劳动力市场变化总体趋势
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劳动力市场变化总体趋势范文第1篇
关键词：（中）关键词就业稳定性；任职期；离职
中图分类号：（中）中图分类号F2414文献标识码：A文章编号：1000-4149（2013）05-0079-10
收稿日期：（中）收稿日期2012-12-20；修订日期：（中）修回日期2013-04-09
基金项目：（中）基金项目广东省社科规划项目（GD10CYJ003、GD12CGL02）；广东省普通高校人文社会科学重大攻关项目（11ZGM79002）；广东教育厅人文社科基金项目（K1124610）。
作者简介：（中）作者简介 孟凡强（1982-），山东德州人，经济学博士，仲恺农业工程学院管理学院讲师。研究方向：劳资关系、人力资源管理等。
正文劳动力市场中的就业稳定性与流动性问题一直是西方成熟市场经济国家理论界和政策制定者关注的重要问题。如果劳动力市场中的就业群体不能获得高质量、稳定的工作，始终在就业和失业的边界上转换，那么劳动力市场上随时会产生大量的失业人群。人力资本理论认为稳定的雇佣关系是员工人力资本（尤其是企业专用性人力资本）积累的必要条件，而专用性人力资本则是企业赖以生存的关键性资源，同时也是地区经济发展的重要推动力。因此，就业稳定性问题不仅会影响到劳动者自身的收入水平和福利状况以及企业的竞争力，而且还将影响到整个社会的稳定与经济的发展。
在改革开放以前的传统经济体制下，我国并不存在严格意义上的劳动力市场，国家通过行政指令进行劳动力资源的配置，僵化的就业体制带来的是经济的低效率。始于20世纪80年代的劳动力市场改革旨在消除计划经济体制下形成的劳动力资源配置刚性，以双向选择取代固定用工制度，增加劳动力资源配置的灵活性和合理性，提高劳动力资源配置的效率和整体经济运行效率[1]。这是中国30多年来经济快速增长的秘诀之一，但由此带来的另一后果是劳动力的高流动性和劳动者就业的不稳定性。就业的不稳定性增加了企业与员工专用性人力资本投资的风险，降低了专用性人力资本投资的动力，人力资本投资的不足有可能使经济陷入“低技能、低产品质量”的陷阱。因此，如何提高就业稳定性，构建富有弹性的雇佣关系，成为我国劳动力市场改革的新目标。本文将尝试通过对个体工作经历调查数据的实证研究，分析我国劳动力市场上就业稳定性的形态变化及其影响因素，为劳动力市场改革的进一步推进提供意见参考。
一级标题一、文献回顾与理论假设
在西方发达国家，关于就业稳定性问题研究的文献较多，不同国家的学者对本国就业稳定性的变迁进行了大量研究，大多数研究都是实证性质的。早期美国学者考察了20世纪70年代至90年代早期美国就业稳定性的变化趋势，并未发现明显的下降趋势[2～3]。但其后相关学者的研究则发现了美国就业稳定性的下降趋势[4～6]。英国学者对本国就业稳定性研究也存在不同的结论。伯吉斯和瑞斯（Burgess & Rees）运用英国综合住户调查数据（GHS）发现20世纪70年代中期到90年代中期，英国的就业稳定性并未改变[7]。然而，格雷格和沃兹沃思（Gregg and Wadsworth）运用英国劳动力调查数据（BLFS）研究了同一时期的就业稳定性，却得出了就业稳定性下降的结论[8]。格雷格和沃兹沃思进一步将样本观察期扩展到2000年，同样发现了就业稳定性的下降趋势[9]。其他国家的学者也对本国的就业稳定性进行了研究。吉沃尔和莫林（Givor and Maurin）分析了1982～2002年间法国非自愿离职风险的变化，发现20世纪90年代非自愿离职的风险高于80年代，即使在控制了宏观经济因素之后，法国劳动力市场中的就业稳定性仍然有明显的下降趋势[10]。曹和克姆（Cho and Keum）运用韩国劳动力与收入的面板数据实证研究了1997年金融危机及复苏期间韩国就业稳定性的动态变化，发现1997年危机期间韩国就业稳定性大幅下降，并且再也没能恢复到危机前的水平。非正规就业、短期工和低学历水平工人的就业稳定性恢复比其他群体更慢，从而导致就业稳定性两极化问题恶化[11]。罗卡宁和乌西塔洛（Rokkanen and Uusitalo）运用终身工作历史数据考察了芬兰1963～2004年间就业稳定性的变化，研究发现工作终止风险在20世纪90年代早期有所上升，但目前（21世纪10年代）已恢复到20世纪70年代的水平[12]。布拉特贝格（Bratberg）运用挪威1986～2002年雇主雇员数据库分析了挪威的就业稳定性，发现在这一期间工作任职期只有轻微的变化，公共部门的短期任职期比例有所上升，超过8年的任职期比例有所下降，但是就业稳定性的轻微下降并未导致失业的增加或劳动力退出市场[13]。
国内关于就业稳定性
本文使用的就业稳定性（employment stability）概念，与国外文献中工作稳定性（job stability）的概念基本相同，国内学者用就业稳定性概念较多，因此，本文沿用这一概念。的研究尚处于开始阶段，相关文献较少。翁杰等利用2006年的调查数据研究了大学毕业生就业稳定性的现状和演变趋势，以及导致就业稳定性变迁的原因。研究发现，20世纪90年代以来，大学毕业生的就业稳定性在不断下降，尤其是2003年以后。1999年开始的高等教育规模扩展改变了大学毕业生劳动力市场的供需状况，导致了工作转换概率的上升和就业稳定性的下降。另外，以就业率为导向的就业政策也是引致就业不稳定的一个因素[14]。陈昭玖等对新生代农民工就业情况进行了调研，并对调研数据采用Logit模型对新生代农民工就业稳定性的影响因素进行实证分析。结果表明，新生代农民工的就业特征与传统农民工相比存在较大的差异，普遍表现出就业稳定性差的现象；新生代农民工就业稳定性受年龄、择业机会识别、工资、企业用工环境等多种因素的影响。其中，年龄、工资、企业用工环境与新生代农民工就业稳定性呈正相关，择业机会识别与新生代农民工就业稳定性呈负相关[15]。
通过文献的回顾可以发现，由于数据的可得性国外关于就业稳定性的研究较为丰富。不同学者运用不同的数据库对不同国家不同阶段就业稳定性的变迁进行了深入的研究。但国内关于就业稳定性研究的文献相对较少，现有研究多是对于某一特定群体如大学生、新生代农民工的就业稳定性的研究，尚缺乏对我国工人整体就业稳定性问题的实证研究。针对这一问题，本文拟采用2008年中国综合社会调查（CGSS）数据库对我国工人就业稳定性的变迁问题进行尝试性研究。中国综合社会调查数据库是一项全国范围内的、大型的抽样调查数据库，样本涉及全国28个省市，这使得我们可以从总体层面上考察我国工人的就业稳定性问题。
相比就业稳定性变化趋势的分析，就业稳定性影响因素的研究显得更为复杂。本文根据前人的研究，提出以下假设。
假设1：进入劳动力市场时间
工人进入劳动力市场的时间是指工人开始从事第一份工作的时间。越晚的工人群体，其整体就业稳定性越低。
我国于20世纪80年代开始进行劳动力市场改革，改革的方向是为过于刚性的劳动力市场注入灵活性，以双向选择取代固定用工制度，提高劳动力资源配置的效率和整体经济运行效率。制度的变迁将从供给和需求两个方面影响就业稳定性，鉴于我国劳动力市场改革的方向性，本文认为开始工作时间越晚的工人群体，其整体就业稳定性越低。
假设2：工人个体特征对就业稳定性有显著影响。
从供给的角度来看，当工人终止一份工作的预期效用大于当前工作获得的效用水平加上工作转换的成本的时候，理性的工人将选择离开当前的工作。由于男性和女性在工作转换的机会和成本方面存在差异，因此，就业稳定性可能会存在性别差异[16]，如女性工人由于照顾家庭的原因主动离职的可能性更大；根据工作搜寻理论，为更多地了解劳动力市场，探寻个人更适合哪一种工作，年轻工人转换工作的可能性更大，因此，年龄越大的工人主动离职的可能性越小 [17]。
假设3：企业特征对就业稳定性有显著影响。
从需求的角度来看，当企业终止一份工作的收益大于继续这份工作的收益加上终止成本时，企业将选择终止这份工作，不同类型（如行业、所有制等）的企业在终止工作方面的收益与成本不同，因此，企业类型也是影响就业稳定性的重要因素之一。根据人力资本理论，工人专用性人力资本的积累与任职期正相关，专用性人力资本投资的利益共享机制降低了工人的离职倾向[18～19]。与政府和社会组织的培训相比，企业组织的培训更具专用性人力资本投资的特征，因此，企业培训与工人的主动离职负相关。
一级标题二、数据、模型与方法
二级标题1数据来源
本文选取工作任职期作为就业稳定性的衡量指标，这一指标是国际上较为常用的用于衡量就业稳定性的指标[20]。任职期的数据来自2008年中国综合社会调查（CGSS）数据库中关于工人工作经历的调查数据。CGSS 2008关于工人工作经历的调查是通过工人对其工作经历的回顾来完成的，每个样本有十份备选工作经历，每份工作经历均涉及开始年份与结束年份，以及所在单位及个人的其他特征变量。这种工作历史数据提供了工人从开始第一份工作到调查时的所有工作经历，这使得我们可以考察不同群体的任职期。由于本文的研究对象是工作任职期，因此，只选取了有过正式工作经历的样本，共3626个，样本涉及全国28个省市，其中男性样本1903个，女性样本1723个。
二级标题2模型与方法
本文选取工作的任职期作为就业稳定性的测算指标，由于部分工作在调查的时候还未结束，工人任职期的数据存在截尾，因此，本文采用乘数极限法估计每份工作任职期的均值和中位数，据此来研究就业稳定性的变化趋势。在就业稳定性影响因素的分析方面，本文区分了三种不同的离职方式，并分别考察了三种离职方式的影响因素，第一种为主动离职（quit），主要是指工人的主动辞职行为，样本数为1311个；第二种为被动离职（layoff），该类别的离职方式包括组织调动、单位劝离和单位开除，样本数为433个；第三种为其他原因的离职（others），主要包括合同到期、健康问题、离/退休以及其他原因的离职，样本数为774个。
在就业稳定性影响因素的分析方面，由于存在三种竞争性的离职方式，因此，本文选用竞争风险模型（competing risk model）半参数估计方法估计三种离职方式的影响因素，模型形式如下：
根据前面的假设，劳动力市场改革的政策效应、工人个体特征及企业特征都是影响就业稳定性的因素，本文以进入劳动力市场的时间（4个虚拟变量，以1978年以前进入劳动力市场的工人为基组）来衡量劳动力市场改革的政策效应。以进入劳动力市场的年龄、性别、受教育程度（4个虚拟变量，以初中及以下教育程度为基组）和职业类型（8个虚拟变量，以初级职员为基组）作为工人个体特征变量。而企业方面的特征变量则包括单位所有制（5个虚拟变量，选取集体或集体控股企业为基组）、单位培训（4个虚拟变量，选取完全没有培训为基组）
