非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿的影響
——基于CHNS數(shù)據(jù)的研究

一、引 言

隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)改革深入和數(shù)字經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)中非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模和比重呈逐年上升趨勢(shì)

?！吨袊?guó)就業(yè)發(fā)展報(bào)告(2019)》(就業(yè)藍(lán)皮書)顯示，自2019年以來(lái)，工作呈現(xiàn)碎片化、平臺(tái)型的新形態(tài)，穩(wěn)定的雇傭關(guān)系比例降低，非正規(guī)就業(yè)占據(jù)重要地位。較之男性，女性在正規(guī)就業(yè)中更易受到排斥，下崗后再就業(yè)也更加困難。當(dāng)正規(guī)就業(yè)崗位供需失衡時(shí)，女性更易通過(guò)非正規(guī)就業(yè)渠道進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)

。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)育齡婦女平均生育子女個(gè)數(shù)從1990年的2.35個(gè)下滑到2019年的1.635個(gè)。由于生育率長(zhǎng)期低迷、出生人口持續(xù)減少，我國(guó)就業(yè)人數(shù)自2017年開(kāi)始下降，正面臨“低生育陷阱”、年輕勞動(dòng)力短缺、養(yǎng)老負(fù)擔(dān)過(guò)重的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。關(guān)于女性勞動(dòng)參與對(duì)生育意愿的負(fù)向影響已被部分研究證實(shí)

。生育意愿代表個(gè)體最優(yōu)生育決策下的子女?dāng)?shù)量，即在我國(guó)不受計(jì)劃生育政策限制時(shí)個(gè)體希望生育的子女?dāng)?shù)量。然而，鮮有文獻(xiàn)考察非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿的影響。

非正規(guī)就業(yè)一直被各經(jīng)濟(jì)體視作保持勞動(dòng)力市場(chǎng)彈性的重要方式，在我國(guó)常被稱作靈活就業(yè)，可滿足氣候、季節(jié)、市場(chǎng)需求變化等因素導(dǎo)致的企業(yè)彈性用工需求和靈活經(jīng)營(yíng)的目的

。新冠肺炎疫情的暴發(fā)導(dǎo)致我國(guó)2020年上半年出現(xiàn)大范圍的停產(chǎn)停工。企業(yè)通過(guò)招聘大量的臨時(shí)工、主動(dòng)或被動(dòng)地實(shí)施彈性工作制、采取遠(yuǎn)程辦公等方式起到了靈活組織生產(chǎn)的目的。但新冠肺炎疫情的沖擊也突顯正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者之間的差異，非正規(guī)就業(yè)者面臨收入銳減甚至零收入、陷入階段性失業(yè)等嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。已有研究證實(shí)，較之正規(guī)就業(yè)者，非正規(guī)就業(yè)者通常勞動(dòng)收入較低、福利保障較差、違約成本和解約成本較低、工作穩(wěn)定性較差、難以獲得與職業(yè)技能有關(guān)的培訓(xùn)和再就業(yè)較為困難等

。而收入水平、就業(yè)機(jī)會(huì)、教育水平和女性家庭地位是影響個(gè)體生育意愿的重要因素

。非正規(guī)就業(yè)者的生育機(jī)會(huì)成本較低會(huì)提高其生育意愿，收入較低則難以養(yǎng)育較多子女。因此，非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿的凈效應(yīng)有待實(shí)證檢驗(yàn)。

直接研究非正規(guī)就業(yè)影響生育意愿的文獻(xiàn)較少，僅少數(shù)文獻(xiàn)考察了女性勞動(dòng)參與對(duì)生育意愿的影響。Hackett和Marquez-Padilla(2019)指出，洗碗機(jī)的應(yīng)用和普及替代了女性的家務(wù)勞動(dòng)，促使一部分墨西哥女性獲得非正規(guī)就業(yè)機(jī)會(huì)和工資性收入，從而降低了整體生育率

。李月等(2020)發(fā)現(xiàn)我國(guó)女性勞動(dòng)參與對(duì)個(gè)體生育意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，主要是女性勞動(dòng)參與提高了家庭收入而減少女性對(duì)家庭照護(hù)的時(shí)間

。本文利用1997—2011年我國(guó)CHNS的非平衡面板數(shù)據(jù)，探討非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿的影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)：第一，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)顯著提高已婚女性想要生育的孩子數(shù)量，替代效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。第二，在劃分非正規(guī)就業(yè)類型、采用不同的控制變量、區(qū)分年齡和收入水平后，上述結(jié)論仍然穩(wěn)健。在克服內(nèi)生性問(wèn)題后，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性個(gè)體愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.465個(gè)。第三，修改后的《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)合同法》(下文簡(jiǎn)稱新《勞動(dòng)合同法》)的實(shí)施弱化了非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿的正向影響。

本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在四個(gè)方面：第一，從研究視角看，首次考察非正規(guī)就業(yè)對(duì)個(gè)體生育意愿的影響效應(yīng)，為理解發(fā)展中國(guó)家生育率下降提供新的角度；第二，從研究方法看，利用社區(qū)非正規(guī)就業(yè)比例作為個(gè)體非正規(guī)就業(yè)的工具變量，較好地克服了潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，并使用傾向得分匹配法糾正樣本可能存在的選擇性偏差，從而得到更為可靠的計(jì)量結(jié)果；第三，從研究?jī)?nèi)容看，進(jìn)行較為全面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并采用基于傾向得分匹配的倍差法進(jìn)一步考察新《勞動(dòng)合同法》這一政策沖擊對(duì)該效應(yīng)的作用；第四，從研究結(jié)論看，為政策制定者通過(guò)鼓勵(lì)靈活就業(yè)和完善相關(guān)勞動(dòng)法律法規(guī)等方式調(diào)節(jié)非正規(guī)就業(yè)比例來(lái)間接調(diào)控人口數(shù)量提供有益的理論支撐。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述與影響渠道

