婚姻子女因素對(duì)城市勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)的影響研究
——基于不同學(xué)歷的比較

王占國(guó)

隨著改革開放不斷深化，我國(guó)改變了過(guò)去完全用行政手段和再分配機(jī)制進(jìn)行勞動(dòng)力配置的局面，人們有了更多自主擇業(yè)、自由發(fā)展的機(jī)會(huì)，職業(yè)流動(dòng)變得越來(lái)越容易、越來(lái)越頻繁。勞動(dòng)者的職業(yè)流動(dòng)不僅影響個(gè)體職業(yè)地位獲得，還會(huì)影響社會(huì)結(jié)構(gòu)及其變遷，因此，職業(yè)流動(dòng)成為目前多學(xué)科領(lǐng)域關(guān)注的重要議題之一。圍繞職業(yè)流動(dòng)影響因素研究，學(xué)者們基于不同的學(xué)科視角和研究范式建立了多種解釋模型。本研究將在前人研究基礎(chǔ)上，運(yùn)用大規(guī)模的調(diào)查數(shù)據(jù)深入考察職業(yè)流動(dòng)的影響因素。在具體分析中，本研究不僅關(guān)注個(gè)人因素和結(jié)構(gòu)因素，還重點(diǎn)關(guān)注中觀層面的婚姻子女因素，并運(yùn)用“動(dòng)態(tài)方法”探究職業(yè)流動(dòng)這一“社會(huì)事實(shí)”所表現(xiàn)出來(lái)的動(dòng)態(tài)特征。

一、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于職業(yè)流動(dòng)影響因素的理論探討，西方學(xué)術(shù)界主要存在四種研究視角：結(jié)構(gòu)與制度視角、市場(chǎng)和理性視角、人力資本視角、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角。結(jié)構(gòu)與制度視角認(rèn)為，社會(huì)結(jié)構(gòu)與制度決定勞動(dòng)力市場(chǎng)中的機(jī)會(huì)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而影響職業(yè)流動(dòng)。該視角在解釋職業(yè)流動(dòng)的原因時(shí)衍生出空位競(jìng)爭(zhēng)理論和勞動(dòng)力市場(chǎng)分割理論兩種理論[1-2]。市場(chǎng)和理性視角認(rèn)為，勞動(dòng)者的職業(yè)流動(dòng)是充分考慮自身利益特別是經(jīng)濟(jì)利益后的理性選擇的結(jié)果，獲取更高的經(jīng)濟(jì)報(bào)酬是職業(yè)流動(dòng)的重要原因。工作搜尋理論和職業(yè)匹配理論均屬于該視角范疇[3-4]。人力資本視角認(rèn)為職業(yè)流動(dòng)水平取決于勞動(dòng)者人力資本的存量高低，但二者的關(guān)系具有不確定性。一方面，具有更高人力資本存量的勞動(dòng)者擁有更多職業(yè)流動(dòng)的機(jī)會(huì)，向上晉升的可能性更大；另一方面，通用人力資本(教育程度)較高者，初職職業(yè)地位較高，福利待遇、職業(yè)發(fā)展、工作環(huán)境都相對(duì)較好，就業(yè)穩(wěn)定性反而更高[5]。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角認(rèn)為，勞動(dòng)者的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可以彌補(bǔ)勞動(dòng)力市場(chǎng)信息不對(duì)稱的缺陷，為合理配置勞動(dòng)力提供方便。因此，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有利于勞動(dòng)者的職業(yè)流動(dòng)[6]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者依據(jù)上述視角，結(jié)合具體國(guó)情，對(duì)當(dāng)代中國(guó)社會(huì)職業(yè)流動(dòng)的產(chǎn)生機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析。從人力資本視角來(lái)看，多數(shù)研究者認(rèn)為教育對(duì)職業(yè)流動(dòng)存在顯著的負(fù)向影響[7]。但對(duì)農(nóng)民工而言，以技能水平為指標(biāo)的人力資本因素對(duì)其職業(yè)流動(dòng)的影響顯著為正[8]。核心勞動(dòng)力的人力資本對(duì)不同階層農(nóng)村家庭的職業(yè)流動(dòng)性存在截然相反的影響作用[9]。從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)視角來(lái)看，隨著轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，以親屬和朋友關(guān)系為主的強(qiáng)關(guān)系仍然是職業(yè)流動(dòng)者所使用的主要社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系[10]。從關(guān)系使用者的角度來(lái)看，初職獲得方式不同的勞動(dòng)者在職業(yè)流動(dòng)模式上存在顯著差異[11]。此外，中國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)存在多種形式的分割現(xiàn)象，而分割的成因多與制度因素有關(guān)，因此，國(guó)內(nèi)研究者更強(qiáng)調(diào)勞動(dòng)力市場(chǎng)的部門分割、產(chǎn)業(yè)分割、學(xué)歷分割等對(duì)職業(yè)流動(dòng)的影響作用。有學(xué)者以勞動(dòng)力市場(chǎng)的部門分割為背景，考察了我國(guó)城市勞動(dòng)力從國(guó)有部門向非國(guó)有部門的跨體制職業(yè)流動(dòng)現(xiàn)象，結(jié)果表明，教育程度、干部身份、黨員身份、單位級(jí)別、單位類型等對(duì)勞動(dòng)力跨體制職業(yè)流動(dòng)有顯著影響[12]。產(chǎn)業(yè)分割導(dǎo)致不同勞動(dòng)者進(jìn)入壟斷產(chǎn)業(yè)的機(jī)會(huì)不同，進(jìn)而影響其職業(yè)流動(dòng)[13]。勞動(dòng)力市場(chǎng)的學(xué)歷分割對(duì)職業(yè)流動(dòng)的影響作用也得到了證實(shí)：高學(xué)歷勞動(dòng)者通常被劃歸于主要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)，與低學(xué)歷勞動(dòng)者相比，他們發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的可能性更低且換工作的次數(shù)更少[14]。

