“慢就業(yè)”的職業(yè)損失：工資收入和工作職位

靳衛(wèi)東，李淑玥，何 麗

（1.青島大學 經濟學院,山東 青島 266061；2.山東財經大學 管理科學與工程學院,山東 濟南 250014）

一、引言

延緩就業(yè)、暫不就業(yè)的各級各類畢業(yè)生逐漸增多，形成了普遍的“慢就業(yè)”現象。①類似于西方國家的“間隔年”計劃，“慢就業(yè)”是指畢業(yè)生基于個體特征，包括職業(yè)認知、自我認識和就業(yè)意愿等，為了找到合適工作而主動選擇暫不就業(yè)的狀態(tài)，借此可以參加游學、公益、實習和實踐等活動，以提升自身就業(yè)能力。據調查，選擇“慢就業(yè)”的畢業(yè)生逐漸增多（王堯駿和張姍姍，2020），在我國某些地區(qū)高中（中專）和高職（大專）畢業(yè)生選擇“慢就業(yè)”的比例甚至已達到56%左右（譚杰和吳強，2021）。對于“慢就業(yè)”的發(fā)生及影響，當前存在兩種截然不同的觀點：一種觀點認為，“慢就業(yè)”打破了“畢業(yè)即找工作或讀研”的固有模式，是在物質生活水平提高的基礎上高質量就業(yè)的具體表現，是必要的蓄力、嘗試和磨合期，有利于提高畢業(yè)生就業(yè)概率和職業(yè)發(fā)展成就（謝勇和李珣，2010；譚杰和吳強，2021）。另一種觀點則認為，“慢就業(yè)”在客觀上造成了“職業(yè)空檔期”，不利于畢業(yè)生及時接受在職培訓和工作鍛煉，并且容易成為“不就業(yè)”“懶就業(yè)”的借口，對畢業(yè)生就業(yè)和職業(yè)發(fā)展都將產生阻礙（蔣利平，2020）。那么，“慢就業(yè)”到底是有利還是有害呢？這不僅涉及對我國就業(yè)形勢和就業(yè)矛盾的準確判斷，而且關乎每個畢業(yè)生的就業(yè)選擇，甚至會影響很多家庭的教育決策，已成為社會關注的焦點。因此論證“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的實際影響，具有重要的社會價值。

工作搜尋理論認為，為了找到合適崗位，勞動者需要投入一定的工作搜尋時間。大量實證研究也表明，延長工作搜尋時間能夠提高勞動者人與職的匹配程度進而可以改善就業(yè)狀況（Nekoei 和Weber，2017），是工資增長、職位晉升和工作滿意度提升的重要決定因素（王子成和楊偉國，2014；劉復興和朱俊華，2017）。特別是，我國各級各類畢業(yè)生的就業(yè)匹配程度較低（蔣承等，2014），增加工作搜尋時間具有更為重要的現實意義。有調查資料顯示，很多畢業(yè)生選擇“慢就業(yè)”就是為了匹配到更好的崗位，此類“慢就業(yè)”者占比達到70%以上（廉思，2021）。因此，以工作搜尋為目的的“慢就業(yè)”可以被視為一種人力資本投資，而在沒有匹配到合適的工作崗位之前，保持一定的觀望和等待時間成為畢業(yè)生的理性選擇。然而，在增加人與職匹配程度的同時，“慢就業(yè)”也會對畢業(yè)生就業(yè)造成負面影響。首先，“慢就業(yè)”產生了“職業(yè)空檔期”，會造成培訓機會流失和人力資本損失，降低畢業(yè)生就業(yè)的工資水平（Mroz 和Savage，2006）；其次，長時間保持不就業(yè)狀態(tài)有可能降低畢業(yè)生就業(yè)意愿或者產生其他負面影響，不利于獲取工資豐厚的崗位（Schmieder 等，2016；Nekoei 和Weber，2017）；最后，畢業(yè)生在職業(yè)生涯早期選擇“慢就業(yè)”，由此產生的負面影響很可能具有滯后性，會阻礙其長期工資增長（Mroz 和Savage，2006）。并且，“慢就業(yè)”的負面影響不只局限于工資收入減少，還包括了職位晉升受阻和工作滿意度下降等非貨幣損失。目前大量文獻側重于分析“慢就業(yè)”的產生根源、主要形式和就業(yè)促進效應，較少關注其造成的負面影響，而有關“慢就業(yè)”的貨幣和非貨幣職業(yè)損失研究更是鮮有涉及。

畢業(yè)生就業(yè)狀況不僅是“慢就業(yè)”影響的結果，也是畢業(yè)生選擇“慢就業(yè)”的重要原因，兩者互為因果。并且如果就業(yè)意愿和就業(yè)能力較低，通過“慢就業(yè)”畢業(yè)生能夠獲得技能要求低、工作壓力小的“友好型”工作崗位，那么根據補償性工資差別理論，他們的工資收入和工作職位必然較低。這就產生了內生性和樣本選擇偏差問題。很多文獻通過訪談、抽樣調查和統(tǒng)計描述等方法來考察“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的影響，難以得到可靠的研究結論（蔣利平，2020）；而采用傾向得分匹配等計量方法來消除樣本選擇偏差（胡艷婷和蔣承，2021），同樣會產生有關“慢就業(yè)”影響的估計偏誤。基于此，“慢就業(yè)”的職業(yè)損失分析確實存在計量方法選擇上的困難。

