我國就業(yè)穩(wěn)定性的變遷及其影響因素

孟凡強(qiáng)　吳江

摘要：（中）摘要基于2008年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，本文考察了我國就業(yè)穩(wěn)定性的變遷及其影響因素，研究發(fā)現(xiàn)改革開放以來我國就業(yè)穩(wěn)定性呈現(xiàn)下降趨勢，并且這種下降主要?dú)w因于工人主動離職風(fēng)險的提高，這雖然是勞動力市場流動性提高的表現(xiàn)，但這種流動是一種低層次的流動，低學(xué)歷工人、低職位工人、私企工人、女性工人等弱勢群體成為勞動力市場上流動勞動力的主體。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因在于利益訴求機(jī)制的缺失導(dǎo)致“用腳投票”成為多數(shù)弱勢工人群體實現(xiàn)利益訴求的主要途徑。這一低層次的流動形式不利于工人人力資本的積累，有可能造成勞動力市場的低水平均衡狀態(tài)，并帶來失業(yè)及勞資沖突等一系列問題。因此，提高就業(yè)穩(wěn)定性，保護(hù)勞動力市場上弱勢工人群體的利益，構(gòu)建富有彈性的雇傭關(guān)系是我國勞動力市場改革的新目標(biāo)。

關(guān)鍵詞：（中）關(guān)鍵詞就業(yè)穩(wěn)定性；任職期；離職

中圖分類號：（中）中圖分類號F2414文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000-4149（2013）05-0079-10

收稿日期：（中）收稿日期2012-12-20；修訂日期：（中）修回日期2013-04-09

基金項目：（中）基金項目廣東省社科規(guī)劃項目（GD10CYJ003、GD12CGL02）；廣東省普通高校人文社會科學(xué)重大攻關(guān)項目（11ZGM79002）；廣東教育廳人文社科基金項目（K1124610）。

作者簡介：（中）作者簡介 孟凡強(qiáng)（1982-），山東德州人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，仲愷農(nóng)業(yè)工程學(xué)院管理學(xué)院講師。研究方向：勞資關(guān)系、人力資源管理等。

正文勞動力市場中的就業(yè)穩(wěn)定性與流動性問題一直是西方成熟市場經(jīng)濟(jì)國家理論界和政策制定者關(guān)注的重要問題。如果勞動力市場中的就業(yè)群體不能獲得高質(zhì)量、穩(wěn)定的工作，始終在就業(yè)和失業(yè)的邊界上轉(zhuǎn)換，那么勞動力市場上隨時會產(chǎn)生大量的失業(yè)人群。人力資本理論認(rèn)為穩(wěn)定的雇傭關(guān)系是員工人力資本（尤其是企業(yè)專用性人力資本）積累的必要條件，而專用性人力資本則是企業(yè)賴以生存的關(guān)鍵性資源，同時也是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要推動力。因此，就業(yè)穩(wěn)定性問題不僅會影響到勞動者自身的收入水平和福利狀況以及企業(yè)的競爭力，而且還將影響到整個社會的穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

在改革開放以前的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)體制下，我國并不存在嚴(yán)格意義上的勞動力市場，國家通過行政指令進(jìn)行勞動力資源的配置，僵化的就業(yè)體制帶來的是經(jīng)濟(jì)的低效率。始于20世紀(jì)80年代的勞動力市場改革旨在消除計劃經(jīng)濟(jì)體制下形成的勞動力資源配置剛性，以雙向選擇取代固定用工制度，增加勞動力資源配置的靈活性和合理性，提高勞動力資源配置的效率和整體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率[1]。這是中國30多年來經(jīng)濟(jì)快速增長的秘訣之一，但由此帶來的另一后果是勞動力的高流動性和勞動者就業(yè)的不穩(wěn)定性。就業(yè)的不穩(wěn)定性增加了企業(yè)與員工專用性人力資本投資的風(fēng)險，降低了專用性人力資本投資的動力，人力資本投資的不足有可能使經(jīng)濟(jì)陷入“低技能、低產(chǎn)品質(zhì)量”的陷阱。因此，如何提高就業(yè)穩(wěn)定性，構(gòu)建富有彈性的雇傭關(guān)系，成為我國勞動力市場改革的新目標(biāo)。本文將嘗試通過對個體工作經(jīng)歷調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究，分析我國勞動力市場上就業(yè)穩(wěn)定性的形態(tài)變化及其影響因素，為勞動力市場改革的進(jìn)一步推進(jìn)提供意見參考。