現(xiàn)有研究成果為本研究搭建了理論框架，具有重要的借鑒意義。在此基礎(chǔ)上，本研究試圖從以下三個(gè)方面進(jìn)行深化研究：其一，現(xiàn)有研究主要關(guān)注個(gè)人因素和結(jié)構(gòu)因素，很少關(guān)注中觀層面的家庭因素，即使有所涉及，也主要是考察父母親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)，這實(shí)質(zhì)上反映的是個(gè)人的先賦性因素，仍屬個(gè)人范疇。本研究主要分析以婚姻子女變量為指標(biāo)的家庭因素對(duì)勞動(dòng)者代內(nèi)職業(yè)流動(dòng)的影響作用。其二，現(xiàn)有研究在分析職業(yè)流動(dòng)的影響因素時(shí)往往過(guò)于關(guān)注總體狀況而忽視了研究對(duì)象內(nèi)部的分層現(xiàn)象，因而無(wú)法了解相關(guān)因素對(duì)不同層次的勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)的影響作用是否存在差異。本研究通過(guò)對(duì)不同學(xué)歷勞動(dòng)者的橫向比較分析，詳細(xì)考察各影響因素對(duì)不同特征勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)的影響效應(yīng)。其三，本研究將借助大規(guī)模的社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用事件史分析方法，將職業(yè)流動(dòng)過(guò)程中隨時(shí)間變化的因素納入分析之中，從而把結(jié)構(gòu)變遷和個(gè)人特征結(jié)合起來(lái)。

二、研究假設(shè)

新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為家庭是勞動(dòng)力流動(dòng)決策的主體，個(gè)人往往根據(jù)家庭預(yù)期收入最大化的原則進(jìn)行遷移決策[15-16]。依照該理論邏輯，在勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)決策過(guò)程中影響個(gè)體行動(dòng)選擇的因素不僅包括個(gè)人利益，還包括家庭整體利益。對(duì)于深受儒家文化影響的中國(guó)社會(huì)來(lái)說(shuō)，家庭觀念根深蒂固。因此，在個(gè)體職業(yè)流動(dòng)決策過(guò)程中，家庭因素的作用會(huì)更明顯。新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論主要強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)收益的影響，且研究主題是勞動(dòng)力的遷移行為。對(duì)于職業(yè)流動(dòng)研究來(lái)說(shuō)，其理論邏輯可以借鑒，但在分析過(guò)程中，除了對(duì)經(jīng)濟(jì)利益的考慮之外，還應(yīng)關(guān)注家庭照護(hù)等方面的影響。

婚姻狀況是影響勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)的重要因素?；橐霾粌H是男女兩性的簡(jiǎn)單結(jié)合，還意味著相互的權(quán)利義務(wù)關(guān)系。經(jīng)由婚姻組建家庭伊始，夫妻雙方均要承擔(dān)起養(yǎng)家糊口的重任。從家庭功能角度來(lái)看，滿足家庭成員的情感需要是家庭最基本的功能之一。但是職業(yè)流動(dòng)會(huì)加大夫妻雙方分離的可能性，弱化家庭的情感功能。因此，勞動(dòng)者在結(jié)婚以后會(huì)更傾向于選擇穩(wěn)定的工作。經(jīng)濟(jì)功能是家庭的另一種基本功能，家庭要能夠滿足成員的各種經(jīng)濟(jì)需求。已婚勞動(dòng)者用于家庭照護(hù)的經(jīng)濟(jì)壓力更大，有更穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)收入。個(gè)體職業(yè)流動(dòng)往往會(huì)在一定時(shí)間內(nèi)打破家庭收入的穩(wěn)定性，從養(yǎng)家糊口角度來(lái)說(shuō)，相對(duì)較為穩(wěn)定的工作對(duì)已婚勞動(dòng)者更加有利[17]。子女因素是影響勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)的另一因素。照料、撫育子女需要家庭有相對(duì)穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)來(lái)源，有更充分的陪伴時(shí)間。而頻繁的職業(yè)流動(dòng)不僅使家庭的經(jīng)濟(jì)收入存在降低的可能，還可能導(dǎo)致父母陪伴子女的時(shí)間減少，因?yàn)樗麄冊(cè)谵D(zhuǎn)換工作后需要投入更多的時(shí)間適應(yīng)新的工作。因此，家庭子女照護(hù)需求可能會(huì)對(duì)勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)產(chǎn)生抑制作用。子女?dāng)?shù)越多，家庭照護(hù)需求越大，對(duì)勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)的抑制作用可能會(huì)越強(qiáng)。從生命周期角度來(lái)看，子女年齡與家庭照護(hù)需求密切相關(guān)。子女年齡越小，照護(hù)需求越大。因此在考察職業(yè)流動(dòng)的影響因素時(shí)，不僅要考慮子女?dāng)?shù)的影響，還應(yīng)該關(guān)注子女年齡的影響?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)。

