城镇劳动力市场雇佣关系的演化及影响因素，本文主要内容关键词为：劳动力市场论文,城镇论文,因素论文,关系论文，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。
劳动力市场深化的过程往往带来劳动力市场灵活性上升。在宏观层面，灵活性指企业可以根据外部经济冲击或劳动力市场变化对雇佣数量和工资水平做出快速调整，这被称为外部灵活性；在微观层面，灵活性指企业内部工作和岗位之间低成本的转化，这被称为内部灵活性。雇佣关系连接了宏观劳动力市场制度、企业雇佣管理制度和微观经济主体，与工人的工作类型、议价能力和个体特征相关。雇佣关系构成的动态变化反映了劳动力市场制度和管理模式的转型(Baron，1988；Abbott，1993；Kalleberg，2008)。不同的雇佣关系中，合约期限越长、企业的调整灵活性越低，工人的就业稳定性越高；合约期限越短、企业调整灵活性增加，工人的流动性也提高。
从全球范围看，劳动力市场中的雇佣合约期限呈现出缩短的趋势，劳动力市场的灵活性显著增强；兼职、临时工、自我雇佣等灵活就业形式比例提高(Kunda et al.，2002)。20世纪70年代以来，发达工业化国家不稳定雇佣关系增长快速(Kalleberg，2008)；发展中国家经历了非正规就业平稳快速的上升过程(ILO，2002)；中东欧、中亚的转型国家也经历了劳动力市场灵活性增强和非正规化的过程(卡则斯和纳斯波洛娃，2005)。有关我国劳动力市场的研究发现，非正规就业的比重逐年增加，尤其在新兴部门非正规就业比重高达85%，且非正规就业对城镇新增就业贡献逐年增大(胡鞍钢和赵黎，2006；吴要武和蔡昉，2006)。
改革开放以来，随着我国从计划经济向市场经济转型，政府逐步放松对资源配置的管制，依靠行政指令配置劳动力资源的方式逐渐被劳动力市场机制所取代。在过去三十年左右的时间里，我国的劳动力市场经历了从诞生、发育到逐步深化的过程。与此相适应，雇佣关系也呈现出从单一走向多元、从僵化走向灵活、从高稳定走向高流动的特点。已有的对我国劳动力市场雇佣关系的研究以静态研究和理论分析为主，动态的研究和系统的经验分析依旧不足。我国劳动力市场处于快速发育过程中，静态时点的研究难以把握劳动力市场的演化特征。本文采用1988年至2007年二十年的微观个体调查数据，对我国的雇佣关系的动态演化进行系统分析，揭示了我国劳动力市场中雇佣关系的构成和雇佣灵活性的变动情况。后续内容包括五部分：第二部分介绍雇佣结构演化背景和已有研究；第三部分是数据及描述统计；第四部分分析雇佣关系构成的变动趋势；第五部分考察影响雇佣关系及其变动的因素；最后是结论。
二、我国雇佣关系构成演化的背景和已有研究成果
我国劳动力市场的发展与经济转型过程密不可分，本节将从经济转型过程中劳动力市场的制度变迁、需求和供给结构的变化出发，引出研究的问题及背景，并介绍相关的研究成果。
随着我国由计划经济向市场经济转型，我国的劳动力配置也由计划与行政方式走向市场。在此大背景下，下面三股力量推动了我国劳动力市场雇佣结构演化：第一，改革开放以来城市化进程中农村剩余劳动力的自发流动对劳动力供给结构形成冲击；第二，以企业改制和建立劳动合同制度为主的劳动力市场制度变革提高了企业雇佣工人的自主权；第三，全球化竞争和技术进步带来的世界范围内的分工和贸易改变了工人和雇主之间的相对谈判地位。三股力量共同作用导致我国劳动力市场呈现供给和需求结构多元化、非正规就业比重增加、灵活就业形式增强的特点，对应到雇佣关系上则表现为雇佣关系从单一走向多元、从僵化走向灵活、从高稳定走向高流动的特点。
(一)我国劳动力市场制度变迁
计划经济体制下的就业制度主要由排他性的全面就业制度和分割城乡劳动力配置的户籍制度构成(蔡昉，2009)。从1949年到1978年改革开放前，我国实行单一的计划经济管理体制，国家采用“统包统配”方式使劳动者成为用人单位“终身制”的固定工，国有部门是主要就业渠道，一旦就业就鲜有机会流动，也没有被解雇的风险。与此同时户籍制度限制了城乡之间的人口流动。劳动力资源配置依靠行政和计划手段，不存在以市场机制为基础的劳动力市场。自20世纪70年代末以来，我国开始由计划经济向市场经济转型，随着经济体制改革和企业制度改革，劳动力配置方式发生了深刻变化。
