职业流动与性别审视中国城劳动力场.docx
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职业流动与性别审视中国城劳动力场
经济学年会征文
劳动、人口经济学
职业流动与性别：
审视中国城市劳动力市场
宋月萍
Abstract:
BasedonthedatafromtheSecondRoundSurveyonSocialStatusofWomeninChinadonein2000,thispaperprovidesacross-sectionalanalysistoexplainthegenderdifferenceincareermobilityinUrbanChina.WithaMultinomialLogitModel,theresultsuggeststhatthereisstructuraldifferenceincareermobilitybetweenwomenandmen,womenencountershigherriskatdownwardmobilityandlessopportunitytogetpromoted.Thisdifferenceisnotonlytheresultofmarket:
professionalability,workexperience,burdenofhouseworkandopennessoflocalmarketexplainedpartofthedifference;theinvisiblefactorsbehindthemarketalsoinfluencedthedifferentialtreatmentincareermobility.
Keywords:
CareerMobilityGenderMultinomialLogitModel
摘要：
本文使用第二次全国妇女社会地位调查的数据，分别对城市男女劳动力建立职业流动MultinomialLogit回归模型，来解释我国城市劳动力市场职业流动性别差异产生的原因。
统计结果表明，在我国城市劳动力市场转型过程中，两性间的职业流动确实存在结构差异，女性职业流动的质量总体上不如男性，与男性相比，女性的职业地位更可能下降，而上升的机会却较少。
差异的产生不仅仅是市场机制运行的结果：
一方面，提高专业技术能力、延长就业时间、家务劳动社会化以及加快市场开放步伐都将缩小女性与男性在职业流动上的差距。
而另一方面，要消除城市职业流动上的性别差异，需要隐藏在市场因素之后的体制、观念因素的改进。
关键词：
职业流动性别MultinomialLogitModel
一、引言
我国经济市场化和就业机制灵活化对个人的职业生涯产生了重要影响，为个人的职业获得与流动提供了广阔的空间。
但是，职业流动空间的加大，并未给女性带来于男性同等程度的职业流动机会。
在计划经济时期的男女按一定比例分配劳动力、按平均主义原则进行利益分配的就业体制下，女性维持着与男性同等的就业机会与职业地位，而在转向市场经济体制的过程中，国家对劳动力就业的直接控制逐渐减弱，市场开始按照供需关系进行劳动力资源配置。
这种变革一方面促进了女性职业流动，同时也引起了男性与女性职业地位的差异和分化。
李若建（1997）通过职业流动率分析发现，1990年到1995年间，所有职业（大类）的职业流动中存有性别差异，男性的职业流动能够比女性强烈，职业分布比女性均匀，在职业流动中，男性比女性占有优势。
郭凡（1995）的研究指出，男性相对于女性而言，在经济地位和权力地位方面的流动中有获得地位升迁的优势。
这些研究都表明，在市场经济环境中，我国女性在职业流动上与男性存有差异。
而本文的目的是要验证我国城市劳动力市场中是否存有职业流动性别差异，如果存有差异，分析导致职业流动性别差异产生的原因。