(一)關(guān)于生育意愿的內(nèi)部影響因素

Becker(1960)的家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)提出女性生育成本-收益理論及子女質(zhì)量與數(shù)量替代理論，認(rèn)為收入提高會(huì)通過(guò)收入效應(yīng)和替代效應(yīng)影響個(gè)體生育決策

。在將孩子視作耐用消費(fèi)品的前提下，收入效應(yīng)刻畫了隨著收入增加，父母傾向于生育更多孩子。由于孩子越多，所需投入家庭的時(shí)間越多，自我增值的時(shí)間就越少。替代效應(yīng)刻畫了隨著收入的增加，父母養(yǎng)育孩子的時(shí)間機(jī)會(huì)成本上升，從而降低其生育意愿。與此同時(shí)，家庭財(cái)富和社會(huì)地位通常是借助提高子女的人力資本來(lái)代際傳承的

。在認(rèn)識(shí)到教育回報(bào)率與教育水平之間的正比例關(guān)系后，替代效應(yīng)還刻畫了隨著收入的增加，子女質(zhì)量會(huì)在一定程度上替代子女?dāng)?shù)量，家長(zhǎng)更加注重提高子女的健康程度和教育水平，從而進(jìn)一步降低其生育意愿。實(shí)際上，收入效應(yīng)和替代效應(yīng)相互作用，凈效應(yīng)一般不清楚。然而，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同的角度解釋現(xiàn)實(shí)中生育意愿下降的原因，已得到較為一致的結(jié)論，即女性收入水平的提高會(huì)降低其生育意愿。一是就業(yè)機(jī)會(huì)的增加及隨之而來(lái)的收入提升。已婚女性可通過(guò)參與勞動(dòng)獲得收入，從而提高家庭總收入

。已有研究發(fā)現(xiàn)，女性勞動(dòng)參與率的提高降低了其生育意愿

。二是教育水平的提高帶來(lái)的就業(yè)機(jī)會(huì)的增加和收入的提升及來(lái)自于職業(yè)晉升和教育回報(bào)率提高引致的收入提升。已有研究證實(shí)存在生育工資懲罰，人力資本越高的女性的生育機(jī)會(huì)成本越高，女性的受教育年限增加對(duì)其生育意愿具有負(fù)向影響

。Health和Jayachandran(2016)采用1991—2011年世界銀行的國(guó)別數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，隨著發(fā)展中國(guó)家女性受教育年限的增加和勞動(dòng)參與率的提高，其生育意愿逐步下降

。劉豐和胡春龍(2018)的研究發(fā)現(xiàn)高學(xué)歷女性和高收入女性選擇推遲育齡以獲得更高的教育回報(bào)率，人力資本對(duì)其生育意愿具有負(fù)向影響。三是收入提升縮小了婚內(nèi)收入差距，進(jìn)而帶來(lái)女性家庭地位的提高

。郭凱明等(2016)發(fā)現(xiàn)當(dāng)女性家庭地位上升提高了家庭對(duì)女性福利水平的重視程度時(shí)，女性的生育意愿和家庭勞動(dòng)時(shí)間卻下降

。

(二)影響渠道

關(guān)于直接研究非正規(guī)就業(yè)對(duì)女性生育意愿影響的文獻(xiàn)較為少見(jiàn)，間接的研究主要涉及非正規(guī)就業(yè)對(duì)微觀個(gè)體收入的影響。較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)降低個(gè)體勞動(dòng)收入

。風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)理論認(rèn)為非正規(guī)就業(yè)者的解雇成本和監(jiān)督成本相對(duì)較低，面臨較高的工作不穩(wěn)定性，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)較高，因此應(yīng)獲得一定的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)作為補(bǔ)償

。然而，非正規(guī)就業(yè)者的收入通常低于正規(guī)就業(yè)者，二者的收入差距呈不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)

。一是除受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)等人力資本特征上的差異外，非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者的收入差距仍存在無(wú)法解釋的部分

，即勞動(dòng)力市場(chǎng)歧視造成的收入差距。二是較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)抑制個(gè)體人力資本的積累和變現(xiàn)

。盡管少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)女性臨時(shí)工可通過(guò)“干中學(xué)”不斷縮小與正規(guī)就業(yè)者之間的工資差距，甚至通過(guò)經(jīng)驗(yàn)積累最終達(dá)到或趕超正規(guī)就業(yè)者的工資水平

，但較之正規(guī)就業(yè)者，非正規(guī)就業(yè)者不僅較少對(duì)自身進(jìn)行教育投資，難以獲得與提升技能有關(guān)的培訓(xùn)，還缺少獲得職業(yè)晉升的機(jī)會(huì)

，降低了其經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率

。在諸多發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體中，正規(guī)就業(yè)比例較低，大部分勞動(dòng)者尤其是從事技術(shù)門檻較低工作的勞動(dòng)者常經(jīng)歷頻繁的工作轉(zhuǎn)換

。經(jīng)濟(jì)形勢(shì)低迷時(shí)期，非正規(guī)就業(yè)者也只能獲得短期的固定合同或失業(yè)