图1勾画了改革开放以来影响劳动力市场发展的重大事件。1978年开始的经济体制改革发端于农村，城镇的体制改革相对滞后于农村，在进入20世纪80年代中后期进程逐渐加快。1986年10月，国务院颁发《国营企业实行劳动合同制暂行规定》，规定在国营企业新招收的工人中推行劳动合同。1991年试行全员合同制，终身制劳动关系逐渐退出历史舞台。始于20世纪90年代初的国有企业改制将国有企业推向了市场，企业管理者代替国家成为劳动力市场的需求方。1995年1月1日起，《中华人民共和国劳动法》正式实施，这是我国第一部规范劳动关系的全国性法律，将劳动合同引入企业和劳动者的雇佣关系，改变了旧体制下的终身雇佣制度①，要求用人单位与职工实行劳动合同制度，以消除“正式工”与“临时工”之别。雇佣关系合约化打破了“铁饭碗”，解除了企业调整劳动力成本的制度约束。近年来，随着劳资关系矛盾凸显，政府进一步依托法律提高对工人权益的保护。2008年1月1日以来，以新《劳动合同法》为代表的一系列法律开始在全国范围内实施②，从而在立法层面规范了雇佣关系，提高了对劳动者权益的保护。
(二)劳动力市场需求和供给结构的变动
需求结构变化源于需求主体的变动。改革伊始，对外开放成为我国经济体制改革的重要组成部分。1980年我国正式设立经济特区，后进一步开放港口、沿海、沿江、沿边和内陆城市，并就引进外资制定了一系列配套优惠政策，三资企业成为我国经济生活中的一个重要组成部分。1997年以来，国有企业部门的改革加快，大型国企改制和小型国企重组进一步加速，前所未有的大批“下岗”工人需要新的工作，部分曾就职于公有部门的个人脱离了原有体系进入私营部门。与此同时，私营经济和私营企业的地位得到认可，成为“社会主义市场经济的重要组成部分”。③三资企业、私营企业和现代股份制企业的蓬勃发展推动了劳动力市场中雇佣主体的多元化。如图2所示，经过三十年的发展，在国有和集体所有制企业就业的工人比重出现了大幅下降，在私营企业、个体企业，以及有限责任和股份制有限责任公司就业的工人比重快速上升。1985年，在国有和集体所有制企业就业的工人占总就业工人的比重接近100%，到2009年，在国有和集体所有制企业就业的工人的比重降至30%，在私营和个体经营企业就业的工人占总就业工人的40%以上。
图1 1978-2008年我国劳动力市场制度变化示意
图2 不同所有制企业就业比重
数据来源：国家统计局网站各年《中国统计年鉴》。
20世纪80年代以来，大量农村剩余劳动力涌入城市，尽管不同学者和机构采用的数据来源和定义口径的不同会带来估计上的差异，但这不影响学者对农民工总体数量的基本判断。卢锋(2011)的数据显示，农民工的总量从1985年的6700万增加到2000年的近1.5亿，到2010年已经达到2.4亿。农民工总量不断增长。进入2004年以来，农民工群体中外出务工数量增速下降，这与2004年以来我国沿海地区出现的“民工荒”现象互相印证，显示我国农村剩余劳动力已经出现了局部的结构性的短缺(新华网，2012)④，但农村外来务工者仍是城镇劳动力市场的重要组成部分。
(三)雇佣关系构成分类和已有研究成果
按照合约期限的长短，本文将我国城镇劳动力市场的雇佣关系划分为类终身雇佣⑤、长期雇佣、短期雇佣、无合同雇佣四类，分别对应无固定期限合约或计划经济体制下的固定工、一年期以上固定期限合约、一年期以下固定期限合约，以及没有签订雇佣合约的情形。各种雇佣类别之间的相互联系如图3所示。相对已有文献中按照合同期限、正规和非正规就业的划分方式，本文对雇佣关系的分类覆盖了整个受雇者群体，有利于了解雇佣关系的具体构成，并获得雇佣构成演化的详细信息。四种雇佣关系一方面包含雇佣合约期限的信息，另一方面包含正规就业和非正规就业变动的情况，因此本文对我国城镇劳动力市场雇佣关系的研究与雇佣合约期限文献，以及就业类型文献紧密相关。