H1：婚姻狀況、子女?dāng)?shù)、年齡段子女?dāng)?shù)影響勞動(dòng)者的職業(yè)流動(dòng)。

H1a：與未婚者相比，已婚者發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的可能性更低，流動(dòng)次數(shù)更少。

H1b：子女?dāng)?shù)越多，發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的可能性越低，流動(dòng)次數(shù)越少。

H1c：低年齡段子女?dāng)?shù)越多，發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的可能性越低，流動(dòng)次數(shù)越少。

勞動(dòng)力市場(chǎng)分割理論認(rèn)為，勞動(dòng)力市場(chǎng)并非一個(gè)單一的競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)，而是由幾個(gè)非競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)組成。中國(guó)學(xué)者往往把單位所有制、戶籍、行業(yè)等因素看作勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的重要維度。吳愈曉[14]從高考制度出發(fā)，認(rèn)為因高等教育造成的群體分化是中國(guó)社會(huì)另一種形式的分割現(xiàn)象。據(jù)此，可以按照是否接受高等教育的標(biāo)準(zhǔn)將勞動(dòng)者群體劃分為低學(xué)歷群體和高學(xué)歷群體兩個(gè)部分，他們分屬于不同的勞動(dòng)力市場(chǎng)?；橐鲎优蛩貙?duì)職業(yè)流動(dòng)的影響效應(yīng)在這兩個(gè)群體中可能存在差異。高學(xué)歷群體的工資報(bào)酬較高，職業(yè)穩(wěn)定性較強(qiáng)，家庭照護(hù)所需要的經(jīng)濟(jì)條件和時(shí)間因素等都能夠從當(dāng)前職業(yè)中得到較好的保障。一旦發(fā)生職業(yè)流動(dòng)，勞動(dòng)者就會(huì)在一定程度上喪失這些保障，承擔(dān)更大的流動(dòng)成本。因此，婚姻子女因素對(duì)其職業(yè)流動(dòng)的抑制效應(yīng)更明顯。低學(xué)歷群體從屬于次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)，其工作環(huán)境較差，勞資關(guān)系不穩(wěn)定，往往需要通過(guò)職業(yè)流動(dòng)謀求更好的職業(yè)地位。即使結(jié)婚生子以后，他們?nèi)匀粫?huì)頻繁發(fā)生職業(yè)流動(dòng)?；诖?，提出如下假設(shè)。

H2：婚姻子女因素對(duì)職業(yè)流動(dòng)的抑制效應(yīng)存在學(xué)歷差異，對(duì)高學(xué)歷群體的影響更大。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)自“中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查”2008年度調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS2008)。該調(diào)查采用四階段PPS不等概率系統(tǒng)抽樣方法，以2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)為抽樣框，在除港、澳、臺(tái)、西藏、青海、海南以外的28個(gè)省(含市、自治區(qū))抽取了一個(gè)6 000人的樣本。數(shù)據(jù)樣本包含了調(diào)查對(duì)象詳細(xì)的工作經(jīng)歷(每一份工作的起止時(shí)間、工作單位信息)，能夠?yàn)檠芯刻峁┏浞值膶?shí)證資料。

(二)變量選擇

1.因變量

職業(yè)流動(dòng)，是指勞動(dòng)者就業(yè)期間在不同單位之間的工作變換。本研究以“初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率”作為職業(yè)流動(dòng)的一個(gè)測(cè)量指標(biāo)，該指標(biāo)以初職的開始時(shí)間為起點(diǎn)，結(jié)束時(shí)間為終點(diǎn)，計(jì)算初職的持續(xù)時(shí)間。直到調(diào)查的截止時(shí)間仍沒(méi)有發(fā)生過(guò)職業(yè)流動(dòng)的樣本為刪失樣本。這一指標(biāo)既包含了勞動(dòng)者是否流動(dòng)的信息，又包含了流動(dòng)的確切時(shí)間信息?！奥殬I(yè)流動(dòng)次數(shù)”是職業(yè)流動(dòng)的另一測(cè)量指標(biāo)，是指訪談對(duì)象從初職獲得開始直至數(shù)據(jù)收集時(shí)點(diǎn)的這一時(shí)期內(nèi)，發(fā)生職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的總和。