。

2.被解釋變量：生育意愿

。在我國(guó)，如果不受計(jì)劃生育政策限制，個(gè)體希望生育的子女?dāng)?shù)量即為生育意愿。CHNS在1991—2011年針對(duì)在婚、喪偶和離婚的所有52歲以下的婦女調(diào)查了其生育觀，詢問(wèn)其“如果可以自由選擇生育數(shù)量，是否還想要孩子？”“如果還想要孩子，想要孩子的數(shù)量是多少？”這兩個(gè)問(wèn)題，二者之和為生育意愿。生育意愿分布如表1所示。

4.區(qū)分個(gè)體的收入水平。孩子的養(yǎng)育成本和生育機(jī)會(huì)成本是直接影響已婚女性生育意愿的重要因素。雖然在基本回歸中控制了家庭總收入，但考慮到不同收入水平的已婚女性可承擔(dān)的養(yǎng)育成本和面臨的生育機(jī)會(huì)成本存在差異，本文根據(jù)已婚女性收入水平的分位數(shù)將其劃分為4個(gè)子樣本并分別進(jìn)行回歸(結(jié)果見(jiàn)表9)。結(jié)果顯示，對(duì)于收入水平在(p25,p75]的已婚女性，非正規(guī)就業(yè)的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；對(duì)于收入水平在(0,p25]和(p75,p100]的已婚女性，非正規(guī)就業(yè)的估計(jì)系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著為正。這說(shuō)明在考慮已婚女性個(gè)體收入差異的影響后，前文的估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey,CHNS)，為北卡羅來(lái)納州立大學(xué)人口中心負(fù)責(zé)采集的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查包括1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011和2015年共10輪，覆蓋遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、北京、上海和重慶等地區(qū)，已被眾多學(xué)者開(kāi)展與個(gè)體生育決策有關(guān)的研究所采納。本文采用CHNS的數(shù)據(jù)主要有三點(diǎn)原因：第一，較之其他公開(kāi)的微觀數(shù)據(jù)，CHNS的時(shí)間跨度較長(zhǎng)，可在此基礎(chǔ)上構(gòu)建一個(gè)微觀個(gè)體層面的非平衡面板數(shù)據(jù)；第二，可獲取已婚女性的生育意愿信息；第三，可獲取已婚女性是否為非正規(guī)就業(yè)信息。本文的樣本限定在1997—2011年的52歲以下、18歲以上的已婚女性，未處理過(guò)的數(shù)據(jù)共計(jì)14099個(gè)觀測(cè)值。

(二)模型設(shè)定

基于上述分析，我們可構(gòu)建如下的回歸模型：

(1)

(2)

首先，針對(duì)被解釋變量大多取值為0、是否存在Over-dispersion現(xiàn)象這兩個(gè)問(wèn)題，我們分別采用零膨脹泊松回歸(ZIP)、負(fù)二項(xiàng)回歸和泊松回歸進(jìn)行檢驗(yàn)(結(jié)果列示于表3的(1)—(3)列)。(1)列的ZIP的結(jié)果顯示，Vuong統(tǒng)計(jì)量為-0.00，絕對(duì)值遠(yuǎn)小于1.96，故不能拒絕“可以使用標(biāo)準(zhǔn)泊松回歸”的原假設(shè)。(2)列的負(fù)二項(xiàng)回歸的結(jié)果顯示，Alpha值接近于0，不存在Over-dispersion現(xiàn)象，說(shuō)明使用負(fù)二項(xiàng)回歸并不優(yōu)于泊松回歸。進(jìn)一步考察是否存在Over-dispersion現(xiàn)象時(shí)，被解釋變量生育意愿的標(biāo)準(zhǔn)差(1.051)是均值(0.884)的1.25倍，也表示不存在Over-dispersion現(xiàn)象，均值與標(biāo)準(zhǔn)差值并沒(méi)有太大的差異。因此，計(jì)數(shù)模型使用標(biāo)準(zhǔn)泊松回歸較為合適。(4)、(5)列分別為泊松回歸的邊際效應(yīng)和發(fā)生比率，(6)列為式(1)的OLS回歸結(jié)果的對(duì)照。(1)—(6)列的回歸結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)均在1%的水平上顯著為正。

4)焊縫組織試樣則選用FeCl3 5 g -HCl 15 mL-H2O100 mL溶液腐蝕15 s左右。

(3)

式(3)的變量含義與式(1)、(2)一致。

“一帶一路”是符合我國(guó)國(guó)情的發(fā)展戰(zhàn)略，它的實(shí)施將促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)，社會(huì)，文化的迅速發(fā)展，并促進(jìn)沿線國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)文化交流。因而國(guó)家戰(zhàn)略層面的政策不容忽視，這些政策是指導(dǎo)紡織服裝產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)?！耙粠б宦贰钡恼呤状翁岢鲋螅嚓P(guān)具體實(shí)施政策陸續(xù)推出，如圖1所示。

如前文所述，非正規(guī)就業(yè)者在勞動(dòng)條件、工作穩(wěn)定性和社會(huì)保障等方面均處于弱勢(shì)。在我國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)中，非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者之間的收入差距呈現(xiàn)逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)