已有文献表明，劳动合约构成的演变是劳动力市场管制、技术变化以及妇女劳动就业率提高的综合反映(Heywood & Green，2008)。全球范围看，雇佣合约期限呈变短趋势，兼职、临时工、自我雇佣等灵活就业形式比例越来越高，劳动力市场的灵活性显著增强(Kunda et al.，2002)。Rich & Tracy(2004)的经验研究发现，合同期限的长短对于宏观政策的效率十分重要，同时还会影响社会经济总量的波动。Blanchard & Landier(2001)通过研究法国劳动合同改革，发现固定期限合同的引入只提高工人的流动速度，但无法降低失业率或是缩短失业期限，因此固定期限合同的引入对工人福利带来了负面影响。孙睿君和李子奈(2010)采用横截面数据对不同期限类型劳动合同差异进行分析，但采用横截面数据无法反映出劳动合同构成随时间的演化。
除合约期限变动外，非正规就业比重的变动也反映了雇佣关系及其构成的变化。全球范围的非正规就业比重不断提高，在整体经济中扮演愈来愈重要的角色，发展中国家大都经历了非正规就业平稳快速上升的过程(ILO，2002)。吴要武和蔡昉(2006)利用2002年我国66个城市的调研数据计算了城市非正规就业比重，得出城市非正规就业的下限约为42%，传统部门的非正规就业者约占该部门就业总量的23.4%，新兴部门的非正规就业者的比例超过85%。胡鞍钢和赵黎(2006)利用1990-2004年的宏观时序数据，发现城镇非正规就业的增长超过城镇就业增长率，非正规就业对城镇新增就业贡献最大。四种雇佣关系细化了正规和非正规就业部门这种划分方式，其中类终身雇佣关系和长期雇佣关系对应正规就业特征，享有较高的工资、优越的工作条件、稳定的就业和完善的社会福利与保障；而短期和无合同的雇佣关系则对应于非正规就业的特点，如工资较低、工作条件恶劣、就业不稳定，以及福利社会保障不完善。⑥
图3 雇佣关系分类
如上所述，在过去二十多年中，我国劳动力市场的供给、需求和制度环境都发生了较大的变化，这些变化无疑会对雇佣关系的构成产生影响。而已有的研究我国劳动力市场合约期限和雇佣关系构成的文献以静态截面研究为主，动态的长期研究主要采用宏观统计数据，采用微观数据对雇佣关系进行动态的系统的研究仍十分缺乏。本文采用1988、1995、2002和2007年涵盖二十年的微观调研数据，对我国雇佣关系的动态变化进行系统的研究，拟回答下列问题：近二十年来城镇居民的雇佣关系构成如何演变？各种因素如何影响雇佣关系的获得，以及雇佣关系构成的变动？本文的研究将提供不同雇佣关系动态变化方面的详尽经验事实，这有助于理解我国雇佣灵活性的发展变化，也为后续进一步研究劳动力市场制度变革对劳动力市场灵活性的影响提供了历史参照。
三、数据说明和描述统计
(一)数据
本文使用的数据时间跨度为二十年，覆盖了我国城镇劳动力市场制度发生重大变化的整个期间。数据来源有两个：第一是“中国城乡居民收入分配”课题组1988、1995和2002年的中国住户收入调查(简称为CHIP)数据；第二是2007年度“中国农村—城市流动人口调查”(简称RUMiC)数据。两个数据的城镇样本均来自国家统计局的常规住户调查样本框，具有可比性。调查问卷广泛涵盖了有关个人及其就业方面的信息，包括性别、年龄、教育水平、就业情况、就业单位、收入等。为了保证样本的可比性和覆盖范围的一致性，本文选用1995年、2002年和2007年调查均覆盖到的六个省份(江苏、安徽、河南、湖北、广东和四川)，各省宏观经济变量来自统计年鉴和国家统计局网站的统计公报。城镇样本中选取男性在16—60岁、女性在16—55岁之间的被调查者。⑦由于本文的研究对象为雇佣关系，所以仅保留工作或就业样本，删除退出劳动力市场的样本。⑧为了保证样本的代表性，后文的统计和回归分析中根据各省非农人口数量对样本进行加权。
(二)描述统计
1.雇佣关系构成及其变动