根据研究需要，本文对数据库中的变量进行了分类处理，受教育程度分为初中及以下、高中学历、大学学历和研究生及以上四个层次，其中初中及以下包含没有受过教育、私塾、小学、初中四类样本，高中学历包括职业高中、普通高中、中专、技校四类样本，大学学历包括成人大专、普通大专、成人本科和普通本科四类。在职业类型方面，本文将专业人员和技术人员合并为一组，另外，由于军人职业的特殊性质，本文未将其考虑在内。在单位所有制方面，本文将港澳台资合并到了外资样本中，不做区分。由于数据的限制，本文未能将行业和工资等影响因素包含在内，从而使估计结果不可避免地存在一定程度的偏误。。表1为变量的描述性统计。
一级标题三、我国的就业稳定性在下降吗
我们首先用乘数极限法对工作任职期进行了估计，出于研究就业稳定性变化趋势的需要，本文将工人样本按进入劳动力市场的时间进行了分组。由于重点研究的是20世纪80年代劳动力市场改革之后就业稳定性的变迁，因此，将1978年以前开始工作的作为第一组，将1978年以后进入劳动力市场的样本分为三组：1979～1988年为一组，1989～1998年为一组，1999～2008年为一组。
本文对样本工人的工作经历数进行了统计，拥有四份工作经历的工人比例在3%左右，这一数值并不足以支持乘数极限法的估算，因此，本文只对前三份工作的任职期进行了估计，但本文认为，这已足以说明我们要考察的问题。（估计结果见表2）。从表2可以看出，进入劳动力市场的时间越晚的群体，其每份工作的任职期（无论是平均任职期还是中位任职期）越短。对于第一份工作，1978年以前进入劳动力市场的工人平均任职期为2165年，1978年之后的第一个十年工人的平均任职期下降为1554年，第二个十年下降为989年，进入新千年后工人平均任职期下降到520年，这说明随着我国劳动力市场改革的推进，工人的任职期不断缩短，就业稳定性不断下降。从相同群体不同工作序数的比较来看，随着工作数的增加，任职期不断缩短，这也印证了就业稳定性下降的结论。
二级标题2不同性别、不同离职类型任职期的估计
本文进一步对不同性别、不同离职类型的任职期进行了估计，估计结果见表3。从表3我们可以看出，总体上看，进入劳动力市场的时间越晚的工人群体，其整体的工作任职期越短，这一结论对于不同性别的三种离职类型均成立。被动离职的工人任职期比主动离职的工人任职期长，这一点对于所有男性工人和1978年以后进入劳动力市场的女性工人均成立。通过不同性别相同离职类型任职期的比较，我们没有发现明显的时间趋势。从离职比例数据来看，无论是男性工人还是女性工人，进入劳动力市场的时间越晚的工人群体，其主动离职的比例越高；另外，女性工人主动离职的比例始终高于男性工人。在被动离职方面，被动离职的比例随时间的推移呈现下降趋势，男性工人被动离职的比例高于女性。
一级标题四、就业稳定性的影响因素及性别差异
哪些因素导致了就业稳定性的下降，哪些因素影响了不同离职行为的发生，就业稳定性是否存在性别差异，为回答上述问题，下面利用竞争风险模型对不同性别三种离职方式的影响因素进行了估计，估计结果见表4
由于数据的限制，估计的结果仅针对第一份工作。。
二级标题1就业稳定性的影响因素分析
三级标题（1）劳动力市场改革的政策效应。
从估计结果可以看出，在控制了其他因素之后，进入劳动力市场的时间对于所有形式的离职都是一个显著的决定因素（基组是1978年以前进入劳动力市场的工人群体），无论是男性还是女性这一因素都有很高的显著性。在主动离职的样本中，总体上来看，进入劳动力市场的时间越晚，其回归系数越大，这表明无论是男性还是女性，进入劳动力市场的时间越晚，主动离职的可能性越大。对于被动方式的离职，所有回归系数均为负值，这表明与1978年以前进入劳动力市场的群体相比，1978年以后进入劳动力市场的群体更不易于以被单位解雇的方式结束工作，并且进入劳动力市场越晚，被动离职的风险越低，对于其他方式的离职，我们也可以得到与被动离职相同的结论。这说明我国就业稳定性的下降趋势主要表现为工人主动离职风险的提高。
三级标题（2）年龄、受教育程度及职业类型。
在其他因素中，年龄对于主动离职和其他原因离职（无论是男性还是女性）的影响都是显著的，并且年龄对主动离职的影响是负向的，这说明年龄越大，越不易于以主动离职的方式结束工作，这也验证了前面的假设。年龄对于其他原因的离职的影响是正向的，这是由于其他原因的离职中包含了离/退休、健康原因等因素，这些因素均与年龄有较强的相关性。而对于被动离职来说，年龄越大的男性工人被动离职的风险越高。在受教育程度方面，与初中及
以下教育程度相比，更高的教育程度降低了工人主动离职的风险，这一结论对男性工人和女性工人均适用，并且这一结果总体是显著的。通过系数间的比较我们可以发现，受教育程度越高，主动离职的风险就越低。在被动离职方面，研究生及以上学历的工人被动离职的风险较低。在其他方式的离职方面，与初中及以下学历相比，更高的学历降低了工人其他方式离职的风险，这一点对于研究生及以上学历的工人尤为明显。另外，职业类型也是影响工人离职行为的一个因素。男性管理者、专业技术工人、一般职员和操作工人、女性专业技术人员的主动离职风险均显著低于基组（初级职员）。
三级标题（3）企业特征因素。
在企业特征的影响因素中，与集体企业相比，国有企业工人主动离职的风险相对较低，但工人被动离职和其他方式离职的风险较高，本文认为出现这一结果的原因是我国劳动力市场改革过程中，国有企业的改制导致大批工人下岗。而私有企业工人主动离职的风险高于集体企业，被动离职和其他方式离职的风险低于集体企业，关于这一结果的解释，本文认为，由于私有企业中工人组织力量（如工会）的弱小，从而使得私有企业不断通过压低工人待遇的方式来增加利润空间，最终导致工人以“用脚投票”的方式离开企业。在单位培训方面，企业组织的培训降低了工人主动离职和被动离职的风险，这说明作为人力资本投资重要形式的企业培训能够降低工人的流动性，提高工作的稳定性，但这一结果仅对男性工人的主动离职影响显著。政府和社会组织的培训都降低了工人主动离职的风险，但这种影响并不显著。
二级标题2就业稳定性的性别差异
男性工人与女性工人在就业稳定性方面存在差异，比如女性更容易因照顾孩子或其他家庭因素停止工作，通过前面对原始数据的分析我们已经发现，女性主动离职的比例高于男性，被动离职的比例低于男性，并且这种性别差异在我们考察的整个期间（包括劳动力市场改革以来的30年）均存在。但当我们控制其他因素之后，这种性别差异是否仍然存在？为考察这一问题，本文利用混合样本重新估计了一组方程。首先，我们在基本模型变量的基础上加入了性别虚拟变量，估计结果见表5中的a组
由于篇幅限制，表5只列出了性别及性别与进入劳动力市场时间的交乘项。。从a组方程我们可以看出，女性工人主动离职的风险显著高于男性，而被动离职的风险显著低于男性，这进一步印证了前面对原始数据分析的结果。
为进一步考察不同群体之间男女性在就业稳定性方面的差异，b组方程在基本模型的基础上加入了性别与进入劳动力市场时间的交乘项，结果显示女性工人的离职行为（包括主动离职、被动离职和其他离职）与男性工人的差异并没有明显的时间趋势。相比对应群体的男性工人而言，女性工人的主动离职风险相对较高，这一结果对于1989～1998年和1999～2008年两个时间段的群体而言是显著的，但是不同时间段相对风险之间的差别并不明显。在被动离职方面，女性工人比对应男性群体的离职风险小。另外，1978年以前进入劳动力市场的女性工人以其他方式离职的风险显著高于对应的男性群体。
二级标题3稳健性检验
在考察就业稳定性的性别差异部分，本文在基本模型的基础上分别加入了性别虚拟变量和性别与进入劳动力市场时间的交乘项，利用混合样本重新估计了a组和b组两组方程，方程估计结果与基本模型估计结果的基本结论一致，因此，基本模型所得结论是稳健的。
一级标题五、结论与讨论
本文运用CGSS 2008关于工人工作经历的调查数据考察了我国工人就业稳定性的变化趋势，重点考察了1978年改革开放以后就业稳定性的变化。在就业稳定性衡量指标方面，本文选取了国际上常用的任职期指标。由于任职期数据的截尾特征，本文选取了乘数极限法估计任职期均值和中位数，并利用竞争风险模型考察了就业稳定性的影响因素和性别差异，所得结论基本验证了前面所提假设。这些结论主要包括：进入劳动力市场时间越晚的工人群体，其整体的工作任职期越短；随着工作经历数的增加，工人每份工作的任职期不断缩短，这些都表明改革开放以来我国就业稳定性呈现下降的趋势；无论是对于男性工人还是女性工人，进入劳动力市场的时间越晚，主动离职的风险越高，被动离职及其他离职的风险越低，这说明我国就业稳定性的下降主要是由于工人主动离职风险的提高。另外，年龄越大，主动离职的风险就越低；受教育程度越高，主动离职的风险越低；男性管理者、专业技术工人、一般职员和操作工人，女性专业技术人员的主动离职风险均显著低于初级职员；与集体企业相比，私有企业工人主动离职的风险较高；在单位培训方面，企业组织的培训降低了男性工人主动离职的风险；就业稳定性存在性别差异，女性工人主动离职的风险显著高于男性，而被动离职的风险显著低于男性，但女性工人的离职行为与男性工人的差异并没有表现出明显的时间趋势。
总体上看，随着劳动力市场改革的推进，我国的就业稳定性呈现明显的下降趋势，并且这种下降主要表现为工人主动离职风险的提高，这虽然是劳动力市场流动性提高的表现，但这种流动是一种低层次的流动，低学历工人、低职位工人、私企工人、女性工人等弱势群体成为劳动力市场上流动劳动力的主体，出现这种现象的原因在于利益诉求组织与机制（如工会组织、工资协商机制）的缺失导致“用脚投票”成为多数弱势工人群体利益诉求的主要途径。这种低层次的流动不利于工人人力资本尤其是专用性人力资本的积累，有可能造成劳动力市场的低水平均衡状态，同时也会带来失业及劳资冲突等一系列问题。因此，如何提高就业稳定性，保护劳动力市场上弱势工人群体的利益，构建稳定、和谐的劳资关系成为我国劳动力市场改革的新目标。2008年《劳动合同法》的实施标志着我国劳动力市场的改革进入一个新的阶段，改革的方向由灵活性向灵活安全性转型，鉴于目前我国劳动力市场上劳资双方“强资弱劳”的力量格局，《劳动合同法》的出台更多的是为了保护劳动者的相关权益，提高劳动力市场上的就业保护力度，平衡劳资双方的力量对比，构建和谐、稳定的劳资关系。但需要注意的是，这一改革方向与目前欧洲发达国家的改革方向相反，欧洲劳动力市场中过度的就业保护被认为是导致持续高失业率的原因，因此，从20世纪80年代起绝大多数欧洲国家开始降低就业保护力度，增加劳动力市场的灵活性，构建富有弹性的雇佣关系。因此，在进一步改革的过程中应借鉴欧洲发达国家劳动力市场改革的经验，避免过度就业保护问题及高失业率的问题。如何构建富有弹性的雇佣关系，实现劳动力市场的灵活安全性转型是一个有待进一步研究的问题。
