初次就业、失业及收入效应与城镇新增劳动力的机会，本文主要内容关键词为：劳动力论文,城镇论文,效应论文,收入论文,机会论文，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。
20世纪90年代中后期以来，我国城镇就业形势较为严峻。就公开的城镇登记失业率来看，1996年超过3％，2002年则达到4％以上。有研究指出以城镇登记失业率来度量城镇就业状况可能会存在偏差。胡鞍钢(1997)、陈淮(1999)、蔡昉[1]、张车伟[2]、李实和邓曲恒(2004)、薛进军和魏众[3]、丁仁船、王大犇[4]等都试图对相关年份的真实失业率或调查失业率进行估算或推算，估算结果通常都远高于登记失业率。失业下岗或许仅仅描述了严峻的劳动力市场的一个方面，体现的是曾获得工作岗位者的就业机会，但并不能直接描述劳动力市场新进入者所面临的就业形势。新进入市场的劳动力失业情况或青年失业，也越来越成为劳动力市场中的严峻问题[5]。对于新进入劳动力市场群体的失业情况通常缺乏详尽的统计信息，最近几年来的大学生较低的毕业签约率或许能在一定程度上描述劳动力市场新进入者的严峻状态[6]。
劳动力市场新进入者的就业问题主要表现为初次就业等待时间或搜寻时间的延长。这种延长既可能表现为经济结构调整而导致就业机会下降的结果，也可能表现为劳动力市场转型而导致的谋职行为改变的结果。前一因素意味着就业机会的下降导致初次搜寻时间的被迫延长；后一因素则体现人们为改善就业匹配质量而作出的权衡选择。这两种不同原因所造成的就业搜寻时间差异对以后的劳动力市场表现会具有不同的影响。如果初次就业搜寻时间由于经济环境的影响而被迫延长，则意味着初次就业搜寻时间越长者所面临的劳动市场状况越糟，因此就业搜寻时间的延长成为劳动力市场失败者的标记；而如果初次就业搜寻时间由于初次就业者在谋求更为匹配的职位而作出的自主选择，则搜寻时间越长者的劳动力市场匹配质量会越好。根据这样两种作用机制，可以从初次就业搜寻时间于后来的劳动力市场表现中去推测初次就业搜寻时间究竟是由哪类因素造成的。在此根据城镇住户调查数据，分析新增劳动力初次就业搜寻时间的影响因素及其对随后的劳动力市场表现的影响。
一、数据与描述
数据来自于中国社会科学院经济研究所收入分配课题组于2002年所作的城镇住户调查，全部样本来自于国家统计局的常规住户调查样本框，共包含6835户城镇住户，分布在12个省份之中。调查由国家统计局的调查系统负责实施，调查问卷由课题组的中外专家联合设计完成。数据的基本信息及抽样调查方式参见Li Shi等(2007)的描述。
(一)个人特征与初次就业搜寻时间
调查询问了被调查者第一次参加工作的年份以及“在获得第一个工作之前，您花了多长时间寻找(或等待分配)工作”。分析样本限定在：初次就业年龄处于15～25岁，2002年年龄在60岁以内的就业与失业个人。表1给出了样本的描述性特征，全部样本共包含9495人，其中初次就业搜寻时间为0的占58％，0～6个月的样本占29％，因此87％的个人初次就业搜寻时间在半年以下。在全部样本中，初次就业搜寻时间平均为3.4个月。在初次就业出现过等待经历者，平均等待时间为8个月。
从表1的描述性统计量来看，受教育年限与初次就业搜寻时间长短之间表现出了反向变动关系，即受教育年限越长，则等待时间越短。这一特征在图一(a)(下页)中表现得更为明显。受教育程度较低者比较高者的等待时间明显要低得多，但初次就业搜寻时间的变异系数在不同受教育程度之间没有明显的差异性。
从表1中，初次就业搜寻时间与初次进入劳动力市场的年龄之间没有明显的差异性，但这在图一(b)(下页)中则有不同的表现，大约在21岁之前，初次就业搜寻时间随着初次就业年龄的增长而缩短，但此后就业搜寻时间随着初次就业年龄的增长而延长。初次进入劳动力市场时的年龄对就业搜寻时间的影响可能体现了劳动力的人力资本积累与今后的预期工作年限之间的矛盾，初次进入劳动力市场时的年龄越大意味着人力资本积累时间较长，但同时也意味着预期工作年限的缩短。