2.自變量

婚姻狀況。在數(shù)據(jù)收集中，CGSS2008明確詢問(wèn)了訪談對(duì)象的初婚時(shí)間。分析時(shí)用初婚時(shí)間與初職持續(xù)期每個(gè)時(shí)點(diǎn)(年)做比較來(lái)確認(rèn)調(diào)查對(duì)象在該時(shí)點(diǎn)上是已婚還是未婚。該變量為時(shí)變變量，分析時(shí)以未婚為參照組。頗為遺憾的是，調(diào)查并沒(méi)有詳細(xì)詢問(wèn)婚姻變動(dòng)(離婚、喪偶等)時(shí)的確切時(shí)間，因此本研究無(wú)法對(duì)婚姻變動(dòng)后的狀況進(jìn)行考查。因此本研究中的已婚是指已經(jīng)有過(guò)婚姻的經(jīng)歷，那些初婚后離婚、喪偶的調(diào)查對(duì)象亦歸屬于此類。

子女?dāng)?shù)。指的是家庭在特定時(shí)點(diǎn)上所生育子女的數(shù)量。已婚無(wú)子女家庭記為0。在統(tǒng)計(jì)模型中，該變量為連續(xù)型變量。

年齡段子女?dāng)?shù)。首先對(duì)子女年齡分組，然后計(jì)算每個(gè)年齡段的子女總數(shù)?？紤]到子女成長(zhǎng)周期與家庭照護(hù)需求的關(guān)系，把該指標(biāo)劃分為四個(gè)變量：0～3歲組子女?dāng)?shù)、4～6歲組子女?dāng)?shù)、7～12歲組子女?dāng)?shù)、12歲以上組子女?dāng)?shù)。它們均為連續(xù)型變量。

3.控制變量

人口學(xué)特征變量。性別，以女性為參照組；戶口類型，指初職期間戶口是農(nóng)業(yè)戶口還是非農(nóng)戶口，以農(nóng)業(yè)戶口為參照組；年齡，指離開初職時(shí)的年齡，為連續(xù)型變量。

初職入職時(shí)期。按照改革開放的發(fā)展歷程(改革開放以前、早期、中期、深化期)把它劃分為四個(gè)時(shí)期：1978年以前、1978—1992年、1993—2002年、2003—2008年。以1978年以前為參照組。

教育年限。以文化程度來(lái)計(jì)算教育年限：從未受過(guò)任何教育=0年，私塾=2年，小學(xué)=6年，初中=9年，高中=12年，職高、中專、技校=13年，大學(xué)?？?成人高等教育)=14年，大學(xué)?？?正規(guī)高等教育)=15年，大學(xué)本科(成人高等教育)=15年，大學(xué)本科(正規(guī)高等教育)=16年，研究生及以上=19年。

初職單位變量。單位性質(zhì)分為國(guó)有單位和非國(guó)有單位兩類，前者包括國(guó)有或國(guó)有控股以及集體或集體控股單位，后者包括私有、港澳臺(tái)資、合資、外資等單位，以非國(guó)有單位為參照組。單位人員規(guī)模，是初職所在單位的人員總數(shù)，分析時(shí)先對(duì)其取自然對(duì)數(shù)。單位住房類型。租住集體宿舍、租住單位單元房、購(gòu)置單位房合并為“租/購(gòu)單位房”，廉租公房、租住私人房、購(gòu)置商品房、自建住房合并為“非租/購(gòu)單位房”，以“非租/購(gòu)單位房”為參照組。單位所在地區(qū)。按照國(guó)家行政區(qū)域級(jí)別從低到高分為農(nóng)村、城鎮(zhèn)/縣城、地級(jí)市、省會(huì)市或直轄市，以省會(huì)市或直轄市為參照組。

(三)模型構(gòu)建

本研究首先采用事件史分析方法中的考克斯比例風(fēng)險(xiǎn)回歸模型(Cox proportional hazards model，以下簡(jiǎn)稱Cox模型)對(duì)“初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率”進(jìn)行估值分析，并且將時(shí)變變量納入模型之中，以使模型估計(jì)更加完善。

hi(t)=h0(t)×exp (βixi1+β2xi2+…+βkxik)

(1)

式中：hi(t)為持續(xù)時(shí)間的風(fēng)險(xiǎn)率或風(fēng)險(xiǎn)(hazard rate or hazard)，即第i名調(diào)查對(duì)象初職在職時(shí)間持續(xù)到t時(shí)刻的條件下，初職流動(dòng)事件在區(qū)間[t，Δt]內(nèi)發(fā)生的瞬時(shí)概率；h0(t)指當(dāng)所有風(fēng)險(xiǎn)因素不存在時(shí)(即Xik=0)的基準(zhǔn)風(fēng)險(xiǎn)率函數(shù)，由時(shí)間決定。exp(βixi1+β2xi2+…+βkxik)為風(fēng)險(xiǎn)得分，由協(xié)變量決定；βk是一組未知參數(shù)，表示相應(yīng)的自變量xik對(duì)個(gè)體i風(fēng)險(xiǎn)率的影響效應(yīng)，即模型的回歸系數(shù)；X=(xi1,xi2,…,xik)指k個(gè)可能與生存時(shí)間有關(guān)的風(fēng)險(xiǎn)因素(解釋變量)所構(gòu)成的向量，即模型的協(xié)變量向量。

