就業(yè)流動、人力資本與農(nóng)民工工資

謝 勇

（南京農(nóng)業(yè)大學 公共管理學院，江蘇 南京 210095）

一、引言與文獻回顧

就業(yè)流動是指勞動者改變工作單位（即雇主）的行為，有時也被稱作工作變動，是勞動力市場中的普遍現(xiàn)象［1］。就業(yè)的流動性強，更換工作頻繁一直是中國農(nóng)民工群體的重要特點之一，這一群體的就業(yè)流動水平不僅明顯高于城鎮(zhèn)職工，甚至還超過了歐美等成熟市場經(jīng)濟國家的勞動者［2］。顯然，這種高流動性對農(nóng)民工的工資水平、社會保險參與、城市融合均存在重要的影響，由于工資是衡量勞動者權益的最重要指標，學術界近年來格外關注農(nóng)民工的就業(yè)流動行為對其工資水平的影響。

從理論層面來看，就業(yè)流動主要通過兩種機制影響勞動者工資：一是從人力資本角度出發(fā)，認為就業(yè)流動不利于人力資本積累，尤其是企業(yè)專用性（firm-specific）人力資本的積累，進而不利于勞動者工資水平的提高［3］；二是從工作搜尋理論出發(fā)，就業(yè)流動有助于提高勞動者與雇主之間的匹配程度，從而可以提高生產(chǎn)率和工資水平［4］。由于同時存在以上正、反兩方面的影響，所以在理論上很難直接確定就業(yè)流動對勞動者工資的具體效應，國內(nèi)外的實證研究也得出了不同的結論［5］。

具體到中國的農(nóng)民工群體，很多研究都顯示：農(nóng)民工頻繁更換工作的最主要目的是為了獲得更高的工資［6］［7］。Ariga等人的實證研究發(fā)現(xiàn)，就業(yè)流動確實提高了農(nóng)民工的工資和工作滿意度［8］。白南生和李靖卻認為就業(yè)流動總體上與工資水平關系不大，但主動流動比被動流動更有可能獲得工資的增長［9］。陳媛媛則認為就業(yè)流動與農(nóng)民工工資之間存在倒U 型關系［10］。

此外，近年來有些研究將農(nóng)民工的就業(yè)流動區(qū)分為不同的類型，并考察其工資效應。謝勇把就業(yè)流動分為城市內(nèi)和城市間兩種形式，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的工資水平與更換城市的數(shù)量之間存在顯著的正相關關系，與其在本地更換工作的次數(shù)卻呈顯著的負相關關系［11］。黃乾則認為，行業(yè)內(nèi)的工作轉(zhuǎn)換可以顯著提高低收入農(nóng)民工的工資，對高收入農(nóng)民工的工資增長卻有顯著的負面影響，而行業(yè)間的工作轉(zhuǎn)換對所有農(nóng)民工的工資增長均有顯著的負面影響［12］。姚俊根據(jù)流動的地域和次數(shù)將農(nóng)民工的就業(yè)流動行為劃分為四種類型，結果發(fā)現(xiàn)就業(yè)流動程度不同的農(nóng)民工，其工資決定機制也不同；隨著就業(yè)流動性的增強，農(nóng)民工的月工資水平不斷上升［13］。呂曉蘭和姚先國從性別差異的角度出發(fā)，將農(nóng)民工分為出于工作原因、家庭原因等兩種動因的流動，并認為不同類型的職業(yè)流動具有不同的工資效應；即使是相同類型的職業(yè)流動行為，工資效應的性別差異也非常顯著［14］。

在已有研究的基礎上，本文準備從以下兩個方面進行新的嘗試：一方面，已有的文獻大多側(cè)重于從實證方面檢驗就業(yè)流動對農(nóng)民工工資的具體影響，對其中的影響機理卻有所忽視，少數(shù)研究也僅是從人力資本積累或者工作匹配的視角分析農(nóng)民工就業(yè)流動的工資效應。但以上兩方面因素實際上是同時發(fā)生作用的，本文注意到人力資本在農(nóng)民工就業(yè)流動、工資的決定中均具有重要作用，因此將以人力資本作為中介變量，綜合考慮就業(yè)流動對人力資本積累、工作匹配質(zhì)量兩方面的影響，從而在理論層面上系統(tǒng)地認識農(nóng)民工就業(yè)流動行為的工資效應。另一方面，近年來農(nóng)民工群體內(nèi)部出現(xiàn)了非常明顯的代際分化現(xiàn)象，出生于1980年及以后的新生代農(nóng)民工已經(jīng)逐漸成為農(nóng)民工的主體。他們不僅在文化程度、思想觀念等方面與第一代農(nóng)民工存在明顯差異，而且就業(yè)流動水平也明顯高于第一代農(nóng)民工，更換工作更加頻繁［15］。因此本文在對理論假說進行計量檢驗的過程中，不僅從農(nóng)民工總體層面，而且還從新生代農(nóng)民工的角度出發(fā)，分別考察就業(yè)流動通過人力資本因素對總體農(nóng)民工、新生代農(nóng)民工的工資水平及其增長率所產(chǎn)生的具體影響，并進行了相應的比較分析。

