我国城镇居民自愿性工作流动的影响因素分析——基于Cox比例风险模型的研究，本文主要内容关键词为：自愿性论文,城镇居民论文,模型论文,比例论文,因素论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F241.4 文献标识码：A 文章编号：1003-5230(2013)05-0047-07
自劳动经济学产生以来，劳动力流动问题就是学界研究的重点之一。劳动力只有实现了自由流动才能达到劳动力资源的最佳配置，充分发挥其作用，实现“人尽其才，才尽其用”，最大限度地促进经济发展和提高个人收入。劳动力迁移作为人力资本投资的一个重要方面，对促进现代社会的经济发展起着越来越重要的作用。而个体工作流动是劳动力迁移的形式之一，因此从理论上来说，研究个体工作流动，有利于完善人力资本理论。西方国家对个体工作流动的研究已经比较成熟，学者们应用工作匹配、工作搜寻、专用性人力资本等理论对工作流动的相关问题进行了广泛的研究。而国内有关工作流动的研究主要集中在劳动力流动的宏观层面，多针对城乡劳动力流动展开，微观个体工作流动层面的研究明显不足。20世纪90年代以前，我国长期实行计划经济体制，人们形成了追求稳定、规避风险的工作观念，宁愿一辈子固守不满意的工作单位，也不愿意去寻找一个更适合自己的工作，工作流动的现象较少出现。而随着我国城乡劳动力市场一体化的推进，在择业自由的市场经济体制下，个体对自己的工作有了更大的选择权，越来越多的人开始寻找和更换工作，自愿性工作流动现象比比皆是。对个人来说，流动能为自己带来什么样的收益、何时应该流动，对企业而言，采取哪些措施能减少员工的向外流动问题，个人和企业可能都没有足够的信息去全面充分的了解。因此，对影响个体工作流动的各种因素进行研究，可以为个体做出正确的工作流动决策以及企业完善用工制度提供参考。
一、文献回顾
从国外文献来看，学者们多从供给、需求和制度文化角度对工作流动的影响因素进行研究，主要思路是以专用性人力资本、工作匹配和工作搜寻理论为基础，构建计量模型，考察特定因素如受教育程度、年龄、性别、培训、任期、收入、非货币工作特征、文化和制度等对工作流动的影响。如Parson以专用性人力资本理论为基础，分析了受教育程度对工作流动的影响[1]。Mincer和Jovanovic利用人力资本理论和工作搜寻理论对员工整个生命周期内在公司间的流动进行了考察，发现工作流动次数和工作年限间呈现先陡峭、稍后减速下降的关系；给定任期水平，工作流动和先前的流动经历正相关，与受教育程度负相关[2]。Veum考察了培训对工作任期和流动的影响，研究发现公司培训与个体受教育水平、能力、工作任期正相关；非雇主资助的培训会增加工作流动；对于公司培训能降低工作流动性的论点实证支持不足[3]。近年来，工作流动的性别差异一直受到学者们的关注，Fuller的研究表明，男性和女性工作流动差异与其本身的劳动力附着(受雇时间占进入劳动力市场总时间的百分比)和家庭情况相关，劳动力市场附着较低的工人工作流动性低，女性已婚和有孩子会降低工作流动率[1]。收入在工作流动研究中也是不可忽视的一个因素。Bachmann、Bauer和David的研究表明劳动力市场新进入者的收入低于平均起薪时更可能产生工作流动[5]。Green通过研究发现了不对称效应：相对于中等水平而言，低的福利或工作满意度与较高的辞职率有关，但高福利或工作满意度并不会显著降低辞职率[6]。此外，还有一些学者研究了文化和制度因素对工作流动的影响，如Block的研究表明，工会谈判下的劳动力供给(union-negotiated seniority provision)模式能显著地降低辞职率[7]；Stroupe、Eleanor和Thomas的研究则发现医疗保险会降低劳动力的辞职率[8]。对于工作流动影响因素的研究，国外的文献已经相当丰富，但我国学界对微观个体工作流动的研究还很匮乏，尤其是在实证研究方面，目前仅有极少数文献涉及个体工作流动的研究[9][10]，因此亟待学界对我国个体工作流动问题进行更多有益的探索。