。近年來(lái)，我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)化改革強(qiáng)調(diào)讓每個(gè)勞動(dòng)者體面就業(yè)。2008年，新《勞動(dòng)合同法》開(kāi)始實(shí)施及一系列勞動(dòng)法規(guī)陸續(xù)出臺(tái)，不斷加大各項(xiàng)勞動(dòng)者權(quán)益保障政策的執(zhí)行力度，對(duì)是否簽訂勞動(dòng)合同、固定期限合同轉(zhuǎn)為非固定期限合同、社會(huì)保障、違約和解約等予以規(guī)范。例如，新《勞動(dòng)合同法》規(guī)定用人單位與勞動(dòng)者簽訂兩次固定期限的勞動(dòng)合同，再續(xù)簽時(shí)必須簽訂無(wú)固定期限的勞動(dòng)合同，如果超過(guò)一年仍不簽約的，自動(dòng)視為與勞動(dòng)者簽訂無(wú)固定期限的勞動(dòng)合同。已有研究證實(shí)了新《勞動(dòng)合同法》實(shí)施的有效性。陳祎和劉陽(yáng)陽(yáng)(2010)采用博弈論的方法，證實(shí)簽訂勞動(dòng)合同提高了進(jìn)城務(wù)工人員收入，并在控制樣本選擇性偏差后，簽訂合同依舊可顯著提高14%—14.9%的月收入

。杜鵬程等(2018)利用雙重差分法評(píng)估新《勞動(dòng)合同法》的實(shí)施對(duì)農(nóng)民工福利水平的影響，發(fā)現(xiàn)新《勞動(dòng)合同法》降低農(nóng)民工的工作時(shí)長(zhǎng)、提高其擁有各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)的比例，在消除樣本的選擇性偏誤后該結(jié)論同樣成立

。新《勞動(dòng)合同法》的實(shí)施通過(guò)弱化非正規(guī)就業(yè)引致的收入降低程度，進(jìn)而弱化非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿產(chǎn)生正向影響。

因此，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)引致的收入下降通過(guò)收入效應(yīng)和替代效應(yīng)影響個(gè)體生育意愿。收入效應(yīng)刻畫了隨著非正規(guī)就業(yè)后，個(gè)體的收入下降、預(yù)算約束增加，實(shí)際消費(fèi)能力降低，個(gè)體傾向于生育更少的孩子。替代效應(yīng)刻畫了隨著非正規(guī)就業(yè)后，個(gè)體的收入下降，生育孩子的機(jī)會(huì)成本減少，通過(guò)子女人力資本代際傳承家庭財(cái)富和社會(huì)地位的需求降低，在生育決策時(shí)更加注重子女?dāng)?shù)量而非子女質(zhì)量，從而提高了其生育意愿。綜上所述，非正規(guī)就業(yè)引致的收入下降通過(guò)收入效應(yīng)降低個(gè)體生育意愿，通過(guò)替代效應(yīng)提高個(gè)體生育意愿。根據(jù)已有研究得到的較為一致的結(jié)論，收入水平的提高會(huì)降低個(gè)體生育意愿，據(jù)此可推斷非正規(guī)就業(yè)將提高個(gè)體生育意愿，即替代效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，凈效應(yīng)為正。

在互聯(lián)網(wǎng)上搜索有關(guān)華堂村的經(jīng)濟(jì)資料，發(fā)現(xiàn)介紹華堂村有關(guān)情況的網(wǎng)站、資料很少，雖有一些企業(yè)在網(wǎng)上打了廣告，但是網(wǎng)頁(yè)除了公司名稱、電話外，很少有其他信息.在走訪村委的時(shí)候發(fā)現(xiàn)許多辦公室中沒(méi)有電腦，在信息時(shí)代，電腦是辦公必不可少的工具，沒(méi)有配備電腦和網(wǎng)絡(luò)則無(wú)法及時(shí)獲取最新信息，嚴(yán)重脫離時(shí)代.

隨著國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為適應(yīng)建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的重大需求，我國(guó)高等教育迫切要求培養(yǎng)高素質(zhì)人才和創(chuàng)新型人才?！皺C(jī)械工程測(cè)試技術(shù)”是一門多學(xué)科交融課程，但在實(shí)際的教學(xué)過(guò)程中，往往由于其理論性強(qiáng)、實(shí)踐性強(qiáng)等特點(diǎn)，學(xué)生普遍存在“入門難”“理解困難”等問(wèn)題[1]。

此外，模型中還加入地區(qū)固定效應(yīng)

、時(shí)間固定效應(yīng)

及殘差項(xiàng)

，由此產(chǎn)生5個(gè)年份二元虛擬變量(以1997年為基準(zhǔn))、10個(gè)地區(qū)二元虛擬變量(以北京為基準(zhǔn))。地區(qū)虛擬變量主要是控制地區(qū)地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和勞動(dòng)力市場(chǎng)制度等因素對(duì)個(gè)體就業(yè)類型和生育意愿的影響。剔除缺失值后，各變量分布于1997、2000、2004、2006、2009和2011年的11個(gè)省市，包括遼寧(606)、黑龍江(1008)、江蘇(889)、山東(637)、河南(636)、湖北(677)、湖南(446)、廣西(739)、貴州(641)、北京(145)和上海(135)。

1.2 研究方法 A組采用舒利迭(英國(guó)Glaxo Operations UK Limited公司，生產(chǎn)批號(hào)：20150221)治療，50 μg/次，2次/d。B組在A組治療的基礎(chǔ)上加用復(fù)方異丙托溴銨(上海勃林格殷格翰藥業(yè)有限公司，生產(chǎn)批號(hào)：20150124)治療，將500 μg異丙托溴銨和2 ml氯化鈉溶液混合后，霧化吸入15～20 min，2次/d。