二、理論分析與計量模型

（一）理論分析

假設農(nóng)民工i在單位j的人力資本水平Hij由以下三項組成：

其中Ei為農(nóng)民工的一般性人力資本，包括學校教育、普通職業(yè)技能等。Kij表示農(nóng)民工i在j單位積累的專用性人力資本水平，包括一些特殊職業(yè)技能、專業(yè)性工作經(jīng)驗的積累等，Kij的獲取取決于三方面的因素：農(nóng)民工的一般性人力資本Ei、就業(yè)流動水平ni和單位特征Zj?？偟膩砜?，在Zj保持不變的情況下，Ei越高，農(nóng)民工獲得專用性人力資本Kij的能力和機會越多，因此Kij也相應更高［16］。但隨著就業(yè)流動性ni的增加，農(nóng)民工在單位j的平均就業(yè)時間將會縮短，顯然會對Kij的積累產(chǎn)生直接的負面效應［17］。

式（1）中的Mij則表示農(nóng)民工與就業(yè)單位之間的工作匹配程度，主要由農(nóng)民工的就業(yè)流動水平ni決定。根據(jù)工作搜尋理論，ni的上升意味著農(nóng)民工更換工作的次數(shù)越多，所獲得的勞動力市場信息也就越充分，與雇主之間的匹配程度也將隨之提高［4］。因此我們將式（1）改寫為式（2）和式（3）：

其中f（Ei，Zj，ni）表示一般性和專用性人力資本之和，代表人力資本積累對工資水平的直接影響；而M（ni）則描述了就業(yè)匹配質(zhì)量對工資水平的影響。顯然，就業(yè)流動不利于專用性人力資本的積累，但可以提高雇傭雙方的匹配質(zhì)量，因此有式（4）和式（5）成立。

根據(jù)經(jīng)典的工資方程，農(nóng)民工的工資水平可以寫成wij=Hijeεij，其中εij表示隨機擾動項，通過對wij取對數(shù)得到式（6）：

為了進一步考察就業(yè)流動對農(nóng)民工工資的總體影響，我們對式（6）求n的偏導數(shù)：

根據(jù)式（4）和式（5），式（7）的符號在總體上是難以確定的。但在就業(yè)流動與勞動者工資的決定機制中，人力資本顯然是一個關鍵變量。由于各種歷史和現(xiàn)實的原因，中國的農(nóng)民工群體在勞動力市場中一直缺乏有效的制度保護［18］，從而在很大程度上導致農(nóng)民工就業(yè)具有很強的完全競爭性［19］。由于制度性因素的缺乏，人力資本對農(nóng)民工的工資決定就產(chǎn)生了關鍵性的作用［20］。

而人力資本對工作匹配的質(zhì)量同樣存在重要的影響。Schultz很早就發(fā)現(xiàn)，人力資本（主要是一般性人力資本）可以提高勞動者的“配置能力”，即可以更加有效地收集、處理各種勞動力市場信息以及配置各種要素稟賦［3］。而最近的研究也顯示，學歷越高的農(nóng)民工，獲取信息的能力越強［21］。

對于一般性人力資本水平較低的農(nóng)民工，在原就業(yè)單位積累的專用性人力資本相對較少，因此更換工作導致的人力資本損失較低，從而（絕對值）相對較小。但對于這部分農(nóng)民工而言，由于人力資本方面的限制，其收集和處理勞動力市場信息方面的能力也相對不足，而就業(yè)流動可以有效地克服上述不足，進而增進他們的就業(yè)匹配質(zhì)量，即相對較高，從而導致大于（絕對值），因此就業(yè)流動在總體上有助于提高這部分農(nóng)民工的工資。