二、自愿性工作流动：概念辨析与研究方法
在劳动力流动的研究中，与工作流动相关的两个概念需要加以区别，即职业流动和就业流动。工作流动，是指个体从一个工作单位转换到另一个工作单位，或者说工人的雇主发生了改变。按照工作流动的性质，劳动力工作流动可分为辞职和被解雇两种类型。职业流动，是指人们在社会职业分层结构中位置的变动，Sicherman将职业流动分为横向流动和纵向流动(晋升)[1]，也有学者在使用职业流动时并不与工作流动做严格区分[9]。就业流动，是指劳动者跨区域的就业。从某种程度上来说，工作流动包含职业流动和就业流动，但职业流动和就业流动并不一定都属于工作流动，这三个概念既有联系也有区别。笔者认为，工作流动、职业流动和就业流动的涵义有重叠的部分，都是指工作的变换，其区别在于各自强调的重点不一样：工作流动强调隶属单位即工作单位的变换，职业流动强调职业种类的变换，就业流动强调的是空间即就业区域的改变。如果一个人从一地迁到另一地，更换了工作单位，并改变了职业，这种情况下个人的工作变换既是工作流动，也是职业流动，还属于就业流动。但本文所指的工作流动，强调的是工作单位的变换，即更换了雇主，不论他是否改变了职业、更换了就业地点。
自愿工作流动，即辞职，是个体为了实现自身利益而自愿选择流动的行为。个体选择辞职与否是一个二元问题，对于辞职的计量分析可以采用二值响应的Logit或Probit模型，如宋月萍曾使用Logit模型对职业流动中的性别差异进行了分析[9]。研究辞职需要考虑两个因素：一是辞职事件发生的概率，二是工人辞职时的任期。但在某一固定时点上研究工人辞职时，会发现样本中有很大一部分劳动者没有辞职，他们还在原单位工作，无法推知他们什么时候辞职，也无从知道他们的工作任期。这种情况下适宜采用生存分析的计量方法，因为它允许截取数据存在，即到观察期结束时，对有些个体而言(辞职)事件仍然没有发生。从生存分析的角度看，工人一旦进入一个单位工作，就面临着离开单位的风险，这一风险因工人的个体特征不同而不同，也因工作任期的不同而不同。生存分析不仅考虑事件发生(辞职)的可能性，也考虑事件发生的时间(什么时间辞职)，相比仅考虑事件发生可能性的Logit或Probit模型更为合理。
三、模型及变量的选取与处理
工人的辞职决策来自于辞职预期收益和成本的权衡，当有更好的工作机会时，尤其是在工作流动的各种预期收益大于流动成本的情况下，应该果断流动。可以把影响工人辞职决策的因素分为三类：一是工人的个体特征，包括性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、身体健康状况、劳动力市场经验、工作任期等；二是工人所服务的雇主特征，即工作特征，比如雇主能否给工人提供稳定的工作、较高的工资收入、更大的发展空间等，就我国现实状况来看，可以从企业的性质，或者说企业所在的部门、提供的工资水平、企业规模来衡量；三是劳动力市场因素，当劳动力市场比较活跃时，工人对找到一份新工作的信心较强，从而更倾向于辞职。我国的东中西部经济发展不平衡，大城市和中小城市经济发展也有一定差距，因而劳动力市场活跃程度不同，本文以东、中、西部和城市级别来反映劳动力市场的完善程度和劳动力市场状况。另外，我们所使用的CHIP-2002城镇居民调查数据中教育的衡量有受教育年限和受教育水平两种方式，且统计分析发现受教育水平和工人辞职率之间呈倒U形，即随着工人受教育水平的提高，工人的辞职率逐步提高，高中和大专工人的辞职率最高，但到了大学和研究生阶段，工人的辞职率又降低。为了考察教育对辞职的影响，同时比较不同层级教育的影响，对Cox比例风险模型进行Ⅰ、Ⅱ两种模型设定，设定模型Ⅰ中以受教育年限衡量教育，设定模型Ⅱ中以受教育水平衡量教育。