借鑒已有研究，本文論證“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的負面影響，在解決內生性和樣本選擇偏差問題后實證分析發(fā)現，“慢就業(yè)”降低了畢業(yè)生的工資收入和工作職位。其中，低就業(yè)意愿所產生的消極“慢就業(yè)”以及“慢就業(yè)”所造成的就業(yè)能力下降是阻礙畢業(yè)生高質量就業(yè)的重要原因。而且，這種負面影響還具有滯后性，明顯抑制了畢業(yè)生的長期職業(yè)發(fā)展。本文可能的邊際貢獻體現在三個方面：第一，區(qū)別于大量文獻主要分析“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的促進作用，本文從工資收入和工作職位兩個方面論證“慢就業(yè)”所造成的職業(yè)損失。第二，根據工作搜尋理論、人力資本積累和個體?環(huán)境匹配理論等，探討了“慢就業(yè)”影響畢業(yè)生就業(yè)的機制，揭示了“慢就業(yè)”職業(yè)損失的原因。第三，采用工具變量法、Hausman-Taylor估計和PSM分析等方法來解決內生性和樣本選擇偏差問題，為“慢就業(yè)”職業(yè)損失提供了相對可靠的經驗證據。

二、理論機制分析

如前文所述，“慢就業(yè)”延遲了畢業(yè)生入職時間，有助于畢業(yè)生搜尋合適工作。根據個體?環(huán)境匹配理論，合適工作既要滿足畢業(yè)生的就業(yè)期望，具有較高的需求?供給匹配程度；又能保證畢業(yè)生充分回應工作任務要求，實現要求?能力匹配（Edwards，2007；羅英姿和陳爾東，2021）。這兩項匹配分別決定了畢業(yè)生工作滿意度和企業(yè)用工滿意度，都會產生積極的職業(yè)發(fā)展結果，即：可以提高畢業(yè)生工資收入和工作職位。那么，“慢就業(yè)”能否增進需求?供給匹配和要求?能力匹配就成為判斷其是有利還是有害的關鍵。

（一）“慢就業(yè)”與需求?供給匹配。工作搜尋理論認為，勞動力市場信息是不完全的，畢業(yè)生投入更多搜尋時間有利于匹配到符合就業(yè)期望的合適工作（Eriksson 和Rooth，2014；Nekoei 和Weber，2017）。另外，通過社會考察、工作實習和創(chuàng)業(yè)實踐等活動，“慢就業(yè)”能夠讓畢業(yè)生體驗不同職業(yè)，提高他們的職業(yè)認知，以明確工作搜尋目標（王堯駿和張姍姍，2020；楊宜勇和蔡瀟彬，2021）。而且，很多畢業(yè)生的自我認知不足、就業(yè)期望過高，甚至根本不知道自己適合什么工作以及什么是最好的工作（羅明忠和陶志，2017）?！奥蜆I(yè)”可以幫助他們認識自我，了解自己的愛好、興趣和優(yōu)勢（Tomlinson，2012），借此形成合理的就業(yè)期望，提高工作搜尋效率（胡艷婷和蔣承，2021）。由此可見，“慢就業(yè)”能夠促進畢業(yè)生實現需求?供給匹配，有助于畢業(yè)生高質量就業(yè)。

不過，“慢就業(yè)”分為積極“慢就業(yè)”和消極“慢就業(yè)”（林成華和洪成文，2014）。目前認為“工作太累”“工作沒意思”“跟人打交道太累”的暫不就業(yè)者占比達到62%（廉思，2021），其中不就業(yè)且無任何就業(yè)計劃的畢業(yè)生比例仍在迅速增加（孟續(xù)鐸，2018）。這些畢業(yè)生明顯缺乏就業(yè)意愿，“慢就業(yè)”已成為“逃避就業(yè)”“懶就業(yè)”和無限期拖延就業(yè)的借口（蔣利平，2020）。顯然，這種“慢就業(yè)”不可能產生積極的工作搜尋和認知積累，反而會阻礙畢業(yè)生實現需求?供給匹配，導致消極的就業(yè)結果（林成華和洪成文，2014；羅英姿和陳爾東，2021）。由此本文提出假說1：“慢就業(yè)”阻礙了畢業(yè)生實現需求?供給匹配，降低了其工資收入和工作職位。

（二）“慢就業(yè)”與要求?能力匹配。要求?能力匹配重點關注畢業(yè)生的就業(yè)能力，強調畢業(yè)生的知識、能力和素質能充分回應工作任務要求。目前隨著智能技術進步，人才培養(yǎng)的復雜程度不斷增加，畢業(yè)生在校所獲知識與工作任務要求錯位的現象日益普遍（胡艷婷和蔣承，2021）。因此，傳統(tǒng)研究所關注的學歷、專業(yè)和知識已不再那么重要，相反不限于特定專業(yè)和職業(yè)的非認知能力越來越受到重視，比如人際溝通、團隊協(xié)作和組織管理能力等以及踏實肯干、樂于奉獻和個人意志等素質（Edwards，2007；羅英姿和陳爾東，2021）?！奥蜆I(yè)”類似于西方國家的“間隔年”計劃，涉及國際游學、志愿服務和創(chuàng)業(yè)實踐等活動，有利于培養(yǎng)畢業(yè)生的非認知能力，理應可以促進畢業(yè)生實現要求?能力匹配。比如，志愿服務能夠培養(yǎng)畢業(yè)生的奉獻精神（Edwards，2007；Tomlinson，2012），國際游學對畢業(yè)生的人際溝通能力有較高要求（喬治·庫，2019）。

