高校毕业生留用工资差异与失业时间的实证研究--来自山东省的实证研究_大学论文

大学毕业生保留工资落差与失业持续时间研究——来自山东省的经验证据，本文主要内容关键词为：山东省论文,落差论文,大学毕业生论文,持续时间论文,证据论文，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。

      保留工资和失业持续时间是工作搜寻理论的两个重要议题，前者是指求职者依据自身条件和劳动力市场形势设定的可以接受的底限工资，后者则指求职者从失业到再就业等待的时间长度。依照工作搜寻理论，在工资分布既定条件下，若求职者保留工资越高，工作搜寻成功的概率越小，则失业持续时间越长(Mortensen，1970)。然而，近年来我国大学毕业生就业中出现了二律背反现象：一方面，大学毕业生的保留工资与实际工资逐年下降，不断与农民工趋同(李斌，2006；路万忠，2008)；另一方面，大学毕业生一次就业率逐年下降，搜寻时间却越来越长。大学毕业生一次就业率从2004年的73%下降到2009年的68%，工作搜寻时间均值从185天增加到230天左右(唐鑛和孙长，2009)。迄今为止，国内外的相关研究尚无定论，甚至得到了与工作搜寻理论相悖的结论。因此，本文旨在研究以下三个问题：大学毕业生保留工资与雇主愿意支付工资(后文简称“拟付工资”)之间落差如何？它是否导致了失业持续时间延长？随着失业持续时间延长大学毕业生找到工作的概率是增加还是降低？

      一、文献综述

      (一)保留工资方面

      自20世纪六、七十年代工作搜寻理论发展起来以后，保留工资成为国外学者研究大学毕业生失业问题的重要视角。一个颇具有代表性的观点是，保留工资偏高是大学毕业生失业的重要原因。Blaug、Layard和Woodhall(1969)指出，大学毕业生失业现象存在是他(她)们不愿意降低工资水平的结果。由于大多数毕业生自认为资质高于平均水平，从而导致整体工资预期水平高估(Smith和Powell，1990)。Betts(1996)、Dominitz和Mansk(1996)、Carvajal等(2000)也相继证实大学毕业生的保留工资确实偏高。

      20世纪90年代中后期，随着我国大学毕业生就业问题凸显，保留工资也成为国内学者解释该问题的视角之一，涌现了很多具有启发意义的研究成果。从研究样本上看，已从广东省(张建武和崔惠斌，2007)、浙江省(翁杰和周必彧，2009)扩展到了全国(李锋亮、陈晓宇和陈鑫磊，2010；李锋亮、陈鑫磊和何光喜，2011)。从研究范式上看，已从理论分析(曾湘泉，2004；吴克明，2004；赖德胜和田永坡，2005；赖德胜和孟大虎，2008)转向了实证研究(张建武和崔惠斌，2007；翁杰和周必彧，2009；李锋亮、陈晓宇和陈鑫磊，2010；李锋亮、陈鑫磊和何光喜，2011)。从研究方法上看，已从简单的描述统计发展到了较为复杂的多元回归分析(李锋亮、陈晓宇和陈鑫磊，2010；李锋亮、陈鑫磊和何光喜，2011)。

      当然，也还有些问题待进一步完善和深入。首先，大学毕业生的保留工资落差是否存在尚有争议。李家华和吴庆(2002)发现，大学毕业生期望工资比实际起薪分别高41.2%和37.7%。然而，王伯庆等(2008)却指出：研究型大学(“211”院校)、其他本科院校和高职或专科院校应届毕业生的期望工资比雇主愿意支付的最高工资分别低40%、37%和28%，比半年后的实际工资分别低34%、32%和24%。就全国范围和平均水平来讲，应届大学毕业生的工资期望并不高。其次，已有研究缺乏对大学毕业生自报的保留工资的有效性检验。保留工资往往依据问题“您对毕业后的工作期待的最低月薪是多少？”获得，这可能存在一些误导(Dawes，1993)。最后，大多数研究忽略了工作能力(技能)和保留工资之间的关联。大学生往往依据工作能力(技能)设定保留工资，保留工资在一定程度上成为衡量个体能力的一个有效信号。已有研究(Fougere、Pradel和Roger，2005；张建武和崔惠斌，2007)证实，求职者技能水平越高，保留工资越高。李锋亮、陈鑫磊和何光喜(2011)还发现，保留工资不仅有助于显著提高大学毕业生的起薪，还有助于显著提高其就业概率。

