中国大学毕业生就业稳定性的变迁——基于浙江省的实证研究，本文主要内容关键词为：浙江省论文,毕业生就业论文,稳定性论文,中国大学论文,实证研究论文，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。
一、引言
随着中国高等教育规模的逐渐扩展，高等教育已经从精英教育阶段步入大众化教育阶段。大学生是中国人力资本投资的重要成果，如果大学生不能在完成学业后成功地实现从学校到劳动力市场的转移，那就会造成中国人力资本的绝大浪费，因此，大学生的就业问题已成为中国人口学和教育经济学的重要研究课题。然而，当前的研究主要关注的是大学生能否成功实现就业的问题，大学生的就业效率和就业质量问题没有引起相应的关注。他们的就业稳定性如何？大学生就业制度的变化，以及高等教育规模的扩展是否会影响他们的就业稳定性和流动性？基于以上认识，本文在调查的基础上，分析了中国大学毕业生就业稳定性的现状和演变趋势，探讨了隐藏在就业稳定性变迁背后的驱动力问题，尝试性地探索了当前大学生就业政策对就业稳定性的影响。
二、研究方法和数据
（一）研究方法
1.指标法。本文尝试用3种指标来衡量劳动力市场的就业稳定性，直观地显示劳动力市场就业稳定性的现状和变化趋势。(1)劳动合同期限。劳动合同期限指的是劳动者和用人单位在劳动合同中规定的劳动关系的持续时间。(2)保留率。保留率是衡量某一群体劳动者为用人单位连续工作某一特定时间段而不发生工作转换的比例。在研究毕业时间不同的大学毕业生的保留率时，约定一个相同的时间段是必要前提，因为保留率是就业时间的单调减函数。(3)工作经历数。工作经历数可以这样理解，从毕业时间开始，到调查截止时间之间大学毕业生与多少用人单位建立过劳动关系。同保留率指标一样，该指标的数值大小也会受到时间段长度的影响。不同的是，该指标是时间段长度的单调增函数。从上述指标的内涵看，劳动合同期限指标反映的是劳动力市场事前的就业稳定性，而保留率和工作经历数指标则反映劳动力市场事后的就业稳定性。
2.估计法。在指标法的基础上，本文将用线性概率模型和比例风险模型，对不同时期毕业大学生的工作转换状况进行分析。对于大学毕业生而言，进入劳动力市场从事的首份工作的工作时间，也是一个度量他们就业稳定性的一个指标，但对于那些在毕业后没有更换工作的毕业生而言，目前观测到的工作时间，是一个尚未完成的事件，这种观测到的工龄显然要小于潜在的完整工龄。为了避开工龄变量的缺陷，本文考察大学毕业生在某一规定时间段是否更换工作。另外，本文还将利用比例风险模型对大学毕业生终止第一份工作的影响因素进行分析。
（二）数据简介
本文使用的数据来自两部分。第一部分是对在浙江省就业大学生的专项调查，调查时间集中在2006年7～8月份，这项调查获得1145个有效样本。第二部分是来自2006年11～12月份开展的浙江省劳动关系调查数据中的具有大专及以上学历的调查样本，这部分的样本数量是1256个。本文选取了这两部分数据中1990～2005年毕业的1902个样本进行分析。之所以选择这一时间段，是因为可以获取2005年及以前毕业大学生至少1年的完整工作经历。该数据的主要信息包括：(1)大学毕业生的自身基本情况，包括学历、专业和毕业时间等。(2)大学毕业生的就业经历。这部分主要反映大学生寻找工作的一些基本情况，如寻找工作的途径、工作和专业的对口程度等。(3)大学毕业生的工作变动情况，包括历次工作的起止时间、劳动合同期限、用人单位性质等。