然而，如前文所述，“慢就業(yè)”延遲了畢業(yè)生入職時間，產生了“職業(yè)空檔期”，也會對畢業(yè)生就業(yè)造成不利影響。首先，“職業(yè)空檔期”使畢業(yè)生喪失了在崗培訓和工作鍛煉機會，會阻礙適用性職業(yè)技能積累（Mroz 和Savage，2006）。其次，“職業(yè)空檔期”導致畢業(yè)生在校所獲知識被閑置，容易發(fā)生遺忘、變得生疏或不再適用，進而造成知識折舊，即不能及時更新知識而無法保持原有的價值創(chuàng)造力。最后，如果“職業(yè)空檔期”過長，有可能被企業(yè)視為負面“信號”（Eriksson 和Rooth，2014），那么畢業(yè)生的就業(yè)能力將被人為貶低。三方面因素都會降低畢業(yè)生就業(yè)能力，不利于畢業(yè)生的要求?能力匹配，會對就業(yè)造成負面影響。由此可得假說2：“慢就業(yè)”阻礙了畢業(yè)生實現要求?能力匹配，降低了其工資收入和工作職位。

（三）“慢就業(yè)”的滯后性影響。如前文分析，“慢就業(yè)”降低了畢業(yè)生的個體?環(huán)境匹配程度，對畢業(yè)生就業(yè)造成了負面影響。事實上，這種負面影響還存在滯后效應，會抑制畢業(yè)生的長期職業(yè)發(fā)展。一方面，受制于個體?環(huán)境匹配程度，畢業(yè)生就業(yè)的地域和職業(yè)選擇會直接作用于其長期職業(yè)發(fā)展成就（張車偉，2006）；另一方面，如果畢業(yè)生沒有匹配到合適工作，在就業(yè)以后很可能會被迫跳槽和再次擇業(yè)（Mroz 和Savage，2006；王子成和楊偉國，2014），那么就不能通過“干中學”持續(xù)性積累適用性職業(yè)技能，也將限制其長期的工資增長和職位晉升。據調查，隨著“慢就業(yè)”人數增加，畢業(yè)生半年離職率不斷增長，甚至已達到30%以上（劉復興和朱俊華，2017）。這從側面說明了消極“慢就業(yè)”的發(fā)生必然會造成畢業(yè)生的職業(yè)損失。

此外，“慢就業(yè)”產生的“職業(yè)空檔期”不利于畢業(yè)生積累職業(yè)技能，將導致畢業(yè)生在校所獲知識折舊。按優(yōu)勢積累理論，技能積累損失和已有知識折舊不僅直接降低畢業(yè)生的本期價值創(chuàng)造能力，還限制畢業(yè)生未來的人力資本積累，對其長期職業(yè)發(fā)展造成阻礙。換言之，在職業(yè)生涯早期處于獲取社會資源的劣勢地位，那么畢業(yè)生在后期也只能獲得相對較低的職業(yè)發(fā)展成就（羅英姿和陳爾東，2021；Curry 等，2022）。即，“慢就業(yè)”的負面影響具有“記憶效應”或者“疤痕效應”，將為畢業(yè)生職業(yè)發(fā)展打上難以磨滅的“烙印”（Schmillen 和Umkehrer，2017）。由此提出假說3：“慢就業(yè)”的負面影響具有滯后性，在長期內抑制了畢業(yè)生工資增長和職位晉升。

三、檢驗方法和數據說明

（一）檢驗方法。

1.隨機效應模型。相對于畢業(yè)生的就業(yè)現狀，包括工資收入和工作職位，其“慢就業(yè)”行為發(fā)生在職業(yè)生涯早期是一個非時變解釋變量。所以，“慢就業(yè)”的職業(yè)損失無法依靠固定效應模型得到有效估計。借鑒高夢滔和畢嵐嵐（2009）以及王媛和楊廣亮（2016）的研究，本文在“慢就業(yè)”職業(yè)損失估計的有效性與無偏性之間取舍，選擇了隨機效應模型。在隨機效應模型中，一方面非時變解釋變量可以降低估計的有偏程度；另一方面引入更多控制變量以及采用工具變量法也能消除不可觀測遺漏變量的不利影響?；貧w方程為：

其中，Yit表示畢業(yè)生i在第t年 的就業(yè)狀況，即工資收入和工作職位；Empi表示畢業(yè)生i的“慢就業(yè)”持續(xù)時間，即暫不就業(yè)持續(xù)時間；Xit表示控制變量，包括個體特征、家庭特征和地區(qū)特征等；α0為常數項，εit為隨機擾動項。