      (二)失业持续时间方面

      国际上对大学毕业生失业持续时间的代表性研究，通常从个体特征、人力资本、社会资本和家庭背景等视角研究失业持续时间(工作搜寻时间)的影响因素(Sals-Velasco，2007)。除Levinsohn和Pugatch(2011)以外，其他研究忽略了保留工资或工资期望对失业持续时间的影响。由于各个国家或地区在经济发展水平、大学毕业生就业相关制度以及社会文化背景等方面都存在显著差异，尚无定论。即使取得了一致结论，其是否适用于我国大学毕业生群体仍需检验，因为已有研究结论大多建立在发达国家或地区成熟劳动力市场基础之上。

      从国内来看，台湾地区学者的相关研究较早、系统和深入，如林祖嘉(1991、1996)、Chuang(1999)、陶宏麟和李嘉宏(2006)等；但我国内地的相关研究尚处于起步阶段。从研究对象上看，大多聚焦于应届毕业生的工作搜寻时间，对于严峻的就业形势下已离校毕业生失业持续时间还缺乏研究。从研究方法上看，一些研究(如范元伟、郑继国和吴常虹，2005)没有考虑失业持续时间的右截尾特征，而处理了该特征的研究，如胡永远和余素梅(2009)，并未将保留工资列入失业持续时间的影响因素。从研究结论上看，保留工资列入失业持续时间的影响因素相关研究，尚无定论，甚至得到了与工作搜寻理论和常理相悖的结论。唐鑛和孙长(2009)、谢勇和李珣(2010)分别发现大学毕业生的保留工资和期望工资对其找到工作的概率有正向影响，对失业持续时间有负向影响。林祖嘉(1991)对台湾地区大专以上毕业生的相关研究却发现，毕业生保留工资越高，其失业持续时间反而越短。然而，Chuang(1999)发现，保留工资预期反向的情况得到改善。陶宏麟和李嘉宏(2006)通过寻找保留工资的工具变量，采用两阶段回归方法，发现保留工资对失业持续时间具有显著的正向影响。

      通常地，当其他因素既定时，大学毕业生因工作能力强而保留工资高，但失业持续时间可能反而短。若我们不检验保留工资的有效性，也不控制工作能力变量而将它归入随机误差项，则会导致参数估计偏误，甚至得出与理论和常识相悖的结论。为此，本文在验证保留工资数据有效性的基础上，采用保留工资落差，即保留工资与拟付工资(实际工资)之差，来减少变量测量误差。由于拟付工资(实际工资)反映了雇主对求职大学生工作能力(技能)的评估，保留工资反映了大学毕业生对自身内在能力的评价，通过差分剔除了很难观测的工作能力因素影响，更能准确地反映求职大学生对工资的真实期望偏差。

      二、持续时间模型设定

      由于失业持续时间具有右截断特征，本文因而用持续时间模型，将其估计转化为求失业大学生实现就业的条件概率。假设失业持续时间T为一随机变量，T＞0，大学毕业生在t时点前离开失业状态找到工作的概率为：

      

      其中，f(·)和F(·)分别为概率密度函数和累积概率函数。存活函数为失业状态持续时间超过时间t的概率函数，其设定为：

      

      机会函数是指求职者在时间t处于失业状态，但在时间(t，t+δ)离开失业状态(找到工作)的条件概率。它的数学表达式如下：

      

      依据工作搜寻理论，机会函数是工作机会存在的概率和其被求职者接受的概率之积(杜凤莲和刘文忻，2005)。当工作机会存在概率和该机会被求职者接受概率影响因素已知时，失业持续时间T服从某种特定分布。一般有指数分布、Weibull、Log-normal及Generalized-gamma等。参照Lancaster(1979)、谢勇和李珣(2010)，本文也假设T服从Weibull分布。(2)式中机会函数设定如下：

      

      其中，X(t)是由影响工作机会存在概率因素组成的向量，主要包括大学毕业生的个人特征、工作搜寻开始时间和工作搜寻方法等等，β为对应的系数向量。

是保留工资落差，也即保留工资与拟付工资之差(log)，记为

①，它直接影响求职者接受工作机会的概率。当

＞0，求职者继续搜寻；反之，则终止搜寻。这就表明

越大，机会函数越小，则γ＜0。α为规模参数，它反映失业持续时间是否具有时间依赖性。α＞1表示随着失业持续时间增加，机会函数递增，更易于找到工作。反之，0＜α＜1表示随着失业持续时间增加，机会函数递减，更难找到工作。α=1表示机会函数不随时间变化。