將式(1)轉(zhuǎn)化為較為常用的對(duì)數(shù)形式：

ln [hi(t)/h0(t)]=βixi1+β2xi2+…+βkxik

(2)

協(xié)變量與回歸系數(shù)的線性組合等于相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)率函數(shù)的自然對(duì)數(shù)值。模型中的回歸系數(shù)需用最大偏似然估計(jì)法進(jìn)行估計(jì)。βk>0，表示相應(yīng)解釋變量是促進(jìn)初職流動(dòng)的因素，其系數(shù)值越大，初職持續(xù)時(shí)間越短，發(fā)生流動(dòng)的可能性越大；βk<0，表示相應(yīng)解釋變量是抑制初職流動(dòng)的因素，其系數(shù)值越大，初職持續(xù)時(shí)間越長(zhǎng)，發(fā)生流動(dòng)的可能性越小。

“職業(yè)流動(dòng)次數(shù)”屬于計(jì)數(shù)型變量。對(duì)于計(jì)數(shù)型變量，常用的統(tǒng)計(jì)估計(jì)模型是泊松回歸模型和負(fù)二項(xiàng)回歸模型，二者如何選擇主要取決于計(jì)數(shù)變量的分布是否過(guò)度離散。如果計(jì)數(shù)變量的方差大于均值則為過(guò)度離散，則負(fù)二項(xiàng)回歸模型較為合適。如果計(jì)數(shù)變量的方差并不大于均值，則泊松回歸模型是最合適的選擇。從數(shù)據(jù)來(lái)看，職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的均值為1.43，方差為0.63，方差并不大于均值，因此我們選擇泊松回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

為了適用于事件史分析模型，首先將原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成事件導(dǎo)向的人年(person-year)數(shù)據(jù)。表1是轉(zhuǎn)化后的人年數(shù)據(jù)的概要統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從總樣本來(lái)看，5 224名訪問(wèn)對(duì)象共計(jì)有39 602個(gè)人年生存期。如果假定每年的初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率都相同的話，那么平均每個(gè)人年的初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率為0.053 6。生存時(shí)間的四分位值可以直觀地反映調(diào)查對(duì)象達(dá)到相應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)率所需要的生存時(shí)間。數(shù)據(jù)顯示，在總樣本中，前5年發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的平均概率為25%，前12年發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的平均概率為50%，前28年發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的平均概率為75%。對(duì)樣本分類后發(fā)現(xiàn)，未婚樣本的平均流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率比已婚樣本高大約0.015 9，而從生存時(shí)間的四分位值來(lái)看，未婚樣本到達(dá)風(fēng)險(xiǎn)率的各個(gè)分位值所需要的生存時(shí)間均低于已婚樣本。說(shuō)明在結(jié)婚之前更容易發(fā)生職業(yè)流動(dòng)。

K-M生存函數(shù)曲線能夠更形象地展示事件的發(fā)生趨勢(shì)。依據(jù)是否結(jié)婚，分類描述了不同樣本的K-M生存函數(shù)曲線(見圖1)。無(wú)論是未婚樣本還是已婚樣本，隨著時(shí)間的推移，訪問(wèn)對(duì)象中尚未發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的人員比例都呈現(xiàn)急速下降趨勢(shì)。相比較而言，已婚樣本生存曲線的位置明顯高于未婚樣本，表明已婚勞動(dòng)者在相應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)間上尚未發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的人員比例較高?；蛘邠Q句話說(shuō)，婚姻對(duì)勞動(dòng)者的初職流動(dòng)存在抑制作用。

表1 不同婚姻狀況下初職生存時(shí)間數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的概要統(tǒng)計(jì)

圖1 不同婚姻狀況的初職流動(dòng)K-M生存函數(shù)估計(jì)圖

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)子女?dāng)?shù)對(duì)初職生存時(shí)間的影響，可以按照子女?dāng)?shù)不同輸出生存數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)概要(見表2)。無(wú)子女樣本比一個(gè)子女樣本和多個(gè)子女樣本的初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率分別高約0.010 5和0.014 2。從初職生存時(shí)間的四分位值來(lái)看，前者到達(dá)風(fēng)險(xiǎn)率的各個(gè)分位值所需要的生存時(shí)間都比后兩者要低。一個(gè)子女的樣本與多個(gè)子女的樣本相比，風(fēng)險(xiǎn)率略高，但差異性并不明顯。總體而言，子女?dāng)?shù)對(duì)初職流動(dòng)存在抑制作用，子女?dāng)?shù)越多，初職流動(dòng)的可能性越小。