图4显示了我国近二十年来城镇居民劳动力市场中雇佣关系的构成及其演变。1988年处于我国雇佣关系分化的开端⑨，这一年里，类终身雇佣关系占比为97.86%，短期、无合同等灵活雇佣形式几乎不存在。20世纪90年代初，我国引入劳动合同制度，打破了原有的终身雇佣制度，固定期限合约比重上升，尤其是在1995年到2002年期间，灵活雇佣比重出现迅速上升。在2002年到2007年期间，一年以上的长期固定期限合约比重上升最快，劳动力市场中最灵活的雇佣形式无合同雇佣的比重基本保持不变，短期合同的比重略有下降。⑩
总体而言，从1988年到2007年，雇佣灵活性表现出上升趋势。但是雇佣灵活性的上升一方面可能受到劳动力构成变动带来的影响，另一方面可能受到劳动力市场制度带来的影响。后文将进一步采用多元回归的方式控制劳动力特征变量，考察制度变迁带来的雇佣灵活性上升，并利用分解方法对不同影响因素的相对重要性进行判断。
2.影响雇佣关系的因素
雇佣关系是劳动力市场竞争力的表现形式之一，反映了工人的议价能力。来自供给和需求两方面的因素都可能影响工人和企业之间的议价能力，进而影响雇佣关系。
从供给方面来看，个人的人力资本和人口学特征，以及影响劳动力供给结构的变量，如移民的数量，会对雇佣关系产生影响。影响需求方面的因素主要有经济增长速度和产业结构(吴要武，2009)。此外，考虑到劳动力市场分割的现实情况，即使控制了以上供给和需求两方面的因素，个人从事的职业、所处的行业和工作单位也会影响到最终的就业状况，并最终反映到工人的雇佣关系上。因此本文把影响雇佣关系的变量分为四类：第一类是人力资本特征，包括工作经历、教育年限；第二类是人口学特征变量，包括性别、是否有配偶等；第三类是工作单位特征变量，包括工作的职业、行业、单位所有制等；第四类是地区宏观经济变量，采用地区国民生产总值增长率、出口占地区生产总值的比重、三次产业占地区总产值的比重、移民占总人口的比重等。
图4 雇佣关系的构成情况(%)
注：雇佣关系包括类终身雇佣、长期雇佣、短期雇佣和无合同雇佣。数据来源：前三年数据来自CHIP，最后一年数据来自RUMiC2007。
表1a对连续和二元变量统计了均值和标准差，第一行是均值，第二行括号内是标准差。1995年的数据将无合同雇佣包含在短期雇佣中，因此1995年的统计数据未单独报告无合同雇佣的变量统计。
个人特征是影响工人雇佣关系获得的重要因素。从表1a可以看出，不同雇佣关系的工人在受教育水平方面有很大差异。类终身雇佣工人平均受教育水平在各个年份都是最高的，长期雇佣与短期雇佣工人的平均受教育水平没有明显差异，无合同雇佣工人的受教育水平最低。当前工作单位的任期是衡量就业稳定性的重要指标。类终身雇佣、长期雇佣、短期雇佣和无合同雇佣四种雇佣关系的就业稳定性依次降低。在1995年和2002年，类终身雇佣和长期雇用的就业稳定性较高，平均任期均分别为13年和15年以上，短期雇佣和无合同雇佣的稳定性较低。2007年，类终身雇佣的就业稳定性依然较高，但长期雇佣稳定性出现了下降，平均工作任期低于10年，短期和无合同雇佣的稳定性维持较低水平。就工作经历来看，1995年类终身雇佣和长期雇佣工人的工作经历较长，但从2002年起工人之间的工作经验的差距在缩小，2007年各组工人间工作经历的差异变得更加不显著。已婚男性选择相对稳定的雇佣关系，如类终身雇佣或者长期雇佣。类终身雇佣就业者平均年龄较大。
企业特征也会对雇佣关系带来影响。表1b对分类变量各种类别所占百分比进行了统计。类终身雇佣在国有和集体企业中的占比相对较高，但值得注意的是，在国企和集体企业中类终身雇佣的比重持续下降，从1995年的75.41%下降至2007年的54.83%。负责人和专业技术人员更有可能与雇主建立类终身雇佣关系，但专业技术人员中类终身雇佣比重出现明显下降。从行业来看，文、卫、科、教和党政机关等行业中类终身雇佣关系比重最高，进入2007年各个行业之间的雇佣结构逐渐趋同。