      鉴于大学毕业生失业主要表现为季节性、短期性、摩擦性失业，本文因而假设解释变量

不随时间t而变化。则预期失业持续时间简化为：

      

      (6)式的经济学含义是：在其他因素不变时，保留工资落差每增加1个百分点，则失业持续时间将延长-γ/α个百分点。

      三、数据与变量

      本文数据来源于麦可思“中国大学毕业生求职与工作能力调查”。自2007年开始，麦可思每年一度对毕业半年后大学生的就业状态和工作能力进行全国性的调查。2008年抽样调查的2007届大学毕业生达到44.5万人，它覆盖了全国31个省、自治区和直辖市2113所高校的1276个专业。本文以麦可思2008年调查的山东省2007届毕业生为潜在样本。除去“自主创业”、“升学或出国留学”的样本后，共计4089人，其中，毕业离校时未落实全职工作的占46.88%。毕业半年后已就业和仍失业大学生各占80.12%和19.88%。山东省2007届毕业生半年后的就业率为90.68%，与全国近三年的就业情况基本一致②，这表明山东省样本具有很强的代表性。特别强调的是，本文的研究对象是毕业离校时和毕业半年后均无全职工作的失业大学毕业生。在剔除缺失值和异常值后，共计508人。

      失业持续时间是因变量，以月为计算单位。大学生毕业离校时(每年7月)未落实全职工作则被视为失业开始，而毕业半年后被调查时间为计算失业终点。对于毕业半年后被调查时已就业的大学生，通过两个时点之时间差得到完整的失业持续时间。对于那些毕业半年后仍未就业的大学生，我们只能观察到他们尚在失业状态，但无法确切知道他们何时才能找到工作，通过两个时点之时间差得到不完整的失业持续时间，他们实际的失业持续时间可能更长。

      

      图1 保留工资落差的分位数分布

      

      图2 保留工资落差的概率分布

      保留工资落差是自变量，首先以据保留工资(

)与拟付工资(

)作差而得。拟付工资来自问题“在您收到的全部受雇录取中最高月薪是多少？”。保留工资来源于问题“您对毕业后的工作期待的最低月薪是多少？”。由于山东省2008年法定最低工资标准的最低档为500元，本文因而将拟付工资低于500元的样本剔除。在对保留工资和拟付工资取自然对数以后，保留工资落差则为

-

，若

-

＞0，则表明失业大学生的保留工资偏高；反之，

-

≤0，则表明失业大学生的保留工资偏低。据统计，保留工资偏高群体所占比例为87%，工资期望被高估了41%；保留工资偏低群体所占比例为13%，工资期望被低估了36%。图1直观呈现了这两个群体保留工资落差的分布特征。图2还用保留工资落差占拟付工资百分比的核密度分布检验了大学毕业生填报的保留工资的有效性。保留工资落差占拟付工资的百分比略呈左偏态分布(偏度为-0.060)，但绝大多数样本都聚集在0附近。从理论上看，这一偏态分布是合理的。因为人力资本折旧、财富消耗和失业烙印等效应存在，所以保留工资随失业持续时间延长而降低(Jones，1988)。这表明以保留工资(

)与拟付工资(

)作差计算的保留工资数据是有效的。

      其次，拟付工资是否较好地衡量实际工资将影响机会函数的估计。下文还将以实际工资为参照，采用保留工资(

)与实际工资(

)作差计算保留工资。由于实际工资仅对已就业的大学毕业生才存在，而对于调查时仍失业的大学毕业生并不可观测，所以本文将参照Prasad(2001)，采用Heckman(1979)样本选择模型预测他(她)们可能挣得的实际工资③或潜在工资。图3显示，按照两种方法计算的保留工资落差的核密度分布基本相同，可以用它们来估计失业持续时间模型。

      工作机会存在概率的影响因素主要包括，个体特征(年龄、性别、学历层次、学校名气和工作能力④)、就业城市类型，工作搜寻方法和工作搜寻开始时间。由于统计性歧视存在，“211”重点大学、工作能力较强的男性本科毕业生更容易获得工作。就业城市类型，主要分为直辖市、省会城市和地级市以及区县。直辖市和省会城市通常较地级市以及区县有更多的工作机会。工作搜寻开始时间越早，可选择的和合适的工作机会越多，则工作搜寻成功的概率越大；工作搜寻方法越有效，则工作搜寻成功的概率也越大。

