工作岗位转换对劳动者收入的短期影响，本文主要内容关键词为：劳动者论文,工作岗位论文,收入论文，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：F244 文献标志码：A 文章编号：1006-2815(2015)01-0074-06 劳动力流动一直以来都是劳动经济学领域研究的主要议题。工作岗位转换作为劳动力流动的一种形式，是劳动力流动研究中的一个重要视角。改革开放以来，我国劳动力市场的流动性不断增加。《2013年中国薪酬福利管理白皮书》的调查显示，仅2013年上半年，全国主要地区几乎所有的行业都存在超过14%的高离职率的情况，广州和深圳地区离职率超过25%。 关于工作岗位转换的原因，学者们给出了不同的解释。例如工作岗位转换是个人潜在的“流动性偏好”的表现[1]；当劳动者持续工作预期效用较低时，会产生工作搜寻行为进而发生工作岗位转换[2]；另外，人与工作的匹配也可能是工作岗位转换的原因[3]。由此可见，除了具有明显流动偏好的那部分雇员，工作岗位转换是理性劳动者进行成本和收益权衡后的一种劳动力市场行为，即为了追求更合适的工作和更高的收入而产生的一种行为。 那么，工作岗位转换是否会使劳动者们的收入有所增加呢？对于这个问题，国外学者作了大量的实证研究。例如，Mattila以美国劳工局的数据为基础进行研究，发现那些进行工作岗位转换后能无停滞直接进入下一段工作的员工相较工作岗位转换后会经历失业期的员工工资会有明显增长，平均增幅为10.7%[4]。Bartel和Borjas的研究表明劳动者工作岗位转换对其整个生命周期的工资增长存在不均匀性的影响。尽管早期的流动可能在生命周期的后期得到补偿，但是在生命晚期换工作的个体会降低整个生命周期全部的工资增长[5]。Light和McGarry基于面板数据对美国离开学校以后工作8年的年轻劳动者进行的研究结果表明，总体上工作岗位转换与收入增长呈现负相关关系[6]。而Gottschalk和Moffitt的研究结果则表明工作岗位转换对20世纪80年代和90年代中期美国员工的收入增长没有显著影响[7]。Keith和McWilliam发现引起工作岗位转换行为的原因不同，其对收入的影响也不相同。例如因经济原因及员工个人原因转换工作的人将使其下一份工作的收入增加，因家庭原因发生工作岗位转换则其下一份工作收入不发生显著变化，而因解雇造成的工作岗位转换则使其下一份工作收入有显著的下降[8]。而Pavlopoulos等对英国和德国的研究表明，工作岗位转换对低收入劳动者的收入影响是正的[9]。 国内相关研究多关注于影响劳动者工作岗位转换的因素分析[10][11]，而且多是对农民工群体的研究[12][13]，而对于工作岗位转换行为对收入的影响这一问题却鲜少有文献涉及。与本文研究内容最相近的一篇文献是基于2002年CHIP数据，利用初始收入水平作为控制变量，分析了换工作对劳动者收入水平和收入增长的影响[14]。结果表明，对于初始收入水平较低的样本，换工作对其收入有正的影响，而对于初始收入水平较高的样本，换工作则对其收入有负的影响。但文中使用2002年的CHIPS数据并不是严格的面板数据，不能够准确地记录劳动者工作岗位转换历史，并且报告中的“过去收入”一项为被调查者的回忆信息，可能引入了度量偏差。 综上所述，国外学者在工作岗位转换对收入的影响方面做了大量的实证研究。但是在这个领域，国内的相关研究还存在着一定的局限性，例如研究群体多为农民工，研究方法比较简单，估计结果可能存在偏差等。鉴于此，本文基于2009-2011CHNS面板数据，应用倾向分匹配法对工作岗位转换的短期收入效应进行分析。 本文其余部分结构如下：第二部分对数据进行了统计描述，第三部分对估计方法进行了介绍，第四部分给出了估计结果并对其进行了讨论，最后部分是结论与启示。 二、数据与数据处理 本文数据来源于美国北卡罗来纳大学人口中心中国健康营养调查(CHNS)2009和2011年全国城镇住户抽样调查数据。该调查包括北京、上海、黑龙江、辽宁、山东、江苏、河南、湖南、湖北、广西、重庆、贵州等12个省(市)大约7000户家庭、2万左右个人样本。