宏观经济变量也会对雇佣关系带来影响。出口加工业雇佣关系较为灵活，短期雇佣、无合同雇佣与出口占比正相关。地区经济增长水平与雇佣关系之间的关系不明确，经济增长一方面将增加就业机会降低失业率，这对长期雇佣等稳定雇佣关系有正向影响，另一方面经济高速增长可能源于对外贸易和出口加工工业的发展，这将带动灵活雇佣比重的上升(表1a)。
四、雇佣关系构成的变动趋势
从1988年到2007年，我国劳动力市场雇佣关系构成中，无合同雇佣和短期雇佣为代表的灵活雇佣形式比重上升，而类终身雇佣的比重出现了明显下降(如图4)。雇佣结构的演化一方面受到劳动力市场制度变迁的影响，另一方面也受到劳动力禀赋构成的影响，本文接下来将通过多元Logit回归，在控制了劳动力禀赋特征的基础上，考察在不同年份制度因素带来的雇佣灵活性变动。
因变量雇佣关系包括类终身雇佣、长期雇佣、短期雇佣和无合同雇佣四种类型。当因变量为非排序的类别变量且各类型之间互斥的情况下，通常采用多元选择模型，如多元Logit模型(Cameron and Trivedi，2006)。本文的解释变量包括个体的人力资本、人口学特征变量，工作单位、地区宏观经济变量。在多元Logit模型中，第j类雇佣关系的概率表示为：
基准参照组选择标准不明确是多元Logit模型固有的缺陷。为了揭示由于制度变化带来的雇佣灵活性的变动趋势，克服随意选择基准参照组对结果带来的影响，文中采用了三种模型设定形式。如表2所示，三种模型设定中，基准参照组从灵活性最高的无合同雇佣，向逐渐包含灵活性相对较弱的短期雇佣，到包含灵活性更弱一些的长期雇佣，依次呈现出不同雇佣关系结构的变动信息。
第一种设定以无合同雇佣为基准参照组，由此可以得到类终身雇佣、长期雇佣、短期雇佣相对于无合同雇佣的对数优势比的变动情况。回归结果显示，相对于灵活性最高的无合同雇佣而言，类终身雇佣、长期雇佣和短期雇佣的概率在2002年和2007年相对于1995年均出现了下降。
第二种设定将短期、无合同雇佣一并作为基准组。短期雇佣和无合同雇佣均是灵活性较高的雇佣形式，由此可以得到类终身雇佣、长期雇用相对于灵活雇佣的对数优势比变动。回归结果显示，相对于短期、无合同为代表的灵活雇佣关系，类终身雇佣、长期雇佣的概率在2002年和2007年相对于1995年均出现显著下降，但在2007年相对于2002年有一定程度的回升。
第三种设定将雇佣关系划分为类终身雇佣和非类终身雇佣(包括长期雇佣、短期雇佣和无合同雇佣)两大类，类终身雇佣的灵活性最低，而其他雇佣形式均具有一定程度的灵活性。此时的多元Logit模型退化为二元Logit模型。回归结果显示，相对于其他具有较高灵活性的雇佣关系，类终身雇佣的概率在2002年和2007年相对于1995年均出现显著下降。
三种模型设定的回归结果一致显示，在控制了影响雇佣关系的禀赋特征之后，我国劳动力市场中灵活雇佣的比重依然表现出了明显的上升趋势，稳定雇佣关系尤其是类终身雇佣出现了非常显著的下降。灵活性雇佣关系比重上升在1995年到2002年这一阶段最明显，进入2007年，稳定雇佣关系的比重略有回升。
五、雇佣关系及其变动的影响因素
在前文分析雇佣关系动态演化的基础上，本节进一步考察雇佣关系构成和动态演化的影响因素及其相对重要性。第一部分采用多元logit回归考察影响工人获得不同雇佣关系的因素，第二部分采用扩展的Oaxaca-Blinder分解来考察影响雇佣关系构成变动的因素。
上一节在分析雇佣关系演化趋势时采用了三种模型设定形式。考虑到以下四个方面的原因，后文的分析将采用其中的第二种模型设定形式，即将因变量雇佣关系划分为类终身雇佣、长期雇佣以及短期和无合约雇佣三类。首先，短期和无合同雇佣是典型的灵活雇佣关系形式，将两者整合到一起契合本文考察劳动力市场灵活性变动的主题。其次，从图4的雇佣关系构成变化趋势看，短期雇佣和无合同雇佣两者的变动趋势非常一致，考察动态演化时将两者合并具有合理性。第三，从模型选择的角度来看，将短期和无合同雇佣合并作为基准类型回归的拟合优度最高(见表2)。第四，从数据本身的特点来看，在1995年的雇佣关系分类中，无合同雇佣直接被纳入短期雇佣类型，在2002年和2007年中将两者合并有助于保持动态分析数据的连续一致。基于此，后文的多元Logit回归和扩展的Oaxaca-Blinder分解的因变量均分为类终身雇佣、长期雇佣，以及短期和无合约雇佣三种雇佣关系。