本文由于数据的限制使得分析结果可能存在一定的偏差。如本文所使用的数据属于回顾数据，并且在任职期方面只有年份数据而没有月份数据，同时行业和工资数据的缺乏也使得本文的分析存在一定的误差。另外由于样本的限制，本文在就业稳定性影响因素分析的部分用对第一份工作影响因素的考察来代替整体就业稳定性的考察也使得研究的结论有可能存在偏差。上述问题有待在今后的研究中进一步改善。
（致谢：本论文使用数据全部来自中国国家社会科学基金资助的“中国综合社会调查（CGSS）”项目。该调查由中国人民大学社会学系与香港科技大学社会学部执行，项目主持人为李路路教授、边燕杰教授。作者感谢上述机构及其人员提供数据协助，本论文内容由作者自行负责。）
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劳动力市场变化总体趋势范文第2篇
按理说现在找个工作不容易。在低端劳动力市场上,大约2000万工人在竞争。这些人去年从面向出口的工厂下岗,几乎没有储蓄,又缺少社会保障。因此,这些人乐意接受低工资来抓住任何工作机会。而在高端人才市场上,今年将有约600万大专院校毕业生,对于疲软经济环境下的人才需求来说,这是一个不小的数字。
劳动力市场的惨淡景象是几个月前我们所预料的。然而,实际情况并非如此。有几种方法可以对劳动力市场的状况做更为量化的判断。
首先,可以利用每季度的家庭收入调查数据。之前我们预测2009 年农村收入增长将大幅下滑,由2008年的8.6% 下降到仅2%。原因是出口行业属于劳动密集型,外部需求的大幅萎缩打击最大的就是农业人口就业以及收入状况。
季度数据确实显示出增长放缓,但其程度并不像我们预料的那样严重。其中最佳的判断指标是农民的工资收入部分,它占到总收入的30%。就名义值来说,工资收入增长大幅下滑,从去年的20%下滑了近一半,表明劳动力市场的确在走软。然而这仍比我们预测的情况要好。尽管这次经济下滑比亚洲金融危机及IT泡沫破裂后的情况更加剧烈,但劳动密集型行业的工资情况却要前两次为好。
这个数字显示了低端劳动力需求的变动情况。另外两种方法可以判断购买力和工资变动对消费的影响。第一种方法是扣除通胀后,2009年迄今为止,农村购买力同比增长了10.9%,当然比2008年同期的14%有下降,但这一数字仍十分可观。
第二种方法就是将家庭收入增长与GDP比较。这样做很重要,因为最近几年,政府与企业在经济成果分配中获得的的份额越来越大,压低了家庭收入的增长,起到了抑制消费增长的作用。然而2009年头九个月,这种持续多年的趋势出现了变动迹象,第一次出现家庭收入增长快于GDP增长的现象。这有利于促进消费,但这种变动也许是暂时的,所以别急着宣布投资拉动增长的漫长时期已经终结。
劳动力市场调查
麦格理年度劳动市场调查也显示了类似情况。我们已经调查了200家公司(未来几周将的第二份报告的抽样规模为400家公司)。我们将员工分为四个工资类别,向公司询问他们的就业和工资变动情况。与2008年一样,劳动市场最为疲软的部分在最低端,也就是月工资800元及以下的部分。
其它类别包括了800-2000元,2000-5000元和5000元以上。调查结果与上次类似。如同一年前所显示的,预计工资上升压力会加大,而且更高工资水平的群体涨幅会更高。在2008年,70%以上的公司预计月工资为2000-5000元的群体,工资年增长率将在10%以上。今年,持有这种预测的公司仍占到60%。
关于员工岗位空缺数目的调查也类似:如同2008年一样,大约三分之二的公司表示空缺岗位占到员工总数的百分之三点多。
有更多公司表示,预计最低员工数量在未来两年里将会下降。50%以上的公司预计中等收入的员工数目将会上升。2008年,大多数公司预计员工数目增长将继续。但这次,预计员工数量会增长的公司与认为会持平的公司比较均等。总体来看,未来似乎只有最低端劳动者的需求会疲软。
并不是说危机没有对劳动力市场造成任何损害,这从今年新加的几个调查问题可以看出来。
问到对比2008年,现在工资水平的总体感觉如何时,55%的公司表示有所增长,25%的公司认为有所下降。然而,问到就业水平时,接近一半的公司认为有所下降。有60%的公司表示政府已经出台政策来推动劳动力市场发展,但只有不到一半的公司表示它们看到了这些措施的影响。
疲软出现在哪
农村收入增长略有放缓的数据与我们调查结果中最低端劳动力市场的疲软并不吻合。主要原因是调查的工资分类方式是几年前确定的,现在可能已经不适用了。
调查时机也是一个问题,2008年8月雷曼倒闭风波还未发生,与出口密切相关的劳动力市场还算正常。然而,自那时起,巨大的经济波动意味劳动力市场的显著变化,出口行业的波动尤其剧烈。因此,与2008年8月相比,目前的就业数据即使出现一定疲软,说不定还是个不错的结果呢。
另一对矛盾是大学毕业生找工作的艰难与高端劳动力市场需求的坚挺。这恐怕表明了毕业生缺乏适当的技能挤入高端市场。
劳动市场坚挺的背后
去年底的剧烈经济放缓对中国的工资和就业趋势产生了明显影响,但是目前的各种指标显示出劳动力市场是在调整而非崩溃。受访者认为高端市场仍然保持坚挺。
这在某种程度上说得通。由于出口复苏和国内投资增长,整个经济对劳动力的需求在最近几个月中有所上升。虽然有大量毕业生,但新增就业人口绝对数量的下降表明初级劳动力的整体供给有所下降。供需双降使得劳动力市场似乎处于均衡状态。
对于劳动力市场来说,危机看似只是个插曲。2008年底的经济剧烈放缓使工资增长以及此前明显的工人短缺现象都消失了。但仅十二个月后,劳动力市场坚挺的迹象再度浮现。
这对于经济全局来说是一个相当复杂的信号。上升的就业率和工资水平将会推动消费,我们因此在上周调高了2010年GDP预期。但是,这样一个经济走向复苏的信号同时也伴随着通胀的威胁。
在需求方面,更高的国内消费应当给企业带来更大的定价权。同样也有着推动供给的动态趋势,因为企业试图通过提高价格来补偿发出的更高工资和应对其它对竞争力的威胁所要付出的代价。
劳动力市场变化总体趋势范文第3篇
然而，在中国却展现出迥然不同的两幅图景：一方面，随着青年农民工的稀缺性逐渐加剧，劳动力短缺日益明显，工资水平也持续上涨；另一方面，今年将有近700万大学毕业生走出校园，面临更加严峻的就业困局，大学生就业已被称为“史上最难”。
从很大程度上说，大学生就业难是经济转型带来的烦恼。 变迁与变化
几乎在每一个国家都存在着就业相对困难的群体。但由于经济发展阶段和劳动力市场结构的差异，就业困难群体的特征可能存在着较大的差别。例如，在欧美等发达经济体，随着劳动力成本的不断上升，经济发展的比较优势越来越转向资本、技术和知识密集型的行业，随之出现了所谓技能偏向的技术变迁。
这种变化使得劳动力市场对高技能者的需求不断增加，而低技能的普通岗位则增长缓慢。这时，接受过大学教育的劳动者在劳动力市场上更受欢迎：他们的失业率较低，而且有着更高的工资水平和更快的收入增长。
发展中国家则呈现出另外一种情形。
在二元经济结构明显的发展阶段，经济的总体比较优势存在于劳动密集型行业，岗位的增长也主要集中于低端的普通岗位。这样的发展模式在经济发展的初期无疑是恰当的，既有利于扩大就业，也有利于最大限度地发挥经济的比较优势，促进经济成长。
随着劳动密集型的岗位持续增长，劳动力无限供给的局面被打破，这时，我们就会观察到普通劳动力的短缺开始出现。
从企业层面看，两种生产要素——劳动和资本的相对价格逐渐发生变化：劳动越来越昂贵，资本越来越便宜。企业维持生存和发展的必然反应就是在技术选择上做出调整：更多地使用节约劳动的技术。节约劳动的技术，不仅是资本、技术和知识更密集的技术，也是对技能需求更多的技术。从宏观的角度看，众多企业行为的加总，就体现为经济结构的转型和升级。整个经济也就需要大力发展高等教育，以满足对人才的需求。
本文中的图表刻画了对教育和技能的需求，如何伴随着经济发展的阶段变化而变化。
要真正理解中国的大学生就业难问题，并找到解决问题的正确方式，就要梳理中国经济发展和劳动力市场结构变化的一般过程，以及在每一阶段的教育发展政策，从供求关系双方寻找大学生就业难的症结和解决之道。 就业难症结
目前我们所面临的大学生就业难，既和发展阶段有直接关联，也不同程度上与其他国家出现的青年就业问题有相似之处。不妨将二者结合起来，来检讨哪些因素导致了当前所遇到的困境。
如果从世界范围考察青年失业的原因，大致有以下几个方面。
首当其冲是过度的就业保护导致的劳动力市场僵化。由于就业保护的各种规制措施，总是针对现有岗位，因此，这些措施使得企业难以动态地调整就业需求。
这也就意味着，新进入劳动力市场的年轻人，因为对占有岗位者的严格保护而更难获得就业机会。欧洲一些国家持续高企的青年失业率，在很大程度上与它们严格的就业保护措施有关。
其次，年轻的劳动者绝大多数刚刚开始自己的职业生涯，缺乏工作经验和其他条件的积累。企业一旦遇到市场波动，需要调整就业岗位，年轻人更容易成为受害者。
第三，对大学生而言，他们从大学阶段接受的教育是他们技能的主要来源，如果与劳动力市场的实际需求脱节，就容易产生失业。
结合中国经济发展阶段和教育发展的进程，以下几个方面的因素，导致了目前大学生就业难的困境。
首先，在经济转型之前扩张高等教育的发展战略无疑是正确的，但高等教育扩张的时机与力度的选择并不恰当。
从图表中展示的逻辑关系看，合乎发展规律的教育发展之路应当是在经济开始转型之后，逐步通过劳动力市场信号的引导，扩张高等教育。
中国出现普通劳动力的短缺大致发生于2004年，而农民工工资增速快于城镇职工则是近几年的事。通过对企业劳动力需求的分析也表明，中国正处于经济结构转型的初期。目前，技术工人和低技能个人的替代弹性为0.26，而发达国家的一般水平为1.5至2之间。也就是说，对技能的需求以及对普通劳动投入的替代，已经出现，但只是刚刚开始，而且程度很低。这也就意味着，如果我们推迟大约五年时间，或以更稳健的速度扩张高等教育，更符合中国经济转型的实际需要。
第二，技能与岗位的匹配问题加剧了大学生就业难。原因主要有两个：供给先导型的教育扩张的天然缺陷以及教育体制改革的滞后。如果在技能偏向的技术变迁出现之前，就通过计划经济方式扩张高等教育，因为当时的劳动力市场还无法给出明确信号，教育部门实际上很难把握未来会需要什么样的人才。另一方面，教育体制本身并未实现根本、有效的改革，对于如何顺应经济发展的需要，仍然反应迟缓。这也就不难理解技能与岗位匹配不当的情况会发生。
