【研究領(lǐng)域勞動經(jīng)濟學】(精)

1、2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異1【研究領(lǐng)域：勞動經(jīng)濟學】中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異內(nèi)容摘要勞動力市場上，失業(yè)持續(xù)時間是一個比失業(yè)發(fā)生率更重要的指標。本文利用2003年12月的調(diào)查數(shù)據(jù)分析了決定中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的決定因素，并加入了性別視角。女 性再就業(yè)機會比率僅僅是男性的54.56%,預(yù)期平均失業(yè)持續(xù)時間和預(yù)期中位時間分別為124.64和78.02個月，都接近于男性的2倍。教育水平、有6歲以下孩子、各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)比重、職業(yè)培訓(xùn)對女性有顯著正向影響而對男性的影響不顯著。工作經(jīng)驗和社會網(wǎng)絡(luò)工作搜尋手段對男性再就業(yè) 具有顯著正向影響，

2、而失業(yè)期間掙得、家庭財產(chǎn)和失業(yè)救濟金對男性有顯著負向影響，所有這些 因素對女性的影響都不顯著。關(guān)鍵詞失業(yè)持續(xù)時間再就業(yè)機會比率性別差異Gender Disparities of the unemployment duration in urban ChinaAbstractUn employme nt durati on is an eve n more importa nt in dicator tha n in cide nee rate in labormarket. This paper exam ines the in dividual-level determ inants of

3、un employme nt durati on in urba n China,using a survey con ducted in the Dec. 2003, and gen der an gle being con sidered. The re-employme nthazard ratio of femaleis only 54.56% of male. The expected mean duration and expected median durati onof females are 124.64 and 78.02 mon ths separately, n ear

4、ly as twice as males. Educati on, childre n aged under 6, the tertiary in dustry weight and job training have sig ni fica ntly positive effect on female, but having noeffect on male. Experienee and searching by social network effect males re-employment significantly andpositively, while earning duri

5、ng unemployment, family wealth and un employme nt ben efit sig ni fica ntly andn egatively, all of which have no effect on female.Key wordsun employme nt durati on;re-employme nt hazard ratio;gen der disparities一、問題的提出失業(yè)率是反映勞動力市場狀況的一個重要指標，但事實上，僅僅使用失業(yè)率一個概念并不能 有效地反映勞動力市場狀況。根據(jù)失業(yè)理論，我們知道，達到某一個既定的失業(yè)率，例如8%

6、勺途徑很多：其一是同樣的人全年始終失業(yè)，這時，失業(yè)發(fā)生率是低的，(所謂失業(yè)發(fā)生率是經(jīng)歷過任何失業(yè)的勞動力所占的比例)，但是，失業(yè)持續(xù)期(一次失業(yè)持續(xù)的時間長度)則相當長；保持8%失業(yè)率不變的另一條途徑是每月甚至每周的失業(yè)者都是完全不同的一組人，這時失業(yè)發(fā)生率很 高，但失業(yè)的持續(xù)期則非常短。通常，較高的失業(yè)發(fā)生率和較短的失業(yè)持續(xù)期被認為是勞動力市 場活躍的表現(xiàn)，而較低的發(fā)生率和較長的失業(yè)持續(xù)期則需要引起社會的高度重視，因為這意味著 有一部分人成為硬核(hard-core)失業(yè)者。研究決定失業(yè)持續(xù)時間因素的文獻很多，R.G.Ehrenberg& L.Oaxaca(AER, 1976)的文章

7、是最早對失業(yè)持續(xù)時間進行實證分析的文章之一，該文分析了 失業(yè)保險對失業(yè)持續(xù)時間和再就業(yè)工資的影響，發(fā)現(xiàn)失業(yè)救濟金在提高了失業(yè)持續(xù)時間的同時， 也提高了再就業(yè)后的工資。S.Nickell(Econometrica, 1979)構(gòu)建了具有邏輯曲線(logit)形式的機會函數(shù)，并在機會函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)建了離散的似然方程，估計出不同的個人特征對失業(yè) 者再就業(yè)的概率的影響，并估算出了失業(yè)持續(xù)時間。在這篇文章中，尼克爾也考察了失業(yè)救濟金 對再就業(yè)概率的影響，發(fā)現(xiàn)在失業(yè)持續(xù)時間不超過20周時，失業(yè)救濟金會降低再就業(yè)概率，而在失業(yè)持續(xù)時間超過20周以后，失業(yè)救濟金會提高再就業(yè)概率。Tony Lan caster

8、( Eco nometrica,1979)不僅提供了一種持續(xù)數(shù)據(jù)模型的估計方法還分析了遺漏變量對模型估計所造成的影響，并提出了具體解決方案。W. Nare ndran atha n; S. Nickell; J. Stern(EJ,1985)則假設(shè)機會函數(shù)服從威布爾分布，并利用英國1978年的數(shù)據(jù)進行了實證分析，得到2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異2的結(jié)果是機會比率不隨著失業(yè)持續(xù)時間的變化而變化，在本文中，作者還估計了失業(yè)持續(xù)時間對 失業(yè)救濟金變化的彈性，發(fā)現(xiàn)失業(yè)救濟金確實提高了失業(yè)持續(xù)時間。Bruce D.Meyer (Eco no metrica,

9、1990)則利用半?yún)?shù)估計方法分析了決定失業(yè)持續(xù)時間的因素，發(fā)現(xiàn)失業(yè)保險提高了失業(yè)持續(xù)時 間。以上文獻為分析失業(yè)持續(xù)時間問題，特別是失業(yè)救濟金(或者失業(yè)保險)對失業(yè)持續(xù)時間的 影響提供了理論和實證分析的框架，但缺點是所有文獻都沒有加入性別視角。1993年，中國政府提出建立現(xiàn)代企業(yè)制度，國有企業(yè)在法律上擁有了用人自主權(quán)，利潤逐步 成為企業(yè)追逐的目標， 從而失業(yè)問題開始顯性化。1997年，中國政府提出了國有企業(yè)“三年脫困”的目標，國有企業(yè)冗員嚴重的事實進一步暴露，失業(yè)問題進一步顯性化。2003年，中國勞動力總數(shù)達到7.4億，相當于所有發(fā)達國家勞動力資源的總和。在這個龐大的勞動力隊伍中，失業(yè)者的 絕