一級標(biāo)題一、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

在西方發(fā)達(dá)國家，關(guān)于就業(yè)穩(wěn)定性問題研究的文獻(xiàn)較多，不同國家的學(xué)者對本國就業(yè)穩(wěn)定性的變遷進(jìn)行了大量研究，大多數(shù)研究都是實證性質(zhì)的。早期美國學(xué)者考察了20世紀(jì)70年代至90年代早期美國就業(yè)穩(wěn)定性的變化趨勢，并未發(fā)現(xiàn)明顯的下降趨勢[2～3]。但其后相關(guān)學(xué)者的研究則發(fā)現(xiàn)了美國就業(yè)穩(wěn)定性的下降趨勢[4～6]。英國學(xué)者對本國就業(yè)穩(wěn)定性研究也存在不同的結(jié)論。伯吉斯和瑞斯（Burgess & Rees）運(yùn)用英國綜合住戶調(diào)查數(shù)據(jù)（GHS）發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)70年代中期到90年代中期，英國的就業(yè)穩(wěn)定性并未改變[7]。然而，格雷格和沃茲沃思（Gregg and Wadsworth）運(yùn)用英國勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)（BLFS）研究了同一時期的就業(yè)穩(wěn)定性，卻得出了就業(yè)穩(wěn)定性下降的結(jié)論[8]。格雷格和沃茲沃思進(jìn)一步將樣本觀察期擴(kuò)展到2000年，同樣發(fā)現(xiàn)了就業(yè)穩(wěn)定性的下降趨勢[9]。其他國家的學(xué)者也對本國的就業(yè)穩(wěn)定性進(jìn)行了研究。吉沃爾和莫林（Givor and Maurin）分析了1982～2002年間法國非自愿離職風(fēng)險的變化，發(fā)現(xiàn)20世紀(jì)90年代非自愿離職的風(fēng)險高于80年代，即使在控制了宏觀經(jīng)濟(jì)因素之后，法國勞動力市場中的就業(yè)穩(wěn)定性仍然有明顯的下降趨勢[10]。曹和克姆（Cho and Keum）運(yùn)用韓國勞動力與收入的面板數(shù)據(jù)實證研究了1997年金融危機(jī)及復(fù)蘇期間韓國就業(yè)穩(wěn)定性的動態(tài)變化，發(fā)現(xiàn)1997年危機(jī)期間韓國就業(yè)穩(wěn)定性大幅下降，并且再也沒能恢復(fù)到危機(jī)前的水平。非正規(guī)就業(yè)、短期工和低學(xué)歷水平工人的就業(yè)穩(wěn)定性恢復(fù)比其他群體更慢，從而導(dǎo)致就業(yè)穩(wěn)定性兩極化問題惡化[11]。羅卡寧和烏西塔洛（Rokkanen and Uusitalo）運(yùn)用終身工作歷史數(shù)據(jù)考察了芬蘭1963～2004年間就業(yè)穩(wěn)定性的變化，研究發(fā)現(xiàn)工作終止風(fēng)險在20世紀(jì)90年代早期有所上升，但目前（21世紀(jì)10年代）已恢復(fù)到20世紀(jì)70年代的水平[12]。布拉特貝格（Bratberg）運(yùn)用挪威1986～2002年雇主雇員數(shù)據(jù)庫分析了挪威的就業(yè)穩(wěn)定性，發(fā)現(xiàn)在這一期間工作任職期只有輕微的變化，公共部門的短期任職期比例有所上升，超過8年的任職期比例有所下降，但是就業(yè)穩(wěn)定性的輕微下降并未導(dǎo)致失業(yè)的增加或勞動力退出市場[13]。