第三，在大学毕业生的供给急剧增长的时期，中国的劳动力市场开始呈现出规制增强的趋势。劳动力市场规制的适当增加，对于保护劳动者的合法权益是非常必要的，但从客观的效果看，尤其是在正规部门，降低了劳动力市场的流动性，这很可能不利于新进入市场的大学毕业生。
同时，我们也观察到，随着上世纪90年代国有经济调整的结束，国有部门的垄断趋势开始加强，岗位流动性降低。从劳动力市场的总体结构看，国有部门也是大学生就业的重要部门。如果这些部门的岗位缺乏流动性，客观上也就减少了岗位的供给，加剧大学生就业困难。 如何应对？
持续十余年的高等教育扩张已是既定事实。从积极的方面看，它为正在发生的经济结构转型和升级，储备了大量人才。其他成功迈入高收入阶段的东亚经济体的经验表明，从中等收入阶段向高收入阶段的突破，需要劳动生产率的加速提升。显然，如果没有高素质的劳动者，这一进程是无法完成的。
同时，如果不能及时、有效地解决大学生就业问题，其负面影响也是直接而严重的。
中国业已面临人口老龄化挑战，应对的根本举措，就是提升年轻劳动者生产率。因此，浪费大学毕业生这样的人力资源，已不能承受。同时，完成大学阶段教育更是个人、家庭和社会多年大量人力资本投资的结果，我们的社会也难以承担人力资本浪费和不断折旧。
应对大学生就业难，既要注重治本的中长期举措，也要有能“解近渴”的短期措施。既要以积极的就业政策为主导，也需要完善社会安全网络，使其有效覆盖尚未被劳动力市场利用的人力资源。更重要的是，解决大学生就业难无法依赖一两个政府主管部门的努力，而需要经济政策、教育政策和社会政策的多方面配合。
首先，大学生就业难仍然处于概念性的讨论，众多基本事实尚不清楚，也难以形成有针对性的短期措施。毕业时点的就业率上报统计不仅缺乏可靠性，也缺乏指导性。目前，急需在现有的劳动力市场抽样调查中，对这一群体的就业、失业状况进行动态监测，对就业岗位、工资水平和变化、失业率、失业时间、个人特征等进行系统统计，为决策提供更具针对性的信息。
第二，加快推进经济增长方式的转变。目前，普通工人的工资上涨已为劳动密集型产业转型提供了明确信号。随着劳动力成本上升，劳动密集型产业的竞争优势必将下降。然而，劳动密集型行业的岗位损失，并不必然意味着资本、知识和技术密集型岗位的创造，这既是大学生就业困难的原因，也是很多国家陷入中等收入陷阱的主要原因。
从要素积累推动的粗放经济增长方式向生产率提升推动的增长方式转变，不仅需要打破各种形式的垄断，通过生产要素流动提高效率，还需要政府更加重视保护产权和创新，使微小企业成为创新源泉和推动增长的动力。只有如此，适合大学生的就业岗位才能有效增加。
第三，为大学生创业创造良好的环境。大学生应该成为创新的主要承担者，而创业也应该成为解决大学生就业的重要形式。在缺乏产权保护的环境下，创新的动力很容易被扼杀。
劳动力市场变化总体趋势范文第4篇
全球性金融危机导致世界总需求缩减，无疑对作为德国经济支撑的出口企业造成打击。根据经济合作与发展组织(OECD)提供的季度数据，2008年后半期至2009年前半期，德国国内生产总值(GDP)增长率下降幅度高于七国集团的平均水平。但是，从图1的数据中可以看出，德国劳动力市场即使在金融危机影响最严重的时期内，表现依然相当稳定，就业率保持平稳，相比危机前甚至还出现了增长。
图1 国内生产总值环比增长率与就业变化趋势(%)
数据来源：OECD, "Nominal GDP Growth & Productivity", stats.oecd.org/Index.aspx?QueryId=40555，访问日期：2013-01-10.
二战后，战败的德国在较短时间内赶超世界经济水平，所以普遍认为德国战后出现了“经济奇迹”①。一些学者指出，在近期的金融和经济危机中，德国劳动力市场表现可谓又一“奇迹”，并从不同角度对金融危机期间德国劳动力市场的突出表现做了解释。克劳斯·齐默尔曼(Klaus F. Zimmermann)认为，基于哈茨改革的一系列措施促使危机前德国劳动力市场呈现强劲势头，这为“奇迹”奠定了基础，金融危机本质上只影响了德国出口导向型企业，并且，短时工作(short-time work)的扩展、社会伙伴的协调作用以及经济自动协调器缓解了失业增长；而稳定且改善德国失业率的核心因素是短时工作，包括工时普遍降低和较高的劳动力市场内部灵活性(internal flexibility)。②马丁·蒂茨(Martin Dietz)等学者从工作保护和劳动力储蓄(labor hoarding)出发，解释了德国金融危机期间实现就业“奇迹”的根源③。另外一些学者则提到政府的救市行为，包括财政刺激方案、税收和转移支付手段等，对经济复苏、稳定就业起到的积极作用，例如，金融危机爆发后，德国引入两个刺激方案，第一个方案包括降低个人所得税、降低失业保险费等，第二个方案侧重基础设施建设、不动产投资折旧率递减等，2009年的救市方案支出费用360亿欧元，占当年国内生产总值的1.5%，2010年达到470亿欧元，相当于国内生产总值的1.9%。④在国内学界，例如姜照辉将德国实现就业“奇迹”的基石归因于哈茨改革，虽然他也提到德国的适度工资，但仅将其视为进一步保障德国劳动力市场平稳运行的因素，相反，他特别强调短时工作制和工时账户制是危机期间降低失业的最重要措施⑤。
诚然，金融危机期间各国普遍通过救市行为刺激经济，缓解失业压力，为何独德国出现就业“奇迹”？如上所述，大多数学者将其根源归结为施罗德政府所推行的改革措施(即哈茨改革)或短时工作制。1990年代，高失业率一度使德国成为“欧洲的病夫”，而完善的就业保护、高劳动力成本和严格管制的劳动力市场被视为造成此现象的原因。之后一系列劳动力市场改革措施(哈茨改革)促进了非典型性(atypical)或非标准型(non-standard)⑥工作的发展，改善了德国较严重的结构性失业问题。不可否认，短时工作制与哈茨改革发挥了重要的作用，但这并不是德国此次就业“奇迹”的根本原因，而深层次的基础性要素是德国适度的工资，即工资节制(wage moderation)。
这种工资节制保证了德国制造业较高的竞争力，特别是在出口导向型企业中。全球需求减退必然打击出口企业，德国就业受影响的部门多为此类企业。尽管为了保护核心劳动力，它们采用短时工作制储蓄劳动力，但生产率降低、成本提高并没有超出这些具有竞争力企业的承受能力。换句话说，正是节制的工资增长水平才促使德国企业有能力在经济衰退时期利用短时工作制储蓄劳动力而不是削减劳动力，而短时工作制、工时账户制是德国在历次危机中的惯用措施，并不是此次危机的特例。哈茨改革旨在促进失业者返回就业市场，通过放松对临时就业机构(temporary work agency)的管制、削减失业福利、监控工作寻找等措施增加劳动力供给，而德国长期以来的工资节制有助于增加劳动力需求，由此，供给与需求的增加共同提高均衡就业水平；与此同时，改革措施一定程度上增加了雇主的用工灵活性，哈茨Ⅱ方案引进了所谓的月收入低于400欧元的迷你工作(Mini-Job)形式，对临时就业机构的放松管制形成了常规工与临时工之间的竞争，这些都有利于工资节制。避开工资增长水平，单纯将危机前夕德国劳动力市场良好的就业表现归结为哈茨改革措施是不全面的。所以，工资节制发展正是德国劳动力市场出现“奇迹”的核心所在。另外需要注意的是，就业“奇迹”背后隐藏的德国劳动力市场的长期、结构性问题并没有得到解决。从中长期来看，工资节制会阻碍生产率的提高，经济衰退时期借助缩短工作时间储蓄劳动力的做法会造成生产率的下降，这将从根本上阻碍德国经济发展和实现全面就业。
二、德国就业“奇迹”的深层次原因探析
市场的基本构成要素是价格和产量，劳动力市场也不例外。作为核心要素的工资设定和边缘部分的社会保障体系共同作用于就业的发展。劳动力市场体系的改革，包括税费(社会保险费)、工资设定(雇佣合同形式)和相关社会保障政策等的变化，会阻碍或增加劳动力供给或需求。积极的劳动力市场政策通过培训、求职指导等措施使失业者重返就业，而较低的工资增长水平会增加雇主的用工需求，二者共同推动较高的均衡就业水平。缩短工时的作用在于保存核心劳动力和就业。为何将2008年金融危机期间德国就业“奇迹”的核心归为节制的工资增长水平呢？本部分将结合宏观数据，援引延森·博伊森·霍格瑞夫(Jens Boysen-Hogrefe)的实证模型，并运用横向和纵向比较来回答这一问题。
(一)短时工作制是德国应对危机的惯用手段
短时工作制的延续与扩展被认为是德国应对经济危机的重要措施。⑦事实上，短时工作制最早被使用始于1910年，当时是为了向钾肥业工人提供财政缓冲。今天所熟知的短时工作制产生于20世纪20年代中期，与整个社会经济改革措施相结合以应对1923年的恶性通胀，随后应用于所有行业。20世纪60年代，当德国战后恢复遇到首次衰退时，短时工作制作为一项劳动力市场制度被普遍接受⑧。德国统一伴随着痛苦的社会经济结构转型，短时工作制又被大量运用。具体而言，如果工人工作时间缩短，企业仅支付他们实际工作时间所得工资，同时工人可以获得 大概相当于其余工资60%的短时津贴以弥补其收入损失，有孩子的可获得67%。一般情况下，企业先支付短时津贴，再由当地就业服务机构给予补偿。工作时间可以减少10%-100%不等。通常，短时工作制的使用不得超过6个月。从历史上看，几乎每一次经济衰退(1973年-1975年第一次石油危机，1979年-1982年第二次石油危机)或严重的结构变革(1991年-1993年德国重新统一过程)都使用了短时工作制的应对措施(图2)。
此次金融危机期间，德国政府近几十年来第一次寻求工会和雇主协会的帮助以实施经济刺激政策和其他就业保护措施。⑨最典型的措施之一便是短时工作制。联邦劳动事务所数据显示，2009年有150万名工人(总就业人数的3.8%)、6.3万家企业使用该措施。⑩从本质上看，本次短时工作制的实施与过去相比并无特别，但失业却没有像以往经济衰退或结构性变革时期一样显著增加(图3)，所以短时工作制并不能从根本上解释德国的就业“奇迹”。
图2 1970-2010年德国短时工人数占所有就业人数的比率(%)
来源：Jens Boysen-Hogrefe/Dominik Groll, "The German Labor Market Miracle", National Institute Economic Review, No. 214, 2010, p./ner.sagepub.com/content/214/1/R38，访问日期：2013-01-10.