表1显示的是主要变量的说明和描述性统计。在全部1 902个样本中，男性占60%，女性占40%。从学历的分布来看，主要是本科毕业生，占全部样本的68%，专科毕业生占28%，另外有少数的研究生。在这些1990～2005年毕业的大学生中，有5%的学生在党政机关工作，23%的学生从事教育及相关工作，到医疗机构和金融机构就业的分别占7%和5%，在企业就业的占45%。本文将1990～2005年之间的16年分为1990～1993年（时间段1）、1994～1996年（时间段2）、1997～1999年（时间段3）、2000～2002年（时间段4）、2003～2005年（时间段5）。这样划分时间段的目的一是为了考察就业政策变动是否对就业稳定性有影响。1994年可以看做是浙江省大学生就业全面实行双向选择的第一年，因此把1993年及以前划分为一个时间段；二是为了揭示高等学校扩招对就业稳定性的影响。高校扩招后的第一届大学生在2003年毕业，2003～2005年划分为一个时间段就能初步评价规模外生性扩展对大学毕业生就业稳定性的影响；三是为了减少时间解释变量的个数，简化估计分析。
三、实证结果
（一）指标法的实证结果
表2显示的是1995～2005年毕业大学生首份工作的劳动合同平均期限，其中无固定期限合同按20年统计。选择从1995年起始分析，是因为1995年颁布的《中华人民共和国劳动法》规范了劳动合同的签订，此前劳动合同的签订率较低，难以开展对劳动合同期限的分析。从表2数据看，1995～2005年，劳动合同期限基本呈现单调下降的趋势。1995年，劳动合同平均期限为7.5年，2000年下降到2.96年，2003和2005年进一步下降到2.65年和2.29年。这说明，大学生毕业后进入劳动力市场的首份雇佣合同的期限在持续降低，即事前的就业稳定性在不断降低。
表1 变量说明(N=1902)
变量名称 符号
平均值
标准差 变量说明
性别Gender
0.60 0.4901＝男性，0＝女性
专科学历College 0.28 0.4511＝专科学历，0＝其他
本科学历Graduate 0.68 0.4661＝本科学历，0＝其他
硕士学历Master
0.03 0.1831＝研究生学历，0＝其他
时间段1 Time_1
0.05 0.2251＝1990—1993年毕业，0＝其他
时间段2 Time_2
0.07 0.2471＝1994～1996年毕业，0＝其他
时间段3 Time_3
0.12 0.3211＝1997～1999年毕业，0＝其他
时间段4 Time_4
0.26 0.4401＝2000～2002年毕业，0＝其他
时间段5 Time_5
0.50 0.5001＝2003～2005年毕业，0＝其他
党政机关Public
0.05 0.2191＝首份工作在党政机关，0＝其他
教育机构School
0.23 0.4181＝首份工作在教育机构，0＝其他
金融机构Finance 0.05 0.2171＝首份工作在金融机构，0＝其他
医疗机构Hospital 0.07 0.2491＝首份工作在医疗机构，0＝其他
各种企业Firm 0.45 0.4971＝首份工作在企业，0＝其他
工作时间Worktime 4.68 3.643毕业之后的工作时间（年）
工作转换Turnover 0.43 0.4961＝就业后更换过工作，0＝没有
当前工资Wage 7.83 0.564当前工作月工资（元）的自然对数
工资增长△Wage
0.76 0.674首份工作和当前工作月工资自然对数差
表2 劳动合同期限的变动趋势
年份劳动合同期限（年） 年份劳动合同期限（年）
1995 7.50
20012.98
1996 4.40
20022.74
1997 3.80
20032.65
1998 3.48
20042.62
1999 3.02
20052.29
2000 2.96
表3 保留率和工作经历数的变动趋势
年份保留率(%) 工作经历数（个）
1年 3年 5年 1年 3年 5年
1991 100.084.676.91.001.151.36
1993 95.070.050.01.051.401.65
1995 100.066.755.61.001.391.53
1997 90.969.751.51.091.481.56