表2 不同子女?dāng)?shù)量下初職生存時(shí)間數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的概要統(tǒng)計(jì)

圖2更形象地展示了不同子女?dāng)?shù)樣本初職流動(dòng)的發(fā)生趨勢(shì)。三條生存曲線的高低位置基本按照子女?dāng)?shù)的順序排列，無(wú)子女樣本對(duì)應(yīng)的曲線位置最低，多子女樣本對(duì)應(yīng)的曲線位置最高。這說(shuō)明子女?dāng)?shù)越多，初職流動(dòng)的可能性越小。

圖2 子女?dāng)?shù)與初職流動(dòng)K-M生存函數(shù)估計(jì)圖

(二)初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率的影響因素

表3列舉了Cox比例風(fēng)險(xiǎn)模型的分析結(jié)果。模型1在控制變量的基礎(chǔ)上導(dǎo)入了婚姻變量。婚姻變量統(tǒng)計(jì)顯著，在控制其他因素的前提下，已婚職工比未婚職工離開初職的風(fēng)險(xiǎn)率大約低20.07%(1-e-0.224)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，婚姻可以有效延長(zhǎng)初職持續(xù)時(shí)間，已婚者發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的可能性更小。假設(shè)H1a得以驗(yàn)證。

針對(duì)已婚樣本，進(jìn)一步檢驗(yàn)子女因素的影響效應(yīng)。加入子女?dāng)?shù)變量，構(gòu)建模型2。由于子女?dāng)?shù)變量與職業(yè)流動(dòng)的關(guān)系不一定是線性關(guān)系，因此模型中又加入了子女?dāng)?shù)變量的平方項(xiàng)。兩個(gè)變量的系數(shù)均顯著，說(shuō)明子女?dāng)?shù)與初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率之間確實(shí)存在非線性關(guān)系。調(diào)查對(duì)象離開初職的風(fēng)險(xiǎn)，隨子女?dāng)?shù)的增加呈現(xiàn)U型變化趨勢(shì)。進(jìn)一步測(cè)算可知，當(dāng)子女?dāng)?shù)為2.94時(shí)，U型曲線下降到最低點(diǎn)。由于樣本中絕大多數(shù)調(diào)查對(duì)象的子女?dāng)?shù)小于3，故總體而言，初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率隨著子女?dāng)?shù)的增加而降低，假設(shè)H1b得以證實(shí)。平方項(xiàng)的存在說(shuō)明，下降的速度不是線性的，而是隨著子女?dāng)?shù)的增加下降的幅度逐漸減小，即：子女?dāng)?shù)對(duì)初職穩(wěn)定性的影響呈邊際效應(yīng)遞減趨勢(shì)。

表3 估計(jì)離開初職風(fēng)險(xiǎn)率的Cox風(fēng)險(xiǎn)比例模型

注：(1)括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤差；(2)顯著性水平：1)表示p< 0.1,2)表示p< 0.05,3)表示p< 0.01,4)表示p< 0.001，表4同。

加入4個(gè)年齡組子女?dāng)?shù)變量，構(gòu)建模型3。統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，0～3歲年齡組子女?dāng)?shù)、4～6歲年齡組子女?dāng)?shù)使初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率顯著降低， 7～12歲年齡組子女?dāng)?shù)、12歲以上年齡組子女?dāng)?shù)對(duì)初職流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)率的影響并不顯著。這個(gè)結(jié)論表明，低年齡段子女?dāng)?shù)越多，職業(yè)流動(dòng)的可能性越小。但隨著子女年齡的增大，達(dá)到進(jìn)入學(xué)校教育的年齡以后，子女?dāng)?shù)的影響效應(yīng)就會(huì)消失。假設(shè)H1c得以驗(yàn)證。至此，假設(shè)H1全部得到了驗(yàn)證。

為了檢驗(yàn)婚姻子女因素對(duì)職業(yè)流動(dòng)的影響效應(yīng)是否存在顯著的學(xué)歷差異，將初職入職時(shí)的教育程度轉(zhuǎn)化為學(xué)歷變量，并將取值合并為兩類：高中及以下教育程度為低學(xué)歷，高中以上教育程度為高學(xué)歷。在模型中分別加入學(xué)歷與婚姻、學(xué)歷與子女?dāng)?shù)的交互項(xiàng)，構(gòu)建模型4、模型5。模型4統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，學(xué)歷與婚姻的交互項(xiàng)在0.1的顯著性水平上顯著，這表明對(duì)于不同學(xué)歷層次的勞動(dòng)者而言，婚姻變量的職業(yè)流動(dòng)效應(yīng)存在顯著差異。對(duì)于低學(xué)歷勞動(dòng)者而言，在控制了其他變量的情況下，已婚職工比未婚職工離開初職的風(fēng)險(xiǎn)率大約低15.80%(1-e-0.224)；對(duì)于高學(xué)歷勞動(dòng)者而言，在其他因素保持不變的情況下，已婚職工比未婚職工離開初職的風(fēng)險(xiǎn)率大約低32.83%(1-e-0.224-0.226)。這個(gè)結(jié)論表明，相較于低學(xué)歷群體，高學(xué)歷群體婚姻變量對(duì)職業(yè)流動(dòng)的抑制效應(yīng)大。模型5統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)對(duì)職業(yè)流動(dòng)的影響效應(yīng)同樣存在顯著的學(xué)歷差異，相較于低學(xué)歷群體，高學(xué)歷群體子女?dāng)?shù)變量對(duì)職業(yè)流動(dòng)的抑制效應(yīng)大。據(jù)此，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