      上述变量中，连续变量取其真实值；对于离散变量，符合相应的描述时赋值为“1”，反之则赋值为“0”。如表1显示，在平均意义上，毕业半年后仍失业的大学生比已就业大学生的失业持续时间长约6个月。如果再考虑数据的右截断特征，前者的平均失业持续时间会更长。毕业半年后已就业大学生的人力资本优于毕业半年后仍失业的大学生。具体表现在，学历层次上，毕业半年后仍失业的大专生多16.7%；学校名气上，“211”重点大学的毕业半年后仍失业大学生少18.8%。然而，这两个群体在工作能力、保留工资落差、期望的就业城市类型、工作搜寻开始时间和工作搜寻方法等方面的差异均不显著。由于在对两个样本进行均值比较时(t-test)未控制其他变量的影响，所得结论有一定局限性，因而在控制上述变量后，对大学毕业生保留工资落差与失业持续时间之间的关系予以验证。

      

      四、实证分析与讨论

      鉴于持续时间是否服从Weibull分布将直接影响参数估计和结论，下文首先采用非参数估计方法，分别呈现保留工资偏低组(

-

≤0)和保留工资偏高组(

-

＞0)的纳尔逊-阿伦累积机会函数。累积机会函数的斜率即为机会函数。从图4可知，保留工资偏低组的累积机会函数显著高于保留工资偏高组；而且两者的机会函数随失业持续时间延长而增加。这表明前文假设失业持续时间服从Weibull分布是合理的。下文因而以两种方法来计算保留工资落差，并考察其对实现就业的概率和失业持续时间的影响。表2显示，模型(1)和(2)估计的保留工资落差对就业概率和失业持续时间的影响总体相同，除工作搜寻开始时间和就业城市类型以外，其他控制变量对实现就业的概率和失业持续时间的影响基本相同。这表明拟付工资较好地衡量了实际工资，下文以模型(1)估计结果为基准予以分析。

      

      

      图4 持续时间是否服从Weibull分布检验

      

      图5 保留工资偏低组和偏高组的预期失业持续时间比较

      首先，保留工资落差。在控制个体特征、就业城市类型、工作搜寻开始时间和信息渠道等因素后发现，保留工资落差对失业大学生实现就业概率具有显著的负向影响。平均来说，大学生的保留工资每高于拟付工资1%，则大学生实现就业的机会比率就下降0.21%。这证实保留工资落差越大，大学生实现就业的概率就越低。对于保留工资落差对失业持续时间的影响，根据公式(6)计算预期失业持续时间对保留工资落差的反应弹性为0.140(0.209/1.490)。其经济学含义在于，大学生的保留工资每高于拟付工资1%，则预期失业持续时间将延长0.14%。图5显示，保留工资偏高组和保留工资偏低组的预期失业持续时间都随着分位点的升高而增加，而且在各分位点上前者位于后者上方。这更直观地证实保留工资落差越大，大学生失业持续时间就越长。

      

      其次，规模参数。表2显示，α=1.499＞1，这表示随着大学毕业生失业持续时间增加，机会函数递增，更易找到工作。胡永远和余素梅(2009)、谢勇和李珣(2010)的大学毕业生工作搜寻时间研究并没有提供该参数值。杜凤莲和刘文忻(2005)对我国城镇人口失业持续时间研究所得参数α=0.9309＜1。林祖嘉(1991)、陶宏麟和李嘉宏(2006)对台湾地区大专以上毕业生失业持续时间的研究显示，规模参数α均大于1。这表示随着失业持续时间延长，失业持续时间增长的概率变小，即较易于找到工作。其原因可能是，在劳动力市场有效运行下，随着失业持续时间的延长，增加了失业大学生找到工作的效率。

      再次，个体特征。性别对失业大学生实现就业的影响不显著，即女生在劳动力市场上经历了更长的失业持续时间，但并不显著。这与胡永远和余素梅(2009)的结论并不完全一致，还有待进一步探索。然而，年龄是影响失业大学生实现就业的重要因素，这一定程度上反映了劳动力市场上的年龄歧视现象，即用人单位更加偏好年龄较小者。因为在人力资本投资数量相同的情形下，用人单位期望从年轻者身上获得的人力资本投资回报期更长。学历层次和学校名气作为重要人力资本投资形式和方面对大学生摆脱失业状态具有积极作用。其他条件相同，与高职高专学历者相比，本科学历者实现就业的概率明显提高了约74%；与一般院校的毕业生相比，“211”重点大学的毕业生实现就业的概率明显提高了约47%。这印证了信号理论和人力资本理论的基本观点。“211”重点大学的毕业生明显能够享受更多、更优质的教育资源，通常具有高质量的人力资本。同时，能进入“211”重点大学学习本身也向雇主们传递了高能力的信号(申晓梅、谭远发和边慧敏，2010)。