“慢就業(yè)”會影響畢業(yè)生就業(yè)狀況，而就業(yè)狀況也是畢業(yè)生選擇“慢就業(yè)”的重要原因，兩者之間存在互為因果關系。并且，宏觀經濟形勢、勞動力市場供求、歷史文化環(huán)境、就業(yè)觀念和個人偏好等地區(qū)和個體特征都可以同時作用于畢業(yè)生就業(yè)與“慢就業(yè)”，從而也會產生內生性問題。因此，本文采用工具變量法進行隨機效應模型估計。借鑒劉暢等（2017）以及馬俊龍和寧光杰（2017）的研究，選擇社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間作為畢業(yè)生個體“慢就業(yè)”持續(xù)時間的工具變量，核算方法是：統(tǒng)計每個畢業(yè)生所屬社區(qū)內所有畢業(yè)生的“慢就業(yè)”持續(xù)時間，再求出平均值。首先，社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間反映了社區(qū)內其他畢業(yè)生的就業(yè)決策，存在明顯的同伴效應和示范效應（馬俊龍和寧光杰，2017；劉暢等，2017），是畢業(yè)生個體“慢就業(yè)”選擇及其持續(xù)時間的重要影響因素。換言之，社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間與畢業(yè)生個體的“慢就業(yè)”決策緊密相關，符合工具變量的相關性要求。其次，畢業(yè)生就業(yè)狀況主要取決于其職業(yè)認知、自我認知、就業(yè)意愿和就業(yè)能力等，顯然不受社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間的直接影響。也就是說，社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間通過且僅能通過畢業(yè)生個體“慢就業(yè)”持續(xù)時間而作用于其就業(yè)狀況，符合工具變量的排他性要求。最后，社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間取決于地區(qū)教育質量、勞動市場環(huán)境甚至是“間隔年”項目建設情況等，很難為單個畢業(yè)生的就業(yè)狀況所影響，具有很好的外生性。

2.Hausman-Taylor模型。在估計方程式（1）中，解釋變量與不可觀測的個體效應很可能相關，所以上述隨機效應模型估計在某種程度上是有偏的。為了充分利用面板數據信息，同時考慮到非時變解釋變量估計，借鑒王媛和楊廣亮（2016）以及劉自敏等（2017）的研究，采用Hausman-Taylor模型重新進行相關估計，回歸方程為：

其中，Yit表示畢業(yè)生i在第t年的 就業(yè)狀況，即工資收入和工作職位；Xit為時變解釋 變量，Zi為非時變解釋變量，包括“慢就業(yè)”持續(xù)時間Empi；αregion?i表示地區(qū)固定效應，λt表示時間固定效應，μi為不可觀測的個體效應，εit為剩余隨機誤差項。

（二）數據說明。

1.數據來源。本文數據來源于2012 年、2014 年、2016 年和2018 年中國勞動力動態(tài)調查數據（CLDS）。中國勞動力動態(tài)調查建立了勞動力個體、家庭和社區(qū)三個層面的調查數據庫。根據研究目標，本文選取18?64 歲勞動力樣本，從中篩選出具有大專及以上學歷的樣本，并刪除沒有畢業(yè)時間、就業(yè)時間、工資收入和工作職位等統(tǒng)計數據的樣本。其中，畢業(yè)時間是指畢業(yè)生初始就業(yè)之前最近的畢業(yè)時間；就業(yè)時間是指畢業(yè)生的初始就業(yè)時間；工資收入是指工資性勞動收入，即小時工資數，不包括經營性收入及其他收入來源；工作職位是指在工作崗位上所管理的人員數。最后，按小時工資數排序，刪除工資收入最大和最小各2%的樣本，以增加數據信度。由此，本文共獲得畢業(yè)生樣本2 865 個，其中按照畢業(yè)時間與就業(yè)時間考察，及時就業(yè)的樣本為2 351 個，選擇“慢就業(yè)”的樣本為514 個。

2.指標設置。首先是被解釋變量。本文選擇畢業(yè)生的工資收入和工作職位作為被解釋變量，同時以相對工資收入和相對工作職位作為被解釋變量的衡量指標。其中，為了消除工齡及其所產生職業(yè)技能積累的影響，以充分體現“慢就業(yè)”所造成的畢業(yè)生就業(yè)變化，本文核算相對工資收入的方法是：按照工齡分組，對每個樣本組中所有畢業(yè)生的小時工資數取均值，再進行取對數處理，然后計算樣本組內每個畢業(yè)生的小時工資對數值與前者的差額。同理，本文核算相對工作職位的方法是：按照工齡分組，對每個樣本組中所有畢業(yè)生所管理人員數取均值，然后計算樣本組內每個畢業(yè)生所管理人員數與前者的差額。其次是解釋變量。本文選擇“慢就業(yè)”持續(xù)時間作為解釋變量，以畢業(yè)生暫不就業(yè)的持續(xù)時間作為“慢就業(yè)”持續(xù)時間的衡量指標。如前文所述，除了畢業(yè)生的職業(yè)認知、自我認知、就業(yè)意愿和就業(yè)能力等，畢業(yè)生及其家庭的偏好、就業(yè)觀念以及宏觀經濟形勢和勞動力市場等因素都會影響畢業(yè)生的入職時間。為了消除這些可觀測和不可觀測因素的影響，以充分體現畢業(yè)生為了找到合適工作而主動暫不就業(yè)的持續(xù)時間，本文核算畢業(yè)生暫不就業(yè)持續(xù)時間的具體方法是：按照畢業(yè)生就業(yè)年份分組，①根據畢業(yè)生的就業(yè)年份差別，參照我國國民經濟與社會發(fā)展規(guī)劃周期，本文進行5 年期樣本分組。這既可以使每組樣本中有足夠數量的“慢就業(yè)”畢業(yè)生，又能夠保證每個樣本組內所有畢業(yè)生所面臨的宏觀經濟形勢和勞動力市場狀況基本相似。具體分組情況可以直接向作者索取。統(tǒng)計每個樣本組內所有畢業(yè)生就業(yè)時間與畢業(yè)時間的差額，然后求出平均值，再計算每個畢業(yè)生就業(yè)、畢業(yè)時間差與平均值的差額，得到畢業(yè)生暫不就業(yè)持續(xù)時間的相對值。最后是控制變量。畢業(yè)生的工資收入和工作職位受很多因素影響，將畢業(yè)生個體特征、家庭特征和地區(qū)特征作為控制變量引入估計方程。其中，個體特征包括：年齡、性別、戶籍、政治面貌、自評健康狀況以及人力資本水平（英語水平、專業(yè)資格證書、受教育年限和高校類型）；家庭特征包括：家庭人均收入、父母受教育水平、父母是否處于管理崗位、提供信息或幫助的人數以及家庭社會地位等級；地區(qū)特征包括：人均GDP和市場化指數。