但隨著一般性人力資本水平的提高，農(nóng)民工在就業(yè)單位中獲得特殊技能培訓、積累工作經(jīng)驗等專用性人力資本方面具有明顯的優(yōu)勢［16］，進而可以有效提高工資水平，即（絕對值）較高。與此同時，由于在獲取和處理信息方面具有一定的優(yōu)勢，這部分農(nóng)民工的初始工作匹配質(zhì)量往往相對較高，即就業(yè)流動對改善工作匹配質(zhì)量的邊際效應較小，從而（絕對值）。因此就業(yè)流動對這一群體的工資水平具有一定的負面作用，即隨著人力資本水平的提高，就業(yè)流動對工資的正向效應具有減弱的趨勢。

總體來看，中國農(nóng)民工的整體人力資本水平較低。國家統(tǒng)計局的調(diào)查顯示：2012年全國初中及以下受教育程度的農(nóng)民工比例達到了76.3%；僅有25.6%的農(nóng)民工接受過非農(nóng)技能職業(yè)培訓?？紤]到這一背景并綜合以上分析，本文認為就業(yè)流動對農(nóng)民工工資的正向效應將處于主導地位，從而在整體上與農(nóng)民工工資水平呈現(xiàn)出顯著的正相關關系。因此我們提出假說1：

假說1：就業(yè)流動水平與農(nóng)民工工資之間總體上存在顯著的正相關關系，但隨著人力資本水平的提高，上述效應呈現(xiàn)出下降的趨勢。

下面本文將進一步分析就業(yè)流動對農(nóng)民工工資增長的影響。已有的許多文獻均顯示，農(nóng)民工就業(yè)流動的最重要原因是初始工資水平較低，基于追求更高工資的目的更換工作［6］［9］，所以初始工資水平較低的農(nóng)民工更有可能發(fā)生就業(yè)流動行為［7］。總的來看，農(nóng)民工通過在不同單位之間的流動，從而獲得更加充分的勞動力市場信息，提高自己與就業(yè)單位之間的匹配程度，進而實現(xiàn)工資的增長。

但人力資本水平較高的農(nóng)民工本身具有較強的“配置能力”，由于在收集和處理勞動力市場信息方面具有一定的優(yōu)勢，這部分農(nóng)民工與第一份工作之間的匹配質(zhì)量相對較好，因此通過就業(yè)流動進一步提高工作匹配質(zhì)量的效應相對較低，即很小。而就業(yè)流動對專用性人力資本積累卻存在明顯的負面效應，因此（絕對值）相對較高。與此同時，考慮到農(nóng)民工勞動力市場的完全競爭性，一般性人力資本水平較高的農(nóng)民工，其初始的工資水平往往也相對較高，在工資分布一定的情況下，獲得更高工資的概率較小。因此本文提出假說2：

假說2：就業(yè)流動對農(nóng)民工的工資增長具有顯著的積極意義，但隨著人力資本水平的提高，上述效應也存在下降的趨勢。

（二）計量模型設定

為了檢驗上述兩個假說，本文設定了計量方程（8）和（9）。其中Lnwi代表農(nóng)民工i現(xiàn)在的工資水平，Lnwgri則表示農(nóng)民工離開第一份工作以后的工資增長率，H 和mob分別代表人力資本狀況和就業(yè)流動水平；X 是影響工資水平的個體特征變量，包括農(nóng)民工的性別、年齡等；Z則是一組就業(yè)單位的特征變量，主要包括單位的行業(yè)、所有制以及所在的城市等；εi表示殘差項。

在方程（8）中，我們關注就業(yè)流動水平（mob）、人力資本與就業(yè)流動水平的交互項（H×mob）的系數(shù)估計值。根據(jù)假說1，α2應該顯著大于0，而α3應顯著小于0。同樣道理，在方程（9）中，β2 和β3的估計值也應該分別顯著大于0和小于0。

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于我們組織的“江蘇省農(nóng)民工就業(yè)流動與就業(yè)穩(wěn)定性專項調(diào)查”，該調(diào)查于2011年1月～2月在農(nóng)民工就業(yè)比較集中的南京、蘇州、無錫和常州等蘇南地區(qū)進行，在以上四個城市分別回收有效問卷202份、187份、195份和138份，合計722份。

