正，及随着普通话能力的提高，女性农民工的工作时间随之相应小幅度增多；相关统计数据表明农民工周平均工作时间为53.06 h，女性农民工的周平均工作时间低于整体水平，这可能是因为性别的约束，男性比起女性农民工获得工作的机会更多一些，导致女性农民工的工作时间相对较短[12]；因此，随着普通话能力的提高节约了女性农民工寻找工作的时间，使其获得更多的就业机会，随之其工作时间相应增多。工作稳定性和社会保障方面，普通话能力对于女性农民工工作稳定性的影响在1%水平上显著且为正，对于社会保障的影响在1%水平上显著且为正，即随着普通话能力的提高，女性农民工的工作稳定性和社会保障都会提高；因为随着普通话能力的提高，女性农民工会获得更多的交际可能，从而能够获得更好的求职信息，能与潜在的招聘者更好地展示自己的技能和特长来进入更高的企业或获得更好的职位[13]，因此其工作的稳定性和社会保障也能得到更好的保证。

2.控制变量

样本女性农民工的受教育年限对其就业质量具有正向影响且在1%水平上显著，即女性农民工受教育年限越长其就业质量越高，具体表现为工资水平的上升、工作时间下降、工作稳定性和社会保障性提高。教育作为一种人力资本对就业质量具有较大的影响，首先，女性农民工凭借自身教育人力资本的优势，从而进入高收入的行业以获得更高的工资；其次，受教育年限对一个人的知识积累和理解操作能力有着直接的影响，教育水平越高的女性农民工其工作适应度及完成度一般也越高，而且花费的时间越短；最后，受教育程度越高和雇主签订合同的概率也就越大，从而其工作稳定性也就越强。样本女性农民工生育孩子的数量对其就业质量在1%水平上有显著的负向影响，即女性农民工生育孩子的数量越多，其就业质量越低；具体表现为，工资水平下降、工作时间增加、工作稳定性和社会保障降低。父辈受教育年限在1%水平上对样本女性农民工就业质量具有显著的正向影响，及女性农民工父辈的受教育年限越长其就业质量就越高，具体表现为工资水平上升、工作稳定性和社会保障性提高。另外根据回归结果显示，健康水平在5%水平上对样本女性农民工就业质量具有显著影响，即健康水平越高其就业质量越高，具体表现为工资水平提高、工作稳定性和社会保障性提高；这一结论也印证了秦立建等[14]的观点，健康状况可能会影响到女性农民工外出务工的时间从而影响到其就业质量。务工距离对样本女性农民工就业质量在1%水平上具有正向显著影响，具体表现为工资水平提高、工作时间增加及工作稳定性增加；这与李中建等[11]研究结果相似，当务工距离超出县外，就业质量会随着务工距离的增加而提高。社会地位在1%水平上对样本女性就业质量具有显著的正向影响，具体表现为工资水平提高、工作时间增加及社会保障性增强。

表4 为使用工具变量后两阶段回归结果。从模型回归结果中可以看出，就业质量综合指数及各个分指标回归结果的卡方检验值均在1%水平下显著，由此说明估计的计量模型在统计上是可靠的，整体拟合效果较好。

表4 模型内生性处理回归结果

本文首先对核心解释变量普通话能力进行了内生性检验，结果显示包含普通话能力的模型均存在严重的内生性，有必要使用工具变量法。此外，本文进行了弱工具变量检验，检验结果显示F 统计值均大于10，说明本文选取的工具变量和内生解释变量具有较大的相关性，不存在弱工具变量的问题。

从模型回归结果中可以看出，就业质量总指标方面，在2SLS 方法下普通话能力对女性农民工就业质量指数在1%水平上有正向的显著影响，并且其影响系数远远大于OLS 方法的，两种方法下普通话能力对女性农民工的就业质量影响相同但是影响程度不同。这说明在OLS 中普通话能力对就业质量的影响被低估了。就业质量各项分指标方面，2SLS 方法下普通话能力对工资水平的影响在5%水平上正向显著；工作时间，在OLS 中普通话能力对其有正向显著影响但使用2SLS的回归结果并不显著，这可能是因为一部分的解释效应被工具变量化解掉了；工作稳定性方面，在引入工具变量后普通话能力对其在1%水平上有显著的影响，并且影响程度有所提高；社会保障方面，2SLS 方法下普通话能力对女性农民工工作的社会保障在1%水平上有显著的正向影响。

四、结论与建议

我国经济进入新常态后，如何有效地开发农村丰富的女性劳动力资源，实现其非农就业质量和数量的协同发展是一个现实问题。研究表明：普通话能力对女性农民工的就业质量具有显著的正向影响，即随着女性农民工普通话能力的提高其就业质量也随之提高，具体表现为收入水平的增高、工作机会的增加、工作稳定性和社会保障享有性的增强。引入工具变量对普通话内生性进行，回归结果与基准回归结果相似，对女性农民工就业质量存在显著的正向影响。

本文基于研究成果提出相应的建议：（1）政府需重视普通话对女性农民工就业质量提高的促进作用，加大普通话的在女性农民工中的推广力度，提高普通话使用频率，引导女性农民工对语言人力资本积累形成正确认识。（2）发挥教育在女性农民工中普及，提高普通话的作用，注重培训的实际效果，切实提高女性农民工的普通话技能；（3）在政策制定中增强性别意识，构建全国性就业质量指标，完善农村妇女社会保障机制，更加公正地对待女性农民工。