如表1 所示，首先，與“慢就業(yè)”樣本相比，及時就業(yè)樣本的工資收入更多、工作職位更高，初步反映了“慢就業(yè)”所造成的職業(yè)損失，一定程度上證明了假說1、假說2 和假說3。其次，兩組樣本相比，很多變量都存在顯著差別，比如：“慢就業(yè)”樣本的健康狀況更好，更有可能是211 或985 高校畢業(yè)生，父母的受教育水平更高，以及家庭社會地位更高；而中共黨員以及擁有更多專業(yè)資格證書的畢業(yè)生更傾向于及時就業(yè)。特別是，以擁有專業(yè)資格證書的數量為衡量指標，畢業(yè)生就業(yè)能力并沒有因為“慢就業(yè)”而有所提升，也初步驗證了假說2。最后，在地區(qū)特征方面，地區(qū)經濟發(fā)展和市場化水平越高，越有利于畢業(yè)生及時就業(yè)。這反映了宏觀經濟形勢和勞動力市場對畢業(yè)生就業(yè)的重要影響。所以，本文選擇差額指標來衡量解釋變量和被解釋變量，并采用工具變量法和Hausman-Taylor模型，預期能夠得到更為精確的實證檢驗結果。

表1 核心變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果。以畢業(yè)生的工資收入和工作職位作為被解釋變量，以“慢就業(yè)”持續(xù)時間作為解釋變量，本文采用工具變量法進行隨機效應模型估計，結果如表2 中列（1）至列（6）所示。依次加入控制變量，“慢就業(yè)”對畢業(yè)生工資收入都產生了負向影響，并且在5%的置信水平上顯著；同時，“慢就業(yè)”對畢業(yè)生工作職位也有抑制作用，且在1%的置信水平上顯著。另外，本文進行Hausman-Taylor估計，如表2 中列（7）和列（8）所示，“慢就業(yè)”也顯著降低了畢業(yè)生的工資收入和工作職位。假說1 和假說2 得到驗證，說明“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)產生了負面影響，顯著降低了畢業(yè)生的工資收入和工作職位。

表2 “慢就業(yè)”職業(yè)損失的回歸分析

（二）穩(wěn)健性檢驗。通過替換衡量指標、調整研究樣本和改變研究方法進行穩(wěn)健性估計。

1.替換衡量指標。先替換“慢就業(yè)”持續(xù)時間的衡量指標。按照前文指標設置，“慢就業(yè)”持續(xù)時間的衡量指標是，按照畢業(yè)生就業(yè)年份分組進而核算得出的暫不就業(yè)持續(xù)時間相對值。這在一定程度上消除了畢業(yè)生就業(yè)年份的宏觀經濟形勢和勞動力市場等因素影響，能充分體現畢業(yè)生基于個體特征和為找到合適工作而主動選擇暫不就業(yè)的持續(xù)時間。不過，畢業(yè)年份的宏觀經濟形勢和勞動力市場狀況也會影響畢業(yè)生“慢就業(yè)”決策，并作用于暫不就業(yè)持續(xù)時間。為此，根據畢業(yè)年份，本文重新對畢業(yè)生樣本進行分組，核算得出了畢業(yè)生暫不就業(yè)持續(xù)時間的相對值。相關估計結果如表3 所示，“慢就業(yè)”仍然明顯減少了畢業(yè)生的工資收入，同時也顯著降低了其工作職位。列（7）和列（8）采用Hausman-Taylor模型的估計結果顯示，“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的負面影響依然十分顯著。這都驗證了前文實證分析結果的穩(wěn)健性。再替換畢業(yè)生就業(yè)狀況的衡量指標。一般認為，畢業(yè)生就業(yè)狀況的衡量指標不僅包括工資收入和工作職位等外在成就，而且還應該包括內在的就業(yè)體驗，比如：工作勝任情況、工作內容可控性、可支配資源和社會貢獻感等。特別是，在激烈的市場競爭中，外在成就很容易受到宏觀經濟形勢和勞動力市場等因素影響，而內在的就業(yè)體驗更能反映個人就業(yè)狀況（羅英姿和陳爾東，2021）。所以，根據CLDS的問卷設置，采用“工作的自主程度”來衡量畢業(yè)生的就業(yè)體驗進而從側面反映其就業(yè)狀況，具體賦值方法是：“完全由他人決定”為1、“部分由自己決定”為2、“完全由自己決定”為3。估計結果如表4 所示，“慢就業(yè)”沒有改善畢業(yè)生的就業(yè)體驗，兩者之間呈現出顯著的負相關關系，由此也驗證了前文實證分析結論的穩(wěn)健性。