图一 不同人群的初次就业搜寻时间
年龄组效应或许能在一定程度上体现劳动力市场的宏观状况变化特征，表1的描述性结果显示，初次就业等待时间为0者的平均年龄比经历过等待者要高出1岁左右；总体说来，2002年年龄较大者初次就业平均等待时间相对要短一些。图一(c)进一步给出了新增劳动力初次参加工作的不同年份与平均等待月份数之间的关系，表现出明显的上升趋势，新增劳动力的初次就业搜寻时间越来越长。
由于人们对新增劳动力就业机会的关注多集中在大学生(或高学历人群)，因此可以简单地看一下初次就业不同年份中不同受教育程度者的平均等待时间的差异性。在图一(d)中，横轴表示初次就业年份，纵轴表示该年份不同受教育群体中的平均等待时间极值差。尽管在图像上存在着一定的波动性，并且若干年份的异常变化可能掩盖了趋势性特征，但总体上仍表现为这一极值差随着时间的推移而扩大的趋势。这可能意味着当前高学历者在初次就业市场上所遭遇的困境并不表明教育收益率的下降或教育在职业获得中的作用下降，相反，教育在获取工作中的作用仍是在上升的，而这种就业困境则在更大程度上可能与宏观环境相关联的。这一判断同时也可以从“大学为高考录取”这一变量中得到证实。在就业搜寻时间为0与等待时间为半年以内这两类样本中，这一变量均值并无明显差异，但在就业搜寻时间为半年以上的样本中，“大学为高考录取”的比例则随着就业搜寻时间延长而明显下降，在初次就业搜寻时间超过2年的人群中，上大学通过高考录取的人群仅为3.2％。
与女性就业者相比，男性的初次就业搜寻时间要相对较短，整个样本中男性的平均初次就业搜寻时间为2.89个月，但女性则达4.07月，比前者高出41％。这也与通常所观察到的现象相吻合，女性的就业形势更为严峻。
以父母之一是否具有党员身份和父母之一是否为大学生这两个变量分别从政治资本与人力资本来度量家庭出身。父母之一为党员者的初次就业平均等待时间为3.64个月，比父母均不具有党员身份者要低出0.6个月。父母之一为大学生的初次就业者平均等待时间为3.47个月，反之则为2.94个月。在表1中，初次就业搜寻时间为0的人群中，父母之一具有党员身份的比例为37.8％，而在初次就业搜寻时间为两年以上的人群中，这一比例为28％，低于前者将近10个百分点。类似地，在初次就业搜寻时间为0或不到半年的人群中，父母之一具有大学文化程度的占10％左右，但初次就业搜寻时间达两年以上的人群中，这一比例为7.3％。因此描述性统计量的结果表明，这两类因素可能都对初次就业搜寻时间起作用。家庭出身所具备的政治资本与人力资本有助于增强劳动力市场上的竞争能力。
(二)初次就业搜寻时间与失业、收入
从表1来看，初次就业搜寻时间越长，则有过失业下岗经历者的比重也越高。初次就业搜寻时间为0者，有过失业下岗经历的比重为19.5％，随着初次就业搜寻时间的延长，这一比例也在逐步上升，在初次就业搜寻时间为两年以上的人群中，有过失业下岗经历的比重达到37.6％，比前者高出18个百分点。
即便只考虑2002年全年就业的样本，初次就业搜寻时间与收入之间的反向联系仍是明显的，初次就业搜寻时间越长者，其收入水平相对越低。如果初次就业搜寻时间在2年以上，则其全年总收入比初次就业搜寻时间为0的样本要低3370元，全年工薪收入要低4359元，分别相当于初次就业搜寻时间为0者的26％和36％；即使在初次就业搜寻时间在半年以内，其总收入与工薪收入比初次就业搜寻时间为0者也分别低421元和605元，这一差额分别相当于后者的3％和5％。