四、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)基本回歸結(jié)果

表3的(3)列的結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)在1%的水平上顯著為正(0.231)。(6)列的OLS回歸結(jié)果與泊松回歸的結(jié)果一致，但泊松回歸的估計(jì)系數(shù)無(wú)法直接與OLS回歸系數(shù)的絕對(duì)值大小進(jìn)行比較，需進(jìn)一步測(cè)算邊際效應(yīng)。(4)列的邊際效應(yīng)測(cè)算結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)在1%的水平上顯著為正(0.204)，說(shuō)明較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.204個(gè)。(5)列的發(fā)生比率測(cè)算結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)者的生育意愿的發(fā)生比率比正規(guī)就業(yè)者高26%。因此，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)的已婚女性的生育意愿明顯更高。

(二)克服內(nèi)生性問(wèn)題

Budig和England(2001)發(fā)現(xiàn)高工資能吸引女性從事靈活程度較低的工作，而已婚女性為撫養(yǎng)子女和照顧家庭也愿意接受與靈活程度較低的工作相對(duì)應(yīng)的低工資

。Gunther和Launov(2012)針對(duì)西非國(guó)家科迪瓦特的研究發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)者中有44.8%是迫于生活壓力和生存困境的低收入者被動(dòng)選擇非正規(guī)就業(yè)，55.2%是高收入者主動(dòng)選擇非正規(guī)就業(yè)

。因此，個(gè)體是否非正規(guī)就業(yè)具有自我選擇的特征，非正規(guī)就業(yè)與生育意愿之間可能存在雙向因果關(guān)系，本文采用兩種方法來(lái)盡可能地克服潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。

是什么原因能夠讓他們的田間管理如此精準(zhǔn)高效呢？他解釋說(shuō)：“曾經(jīng)我們的祖輩需要上百人管理農(nóng)場(chǎng)，但隨著農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平的不斷提高，和測(cè)土配方施肥技術(shù)的不斷升級(jí)，我們才能夠令繁重的田間管理變得如此輕松。特別是測(cè)土配方施肥技術(shù)的優(yōu)化升級(jí)，令施肥更加精準(zhǔn)高效，既減少了化肥投入，又保護(hù)了耕地，保證了作物產(chǎn)量和質(zhì)量?！?/p>

1.工具變量法。本文借鑒尹志超和張誠(chéng)(2019)等的研究思路，利用同一社區(qū)已婚女性的非正規(guī)就業(yè)比例作為已婚女性非正規(guī)就業(yè)的工具變量

。一方面，Mcelroy和Yang(2000)指出收入水平等條件相似的家庭容易選擇同樣條件的生活社區(qū)

。從現(xiàn)實(shí)出發(fā)，同一社區(qū)女性勞動(dòng)參與率與個(gè)體勞動(dòng)參與率呈正相關(guān)關(guān)系，同一社區(qū)非正規(guī)就業(yè)比例與個(gè)體非正規(guī)就業(yè)概率也呈正相關(guān)關(guān)系。另一方面，同一社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例與已婚女性個(gè)體生育意愿沒(méi)有直接關(guān)系。因此，使用同一社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例作為工具變量是合適的。

從表4的(1)列看，第一階段的回歸結(jié)果顯示，社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例在1%的水平上顯著為正(0.720)，說(shuō)明社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例與已婚女性個(gè)體非正規(guī)就業(yè)的概率具有較強(qiáng)的相關(guān)性。(1)列的工具變量有效性的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不可識(shí)別檢驗(yàn)Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量的P值為0，說(shuō)明在1%的顯著性水平上拒絕“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)。從第一階段弱工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果可知，以社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例作為工具變量，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量為2012.38，大于10%的偏誤下的臨界值16.38，即可拒絕弱工具變量的原假設(shè)。而Hansen統(tǒng)計(jì)量的P值為0，說(shuō)明模型恰好識(shí)別，無(wú)需進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。因此，本文選取的工具變量是有效的。(2)列采用工具變量的泊松回歸結(jié)果顯示，在克服內(nèi)生性問(wèn)題后，在其他條件不變的情況下，非正規(guī)就業(yè)在1%的水平上顯著為正，實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。由泊松回歸測(cè)算邊際效應(yīng)的結(jié)果看，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.465個(gè)。

2.傾向得分匹配法。為更好地控制樣本的選擇性偏差，本文采用傾向得分匹配法(PSM)進(jìn)行再檢驗(yàn)。樣本分為處理組(

=1)和控制組(

=0)，通過(guò)為處理組的每一個(gè)觀測(cè)值匹配一個(gè)其他條件較為相近的控制組(非正規(guī)就業(yè)類型不同的除外)來(lái)構(gòu)建反事實(shí)因果狀態(tài)。借鑒王天宇和彭曉博(2015)、倪國(guó)華和蔡昉(2015)等的做法，用于篩選控制組的協(xié)變量包括已婚女性及其配偶的年齡、教育水平、戶口、年收入、個(gè)體所處地區(qū)和配偶是否為非正規(guī)就業(yè)

。配對(duì)后，可量化求出非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿的平均處理效應(yīng)。

(4)

其中，

代表處理組，

代表控制組，

代表與非正規(guī)就業(yè)已婚女性匹配成功的正規(guī)就業(yè)已婚女性的權(quán)重系數(shù)。為保證計(jì)量結(jié)果的可靠性，本文分別采用1∶1匹配、1∶3近鄰匹配和核密度匹配三種方法來(lái)估計(jì)非正規(guī)就業(yè)的平均處理效應(yīng)

，回歸中同樣控制地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)(回歸結(jié)果見(jiàn)表5)。