表3 替換“慢就業(yè)”衡量指標的穩(wěn)健性檢驗

表4 替換就業(yè)狀況衡量指標的穩(wěn)健性檢驗

2.調整研究樣本。先選擇城鎮(zhèn)戶籍畢業(yè)生作為研究對象?！奥蜆I(yè)”是畢業(yè)生的理性選擇，是為了匹配到合適工作而主動選擇暫不就業(yè)的狀態(tài)。與農村勞動力相比，城鎮(zhèn)戶籍勞動力的就業(yè)質量普遍較高，包括就業(yè)率、工資收入和人力資本水平等方面；同時，在表2 中戶籍類型對畢業(yè)生就業(yè)狀況也有正向影響。所以，相對于農村戶籍畢業(yè)生，城鎮(zhèn)戶籍畢業(yè)生很可能更傾向于選擇“慢就業(yè)”，以尋求高質量就業(yè)。本文篩選出城鎮(zhèn)戶籍畢業(yè)生作為研究對象，重新檢驗“慢就業(yè)”的影響。如表5 所示，無論是從工資收入還是從工作職位來看，“慢就業(yè)”都顯著降低了畢業(yè)生就業(yè)質量。而且，在列（7）和列（8）中，使用Hausman-Taylor模型進行相關估計，“慢就業(yè)”對畢業(yè)生工資收入和工作職位的影響仍然顯著為負值。接下來再選擇高人力資本水平畢業(yè)生作為研究對象。在前文理論分析中，人力資本水平較高的畢業(yè)生將面臨更大的技能積累損失和已有知識折舊以及由此所產生的優(yōu)勢積累效應，預期“慢就業(yè)”的負面影響更大。所以，本文篩選出在工作中需要較高知識和技能的畢業(yè)生作為研究對象，他們的人力資本水平相對更高，借此能夠充分體現“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的影響。根據CLDS的問卷設置，選擇“在工作中需要腦力思考的頻率”作為畢業(yè)生人力資本的衡量指標，賦值方法為：“從不”為1、“很少”為2、“有時”為3、“經?！睘?。選擇中位數以上的樣本作為高人力資本水平的畢業(yè)生，估計結果如表6 所示。與前文實證分析結果相似，在列（1）至列（6）中“慢就業(yè)”顯著降低了畢業(yè)生的工資和職位；同時，在列（7）和列（8）Hausman-Taylor估計中，“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的負面影響依然顯著。

表5 基于城鎮(zhèn)戶籍畢業(yè)生的穩(wěn)健性檢驗

表6 基于高人力資本水平畢業(yè)生的穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表6 基于高人力資本水平畢業(yè)生的穩(wěn)健性檢驗

3.改變研究方法。首先，就業(yè)意愿較低的畢業(yè)生只能獲得較低的工資和職位，同時也傾向于選擇消極“慢就業(yè)”（羅明忠等，2018；廉思，2021）。為了避免由此所產生的樣本選擇偏差，本文采用PSM模型重新進行相關估計。其次，前文選擇社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間來反映地區(qū)教育質量、勞動力市場狀況和“間隔年”項目建設等地區(qū)因素的影響，并將其作為畢業(yè)生“慢就業(yè)”行為的工具變量。那么，為了更好地反映宏觀地區(qū)因素的影響，本文選擇省級層面平均的“慢就業(yè)”持續(xù)時間作為工具變量，重新進行估計。最后，鑒于GMM方法不需要了解隨機誤差項的準確分布信息，允許隨機誤差項存在異方差和序列相關，所以在納入社區(qū)層面“慢就業(yè)”持續(xù)時間作為工具變量進行異方差工具變量估計時，采用了GMM方法。如表7 所示，三種估計結果均表明，“慢就業(yè)”顯著降低了畢業(yè)生的工資收入和工作崗位，同樣驗證了前文研究結論。

表7 改變研究方法的穩(wěn)健性檢驗

（三）機制檢驗。

1.畢業(yè)生的需求?供給匹配分析。根據個體?環(huán)境匹配理論，需求?供給匹配反映了畢業(yè)生就業(yè)期望的實現程度，包括是否充分發(fā)揮了個人優(yōu)勢和是否實現了個人價值等，集中體現為畢業(yè)生的工作滿意度（羅英姿和陳爾東，2021）。如果“慢就業(yè)”可以促進畢業(yè)生實現需求?供給匹配，相應地能夠增加畢業(yè)生的工作滿意度，那么他們的個人價值感、工作熱情和工作績效都會提高，最終將轉化為更高的工資收入和工作職位（Edwards，2007；王子成和楊偉國，2014）。基于CLDS的問卷設置，本文選擇“在工作中感到有價值”來反映畢業(yè)生的需求?供給匹配程度，賦值方法是：“從不”為1、“一年數次或更少”為2、“一月數次”為3、“一周數次”為4、“每天”為5。