本文采用职业社会经济指标来确定职业地位，对职业流动进行分类，并分别对男女建立职业流动MultinomialLogit回归模型，来解释我国城市劳动力市场职业流动性别差异产生的原因。
本文所用的数据来自于2000年第二次中国妇女社会地位调查，该调查是国家统计局和全国妇联于2000年12月份在全国范围内实施的，采取多阶段分层随机抽样，确保了样本的代表性。
该调查提供了样本的职业流动相关信息，包括职业流动次数、初次职业、倒数第二职业以及现职的职业、任期以及途径。
依据此信息，本文确定其职业流动模式。
本文结构组织如下：
第二部分介绍国内外关于职业流动及其性别差异的文献研究；第三部分介绍文章的研究方法及理论模型；第四部分说明数据结构并提供相关变量的描述性统计结果；第五部分说明实证统计结果；最后一部分总结。
二、文献综述
关于劳动力市场性别不平等的理论分析还较少关注职业流动中的性别差异。
已有的一些理论模型集中于解释员工的流动行为，以及职业流动对工资性别差距的影响。
例如，职业搜寻理论（Burdett1978）将职业当作是“搜寻的商品”（Searchgoods），即事先知道每个工作的质量和员工效率，并进行匹配。
此模型认为职业流动发生于员工流向需要更高效率的工作，并接受更高水平的工资时。
同时，该理论还认为随着就业时间的增加，寻找到更好工作的可能性在减弱，职业流动的可能性也在减弱。
另一个关于职业流动的理论研究是职业匹配理论（Jovanovic,1979）。
这个理论用信息不对称来解释职业流动。
在该理论中，职业流动被看作是一种“经验性商品”（ExperienceGoods），而每个匹配的生产效率信息在事先是未知的。
当工作时限增加，关于该劳动力在此工作岗位上的生产效率的信息就会逐渐暴露，而在获得这些信息后，雇主将会调整工资。
因此，那些获得优质“匹配”的员工的工资将快速增加，而劣质“匹配”的员工的工资将减少或低速增加，从而更换工作。
因此，职业流动是那些劣质工作匹配的结果，即雇员更换新的工作以寻求潜在的快速增加收入的方法。
而与这两种理论不同，职业流动理论（Sicherman&Galor,1990）则将人力资本理论引入职业流动研究，认为个人在有限的生命时间内配置教育以及各个不同的职业，以将预期收入最大化。
在此框架下，个人将选择最优的职业流动途径。
并且，该理论还证明，部分教育回报通过职业流动的形式得到体现。
导致职业流动性别差异的原因和机制在理论上还未得到充分论证。
已有的一些研究已经揭示了在职业流动中，尤其在晋升过程中存有性别差异，以及这些性别差异对劳动力回报的影响。
Lazear和Rosen（1990）指出，性别工资差距的大部分原因是因为女性得到晋升的机会远远小于男性：
因为女性被认为在非劳动力市场上具有更高的价值（家里），因此她们必须具备比男性更高的能力来获得晋升。
只有当女性的能力好于男性竞争者，以至于其能力能弥补其由于家庭因素可能导致的工作中断时，雇主才会给予女性晋升机会。
Wenk&Rosenfeld（1992）的研究证明，生育对女性经历职业下降流动（退出劳动力市场）将产生重要作用。
LenaGranqvist&HelenaPersson（2002）在此理论基础上，建立PiecewiseConstantExponentialHazardModel,通过实证分析，发现男性和女性在职业流动上确实存在性别差异，女性获取晋升的机会仅仅是男性的一半，但是，产假对女性的影响并不显著，这有悖于Lazear&Rosen的理论。
随着女性劳动参与率的提高，双职工家庭的普及，配偶（丈夫）对女性职业发展的影响的研究也得到一定关注，但并未取得一致结果。
Bernasco（1994）的研究认为丈夫和妻子通过共享双方经济、社会等资源而巩固双方职业发展；而Stanley&Hunt（1986）的研究则发现，妻子为职业妇女的丈夫的职业发展不如妻子为家庭主妇的丈夫。