但初次就业搜寻时间与最近失业持续月份数之间的关系却有所不同。初次就业搜寻时间为0者的最近失业持续月份数甚至略高于初次就业出现过等待的样本。而从初次就业搜寻时间来看，当等待时间处在6～12个月之间时，失业持续时间最短；在此之前，则失业持续月份数与初次就业搜寻时间之间是反向变动关系，此后则表现为正向关联。这可能意味着，一定的初次就业搜寻时间或许能够增长就业搜寻经验，同时也可能降低其保留工资率，这两方面的因素将有助于他们在失业状态下较快地获得再就业机会；而教育程度、家庭背景乃至性别与初次就业搜寻时间之间的关联却意味着初次就业搜寻时间较长者在劳动力市场上同时具有某种程度上的劣势。
(三)初次就业搜寻时间与就业分布特征
初次就业搜寻时间可能是出于对更加有利的就业机会的期待，也可能是缺乏就业机会的无奈。遗憾的是，目前所使用的数据不能在一般意义上对这两种情形进行有效地区分。一个替代的办法是，讨论初次就业搜寻时间与就业分布特征之间的关系，因为人们大体上对各类单位之间的收益差异都有所认识。同时，将讨论的样本范围限定在没有变换过工作单位的人群中，所涉及的就业分布特征包括：行业、所有制、机关企事业性质以及职业特征等。
从行业分布来看，在就业搜寻各时间区间中，制造业的比重总是最高的，但初次就业搜寻时间在2年以上的样本中，从业于制造业的比例还是要大大高于搜寻时间相对较短的人群，当然，在初次就业搜寻时间与制造业就业比重之间也不存在单调关系，初次就业搜寻时间在6个月以下或1～2年之间，该行业的从业人员比例都是最低的。除此之外，初次就业搜寻时间在2年以上的人群分布于“社会服务业”、“批发和零售贸易、餐饮业”和“采掘业”中的比重也是最高的，分别为17％、16％和7％，其分布比例远高于初次就业搜寻时间相对较短的人群，在“社会服务业”中尤其如此，比全部样本的分布比例要高出10个百分点以上。在初次就业搜寻时间为0或6个月以下的样本中，所从事行业相对更多地集中于“卫生、体育和社会福利业”、“教育、文化艺术和广播电影电视业”、“科学研究和综合技术服务业”以及“国家机关、党政机关和社会团体”。而在金融保险、水电煤气等行业中，初次就业搜寻时间大多集中在6～24个月之间。从结果来看，社会管理部门的初次就业搜寻时间相对较短，具有垄断性的经济部门居中，竞争性经济部门的搜寻时间最长。
从所有制类型来看，初次就业搜寻时间较短的样本大多集中在“中央省国有独资”或“国家控股”部门，而初次就业搜寻时间在2年以上的样本则大多集中在“地方国有独资”、城镇集体部门以及私营部门。职业种类与职业性质上大体上表现出，工作稳定性较强的职业中，初次就业搜寻时间相对较短，而不稳定的职业中的初次就业搜寻时间相对较长。如初次就业搜寻时间在2年以上人群的职业种类多集中于“私营企业主/个体户主”以及“商业和服务业人员”；而就业搜寻时间为0或半年以下人群的职业种类主要集中于专业技术人员、单位/部门负责人以及办事人员。从职业性质来看，初次就业搜寻时间不到半年的人群中，大多能够成为企事业单位的固定职工；而在半年到1年之间，则以长期合同工为主；除此而外，则大多为临时工、没有合同的员工或从事私营、个体经营人员。如果将就业单位划分为机关事业单位以及企业，初次就业搜寻时间较短的人群明显地要更加集中于机关事业单位，在初次就业搜寻时间为0或不到半年的样本中，就业于事业单位或党政机关的样本比例分别为23％、7％～8％左右，而初次就业搜寻时间在2年以上的人群中，这一比例则分别为12.5％、2.88％。如果初次就业搜寻时间不是太长，如半年到1年之间，则仍以较大比例集中于盈利企业，更长的搜寻时间则有可能导致就业者更加向亏损企业或其他类型集中。
这也就意味着，初次就业搜寻时间与随后所获工作的稳定性、收入水平之间可能存在着反向关系。如果大多数人更偏好于稳定、高收入的工作，那么，搜寻时间的延长在更大程度上应归结为一种被动的无奈的选择。