本次調(diào)查樣本的平均年齡為28.11歲，其中出生于1980年及以后的新生代農(nóng)民工496人，占總體的68.7%。在本次調(diào)查中，男性農(nóng)民工的比例為64.4%；農(nóng)民工的平均受教育年限為10.63年，已經(jīng)超過了初中畢業(yè)水平；掌握各類職業(yè)技能的比例為31.16%，其中新生代農(nóng)民工的上述兩項指標分別為11.41年和34.69%，明顯優(yōu)于第一代農(nóng)民工的8.92年和23.46%。以上指標與國家統(tǒng)計局發(fā)布的“2011年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)研報告”大體一致，這說明本次調(diào)查的結果具有較強的代表性。

（二）變量界定與描述性統(tǒng)計

1.就業(yè)流動

我們以更換工作的次數(shù)作為農(nóng)民工就業(yè)流動的指標（未更換過工作則記為0次），具體情況詳見表1?？偟膩砜矗?0.25%的農(nóng)民工在進城以后都有更換工作的經(jīng)歷，平均更換了1.053次工作。新生代農(nóng)民工平均更換工作的次數(shù)略高于平均水平，達到1.087次，超過第一代農(nóng)民工0.109次。此外，從未更換過工作的新生代農(nóng)民工比例為37.30%，明顯低于第一代農(nóng)民工的47.35%，而更換過1次、2次、3次、4次及以上工作的比例均高于第一代農(nóng)民工。因此，農(nóng)民工就業(yè)的總體流動性很強，而新生代農(nóng)民工又明顯高于第一代。

2.人力資本

根據(jù)傳統(tǒng)的做法，本文從受教育程度和職業(yè)技能水平兩個方面定義人力資本。其中將受教育程度分為：小學及以下、初中、高中（包括技校、高職和中專等）、大專及以上等四個類別；并根據(jù)農(nóng)民工持有的職業(yè)技能證書情況，將受訪者職業(yè)技能水平劃分為：沒有技能、初級、中級和高級技能等四類；并將上述人力資本變量均設置為虛擬變量，分別選取“小學及以下”和“沒有技能”組作為參照組。

表1 被調(diào)查農(nóng)民工的就業(yè)流動情況

3.工資狀況

為了更好地檢驗農(nóng)民工就業(yè)流動的工資效應，根據(jù)方程（8）和（9），本文從兩個方面界定了工資狀況：一是現(xiàn)職的小時工資，并取對數(shù)；二是工資的增長率，對于進城以后更換過工作的農(nóng)民工，本文計算了他們第一份工作的小時工資，并通過CPI剔除物價變動的影響，然后使用現(xiàn)職的小時工資和兩份工作之間的時間間隔，計算出農(nóng)民工在此期間的年均工資增長率，并取對數(shù)。

此外，根據(jù)方程（8）和（9），本文還選擇以下變量作為控制變量：性別、年齡及其平方項、就業(yè)單位的行業(yè)（包括建筑業(yè)，住宿、餐飲和娛樂業(yè)，批發(fā)、貿(mào)易和零售業(yè)，制造業(yè)，居民服務業(yè)和其他行業(yè)）、所有制（包括國有和集體、外資和合資、民營和個體工商戶）、就業(yè)的城市（南京、蘇州、無錫和常州）等，并分別將女性、其他行業(yè)、個體工商戶和南京設為參照組。

四、計量檢驗

（一）估計策略

在對方程（8）和（9）進行估計的過程中，主要面臨以下兩個問題：

一是遺漏變量所導致的內(nèi)生性。農(nóng)民工的就業(yè)流動水平顯然受到個人性格等非觀測變量的影響。一般來說，性格相對開放、更加愿意承擔風險的農(nóng)民工往往就業(yè)流動水平更高，但上述非觀測變量同時也會對工資水平產(chǎn)生影響，從而導致方程（8）、（9）中Cov（mobi，εi）≠0，即由于遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。為了糾正上述問題，本文設置農(nóng)民工“簽訂勞動合同的意愿”代理變量，具體如下：在問卷調(diào)查中，農(nóng)民工的勞動合同狀況被分為“已簽訂”和“未簽訂”兩種。對于“未簽訂”勞動合同的農(nóng)民工，其原因又分為“單位不愿意簽訂”和“本人不愿意簽訂”兩種。因此本文將農(nóng)民工“簽訂勞動合同的意愿”定義為一個二值變量，將“本人不愿意簽訂”賦值為1；對于“已簽訂”和“單位不愿意簽訂”兩類樣本而言，農(nóng)民工本人是愿意與單位簽訂勞動合同的，因此將其合并，并賦值為0。不愿意簽訂勞動合同的農(nóng)民工一般性格更加開放，也更具有冒險精神，所以將其作為個人性格等非觀測特征的代理變量放入計量方程，以克服遺漏變量所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