本文选择在2009和2011年均接受过调查且都有完整工资数据的适龄劳动者①作为分析样本。最后符合要求的样本量为1016，其中在2009年进行过工作岗位转换的为90人，未进行工作岗位转换的为926人。 本研究所涉及的变量主要包括小时工资、性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、工作经验、工作经验的平方、调查地、户口类别、是否在2009年经历了工作岗位转换等。其中，性别、受教育程度、婚姻状况、调查地②、户口类别、是否进行过工作岗位转换等均设定为虚拟变量③。表1和表2分别给出了2009年和2011年的样本数据统计特征。 观察表1，可以发现发生过工作岗位转换的个体较未发生工作岗位转换个体的小时平均工资低约1.17元；平均年龄要小4岁左右；工作经验少了大约3年。在未进行工作岗位转换的个体中男性比例和已婚比例较高，受教育程度为大专及大学本科以上学历的个体较多，在经济发达地区工作的比例和非农业户口的比例较高。 表2中的数据统计特征与表1存在着相似的特点。但在2011年进行过工作岗位转换的个体，其工资低于未进行过工作岗位转换个体的工资。而且与2009年相比，两者之间的差值从-1.17扩大到了-2.08。此外，相对于2009年，进行过工作岗位转换的个体中拥有非农业户口的个体比例有所提升。 三、估计方法 对于每一个体来说，“经历过工作岗位转换”和“没有经历过工作岗位转换”是两种互斥的情况，也就是说客观上，我们无法观察到同一个体在同一时期的两种不同行为选择(换工作或不换工作)分别带来的结果反应状态。为了考察工作岗位转换对于收入的影响，最理想的处理方法是社会实验方法，即随机选择个体使之进入实验组(工作岗位转换组)与对照组(未发生过工作岗位转换组)，然后比较两组的平均收入确定平均处理效应(Average Treatment Effects，ATE)。但是这种社会实验的成本太高，实现起来非常困难。因此本文利用Rosenbaum和Rubin提出的倾向分匹配法[15]对该问题进行研究。
倾向分匹配法，即依据调查数据，将样本分为实验组(发生过工作岗位转换的群体)和对照组(没有发生过工作岗位转换的群体)。根据个人特质，从对照组中挑选一组与实验组成员特征相似的个体进行“匹配”。如果两个个体的倾向评分相同，则他们进入实验组的概率相同，可以看作两个无差异个体。也就是说，如果两个个体倾向评分相同，则他们发生工作岗位转换的概率相等，则两者的期望收入相等。即
(1)式中，
表示发生了工作岗位转换的个体i的收入，
表示个体i没有发生工作岗位转换时的收入。如果实验组和对照组没有系统性差异，那么工作岗位转换导致个体收入的变化就可以用(2)式表示：
由(1)和(2)式可得：
(3)式即为估计式。其估计过程可以分三步。 第一步，计算倾向分。根据工作岗位转换行为的Logistic模型计算(即(4)式)计算个体发生工作岗位转换行为的倾向分。
其中，
表示个体i工作岗位转换状态(
=1表示发生了工作岗位转换；
=0表示没有发生工作岗位转换)，
表示个体i特征变量，
表示个体特征变量的函数，λ为待估系数。 第二步，匹配。根据(4)式计算得到倾向评分，对实验组和对照组进行匹配。 第三步，估计平均处理效应。对于匹配成功的个体应用(5)式计算工作岗位转换的平均收入效应。
其中
为实验组个体i2010年和2008年小时工资的差值，
为对照组个体j2010年和2008年小时工资的差值，个体j与个体i的倾向分相同。 四、估计结果 根据倾向分匹配法，本文在这一部分给出了上述各步及最后的估计结果。表3给出了个体发生工作岗位转换行为的方程系数估计结果。根据表3可以发现，随着受教育程度的提高，个体工作岗位转换的概率降低；在东部和中部地区工作的个体，其工作岗位转换的概率较低；拥有非农业户口的劳动者其工作岗位转换概率较低；而且男性较女性的工作岗位转换概率更低。但是随着收入的提高，个体工作岗位转换概率将会增加。
由逻辑模型的估计结果可以计算得到样本的倾向评分(即发生工作岗位转换行为的概率)。根据计算得到的倾向分可以发现实验组和对照组的倾向评分重叠程度并不显著，因此本文采用替代匹配方法④进行实验组与对照组的“匹配”⑤。表4给出了部分的匹配结果。
