随迁对农民工子女职业期望的影响研究_张诗云.pdf

改革开放以来，社会流动的渠道越来越开放，人们可以通过努力，实现社会阶层向上流动1。因此，农业劳动者阶层的规模正在不断缩小，剩余的农业劳动力大量进入到非农产业，实现了职业转变。与此同时，农民工子女的教育与发展问题也成为亟待解决的社会问题。无论是留守在农村，或是跟随父母迁移到城市，其教育与发展的内外部环境或多或少都面临着变化与挑战。现有关于农民工子女教育与发展问题的研究大多关注学业成绩、认知能力、教育期望。已有研究表明，农民工子女随迁能够显著提高其自身的教育期望2，但少有研究关注职业期望。根据卢卡斯的“有效维持不平等”理论，社会分层将从垂直分层向水平分层过渡3，因此，有必要考虑以职业期望差异为主的横向分层。对于职业期望的研究，国外学者关注移民身份对青少年职业期望的影响，但国内少有从随迁视角出发考虑对青少年职业期望的影响。现有文献在职业期望的度量上，职业量化过于笼统，且多数从职业兴趣、职业价值的角度来测量职业期望。因此，从职业地位与社会分层的角度出发，借助当代中国社会的职业声望得分这一指标4给职业期望赋值，更好地挖掘和展示职业期望的多个维度。1理论分析农民工子女随迁进入城市，其所在“家庭、学校、社区”环境均发生较大改变，从而对子女的职业期望产生综合影响。首先，随迁子女成长过程中的父母参与程度相对更高，父母参与对子女职业期望的影响主要通过观念和行为两方面来施加。一方面，随迁子女的父母可以通过日常的沟通交流，传达自身对子女职业的期望，从而对子女自身的职业期望起到正向激励作用2。但也存在农民工由于工作压力导致的家庭教育缺失以及过度说教与过高期望给子女带来的过重压力，使得更易产生亲子冲突，使处于青春期的子女出现逆反心理5，反而不利于形成良好的职业期望。另一方面，父母外出务工的经历与收入的增加，促使父母增加对子女教育发展的投资，而随迁子女得到的父母的陪伴与监管，使这些家庭投资得到更好的收益，更大化地提升子女自身的职业期望2。其次，由于我国教育资源的分布不均，城市的教育资源一般优于农村，随迁子女的学校教育将有较大改善，通过学校更好的人力资源（教师学历、师生比）、财力资源（生均财政拨款）、物力资源（硬件设施），接触更加丰富的课程体系与发展平台，带给子女更高的职业期望6-7。再次，随迁子女获得的学校同群效应更佳，相较于农村留守子女，城市子女的家庭社会经济地位更高、学习基础更好、教育期望与职业期望更高，随迁子女受同群效应影响从而提高自身的教育期望与职业期望2，5。最后，随迁子女同伴关系的建构状况，将影响其社会融入感与自我身份的认同感，受流动所带来的同伴关系的不稳定性与脆弱性以及自卑心理的影响8，随迁极有可能对农民工子女的职业期望发展产生负面影响。同时，社会的城乡二元结构及其Journal of Chizhou University2023年4月 第37卷 第2期Apr.2023 Vol.37 No.2DOI：10.13420/ki.jczu.2023.02.012随迁对农民工子女职业期望的影响研究张诗云，余康（浙江农林大学 经济管理学院，浙江 杭州 311300）摘要青少年职业期望不仅是青少年职业发展的重要推力，在其未成年阶段，更是其自主学习的重要动力。从社会分层和流动视角出发，利用中国教育追踪调查（CEPS）2013-2014学年数据，实证分析随迁对农民工子女自身职业期望的影响。结果表明：在控制农民工子女的个体及家校特征等因素后，与留守的农民工子女相比，随迁子女的职业期望更高，稳健性检验支持这一结论。异质性分析表明，随迁对男生的职业期望有显著影响，对女生无显著影响。最后，提出促进家庭化迁移的相关政策建议，以随迁促进农民工子女的健康、全面发展。关键词农民工子女；子女随迁；职业期望中图分类号G521文献标识码A文章编号1674-1102（2023）02-0051-05收稿日期：2021-10-25作者简介：张诗云（1996），女，浙江嘉兴人，浙江农林大学经济管理学院硕士研究生，研究方向为农业经济政策；余康（1963），男，吉林人，浙江农林大学经济管理学院教授，研究方向为农业经济理论与政策。