10、對數(shù)量也非常高，據(jù)統(tǒng)計，在2003年，全國城鎮(zhèn)下崗失業(yè)人員高達1400萬人，城鎮(zhèn)新成長勞動力1000萬人。隨著農(nóng)民進城務(wù)工體制性障礙的減少，進城打工的農(nóng)民會進一步增多，截至到2003年年底，農(nóng)民工的數(shù)量已經(jīng)超過9700萬人(經(jīng)濟日報2004年3月13日，第五版)。可以說，在21世紀，中國政府面臨的最大挑戰(zhàn)就是解決失業(yè)問題，2003年，十六屆三中全會明確提出“要把擴大就業(yè)放在經(jīng)濟社會發(fā)展更加突出的位置”；而溫家寶總理在2004年的第十屆全國人民代表大會第二次會議上提出“千方百計增加就業(yè)是政府的重要職責”，并且提出了2004年的預(yù)期就業(yè)目標是“新增城鎮(zhèn)就業(yè)900萬人，下崗失業(yè)人員再就業(yè)500萬人”

11、，這說明日益嚴重的城鎮(zhèn)失業(yè) 問題已經(jīng)引起黨和國家的高度重視。學術(shù)界對中國城鎮(zhèn)失業(yè)持續(xù)時間問題進行研究的文獻還不是很多，Simon Appleto n, Joh nKn ight, Li na So ng and Qi ngjie Xia(July 2001)是最先對中國城鎮(zhèn)失業(yè)持續(xù)時間問題進行定量研究的學者，他們使用正態(tài)二元選擇模型(probit model)估計了失業(yè)的概率，發(fā)現(xiàn)女性、教育程度低、技能水平低、在城市集體企業(yè)工作的人失業(yè)的可能性高；然后利用成比例機會函數(shù)和半 參數(shù)估計的方法估計出機會比率，發(fā)現(xiàn)老人、身體狀況不佳者、教育程度低以及女性的失業(yè)持續(xù) 時間較長。李實、趙耀輝、韓莉(20

12、01)在中國經(jīng)濟重組中的失業(yè)和再就業(yè)一文中，緊密結(jié)合中國改革開放的實際，特別是20世紀90年代中期以來國有企業(yè)大量工人下崗的事實，利用正態(tài)二元選擇模型著重分析了決定失業(yè)和再就業(yè)的因素，在分析決定失業(yè)的因素時，作者除了考慮 了個人特征以外，還考慮了行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)和地區(qū)的因素。在分析決定再就業(yè)的因素時，作者考 慮了個人特征、家庭特征、職業(yè)和失業(yè)時間等因素。文中的結(jié)果是男性失業(yè)的概率比女性低10.47%,而再就業(yè)概率比女性高10% J.奈特和李實(2002)則利用匹配(matchi ng)的方法分析了再就業(yè)概率隨時間的變化情況，發(fā)現(xiàn)隨著時間的延長，再就業(yè)概率上升；該文中，作者還分析了失業(yè) 持續(xù)時間對

13、中國城鎮(zhèn)再就業(yè)工人收入的影響，發(fā)現(xiàn)在其它條件相同的情況下，實現(xiàn)再就業(yè)的男性 工資比女性高，總體上失業(yè)持續(xù)時間與再就業(yè)工資呈反向變動關(guān)系。以上有關(guān)文獻對中國勞動力 市場失業(yè)持續(xù)時間的分析是開創(chuàng)性的，并且在分析中都考慮了性別因素，但缺點是或者沒有加入 失業(yè)救濟金、職業(yè)培訓(xùn)等政策變量進行深入分析，從而政策含義就弱化了。本文試圖在工作搜尋理論和持續(xù)數(shù)據(jù)模型的基礎(chǔ)上，引入失業(yè)救濟金和職業(yè)培訓(xùn)等政策變量，并加入性別視角來分析決定失業(yè)持續(xù)時間的因素，重點考察不同性別的失業(yè)者對失業(yè)救濟金和職 業(yè)培訓(xùn)等政策變量的不同反應(yīng)。本文的結(jié)構(gòu)大致如下：第二部分是理論框架與假說，第三部分是 數(shù)據(jù)與計量方法，第四部分是失業(yè)持

14、續(xù)時間的性別差異分析，第五部分是結(jié)論。二、理論框架與假說估算失業(yè)者的失業(yè)持續(xù)時間是一個非常重要的理論問題。也是一個重要的實證問題，因為失 業(yè)持續(xù)時間不僅能夠反映一個國家或者地區(qū)的勞動力市場效率，還能夠反映失業(yè)者的痛苦程度。 甄別決定不同失業(yè)者失業(yè)持續(xù)時間變動的因素也非常重要，因為這關(guān)系到一個國家對失業(yè)者福利 政策的設(shè)計。由于目前尚處于失業(yè)狀態(tài)的失業(yè)者的失業(yè)持續(xù)時間存在右截斷問題，計量上把失業(yè)持續(xù)時間估計問題轉(zhuǎn)化為估計失業(yè)者脫離失業(yè)狀態(tài)的條件概率，即機會函數(shù)h(t)dt，h(t)dt是失2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異3業(yè)者個體i在失業(yè)持續(xù)時間已經(jīng)持續(xù)了

15、t期之后，在時期(t,t dt)內(nèi)脫離失業(yè)狀態(tài)的概率。 該失業(yè)概率取決于：第一，失業(yè)者個體在(t,t dt)時期內(nèi)得到工作機會的概率；第二，這樣的一個工作機會被失業(yè)者接受的概率。給定工資的分布函數(shù)，失業(yè)者得到工作機會的概率首先與勞動力需求水平有關(guān)，例如，(1)勞動力所在地區(qū)的經(jīng)濟增長速度，根據(jù)奧肯定率，經(jīng)濟每增長3個百分點，失業(yè)率就下降約1個百分點，但在中國，由于隨著改革的進行，隱性失業(yè)逐步顯性化，所以，伴隨著經(jīng)濟增長，失業(yè) 者再就業(yè)的增加可能就不會象奧肯定率所說的那樣明顯。(2)一個地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，整體而言，第三產(chǎn)業(yè)的勞動力集中程度較高，所以如果一個地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)比例較高，那么，勞動力的就業(yè)問