      此外，工作搜寻方法。与通过朋友和亲戚得到招聘信息相比，大学生通过媒体看到招聘信息进而实现就业的概率要低28%；大学生通过参加大学组织的校园招聘会进而实现就业的概率要较之高47%；通过参加政府机构组织的招聘会和直接向用人单位了解这两种渠道对于大学生实现就业的影响并不显著。这可能由于媒体发布招聘信息门槛低，纷繁复杂，缺乏针对性，而大学组织的招聘会更具有针对性、可靠性和有效性。

      最后，工作能力对失业大学生实现就业概率的正向影响不显著。这正体现了保留工资落差较之保留工资的优越性，它较之保留工资更能准确地反映求职大学生对工资的真实期望偏差。因为拟付工资和实际工资均反映了雇主对求职大学生工作能力(技能)的评估，保留工资反映了大学毕业生对自身内在能力的评价。通过计算保留工资落差已经剔除了很难观测的工作能力因素，因而不再与之相关。下文分别采用

-

、

-

与工资能力的散点图予以直观展示。图6显示，不论对于何种方法计算的保留工资落差，大多数观察样本基本均匀地分布在以保留工资落差水平线(0)和工作能力中位数的垂直线分割而成的四个象限内。这证实工作能力和保留工资落差之间再无线性相关关系。

      五、结论与启示

      

      本文为研究大学毕业生保留工资落差和失业持续时间提供了最直接和完整的经验证据。研究发现，87%的大学毕业生的保留工资均高于拟付工资约41%，这表明绝大多数大学毕业生的保留工资落差较大。本文进一步实证考察了大学毕业生保留工资落差对他(她)们实现就业的概率以及失业持续时间的影响。在控制个体特征、就业城市类型和工作搜寻开始时间和信息渠道等因素后发现，平均来说，若保留工资落差每上升1%，也即大学生的保留工资每高于拟付工资1%，则大学生实现就业的机会比率就下降0.21%；预期失业持续时间也将延长0.14%。这表明目前大学毕业生的就业期望偏高，还需调低保留工资，以缩短失业持续时间。然而，机会函数的规模参数α=1.499＞1显示大学毕业生找到工作的概率随着失业持续时间延长而增加，这表明失业持续时间延长是有效率的，也是值得的。这些发现表明大学毕业生还要对保留工资和失业持续时间进行权衡并作出理性选择。

      通过估计持续时间模型还发现，学历层次和学校名气作为人力资本投资形式对大学生就业和缩短失业持续时间具有积极作用。这表明大学生应努力提高人力资本存量，尤其要积累更多优质的人力资本。工作搜寻信息渠道对大学生就业具有重要影响。从工作搜寻方法来看，与通过朋友和亲戚得到招聘信息相比，大学生通过媒体看到招聘信息进而实现就业的概率要低28%；大学生通过参加大学组织的校园招聘会进而实现就业的概率要较之高47%。这些发现具有重要的政策含义：一方面，高校更应该切实举办好校园招聘会，大学毕业生则应充分利用好这一平台；另一方面，政府部门更应该规范媒体招聘信息发布，加强对招聘信息真实性和可靠性的监管，提高效率。

      此外，大学毕业生失业持续时间也可能影响保留工资。因为失业持续时间越长，他(她)们越痛苦，就会不断调整自己的保留工资，逐渐向拟付工资趋近。鉴于大学毕业生初次进入劳动力市场，多为摩擦性失业，保留工资受失业持续时间影响较小，可视为外生。这也是本文未将失业持续时间作为大学毕业生保留工资影响因素的原因之一。当然，若有大学毕业生就业状况的跟踪调查数据，后续研究可通过寻找保留工资的工具变量，去考察保留工资落差对失业持续时间的影响，以消除可能存在的内生性导致的估计偏误。

      ①取对数不改变变量之间的关系，还可消除异方差，更易于解释，它表示保留工资比拟付工资高百分之几。

      ②90.68%=46.88%×80.12%+53.12%。2010年《就业蓝皮书》指出，2009届大学毕业生半年后的就业率约为86.6%，比2008届(85.6%)高1个百分点，但仍比2007届(87.5%)低0.9个百分点。

      ③限于篇幅，省略了该步骤估计结果，但不影响阅读，有兴趣的读者可向作者索取。

      ④工作能力参见麦可思研究院(2011)。

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