(三)職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的影響因素

泊松回歸模型中婚姻子女變量的取值與Cox模型稍有不同。婚姻狀況取調(diào)查時(shí)點(diǎn)的觀察值。子女?dāng)?shù)指調(diào)查時(shí)點(diǎn)的子女?dāng)?shù)總和。考慮到對(duì)職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的觀察期比較長(zhǎng)，子女的年齡跨度會(huì)比較大，在泊松模型中年齡分組指標(biāo)變?yōu)槲闯赡曜优當(dāng)?shù)(18周歲以下)變量。其余的自變量與Cox模型完全一致。統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表4。

表4 估計(jì)職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的泊松回歸模型

在控制變量的基礎(chǔ)上加入婚姻變量可得模型6。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，婚姻狀況對(duì)職業(yè)流動(dòng)次數(shù)有顯著影響。在控制其他變量的前提下，與非在婚職工相比，在婚職工職業(yè)流動(dòng)次數(shù)大約少25.24%(1-e-0.291)。在模型7中，子女?dāng)?shù)變量統(tǒng)計(jì)顯著，但其平方項(xiàng)并不顯著，這表明子女?dāng)?shù)與職業(yè)流動(dòng)次數(shù)之間不存在U型關(guān)系。在控制其他變量的情況下，子女?dāng)?shù)每增加1，職業(yè)流動(dòng)次數(shù)減小約9.97%(1-e-0.105)。在模型8中，未成年子女?dāng)?shù)變量統(tǒng)計(jì)顯著。在控制其他變量的情況下，未成年子女?dāng)?shù)每增加1，職業(yè)流動(dòng)次數(shù)減小約10.86%(1-e-0.115)。據(jù)此，從職業(yè)流動(dòng)次數(shù)角度，假設(shè)H1也得到驗(yàn)證。

同理，在模型中加入了學(xué)歷與婚姻、學(xué)歷與子女?dāng)?shù)的交互項(xiàng)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果見模型9、模型10。模型9統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，婚姻變量對(duì)職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的影響效應(yīng)存在學(xué)歷差異，其對(duì)高學(xué)歷層次的勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的抑制效應(yīng)更大。模型10統(tǒng)計(jì)結(jié)果也表明，子女?dāng)?shù)變量對(duì)高學(xué)歷群體職業(yè)流動(dòng)次數(shù)的抑制效應(yīng)相對(duì)更大。因此，從職業(yè)流動(dòng)次數(shù)角度，假設(shè)H2也得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與討論

總體而言，婚姻子女因素對(duì)職業(yè)流動(dòng)存在顯著的抑制效應(yīng)。首先，結(jié)婚可以降低發(fā)生初職流動(dòng)的可能性，在婚勞動(dòng)者職業(yè)流動(dòng)的次數(shù)相對(duì)更少；其次，子女?dāng)?shù)越多，勞動(dòng)者越傾向于職業(yè)穩(wěn)定；再次，低年齡子女?dāng)?shù)對(duì)職業(yè)流動(dòng)的抑制效應(yīng)較大?？梢試L試運(yùn)用新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論來(lái)解釋這一研究結(jié)論。傳統(tǒng)人口遷移理論認(rèn)為，遷移行動(dòng)是理性人為達(dá)到經(jīng)濟(jì)利益最大化而進(jìn)行主體選擇的結(jié)果，而新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，家庭是勞動(dòng)力流動(dòng)決策的主體，個(gè)人往往根據(jù)家庭預(yù)期收入最大化和風(fēng)險(xiǎn)最小化的原則進(jìn)行遷移決策。依據(jù)該理論，勞動(dòng)者在職業(yè)流動(dòng)決策過(guò)程中不是只考慮個(gè)人效用的最大化，還會(huì)從維護(hù)家庭整體利益的角度進(jìn)行個(gè)體行動(dòng)選擇。深受儒家文化影響的中國(guó)社會(huì)在解釋職業(yè)流動(dòng)現(xiàn)象時(shí)，選擇該理論邏輯或許更加符合社會(huì)事實(shí)。