國內(nèi)關(guān)于就業(yè)穩(wěn)定性

本文使用的就業(yè)穩(wěn)定性（employment stability）概念，與國外文獻(xiàn)中工作穩(wěn)定性（job stability）的概念基本相同，國內(nèi)學(xué)者用就業(yè)穩(wěn)定性概念較多，因此，本文沿用這一概念。的研究尚處于開始階段，相關(guān)文獻(xiàn)較少。翁杰等利用2006年的調(diào)查數(shù)據(jù)研究了大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)穩(wěn)定性的現(xiàn)狀和演變趨勢，以及導(dǎo)致就業(yè)穩(wěn)定性變遷的原因。研究發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)90年代以來，大學(xué)畢業(yè)生的就業(yè)穩(wěn)定性在不斷下降，尤其是2003年以后。1999年開始的高等教育規(guī)模擴(kuò)展改變了大學(xué)畢業(yè)生勞動力市場的供需狀況，導(dǎo)致了工作轉(zhuǎn)換概率的上升和就業(yè)穩(wěn)定性的下降。另外，以就業(yè)率為導(dǎo)向的就業(yè)政策也是引致就業(yè)不穩(wěn)定的一個因素[14]。陳昭玖等對新生代農(nóng)民工就業(yè)情況進(jìn)行了調(diào)研，并對調(diào)研數(shù)據(jù)采用Logit模型對新生代農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明，新生代農(nóng)民工的就業(yè)特征與傳統(tǒng)農(nóng)民工相比存在較大的差異，普遍表現(xiàn)出就業(yè)穩(wěn)定性差的現(xiàn)象；新生代農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性受年齡、擇業(yè)機(jī)會識別、工資、企業(yè)用工環(huán)境等多種因素的影響。其中，年齡、工資、企業(yè)用工環(huán)境與新生代農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性呈正相關(guān)，擇業(yè)機(jī)會識別與新生代農(nóng)民工就業(yè)穩(wěn)定性呈負(fù)相關(guān)[15]。

通過文獻(xiàn)的回顧可以發(fā)現(xiàn)，由于數(shù)據(jù)的可得性國外關(guān)于就業(yè)穩(wěn)定性的研究較為豐富。不同學(xué)者運(yùn)用不同的數(shù)據(jù)庫對不同國家不同階段就業(yè)穩(wěn)定性的變遷進(jìn)行了深入的研究。但國內(nèi)關(guān)于就業(yè)穩(wěn)定性研究的文獻(xiàn)相對較少，現(xiàn)有研究多是對于某一特定群體如大學(xué)生、新生代農(nóng)民工的就業(yè)穩(wěn)定性的研究，尚缺乏對我國工人整體就業(yè)穩(wěn)定性問題的實證研究。針對這一問題，本文擬采用2008年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)庫對我國工人就業(yè)穩(wěn)定性的變遷問題進(jìn)行嘗試性研究。中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)庫是一項全國范圍內(nèi)的、大型的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)庫，樣本涉及全國28個省市，這使得我們可以從總體層面上考察我國工人的就業(yè)穩(wěn)定性問題。

相比就業(yè)穩(wěn)定性變化趨勢的分析，就業(yè)穩(wěn)定性影響因素的研究顯得更為復(fù)雜。本文根據(jù)前人的研究，提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：進(jìn)入勞動力市場時間

工人進(jìn)入勞動力市場的時間是指工人開始從事第一份工作的時間。越晚的工人群體，其整體就業(yè)穩(wěn)定性越低。

我國于20世紀(jì)80年代開始進(jìn)行勞動力市場改革，改革的方向是為過于剛性的勞動力市場注入靈活性，以雙向選擇取代固定用工制度，提高勞動力資源配置的效率和整體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率。制度的變遷將從供給和需求兩個方面影響就業(yè)穩(wěn)定性，鑒于我國勞動力市場改革的方向性，本文認(rèn)為開始工作時間越晚的工人群體，其整體就業(yè)穩(wěn)定性越低。

假設(shè)2：工人個體特征對就業(yè)穩(wěn)定性有顯著影響。

從供給的角度來看，當(dāng)工人終止一份工作的預(yù)期效用大于當(dāng)前工作獲得的效用水平加上工作轉(zhuǎn)換的成本的時候，理性的工人將選擇離開當(dāng)前的工作。由于男性和女性在工作轉(zhuǎn)換的機(jī)會和成本方面存在差異，因此，就業(yè)穩(wěn)定性可能會存在性別差異[16]，如女性工人由于照顧家庭的原因主動離職的可能性更大；根據(jù)工作搜尋理論，為更多地了解勞動力市場，探尋個人更適合哪一種工作，年輕工人轉(zhuǎn)換工作的可能性更大，因此，年齡越大的工人主動離職的可能性越小 [17]。