(一)采用多元Logit回归分析获得雇佣关系的影响因素
由于不同年份变量影响雇佣类型存在较大差异，在考察特征变量影响时，采用分年度的多元Logit模型比采用堆垒多元Logit回归的解释程度更好(11)，回归结果如表3所示。以下将主要从人力资本变量、工作单位变量，以及宏观经济变量角度来解释回归结果。
第一，人力资本变量的影响。1995年，工作经历和教育水平与工人获得类终身雇佣、长期雇佣两种稳定的雇佣关系优势比正相关，进入2002年，工作经历的影响依然显著但影响的程度降低；但只有中专、大专及以上的教育程度才对获得类终身雇佣关系、长期雇佣关系产生显著的正向影响，其他教育水平的影响变得不显著。2007年，人力资本变量中仅工作经验和大专以上的教育程度能影响个人获得类终身雇佣、长期雇佣。
第二，工作单位变量的影响。从职业来看，专业技术人员与稳定雇佣关系优势比正相关，企业负责人在2002年之后多为类终身雇佣。行业的影响因素进入2002年以后变得更加显著，商业、物流业等第三产业与类终身雇佣、长期雇佣关系负相关，文卫科教党政机关的员工多为类终身雇佣。从企业所有制来看，国家和集体所有制与类终身雇佣和长期雇佣的优势比正相关，但是影响的程度逐渐降低。
第三，宏观经济变量的影响。(12)产业结构在1995年对雇佣关系的影响不明显，在2002年和2007年变得显著。进入2002年以来，第三产业的比重与类终身雇佣和长期雇佣均呈负相关关系。农村外来人口的比重与类终身雇佣和长期雇佣优势比均负相关，与短期或无合同雇佣优势比在2007年显著正相关，农村外来人口提高了灵活雇佣关系的比重。经济增长率是一个综合性指标，它与雇佣关系呈现非线性的关系，其对类终身雇佣、长期雇佣的优势比在2002年为负，进入2007年以后为正，呈U型。
诚然，雇佣关系的选择与其他雇用条件，如工作地点、行业、职业、所有制类型的选择紧密相关。不同个体对于这些因素会有不同的排序，有的优先考虑就业城市，有的优先考虑行业，有的则更加关注企业所有制，而雇佣关系的达成往往建立在这些选择行为的基础上。受到数据和篇幅限制，本文未对多层次的雇佣选择行为做深入研究。但正如一位匿名审稿人指出，采用层次更加丰富的数据，配合以嵌套模型，循上述思路分析雇佣选择行为无疑是一个重要的研究的课题。利用现有数据，本文对工业企业和国有部门两个限制样本做雇佣关系的多元选择模型，一定程度上剔除了行业和所有制不确定对雇佣关系产生的影响，限制样本的回归结果与总体样本的雇佣关系选择行为具有一致性，表明了实证结果具有稳健性。(13)
(二)采用扩展的Oaxaca-Blinder分解考察雇佣关系变动的影响因素
Oaxaca(1973)和Blinder(1973)提出了对线性回归的分解方法，可以将两组样本因变量的差异分解为变量解释的部分和系数解释的部分，其中变量解释部分由可观察的禀赋差异造成，系数解释部分由不可观察的制度等因素造成。考虑如下的线性回归方程
表示不同的两组样本。根据Oaxaca & Ransom(1994)分解如下：
其中
，此处Ω是权重矩阵，I是单位阵。Ω=1和Ω=0分别代表以初始年份和结束年份为基期进行分解。(14)本文中使用的多元Logit模型是非线性方程，直接应用方程(2)会使分解的结果出现偏误，因此本文的分解变量是线性化的对数优势比。Yun(2004)在传统分解的基础上，提出了扩展的分解方法，不仅可以分解出变量解释部分与系数解释部分，而且可以再将这两个部分按照解释变量做进一步的分解。
在1995年、2002年和2007年对雇佣类型的多元Logit回归基础上，对雇佣关系构成在1995-2002年和2002-2007年之间的动态变化进行扩展的Oaxaca-Blinder分解。解释变量包含四类：人力资本特征变量，包括教育水平、工作经历；人口学特征变量，包括性别和婚姻状况；工作单位特征变量，包括职业类型、行业类型和所有制类型；省区宏观经济特征变量。