16、 題就相對容易解決。勞動者得到工作機會的概率除了與國家和地區(qū)的宏觀經(jīng)濟形勢有關(guān)之外，還 與勞動者的個人特征有著密切聯(lián)系，因為即使是在宏觀就業(yè)形勢非常嚴峻的條件下，也總有人不 失業(yè)，有人更容易失業(yè)，這些個人特征包括工作經(jīng)驗、教育程度、健康狀況以及職業(yè)培訓(xùn)等。勞 動力的需求者在考慮是否錄用員工、錄用什么類型的員工時，出發(fā)點是利潤最大化，利潤最大化的條件是mpmuw，其中，mp是勞動力的邊際產(chǎn)量， 是勞動力市場效率的衡量標準；mrQ是勞動力所生產(chǎn)產(chǎn)品的邊際收益；w是勞動力工資，在產(chǎn)品的邊際產(chǎn)量mrQ和勞動力的工資w既定時，勞動力的生產(chǎn)效率，即邊際產(chǎn)量mp越高，企業(yè)或者用人單位越愿意雇傭員工。在確定勞

17、動者得到工作機會的概率時，個人特征之所以很重要，就在于勞動力市場上存在著嚴重的信息不 對稱，勞動力需求者無法確切知道每一個勞動力的生產(chǎn)效率，所以只能通過勞動力的某些個人特征來判斷。從純粹的理論角度來分析，只要勞動力的邊際產(chǎn)量mpL大于0,勞動力的需求方都可以給予勞動者相應(yīng)的工資水平而使其就業(yè)，但在現(xiàn)實中，由于平等、習俗、最低工資法、道德以 及勞動力的生產(chǎn)效率難以衡量等因素導(dǎo)致勞動力需求者不可能對于某個特定的工作崗位而給予不 同求職者以不同的工資水平，所以勞動力需求方所制定的工資往往與工作崗位有關(guān)而與申請者無 關(guān)。勞動力需求方在雇傭勞動力時只能根據(jù)勞動力的個人特征來判斷，如果勞動力需求方認為該

18、勞動力的邊際生產(chǎn)率能夠補償所支付的工資，該勞動力就能夠獲得工作機會，否則，就不會得到 該工作機會。無論是從理論還是從實證的角度來看，確定勞動力接受工作的概率更難一些。工作搜尋理論(起始于Stigler,1962)從追求效用最大化的理性人行為分析出發(fā)，提供了勞動力接受某項工作 概率的思路。工作搜尋理論假設(shè)失業(yè)者在勞動力市場上面臨著一系列可能的工資，但是，他不能 確切地知道哪一個工資水平會成為現(xiàn)實，這不是說該失業(yè)者沒有意識到勞動力市場上有一系列潛 在的不同工資，而是說他不知道他在什么時候能夠才能找到這些工作。失業(yè)者搜尋工作的途徑包 括自己挨家挨戶地找工作，也包括通過社會關(guān)系獲得就業(yè)信息，還包括利用

19、市場或者政府提供的 信息網(wǎng)絡(luò)，例如職業(yè)中心、報紙、網(wǎng)絡(luò)等。失業(yè)者進行搜尋要花費成本，但同時獲得預(yù)期搜尋收 益，搜尋中止條件是需求者支付的工資水平高于保留工資，否則，搜尋將要持續(xù)下去。假設(shè)(w)表示搜尋者搜尋范圍內(nèi)工資分布的密度函數(shù)，工資的期望值為w；假設(shè)qt(x,tr,占)是w在時期t搜尋者得到工作機會的概率，其中，x是一個向量，表示需求特征和搜尋者的個人特征。tr表示是否參加職業(yè)培訓(xùn)，參加職業(yè)培訓(xùn)取值為1,未參加職業(yè)培訓(xùn)取值為0,在再就業(yè)調(diào)查的2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異41008個樣本中，有217人參加了職業(yè)培訓(xùn)，占到再就業(yè)人口的21.53%，

20、平均培訓(xùn)時間為5.59個 月；在失業(yè)調(diào)查的1565個樣本中，有189人參加了職業(yè)培訓(xùn)，占到失業(yè)人口的12.08%，平均培 訓(xùn)時間為7.87個月。理論認為，職業(yè)培訓(xùn)能夠提高失業(yè)者的人力資本水平，從而失業(yè)者得到工作Wg(x,tr,)機會的概率就會提高，即:w0?？紤]工資水平對獲得工作機會概率的影響，在其他ctr條件不變的情況下，工資水平w比平均工資水平高得越多，競爭越激烈，所以得到高工資工作機w的(X,tr,二)會的概率就越低，用公式表示為w:：:0。dw再考慮失業(yè)者接受工作的概率，假設(shè)失業(yè)者在失業(yè)期間每月得到的失業(yè)救濟金為bt，失業(yè)期間的其他月收入為yt，在實現(xiàn)就業(yè)之后，失業(yè)救濟金和其他月收入為

21、0,那么，對于就業(yè)者來說,(btyt)就是失業(yè)者再就業(yè)的機會成本；如果失業(yè)者能夠獲得w工資水平的就業(yè)機會而沒有就業(yè)，那么繼續(xù)保持失業(yè)狀態(tài)的機會成本就是w。工作搜尋理論是以理性人的效用最大化作為分析問題的起點的，假設(shè)失業(yè)者在就業(yè)后以 *作為其收入流，則該勞動者所獲得的間接效用函數(shù)為：:罟，其中，U()為間接效用函數(shù)，是w，的增函數(shù)。假設(shè)失業(yè)者在失業(yè)期間的收入、獲得工作的概率、以及個人特征都不變，并假設(shè)失業(yè)者以保 留工資的水平接受了工作機會且可以工作無限期，則保留工資滿足下式：U(Wr)-U(l?)U (w) -U (Wr) q(X,tr ,w)(w)dw, (1)Ww在式(1)中，等式的左邊是以