假設(shè)3：企業(yè)特征對就業(yè)穩(wěn)定性有顯著影響。

從需求的角度來看，當(dāng)企業(yè)終止一份工作的收益大于繼續(xù)這份工作的收益加上終止成本時，企業(yè)將選擇終止這份工作，不同類型（如行業(yè)、所有制等）的企業(yè)在終止工作方面的收益與成本不同，因此，企業(yè)類型也是影響就業(yè)穩(wěn)定性的重要因素之一。根據(jù)人力資本理論，工人專用性人力資本的積累與任職期正相關(guān)，專用性人力資本投資的利益共享機(jī)制降低了工人的離職傾向[18～19]。與政府和社會組織的培訓(xùn)相比，企業(yè)組織的培訓(xùn)更具專用性人力資本投資的特征，因此，企業(yè)培訓(xùn)與工人的主動離職負(fù)相關(guān)。

一級標(biāo)題二、數(shù)據(jù)、模型與方法

二級標(biāo)題1數(shù)據(jù)來源

本文選取工作任職期作為就業(yè)穩(wěn)定性的衡量指標(biāo)，這一指標(biāo)是國際上較為常用的用于衡量就業(yè)穩(wěn)定性的指標(biāo)[20]。任職期的數(shù)據(jù)來自2008年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)庫中關(guān)于工人工作經(jīng)歷的調(diào)查數(shù)據(jù)。CGSS 2008關(guān)于工人工作經(jīng)歷的調(diào)查是通過工人對其工作經(jīng)歷的回顧來完成的，每個樣本有十份備選工作經(jīng)歷，每份工作經(jīng)歷均涉及開始年份與結(jié)束年份，以及所在單位及個人的其他特征變量。這種工作歷史數(shù)據(jù)提供了工人從開始第一份工作到調(diào)查時的所有工作經(jīng)歷，這使得我們可以考察不同群體的任職期。由于本文的研究對象是工作任職期，因此，只選取了有過正式工作經(jīng)歷的樣本，共3626個，樣本涉及全國28個省市，其中男性樣本1903個，女性樣本1723個。

二級標(biāo)題2模型與方法

本文選取工作的任職期作為就業(yè)穩(wěn)定性的測算指標(biāo)，由于部分工作在調(diào)查的時候還未結(jié)束，工人任職期的數(shù)據(jù)存在截尾，因此，本文采用乘數(shù)極限法估計每份工作任職期的均值和中位數(shù)，據(jù)此來研究就業(yè)穩(wěn)定性的變化趨勢。在就業(yè)穩(wěn)定性影響因素的分析方面，本文區(qū)分了三種不同的離職方式，并分別考察了三種離職方式的影響因素，第一種為主動離職（quit），主要是指工人的主動辭職行為，樣本數(shù)為1311個；第二種為被動離職（layoff），該類別的離職方式包括組織調(diào)動、單位勸離和單位開除，樣本數(shù)為433個；第三種為其他原因的離職（others），主要包括合同到期、健康問題、離/退休以及其他原因的離職，樣本數(shù)為774個。

在就業(yè)穩(wěn)定性影響因素的分析方面，由于存在三種競爭性的離職方式，因此，本文選用競爭風(fēng)險模型（competing risk model）半?yún)?shù)估計方法估計三種離職方式的影響因素，模型形式如下：

根據(jù)前面的假設(shè)，勞動力市場改革的政策效應(yīng)、工人個體特征及企業(yè)特征都是影響就業(yè)穩(wěn)定性的因素，本文以進(jìn)入勞動力市場的時間（4個虛擬變量，以1978年以前進(jìn)入勞動力市場的工人為基組）來衡量勞動力市場改革的政策效應(yīng)。以進(jìn)入勞動力市場的年齡、性別、受教育程度（4個虛擬變量，以初中及以下教育程度為基組）和職業(yè)類型（8個虛擬變量，以初級職員為基組）作為工人個體特征變量。而企業(yè)方面的特征變量則包括單位所有制（5個虛擬變量，選取集體或集體控股企業(yè)為基組）、單位培訓(xùn)（4個虛擬變量，選取完全沒有培訓(xùn)為基組）