1999 87.557.527.51.141.501.68
2001 88.361.731.71.091.491.76
2002 85.356.91.161.57
2003 88.140.31.141.73
2004 79.91.24
2005 56.81.42
表3左边显示的是1年、3年和5年的工作保留率。为简化起见，2000年前只显示了单数年份的数据。首先来考察1年保留率。1995年以前，大学毕业生的首份工作持续时间都超过1年，因此基本上是100%的保留率。1997年后，保留率下降迅速，2004年的1年保留率不到80%，2005年的1年保留率仅为56.8%，说明2005年就业的大学生中有43.2%在1年内就离开了自己的首份工作，就业稳定性持续下降。再来关注3年保留率。1991年的3年保留率为84.6%，但在2001年，该指标下降到61.7%，2003年下降到最低水平(40.3%)，不到1991年的一半，这说明，在2003年毕业的大学生有60%左右的人在3年内发生了工作转换。最后关注5年的保留率。1991年的5年保留率为76.9%，2001年仅为31.7%，5年保留率下降的速度最快，不同时间段的工作保留率变动趋势表明，自20世纪90年代以来，大学生劳动力市场的工作转换率提高，就业稳定性持续下降。
从表3可以看出，1年的工作经历数从1991年的1.00增加到2005的1.42，表明平均工作经历数在这16年中有较大幅度的提高，其间虽有一定的反复，但基本保持了增加的趋势。其次考察3年的工作经历数。1991年的3年工作经历数为1.15，2001年上升到1.49，2003年达1.73，3年的工作经历数也呈现出明显的增加趋势。1991～2001年有所波动，但整体的上升趋势还是比较明显的。工作经历数的变动趋势表明，在1991～2005年间工作的变动频率随着时间的推移呈逐渐增加的趋势，大学生劳动力市场的就业稳定性在不断下降。
（二）估计法的实证结果
表4中的模型一、模型二和模型三分别是大学生毕业进入劳动力市场的1年、2年和3年内是否发生工作变换的估计结果。之所以没有跟前文保持一致，考察1年、3年和5年的工作转换，其主要原因在于，如果考察5年的工作转换，那么只能考察到2001年的数据，2001年以后的数据就要被截尾，就不能考察高校扩招带来的工作转换效应。模型四是对首份工作持续时间的比例风险模型估计结果。解释变量包括性别、学历水平、毕业时间和首份工作的用人单位类型。
表4 首份工作转换的决定因素
注：*、**和***分别表示10%、5%和1%水平上的显著性。括号内为标准差。表中没有报告常数项的估计结果。
首先，考察性别和学历水平对就业稳定性的决定效应。从估计结果看，性别对大学毕业生的工作稳定性的决定效应并不明确，男性和女性毕业生在首份工作上的流动性可以认为是无差异的。同样，学历水平对就业稳定性的影响也不明确。以专科毕业生为参照，本科毕业生的工作流动没有显著差异，硕士及以上学历的毕业生的就业稳定性比较模糊。考察2年内的工作流动，硕士及以上学历的毕业生有较低的流动倾向，但考察3年内的工作流动，该群体表现了较高水平的流动性，因此，学历对毕业生的就业稳定性而言，没有明显的决定效应。
其次，考察毕业时间对工作转换概率的影响。以1990～1993年为参照，1994～1996年没有表现明显的差异，这说明，1990～1993年和1994～1996年这两个时间段内毕业的大学生首份工作的稳定性没有明显的区别。但1997～1999年、2000～2002年和2003～2005年毕业的大学生就业稳定性却有明显的差异。这3个时间段内毕业的大学生结束首份工作，进行工作转换的概率明显高于时间段1内毕业的大学生。1年内的首份工作的转换倾向，2000～2002年毕业大学生的工作转换概率要高9.2%，2003～2005年毕业的学生工作转换概率高28.9%。