池州学院学报第37卷配套制度或多或少给随迁子女带来各种显性或隐性的歧视，长此以往，这种歧视知觉对随迁子女的自我价值感产生消极影响，不利于形成良好的教育期望与职业期望9。图1农民工子女随迁对其职业期望的影响机制2模型构建与数据来源2.1 模型构建模型构建如下：Yi=0+1Di+k=1kXki+i（1）其中，Yi表示i农民工子女的职业期望；Di表示i农民工子女是否随迁，随迁子女为1，留守子女为0；Xki为其他控制变量。表1职业期望测度结果统计问卷题目选项你最希望自己将来做什么1.国家机关事业单位工作人员、政府工作人员2.企业/公司管理人员3.科学家、工程师4.教师、医生、律师5.设计师6.艺术表演类人员7.专业运动员8.技术工人（包括司机）9.其他（请注明）10.无所谓对应“全国职业声望得分”中的职业法院院长、市长、市人大主任、县委书记、政府机关局长、国务院部长、政府机关科长、工商税务人员、乡镇长、政府机关办事员、机关政工干部国营企业厂长、外资企业经理、集体企业厂长、私营企业老板、企业工会主席科学家、工程师、大学教授、大学老师、企业技术员、飞行员中学教师、小学教师、幼儿园老师、医生、兽医、律师服装设计师报社记者、电影明星、作家、电视台主持人体育运动员机关单位小轿车司机、外资企业电工、集体企业电工、私营企业电工、国营企业电工、饭店厨师、出租汽车司机、车工、矿工-对应职业声望得分90、88.62、87.5、82.62、80.69、77.54、77.02、69.9、67.83、66.58、66.377.15、76.63、75.51、65.66、59.5282.8、84.93、81.83、78.68、63.64、66.0974.65、58.4、52.85、61.58、41.12、71.6959.2975.45、72.55、69.89、67.5363.6454.13、50.51、46.85、43.92、42.86、41.17、39、34.01、28.71-职业期望分值77.6970.8976.3360.0559.2971.3663.6442.35-2.1.1被解释变量农民工子女的职业期望：CEPS学生问卷通过“你最希望自己将来做什么？”询问了初中生的职业期望。根据当代中国社会职业声望得分9对选项中的具体职业进行赋值（多项职业取均值，保留两位小数），最终得到学生职业期望分值如表1所示。2.1.2主要关注变量农民工子女是否随迁：根据“学生目前的户口类型”“学生迁移流动状态”与“父母是否在家同住”判断农民工子女类型。农业户口、省内流动或跨省流动且父母只有一方在家或都在家的为农民工随迁子女，农业户口、本地非流动且父母只有一方在家或都不在家的为农民工留守子女。2.1.3其他控制变量控制变量包括学生个体特征、家庭特征和学校特征3个方面：学生个体特征：（1）性别，用虚拟变量表征，男生为1，女生为0；（2）年龄，调查年份减去出生年份；（3）是否独生子女，用虚拟变量表征，独生子女为1，非独生子女为0；（4）学习成绩，语文、数学、英语3门课程成绩的平均分。家庭特征：（1）家庭社会经济地位，由父母是否精英职业、父母最高受教育程度、家庭经济状况三个变量构建，通过主成分因子法提取出一个连续变量，并通过0-1标准化得到范围为0-100的家庭社会经济地位变量，数值越大表示家庭社会经济地位越高。（2）父母关系，根据问卷中的问题“父母是否经常吵架”“父母之间关系是否很好”，父母之间关系很好且父母不经常吵架的为1，否则为0；（3）父母关心，问卷询问了“你父母是否经常与你讨论以下问题？学校发生的事情、你与朋友的关系、你与老师的关系、你的心情、你的心事或烦恼”，回答选项“从不、偶尔、经常”分别赋值为1、2、3，将十个题项的得分分别加总并除以题项数量得到均值，数值越大表示父母关心越多。学校特征：（1）教师支持，问卷询问了“关于主课程，你是否同意下列说法？语文老师经常表扬我、数学老师经常表扬我、英语老师经常表扬我”“关于学校生活，你是否同意下列说法？班主任老师经常表扬我”，回答选项“完全不同意、比较不同意、比较同意、完全同意”分别赋值为1、2、3、4，将四个题项的得分分别加总并除以题项数量得到均值，数值越大表示获得的教师支持越多。（2）同辈群体状况由上进同辈数量与后进同辈数量的比值来测量，数值越大表示获得的同群效应越好。