图3 1970-2011年德国失业率变化情况(%)
数据来源：OECD, "Unemployment Rate", stats.oecd.org/Index.aspx?DataSetCode=LFS_SEXAGE_I_R，访问日期：2013-01-11.
为了进一步验证这个推论，延森·博伊森·霍格瑞夫和多米尼克·戈洛尔(Dominik Groll)借助德国联邦统计局提供的1970年第一季度至2010年第二季度数据，利用劳动力市场实证模型分析德国工作时间与就业水平的变化，其中，“总工作时间”变量的协整关系是基于新古典理论中小时生产率相当于实际每小时工资的生产函数的假设，“雇员数量”变量的回归方程是基于HP过滤器(11)。他们发现，如果总工作时间与国内生产总值变化存在弹性系数，之前衰退时期总工作时间的下降均超过国内生产总值下降的比例；通过动态趋势估计，基于95%的置信区间，2008年危机期间总工作时间似乎应该比实际水平下降更多，同时就业水平应该降幅更大(图4)。如果假设就业与国内生产总值成比例变化，结果将是致命的。但总工作时间和就业水平的实际变化都在置信区间内，也就是说，德国应对2008年金融危机的劳动力市场措施(短时工作制)与过去并无显著不同。不同的是，过去使用短时工作制应对危机并未能抑制失业率上升，而此次，失业率不仅稳定而且有所改善。所以，将短时工作制解释为此次德国就业“奇迹”的根本性原因是不准确的。
图4 总工作时间(左)和就业：动态预测(右)
来源：Jens Boysen-Hogrefe/Dominik Groll, "The German Labor Market Miracle", National Institute Economic Review, No. 214,2010, pp./ner.sagepub.com/content/214/1/R38，访问日期：2013-01-10.
(二)哈茨改革的双重作用
俾斯麦福利体系的核心是以保险为基础的社会保障体系，虽然限制了劳动力市场的收入不均和工资差距，却导致大量长期失业者囤积。(12)20世纪初，德国失业率曾为欧洲国家之首，经济合作与发展组织报告曾经指出，欧洲大陆完善的就业保障体系导致其高失业。用于支付社会保险的、高昂的非工资劳动成本危害德国的国际竞争力。2003年3月，施罗德提出“2010议程”，旨在增加德国劳动力市场的灵活性。“2010议程”的核心是激励型劳动力市场政策，具体以鼓励年长工人返回就业市场、停止提前退休政策为目标。彼得·哈茨(Peter Hartz)领导、由工会代表、雇主代表、政府代表组成的委员会提出了一系列建议，许多建议后来由联邦议院通过，并于2003年-2005年付诸实施(13)。哈茨方案设置了严格的工作寻找监控制度，将老龄工人失业保险享受期限由32个月减少至18个月，加重了拒绝工作机会的惩罚措施。同时，把法定最低收入(失业保险金Ⅱ)与激励重返就业相结合，即依赖于法定最低收入的员工可以再做一份兼职工作，每月多赚取100欧元。这意味着劳动力市场政策由人力资本指向型向更强调增强求职者接受低收入工作的“要求因素”转移，即求职者开始被要求就职于低收入工作而不是坐享福利。施罗德推行的哈茨改革极大地促进了个体经济、低收入工作、兼职工作等的发展，增加了劳动力供给，基本改变了“高福利——低就业”的状态。2008年，德国总就业率达到69%，高出前一个就业高峰水平3%。劳动力供给增加有助于提高均衡就业水平，但是并不能保证金融危机期间企业不裁员，因而不能从根本上解释德国危机期间的就业“奇迹”。
另外，失业福利的削减意味着失业者保留工资(reservation wages)的减少。并且，改革措施为雇主提供了更大的用工灵活性。2003年，解雇保护规则的限制有所放宽，门槛由5人公司放宽至10人公司。哈茨Ⅱ引进了月收入低于400欧元的迷你工作，这些低收入工作免于缴纳社会保险费，降低了企业的劳动成本。哈茨Ⅰ显著放松了对临时工作机构部门的管制，并将创建临时就业引入激励型劳动力市场政策，德国以制造业为主以及以高就业保护为特点的核心劳动力市场也增加了对临时工的雇佣(14)，引起常规工与临时工之间的竞争。这些改革措施在促进就业的同时，客观上有助于节制的工资增长。
(三)就业“奇迹”的根本原因——工资节制
大多数西方国家的工资水平通过工会和雇主协会的讨价还价来制定，而在不同的劳动力市场体系和经济结构下，发挥主要作用的社会伙伴有所不同。在德国工资设定过程中，制造业出口行业所在的五金工会起主导作用。近些年来，该行业的工会表现出克制工资增长的意愿，导致劳资双方谈判的结果是适度的工资增长，这与企业的调整与重组有紧密的关系。与前几个经济衰退期相比，特别是2002年以来，德国实际工资水平保持了较低的增长(图5的单位劳动成本可以说明)。前文的回归模型分析了失业与国内生产总值变化的关系，短期内，实际工资水平或者单位时间劳动成本决定了劳动力需求。危机前工资节制导致劳动力需求增加，如果没有经济危机的外部冲击，就业的调整将会促进新的工资均衡。延森&m iddot;博伊森·霍格瑞夫利用DSGE模型分析认为，较低的工资增长会形成较高的均衡就业，更重要的是，当经济向较高的就业均衡点转移时，负面经济影响所造成的临时就业冲击会被这种转移趋势所减轻(15)。劳动力市场改革在维持工资节制的同时，也就直接或间接地提高了均衡就业水平。由于德国劳动力收入的增长长期滞后于资本收入，至2008年底，企业都拥有较强的竞争力。根据股本和流动性缓冲，德国企业在危机爆发时(与之前的衰退时期相比)具有相当良好的财务状况，所以能够以损失生产率为代价来储蓄劳动力。当然，企业也有通过保护核心劳动力以避免技术劳动力短缺的考虑。奥利弗·科佩尔(Oliver Koppel)和阿克塞尔·普林内克(Axel Plǖnnecke)的报告显示2008年德国技术专业性劳工短缺率达25%。(16)
图5 2002-2011年各国生产率和单位劳动成本(ULC)变化情况(%)
数据来源：OECD, "Productivity & Unit Labor Costs", stats.oecd.org/Index.aspx?DataSetCode=ULC_EEQ，访问日期：2013-01-11.
通过对比七国集团各国失业水平和单位劳动成本的变化，可以发现危机之前单位劳动成本越是强有力的持续增长，危机期间就业率就更大幅度的降低(图5、图6)。经济衰退之前单位劳动成本的变化对衰退时期就业的变化有一定影响。单位劳动成本上升越快，就业水平就会根据生产率下降而快速调整。这主要是因为企业面临雇佣和解雇成本，只要前景不是太悲观，工资的增长不会立即导致就业减少。而企业会有一个承受雇佣与解雇成本的临界值。一旦这个临界值被打破，就业会根据生产率和工资进行调整，生产率降低、工资提高会减少就业。危机之前单位劳动成本不同的国家，企业将面临不同的临界值，对于工资增长压力较小的德国来说，在危机期间很少有企业会超过这个临界值。(17)所以，德国危机期间就业水平的变化与前期单位劳动成本(18)的增长状况，即工资节制是直接相关的。
图6 2002-2011年各国调和失业率变化情况(%)
数据来源：OECD, "Harmonised Unemployment Rate", stats.oecd.org/index.aspx?queryid=21760，访问日期：2013-01-12.
综上所述，短时工作制是德国在衰退时期的惯用应对措施，并不是此次金融危机的特例。此次经济危机导致全球需求紧缩，主要影响了德国的贸易型企业。危机之前这些企业表现良好且利润显著，危机几乎没有使它们暴露出结构性问题。由工资节制造就的较高的竞争力使德国企业具有较强的承受雇佣与解雇成本临界值的能力，可以通过短时工作制储蓄劳动力，保证了就业率的稳定。施罗德所推行的哈茨改革的核心在于降低福利水平，刺激就业。一方面福利降低的压力和非典型性工作的推广，有助于就业的增加；另一方面，雇主用工灵活性增加和保留工资降低，有利于维持德国工资节制的总体水平。如果没有工资节制来保证德国企业较高的竞争力，单靠促进劳动力供给的劳动力市场改革并不能保证危机期间企业不通过裁员来减少损失，恰恰相反，危机期间被解雇的正是那些兼职工或临时工。所以，工资节制是短时工作制在本次危机中发挥作用的基础，而哈茨改革有利于巩固工资节制，较低的工资增长增加了劳动力需求，从而提高均衡就业水平并促成危机之前良好的就业形势。因而，就业“奇迹”的深层次根源在于德国的工资节制。
虽然工资节制为德国企业采取灵活的工作安排提供了基础，但是却降低了德国的生产率；哈茨改革降低福利、推动灵活的就业形式，确实有助于降低失业率，但是并未改变德国失业人口的结构性问题。就业“奇迹”的背后是德国劳动力市场的隐患。
三、德国就业“奇迹”的隐患
高失业率曾一度是德国经济主要难题，2008年金融危机对全球就业市场造成重大打击时，德国劳动力市场却出现就业“奇迹”。许多学者将其归因于短时工作制的大量运用和哈茨改革的绩效，但根据前文的分析，发现德国适度的工资发展才是促成就业“奇迹”的根本原因。
欧洲经济与货币联盟(EMU)成立以来，各成员国放弃本国货币而采用欧元，失去了通过汇率的调整来获得出口竞争力的能力。有学者曾经指出，正是由于德国工资节制使其实际汇率贬值，而南欧国家工资增长超过生产率发展水平使其实际汇率升值，从而出现欧元区内部的外部失衡，最终导致欧洲主权债务危机爆发，所以德国应该承担责任，并提高其工资增长水平。(19)节制的工资虽然帮助德国企业获得了出口竞争力，但同时降低了德国生产率增长水平。与七国集团国家平均水平相比，近十年来，德国生产率增长水平较低，金融危机期间甚至出现负增长(图7)。加之，德国就业率提高所伴随的总劳动时间的大幅下降、临时工的增多以及严重的长期失业问题，劳动力市场的“奇迹”就要“打折扣”了。
图7 七国集团(G7)与德国生产率状况(年混合增长率，%)
数据来源：OECD, "Labor Productivity Growth", stats.oecd.org/Index.aspx?DataSetCode=PDYGTH，访问日期：2013-01-14.