22、效用函數(shù)形式表示的失業(yè)者以保留工資水平接受工作的邊際收 益，等式的右邊是以效用函數(shù)形式表示的接受工作的邊際成本，即拒絕現(xiàn)有工作機會而繼續(xù)搜尋 所能夠獲得的預(yù)期凈收益。從式(1)不難知道，脫離失業(yè)的概率h()q(x,tr,w) (w)dw。(2)昵w如果我們假設(shè)，所有的變量X都調(diào)整到與獲得工作的概率成正向變動關(guān)系，并假設(shè)X和w的分布是獨立的，那么，q(x,tr,蘭)=q/x,tr)q2(w)。我們還知道，保留工資和脫離失業(yè)的概率都ww與工資的分布有關(guān)，為了簡單起見，我們把工資的分布以工資的期望值來表示。這樣，在一個簡單的靜態(tài)模型中，我們就可以從(1)和(2)式得出失業(yè)者脫離失業(yè)的概率與影響因素之

23、間的關(guān) 系：同理，根據(jù)(1)和(2)，保留工資與影響因素的關(guān)系可以表述為:h二h q1(x,tr),(3)(4(42004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異5Wr=Wr b?,qi（x）, tr , w。（4）（出（書（+從以上的分析中可以得出以下假說：第一，從（1）式可知，失業(yè)救濟金以及失業(yè)者在失業(yè)期間所獲得的收入（b yt） =!?越高，以保留工資接受現(xiàn)有工作機會所獲得的收益就越低，為了實現(xiàn)效用最大化，必須保證（1）式成立，失業(yè)者的保留工資wr就會提高，從而失業(yè)者脫離失業(yè)的概率 下降。第二，從（3）式和（4）式可見，在其他條件相同的情況下，職業(yè)培訓(xùn)tr既能夠

24、提高失業(yè)者獲得工作的概率，也會提高失業(yè)者的保留工資，而前者使得失業(yè)者脫離失業(yè)的概率提高，后者 使得失業(yè)者接受工作機會的概率降低從而使得失業(yè)者脫離失業(yè)的概率下降。最終，職業(yè)培訓(xùn)對失 業(yè)者脫離失業(yè)概率的影響取決于兩種作用的比較，如果前者大于后者，說明職業(yè)培訓(xùn)對改善就業(yè) 是起作用的，否則，職業(yè)培訓(xùn)對改善就業(yè)不起作用。需要說明的是由于不同性別的失業(yè)者對職業(yè) 培訓(xùn)的期望值可能不同，從而引起的保留工資的提高幅度也不相同，在職業(yè)培訓(xùn)所增加的人力資 本相同的條件下，市場上所表現(xiàn)出來的職業(yè)培訓(xùn)效果就有很大的性別差異。失業(yè)者脫離失業(yè)的概率由失業(yè)者獲得工作機會的概率和失業(yè)者接受工作機會的概率共同決 定，然而，決定這

25、兩個概率的因素除了失業(yè)救濟金和職業(yè)培訓(xùn)等政策因素以外，還受其他因素的 影響，例如失業(yè)者的個人特征、家庭特征以及市場需求特征等，為了準確考察失業(yè)救濟金和職業(yè) 培訓(xùn)對失業(yè)者再就業(yè)行為的影響，我們必須對這些因素加以控制。三、數(shù)據(jù)與計量方法本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局城市社會經(jīng)濟調(diào)查總隊于2003年11月中旬至2003年12月5日進行的城鎮(zhèn)居民再就業(yè)狀況調(diào)查和城鎮(zhèn)居民失業(yè)狀況調(diào)查：城鎮(zhèn)居民再就業(yè)狀況調(diào)查的調(diào)查對象是近3年有過失業(yè)經(jīng)歷，但目前已經(jīng)再就業(yè)的人員，樣本為1008個；城鎮(zhèn)居民失業(yè)狀況調(diào)查的調(diào)查對象是目前尚處于失業(yè)狀態(tài)的人員，樣本數(shù)為1565個。樣本的抽取方法是在中國的六大經(jīng)濟區(qū)中隨機抽

26、取17個省市，分別為北京市、天津市、河北省、山西省、遼寧省、吉林省、黑龍江省、江蘇省、安徽省、河南省、廣東省、湖北省、重慶市、四川省、云南 省、貴州省、甘肅省。除了北京、天津、重慶3個直轄市以外，其它每個省份都按照大、中、小分層抽樣原則分別抽取3個城市，加上3個直轄市，一共調(diào)查了45個城市，這45個城市的調(diào)查 對象是在冊的城市住戶調(diào)查戶（UHS。本項專業(yè)調(diào)查所獲得的指標，除了再就業(yè)者和失業(yè)者的失業(yè)持續(xù)時間以外，還包括以下幾類：一是失業(yè)者的個人人口特征，例如年齡、性別、教育程度、 身體健康狀況、婚姻狀況、參加的黨派類型、享受何種醫(yī)療保健、工作搜尋途徑以及失業(yè)前的收 入等；二是再就業(yè)者和失業(yè)者的職

27、業(yè)、行業(yè)特征，例如被調(diào)查者失業(yè)前所從事的職業(yè)類型、職業(yè) 性質(zhì)、所屬行業(yè)、所屬企業(yè)的所有制性質(zhì)以及離開原有單位的原因等；三是被調(diào)查對象的家庭特 征，例如家庭成員的年齡、受教育程度、就業(yè)情況、所屬職業(yè)、行業(yè)以及收入等；四是被調(diào)查者 的職業(yè)培訓(xùn)狀況和社會救濟收入等。在2573個調(diào)查樣本中，失業(yè)持續(xù)時間為0的有42個，失業(yè)持續(xù)時間缺失的有61人，失業(yè)持續(xù)時間異常長，超過10年的有61人，本文之所以把10年作為一個分界線，是因為中國的國有企業(yè)改革始于1993年，也就是說，在1993年，中共中央做出了建立現(xiàn)代企業(yè)制度的決定，這時，企業(yè)才擁有了部分用工自主權(quán)，失業(yè)問題也由此而顯性化。扣 除這164個樣本，剩