本文采用中介效應模型檢驗了“慢就業(yè)”持續(xù)時間對畢業(yè)生工資收入和工作職位的影響。如表8 所示，第一步是基準模型回歸，列（1）和列（2）中“慢就業(yè)”持續(xù)時間降低了畢業(yè)生的工資和職位；第二步將解釋變量對中介變量進行回歸，列（3）中“慢就業(yè)”不利于畢業(yè)生“在工作中感到有價值”；第三步在基準模型中加入中介變量，列（4）和列（5）中“慢就業(yè)”持續(xù)時間的估計系數依然顯著為負，但絕對值明顯小于第一步的系數。這說明，“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)存在直接阻礙效應，同時“在工作中感到有價值”能夠在“慢就業(yè)”影響畢業(yè)生就業(yè)中發(fā)揮部分中介效應。這就驗證了假說1，即“慢就業(yè)”阻礙了畢業(yè)生實現需求?供給匹配，降低了其工資和職位。

表8 基于需求－供給匹配的“慢就業(yè)”影響分析

2.畢業(yè)生的要求?能力匹配分析?；贑LDS的問卷設置，“掌握目前的工作技能所需要時間”反映了工作崗位所要求職業(yè)技能的復雜程度。如果“慢就業(yè)”有利于提高畢業(yè)生就業(yè)能力，包括適用性職業(yè)技能和非認識能力等，借此畢業(yè)生增加了要求?能力匹配程度，可以從事更為復雜的工作，那么其工資收入和工作職位就會更高。因此，以“掌握目前的工作技能所需要時間”來衡量畢業(yè)生在勞動力市場上的就業(yè)能力大小，借此考察“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)能力進而對其要求?能力匹配和就業(yè)質量的決定作用，賦值方法為：“一天”為1、“幾天”為2、“大約一周”為3、“不到一個月”為4、“一個月到三個月”為5、“超過三個月不到一年”為6、“一年以上”為7 以及“三年以上”為8。

本文根據中介效應模型檢驗了“掌握目前的工作技能所需要時間”在“慢就業(yè)”與畢業(yè)生就業(yè)之間的中介效應。如表9 所示，第一步是基準模型回歸，列（1）和列（2）中“慢就業(yè)”持續(xù)時間降低了畢業(yè)生的工資收入和工作職位；第二步將解釋變量對中介變量進行回歸，列（3）中“慢就業(yè)”減少了畢業(yè)生“掌握目前的工作技能所需要時間”；第三步在基準模型中加入中介變量，列（4）和列（5）中“慢就業(yè)”持續(xù)時間的估計系數仍顯著為負，但其絕對值明顯小于第一步的系數。這說明，“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)存在直接阻礙效應，而“掌握目前的工作技能所需要時間”也在“慢就業(yè)”影響畢業(yè)生就業(yè)中發(fā)揮了部分中介效應。這證明了假說2，即“慢就業(yè)”阻礙了畢業(yè)生實現要求?能力匹配，降低了其工資和職位。

表9 基于要求－能力匹配的“慢就業(yè)”影響分析

五、進一步分析

（一）“慢就業(yè)”的滯后性影響。為了檢驗“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的長期滯后性影響，將研究樣本進行分組，分組標準類同于前文被解釋變量的指標設置：按照工齡大小，每3 年工齡期的畢業(yè)生樣本為一組。然后，采用Hausman-Taylor模型，分組估計每個樣本組內“慢就業(yè)”對畢業(yè)生工資收入和工作職位的影響，結果如表10 所示。從總體上看，“慢就業(yè)”顯著降低了畢業(yè)生整個職業(yè)生命周期內的工資收入，同時也阻礙了其職位晉升。假說3 得證，說明“慢就業(yè)”對畢業(yè)生長期職業(yè)發(fā)展產生了獨特的“記憶效應”，顯著降低了畢業(yè)生長期內的工資水平和工作職位。

表10 “慢就業(yè)”的滯后性影響

（二）異質性分析。

1.畢業(yè)生的就業(yè)意愿差異。按前文理論分析，就業(yè)意愿是畢業(yè)生“慢就業(yè)”的重要決定因素。如果畢業(yè)生的就業(yè)意愿較低，選擇了消極“慢就業(yè)”，將很難找到合適工作，進而需求?供給匹配程度和就業(yè)質量都較低。根據CLDS的問卷設置，“感知工作無趣的頻率”和“努力完成工作任務”反映了畢業(yè)生的工作主動性和積極性，能夠體現畢業(yè)生的就業(yè)意愿。①根據已有研究，如果畢業(yè)生的需求?供給匹配程度較高，必然表現為較高的就業(yè)意愿，比如：“感到工作充實有趣”（Edwards，2007）和“工作態(tài)度較為積極”等（羅英姿和陳爾東，2021）。所以，考慮到CLDS 的問卷設置，本文采用“感知工作無趣的頻率”和“努力完成每日應該做的工作任務”來反映畢業(yè)生的就業(yè)意愿，從側面體現畢業(yè)生的需求?供給匹配程度。其中，“感知工作無趣的頻率”的賦值方法是：“從不”為1、“一年數次或更少”為2、“一月數次”為3、“一周數次”為4、“每天”為5；“努力完成工作任務”的賦值方法是：“非常不同意”為1、“不同意”為2、“同意”為3、“非常同意”為4。以這兩項指標的中位數為標準，本文將畢業(yè)生樣本分為兩組，估計結果如表11 所示。當“感知工作無趣的頻率”較高和“努力完成工作任務”較小時，畢業(yè)生的就業(yè)意愿較低，那么無論是從工資收入還是從工作職位來看，“慢就業(yè)”都顯著降低了畢業(yè)生就業(yè)質量。這進一步驗證了前文有關需求?供給匹配的機理分析。