根據(jù)研究需要，本文對數(shù)據(jù)庫中的變量進(jìn)行了分類處理，受教育程度分為初中及以下、高中學(xué)歷、大學(xué)學(xué)歷和研究生及以上四個層次，其中初中及以下包含沒有受過教育、私塾、小學(xué)、初中四類樣本，高中學(xué)歷包括職業(yè)高中、普通高中、中專、技校四類樣本，大學(xué)學(xué)歷包括成人大專、普通大專、成人本科和普通本科四類。在職業(yè)類型方面，本文將專業(yè)人員和技術(shù)人員合并為一組，另外，由于軍人職業(yè)的特殊性質(zhì)，本文未將其考慮在內(nèi)。在單位所有制方面，本文將港澳臺資合并到了外資樣本中，不做區(qū)分。由于數(shù)據(jù)的限制，本文未能將行業(yè)和工資等影響因素包含在內(nèi)，從而使估計結(jié)果不可避免地存在一定程度的偏誤。。表1為變量的描述性統(tǒng)計。

一級標(biāo)題三、我國的就業(yè)穩(wěn)定性在下降嗎

我們首先用乘數(shù)極限法對工作任職期進(jìn)行了估計，出于研究就業(yè)穩(wěn)定性變化趨勢的需要，本文將工人樣本按進(jìn)入勞動力市場的時間進(jìn)行了分組。由于重點(diǎn)研究的是20世紀(jì)80年代勞動力市場改革之后就業(yè)穩(wěn)定性的變遷，因此，將1978年以前開始工作的作為第一組，將1978年以后進(jìn)入勞動力市場的樣本分為三組：1979～1988年為一組，1989～1998年為一組，1999～2008年為一組。

本文對樣本工人的工作經(jīng)歷數(shù)進(jìn)行了統(tǒng)計，擁有四份工作經(jīng)歷的工人比例在3%左右，這一數(shù)值并不足以支持乘數(shù)極限法的估算，因此，本文只對前三份工作的任職期進(jìn)行了估計，但本文認(rèn)為，這已足以說明我們要考察的問題。（估計結(jié)果見表2）。從表2可以看出，進(jìn)入勞動力市場的時間越晚的群體，其每份工作的任職期（無論是平均任職期還是中位任職期）越短。對于第一份工作，1978年以前進(jìn)入勞動力市場的工人平均任職期為2165年，1978年之后的第一個十年工人的平均任職期下降為1554年，第二個十年下降為989年，進(jìn)入新千年后工人平均任職期下降到520年，這說明隨著我國勞動力市場改革的推進(jìn)，工人的任職期不斷縮短，就業(yè)穩(wěn)定性不斷下降。從相同群體不同工作序數(shù)的比較來看，隨著工作數(shù)的增加，任職期不斷縮短，這也印證了就業(yè)穩(wěn)定性下降的結(jié)論。

二級標(biāo)題2不同性別、不同離職類型任職期的估計

本文進(jìn)一步對不同性別、不同離職類型的任職期進(jìn)行了估計，估計結(jié)果見表3。從表3我們可以看出，總體上看，進(jìn)入勞動力市場的時間越晚的工人群體，其整體的工作任職期越短，這一結(jié)論對于不同性別的三種離職類型均成立。被動離職的工人任職期比主動離職的工人任職期長，這一點(diǎn)對于所有男性工人和1978年以后進(jìn)入勞動力市場的女性工人均成立。通過不同性別相同離職類型任職期的比較，我們沒有發(fā)現(xiàn)明顯的時間趨勢。從離職比例數(shù)據(jù)來看，無論是男性工人還是女性工人，進(jìn)入勞動力市場的時間越晚的工人群體，其主動離職的比例越高；另外，女性工人主動離職的比例始終高于男性工人。在被動離職方面，被動離職的比例隨時間的推移呈現(xiàn)下降趨勢，男性工人被動離職的比例高于女性。

一級標(biāo)題四、就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素及性別差異

哪些因素導(dǎo)致了就業(yè)穩(wěn)定性的下降，哪些因素影響了不同離職行為的發(fā)生，就業(yè)穩(wěn)定性是否存在性別差異，為回答上述問題，下面利用競爭風(fēng)險模型對不同性別三種離職方式的影響因素進(jìn)行了估計，估計結(jié)果見表4