而对女性而言，Hiller&Philliber（1986）则指出，受到“男主外”的思想的影响，男性职业的发展将压制女性职业上升机会（CeilingEffect），另一方面，随着丈夫职业地位的提高，其掌握的社会经济资源也有可能促进妻子职业发展（FacilitatingEffect）。
劳动力市场分割理论指出，劳动力市场分成两部门：
初级劳动力市场和二级劳动力市场，前者提供较高工资的工作以及较大职业发展空间，而后者的工资较低并且职业发展机会较少。
如果男性和女性聚集于不同的部门，那对职业流动的性别差异也将有解释意义。
Groot&Maassen（1996）在解释职业流动性别差异时，提出了两个假设：
“玻璃天花板”（GlassCeiling）以及“死巷”（Dead-End）。
前者指即使在同一个岗位上，女性得到升迁的机会也小于男性，而后一个是指，由于女性聚集在晋升机会较少的岗位上，所以升迁机会小于男性。
他们的实证结果支持了第二个假设，即由于男女聚集在不同的劳动力部门，所以女性流动（上升流动）机会小于男性。
国内关于职业流动的研究主要采用Blau&Duncan（1960）的社会流动路径研究的方法，通过职业声望量表，建立社会经济地位指标分层框架，通过路径分析手段建立社会经济地位实现模型，并以个体为分析单位，来研究流动现象。
研究发现，不同的经济发展阶段、不同部门就业的职业流动具有不同的模式以及影响因素（Bian&Lin1991,Walder1995）；人力资本、单位体制、政治资本、社会资本以及性别都对职业流动产生影响；随着市场经济发展，人力资本因素对职业流动的影响发挥更大的作用（CaoYang2003）。
1980年之后，我国关于劳动力市场性别不平等的研究开始丰富。
Honig&Hershatter（1988）指出，随着我国市场经济的发展，国家保护女性的政策力量减弱，在公有部门以及非公有部门中，女性在就业、下岗以及工资上受到更多歧视，因此经济地位的性别差距增大。
李路路（2004）在研究女性私营企业主的职业发展情况时，也得出相似结论。
林南与边燕杰（1996）在天津的研究发现，女性主要靠接受较高的教育才能进入核心部门，而男性则深受家庭背景的影响。
而DeborahS.Davis（2004）用1987年和1990年上海的数据研究80年代末中国城市的职业流动，通过多元回归分析，发现性别对职业流动经历产生重要影响；并通过对同期群的男性和女性分别建立逻辑回归模型，发现教育对女性的职业地位获得的重要性大于男性，这个结果与Bian用1988年天津数据得出的结果相似。
但其认为女性的职业地位获得比男性更依赖家庭资源，则不同于Bian的研究结果。
总体上来讲，国内职业流动性别差异的研究还未取得令人信服的成果，主要表现在：
首先，缺乏全国性的数据，以往的调查数据都来自一个或者数个城市的调查，得出结果并不一致，且不能估测全国情况；其次，男性职业流动研究框架缺乏针对女性劳动力的研究，忽略了影响女性职业流动的特殊变量，女性职业流动具有与男性不同的模式；再次，未曾对职业流动进行全面系统定义，职业流动不仅仅是上升流动，相当一部分劳动力（大部分是女性）经历了下降流动，或水平流动，女性劳动力的生育经历、家庭因素以及目前我国经济转型、国企下岗等因素都更可能波及女性职业下降。
对职业流动的性别差异进行仔细、系统的研究是非常必要的，这不仅仅是因为职业流动的性别差异影响着女性个人发展，而且对我国制定性别平等的劳动政策具有参考意义。
三、研究方法
根据经济学理论，个人职业获得是一个包含雇主更换个人职业的意愿（即劳动力需求）以及个人获取职业的意愿（劳动力供给）的函数。
劳动力需求因素取决于个人的边际生产率（MPL），受教育、工作经验等人力资本因素决定；而劳动力供给因素则产生于个人效用函数，受职业地位、工作偏好以及家庭规模等因素（Brownetal.,1980）影响。
职业流动是从动态的角度分析个人职业地位获得机制，据此，本文构建一个简化式（ReducedForm）来包括影响职业流动的供给和需求两方面因素，并构建MultinomialLogit统计模型来分别估测这些变量是如何影响男女样本的职业流动模式。