二、初次就业搜寻时间的影响因素
表2(下页)给出了初次就业搜寻时间的影响因素的估计结果。表2不仅给出了直接以搜寻月份数为被解释变量的OLS估计结果，此外，从描述性分析中也可以看出，初次就业搜寻时间为0以及搜寻时间为6个月以下的样本占了很大比重，因此表2也分别以搜寻时间是否为0，是否在6个月以下(包括搜寻时间为0的情形)为被解释变量估计了Probit模型。在Probit模型的估计结果中，所给出的是各解释变量对因变量边际概率影响系数。为了讨论就业特征的影响，还进一步给出了未更换工作单位样本中控制就业特征(所有制、行业、职业种类、职业类型以及省份)后的估计结果比较。因此，表2共包含了6个方程的估计结果。
对于已经更换过工作单位的样本，缺乏他们第一份工作的相关信息，因此在全部样本中，无法控制就业特征。但对利用全部样本和未更换工作单位样本的估计结果进行比较，发现如果只以个人特征对搜寻时间进行解释，则两种情况下的估计结果差异根据Hausman检验多数在10％的水平下不能拒绝原假设，即可以认为两者的估计系数差异总体上不具有统计显著性。
初次就业年龄与初次就业搜寻时间之间通常表现出较为显著的非线性关系，搜寻月份数首先随着初次就业年龄的增长而下降，经过最低点后，两者之间表现出递增关系。这一特征与图一(b)中所显示的结果相吻合。人力资本积累与预期工作年限同初次就业年龄之间存在着两种相反的效应，从而导致初次就业年龄与搜寻时间之间的非线性联系。在全部样本的估计结果中，男性具有相对较短的初次就业搜寻时间，这一效应具有显著性。在控制其他因素的情形下，男性比女性的初次就业平均搜寻时间要缩短将近一个月左右，而概率模型的估计结果则显示，与女性相比，男性初次就业搜寻时间在0以上或半年以上的概率分别要降低4.6或3.3个百分点。在通常情况下，男性收入水平要高于女性，如果不同性别的就业者都以劳动力市场上的这种实际工资分布特征形成其保留工资，则男性的保留工资水平可能也要高于女性。如果不存在就业市场的性别歧视，则保留工资较低者应当更加易于获得就业机会，从而其初次就业搜寻时间将缩短。但性别之间的估计结果却显示的是相反的结果，这或许是女性在就业市场上处于相对不利地位的另一种经验证据。
受教育年限能够显著地降低初次就业搜寻时间，增加一年教育可导致初次就业搜寻减少0.2个月，或者导致搜寻时间大于0、大于6个月的概率分别下降1个或0.7个百分点。这一结果表明，人力资本存量对于就业搜寻具有显著的积极效应。除了人力资本积累外，教育的另一个重要功能便在于筛选与信号传递，“大学为高考录取”这一变量的估计结果便体现这一效应。长期以来，社会赋予高考以极其重要的意义，人们寄希望于高考能筛选出社会“精英”，因此通过高考后所接受到的职业教育在获取就业机会方面具有了十分重要的优势。这导致在控制教育年限后，通过高考而获得大学学习机会者的初次就业搜寻时间仍将缩短1.3个月，搜寻时间大于0或大于6个月的概率均下降6个百分点。值得指出的是，图一(d)的结果显示出，到2002年为止，这种优势并没有减退。
在已经控制初次就业年龄的情形下，“2002年年龄”这一变量的含义将与初次就业年份的意义相同，年龄越大，则意味着初次就业年份越早。这一变量的估计结果表明，初次就业年份越早，则初次就业搜寻时间将越长。初次就业年份提前一年，则初次就业搜寻时间将缩短0.07个月，搜寻时间大于0或大于6个月的概率也有显著的下降。这一特征与我国劳动力市场供求关系的变化特征是一致的，总体说来，就业难度在增加。