二是樣本的選擇性偏差。在對方程（9）進行估計的過程中，由于因變量是現(xiàn)職和第一份工作之間的年均工資增長率，但對于沒有更換過工作的農(nóng)民工是無法獲得上述指標的。但如果只使用更換過工作的樣本進行計量檢驗，很可能會導致樣本的選擇性偏差問題。因此我們將使用Heckman兩步法來克服以上問題：第一步將全體樣本分為“更換過工作”和“未更換過工作”兩類，并分別賦值為1和0；然后通過一個Probit模型估計農(nóng)民工更換工作的概率，選取的主要影響因素包括農(nóng)民工的性別、年齡及其平方項（除以100）、第一份工作的小時工資等。第二步則估計農(nóng)民工工資增長率的回歸方程。

（二）估計結果

根據(jù)以上的估計策略，本文對方程（8）和（9）進行了計量檢驗。考慮到新生代農(nóng)民工正在逐漸成為農(nóng)民工的主體，相關計量檢驗均分為全體農(nóng)民工和新生代農(nóng)民工兩個部分進行。

1.就業(yè)流動對農(nóng)民工工資水平的影響

表2列出了方程（8）的估計結果：在模型1中，就業(yè)流動的估計系數(shù)為0.090，并且在1%水平上統(tǒng)計顯著。這意味著，在其他條件不變的情況下，農(nóng)民工多更換一次工作，小時工資將上升9%。而對于新生代農(nóng)民工而言，就業(yè)流動的平均收益率達到了18.4%（模型2），明顯高于農(nóng)民工群體的平均水平，并且同樣在1%水平上統(tǒng)計顯著。顯然，就業(yè)流動在總體上可以給農(nóng)民工帶來明顯的工資回報，因此頻繁更換工作可以被視作農(nóng)民工群體追求自身利益最大化的理性行為，這在很大程度上能夠解釋為什么農(nóng)民工群體，尤其是新生代農(nóng)民工具有很高的就業(yè)流動性。

表2 就業(yè)流動與農(nóng)民工工資水平的計量檢驗結果

在模型1和模型2中，高中、大專及以上與就業(yè)流動的交互項估計系數(shù)均顯著為負值，并且隨著受教育程度的上升，交互項系數(shù)的估計值（絕對值）呈現(xiàn)出上升的趨勢。以模型1為例，在本次調(diào)查中，具有高中、大專及以上受教育程度的農(nóng)民工比例（即以上兩個虛擬變量的均值）分別為0.187和0.083，上述兩個交互項分別導致就業(yè)流動的平均收益率（0.090）下降0.021和0.011。與此相類似，中、高級職業(yè)技能水平與就業(yè)流動交互項的系數(shù)均顯著小于0?？紤]到具有中、高級職業(yè)技能的農(nóng)民工比例為0.157和0.047，因此兩者與就業(yè)流動的交互項分別導致就業(yè)流動的平均收益率下降0.016和0.006。上述結果說明，隨著農(nóng)民工人力資本水平的提高，就業(yè)流動的回報率表現(xiàn)出顯著下降的趨勢。以上結論與假說1是基本一致的，即伴隨著人力資本水平的提升，就業(yè)流動對工作匹配質(zhì)量的改進效應呈下降趨勢，其邊際效應低于人力資本的積累效應，從而對農(nóng)民工的工資水平產(chǎn)生負面影響。通過進一步的比較，我們發(fā)現(xiàn)模型2中相關交互項的估計值明顯大于模型1，這意味著上述效應在新生代農(nóng)民工中表現(xiàn)得更加明顯。

2.就業(yè)流動對農(nóng)民工工資增長率的影響

在本次調(diào)查中，有39.75%的農(nóng)民工從未更換過工作，為了克服可能存在的樣本選擇性偏差，我們使用Heckman兩步法對方程（9）進行了估計，具體結果詳見表3。