一次分解将两个年份之间雇佣关系构成的变动分解为变量解释部分和系数解释部分。变量解释部分表示当两个年份的工人面对完全相同的雇佣关系外部条件时，由于两个年份中工人的人力资本特征、人口学特征、工作单位特征或宏观经济等禀赋差异导致雇佣关系的差异；系数解释部分表示当两个年份中的工人禀赋变量相同时，由于其面对的雇佣制度环境不同导致具有类似特征的工人在不同年份与雇主建立了不同的雇佣关系。二次分解进一步按照变量的四种分类细分为各种类别的变量解释部分和系数解释部分。一次分解所得的变量解释部分细分为人力资本变量解释的部分、人口学变量解释部分、工作单位变量解释的部分和地区固定效应解释的部分；一次分解所得的系数解释部分可细分为人力资本变量系数解释部分、人口学变量系数解释部分、工作单位变量系数解释部分和省份固定效应系数解释部分，最后是常数项系数解释部分。
1.1995年至2002年雇佣关系构成变化的分解结果
从变动趋势看，在1995年到2002年之间，类终身雇佣和长期雇佣的优势比均有较大幅度下降，即雇佣关系构成中灵活雇佣比重显著提高(见表4a)。从影响因素来看，类终身雇佣比重的下降主要源于制度变迁因素带来的系数变动的影响，禀赋效应的变动方向有利于提高类终身雇佣的比例，但低于系数效应的影响。经济含义可以做如下理解：假定1995年和2002年有一样的雇佣制度环境，2002年的工人的特征事实上更有利于建立类终身雇佣关系，但由于制度环境发生了变化，类似工人在2002年比在1995年更难建立稳定类终身雇佣关系，综合作用的结果导致了类终身雇佣比重的降低。长期雇佣比重的下降同样主要受到来自于制度变迁因素带来的系数变动的影响，禀赋效应也有降低长期雇佣比重的作用。
根据Yun(2004)的扩展分解发现，在1995年到2002年之间，人力资本特征的禀赋效应有利于提高类终身雇佣和长期雇佣的对数优势比，但是，制度变迁导致的人力资本的系数效应均为负数，即假定工人在2002年拥有相同甚至更高的人力资本水平，其获得类终身雇佣和长期雇佣的概率也可能降低。除了人力资本外，其他几类变量的系数也多为负数，显示出制度变化带来类终身雇佣、长期雇佣比重的下降，短期和无合同等灵活雇佣比重的上升。
2.2002年至2007年雇佣关系构成变化的分解结果
从变动趋势看，在2002年到2007年之间，雇佣灵活性上升速度减慢，类终身雇佣的优势比有微幅回升，长期雇佣的优势比出现了较大幅度的回升(见表4b)。
从影响因素来看，这一阶段，制度因素依然有降低类终身雇佣优势比的效应，但是禀赋效应尤其是宏观经济特征效应显著提高了类终身雇佣的优势比。长期雇佣优势比的回升受到来自可观察变量的禀赋效应和制度变迁导致的系数效应共同影响。值得注意的是，人力资本对应的系数效应显示为正，意味着假定工人在2007年拥有与2002年相同的人力资本水平时，其获得类终身雇佣和长期雇佣的概率要比在2002年高。
总体而言，从1988年到2007年，相对于短期和无合同雇佣关系，类终身雇佣、长期雇佣的对数优势比出现了先下降后小幅回升的变动。影响雇佣关系构成动态演化的因素中，制度因素是导致雇佣关系灵活性迅速上升然后略有下降的主要原因。在1995年到2002年之间，代表制度因素的系数效应高于禀赋效应的解释力，说明这一阶段的雇佣灵活性的上升主要源于制度变迁因素的影响。在2002年到2007年，类终身雇佣比重的下降依然主要源于制度变迁，长期雇佣比重的上升受到禀赋效应和系数效应的双重影响，后一阶段的制度环境中人力资本获得稳定雇佣的回报较高，这说明进入后一阶段，放松管制和市场深化的效应逐渐释放殆尽，特征变量提高雇佣稳定性的作用开始显现。