由于數(shù)據(jù)的限制，估計的結(jié)果僅針對第一份工作。。

二級標(biāo)題1就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素分析

三級標(biāo)題（1）勞動力市場改革的政策效應(yīng)。

從估計結(jié)果可以看出，在控制了其他因素之后，進(jìn)入勞動力市場的時間對于所有形式的離職都是一個顯著的決定因素（基組是1978年以前進(jìn)入勞動力市場的工人群體），無論是男性還是女性這一因素都有很高的顯著性。在主動離職的樣本中，總體上來看，進(jìn)入勞動力市場的時間越晚，其回歸系數(shù)越大，這表明無論是男性還是女性，進(jìn)入勞動力市場的時間越晚，主動離職的可能性越大。對于被動方式的離職，所有回歸系數(shù)均為負(fù)值，這表明與1978年以前進(jìn)入勞動力市場的群體相比，1978年以后進(jìn)入勞動力市場的群體更不易于以被單位解雇的方式結(jié)束工作，并且進(jìn)入勞動力市場越晚，被動離職的風(fēng)險越低，對于其他方式的離職，我們也可以得到與被動離職相同的結(jié)論。這說明我國就業(yè)穩(wěn)定性的下降趨勢主要表現(xiàn)為工人主動離職風(fēng)險的提高。

三級標(biāo)題（2）年齡、受教育程度及職業(yè)類型。

在其他因素中，年齡對于主動離職和其他原因離職（無論是男性還是女性）的影響都是顯著的，并且年齡對主動離職的影響是負(fù)向的，這說明年齡越大，越不易于以主動離職的方式結(jié)束工作，這也驗證了前面的假設(shè)。年齡對于其他原因的離職的影響是正向的，這是由于其他原因的離職中包含了離/退休、健康原因等因素，這些因素均與年齡有較強(qiáng)的相關(guān)性。而對于被動離職來說，年齡越大的男性工人被動離職的風(fēng)險越高。在受教育程度方面，與初中及

以下教育程度相比，更高的教育程度降低了工人主動離職的風(fēng)險，這一結(jié)論對男性工人和女性工人均適用，并且這一結(jié)果總體是顯著的。通過系數(shù)間的比較我們可以發(fā)現(xiàn)，受教育程度越高，主動離職的風(fēng)險就越低。在被動離職方面，研究生及以上學(xué)歷的工人被動離職的風(fēng)險較低。在其他方式的離職方面，與初中及以下學(xué)歷相比，更高的學(xué)歷降低了工人其他方式離職的風(fēng)險，這一點(diǎn)對于研究生及以上學(xué)歷的工人尤為明顯。另外，職業(yè)類型也是影響工人離職行為的一個因素。男性管理者、專業(yè)技術(shù)工人、一般職員和操作工人、女性專業(yè)技術(shù)人員的主動離職風(fēng)險均顯著低于基組（初級職員）。

三級標(biāo)題（3）企業(yè)特征因素。

在企業(yè)特征的影響因素中，與集體企業(yè)相比，國有企業(yè)工人主動離職的風(fēng)險相對較低，但工人被動離職和其他方式離職的風(fēng)險較高，本文認(rèn)為出現(xiàn)這一結(jié)果的原因是我國勞動力市場改革過程中，國有企業(yè)的改制導(dǎo)致大批工人下崗。而私有企業(yè)工人主動離職的風(fēng)險高于集體企業(yè)，被動離職和其他方式離職的風(fēng)險低于集體企業(yè)，關(guān)于這一結(jié)果的解釋，本文認(rèn)為，由于私有企業(yè)中工人組織力量（如工會）的弱小，從而使得私有企業(yè)不斷通過壓低工人待遇的方式來增加利潤空間，最終導(dǎo)致工人以“用腳投票”的方式離開企業(yè)。在單位培訓(xùn)方面，企業(yè)組織的培訓(xùn)降低了工人主動離職和被動離職的風(fēng)險，這說明作為人力資本投資重要形式的企業(yè)培訓(xùn)能夠降低工人的流動性，提高工作的穩(wěn)定性，但這一結(jié)果僅對男性工人的主動離職影響顯著。政府和社會組織的培訓(xùn)都降低了工人主動離職的風(fēng)險，但這種影響并不顯著。