在表5的(1)列中，采用1∶1匹配、1∶3近鄰匹配和核密度匹配三種方法的結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)的平均處理效應(yīng)均在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)顯著提高了已婚女性的生育意愿。本文還進(jìn)行了匹配前后的平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示協(xié)變量的偏差性均小于20%，匹配后的處理組與控制組不存在顯著差異，說(shuō)明本文采用傾向得分匹配法是得當(dāng)?shù)摹?/p>

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

近年來(lái)，相關(guān)工程實(shí)例針對(duì)客專橋梁結(jié)構(gòu)變形控制要求高，工程實(shí)例中大多推薦區(qū)間左右線隧道分開(kāi)下穿相鄰橋跨，以增加隧道與樁基之間的凈距，對(duì)于不同的平面交叉關(guān)系、地層、區(qū)間左右線間距等采用了相對(duì)安全的土體加固、隔離措施，均達(dá)到了較為理想的效果。

2.添加不同的控制變量。已有研究認(rèn)為，通常有兄弟姐妹的個(gè)體偏好組建一個(gè)大家庭，而出生于獨(dú)生子女家庭的個(gè)體則更加注重孩子質(zhì)量。因此，本文在控制變量中進(jìn)一步加入已婚女性及其配偶的兄弟姐妹個(gè)數(shù)并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果列于表6的(3)列。結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)的估計(jì)系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正。此外，考慮到是否養(yǎng)育過(guò)小孩可改變已婚女性對(duì)生育小孩的看法，在一定程度上影響個(gè)體的最優(yōu)生育數(shù)量，但是否有孩子與年齡、家庭收入等因素高度相關(guān)，所以基準(zhǔn)模型中未加入其作為控制變量。本文的控制變量中加入是否有孩子二元虛擬變量并重新進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果列于表7的(1)列。結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)的估計(jì)系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正。

3.區(qū)分出生年份和年齡。我國(guó)自1979年開(kāi)始實(shí)施獨(dú)生子女政策，按照二十周歲的法定結(jié)婚年齡計(jì)算，第一波受到該政策影響的育齡女性應(yīng)出生于1960年之前。雖然被解釋變量生育意愿為不受獨(dú)生子女政策限制時(shí)愿意生育的子女?dāng)?shù)量，但獨(dú)生子女政策長(zhǎng)期實(shí)施可能會(huì)改變已婚女性的生育觀念。因此，本文將樣本分為1960年之前出生和1960年之后出生兩個(gè)子樣本并分別進(jìn)行回歸，結(jié)果列于表7的(2)、(3)列。此外，從醫(yī)學(xué)角度看，35歲為女性最佳生育年齡的上限，35—40歲女性的生育能力直線下降，40歲以后女性生育的可能性出現(xiàn)斷崖式下滑。因此，本文將樣本分為35歲及以下、35—40歲、40歲及以上三個(gè)子樣本并分別進(jìn)行回歸(見(jiàn)表8)。結(jié)果顯示，前文的估計(jì)結(jié)果仍然穩(wěn)健。

在公共衛(wèi)生事件輿情得到控制，順利解決之后，公民注意力仍未消散，不論是失職的官員或者是通過(guò)自媒體平臺(tái)傳播不實(shí)信息的造謠者，都應(yīng)該有一個(gè)全面系統(tǒng)的制度對(duì)其進(jìn)行約束和責(zé)任的追究，培養(yǎng)人們?cè)谧悦襟w時(shí)代的責(zé)任意識(shí)，規(guī)范輿論環(huán)境。失職官員的追究則可以強(qiáng)化官員在事件中的作用和意識(shí)，同時(shí)通過(guò)法律的威懾使得官員更加關(guān)注事件的妥善解決，后續(xù)的結(jié)果也有利于輿論的平息。

1.區(qū)分非正規(guī)就業(yè)類型。非正規(guī)就業(yè)者可進(jìn)一步區(qū)分為個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和非個(gè)體經(jīng)營(yíng)者兩類。其中，個(gè)體經(jīng)營(yíng)者包括有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和無(wú)雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者，非個(gè)體經(jīng)營(yíng)者包括臨時(shí)工、領(lǐng)取工資的家庭幫工和無(wú)報(bào)酬的家庭幫工等。個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和非個(gè)體經(jīng)營(yíng)者的收入水平、工作穩(wěn)定性和工作自主權(quán)等方面均存在顯著差異。因此，本文將非正規(guī)就業(yè)者分為個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和非個(gè)體經(jīng)營(yíng)者兩類并重新進(jìn)行回歸，得到的結(jié)果列于表6的(1)、(2)列。結(jié)果顯示，個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和非個(gè)體經(jīng)營(yíng)者的非正規(guī)就業(yè)的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。

(四)進(jìn)一步研究：新《勞動(dòng)合同法》的作用

1.關(guān)鍵解釋變量：非正規(guī)就業(yè)

。根據(jù)國(guó)際勞工組織ILO(2004)的定義

，我們構(gòu)建非正規(guī)就業(yè)，取值1代表非正規(guī)就業(yè)

，取值0則代表正規(guī)就業(yè)。在問(wèn)卷調(diào)查中，如果受訪者選擇的是為他人或單位工作的長(zhǎng)期工(包括企事業(yè)單位、大/中小集體企業(yè)、集體農(nóng)場(chǎng)、私人企業(yè))、為他人或單位工作的合同工，則取值為0；如果受訪者選擇的是有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者、無(wú)雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者(包括農(nóng)民)、臨時(shí)工、領(lǐng)取工資的家庭幫工、無(wú)報(bào)酬的家庭幫工，則取值為1。最終得到正規(guī)就業(yè)者2393個(gè)、非正規(guī)就業(yè)者4166個(gè)。