笔者选取CHIP-2002数据有其特殊意义。该数据集提供了样本在2000-2002年工作流动情况的丰富信息，因此选取样本的分析时点应在工作流动前即1999年。1999年是我国进行国企改革的重要时期，在这一背景下研究劳动者的辞职行为能够深刻理解在那一特定历史时期人们做经济决策时的影响因素，并为今后经济转型到一定程度时研究劳动者的工作流动情况提供参考。这里选取的分析对象为2002年底状况与身份是工作或就业的个体，定义2000-2002三年中发生工作转换的工人为工作流动者。在此基础上，将因收入低、工作不稳定、工作条件不好、福利和社会保障不好、合同期满、想自谋职业或工作调动而离开前一个工作单位的工人归为辞职者。
具体的解释变量处理如下：年龄变量取工人1999年时的年龄，即2002年时的报告年龄减3。国外研究表明劳动力市场经验和辞职呈倒U型[2]，因此需在模型中加入劳动力市场经历的平方项。1999年工人的工作经验由1999年减去第一次参加工作的年份计算而来。如果工人1999年第一次参加工作，则取值0.5；若1999年以后参加工作则视为无效样本予以剔除。经处理后，有效样本有9 655个，辞职样本419个。专用性人力资本理论认为，工人在某个企业的任期越长，他的企业专用性人力资本就越大，辞职的机会成本就越高，辞职的概率就越小，工作任期和辞职负相关。1999年工人的工作任期，对于辞职者，可由工人“离开前一个工作单位的年份”减去“进入前一个单位的年份”算得。对于没有工作流动的工人而言，任期等于“2002年底时在现单位工作时间(年)”减去3。同样剔除1999年时工作任期为负数的样本。这样剩下有效样本9 595个，辞职样本406个。在Cox比例风险模型中，任期作为时间变量进入回归模型。回归模型中将工人的工作单位分为公有部门和私有部门，其中党政机关和事业单位、国有独资、城镇集体所有制归为公有部门；城镇私营、城镇个体、中外合资企业、外资企业、国家控股企业、其他股份制企业、农村私营企业、农村个体和其他归为私有部门。对于辞职者，根据工人辞职前工作单位的性质确定；未流动者根据现有单位性质确定。通常而言，城市规模越大，工作选择余地越大，就业机会越多，工人就越可能辞职，大城市工人的辞职率要高于小城市工人，因此将城市规模归于劳动力市场因素。我国经济发展地区不均衡，东部地区经济更发达，就业机会更多，劳动力市场发育更为成熟，因而推断东部地区城镇工人的辞职率要大于中、西部地区的城镇工人。因此将城市所在地区作为解释变量进入CPH模型，以西部为参照，东、中部进入模型。表1给出了进入Cox比例风险模型各个变量的均值和标准差。
四、计量结果分析
笔者根据CPH模型从个体特征、工作特征和劳动力市场特征三个方面来分析影响我国工人辞职的因素，回归结果如表2所示。
(一)个体特征
CPH模型回归结果表明，辞职风险并没有明显的性别差异，年龄、婚姻状况以及受教育水平是影响个体辞职的主要因素。辞职，不论是对辞职者本人还是对其家庭来说都是一件举足轻重的大事。个体年龄越大，辞职的可能性会越低，因为年龄越大，越不愿意冒风险，更习惯于稳定的工作，同时其工作经验也会越多，从而越不易辞职。同样的，为了稳定的工作和生活，已婚者较未婚者更不容易辞职。从回归结果来看，性别系数不显著，说明我国男性和女性工人的辞职行为在统计意义上没有显著差异。这一点和西方发达国家女性辞职率明显高于男性不同，西方女性辞职率较高的主要原因在于女性会因为生育和抚养孩子而退出劳动力市场，因而女性的劳动参与率明显低于男性[1]。而在我国，女性较少因为生育和抚养孩子而辞职，她们长期比较稳定地处于劳动力市场当中，使得男性和女性工人的辞职率没有明显差异。本文的研究结果与宋月萍所得出的职业流动中存在明显的性别差异也不同[9]，原因可能是宋月萍的研究并未区分流动是属于自愿性的还是非自愿的，而这两种情形在流动中表现出对性别的敏感度不同。