二級標(biāo)題2就業(yè)穩(wěn)定性的性別差異

男性工人與女性工人在就業(yè)穩(wěn)定性方面存在差異，比如女性更容易因照顧孩子或其他家庭因素停止工作，通過前面對原始數(shù)據(jù)的分析我們已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，女性主動離職的比例高于男性，被動離職的比例低于男性，并且這種性別差異在我們考察的整個期間（包括勞動力市場改革以來的30年）均存在。但當(dāng)我們控制其他因素之后，這種性別差異是否仍然存在？為考察這一問題，本文利用混合樣本重新估計了一組方程。首先，我們在基本模型變量的基礎(chǔ)上加入了性別虛擬變量，估計結(jié)果見表5中的a組

由于篇幅限制，表5只列出了性別及性別與進(jìn)入勞動力市場時間的交乘項。。從a組方程我們可以看出，女性工人主動離職的風(fēng)險顯著高于男性，而被動離職的風(fēng)險顯著低于男性，這進(jìn)一步印證了前面對原始數(shù)據(jù)分析的結(jié)果。

為進(jìn)一步考察不同群體之間男女性在就業(yè)穩(wěn)定性方面的差異，b組方程在基本模型的基礎(chǔ)上加入了性別與進(jìn)入勞動力市場時間的交乘項，結(jié)果顯示女性工人的離職行為（包括主動離職、被動離職和其他離職）與男性工人的差異并沒有明顯的時間趨勢。相比對應(yīng)群體的男性工人而言，女性工人的主動離職風(fēng)險相對較高，這一結(jié)果對于1989～1998年和1999～2008年兩個時間段的群體而言是顯著的，但是不同時間段相對風(fēng)險之間的差別并不明顯。在被動離職方面，女性工人比對應(yīng)男性群體的離職風(fēng)險小。另外，1978年以前進(jìn)入勞動力市場的女性工人以其他方式離職的風(fēng)險顯著高于對應(yīng)的男性群體。

二級標(biāo)題3穩(wěn)健性檢驗

在考察就業(yè)穩(wěn)定性的性別差異部分，本文在基本模型的基礎(chǔ)上分別加入了性別虛擬變量和性別與進(jìn)入勞動力市場時間的交乘項，利用混合樣本重新估計了a組和b組兩組方程，方程估計結(jié)果與基本模型估計結(jié)果的基本結(jié)論一致，因此，基本模型所得結(jié)論是穩(wěn)健的。

一級標(biāo)題五、結(jié)論與討論

本文運(yùn)用CGSS 2008關(guān)于工人工作經(jīng)歷的調(diào)查數(shù)據(jù)考察了我國工人就業(yè)穩(wěn)定性的變化趨勢，重點(diǎn)考察了1978年改革開放以后就業(yè)穩(wěn)定性的變化。在就業(yè)穩(wěn)定性衡量指標(biāo)方面，本文選取了國際上常用的任職期指標(biāo)。由于任職期數(shù)據(jù)的截尾特征，本文選取了乘數(shù)極限法估計任職期均值和中位數(shù)，并利用競爭風(fēng)險模型考察了就業(yè)穩(wěn)定性的影響因素和性別差異，所得結(jié)論基本驗證了前面所提假設(shè)。這些結(jié)論主要包括：進(jìn)入勞動力市場時間越晚的工人群體，其整體的工作任職期越短；隨著工作經(jīng)歷數(shù)的增加，工人每份工作的任職期不斷縮短，這些都表明改革開放以來我國就業(yè)穩(wěn)定性呈現(xiàn)下降的趨勢；無論是對于男性工人還是女性工人，進(jìn)入勞動力市場的時間越晚，主動離職的風(fēng)險越高，被動離職及其他離職的風(fēng)險越低，這說明我國就業(yè)穩(wěn)定性的下降主要是由于工人主動離職風(fēng)險的提高。另外，年齡越大，主動離職的風(fēng)險就越低；受教育程度越高，主動離職的風(fēng)險越低；男性管理者、專業(yè)技術(shù)工人、一般職員和操作工人，女性專業(yè)技術(shù)人員的主動離職風(fēng)險均顯著低于初級職員；與集體企業(yè)相比，私有企業(yè)工人主動離職的風(fēng)險較高；在單位培訓(xùn)方面，企業(yè)組織的培訓(xùn)降低了男性工人主動離職的風(fēng)險；就業(yè)穩(wěn)定性存在性別差異，女性工人主動離職的風(fēng)險顯著高于男性，而被動離職的風(fēng)險顯著低于男性，但女性工人的離職行為與男性工人的差異并沒有表現(xiàn)出明顯的時間趨勢。