28、余2409個樣本，在2409個樣本中，實現(xiàn)再就業(yè)的有972人，占總樣本的40.35%, 尚處于失業(yè)狀態(tài)的有1437人，占59.65%。在有關(guān)失業(yè)、再就業(yè)專項調(diào)查數(shù)據(jù)中，失業(yè)者在失業(yè)期間收入有明顯區(qū)分，一部分是失業(yè)救 濟金，一部分是失業(yè)期間的打工收入，而在再就業(yè)專項調(diào)查中，失業(yè)期間收入只有失業(yè)救濟金和 失業(yè)期間打工收入的加總數(shù)據(jù)，再就業(yè)者在失業(yè)期間的失業(yè)救濟金數(shù)據(jù)根據(jù)失業(yè)者的數(shù)據(jù)推斷而得。為了反映失業(yè)者的宏觀需求環(huán)境，文章引入了 3 3 個變量失業(yè)率、各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)比重 和地區(qū)經(jīng)2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異6濟增長率。鑒于中國政府所公布的城鎮(zhèn)登記失業(yè)

29、率的局限性，本文推算了分省失業(yè) 率，計算方法如下：根據(jù) 1717 個省、市中的 4545 個城市的住戶調(diào)查(UHSUHS 個人資料，一共 4578945789 個樣本，剔除 1616 歲以下以及 1 16 6歲以上的在校學生和準備升學者、離退休人員、喪失勞動能力者、家 務(wù)勞動者和其他非就業(yè)者后，勞動力人口為1857618576 人。定義上個月勞動時間不足 4 4 個小時者為失業(yè)，上個月勞動時間超過或者等于 4 4 小時為就業(yè)，根據(jù)這個定義，全國的平均失業(yè)率為10.26%10.26%。各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)比重和地區(qū)經(jīng)濟增長率計算到市，數(shù)據(jù)來源于20032003 年中國統(tǒng)計年鑒和中國城市統(tǒng)計年鑒。接下來

30、，我們對中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口特征進行描述性統(tǒng)計分析。表 1 1 反映了中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口的失業(yè)持續(xù)時間和性別分布，我們發(fā)現(xiàn)在男性16-60歲，女性16-50歲的勞動力人口有17518人，其中，男性人口為9892人，所占比例為56.47%;而近三年有過失業(yè)經(jīng)歷的人群中，男性僅占40.85%，遠遠低于勞動力人口中男性所占的比例。不僅如此，在近三年有過失業(yè)經(jīng)歷的人群中， 已經(jīng)實現(xiàn)再就業(yè)的男性比例為43.42%,又高于近三年有過失業(yè)經(jīng)歷人群中男性的比例，相對應(yīng)地，尚處于失業(yè)狀態(tài)的人群中男性比例為39.14%,低于近三年有過失業(yè)經(jīng)歷人群中男性的比例。從平均的失業(yè)持續(xù)時間來看，在近三年有過失業(yè)經(jīng)歷的范圍內(nèi)，男性

31、的平均失業(yè)持續(xù)時間比女性低5.81個月，再就業(yè)者中，男性的平均失業(yè)持續(xù)時間比女性低4.33個月，在目前依然處于失業(yè)狀態(tài)的人群中，男性平均失業(yè)持續(xù)時間比女性低6.24個月。以上的比較說明，女性比男性的失業(yè)概率更高， 失業(yè)持續(xù)時間更長。表 1中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口的失業(yè)持續(xù)時間和性別分布,2003* *樣本勞動力人口(1)(1)*近三年有過失業(yè)經(jīng)*再就業(yè)者(3)*正在失業(yè)者(4)歷者(2)男女男女男女男女百分比(%)56.4743.5340.8559.1143.4256.5839.1460.86分性別失業(yè)-18.8024.6114.9814.9819.3121.6627.94持續(xù)時間#(21.06)(2

32、5.63)(18.58(18.58) )(21.66)(22.34)(27.33)(月)(uncompleted)(uncompleted)觀測值989276269841424422550562874*數(shù)據(jù)來源于 2003 年的城市住戶調(diào)查(UHS，在(1 )中，失業(yè)的定義是在上一個月內(nèi)有酬工作時間不超過4 個小時；*數(shù)據(jù)來源于 2003 年城鎮(zhèn)居民失業(yè)、再就業(yè)專項調(diào)查，在專項調(diào)查中，失業(yè)被定義為上一周的有酬工作時間不超過 1 小時。所有數(shù)據(jù)包含的樣本的年齡區(qū)間是，男性 16- 60 歲，女性 16-50 歲；#括號內(nèi)數(shù)字為標準差。表 2 2 是從另一個角度說明女性在勞動力市場上的劣勢，在 2

33、4092409 個有效樣本中，平均而言，再就業(yè)者所占比例為 40.35%40.35%，而在有過失業(yè)經(jīng)歷的女性群體中，再就業(yè)比例僅為38.63%38.63%，低于平均水平近 2 2 個百分點，與此相對照，在有過失業(yè)經(jīng)歷所男性群體中，再就業(yè)比例僅為 42.89%42.89%，高于平均水平 2 2 個百分點以上。表 2 分性別的再就業(yè)、失業(yè)分布推斷過程如下，首先利用當前依然處于失業(yè)狀態(tài)的失業(yè)者數(shù)據(jù)得到失業(yè)救濟金方程，然后進行預(yù)測推斷。主要的 解釋變量包括個人特征，失業(yè)前所屬企業(yè)、行業(yè)性質(zhì)，失業(yè)前職業(yè)性質(zhì)和職業(yè)類型，失業(yè)原因，工作搜尋途徑和地 區(qū)虛擬變量等。2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)