在此模型中，样本i发生职业流动Y=j的概率是：
（1）
在公式
（1）中，n表示样本量，而j表示不同的职业流动模式，区分为：
不流动（Y=1），下降流动（Y=2），水平流动（Y=3）或者上升流动（Y=4）。
表示一组参数向量，而
表示一组影响职业流动模式的外生变量。
包括：
参加就业前受教育年限，工作后进修次数，是否获得正式职称、是否获得职业资格认证、工作年限、党员变量、父亲职业社会经济指数、孩子数量、家务劳动时间、配偶职业社会经济指数与本人指数之差、地域变量。
对公式
（1）进行简化，即，对样本i而言：
（2）
此处表示方程
（2）中的反应概率。
然而，据此公式并未能得出解释变量对各个模式产生概率的影响程度，因此，本文构建了边际效应，对连续变量来讲：
（3）
从方程（3）可以看出，变量x对统计结果的估计概率的边际效应的方向并不是完全由参数决定的。
它同时受到参数、变量取值以及其它解释变量取值的影响。
在本模型中，我们根据个人特征计算边际效应后取均值，代表该解释变量对某种结果（流动模式）的影响程度。
而对单个虚拟变量而言，边际效应则定义为当变量从0变到1时，结果i出现的概率。
对一组虚拟变量而言（在本模型中，地域变量为一组虚拟变量），边际效应表示当变量取值从参照类（东北）改变到其它类时，概率改变值。
由于某解释变量对所有结果的边际效应的总和为零，本文没有提供参照组的边际效应值。
之所以选择MultinomialLogit模型而非OrderedProbit模型，是因为在用社会经济指标区分流动方向时，不流动（Y=2）与水平流动（Y=3）之间难以区分等级；并且，并没有研究表明，未流动与水平流动之间的等级序次。
要确定职业流动模式，需要确定不同职业的相对地位。
在讨论职业流动时，职业地位定义是至关重要的。
只有定义了职业地位，才能据此来衡量流动的方向和距离。
在确定职业地位时，本文采用的指标和测量方法基本上参照西方社会学界的主流模式，参考Duncan提出的社会经济指数方法：
基于职业声望测量所获得的各类职业的声望得分，以及相应职业的平均收入和教育水平，求出收入（经济地位）和教育（社会地位）对职业声望的回归系数（即权数），然后，应用这一回归方程，求出所有职业的社会经济指数。
（4）
历次中国职业声望调查得到的职业社会经济指数排列大致相似（许欣欣1998），本文参考李春玲依据2001年“当代中国社会结构变迁研究”课题进行的调查所得的职业社会经济指数公式，依据中国劳动力市场情况，对公式（4）作出一定修正，来确定公式（5）：
（5）
其中，
表示平均受教育年限，
表示平均月收入（百元），
表示党政机关虚拟变量，
表示事业单位变量，
表示最高管理者，
表示中级管理者。
依据公式（5），计算出不同职业的社会经济指数，并依序排列，确定不同职业的相对职业地位。
其次，依据职业社会经济指数，确定个人职业流动模式：
当样本目前（或最后）职业的社会经济指数高于其最初职业时，确定为上升流动；当样本目前（或最后）职业的社会经济指数低于其最初职业时，确定为下降流动；当样本目前（或最后）职业的社会经济指数等于其最初职业，且样本职业流动次数≥1时，确定为水平流动；当样本职业流动次数=0时，确定其未曾流动。
四、数据
本文所用的数据来自由全国妇联和国家统计局主持实施的第二次中国妇女社会地位调查。
本文依据职业流动模式，选择了其中8449个城市户籍样本，其中男性样本为3968个，女性样本为4481个。
根据表1，我们可以看出，总体上讲，更多的劳动力未曾变换职业，而经历向下流动的劳动力比例最小。
男女的职业流动模式存有较大差别。
28.91%的男性在其职业生涯中经历了上升流动，而只有23.97%的女性经历了上升流动，比男性低将近6个百分点。
而女性经历职业下降流动、未曾流动以及水平流动的比例也高于男性。