表明2000年及以后毕业的大学生工作转换倾向明显高于在此之前毕业的大学生，而且2000年以后，随着时间的推移，工作转换概率不断增加。模型三显示，时间段3变量的系数为16.5%，表明该时间段内就业的大学生的工作转换概率比前一时间段高16.5%。时间段4就业的大学生的工作转换概率则比时间段1就业的学生高22.3%，而时间段5就业的大学生的工作转换概率则要高51.0%。由于我们考察的是3年内首份工作转换倾向，时间段5内的毕业生实际上就是2003年毕业的大学毕业生，也就是说，2003年毕业的大学生比1990～1993年大学毕业生首份工作在3年内终结的可能性高51%左右。
最后，首份工作类型，或者就业单位是否会影响大学毕业生的就业稳定性？模型显示了以其他用人单位作为参照的五类用人单位的估计结果。估计结果显示，公务员工作的稳定性在所有工作中是最高的，公务员相对于其他工作，1年、2年和3年的工作转换概率分别明显低9.3%、10.7%和26.6%。工作稳定性排在第二位的职业是教师，该工作的工作转换概率分别低7.2%、7.7%和19.1%。紧随其后的是金融机构和医疗机构，而企业中的工作最不稳定。该估计结果和当前的一些认识是高度符合的。例如，当前大学生非常热衷于考公务员，其中一个主要原因是公务员工作相对稳定。教师也被认为是稳定性较好的一种职业，另外还有金融机构等。
模型四利用比例风险模型对是否发生工作转换进行了估计，估计结果与前面的3个线性概率模型保持了较好的一致性。结果显示，性别和学历水平并不影响工作结束的风险。时间变量对首份工作的持续时间有明显的决定作用，时间段3、时间段4和时间段5毕业的大学生有较高的概率结束首份工作，他们经历工作转换的风险高于其余时间段毕业的大学生。职业的类型也能影响首份工作结束的风险。公务员、教师和金融机构的工作最具稳定性，这三类从业人员的工作转换概率是最低的。
上面的估计结果预示着以下结论：1990～2005年，随着大学生毕业时间的向后推移，大学毕业生的就业稳定性呈现下降的态势，在2000年以后，这种下降趋势尤为明显，工作变得更加不稳定，劳动力市场的流动性不断增加。一些研究表明，劳动力市场就业稳定性的下降并非某个国家的特殊现象，而是世界性的普遍现象。例如，美国过去习以为常的长期雇佣在逐渐消失，工作稳定性在逐渐降低(Farber，2006)。欧洲主要国家的工作稳定性同样经历了下降的过程。英国（Gregg等，2002）、德国和法国劳动力市场就业稳定性下降的主要原因是企业解雇行为（Bergemann等，2004；Givord等，2004）。日本20世纪末金融危机后，引以为傲的长期雇佣制度开始逐渐解体(Kato，2001)。可见，劳动力市场就业稳定下降已经成为一种世界性趋势。
四、就业稳定性下降中的劳动力市场机制表4的估计表明，时间段1和时间段2毕业的两个群体工作转换概率没有显著的差异，考虑到1994年是浙江省在大学生就业中全面实施“双向选择”的第一年，这说明，1994年开始的“双向选择”可能对就业稳定性不具有明显的影响。但这并不意味着就业稳定性变化中没有劳动力市场就业制度变迁的“贡献”，很有可能是因为这种制度变革的效应释放过程比较长，或者可能是，大学毕业生在就业中存在较强的路径依赖性。实际上，劳动力市场就业制度的变化从根本上破除了阻止劳动力实现自由流动的障碍，使分割的劳动力市场逐渐向整合程度高的市场转变，劳动力市场实现资源最佳配置的机会逐渐提升，劳动力可以在一体化程度高的劳动力市场中自由流动，从而实现资源的最佳配置。因此，劳动力市场制度的变化是导致大学毕业生流动性增加不可缺少的重要因素。