(一)工资节制导致生产率下降
传统的微观经济学理论认为在微观经济层面上，工资与边际生产率相关。工资一定时，如果单位劳动产出增加，劳动需求将增加，因为扩大生产将增加公司利润，这主要源于公司利润最大化原理。根据新古典理论的生产函数，公司利润等于商品销售额(基于完全竞争市场的外生价格)减去生产要素成本(资本与劳动力)；在短期内，公司资本存量恒定，逐利性使公司追求最优生产水平，即边际成本等于边际利润，工人工资将等于边际生产率。如果单位劳动产出增加而工资保持稳定，或者工资增长低于生产率增长水平，公司为扩大生产提高利润，对劳动需求将有所增加。这一点目前在欧盟各国工资制定政策中显得尤为重要，德国的成功案例可以说明这一点。但着眼于中长期，公司的资本存量将改变，劳动力价格(工资)的变化或资本(利率)的变化会使公司以资本代替劳动力或反之。生产率将更加依赖于契约工资与其他要素(特别是实物资本)价格的变化。公司是否选择创新投资，有赖于(实际)利率与(实际)预期工资的发展，这个模型基于跨期和理性预期假设(例如，预期工资将通过实际工资变化实现)。(20)在利润最大化框架下，只有较高的预期工资水平才会促使公司加强创新，进行资本投资以提高生产率 。根据熊彼特的创造性破坏理论，短期内较高的实际工资增长能够增加创造性破坏进程，低工资增长和灵活的劳动关系将提高劣质企业存活率；但长期来看，根据需求推动理论，工资节制或者工资灵活性的下降将阻止创新、限制总需求，最终降低生产率的发展。(21)反过来，如果生产率保持较高增长，工资将有足够的增长空间并不伴随裁员；如果生产率增长低于工资增长水平，公司最终会因支付不起工资而破产。
20世纪90年代中期以来，德国经济专家委员会倡导工资节制政策以增加就业，与此同时，德国生产率增长开始减速。为了精确衡量德国生产率长期增长趋势，格奥尔格·艾尔贝(Georg Erber)等学者运用罗伯特·戈登方法，通过适当的过滤过程移除周期性影响——这是因为考虑到生产率会根据商业周期的波动而变化，并通过回归分析描绘出德国单位工作时间(每小时)生产率的变化情况。他们发现：1977、1998年两个结构性突变具有相当高的统计显著性，生产率发展总体呈下降趋势，1982-1983年后，生产率增长较快直至统一后的“经济奇迹”，1998年开始也有上升态势，但2002年以来，下降趋势明显，2006年增长现象实际上并不具有可持续性(图8)。(22)
图8 德国单位工作时间(每小时)生产率年变化趋势
注：置信区间：+2个标准差。
数据来源：Georg Erber/Ulrich Fritsche, "Productivity Growth in Germany: No Sustainable Economic Recovery in Sight", Weekly Report, No. 3/2009, Volume 5, March 10, 2009, German Institute for Economic Research.
生产率增长是科技创新和资源有效使用的结果，是经济发展的关键因素。随着生产率的提高，工人单位时间内可以创造更多的产出，从而获得更高的工资；同时用于工作以外时间的机会成本提高，人们将把更多的时间用于消费、娱乐、教育等，不断提高生活水平。长期来看，资本存量不固定，生产率增长依赖于总需求的变化(投资函数)，从而最终影响就业增长状况。工资节制压低人们的消费水平、抑制总需求，不仅不利于生产率的发展，还会因为总需求不足而阻碍就业水平的提高。经济合作与发展组织报告曾经指出，德国劳动力市场改革举措已经相当积极，但相对来说，对就业的改善特别是对长期失业者、女性特别是低技术工人就业改善依然有限。(23)与其他发达国家相比，德国存在总需求不足现象，这从德国的家庭净储蓄率高启上可以看出(图9)。所以，虽然工资节制为德国企业带来竞争力，短期内刺激劳动力需求，但生产率的长期发展状况令人担忧。
图9 各国家庭净储蓄率(%)
资料来源：OECD, "Household and non-profit institutions serving, Economic outlook No. 91, June 2012, OECD annual projections", stats.oecd.org/index.aspx?queryid=40203，访问日期：2013-01-10.
(二)长期失业的结构性问题未得到解决
激励型劳动力市场政策以及不同程度的社会福利削减(例如提前退休政策的取消)使得德国劳动力参与率有所提高。随着总失业率的降低，长期失业率(即失业时间长达一年及以上)也由2005年的6.1%降至2011年的3.1%。虽然长期失业人口占总失业人口的比重由2007年50%降到2011年的48%，但仍高于欧盟27国42.7%的平均水平(24)。并且，弱势群体(例如低技术工人、有健康问题的工人和老龄工人)占长期失业人口的比例有所上升。2011年，低级技术工人的失业率达13.4%，是高级技术工人(2.5%)的5倍多，中级技术工人失业率为5.8%；2010年，长期失业者中未经过职业培训的低级技术工人份额几乎为50%。实际上，危机期间短时工作制保护了核心技术工人，但进一步打击了低级技术工人的就业率。(25)另外，50～64岁人口长期失业率由2007年的73.2%跌至2011年的62%，但仍高于德国长期失业率的平均水平，老龄人口的就业风险和低入职率与其较低的教育和技术水平有关。(26)2011年，德国青年长期失业率低于欧盟平均水平(30.1%)，但仍高达23.9%(27)。
新古典经济学理论通常假设劳动力市场通过劳动者灵活性和价格(工资)灵活性的相互作用最终趋向均衡；信息不对称理论认为理想的市场并不存在，失业者通过衡量失业成本和失业保险，即保留工资，决定是否从事新的工作，失业期限终止的原因是失业者新工作所获的报酬高于其所获的保留工资。(28)许多学者将德国劳动力市场冻结及长期失业问题严重归因于较高的就业保护和失业保障。但一系列改革措施实际上削减了失业保障。据报道，2010年，德国联邦劳动事务所对哈茨Ⅳ福利领取者比之前方案的福利获得者实施了更多的处罚措施；(29)通过降低补贴，成本削减超过1亿欧元，进一步增加了长期失业者的压力。根据联邦劳动事务所数据，失业福利每月平均减少123.72欧元。福利的降低迫使长期失业者寻找工作，但长期失业者多为低技术劳动力，部分人甚至未经过技术培训，工作机会较少。即使部分长期失业者重返就业市场，也多就职于门槛低、工资低的行业。由于工资节制的影响，德国总需求不足，服务业发展较慢，没有向低技术劳动力提供充分的就业机会。因此，长期失业者福利削减对其重返就业的作用有限，还导致收入差距拉大、有失公平等社会问题。
从上文的分析可以看出，长期失业者的主要特点是缺乏技能。而德国以出口导向型制造业为主的经济结构、刺激内部灵活性的改革政策虽然保护了核心劳动力、相对提高了整体就业水平，但并未改变德国劳动力市场的核心——标准就业关系，从而使边缘就业者的状况很难被彻底改善。工资节制政策和福利削减措施共同降低长期失业者的安全感和消费欲望，进一步巩固了总需求不足。在后经济危机时代，至少从长期来看，德国需要加快结构性变革。长期失业问题，特别是为低级技术工人创造就业机会将是德国面临的长期挑战。如何激励失业者参与正规工作也是德国需要长期面对的问题。
四、结论
上世纪90年生于美国的信息通讯技术积极推动生产率快速增长的局面并没有在德国出现，虽然德国在全球竞争中成为世界出口的佼佼者，但这种发展主要得益于节制的单位劳动成本增长。短期内，适度的工资增长提高了劳动力需求水平，这为德国在2008年金融危机期间出现就业“奇迹”奠定了基础。短时工作制是德国在经济动荡时期惯用的保护就业的措施，但本次危机中使用短时工作制并没有出现像以 往一样的失业率上升，甚至还有所下降，这得益于工资节制增强了德国企业的竞争力，从而具有以降低生产率为代价来保护核心劳动力的承受能力的特征。施罗德政府推出的哈茨改革措施最主要的贡献在于提高劳动力市场的灵活性，包括灵活的就业形式、灵活的就业时间安排等，而保留工资的降低和雇主用工灵活性的增加客观上压低了整体工资增长水平。因此，德国就业“奇迹”的出现根本原因在于适度的工资水平，即工资节制。
劳动力市场变化总体趋势范文第5篇
关键词：非正规就业；收入差距；劳动力市场分割；异质性；倾向得分匹配
中图分类号：F2414文献标识码：A文章编号：1000-4149（2017）02-0116-11
DOI：103969/jissn1000-4149201702012
收稿日期：2016-06-16；修订日期：2016-10-20
基金项目：国家社会科学基金一般项目“中国经济刘易斯转折的判断与农村剩余劳动力转移问题研究”（16BJL113）；
中国特色社会主义经济建设协同创新中心资助。
作者简介：王庆芳，经济学博士，南开大学经济学院博士后；郭金兴，经济学博士，南开大学经济学院副教授。
一、引言
20世纪90年代中后期以来，我国城镇劳动力市场发生了巨大变化，其中最显著的变化是非正规就业的快速发展。按照胡鞍钢和赵黎的估算，1995―2012年间非正规就业占城镇总就业的比重从197%上升到60%，占全部城镇新增就业岗位的102%（其中2个百分点是正规部门摧毁就业岗位的比率）[1]。非正规就业已经代替正规就业，成为我国城镇就业的主要渠道和新增就业的主要来源。
非正规就业作为城镇劳动力市场的重要组成部分，其生存和生活状态的改善一直是各方关注的焦点。但是由于对非正规就业产生原因认知上的差异，研究者对非正规就业的生存状态及政策取向认知产生较大的争论，并由此形成截然相反的理论观点。一方面，二元主义者认为非正规就业是劳动者在分割性劳动力市场下为了维持生计的生存选择，与正规就业相比，存在“无法解释”的收入差距，且具有劳动时间长、工作条件和稳定性差、缺乏必要的劳工保护和社会保障等“弱势”特征，因此政府应当采取措施减少非正规就业[2-3]。另一方面，新自由主义者认为非正规就业是劳动者在竞争性劳动力市场下的自主选择，与正规就业相比，不存在显著的收入差距，且更具竞争性、灵活性和自主性，因此政府应鼓励非正规就业的发展 [4-5]。
就业机会平等、同工同酬，让每个劳动者实现“体面就业”，是劳动力市场化改革的基本方向。随着我国劳动力市场供求关系发生转变，劳动力要素回报开始提升，政府对于劳动者生存状态的关注度也不断提高。尤其是2008年以来，新《劳动法》等一系列劳动法规的出台，以及近年来对于各项劳动者权益保障政策执行力度的加大，似乎都预示着劳动力市场正向着有利于劳动者的方向发展。但是这些转变是否使非正规就业者的生活境遇或收入水平得到改善，尚未得到实证上的验证，同时理论认知上的争论也造成对于正规就业和非正规就业境遇关注界限的模糊。为此，本文将利用1997―2011年CHNS数据库，采用倾向得分匹配（PSM）方法，从正规就业和非正规就业收入差距变动的角度，对劳动力市场化改革以来非正规就业的境遇状况变化进行研究，并提出政策建议。
二、文献综述
从20世纪70年代开始，国外学者就围绕二元主义和新自由主义理论的争论，对正规就业与非正规就业的收入差距进行了大量的研究，但并未取得一致的结论。进入21世纪以后，随着研究数据的丰富和计量技术的发展，国外学者沿着以下两条主线，对这一命题进行了更为细致和深入的研究。