国外大量研究表明教育与辞职概率负相关，本文的计量结果却发现，在我国随着工人受教育水平的提高，其辞职的风险增加。受教育年限的系数为正，且在1%的水平上显著。受教育水平每增加1年，工人辞职的风险就会提高5.4%。从受教育层级看，和初中及以下工人相比，受高中和高等教育工人的辞职风险分别是初中及以下工人的152.40%和161.9%，且都在1%的水平上显著。但受中专教育的系数不显著，表明受中专教育工人的辞职风险和初中及以下工人的辞职风险差异不显著。教育对于工人的辞职有正反两种效应：从工作信息搜寻效率和对不均衡状态的配置能力来看，受教育水平越高，工人的配置能力越强，就业机会越多，更容易找到理想工作，因而辞职风险就越高；从专用性人力资本理论角度看，受教育水平高的工人，学习能力强，接受培训的效率高、成本低，往往是企业的重点培训、培养对象，工人受教育水平和接受企业培训之间存在正相关关系，专用性培训对工人辞职有较强的抑制作用。在企业培训制度健全的情况下，受教育水平会表现出对辞职的抑制作用。发达国家工人受教育程度和辞职概率负相关或者不相关，其背景正是发达国家企业健全的培训制度。我国员工接受企业培训的比例较低[13]，使得个体受教育水平对辞职的促进作用更加显著。CHIP-2002数据中用于分析的9 595个工人样本中，截至2002年底，7 080个工人(占73.8%)根本没有接受过培训，接受过培训的2 515名工人的平均培训时间仅为6.13个月，且有1 475名工人接受培训的时间不足3个月。在我国企业培训匮乏的背景下，工人受教育程度高，接受培训少，因而抑制工人辞职的机制不复存在，教育促进工人辞职的机制起到了主要作用。因此在我国，总体上表现出教育和辞职率正相关。
从另一方面来看，中专学历者接受技能型、特色性的专用性教育，形成的多是专用性人力资本，有较强的针对性，同时也有较大的局限性，因而就业面较窄，就业转换困难。而高中和高等教育学历者接受的更多是通用性教育，形成通用性人力资本，就业转换容易，工人拥有更多的选择机会。前者较后者辞职风险更低也从侧面印证了专用性人力资本理论。
(二)工作特征
在现实生活中，较多辞职者辞职的主要动机是为了获得更高的收入，而如果原有工作的收入较高，个体辞职的意愿就会降低，这与本研究的结果相符。回归结果还显示，企业规模系数为负且显著，说明公司规模越大工人的辞职风险越低。在其他条件相同的情况下，500人以上规模的公司工人的辞职风险仅是500人以下规模的公司工人辞职风险的34.8%；私有部门中企业规模对工人辞职的影响更大，前者是后者的27.6%(我们还对不同部门工人的辞职概率进行了回归，篇幅所限，未列出结果)。对于企业而言，规模越大，存在更大的晋升空间，更具有内部劳动力市场的特征。传统理论认为，劳动力资源的优化配置是在劳动力市场竞争中实现的。但在现实经济活动中，大量劳动力资源是由企业内部劳动力市场配置的。在市场经济发展成熟的西方国家，企业内部劳动力市场也是配置劳动力资源的主要途径，原因在于劳动力市场信息是不对称的，对工人的招聘、解雇等是有替换成本和风险的。随着分工的深化，企业内部各个岗位的从业人员具备了专用性知识和技能，内部劳动力市场通过工作等级制度、内部晋升制度、岗位工资制度来激励员工长期稳定地就业于本企业，从而实现一种长期雇佣，以降低劳动力的替换成本，同时企业可以通过增加人力资本投资，特别是企业专有的人力资本积累以达到提高效率的目的。内部劳动力市场制度的形成必然带来企业员工较低的辞职率，而大企业更有可能建立完善的制度，以形成内部劳动力市场，小规模企业则更多的具有外部劳动力市场的特征，因而员工的辞职风险更高。