并且，通过检验Levene方差齐性检验，F=77.42（5%）（见表2），拒绝方差齐性原假设，表明男女职业流动存有结构性的差异。
T检验也发现，男女样本间职业地位变化差异显著。
通过进一步描述分析不同流动模式下的男女的个人特征、家庭背景、婚姻特征以及地域特征（见表3），我们可以发现，职业流动与其解释变量之间的关系存有很大的性别差异：
从总体上看，女性平均就业前受教育水平、进修次数、职称获取、职业资格认证获取等比例都略低于男性总体，这可能说明女性劳动力的人力资本特征与男性存有一定差异，当然也有可能是与女性平均工作年限略低于男性有关；女性的党员比例也低于男性，仅为男性比例的一半；而女性样本父亲的职业社会经济地位总体上略高于男性样本；就婚姻家庭情况来讲，女性家务劳动时间明显高于男性，是男性的2.4倍，而且女性样本丈夫的职业地位高于本人，而男性样本配偶的职业地位低于本人。
分性别观察不同流动模式人群的特征，则可发现：
对男女而言，未曾更换职业的人相对受教育水平最高，而职业下降者的工作前受教育水平最低；对男性而言，职业上升者获取进修的次数最多，而对女性而言，职业滞留者的进修次数最多，在职称获取以及专业资格认证上也体现同样的性别差异；工作年龄最长的男性最有可能经历职业上升，而工龄最长的女性反而最有可能经历职业下降；不同职业流动模式下，女性党员的平均比例没有较大差异，而职业上升男性的党员比例（0.38）明显高于其他流动模式下的男性；从父辈的职业状况来看，职业上升的男女样本的父亲职业地位都较高，而下降者的父辈职业地位都相对较低；家庭劳动时间是男女样本差异最大的一点，而分不同的职业流动模式来看，女性间的差异更明显，职业上升女性的日均家务劳动时间比下降者要少50分钟，而男性差异不明显；男性职业上升者与其配偶职业地位的差距最大，而女性职业下降者与配偶的职业差距最大，这说明男女样本的配偶职业发展与其职业流动的关系并不一致。
依据上述描述性统计，本文构建MultinomialLogit模型，以便能更清晰地说明男女个人特征的差异与职业流动性别差异之间的因果关系，并辨别个性特征的性别差异对职业流动差异的影响程度。
五：
职业流动的性别差异：
来自模型的解释
本文分别针对男性和女性建立职业流动的MultinomialLogit模型，后纳入性别虚拟变量建立综合流动模型，以进一步区分各个解释变量对不同流动模式下的性别差异的影响程度。
在此模型中，以未发生流动组为参照组（ReferenceGroup），来分别估计相对于此组而言，男女职业下降流动、水平流动以及上升流动的解释变量的影响程度对不同流动模式下性别差异的解释力度。
（一）解释变量对不同职业流动概率的边际效应
表4分别显示了男女以及总体样本处于不同职业流动状态下个变量的参数及其边际效应（M.E）。
边际效应是指，样本在平均特征下经历某种职业流动模式的概率改变程度。
例如，对男性来讲，党员对其经历下降流动概率的边际效应为0.022，并统计显著，这表示，当男性处于其他解释变量的平均水平时，如果其为党员，其经历下降流动的概率就将增加2.2%。
而与性别（女性）交互后的解释变量的边际效应（表最右栏）则度量了该变量对经历某种职业流动状态概率的性别差异的影响程度。
例如，工作年限对经历下降流动概率性别差异的边际效应为-0.008，统计显著，这意味着，其他解释变量居于平均水平，工作年限增加1%，女性与男性经历下降流动的概率差距就要缩少0.8%。
（三）人力资本因素对职业流动的效应
作为人力资本的重要表征，职前教育、职称获得以及工作年限在决定男女职业流动方向及其性别差异上产生不同的影响。
职前教育在决定男女经历不同流动模式的概率上产生显著差别。
一方面，教育程度更高的女性经历职业下降的风险将增加，且性别差距将扩大。
其原因是，女性较高教育劳动力分布于国有经济部门的比例较高，在转型期间，女性面临下岗再就业的可能性不但大于同部门男性，也大于其他部门女性劳动力，其在转向私营部门或非正规部门就业的过程中，职业地位下降。