第一条主线是从性别、受教育程度、个体选择性、企业规模、政府税收等多个角度，对正规就业和非正规就业的收入差距进行考察。比如，佩冈（Pagan）通过对墨西哥的研究发现，男性劳动者的正规就业收入溢价存在，而女性劳动者的正规就业收入溢价不存在 [6]。贡（Gong）和索斯特（Soest）对墨西哥的研究也发现，正规就业收入溢价随着受教育程度的提高而提高 [7]。巴尔甘（Bargain）和昆达（Kwenda）对巴西、南非和墨西哥的研究发现，工资分布中低端的正规就业工资溢价较高，而工资分布高端的正规就业工资溢价基本消失[8]。此外，还有一些研究发现，在控制了个人选择性偏差、公司规模效应以及税收因素影响之后，正规就业相对于非正规就业的工资溢价消失 [9-11]。
第二条主线是从非正规就业异质性出发，对不同类型非正规就业与正规就业的收入差距进行研究。非正规就业异质性是对非正规就业内部多样性的研究，是近十余年来国外非正规就业问题研究的主流观点之一。该观点认为非正规就业既不完全是二元主义认为的由于劳动力市场分割而被迫进入的生存选择者，也不完全是新自由主义认为的具有企业家精神的自主选择者，而是具有这两种特征的劳动者的集合 [12]。这类研究可以分为两类：第一类是先验的将非正规就业分为两类或两类以上，分别对其收入特征进行考察。例如，在迪莫瓦（Dimova）等人对西非的研究中，将非正规就业分为自我雇佣者和受雇者两类，结果发现二者在人力资本回报率和工资决定等方面都有较大的差异，从而证明了非正规就业存在异质性[13]。弗洛雷斯（Flórez）对哥伦比亚的研究也发现，非正规小企业雇主、自我雇佣者和非正规受雇者也表现出不同的收入特征[14]。第二类是从不可观测的非正规就业异质性假设出发，基于反事实分析方法，对不同类型非正规就业进行分解。甘瑟（Günther）和劳诺（Launov）利用该方法对科特迪瓦的研究发现，448%的非正规就业是低收入的生存选择者，而552%的非正规就业是高收入的自主选择者[15]。拉德琴科（Radchenko）对埃及的研究也发现，非正规就业与正规就业在人力资本回报、收入水平和就业选择机制等方面存在三重异质性[16]。
与国外长期以来深入而细致的研究不同，国内对于正规就业和非正规就业收入差距的研究起步较晚，且主要集中在基于分割性劳动力市场假设的“正规就业收入溢价的存在性”的检验。从研究结论来看，大多数研究表明存在“无法解释的”正规就业收入溢价，但是对劳动力市场分割强度的研究结果却存在较大的差异。比如，常进雄和枫的研究发现，正规就业和非正规就业的工资差异中8101%是由受教育程度、经验等可观测的人力资本要素导致的，只有1899%是由不可观测的非市场因素导致的[17]。魏下海和余玲铮的研究则发现，753%的正就业者和非正规就业者工资差异是由非市场因素导致的[18]。此外，吴要武的研究发现，非正规就业者的人力资本回报率并不显著低于正规就业者，劳动力市场非正规化并没有导致劳动力资源配置上的损失，从而支持了新自由主义的观点[19]。
现有国内研究主要存在以下不足：第一，从研究方法上看，大多数研究采用赫克曼（Heckman）两阶段模型控制样本的自选择性偏差，但是伦诺克斯（Lennox）等人的研究表明该模型存在严重的共线性和对选择方程模型设定的敏感问题[20]，这也是目前研究结论差异较大的原因之一。第二，大多数文献将非正规就业作为一个整体与正规就业收入进行比较，而对非正规就业异质性关注相对较少。第三，现有文献基本上是基于某一年数据的研究，没有考虑劳动力市场改革的动态变化对二者收入差距的影响。
针对以上研究不足，本文将从以下角度展开研究：第一，采用倾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）控制样本的自选择性偏差。较之其他方法，倾向得分匹配法不仅能够有效控制样本的自选择性偏差，并能清晰地刻画出选择非正规就业对劳动者收入的净影响。第二，参考弗洛雷斯
的研究[14]，将非正规就业划分为有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规雇佣者和非正规受雇者三类，从非正规就业的异质性角度对不同类型非正规就业与正规就业收入差距进行更为细致的考察。第三，利用1997―2011年CHNS数据库，考察国有企业改革以来非正规就业与正规就业收入差距的动态变化。
三、数据、变量与方法
1. 对非正规就业的统计界定
本文使用美国北卡罗莱纳大学和中国疾病控制中心联合的CHNS数据库1997―2011年数据进行研究
CHNS数据库分别于1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年完成了9次调查，调查范围包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、河北、湖南、广西、贵州9个省区，2011年增加了北京、上海、重庆三个直辖市。。该数据库提供了详尽的劳动力个体特征以及就业和收入信息，是我国目前连续调查持续时间最长的数据库之一。为了保证足够的样本数量，分别对1997和2000年、2004和2006年、2009和2011年样本进行合并，构成T1（1997 & 2000）、T2（2004 & 2006）和T3（2009 & 2011）三个时期，从而对国有企业改革以来城镇正规就业和非正规就业收入差距的动态变化进行研究。研究对象为16―65岁之间的城镇劳动力。
根据以往研究经验，本文使用CHNS调查中的“你在此工作中的职位是何种类型？”和“你工作单位是何种类型？”来对正规就业和非正规就业进行区分，并与第17届劳工统计大会（ICLS）提出的非正规就业统计框架相对应。具体方法如下：①删除无报酬的家庭帮工以及单位职位类型不确定的样本；②将CHNS数据库中“无雇工的个体经营者”、“有雇工的个体经营者”、“领取工资的家庭工人”分别对应第17次ICLS大会决议框架中的“自负盈亏的个体劳动者”、“雇主”、“有贡献的家庭工人”，划分为非正规就业；③按照第15届劳工统计大会（ICLS）的大会决议对非正规部门企业的划分标准，将独立的个体劳动者和规模在20人以下的私营企业分别作为个体经营者和小微型企业，划分为非正规部门，将政府机关、国有企事业单位、集体企业和“三资”企业划分为正规部门；④将在非正规部门就业的“为他人或单位工作的长期工、合同工、临时工”对应第17次ICLS大会决议框架中的“非正规部门企业受雇者”，将在正规部门就业的临时工对应第17次ICLS大会决议框架中的“正规部门企业非正规受雇者”，划分为非正规就业。最终得到正规就业样本7781个，非正规就业样本2258个。
2. 模型设定和变量选取
建立明瑟收入方程，对非正规就业选择对劳动者收入的影响进行研究：
其中，lnW表示劳动者收入的对数，IE表示劳动者的就业决策，Exp和Exp2分别表示工作经验及其平方项，X表示其他控制变量。变量具体设定如下。
（1）被解释变量（LnW）：CHNS数据库中提供的收入数据包括工资、实物性收入、奖金和补贴等指标。考虑到除了工资以外，各类奖金和补贴也是劳动者从事工作的直接收入，且大多是以现金形式发放的，因而采用包括工资、奖金和各种补贴在内的工资性月收入作为收入指标，并以2011年为基期进行平减。
（2）解释变量（IE）：以非正规就业虚拟变量为解释变量，IE=1表示非正规就业，IE=0表示正规就业，并设置有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规雇佣者和非正规受雇者三个虚拟变量，对非正规就业的异质性进行考察。
（3）控制变量（X）：选取年龄（Age）、年龄平方（Age2）分别作为工作经验及其平方的变量。其他控制变量包括受教育年限（Edu，按最高教育程度折算，小学毕业为6年，初中毕业为9年，高中毕业和中等技术学校、职业学校为12年，大专或大学毕业为16年，硕士及以上为19年）、性别（Gender，男性=1）、婚姻状况（Marital，已婚=1）、户籍（Hukou，城镇=1）、单位性质（Firm，政府机关、国有事业单位和研究所、国有企业=1）和单位规模（Size，职工数大于100=1），以及职业（Occu）
按照CHNS调查中的“你的主要职业是什么？”设置12个虚拟变量。职业类型设置为：1高级专业技术工作者（医生、教授、律师、建筑师、工程师等）；2一般专业技术工作者（助产士、护士、教师、编辑、摄影师等）；3管理者/行政官员/经理（厂长、政府官员、处长、司局长、行政干部及村干部等）；4办公室一般工作人员（秘书、办事员）；5农民、渔民、猎人；6技术工人或熟练工人（工段长、班组长、工艺工人等）；7非技术工人或熟练工人（普通工人、伐木工等）；8军官与警官；9士兵与警察；10司机；11服务行业人员（管家、厨师、服务员、看门人、理发员、售货员、洗衣工、保育员等）；12运动员、演员、演奏员；13其他；-9不知道。其中，13和-9为未明确标注类型。、地区（Area）和年份（Year）虚拟变量。
表1给出了主要变量的描述性统计。1997年以来，正规就业和非正规就业主要变量特征变化如下：①T1―T3时期，正规就业和非正规就业收入都有所提高，但是正规就业收入显著高于非正规就业收入水平；②分时期看，T1时期非正规就业平均收入高于正规就业，但T2时期以后，正规就业的平均收入开始超过非正规就业的平均收入；③年龄、性别、婚姻状况差距及变动都较小；④正规就业的平均受教育年限明显高于非正规就业，且二者差距呈扩大趋势；⑤非正规就业拥有城镇户籍的比例明显低于正规就业，表明从农村转移到城市就业的劳动者主要从事非正规就业。
3. 倾向得分匹配方法
劳动者受个体特征、家庭背景、社会关系等因素的影响，其选择正规就业或非正规就业的概率并不是完全随机的，从而使得劳动者收入决定方程中个体就业决策变量存在内生性。此时直接的OLS估计得到的非正规就业决策对收入的影响是有偏的。本文采用罗森鲍姆（Rosenbaum）和鲁宾（Rubin）提出的倾向得分匹配方法（PSM）来纠正样本的选择性偏差[21]。PSM方法是一种基于观测数据分析变量间因果关系并且能够有效控制样本选择偏差的数据处理方法。其核心思想是：通过一定的方法（即倾向得分匹配）找到与每一个处理组（即非正规就业，IE=1）除了就业决策不同，其他方面特征相同或类似的控制组（即正规就业，IE=0）个体样本，将其收入作为处理组个体样本的“反事实”收入，从而最大限度地消除样本的选择性偏差。具体步骤如下。
首先使用Logistic回归模型来预测每个劳动者选择非正规就业的条件概率，即样本的倾向得分值，具体公式如下：
其估计式为：
其中Pi表示第i个劳动者选择非正规就业的概率，σ为估计系数，Zi为影响劳动者非正规就业选择的变量，包括受教育年限、年龄、年龄的平方、性别、婚姻状况、户籍、地区虚拟变量以及年份虚拟变量，μ为误差项。然后采用一定的匹配方法对倾向得分值进行处理，从而得到与处理组相匹配的对照组。本文选择基于不同匹配原理的半径匹配和核匹配两种方法，进行对比分析。其中半径匹配的原理是将对照组中的倾向得分与处理组样本i的倾向得分差异小于预定常数r的样本选定为匹配对象。核匹配的原理是通过构造核函数对对照组样本收入进行加权，以对照组所有个体收入的加权平均值作为每个处理组样本个体的“反事实”收入，权重与对照组个体和处理组个体倾向得分差距呈反比，该方法具有不损失样本信息的优点。最后对匹配后的样本进行回归，由此确定非正规就业决策对劳动者收入的净影响。