上进同辈数量根据问卷中的问题“上面提到的几个好朋友有没有以下情况？学习成绩优良、学习努力刻苦、想上大学”求和得到，3个问题的回答选项“没有这样的、一到二个这样的、很多这样的”分别赋值为1、2、3。后进同辈数量的赋值规则类似，对应的问题为“上面提到的几个好朋友有没有以下情况？逃课、旷课、逃学；52违反校纪被批评、处分；退学了”。（3）年生均拨款取对数进入模型。2.2 数据来源采用中国教育追踪调查（CEPS）20132014学年数据。囿于数据可得性，根据“学生迁移流动状态”与“父母是否在家同住”将样本分为随迁子女（省内流动或跨省流动且父母只有一方在家或都在家）、留守子女（本地非流动且父母只有一方在家或都不在家）。同时，为满足本文农民工子女职业期望研究的需要，仅保留农业户口样本，从而得到农民工随迁子女样本 1729 个，农民工留守子女样本2436个。进一步剔除变量值缺失的样本后，最终得到3349个样本进入模型。表2变量的描述性统计职业期望随迁与否性别年龄独生与否学习成绩家庭社会经济地位父母关系父母关心同辈群体状况教师支持年生均拨款对数东部地区中部地区西部地区样本数量平均值65.850.3940.50714.660.22570.4838.220.7471.9422.2012.3496.6900.4330.3050.2623349标准差.9.0380.4890.5001.2960.4178.34312.180.4350.5120.6450.7650.4400.4960.4600.440最小值42.350012016.890010.33314.500000最大值77.691118192.2391.1813348.2561113估计结果与分析3.1 估计结果采用异方差稳健的OLS方法对模型（1）进行了估计，表3报告了估计结果。表3估计结果个体特征因素家庭特征因素学校特征因素变量随迁与否性别年龄独生与否学习成绩家庭社会经济地位父母关系父母关心同辈群体状况教师支持年生均拨款对数中部地区西部地区常数项R2样本量系数0.830*（0.376）3.504*（0.308）-0.371*（0.119）-0.289（0.382）0.144*（0.0202）0.0304*（0.0126）-0.251（0.370）0.601*（0.323）0.828*（0.258）0.220（0.215）0.139（0.400）0.897*（0.455）1.306*（0.398）53.28*（3.558）0.0593349注：括号中数字为标准误。、分别代表1%、5%、10%显著性水平。结果显示，控制了农民工子女的个体及家校特征后，在5%的统计水平上，子女随迁对其职业期望有显著影响，与留守子女相比，随迁子女的职业期望值平均高出了0.83。随迁带来农民工子女职业期望值的提升可以从父母参与的增加以及同群效应的影响两方面予以解释。一方面，父母外出务工的经历使其意识到职业地位对于阶层提升的重要性，出于代际向上流动的倾向考虑，对子女的职业期望也更高。同时，外出务工带来的收入增长为增加子女的发展投入奠定了经济基础。相较于留守子女，农民工随迁子女的家庭结构完整，父母在子女成长过程中不缺位，通过更加频繁的日常亲子沟通，使得这种父母期望与发展投资更好地影响到子女自身的职业期望。另一方面，人口流动主要由经济发展不充分的地区流向经济发达地区，随迁地具有更好的就业发展平台，代际向上流动的机会更大，促进农民工随迁子女产生更高的职业期望。同时，更好的同辈群体质量，通过同群效应传递给随迁子女，帮助其提升自身职业期望。此外，性别差异对农民工子女的职业期望值有显著影响，男生比女生职业期望值更高。学习成绩在1%水平上显著，学习成绩每增加一个单位，职业期望值就增加0.144。家庭社会经济地位对农民工子女职业期望有显著正向影响，即家庭社会经济地位越高，其职业期望值越高，这与以往研究结论一致。3.2 异质性分析根据性别角色的社会化理论，受传统的父权制文化和性别分工的影响，社会对于男女的期望和要求是不同的。人们希望男生独立，能承担社会生产的责任，而希望女生依赖，更侧重家庭责任。因此，在正式进入劳动力市场之前，青少年的职业期望就可能存在一定程度的性别分化，男孩和女孩可能会有不同的职业期望。