但與新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)理論主要強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)利益不同的是，勞動(dòng)者在職業(yè)流動(dòng)過(guò)程中所考慮的家庭整體利益還應(yīng)包括家庭照護(hù)需求。對(duì)于已婚、有子女且子女年齡較小的勞動(dòng)者而言，家庭照護(hù)責(zé)任較大。這不僅影響個(gè)人對(duì)工作的投入程度，而且還會(huì)影響其職業(yè)流動(dòng)。職業(yè)流動(dòng)對(duì)家庭生活的沖擊主要表現(xiàn)為生活的穩(wěn)定性被打破，而穩(wěn)定性恰恰是滿足家庭照護(hù)需求的基本條件之一。因此，對(duì)于上述勞動(dòng)者而言，家庭照護(hù)需求會(huì)抑制其發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的可能性。

婚姻子女因素對(duì)職業(yè)流動(dòng)的影響效應(yīng)存在顯著的學(xué)歷差異，對(duì)高學(xué)歷勞動(dòng)者的抑制作用相對(duì)更大。這主要與高等教育對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的分割作用有關(guān)。不同學(xué)歷勞動(dòng)者處于不同性質(zhì)的勞動(dòng)力市場(chǎng)之中，由此決定了他們存在著截然不同的職業(yè)流動(dòng)模式。高學(xué)歷勞動(dòng)者更易于進(jìn)入首要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)，其工資收入、勞動(dòng)保障、工作時(shí)間等較為優(yōu)越，能夠較好地滿足生存需要，追求更好的發(fā)展往往是他們發(fā)生職業(yè)流動(dòng)的主要目的。這是一種發(fā)展取向的職業(yè)流動(dòng)。低學(xué)歷勞動(dòng)者大多只能進(jìn)入次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)，勞資關(guān)系極不穩(wěn)定，往往需要通過(guò)職業(yè)流動(dòng)謀求更好的職業(yè)地位和經(jīng)濟(jì)收入。其職業(yè)流動(dòng)是一種生存取向的職業(yè)流動(dòng)。為了滿足家庭照護(hù)需求，勞動(dòng)者需要擁有穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)收入和較為充分的陪伴時(shí)間。在職業(yè)流動(dòng)決策過(guò)程中，他們會(huì)首先考慮生存問(wèn)題而非發(fā)展問(wèn)題。對(duì)于高學(xué)歷勞動(dòng)者而言，現(xiàn)有職業(yè)可以很好地解決生存問(wèn)題，職業(yè)流動(dòng)的機(jī)會(huì)成本相對(duì)較大。因此，在結(jié)婚生子以后，出于對(duì)家庭照護(hù)需求的考慮，他們會(huì)逐漸傾向于維持現(xiàn)有職業(yè)，盡量避免發(fā)生職業(yè)流動(dòng)。對(duì)于低學(xué)歷勞動(dòng)者來(lái)說(shuō)，職業(yè)流動(dòng)本身就是維持生存的主要策略，即使在結(jié)婚生子以后他們?nèi)匀恍枰ㄟ^(guò)頻繁的職業(yè)流動(dòng)來(lái)謀求更好的生存機(jī)會(huì)，婚姻子女因素對(duì)其職業(yè)流動(dòng)的抑制效應(yīng)并不明顯。從發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，隨著體制改革的不斷深化，職業(yè)流動(dòng)的主體開始從生存取向朝發(fā)展取向轉(zhuǎn)變，所謂“孔雀東南飛”現(xiàn)象逐漸增多。這種變化會(huì)使婚姻子女因素的抑制效應(yīng)發(fā)生改變，其中的變化機(jī)制需要更多的實(shí)證資料予以驗(yàn)證。

此外，生育率的下降是中國(guó)社會(huì)變遷的不爭(zhēng)事實(shí)，其對(duì)職業(yè)流動(dòng)的影響不容小覷。由于計(jì)劃生育政策的長(zhǎng)期推行和經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的不斷提高，人們的生育意愿發(fā)生了根本改變，高學(xué)歷勞動(dòng)者生育率下降更為明顯。對(duì)于家庭而言，生育率的下降使子女?dāng)?shù)減少，擁有低齡子女的時(shí)間縮短，子女因素對(duì)職業(yè)流動(dòng)的抑制效應(yīng)將會(huì)降低。因此可以預(yù)見，隨著人們生育意愿的轉(zhuǎn)變，中國(guó)的職業(yè)流動(dòng)水平還會(huì)持續(xù)升高。

本研究主要從是否發(fā)生職業(yè)流動(dòng)和職業(yè)流動(dòng)次數(shù)兩個(gè)方面考察職業(yè)流動(dòng)的影響因素。雖然，研究盡量全面考察調(diào)查對(duì)象不同特征和維度，但由于數(shù)據(jù)所限，無(wú)法對(duì)職業(yè)流動(dòng)狀況進(jìn)行更加深入、精細(xì)的劃分(譬如：關(guān)于強(qiáng)制性流動(dòng)與自愿性流動(dòng)的區(qū)分、體制內(nèi)外不同流向的區(qū)分等)，從而無(wú)法更為明確地驗(yàn)證某些研究結(jié)論。