考慮到本文只能觀測(cè)到非正規(guī)就業(yè)者的生育意愿，無(wú)法直接觀測(cè)到非正規(guī)就業(yè)者為正規(guī)就業(yè)者時(shí)的生育意愿，新《勞動(dòng)合同法》的實(shí)施可能會(huì)提高勞動(dòng)者自愿接受非正規(guī)就業(yè)的意愿，因而存在樣本選擇性偏差和估計(jì)偏誤。為此，本文采用基于傾向得分匹配的倍差法(PSM-DID)對(duì)新《勞動(dòng)合同法》的作用進(jìn)行檢驗(yàn)。樣本分為處理組(

=1)和控制組(

=0)，通過(guò)為處理組的每一個(gè)觀測(cè)值匹配一個(gè)其他條件較為相近的控制組(就業(yè)類型不同的除外)來(lái)構(gòu)建反事實(shí)因果狀態(tài)。協(xié)變量的定義同前文一致，具體的回歸方程設(shè)定如下：

工作時(shí)調(diào)速電機(jī)通過(guò)鏈傳動(dòng)帶動(dòng)軸旋轉(zhuǎn)，軸通過(guò)支撐輪帶動(dòng)滾筒旋轉(zhuǎn)。在旋轉(zhuǎn)過(guò)程中，滑板受到凸輪槽的限位作用，在滾筒及支撐輪組成的滑道內(nèi)上下運(yùn)動(dòng)。凸輪槽結(jié)構(gòu)如圖2所示。

=

+

+

+

*

+

+

+

+

(5)

其中，時(shí)間變量

={0,1}，2008年及之后的年份取值為1，2008年之前取值為0；處理變量

={0,1}，個(gè)體處于處理組時(shí)取值為1，處于控制組時(shí)取值為0；時(shí)間變量和處理變量的交互項(xiàng)系數(shù)

是我們重點(diǎn)關(guān)注的雙重差分效果，其他變量與前文的定義一致。傾向得分匹配可克服樣本選擇性偏差，倍差法可消除處理組與控制組之間不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)異質(zhì)性，本文分別采用1∶1匹配、1∶3近鄰匹配和核密度匹配三種方法的倍差法進(jìn)行估計(jì)(結(jié)果見(jiàn)表10)。

高良鄉(xiāng)另外一個(gè)習(xí)俗——祭“母豬神”，目前也已經(jīng)少見(jiàn)，其原因就是殺豬祭祀，負(fù)擔(dān)過(guò)重。祭“母豬神”跟祭家神不同，并不是每家都祭祀，通常是養(yǎng)母豬的人家，遇到豬瘟以及各種不順才需要。但由于有這位“母豬神”，以致養(yǎng)母豬的成本增加，所以，陶興文說(shuō)，在高良鄉(xiāng)，很多苗族現(xiàn)在都不養(yǎng)母豬。

表10的(1)—(3)列的結(jié)果顯示，在采用不同的PSM-DID方法進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，交互項(xiàng)均在1%的水平上顯著為負(fù)，時(shí)間變量在1%的水平上顯著為負(fù)，處理變量在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明2008年實(shí)施的新《勞動(dòng)合同法》顯著降低了已婚女性的生育意愿，弱化了非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性生育意愿的正向影響。這與前文的預(yù)期一致，不僅在一定程度上證明新《勞動(dòng)合同法》實(shí)施的有效性，也部分解釋了生育率下降的原因。

五、結(jié)論及政策建議

本文利用1997—2011年CHNS的非平衡面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性個(gè)體生育意愿的影響?；贐ecker的家庭生育決策模型的理論分析，非正規(guī)就業(yè)引致的收入下降通過(guò)增加家庭預(yù)算約束降低個(gè)體生育意愿，還通過(guò)降低生育機(jī)會(huì)成本提高個(gè)體生育意愿。較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)顯著提高了已婚女性想要生育的孩子數(shù)量，非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性生育意愿的凈效應(yīng)為正；在劃分非正規(guī)就業(yè)類型、采用不同的控制變量、區(qū)分年齡和收入水平后，上述結(jié)論仍然穩(wěn)?。辉诳朔?nèi)生性問(wèn)題后，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.465個(gè)；2008年實(shí)施的新《勞動(dòng)合同法》顯著降低了已婚女性的生育意愿，并弱化非正規(guī)就業(yè)對(duì)已婚女性生育意愿的正向影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)具有如下的政策內(nèi)涵。第一，計(jì)劃生育政策并非控制人口的唯一途徑，政府可通過(guò)提高正規(guī)就業(yè)比例來(lái)間接調(diào)控人口數(shù)量，實(shí)現(xiàn)從強(qiáng)制少生過(guò)渡到自愿采用生育質(zhì)量替代生育數(shù)量的方式，這也有助于為我國(guó)加快培養(yǎng)大量的中高端技能勞動(dòng)力，以實(shí)現(xiàn)“促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)邁向全球價(jià)值鏈中高端”的目標(biāo)和彌補(bǔ)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的技能缺口。第二，在全面放開(kāi)“二孩”等生育政策效果不佳時(shí)，政府可通過(guò)鼓勵(lì)靈活就業(yè)、倡議正規(guī)就業(yè)采用彈性工作制的方式達(dá)到穩(wěn)就業(yè)的目標(biāo)，同時(shí)提高已婚女性的生育意愿。第三，2008年新《勞動(dòng)合同法》的實(shí)施在提高非正規(guī)就業(yè)者的就業(yè)穩(wěn)定性和社會(huì)保障等方面起到了積極作用，但也降低了非正規(guī)就業(yè)者的生育意愿。因此，政府應(yīng)將調(diào)整勞動(dòng)法律法規(guī)作為調(diào)控人口數(shù)量的措施之一。

[1] Xue J. J., Gao W. S., Guo L. Informal Employment and Its Effect on the Income Distribution in Urban China[J]. China Economic Review, 2014, (31): 84-93.