總體上看，隨著勞動力市場改革的推進(jìn)，我國的就業(yè)穩(wěn)定性呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，并且這種下降主要表現(xiàn)為工人主動離職風(fēng)險的提高，這雖然是勞動力市場流動性提高的表現(xiàn)，但這種流動是一種低層次的流動，低學(xué)歷工人、低職位工人、私企工人、女性工人等弱勢群體成為勞動力市場上流動勞動力的主體，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因在于利益訴求組織與機(jī)制（如工會組織、工資協(xié)商機(jī)制）的缺失導(dǎo)致“用腳投票”成為多數(shù)弱勢工人群體利益訴求的主要途徑。這種低層次的流動不利于工人人力資本尤其是專用性人力資本的積累，有可能造成勞動力市場的低水平均衡狀態(tài)，同時也會帶來失業(yè)及勞資沖突等一系列問題。因此，如何提高就業(yè)穩(wěn)定性，保護(hù)勞動力市場上弱勢工人群體的利益，構(gòu)建穩(wěn)定、和諧的勞資關(guān)系成為我國勞動力市場改革的新目標(biāo)。2008年《勞動合同法》的實施標(biāo)志著我國勞動力市場的改革進(jìn)入一個新的階段，改革的方向由靈活性向靈活安全性轉(zhuǎn)型，鑒于目前我國勞動力市場上勞資雙方“強(qiáng)資弱勞”的力量格局，《勞動合同法》的出臺更多的是為了保護(hù)勞動者的相關(guān)權(quán)益，提高勞動力市場上的就業(yè)保護(hù)力度，平衡勞資雙方的力量對比，構(gòu)建和諧、穩(wěn)定的勞資關(guān)系。但需要注意的是，這一改革方向與目前歐洲發(fā)達(dá)國家的改革方向相反，歐洲勞動力市場中過度的就業(yè)保護(hù)被認(rèn)為是導(dǎo)致持續(xù)高失業(yè)率的原因，因此，從20世紀(jì)80年代起絕大多數(shù)歐洲國家開始降低就業(yè)保護(hù)力度，增加勞動力市場的靈活性，構(gòu)建富有彈性的雇傭關(guān)系。因此，在進(jìn)一步改革的過程中應(yīng)借鑒歐洲發(fā)達(dá)國家勞動力市場改革的經(jīng)驗，避免過度就業(yè)保護(hù)問題及高失業(yè)率的問題。如何構(gòu)建富有彈性的雇傭關(guān)系，實現(xiàn)勞動力市場的靈活安全性轉(zhuǎn)型是一個有待進(jìn)一步研究的問題。

本文由于數(shù)據(jù)的限制使得分析結(jié)果可能存在一定的偏差。如本文所使用的數(shù)據(jù)屬于回顧數(shù)據(jù)，并且在任職期方面只有年份數(shù)據(jù)而沒有月份數(shù)據(jù)，同時行業(yè)和工資數(shù)據(jù)的缺乏也使得本文的分析存在一定的誤差。另外由于樣本的限制，本文在就業(yè)穩(wěn)定性影響因素分析的部分用對第一份工作影響因素的考察來代替整體就業(yè)穩(wěn)定性的考察也使得研究的結(jié)論有可能存在偏差。上述問題有待在今后的研究中進(jìn)一步改善。

（致謝：本論文使用數(shù)據(jù)全部來自中國國家社會科學(xué)基金資助的“中國綜合社會調(diào)查（CGSS）”項目。該調(diào)查由中國人民大學(xué)社會學(xué)系與香港科技大學(xué)社會學(xué)部執(zhí)行，項目主持人為李路路教授、邊燕杰教授。作者感謝上述機(jī)構(gòu)及其人員提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本論文內(nèi)容由作者自行負(fù)責(zé)。）

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