因此，以性别为研究视角，对基础模型进行分组回归，考察随迁对不同性别的农民工子女职业期望的影响是否存在差异性。表4报告了估计结果，随迁男孩的职业期望增加1.203，并且在10%的水平上显著。随迁女孩的职业期望则无显著差异。这种不同性别导致的农民工子女随迁后职业期望的差异有两方面的可能。一方面，在青少年良好适应行为上，男生的学习适应与社交适应均显著高于女生，随迁带给男生的优势作用更加明显，女生可能由于更加敏感而导致不能良好地吸收同群效应。另一方面，在青少年不良社会适应行为上，女生的不良行为显著低于男生，因此，留守对女生造成的负面影响更小10。张诗云，余康：随迁对农民工子女职业期望的影响研究第2期53池州学院学报第37卷表4男孩与女孩随迁的差异性估计结果个体特征因素家庭特征因素学校特征因素变量随迁与否年龄独生与否学习成绩家庭社会经济地位父母关系父母关心同辈群体状况教师支持年生均拨款对数中部地区西部地区常数项R2样本量男孩1.203*（0.628）-0.695*（0.198）-0.584（0.590）0.194*（0.0297）0.0367*（0.0208）0.587（0.595）0.479（0.526）1.142*（0.391）0.325（0.345）1.035*（0.620）1.364*（0.725）1.636*（0.700）50.09*（5.610）0.0651,699女孩0.671（0.427）-0.0431（0.135）-0.159（0.444）0.0737*（0.0227）0.0238（0.0152）-1.028*（0.392）0.793*（0.358）0.0978（0.320）0.140（0.241）-0.943*（0.437）0.436（0.495）0.891*（0.445）63.25*（4.028）0.0221,650注：括号中数字为标准误。、分别代表1%、5%、10%显著性水平。4内生性与稳健性检验4.1 内生性检验农民工子女具有较高的职业期望，可能会促使农民工将其从农村带往城市，因此农民工子女随迁与其自身职业期望之间可能存在双向因果关系，从而导致内生性问题。同时，农民工子女随迁也可能存在自选择问题，选择随迁的农民工子女可能本身就具有更高的职业期望，即随迁与否并不是随机的。对于农民工子女随迁与否这一离散变量，本研究采用Heckit模型，检验其内生性。模型设定如下：Yi=0+1Di+k=1kXki+i（3）D*i=0+k=1kXki+i，|Di=1，D*i0Di=0，D*i0（4）Heckit模型由选择模型（4）和结果模型（3）构成，D*i为农民工子女随迁与否的潜变量。Heckit模型可以一致地估计模型中的参数，而不必引入工具变量。但与此同时，需要增加额外的假设，即两个模型中的误差项为联合正态分布。采用两步法（Two Step）对 Heckit 模型进行估计，表5报告了检验结果，Hazard_ lambda不显著，表明农民工子女随迁是外生虚拟变量。表5内生性检验Hazard_ lambda系数1.898标准误（0.97）P值0.330注：括号中数字为标准误。、分别代表1%、5%、10%显著性水平。4.2 稳健性检验4.2.1不同职业期望的测度根据现有文献，职业期望具有分类变量划分法、职业期望量表法、职业社会经济地位指数测量法三种测度方法。出于对社会分层与社会流动的考察需要，采用精英职业期望与非精英职业期望进行测度，并以二元Logit模型进行回归。根据“精英职业”的操作化定义11，从政治、经济、技术三个维度划分精英职业与非精英职业，将“国家机关事业单位工作人员、政府公务员”定义为政治精英；“企业/公司管理人员”为经济精英；“科学家、工程师”为技术精英；“设计师”“艺术表演类人员”“专业运动员”“技术工人（包括司机）”为非精英。并以虚拟变量Zi表征，Zi=1为精英职业期望，Zi=0为非精英职业期望。模型设定如下：（5）其中，P表示农民工子女选择精英职业期望的概率；Di表示i农民工子女是否随迁，随迁子女为1，留守子女为0；Xki为其他控制变量，包括个体特征因素、家庭特征因素、学校特征因素。表6报告了估计结果，在10%的显著性水平上，与留守子女相比，随迁子女选择精英职业期望的可能性明显高于留守子女，这表明基础模型的回归结果是稳健的。