34、失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異7指標近三年有過失業(yè)經(jīng)歷者再就業(yè)者正在失業(yè)者樣本數(shù)24099721437分就業(yè)狀況所占百分比（）10040.3559.65女性百分比（）#100(1424)38.62(550)61.38(874)男性百分比（）100(984)42.89(422)57.11(562)#括號內(nèi)數(shù)字為樣本數(shù)。表1和表2直觀地說明了女性在勞動力市場上所處的不利地位，但是我們并無法知道這種不利地位究竟是由女性失業(yè)者個體的人力資本差異引起的還是由性別差異引起的，表3則分性別列舉了失業(yè)者的個人特征和家庭特征。從表3中可以看出，在個人人力資本特征方面，與女性失業(yè)者相比，男性失業(yè)者的平均受教育年限

35、低近1個月，平均年齡高1.69歲。在個人和家庭收入方面，男性在失業(yè)前平均月收入比女性高出147.52元，男性的其他家庭成員月工資和經(jīng)營收入比女性低300多元，而男性的家庭月財產(chǎn)收入要比女性高出100多元，失業(yè)期間，男性的月失業(yè)救濟金和月掙得收入分別高出女性4.53元和76.17元，這說明平均而言，男性是主要的家庭收入來源，且是家庭財 產(chǎn)的支配者，這說明失業(yè)者女性在勞動力市場上是弱勢群體中的弱勢群體，更需要社會的關(guān)注。從表3中的離散型變量特征來看，男性失業(yè)者中黨員的比例更高，參加職業(yè)培訓(xùn)的比例更低，有孩子的比例更低。表 3 近 3 年失業(yè)經(jīng)歷者的個人特征和人力資本的性別差異男性女性男性與女性的平

36、均差距連續(xù)性變量平均值標準差平均值標準差教育年限111.162.3211.242.14-0.08年齡240.6210.7938.937.961.69失業(yè)前月收入（元）696.77479.96549.25302.94147.52其他家庭成員月工資和經(jīng)648.75789.53983.14788.07-334.39營收入（元）家庭月財產(chǎn)收入（元）337.44666.44243.79699.26113.65月失業(yè)救濟金（元）73.9559.6869.4255.194.53失業(yè)期間月掙得收入（元）219.91432.55143.45315.1676.17離散性變量黨員13.210.348.150.275

37、.06已婚77.720.4288.050.32-10.33健康87.070.3488.120.32-1.05參加職業(yè)培訓(xùn)15.140.3616.780.37-1.64主要依靠親戚朋友作為尋42.7843.47-0.69找工作手段的比重7有6周歲（包括6周歲）41.672.2272.330.26-30.66以下孩子的比例有6歲以上孩子的比例47.360.5058.990.49-11.631.1.這里的教育年限為連續(xù)變量，小學及其以下為6 6，初中=9 9,高中（中專、技校）=1212,大專=1515，大學=16,16,研究生=19;19;2.2.這里的年齡指周歲；3.3.黨員是指是否為共產(chǎn)黨員；

38、4.4.已婚是指目前有配偶；5.5.健康是指身體健康狀況至少和正常人一樣好； 6.6.這里的職業(yè)培訓(xùn)可 以是政府組織的，也可以是市場提供的； 7.7.工作搜尋途徑是指對尋找工作有幫助的途徑，包括政府、市場中介、親戚朋友、自己和其它。本文將利用持續(xù)數(shù)據(jù)模型對失業(yè)者脫離失業(yè)的條件概率，即機會函數(shù)進行估計，在估計的方程2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異8中，因變量即為機會函數(shù)，自變量包括：(1)b:失業(yè)救濟金；(2)tr:職業(yè)培訓(xùn)時間；這兩個政策變量是本文分析的重要變量。(3)x:包括失業(yè)者個人特征、失業(yè)者的家庭特征和勞動力市場的需求特征。假設(shè)機會函數(shù)為hXj

39、(t),t，根據(jù)機會函數(shù)的定義有:Prob(t t)_ fi(t)dt= 1-Fi(t)-J=-審1。91 -Fi(t)dt。上式中，Xi(t)包括失業(yè)者個人特征、家庭特征、勞動力市場需求特征、失業(yè)救濟金、職業(yè)培訓(xùn)等政策變量；fi(t)為第i個失業(yè)者失業(yè)持續(xù)時間的密度函數(shù)，；Fi(t)為失業(yè)持續(xù)時間的分布函數(shù)，也稱為失敗函數(shù)(failure function)。由此機會函數(shù)的定義式可以得到:S(t)=1-Fi(t)二exp-0hXi(t),tdJ，fi(t)二hXi(t),texp：hXi(t),tdt?；積分機會函數(shù)(integrated hazard function),也被稱為累積機會函

40、數(shù)(cumulative function)，在實際應(yīng)用中是一個有用的指標，但它沒有一個直觀的經(jīng)濟解釋，而且積分機會函數(shù)不是一個概率。積分機會函數(shù)的定義式是：上(t) =0h(u)du。d ln S(t)dt由積分機會函數(shù)的定義式和機會函數(shù)與生存函數(shù)的關(guān)系式可以得到下式:上(t) - - In S(t)，或者S(t)二ee?？梢?，只要知道了機會函數(shù)，其它函數(shù)就都可以求出了。為了找出合適的機會函數(shù)的分布形 式，本文首先利用非參數(shù)估計方法畫出Nels on-Aale n累積機會函數(shù)，見圖1、圖2。圖 1 Nelson-Aalen 累積機會函數(shù)而機會函數(shù)與生存函數(shù)的關(guān)系:h(t) =2004 年中國

41、經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異9積分機會函數(shù)或者累積機會函數(shù)的斜率為機會函數(shù)，從圖1和圖2可見，機會函數(shù)隨著失業(yè)持續(xù)時間的增加而下降，但下降的速度是遞減的。這樣，我們就可以假設(shè)失業(yè)持續(xù)時間服從威布 爾(Weibull)分布，機會函數(shù)為：OOOO 2 200.100.1OO 2052052OOOO O O002002 COCO 2 2 OOOO 1 1 OOOO 11 0505 nunu OOOO o oNels on-Aale n cumulative hazard estimates, by gen der2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持