四、实证结果及分析
1. 正规就业和非正规就业收入差距的实证结果
首先对全部非正规就业与正规就业的收入差距进行估计。在对样本进行倾向得分分析之前，有必要对处理组和对照组可观测变量的差异进行检验，即样本平衡性检验。如果检验结果表明存在显著性差异，则需要对样本进行倾向得分匹配处理，否则，没有必要进行处理。检验结果显示，匹配前样本存在显著的选择性偏差，匹配后样本的选择性偏差不显著，表明半径匹配和核匹配方法有效地解决了样本的选择性偏差问题限于篇幅，本文没有给出平衡性检验的检验结果，如有需要，可向作者索要。。为了对倾向得分匹配效果进行对比，同时给出了匹配前和匹配后样本的回归结果（见表2）。由表2前三列可知，T1时期，匹配前非正规就业回归系数为负但不显著，匹配后非正规就业系数显著为负，且分别比匹配前高出64和41个百分点，表明基于未处理的原始样本得到的估计结果在一定程度上低估了非正规就业对劳动者收入的负向影响。从匹配后的样本回归结果来看，T1―T3时期，非正规就业回归系数全部为负且显著，表明在控制样本选择性偏差和可观测控制变量影响之后，非正规就业收入仍然显著低于正规就业，证明我国城镇劳动力市场存在“无法解释的”正规就业收入溢价，从而支持了二元主义的关于非正规就业是“劳动者在分割性劳动力市场下的生存选择”这一观点。20世纪90年代中期以来，随着城乡劳动力流动政策的放松，大量农村剩余劳动力转移到城镇就业，一方面，由于正规部门的发展壮大需要时间，创造的就业岗位相对有限，大部分农民工不得不进入非正规部门就业。同时地方政府利用艏制度等措施对城市居民的就业机会加以保护，加剧了劳动力市场的分割性。另一方面，国有企业改革造成的大批下岗职工，不得不以“再就业”的形式进入非正规部门就业，也增加了非正规就业的贫困就业特征。
从非正规就业回归系数的变化趋势来看，半径匹配下T2和T3时期非正规就业收入折价分别比T1时期高113和141个百分点，核匹配下T2和T3时期非正规就业收入折价分别比T1时期高147和149个百分点，表明城镇非正规就业与正规就业收入差距经历了从大幅拉大到小幅增加的变化过程，城镇劳动力市场的分割性在加剧，与正规就业者相比，非正规就业者的生存境遇并未得到改善，甚至有所恶化。1997―2001年间，以国有企业就业为主体的正规就业正处于深度改革期，国有企业效率低下和冗员现象严重，导致正规就业收入水平较低，而以个体、私营企业就业为主的非正规就业刚刚进入劳动力市场获得了较高的收入回报，因此非正规就业和正规就业收入差距较小，这与邢春冰、夏庆杰等对国有单位和非国有单位收入分配效应研究的结论相一致 [22-23]。2004年之后，随着以“减员增效、下岗分流”为主的国有企业改革阶段基本完成，市场机制对劳动力的基础性配置作用越来越强，正规就业的人力资本回报率开始上升，但是由于我国处于典型的城乡二元劳动力市场，以农村转移劳动力为主的城镇非正规就业处于“无限供给”阶段，非正规就业收入增长缓慢，此时正规就业与非正规就业的收入差距开始加大，劳动力市场分割加剧。2009年之后，随着劳动力市场的扩张和人口结构的转变，人口红利逐渐消失，劳动力市场“供求关系”发生逆转，非正规就业收入也开始快速上涨，但是这一时期正规就业收入增长也较快，因此正规就业和非正规就业的收入差距非但没有缩小，反而小幅上升。
从控制变量的回归结果中，也可以得到城镇劳动力市场的一些变化特征。为了便于论述，本文只对核匹配下的控制变量回归结果进行分析。T1―T3时期，受教育年限的回归系数分别为12%、39%和2%，表明随着市场配置劳动力资源作用不断增强，劳动者教育回报率得到提高
T3时期受教育年限回归系数的降低，并不意味着受教育年限的收入效应下降，而可能是因为受教育年限与收入差距的关系并不是简单的线性关系[24]。本文也试图在回归中加入受教育年限的平方项，结果显示，T3时期的受教育年限及其平方项都显著，而在其他时期不显著，因此并没有汇报这一回归结果。。年龄回归系数为正，年龄平方回归系数为负，表明年龄对劳动力收入影响呈倒“U”型，且年龄的拐点分别在395、408和35岁，表明2009年之后劳动力市场收入分配机制变化对年轻人越来越有利。性别回归系数显著为正且T2时期大幅增加，表明2004年以来劳动力市场的性别歧视加剧。已婚劳动者的收入溢价经历了由负到正的变化过程，表明2009年以后劳动力市场状态更有利于已婚劳动者。城镇户籍收入溢价也经历了由负到正的变化过程，表明城乡户籍分割效应增强
这一结果与余向华和陈雪娟的研究相一致[25]。这可能是由于劳动力市场化改革初期，农村转移劳动力在年龄、性别等人力资本要素上具有优势，获得较高收入，2009年之后，随着人口红利的消失，农村转移劳动力的人力资本优势消失，城乡户籍分割效应开始显现。。国有单位回归系数从T2时期开始不显著，表明2004年之后由单位类型导致的收入差异消失。单位规模回归系数T3时期显著为正，表明2009年之后企业规模效应开始显现。总体来看，1997年以来的劳动力市场化改革，使得受教育年限、年龄等人力资本要素回报率得到提高，但是与此同时性别、婚姻状况、户籍和企业规模等非市场因素的分割性却不断增强。
2. 基于非正规就业异质性的实证结果
为了从非正规就业的异质性角度对不同类型非正规就业的生存境遇变化进行考察，本文将非正规就业分为有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者三类，分别对应小微企业主、自我雇佣者和非正规受雇者，与正规就业的收入差距进行回归。限于篇幅，只给出了核匹配方法下的回归结果（见表3）。从解释变量的回归结果来看，不同类型非正规就业与正规就业收入差距表现出较大的差异，表明我国城镇非正规就业存在异质性。除前两列以外，模型（3）―（9）中解释变量的回归系数为负且基本显著，表明有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者收入基本都低于正规就业收入，表明即使考虑非正规就业的异质性，我国城镇劳动力市场依然表现出较强的分割性，非正规就业是分割性劳动力市场下的生存选择。从T3时期来看，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者与正规就业者的收入差距依次递增，表明城镇劳动者收入由高到低依次为正规就业者、有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者，正规就业者和非正规受雇者的收入差距是城镇劳动者收入分配差距的主要来源。
从变化趋势来看，T1和T2时期，有雇工的非正规雇佣者的回归系数显著为正，T3时期，回归系数则显著为负，表明2006年之前从事小规模私营或个体自营活动的非正规雇主收入高于正规就业，但2009年之后，其收入却开始明显低于正规就业，劳动力市场向着不利于小微企业经营者发展的方
向转变。这可能是由于2008年我国先后出台了《劳动合同法》、《劳动争议仲裁法》和《社会保险法》，加强对劳动者权益的保护，这无疑增加了小微企业的运营成本。与此同时在国际金融危机影响
下，进出口贸易受到重创，使得以外包、转包为主的小微企业的生存环境越来越恶劣，因此非正规雇佣者收入水平显著低于正规就业。从无雇工的非正规自雇者来看，T1时期回归系数为负但不显著，T2和T3时期则显著为负，表明自我雇佣者与正规就业者的收入差距在拉大；从非正规受雇者来看，T1―T3时期，回归系数全部显著为负，且不断增加，表明非正规受雇者与正规就业者的收入差距也在拉大。综合来看，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者与正规就业者的收入差距都基本呈扩大趋势，表明劳动力市场的分割性在不断增强，非正规就业者的生存境遇不断恶化。
五、结论与启示
本文通过对正规就业和非正规就业收入差距的研究，对1997―2011年非正规就业者的生存境遇状况变化进行考察。结果发现，虽然随着劳动力市场供求关系的转变，以及政府对劳动者保护政策的强化，劳动力要素回报得到提升，但是与正规就业者相比，非正规就业者的生存境遇并未得到明显改善，甚至处于越来越不利的地位，这一方面是由于非正规就业是分割性劳动力市场下，低收入劳动者为了维持生计的“生存选择”，具有天然的“弱势”特征。另一方面则反映了政府在纠正诙力市场扭曲方面的失灵，由性别、婚姻、户籍等非市场因素导致的劳动力市场分割性的增强，使得非正规就业在劳动力市场竞争中处于更加不利的地位。此外，有雇工的非正规雇佣者、无雇工的非正规自雇者和非正规受雇者三种类型非正规就业与正规就业的收入差距都在拉大，反映出政府在劳动力市场政策导向上，并未充分考虑非正规就业的重要作用及发展空间，比如对小商小贩等“未统计就业”、个体就业的行政管制过度，以及对小微企业扶持力度不足等，极大地压缩了非正规就业的生存空间。
非正规就业作为城镇劳动力市场的重要组成部分，其境遇状况和收入水平的改善对于提升城镇居民生活水平有重要意义。因此政府应当在促进非正规就业发展和改善非正规就业者生活境遇方面发挥积极的作用：首先，应当承认正规―非正规劳动力市场的二元分割性，以及非正规就业所具有的天然“弱势”特征，在劳动力市场政策导向上，充分考虑非正规就业者的生存环境，加强对非正规就业的扶持力度，保障非正规就业的生存空间；其次，深化劳动力市场化改革，比如加快户籍制度改革、减少劳动力市场性别、婚姻歧视等，减少非市场因素导致的劳动力市场扭曲对非正规就业者收入的不利影响；最后，在具体政策实施上，考虑非正规就业的异质性，注重非正规就业扶持政策的差异性，一方面通过提高“最低工资标准”等政策，提升最具“生存特征”的非正规受雇者的待遇水平，增加非正规受雇者接受教育、职业培训等渠道，提高非正规受雇者人力资本水平，同时为其提供必要的权益保护和社会保障；另一方面加强对以非正规自雇者为主体的小微型企业的扶持力度，比如增加对小微型企业的金融和财税支持等，同时“简政放权”，减少对小微型企业的行政规制，为其提供良好的发展环境。
某て诶纯矗无论二元主义还是新自由主义理论都认为，非正规就业是经济发展水平较低时，劳动者面对较高“正规化成本”的阶段性选择。随着经济发展水平的提高和制度环境的完善，为所有的劳动者提供正规化的工作环境和制度保障是劳动力市场发展的必然选择。但从我国现阶段经济发展水平来看，在今后很长一段时间内，非正规就业依然是保障我国城镇就业稳定和劳动者收入来源的重要渠道。随着人口结构转变和产业转型升级，就业结构转型升级和劳动力市场正规化发展也是经济发展的必然趋势。这要求政府在劳动力市场改革进程中，既要保障非正规就业的生存空间，提高非正规就业者的境遇状况和收入水平，又要着力于促进劳动力结构转型升级和非正规就业“正规化”发展。
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