表11 基于就業(yè)意愿差異的“慢就業(yè)”影響分析

2.畢業(yè)生的就業(yè)能力差異。畢業(yè)生的職業(yè)技能越高，其培訓需求和培訓回報就越大，而優(yōu)勢積累效應也會更加突出。另外，如前文理論分析，畢業(yè)生在校所獲知識越多，將面臨更大的知識折舊，由此產生的優(yōu)勢積累效應也會更大。換言之，人力資本水平越高進而就業(yè)能力越強的畢業(yè)生，反而要承受更大的“慢就業(yè)”負面影響。

基于CLDS問卷設置，本文選擇“互聯(lián)網使用程度”來衡量畢業(yè)生的人力資本水平，采用“感知身心俱疲的頻率”來反映畢業(yè)生是否回應了工作任務要求，兩項指標都體現了畢業(yè)生的就業(yè)能力。其中，“互聯(lián)網使用程度”的賦值方法是：“從不”為1、“很少”為2、“有時”為3、“經?！睘?；“感知身心俱疲的頻率”的賦值方法是：“從不”為1、“一年數次或更少”為2、“一月數次”為3、“一周數次”為4、“每天”為5。以這兩項指標的中位數為標準，本文把畢業(yè)生樣本劃分為兩組，估計結果如表12 所示。當“互聯(lián)網使用程度”較高和“感知身心俱疲的頻率”較低時，畢業(yè)生的就業(yè)能力較高，“慢就業(yè)”顯著降低了畢業(yè)生的工資收入和工作職位。這也驗證了前文有關要求?能力匹配的機理分析。

表12 基于就業(yè)能力差異的“慢就業(yè)”影響分析

六、結論與建議

日益增多的“慢就業(yè)”現象普遍被視為高質量就業(yè)的具體表現，鮮有文獻分析“慢就業(yè)”所造成的職業(yè)損失。這容易夸大“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的促進作用，相對忽略了很多畢業(yè)生選擇消極“慢就業(yè)”以及“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)能力的抑制作用，從而有可能使“慢就業(yè)”成為畢業(yè)生高質量就業(yè)的障礙。為此，本文從工資收入和工作職位兩個方面論證“慢就業(yè)”對畢業(yè)生就業(yè)的負面影響，有利于全面認識各級各類畢業(yè)生的就業(yè)形勢和就業(yè)矛盾。

研究結果發(fā)現，“慢就業(yè)”阻礙了畢業(yè)生高質量就業(yè)，顯著降低了畢業(yè)生的工資收入和工作職位。進一步機制分析表明，很多畢業(yè)生的就業(yè)意愿較低，以此為基礎產生的消極“慢就業(yè)”降低了畢業(yè)生的需求?供給匹配程度；同時，“慢就業(yè)”在客觀上產生了“職業(yè)空檔期”，有礙于畢業(yè)生積累適用性職業(yè)技能，并將導致畢業(yè)生在校所獲知識的折舊，降低了畢業(yè)生的要求?能力匹配程度；而且，“慢就業(yè)”的負面影響具有滯后性，也限制了畢業(yè)生的長期職業(yè)發(fā)展，包括工資增長和職位晉升。基于CLDS數據，本文采用工具變量法和Hausman-Taylor估計等方法為此提供了經驗證據支持。

據此，為了促進各級各類畢業(yè)生及時就業(yè)和高質量就業(yè)，提出如下建議：第一，學校應加強畢業(yè)生就業(yè)服務，提高他們的就業(yè)能力和就業(yè)意愿。比如：幫助畢業(yè)生樹立科學的就業(yè)觀念，特別是針對消極“慢就業(yè)”群體，需要有效激發(fā)他們的就業(yè)意愿；引導畢業(yè)生深入了解各類職業(yè)和工作崗位，幫助他們實現需求?供給匹配；鼓勵學生參加各種課外實踐活動，增強畢業(yè)生綜合就業(yè)能力。第二，政府應發(fā)展高質量的“間隔年”計劃，增加畢業(yè)生的非認知能力。作為“慢就業(yè)”的正規(guī)替代形式，“間隔年”計劃可以為畢業(yè)生提供參加游學、公益、實習和實踐等機會，有利于對畢業(yè)生在非認知能力方面進行階段性賦能，提高他們的要求?能力匹配程度。要盡快搭建起相關的組織機構平臺，加強資金和政策支持，為“間隔年”計劃提供更多更有保障和更規(guī)范的高質量項目。第三，全社會應建立終身學習制度，助力畢業(yè)生的長期職業(yè)發(fā)展。知識創(chuàng)新必然會引發(fā)生產的持續(xù)變革，終身學習對于勞動力實現個體?環(huán)境匹配具有特殊的意義；要把在校學習、在職培訓和繼續(xù)教育等貫穿于畢業(yè)生的整個職業(yè)生命周期，以助力各級各類畢業(yè)生的長期職業(yè)發(fā)展。