本研究的结果显示，在其他条件相同的情况下，公有部门工人的辞职风险低于私有部门，这与国外的研究结论一致[14]。从上述分析可知，私有部门具有更多外部劳动力市场特征，多依靠市场竞争来实现劳动力资源的优化配置，而公有部门具有比同等规模私有部门更为明显的内部劳动力市场特征。在现实中，法律禁止企业强迫员工签订终身合同，内部劳动力市场上，企业长期雇佣的实现很大程度上取决于企业的文化和习惯，这仅是企业和员工间的心理契约，而非正式契约，仍存有一定的失业风险。相比之下，公有部门中的公共部门，即国家和事业单位完全实施内部劳动力市场制度，就业的稳定性不容置疑。而国有企业有着强大的国有背景，就业稳定性远高于私有部门，此外国有企业明确推行职务等级工资制度、工龄工资制度、内部干部提拔制度等，且收入较高，工作稳定，福利和社会保障齐全。国有企业保持着工资决定的制度性特征，职工获得的工资高于劳动力市场均衡水平的实际工资，公共部门更是如此。因此，公有部门工人的终生预期收益很高，辞职的机会成本很大，劳动者大多不愿辞职。
(三)劳动力市场特征
从回归结果来看，本文所定义的劳动力市场因素对辞职的作用并不显著，这与我们的预期不符，可能的原因是数据结构问题。从表1中可以看到，就职于公有部门的样本数量达到了72%，上述分析也表明，公有部门辞职风险较低，由于计划经济体制的影响，人们仍然抱有在公有部门工作就相当于找到了“铁饭碗”的思想，不论就业地点是在大城市还是小城市、中东部还是西部，只要是在公有部门就业，大部分人都不愿意辞职，CHIP-2002数据分析也显示，公有部门辞职率仅为3.1%。因此，劳动力工作特征的影响超越了劳动力市场特征所带来的影响，大大削弱了后者对个体辞职的作用。
在上述分析研究的基础上，我们得到以下结论：(1)在研究个体辞职问题时，数据截取问题不可避免，而这在以往的研究中没有得到足够的重视。(2)教育水平是影响个体辞职的重要因素。对个体来说，投资教育能提高自身的人力资本水平，受教育水平越高，个体的配置能力就越强，就业机会越多，个人更容易在劳动力市场实现自由流动，以提高人力资本的投资收益。(3)企业加强员工专用性技能的培训和完善用工制度是降低员工辞职率的关键。员工的辞职率偏高会使企业付出培养的沉没成本和招募新员工的代价，不利于企业自身的发展。
上述分析认为，内部劳动力市场的形成是大规模企业辞职率低于小规模企业、公共部门辞职率低于私有部门的主要原因，同时大规模企业完善的培训机制也是降低员工辞职率的重要因素。因此企业完善的制度，不管是内部劳动力市场制度还是在职培训制度都能够有效降低员工的辞职率。鉴于此，企业不论规模大小，都应从建立完善的机制入手来促进自身发展。如果要进行培训，结合上述实证研究的结果，培训对象的选择上不应过于强调性别差异，特别是在不同于西方女性较易退出劳动力市场的特殊国情下，或许倾向于培训已婚女职工更利于降低员工的辞职风险。当然企业在制定完善的培训制度时，培训对象的选择不应只拘泥于这一个方面。对小企业而言，员工的频繁流动可能是阻碍企业快速发展的因素之一，建立合理的员工晋升制度和收入等级制度，增加员工的辞职成本，是小企业降低劳动力替换成本和激励员工的有效途径。
本文还存在一些缺憾。由于数据的限制，我们并未区分出员工自愿性工作流动的模式，如向上流动、向下流动还是水平流动，而不同的流动对于个体和企业而言影响是不一样的。此外，不论在什么样的经济情况下，从理论上来说，企业完善的制度对降低员工辞职风险的作用应该是一样的，但教育水平对个体辞职的影响在不同经济条件下可能并不一样。本文所使用的数据年份是在高等教育扩招之初，高校毕业生的供给还未出现相对过剩，当时个体的教育水平越高可能转换工作的自由度越大。但自1999年开始，我国高校扩大招生，大学生数量迅速增加，而每年毕业后未能就业的大学生数量也随之上升，在这种高教育水平的劳动力供给相对过剩的情况下，个体辞职风险是否仍然会随教育水平的增加而提高，还有待进一步实证检验。笔者也期待有更高质量的个体就业的微观数据在中国出现，并将在今后对上述问题展开进一步的研究。