本文采用覆盖1988年到2007年的四次微观调研数据系统考察雇佣关系构成及其演化特点，雇佣关系构成的演化显示了我国城镇劳动力市场雇佣灵活性先上升后略有下降的过程。从1988年开始，我国的雇佣关系构成中短期、无合同雇佣等灵活雇佣形式的比重呈上升趋势，到2002年，劳动力市场的雇佣灵活性已经达到一个较高水平，进入2007年，稳定雇佣关系的比重略有回升，类终身雇佣的相对比重微幅回升，而长期雇佣占比则较大幅度回升。
影响雇佣关系构成及其变动的因素可划分为不可观察的制度影响和可观测变量影响两类。在1995年到2002年之间，放松管制、深化市场机制等制度转变是导致雇佣结构变动的最重要原因。其中，类终身雇佣比重的下降主要源于合同制度引入带来的影响，人力资本等禀赋效应的变动方向是有利于提高类终身雇佣比例的，但低于系数效应的影响。长期雇佣比重的下降同样主要受到来自于制度变迁因素带来的系数变动的影响。在2002年到2007年之间，放松管制和市场深化的效果逐渐释放殆尽，制度因素的作用略有降低，禀赋效应的影响逐渐显现。类终身雇佣优势比微幅回升、长期雇佣优势比的显著回升源于禀赋效应的正向作用与系数效应负向作用的共同结果。
本文所使用的数据来自于中国居民收入分配课题组数据(CHIP)和中国农村-城市移民调查(RUMiC)。CHIP数据由北京师范大学收入分配与贫困研究中心提供给作者使用；RUMiC数据由德国劳动研究所(IZA)、澳大利亚ARC/AusAid、福特基金会和我国人保部共同资助，由IZA提供给作者使用，上述单位的帮助使本文得以完成。感谢匿名审稿人的修改意见，文责自负。
①该法产生于国有企业改革的大背景，针对的对象主要是城镇居民，未覆盖来自农村的外来务工者。
②《就业促进法》自2008年1月1日起实施。《劳动争议调解仲裁法》2008年5月1日起实施。《社会保险法》于2011年7月1日起实施。
③标志性事件是1997年9月12日中国共产党第十五次全国代表大会的召开。会议报告强调“建立现代企业制度是国有企业改革的方向，按产权清晰、权责分开、政企分开、管理科学的要求对国有大中型企业实行规范的公司制改革。……把国有企业改革同改组、改造、加强管理结合起来，抓好大的，放活小的。……非公有制经济是我国社会主义市场经济的重要组成部分”。
④新华视点：来自六大区域关于“民工荒”的调查报告http://news.xinhuanet.com/politics/2012-02/07/c_111495597.htm。
⑤终身雇佣制是日本企业的基本用人制度，在日本大企业一般都实行终身雇佣制，求职者一经企业正式录用直到退休始终在同一企业供职，除非出于劳动者自身的责任，企业主避免解雇员工。本文中的“类终身雇佣制度”包括劳动合同制度改革之前的固定工和当前的无固定期限合同的雇佣。
⑥小规模自我雇佣也具有非正规就业的特征，但鉴于自我雇佣人群较强的异质性，既有自己创业企业家，也有小摊小贩，本文暂不考虑此类人群。
⑦劳动年龄人口一般指法律规定的成年人口减去法定退休年龄的人口以后的人口总数。我国规定男子16—60周岁，女子为16—55周岁，这部分人口被视为劳动年龄人口。
⑧如离退休、丧失劳动能力者、下岗职工、离岗(放长假)、提前退休、内退人员、失业人员、待业青年、家务劳动者、在校学生、待分配和待升学者，以及其他非就业者。
⑨1986年国务院颁发《国营企业实行劳动合同制暂行规定》，企业在新招的工人中推行劳动合同，原有工人保留固定工制度。
⑩2002年以前的数据中没有无合同雇佣这个分类。
(11)F检验表明年份因素不仅影响截距项也影响斜率，分年回归比堆垒回归的结果更有效。
(12)无论是采用省份虚拟变量还是采用地区宏观经济变量来代表地区影响因素，所得到的人力资本变量、人口学变量以及就业特征变量的回归系数均无显著的变化，这表明模型的稳健性。限于篇幅，正文仅给出采用地区宏观经济变量的分年度回归结果，其他回归结果可向作者索取。
(13)限于篇幅，针对限制样本的多元选择模型的回归结果未在文中报告，有需要的读者可以向作者索取。
(14)基期的选择会导致分解结果出现变化，这是Oaxaca-Blinder分解固有的遗憾，本文主要选取结束年份为基期，以便于从当前的劳动力市场制度影响对系数进行解释。