42、續(xù)時間的性別差異10hXi(t),t二expX(t)：t：，：0。根據(jù)機會函數(shù)與生存函數(shù)、密度函數(shù)之間的關(guān)系，有:生存函數(shù)S(t) =1 - Fi(t) =expexp(Xi(t)爭)已。失業(yè)持續(xù)時間的概率密度函數(shù)(t)二:.expXj(t廠，其中，一：是變量Xi(t)所對應(yīng)的系數(shù)，:是時間依存系數(shù)。在失業(yè)持續(xù)時間決定因素的分析中，知道失業(yè)者再就業(yè)的概率隨時間的變化趨勢很重要，這 在持續(xù)數(shù)據(jù)模型中被稱為持續(xù)時間依賴趨勢，用公式表示為機會函數(shù)對時間t求導(dǎo)：山(t)二(二，其中，二exp(Xi ) 0 0.:t可見，如果機會函數(shù)為威布爾形式，則當:.1時，空。.0，機會函數(shù)具有正向的持續(xù)時盤間依賴

43、，說明失業(yè)者脫離失業(yè)的條件概率隨著失業(yè)持續(xù)時間的延長而上升。當:1時，走|z|Haz.RatioStd.Err.P|z|性別*.5456399.04440550.000.5685041.04609740.000年齡1.284872.05778630.0001.278939.05726030.000年齡平方.9969621.00055960.000.9970305.00055810.000教育水平1.098664.01958030.0001.090258.01952150.000健康狀況*2.084992.28759920.0001.986229.27408480.000黨派*1.922516.

44、20874090.0001.832121.19978570.000失業(yè)前月收入.9993067.00014290.000.9993273.00014190.000失業(yè)期間掙得.9995027.0001670.003.9994597.00016770.0012004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異116 6 歲以下孩子* *1.419439.22564840.0281.419274.225760.0286 6-1818 歲孩子* *1.178281.10646730.0691.164967.10502760.0902004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)

45、人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異12家庭其他成員失業(yè)狀況*.081933.04125530.000.0868239.04371040.000其他成員掙得和經(jīng)營收入.9997312.00005710.000.9997366.00005730.000家庭財產(chǎn)收入.9999373.00006590.342.9999375.00006510.337市場中介#.9576294.26242490.874.9858219.27013590.958親戚朋友#1.667882.20538270.0001.657404.20409780.000自己#1.835537.2310640.0001.851686.233418

46、60.000其他#1.438509.29121840.0721.456341.29486560.063地區(qū)失業(yè)率.9936249.01495810.671.9909028.01493040.544地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)比重1.013382.00670530.0451.013413.00671420.044地區(qū)經(jīng)濟增長率1.010856.02261180.6291.010081.02256950.653失業(yè)救濟金.9978361.00078330.006.9980698.00078010.013職業(yè)培訓(xùn)*1.563003.13679150.0001.510945.13247190.000/ln_p-.14

47、8774.02849680.000P.8617638.02455751/p1.160411.033068Log likelihood =-2041.7329Log likelihood =-5274.5185LR chi2(22)=:442.41LR chi2(22)=411.25Prob chi2 =:0.0000Prob chi2=0.0000Number of obs =2191Number of obs =2191* *為 0 0 1 1 虛擬變量，為 1 1 的變量依次為：女性、健康、共產(chǎn)黨員、有6 6 歲以下孩子、有 6 6- 1818 歲孩子、家庭中失業(yè)人口數(shù)為 1 1 個以上、

48、參加職業(yè)培訓(xùn)；# #為工作搜尋途徑，參照組是政府。從表4可以知道，weibull參數(shù)估計和cox半?yún)?shù)估計的結(jié)果無論是在數(shù)值上還是在方向上都 基本相似，這說明設(shè)定機會函數(shù)為weibull分布是合理的，下文中，我們將直接使用weibull參數(shù)估計方法。從表4的回歸中，我們得到的基本結(jié)論是失業(yè)者實現(xiàn)再就業(yè)條件概率的性別差異很大， 在其它條件相同的情況下，女性再就業(yè)的機會比率只有男性再的54.56%（weibull參數(shù)估計結(jié)果）。無論是從描述性統(tǒng)計分析，還是從回歸方程中，我們都可以看出實現(xiàn)再就業(yè)機會具有明顯的性別差異，但是，個人特征、家庭特征、宏觀經(jīng)濟環(huán)境以及有關(guān)就業(yè)政策對男性和女性再就業(yè)影響究竟有

49、 什么不同，不同性別的平均失業(yè)持續(xù)時間究竟有多長，不同性別的失業(yè)者對中國政府所實施的就業(yè)政策反應(yīng)有何不同？本部分將利用Weibull參數(shù)估計方法對這些問題做出回答。表 5 分性別 Weibull 參數(shù)估計女性男性變量Haz.RatiozP|z|Haz.RatiozP|z|年齡1.1239271.520.1281.3694065.400.000年齡平方.9986248-1.380.167.99622-5.300.000教育水平1.1518485.480.0001.0534421.980.047健康狀況2.2719464.200.0002.3854514.330.000黨派1.9761844.50

50、0.0001.6459333.070.002失業(yè)前月收入.9988487-4.640.000.999595-2.550.011失業(yè)期間掙得.9997809-0.940.349.9992533-3.060.0026歲以下孩子1.4871631.920.0551.1198650.430.669618歲孩子1.1767551.290.1971.1440411.030.303其他成員失業(yè)狀況.0817992-3.520.000.0824199-3.490.0002004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異13其他成員掙得收入.9997274-3.580.000.99972

51、49-3.110.002家庭財產(chǎn)收入1.0000520.820.415.9997223-2.190.029市場中介.770978-0.680.4971.2627650.580.559親戚朋友1.2890521.560.1192.3516824.440.000自己1.6625163.130.0021.9366443.290.001其他1.1939060.640.5191.6272131.590.111失業(yè)率*.9894159-0.510.608.9961978-0.170.868第三產(chǎn)業(yè)比重*1.0236482.570.010.9986648-0.130.896經(jīng)濟增長率*1.0043720.1