最后根据(5)式计算得到个体工作岗位转换的平均收入效应。表5给出了匹配后的工作岗位转换行为平均收入效应⑥。根据估计结果，可以得到实验组群体两年的工资差值为1.80元/小时，控制组的差值为2.07元/小时，差中差为0.27元/小时。也就是说，发生过工作岗位转换行为的群体比没有发生过工作岗位转换行为的群体其短期工资收入减少0.27元/小时，减少了约13%⑦。而直接应用普通最小二乘法的估计结果则显示工作岗位转换行为将使劳动者的短期收入下降8.9%⑧，显著低于倾向分匹配法的估计结果。这也恰恰说明了控制个体异质性对本问题估计的重要性。
为了能够更详细地分析工作岗位转换对不同收入群体的影响，本文根据工资收入进行升序排列后，应用国家统计局收入调查的五分法对样本进行分类。位于前20%的样本(样本1～18)即属于低收入人群，位于后20%的样本(样本73～90)即属于高收入群体。分组后，发现对于低收入群体而言工作岗位转换行为使其小时工资差值从1.30元/小时增加到2.70元/小时，也就是说工作岗位转换行为为该群体小时工资短期内增加了1.40元/小时，增加了近一倍。而对于高收入群体，该差值从1.73元/小时降低到0.95元/小时，减少了0.78元/小时，下降了约22%⑨。这一结果与总体结果并不矛盾。总体的结果得出工作岗位转换行为对收入具有负效应的原因是由于高收入群体转换工作概率较高而且其收入效应是负的，所以导致收入下降的数量高于低收入群体收入增加的数量。 五、结论与启示 本文基于2009-2011年CHNS城镇调查面板数据，采用倾向分匹配方法对工作岗位转换对劳动者收入的短期影响进行了分析。结果表明，当控制个体特征后，总体上工作岗位转换行为对个体的工资收入的短期影响是负的。但是对于不同的收入群体，其对短期收入的影响并不相同。例如，对于低收入群体而言，短期内工作岗位转换行为对其收入有正的效应；而对于高收入群体而言，工作岗位转换则具有明显的负效应。但是低收入群体转换工作概率明显低于高收入群体。 根据本文的估计结果，低收入群体转换工作可以使其工资在短期内迅速增加，但是由于其人力资本水平较低，所以导致其工作岗位转换概率较低。因此，对于该群体而言，通过工作岗位转换增加收入的前提首先应该提高其人力资本水平，从而增加其转换工作的可能性，进而增加其收入。而高收入群体，虽然其能力更强，面临的工作机会更多，从而转换工作的可能性较高，但是由于工作岗位转换的短期收入效应是负的，所以该群体应该理性规划自己的职业生涯，尽量减少由盲目的工作岗位转换而造成的收入方面的损失。 ①女性年龄为18至55岁，男性年龄为18至60岁。 ②其中调查地按照经济带划分为东、西部地区。 ③性别虚拟变量的取值为：男性=1，女性=0；受教育程度虚拟变量的取值为：小学=1，其他=0；中学=1，其他=0；高中=1，其他=0；中专或职业学校=1，其他=0；大专或大学及以上=1，其他=0；以小学以下为参照。婚姻状况虚拟变量的取值为：已婚=1，未婚=0；调查地：中部地区=1，其他=0；西部地区=1，其他=0；以东部地区为参照。户口类别：非农业户口=1，农业户口=0。 ④匹配算法的选择参见[16]。 ⑤文中的匹配过程是依据文献[17]给出的SPSS宏程序改编后实现的。具体过程如下：首先，将实验组和对照组的每个样本进行编号，实验组样本编号为1～90，对照组样本编号为1～926。每次选择实验组中一个样本，将对照组中与该样本具有相同倾向分的个体(或倾向分差值绝对值最小的个体)选出，若对照组中存在多个评分相同的个体即用随机数随机选择一个样本，被选择的样本将从对照组中删除，不再候选。以此类推，直到将实验组中样本配对完毕。 ⑥2010年小时工资已回归至2008年水平。 ⑦按照平均每月22天工作日。 ⑧应用普通最小二乘法的回归结果表明工作岗位转换行为对收入产生的负向作用将给收入带来8.9%的下降。 ⑨该结果与Pavlopoulos等[9]的研究结果相一致。
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