家庭出身对于初次就业搜寻时间也有较为显著的影响。“父母之一为党员”以及“父母之一为大学以上”文化程度分别从政治资本与人力资本两个方面度量家庭出生状况。在以搜寻月份数这一连续变量形式度量的估计结果中，父母的党员身份对搜寻时间有非常显著的影响，父母具有党员身份的新增劳动力的初次就业搜寻时间平均将缩短0.44个月；但父母文化程度为大学以上对初次就业搜寻时间的影响虽然仍为负，但是并不显著。这是否意味着家庭出身的政治资本对初次就业搜寻时间比人力资本具有更为重要的作用呢？从随后的两个估计结果来看，这一推论至少是不稳健的。因为在以搜寻时间是否大于0以及大于6个月的Probit模型估计中，父母之一为大学文化程度的新增劳动力的概率相应会下降3个或2个百分点。因此，所继承获得的政治资本与人力资本都将有助于缩短初次就业的搜寻时间。
如果把就业搜寻的结果理解为劳动力的供方与需方所达成的均衡状态，则搜寻时间的长短可能不仅取决于劳动力本身的人力资本特征，可能与就业特征工作单位状态之间也存在着一定的联系。表2中的估计结果2、4、6则控制了工作单位和就业特征，同时将估计样本限定在没有换过工作单位的样本。结果发现，一旦控制了工作单位和就业特征后，个人特征对于初次就业搜寻时间的影响大多是不显著的。只有两个变量在所有的识别方程中都是显著的：“大学为高考录取”和“2002年年龄”。前者体现高等教育在筛选和信号传递方面的功能而后者意味着总体的就业环境、供求状态对就业搜寻的意义。在以搜寻月份数为被解释变量的估计结果中，初次就业年龄以及“父母之一为党员”的估计系数也是显著的。
三、初次就业搜寻时间与失业效应
从初次就业搜寻时间是否影响到失业可能性以及是否影响到失业持续时间两个方面来讨论初次就业搜寻时间对失业的影响。
为了估计初次就业搜寻时间对失业概率的影响，我们估计了Probit模型。初次就业搜寻时间以三种形式来度量，一是搜寻时间是否大于0；二是对搜寻时间划分为5个区间，并以搜寻时间为0作为参照组；三是搜寻月份对数的连续变量形式。在控制变量的选取上，所有的估计结果都包含了相应的个人特征，如性别、年龄等；作为比较，还分别给出了是否控制就业特征的估计结果。表3(下页)给出了各估计方程中各变量对失业概率的边际影响。
在全部样本的估计结果中，初次就业经历过搜寻的样本(S＞0)比没有这种经历者出现失业的概率要高6.3个百分点。即使控制就业特征后，这一边际概率影响仍达3.8个百分点。如果把搜寻时间作为连续变量来处理，在不控制就业特征的情形下，初次就业搜寻增加一个月，失业概率将增加0.2个百分点。如果将初次就业搜寻时间划分为不同区段，则不难发现，如果不控制就业特征，初次就业搜寻时间在一年以内时，将比没有经历过搜寻者的失业概率要高出5～6个百分点；而如果初次就业搜寻时间在1年以上，则失业概率要高出11～12个百分点。一旦对就业特征进行了控制，则初次就业搜寻月份数的影响变得不显著，而初次就业搜寻时间在一年以内将导致失业概率增加3～4个百分点，而如果搜寻时间不超过两年，则失业概率增量将进一步上升到7个百分点。不过值得注意的是，当搜寻时间大于2年时，失业概率的边际效应将不再显著，这意味着这部分人群的失业特征主要由其就业类型、工作单位本身的不稳定性所解释。总体说来，控制就业特征后，初次就业搜寻时间的影响被低估，因为初次就业搜寻时间越长，则进入不稳定的就业部门的比例也在上升。
以搜寻时间是否为0将失业人群样本划分为两种类型：S=0与S＞0。图二(下页)给出了初次就业搜寻时间与失业持续时间关系(即生存函数)的非参数估计结果。不难发现，S=0所对应的生存曲线处在S＞0的上方。给定相同的已经失业的月份数，初次就业没有经历过搜寻的样本比经历过搜寻者具有更高的概率继续处于失业状态；同样处于失业状态下，初次就业经历过搜寻的样本再就业的概率要高于初次就业没有经历过搜寻的样本。
假定失业持续时间服从威布尔分布，设，λ=exp(
)，P=P(s)，S为初次就业搜寻时间，X为其他控制变量，则失业人员再就业机会函数为：h(t，X，s)=exp