而另一方面，教育对男女职业上升流动的概率的边际效应显著为负，而对性别差异的边际效应显著为正。
这说明，随着就业前教育的增加，样本经历上升流动的可能性减少，并且，上升流动的性别差距在拉大。
对其的解释是，职前教育水平越高，获得较高初职地位的可能性也越大，而在职业梯度中，上升的可能性也越小。
而相对女性而言，职业地位越高，在职业晋升时就越可能遭遇玻璃天花板，因此，性别差距拉大。
专业职称的获得将减少男女发生职业上升、下降流动的概率。
一般来讲，具有专业职称人员的人力资本具有专属性，更换职业很可能减少人力资本回报，从职业收益最优化出发，具有专业职称的劳动力驻守原职的可能性最大。
但同时，统计显示，专业职称的获得将显著缩小男女职业上升流动的性别差距，专业职称对女性取得职业上升机会的影响力更大。
工作经验的增加，将增加男性和女性经历职业上升和下降流动的概率。
根据人力资本理论，工作时间越长，专业技能及工作经验越丰富，人力资本存量增加，职业上升的机会也将增加；但同时，工作时间的增加表明其年龄的增长，劳动生产率将逐渐下降，其经历职业下降的可能性也将增加。
而统计结果显示，工作年龄的增加将缩小职业下降及水平流动的性别差异。
这表明，女性参与就业的时间增加，在获得晋升的几率上将缩短与男性的差距。
党员身份在经济转型过程中，其对职业流动的影响较计划经济时代有明显减弱，但对男性的影响大于女性。
（四）家庭背景对职业流动性别差异的影响
代表家庭背景的父亲职业地位对男女获得上升流动机会都具显著影响，但与女性相比，男性职业流动模式更依赖于家庭资源，良好的家庭背景有助于男性避免职业下降和水平流动。
（五）婚姻因素对职业流动的影响
婚姻家庭对职业流动性别差异将产生不同的影响。
统计结果显示，在中国劳动力市场上，生育数量对女性的职业流动并未产生显著影响，另一方面，家务劳动时间对女性职业流动的影响显著，对职业上升和下降流动概率的性别差异影响显著。
与男性相比，女性承担更多的家务劳动，统计表明，家务劳动不利于女性职业上升流动，并增加女性经历职业下降的可能性，而对男性职业流动不产生显著影响。
这表明，与男性相比，家务劳动时间的减少将更有利于女性职业上升流动。
家庭间夫妻职业地位的差距对男女的职业发展也产生显著不同影响。
对女性而言，丈夫职业相对地位的上升并无明显增加其获得上升流动的机会，却将增加其下降流动的可能，证明了CeilingEffect的存在。
而对男性而言，妻子职业相对地位越低，其获得上升机会的可能越大，下降流动的风险越小。
与男性相比，女性更有可能牺牲自己的职业发展来支持配偶的职业上升机会。
（六）劳动力市场开放程度对男女职业流动的影响
根据我国经济发展程度划分的地域虚拟变量在一定程度上反映了地方劳动力市场的开放程度。
而市场结构越开放，竞争就越激烈，对男性而言，在竞争环境下，其发生各种方向流动的概率都显著增加，而对女性而言，竞争会增加其发生下降流动的风险，但无助于其增加职业上升流动机会。
六、总结
依据上述分析，本文发现，在我国城市劳动力市场转型过程中，职业流动确实存在性别差异，女性在劳动力市场上，平均经历职业下降流动和水平流动的概率分别为16.7%、28.9%，分别比男性高4%、5.7%；而职业上升流动、驻守原职的概率分别为23.8%、30.6%，比男性低5.5、4.2个百分点。
可见，女性职业流动的质量总体上不如男性，与男性相比，女性的职业地位更可能下降，而上升的机会却较少。
男女之间职业流动的性别差异不仅仅是市场机制运行的结果。
人力资本因素、家庭因素以及劳动力市场结构因素在一定程度上解释了这种性别差异，但职业流动的性别差异在很大程度上还“不可解释”，即，女性在职业流动上遇到更多市场之外因
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