2003年是第一批扩招的大学毕业生进入劳动力市场的第一年，那么高校扩招是否会影响大学生的就业稳定性？我们对模型一、模型二和模型三以时间段4为参照重新进行了估计，表5显示毕业时间变量的估计结果。对于首份工作在1年内的工作转换而言，时间段3的工作转换概率则要明显低7.4%，如果按照时间段3和时间段4工作转换概率的变化趋势预测，时间段5毕业大学生的工作转换概率只会高于时间段4的学生8%左右，但实际上，时间段5毕业的大学生的工作转换概率要高于时间段4的学生19.7%。再来考察首份工作在3年内的工作转换，时间段3没有表现明显的差异。如果按照时间段3和时间段4工作转换概率的变化趋势预测，2003～2005年毕业的大学生的工作转换概率也与时间段4毕业的大学生基本无差异，实际上，时间段5的毕业的大学生的工作转换概率要显著高于时间段4的学生28.8%。据此可以推测，高等教育规模扩展对大学毕业生就业稳定性的影响是明显存在的。
表5 高校扩招对就业稳定性的决定效应
注：*、**和***分别表示10%、5%和1%水平上的显著性。括号内为标准差。表中没有报告常数项、性别、学历水平和就业单位类型的估计结果。
随着高等教育规模的逐年扩展，用人单位在劳动力市场中面临的高素质劳动力的供给状况也在逐渐改善，高素质劳动力的大量供给增加了用人单位的选择机会和范围，降低了招聘成本，用人单位完全可以在雇佣刚开始时向毕业生提供一份短期合同，待甄选出有价值的毕业生后再向他们提供较为长期的合同，而用不着在刚建立劳动关系之时，就盲目地向毕业生提供长期合同。另外，技术进步也在不断地促使劳动力市场的需求方调整其雇佣制度和雇佣决策。技术进步的加快和保持工作结构的稳定性之间存在内在的矛盾，技术进步破坏了企业内部工作结构的稳定性。在技术进步的压力下，一些工作内容发生了转变，甚至有可能使这些工作岗位永远消失。因此，在企业技术进步和技术范式变迁速度加快的大趋势下，企业将会偏好灵活的劳动关系，而不是僵化的雇佣模式。
虽然当前仍有部分大学毕业生偏好稳定性较高的职业，如公务员和教师，但他们已经普遍能够接受灵活程度较高的职业和就业模式，其中有部分人群甚至反感终生稳定的就业模式。如果用人单位在刚就业时就要求他们签订中、长期合同，在他们看来，也是无法接受的苛刻条件。劳动力供给方偏好的变化将通过逆向选择机制影响企业的雇佣决策，其作用机制是：如果企业仍旧坚持原来稳定的雇佣制度，那么劳动力市场就业中的逆向选择将会导致企业招聘不到有价值的员工，因此企业不得不针对毕业生就业偏好的变化而做出相应的调整。劳动力市场高素质劳动力供需双方的变化，包括数量和质量，以及供需双方观念和就业决策的调整与互相适应，导致了大学毕业生就业稳定性的不断下降。
五、就业稳定性下降中的就业政策导向
提高就业率，实现大学毕业生的成功就业是当前就业政策的核心。具体的措施包括：拓宽就业渠道，包括支持各类企业，尤其是民营中小企业吸纳高校毕业生就业，开发和创造适合高校毕业生就业的公益性岗位；出台一系列优惠政策和保障政策，扶持毕业生自主创业和灵活就业，灵活就业主要是指自由职业、短期职业和个体经营等方式；为高校毕业生提供快速和便捷的就业信息服务，把劳动力市场的需求信息尽快地传送到毕业生手中。这些就业政策的根本目标是增加大学生的就业机会，提升大学生的就业率，以至于“扩大就业面”、“先就业后择业”的就业观念成为就业指导的主导思想。这种就业指导思想可以简单地归纳为：与其找不到专业对口的工作，不如先找一份不对口的工作先就业，然后再慢慢考虑适合自己的工作和长远发展。那么这样的就业政策导向会对就业稳定性带来什么后果呢？