表6精英职业期望的估计结果个体特征因素家庭特征因素学校特征因素变量随迁与否性别年龄独生与否学习成绩家庭社会经济地位父母关系父母关心同辈群体状况教师支持年生均拨款对数中部地区西部地区常数项样本量系数0.189*（0.0964）1.580*（0.0840）-0.00656（0.0297）-0.125（0.0936）0.0427*（0.00504）0.00608*（0.00319）0.0492（0.0894）0.101（0.0809）0.135*（0.0644）0.0467（0.0525）-0.104（0.0975）0.179（0.112）0.116（0.104）-4.454*（0.887）3349对数比1.207*（0.116）4.856*（0.408）0.993（0.0295）0.883（0.0827）1.044*（0.00526）1.006*（0.00321）1.050（0.0939）1.107（0.0895）1.145*（0.0737）1.048（0.0550）0.901（0.0879）1.196（0.134）1.123（0.117）0.0116*（0.0103）注:括号中数字为标准误。、分别代表1%、5%、10%显著性水平。544.2.2倾向得分匹配法OLS假定为线性模型，其估计结果对模型函数形式非常敏感。且当两组协变量差异很大时，OLS估计容易产生估计偏误。通过分离出一个协变量相对平衡的匹配样本，利用样本进行分析，估计结果往往更为稳健。因此，采用倾向得分匹配法（PSM）估计农民工子女随迁的ATE，以检验基本模型OLS估计结果的稳健性。具体采用最近邻匹配、半径匹配、核匹配方法估计农民工子女随迁的影响效应。从表7的估计结果来看，农民工子女随迁对其自身职业期望具有显著影响，职业期望值的提高范围在1.008-1.221之间，与OLS估计结果基本一致，表明OLS的估计结果是稳健的。表7倾向得分匹配的估计结果近邻匹配半径匹配核匹配样本量ATE1.221*（0.485）1.107*（0.438）1.008*（0.505）3349注：括号中的标准差由自助法bootstrap100次获得。近邻匹配使用卡尺范围0.05内的一对四匹配，半径匹配中半径设定为0.01，核匹配使用的是带宽为0.01。、和分别代表1%、5%、10%显著性水平。5结论与建议研究发现，农民工子女随迁显著提高了其自身的职业期望，即子女随迁对其职业期望影响的正效应大于负效应。异质性分析表明，对于农民工子女而言，随迁对男生的职业期望有显著影响，而对女生无显著影响。综合上述研究结论，提出以下三点建议以促进农民工子女随迁：（1）改革城乡户籍制度，构建家庭友好型公共服务体系。政府有必要推动解除户籍制度与教育公共服务的捆绑，鼓励家庭式迁移以确保家庭结构的完整，促进随迁子女职业期望的发展。关注农民工家庭在教育、就业、医疗、居住等方面的现实状况，使其享有与城市居民同等的公共服务权利和社会参与权利。（2）提升农民工就业质量，保障家庭经济收入。一方面，需要政府部门完善相应的行业法律法规，保障农民工权利，防止企业拖欠工资，确保农民工工资及时发放，为农民工家庭的生活成本提供经济保障。另一方面，要严格限制农民工群体的工作时间、规范加班工资制度，以缓解农民工群体的过度劳动现象，保障农民工群体的基本休假权益，以确保农民工有应得的时间投入家庭教育生活。（3）取消针对农民工子女的入学门槛，提高子女未来发展预期。建立农民工随迁子女流出地与流入地政府之间的教育经费转移机制，为农民工随迁子女享受与城市子女同等教学待遇创造财政资金保障。改革以户籍制度为依据的高考制度，试行异地高考政策，为随迁子女稳定、长久地在城市中生存与立足创造条件。在破除户籍制度与教育制度的双重排斥后，受子女发展效应影响，相信对城市优质教育资源的倾向与期待将促使农民工家庭做出随迁决策。参考文献：1陆学艺.当代中国社会阶层的分化与流动J.江苏社会科学，2003（4）：1-92宁光杰，马俊龙.农民工子女随迁能够提高其教育期望吗？来自CEPS2013_2014年度数据的证据J 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