在第一階段回歸中，我們使用Probit模型檢驗了農(nóng)民工發(fā)生就業(yè)流動行為的影響因素，結果顯示：第一份工作的工資水平越低的農(nóng)民工，越可能更換工作，這與已有的許多研究是一致的，也在很大程度上印證了追求更高的工資是農(nóng)民工就業(yè)流動的基本動因。此外，隨著年齡的增長，農(nóng)民工更換工作的概率呈現(xiàn)出先下降后上升的U 型特征；而不愿意與單位簽訂勞動合同的農(nóng)民工，更換工作的概率也顯著上升。

表3 就業(yè)流動與農(nóng)民工工資增長率的Heckman兩階段估計結果

在第二階段回歸中，本文發(fā)現(xiàn)就業(yè)流動的次數(shù)同樣與工資的增長率之間存在著顯著的正相關關系。在全體樣本和新生代農(nóng)民工中，估計系數(shù)分別達到0.073（模型3）和0.251（模型4），這說明多更換一次工作，小時工資的增長率將分別上升7.3%和25.1%，因此就業(yè)流動在總體上可以顯著提高農(nóng)民工的工資增長率，并且這一效應在新生代農(nóng)民工群體中表現(xiàn)得更加明顯。與此同時，高中、大專及以上受教育程度，以及中、高級職業(yè)技能等各項人力資本指標與就業(yè)流動交互項的估計系數(shù)均顯著為負，這意味著就業(yè)流動對農(nóng)民工工資增長率的積極作用隨著人力資本水平的提高而趨于減弱。以模型3為例，從平均水平來看：高中、大專及以上將導致就業(yè)流動對農(nóng)民工工資增長率的影響分別下降0.051和0.030個百分點；而中、高級職業(yè)技能也導致就業(yè)流動對農(nóng)民工工資增長率的影響分別下降0.019和0.011個百分點?？偟膩砜?，以上結論與假說2的分析是一致的。

在模型3和模型4中，逆米爾斯比率均在1%水平統(tǒng)計顯著，這表明確實存在樣本的選擇性偏差問題，因此本文使用Heckman兩步法對計量方程（9）進行估計是合理的。

五、結論與政策含義

流動性強、穩(wěn)定性差一直是我國農(nóng)民工就業(yè)的重要特點，本文主要研究了就業(yè)流動對農(nóng)民工工資水平及其增長率的影響。在理論層面上，就業(yè)流動不利于人力資本積累，特別是專用性人力資本的積累，但卻有利于提高工作匹配的質(zhì)量。本文分析了上述兩種效應對農(nóng)民工工資水平及其增長率的內(nèi)在影響機理，并使用實地調(diào)研數(shù)據(jù)進行了相關的計量檢驗。在對內(nèi)生性和樣本選擇性偏差進行控制的情況下，研究顯示：就業(yè)流動在總體上可以顯著提高農(nóng)民工的工資水平及其增長率，但這一效應隨著人力資本水平的提高呈現(xiàn)出顯著的減弱趨勢，并且以上結論在新生代農(nóng)民工群體中表現(xiàn)得更加明顯?？偟膩砜?，本文的研究至少有兩方面的政策含義：

首先，為農(nóng)民工群體提供充分、及時的就業(yè)信息。根據(jù)本文的分析，就業(yè)流動之所以能夠提高工資水平及其增長率，關鍵在于這一過程有助于農(nóng)民工獲取更加充分的就業(yè)信息，進而提高了工作匹配的質(zhì)量。因此建議相關部門采取包括報刊、網(wǎng)絡和職業(yè)介紹機構等多種渠道，在用工需求、工資水平、福利待遇、勞動爭議處理等方面為農(nóng)民工提供準確、及時的信息，提高農(nóng)民工的工作匹配質(zhì)量。

其次，重視提高農(nóng)民工的人力資本水平。本文的研究顯示，人力資本水平的提高，尤其是高中、大專及以上受教育程度以及中、高級職業(yè)技能均顯著降低了就業(yè)流動對農(nóng)民工工資的正向效應，這意味著較高層次的人力資本水平對于穩(wěn)定農(nóng)民工就業(yè)具有非常重要的意義。因此相關的政策建議可以從以下方面著手：由于受教育程度相對較高的新生代農(nóng)民工已經(jīng)成為農(nóng)民工的主體，建議教育主管部門采取諸如夜大、函授等更為靈活的辦學形式，為農(nóng)民工提供更多接受高等教育的機會。與此同時，各級政府要繼續(xù)重視農(nóng)民工的職業(yè)培訓工作，加強職業(yè)技能培訓的實效性，并注重提高培訓的層次。

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