首先来考察大学生就业中的专业对口问题。从表6可以看出专业的对口状况。1995年毕业的大学生首份工作完全对口的比例为66.7%，2000年下降到52.1%，2005年又大幅下降到31.6%，不到1995年的一半水平。那么，大学毕业生现在从事的工作与专业的对口状况如何呢？调查显示，1995年毕业的大学生现在从事的工作中有62.5%是与专业完全对口的，但2005年仅为30.1%，也不及1995年水平的一半。这说明，近段时间毕业大学生的工作与专业完全对口的比例仅为30%。工作与专业的对口程度的逐年下降的原因：一是高等院校方面。高等院校的培养机制存在问题，学校没有遵照市场为导向的原则培养大学生，致使学校教授的专业与劳动力市场的需求脱节，而且，培养模式向大专业的培养方向靠拢，也会导致劳动力市场上的职业只能与所学专业部分相关，或者说是部分对口。二是大学生方面。大学生专业选择中存在盲目性。中国的高考制度是按照成绩来选择专业的，况且大学生专业的选择也不是他们本人的个体决策，而是包括父母亲在内的许多人的共同决策，这就会导致很大一部分学生选择的专业并不是自己最喜欢、最适合的专业，当毕业面临纠正专业“错误选择”的机会时，这些学生就会抛开所学专业就业。其次是大学生在就业中迫于就业压力，抛开了专业对口的要求，可能纯粹就是为了找到一份工作就业，致使专业对口率的大幅度下降。三是就业政策方面。当前“先就业后择业”的就业政策可能会导致大学生在首份工作选择上的轻率和盲目。就业政策的引导降低了大学毕业生对专业对口的关注和重视。这些因素综合在一起，共同导致了就业中的专业不对口问题。
表6 工作与专业对口的变动趋势 %
年份首份工作现在工作
1995 66.762.5
1996 53.655.6
1997 47.250.0
1998 41.244.4
1999 50.044.8
2000 52.154.8
2001 38.144.1
2002 39.245.6
2003 36.534.2
2004 33.331.3
2005 31.630.1
大学生就业中专业对口率的逐年下降是国家层面上的资源浪费，还是可以看做是个体层面上的全面发展呢？这个问题本身的复杂程度已超出了本文的研究范围，本文只就专业对口和工作转换之间的关系进行简单分析。表7显示的是首份工作的专业对口状况与工作转换之间的相关性。首份工作的专业对口状况分为完全不对口(=1)、部分对口(=2)和完全对口(=3)。相关性分析显示，专业对口状况与工作转换倾向之间存在显著的负相关关系。如果首份工作的专业非常对口，则会抑制毕业生的工作转换倾向，使雇佣关系更趋稳定，即就业中的专业对口会提升就业稳定性。专业对口和就业稳定性之间的相关性可以用专用性人力资本理论来解释。在就业中如果不用顾及专业对口的限制，那么就业范围就得到扩展，大学毕业生在做更换工作的决策时就相对容易了，毕竟不用去考虑专用性人力资本的“套牢”(Hold-up)和损失问题，因此大学毕业生的工作转换频率也会不断上升，工作变得更加不稳定。
表7 首份工作专业对口状况和工作转换的相关性
工作转换
1年 2年 3年
专业对口程度-0.153***(0.000)-0.227***(0.000)-0.185***(0.000)
注：*、**和***分别表示10%、5%和1%水平上的显著性。括号内为p值。
在“先就业后择业”就业指导思想的影响下，首份工作被大学生认为是从学校到社会的跳板。很多大学生把第一份工作作为自己工作经验积累的场所和职业生涯规划的测试站，以至于近几年首份工作的保留率大幅度下降，大学毕业生的就业稳定性持续下降。那么，大学生的工作转换对他们的收入有什么影响呢？表8显示的就是对大学生收入的估计结果。模型八和模型九分别是对2003年以前毕业和2003年以后毕业的大学生的收入水平的OLS估计。考虑到工作转换变量的内生性，模型十和模型十一分别是在模型八和模型九的基础上利用固定效应模型估计得到的结果，模型对横截面数据可能存在的异方差性进行了处理。模型八和模型九的估计结果显示，对于这两个群体而言，工作转换都有助于他们收入水平的提升。而固定效应模型的估计结果表明，2003年以前毕业的大学生的工作转换对工资没有明显的影响，即是否更换工作对收入增长的影响是无差异的。2003年后毕业的群体，工作转换对工资的增长有显著的提升作用。这表明，对于2003年以后毕业的大学生而言，工作转换能够帮助他们提升收入水平。
表8 工作转换对工资的决定效应