[2] 張霞, 胡露. 中國(guó)女性非正規(guī)就業(yè): 立足于人的發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的考察[J]. 改革與戰(zhàn)略, 2017, (2): 1-4.

[3] Hackett L., Marquez-Padilla F. Working for Change: The Effect of Female Labor Force Participation on Fertility[J]. Available at SSRN: https: ∥ssrn. com/abstract=3354753, 2019.

[4] 李月, 成前, 閆曉. 女性勞動(dòng)參與降低了生育意愿嗎？基于子女照護(hù)需要視角的研究[J]. 人口與社會(huì), 2020, (2): 90-99.

[5] Picchio M. Temporary Contracts and Transitions to Stable Jobs in Italy[J]. Labour, 2008, 22(1): 147-174.

[6] Booth A. L., Francesconi M., Frank J. Temporary Jobs: Stepping Stones or Dead Ends?[J]. Economic Journal, 2002, 112(480): 189-213.

[7] 李紅陽(yáng), 邵敏. 臨時(shí)性就業(yè)對(duì)勞動(dòng)者工資收入的影響[J]. 財(cái)經(jīng)研究, 2018, (1): 114-128.

[8] 賈男, 甘犁, 張劼. 工資率、“生育陷阱”與不可觀測(cè)類型[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2013, (5): 61-72.

[9] 甘春華. 生育工資懲罰的表現(xiàn)及作用機(jī)理: 研究現(xiàn)狀梳理[J]. 勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究, 2017, (3): 122-136.

[10] Becker G. S. An Economic Analysis of Fertility[J]. Overbeek J Ed, 1960, 135(1): 94-111.

[11] 尹志超, 張誠(chéng). 女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2019, (4): 167-183.

[12] Phipps S., Burton P., Lethbridge L. In and out of the Labor Market: Long-term Income Consequences of Child-related Interruptions to Women’s Paid Work[J]. Canadian Journal of Economics, 2001, 34(2): 411-429.

[13] Health R., Jayachandran S. The Causes and Consequences of Increased Female Education and Labor Force Participation in Developing Countries[Z]. NBER Working Papers, 2016, No. 22766.

[14] 劉豐, 胡春龍. 育齡延遲、教育回報(bào)率極化與生育配套政策[J]. 財(cái)經(jīng)研究, 2018, (8): 31-45.

[15] 郭凱明, 王春超, 何意鑾. 女性家庭地位上升、生育率差異與工資不平等[J]. 南方經(jīng)濟(jì), 2016, (4): 45-62.

[16] Rosen S. Implicit Contracts: A Survey[J]. Journal of Economic Literature, 1985, 23(3): 1144-1175.

[17] 王慶芳, 郭金興. 非正規(guī)就業(yè)者的境況得到改善了么?——來(lái)自1997—2011年CHNS數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 人口與經(jīng)濟(jì), 2017, (2): 120-130.

[18] Arulampalam W., Booth A. Who Gets over the Training Hurdle? A Study of the Training Experiences of Young Men and Women in Britain[J]. Journal of Population Economics, 1997, 10(2): 197-217.

[19] 邵敏, 武鵬. 出口貿(mào)易、人力資本與農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性——兼議我國(guó)產(chǎn)業(yè)和貿(mào)易的升級(jí)[J]. 管理世界, 2019, (3): 99-113.

[20] Wang W., Famoye F. Modeling Household Fertility Decisions with Generalized Poisson Regression[J]. Journal of Population Economics, 1997, 10(3): 273-283.

[21] ILO. Seventeenth International Conference of Labor Statisticians[R]. Report Presented at the International Labor Office, Geneva, 2004.

[22] 王天宇, 彭曉博. 社會(huì)保障對(duì)生育意愿的影響: 來(lái)自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2015, (2): 103-117.

[23] 倪國(guó)華, 蔡昉. 膨脹還是坍塌: 城鎮(zhèn)化對(duì)育齡婦女生育規(guī)劃的影響研究[J]. 中國(guó)軟科學(xué), 2015, (6): 45-55.

[24] Budig M., England P. The Wage Penalty for Motherhood[J]. American Sociological Review, 2001, (66): 204-225.

[25] Gunther I., Launov A. Informal Employment in Developing Countries: Opportunity or Last Resort?[J]. Journal of Development Economics, 2012, 97(1): 88-98.

[26] Mcelroy M., Yang D. T. Carrots and Sticks: Fertility Effects of China’s Population Policies[J]. American Economic Review, 2000, 90(2): 389-392.

[27] 陳祎, 劉陽(yáng)陽(yáng). 勞動(dòng)合同對(duì)于進(jìn)城務(wù)工人員收入影響的有效性分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊), 2010, (2): 301-326.

[28] 杜鵬程, 徐舒, 吳明琴. 勞動(dòng)保護(hù)與農(nóng)民工福利改善——基于新《勞動(dòng)合同法》的視角[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2018, (3): 66-80.