，在估计这一模型的基础上，可以根据相关参数模拟出初次就业搜寻时间与失业持续时间之间的关系，如图三(下页)所示。图三(a)对应的机会函数中没有控制其它控制变量，而(b)中控制了个人特征，(c)同时控制了个人特征和就业特征。其他解释变量的取值都限定在其平均值水平，而只有初次就业搜寻时间可以变动，而被解释变量则取的是失业持续期中值的风险比例①。结果表明，初次就业搜寻时间大约在1年时，失业持续期风险比率(再就业的概率)的中值达到最大。这在一定程度上表明，初次就业搜寻经历在一定程度上增强了劳动力适应市场的能力。
四、初次就业搜寻时间的收入效应
在讨论初次就业搜寻时间对(当前)收入水平的影响时，将范围限制在2002年全年就业、没有失业的样本。在表4(下页)中，被解释变量为2002年全年工薪收入的对数。在未控制就业特征的情况下，初次就业有过搜寻经历者在2002年的工薪收入比不需要搜寻者低将近15％。当然，这一差距在控制了就业特征之后变得不再显著，也就是说，初次就业是否经历搜寻者之间的收入差距主要是由于他们的就业特征造成的。这一结果无论是对全部样本还是未更换工作单位的样本都成立。
如果初次就业搜寻时间处在1～2年内，则工资收入将下降39％；而搜寻时间如果在2年以上，则工资收入将下降64％。尽管在控制就业特征后，初次就业搜寻时间在1～2年内的样本的工资收入下降程度不再显著，但如果搜寻时间在2年以上，收入水平仍将下降36％。如果将样本范围局限在没有变换过工作单位者，初次就业搜寻时间在1～2年的回归系数有所下降，但搜寻时间在2年以上者的收入水平则有更大幅度的下降。如果不控制就业特征，这一下降幅度可达75％，即下降3/4；即使控制了就业特征，工资收入下降幅度仍可达47％。这至少意味着，过长时间的初次就业搜寻将导致工资收入水平的持久性下降，并且这种下降不仅仅是由于就业单位特征造成的，这种劳动力市场上失利表现的伤疤效应是显著的。
对此，以搜寻月份数连续测度的初次就业搜寻仍表现出了类似的特征。在不控制就业特征的情况下，在全部样本中，初次就业搜寻时间增加1个月，2002年的工资收入将降低1.8个百分点；即便控制了就业特征，全部样本中初次就业搜寻时间增加1个月仍将导致2002年的收入水平下降0.6个百分点，尽管下降幅度并不是很大，但这一效应是显著的。如果将所考察的样本限定在没有变换过工作单位的范围内，则这一下降幅度进一步有所上升，是否控制就业单位特征造成的2002年工资收入下降幅度分别为2.2个、0.7个百分点。
总之，初次就业搜寻时间对工资收入将具有长时期的负效应。
我国就业的严峻形势不仅表现在失业人员或失业率的增长，也表现在新增劳动力获取就业机会越来越困难，而这种获取就业机会的困难在劳动力市场上的表现之一为初次就业搜寻时间的延长。
图二 初次就业搜寻时间与失业持续时间关系的非参数估计
图三 初次就业搜寻时间与失业持续时间的关系模拟
通过对住户调查数据的描述，以就业年份所表征的宏观就业环境表现出越来越严峻的态势，初次就业年份越近的劳动力，其初次就业搜寻时间也越长。不过，针对社会公众所普遍关注的大学生等高学历人群的初次就业问题，结论显示出，这类人群在就业市场上仍具有相对优势，并且这种相对优势越来越明显。在影响初次就业搜寻时间的诸因素中，不仅人力资本是重要的，以父母的政治资本、人力资本所度量的家庭出身也具有重要的影响。初次就业搜寻时间越长的新增劳动力所获得的就业机会更不稳定，因此初次就业搜寻时间的延长将导致失业概率的增加。不过在失业状态下，一定范围内的初次就业搜寻时间将有助于获得再就业机会，这或许表明，即便出自被迫的初次就业搜寻仍有助于增强搜寻者适应劳动力市场的竞争能力。当然，较长时间的初次就业搜寻对于工资收入的消极效应将具有长期性。REFORM
注释：