变量 OLSFE
模型八模型九
模型十模型十一
性别 0.074*
0.046 -0.037-0.042
(0.043) (0.032) (0.048) (0.030)
本科学历 0.263*** 0.277*** 0.0310.070**
(0.044) (0.034) (0.052) (0.034)
硕士学历 0.571*** 0.434***-0.187* -0.202***
(0.090) (0.161) (0.111) (0.064)
工作时间 0.0040.159*** 0.083*** 0.089***
(0.006) (0.020) (0.007) (0.018)
工作转换 0.165*** 0.088*** 0.0610.088***
(0.039) (0.032) (0.047) (0.030)
R[2] 0.0820.1700.1340.083
F
15.097
32.628
25.648
14.010
N 946 956 946 956
注：*、**和***分别表示10%、5%和1%水平上的显著性。括号内为异方差稳健的标准误。表中没有报告常数项的估计结果。
对于2003年前后工作转换对工资决定的不同效应，在理论上至少存在两方面的原因：一是企业的雇佣决策和薪酬政策发生了根本性的变化。即在2003年以后，企业普遍偏好招收有工作经验的大学生，并对他们的工作经验支付了非常明确的报酬，而在2003年以前，这种雇佣决策和薪酬政策并不明显。二是2003年及以后毕业大学生的首份工作存在大量的“误配”现象。即由于首份工作确定的盲目，不能实现这些大学生的真正价值，大学生的频繁更换工作可以认为是一种价值重新发现的过程。对于前者，尽管当前很多企业在招聘大学生时，明确提出要招收有工作经验的大学毕业生，但是没有直接证据表明它们的雇佣策略在2003年前后发生了根本性的变化。对于后者，注意到当前的大学毕业生劳动力市场中，找工作难现象和频繁的工作转换现象并存。这说明，大学生首份工作的确存在大量的“误配”现象。这才是问题的根本所在。许多毕业生迫于就业压力，先找到一份工作就业，然后边工作边搜寻更适合自己的工作。在劳动力市场信息披露机制越来越完善、就业信息越来越充分的前提下，人力资本“误配”的概率反而越来越高，这不得不引发对当前就业现状和就业政策的进一步思考。
六、结论
本文分析了大学毕业生就业稳定性的变化趋势，以及就业稳定性变化的驱动力问题。尽管当前大学毕业生的劳动力市场中，那种类似于终生雇佣制度的稳定就业状态并非全部消失了，但一个不得不承认的事实是，自20世纪90年代以来，尤其是2003年以后，大学毕业生的就业稳定性呈现了持续下降的态势，其主要原因是，1999年开始的高校扩招导致了2003年以后大学毕业生供给的大幅度增加。大学生供给规模的增加导致就业稳定性下降的机制至少有两方面：一是劳动力市场机制的影响。例如用人单位有更大的选择范围，他们更倾向于向大学毕业生提供短期、灵活的劳动合同；大学毕业生本身对灵活雇佣关系的态度也在逐渐转变。二是就业政策的原因。受高等教育规模的扩展，大学生的就业问题逐渐显现出来，在追求就业率单一目标就业政策的导向下，“摒弃专业对口”、“先就业后择业”已经成为许多高等院校的主流就业指导思想。尽管这种就业政策的出现并非外生性的政策变动，但不可否认的是，这种具有内生特性的就业政策也会对大学生的就业选择和就业模式产生不可忽视的影响。1999年提出的就业率指标，以及将就业率同高校扩招规模相联系起来，对高校专业结构的调整、办学资源的整合、学科建设的加强、办学水平的提高具有积极的促进作用，但这种就业政策容易忽视对就业质量的追求，也容易导致大学生在劳动力市场的“误配”和不稳定的就业状态。根据当今主要发达国家的就业政策的演变趋势，只注重追求就业率单一目标已远远不够，使劳动者获得稳定、体面的工作，提升劳动者的就业质量已变得越来越重要。