52、40.8881.0236650.720.474失業(yè)救濟金.9983699-1.540.123.9967425-2.660.008職業(yè)培訓(xùn)1.778625.030.0001.2220191.450.148/ln_p-.1161614-3.020.003-.1497802-3.510.000P.8903315.86089721/p1.1231771.161579Log likelihood = -1146.4119Log likelihood =-868.21402LR chi2(21)=254.22LR chi2(21)=215.53Prob chi2=0.0000Prob chi2=0.000

53、0Number of obs =1296Number of obs =895*為分省失業(yè)率，根據(jù) 20032003 年 UHSUHS 數(shù)據(jù)計算而得；* *為分市數(shù)據(jù)，來源于 20032003沖國統(tǒng)計年鑒和沖國城市統(tǒng)計年鑒從表5可見，影響再就業(yè)概率的因素對不同性別失業(yè)者的影響程度是不同的，首先來看失業(yè)者個人特征變量。工作經(jīng)驗對女性脫離失業(yè)的影響在統(tǒng)計上是不顯著的，而對男性則非常顯著； 其它條件不變，男性工作經(jīng)驗每增加1年，脫離失業(yè)的機會比率就增加36.94%，這可能與性別的職業(yè)分工有關(guān)系，男性所從事的職業(yè)在平均意義上技術(shù)性要求更高。教育水平對男性和女性的影響都是顯著的，但對女性的影響程度更大、顯

54、著性更高；教育年限每增加1年，女性的機會比率就增加15.18%。健康狀況對機會比率的影響是顯著的，但性別差異不大； 是否為黨員對機會比率的影響顯著，比較而言，對女性的影響程度更高，其它條件不變，女性黨員的機會比率比非黨員高大約1倍,而男性黨員只比非黨員高約0.5倍。失業(yè)前月收入對男性和女性的影響方向都為負，具體而言，失 業(yè)者失業(yè)前收入每增加100元，女性機會比率就下降11.5%，男性只下降4%,這種數(shù)量上的性別 差異可能源于偏好的差異，即女性更偏愛閑暇。失業(yè)期間的掙得收入對男性再就業(yè)影響顯著，而對女性不顯著，從表5可見，失業(yè)期間的掙得收入每增加100元，男性機會比率就下降7.5%;這種差別可能

55、來自于男性和女性對風險的態(tài)度不同，女性更具有風險規(guī)避的特征，從而在失業(yè)期間有其它收入的情況下，依然保持有較高的工作搜尋強度。失業(yè)者的家庭特征對失業(yè)者再就業(yè)的機會比率有重要影響。擁有6歲(包括6歲)以下或者6-18歲的孩子會增加家庭支出從而會提高失業(yè)者搜尋工作的強度，表現(xiàn)為男性和女性的再就業(yè)機 會比率都增加，但對男性的影響在統(tǒng)計上不顯著，可能的原因是在中國這樣一個傳統(tǒng)社會中，男性被認為是家庭收入的主要來源，這樣，無論是否擁有孩子，男性都要承擔家庭的經(jīng)濟責任，這樣孩 子對男性工作搜尋強度(search intensity)的邊際提高就比較低；而擁有6歲以下的孩子對女性再 就業(yè)有顯著正向影響，6歲以

56、上孩子影響不明顯， 可能的原因是女性在經(jīng)濟壓力下提高了搜尋強度， 而在學齡前女性往往有更多的自由支配時間，一旦孩子進入小學、中學之后，女性往往要承擔起輔導(dǎo)功課等責任，從而可以在勞動力市場上自由支配的時間減少了。家庭中至少還有一個其他成員失業(yè)的失業(yè)者再就業(yè)機會比率大大降低，只有其他成員全部就業(yè)失業(yè)者的82%，本文認為，失業(yè)者再就業(yè)機會比率下降的一個原因是失業(yè)人員增加導(dǎo)致整個家庭的2004 年中國經(jīng)濟學年會征文題目：中國城鎮(zhèn)失業(yè)人口失業(yè)持續(xù)時間的性別差異14社會網(wǎng)絡(luò)資源減少，另一個可能的原因是一旦一個以上家庭成員同時失業(yè)，勞動力再就業(yè)的信心可能就會受到打擊，這樣，失業(yè)者的工作搜尋強度往往會下降。這

57、個結(jié)論與已有文獻的結(jié)論不同，已 有文獻的結(jié)論是在一個家庭中，如果夫妻雙方都出現(xiàn)失業(yè)，整個家庭的支付能力就會大大下降，這時，失業(yè)者的搜尋強度就會提高，實證研究的結(jié)論是配偶也處于失業(yè)狀態(tài)的失業(yè)者再就業(yè)概率會提 高6.1%（Li Shi,Zhao Yaohui and Han Li,2001）。產(chǎn)生這一差距的可能原因是Li Shi, Zhao Yaohui andHan Li等所使用的數(shù)據(jù)為2000年春天的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文所使用的數(shù)據(jù)是2003年年底的調(diào)查數(shù)據(jù)，在大約4年時間里，中國勞動力市場供給大于需求的矛盾更加突出，失業(yè)者實現(xiàn)再就業(yè)所受到的需求約束更加明顯。家庭中其他成員的掙得和經(jīng)營收入對失業(yè)者再

58、就業(yè)具有顯著的消極作用，但性別差異不大。家庭財產(chǎn)收入對再就業(yè)影響的性別差異方向相反，對女性失業(yè)者的影響為正，但在統(tǒng)計上不顯著，對男性失業(yè)者的影響顯著為負，具體地說，家庭財產(chǎn)收入每增加100元，男性再就業(yè)機會比率降低2.8%，這說明在家庭中，男性掌握著財產(chǎn)收入的支配權(quán)。本文使用的第三類變量是宏觀經(jīng)濟變量，包括工作搜尋途徑和地區(qū)宏觀經(jīng)濟變量，前者反映了勞動力市場發(fā)育狀況，后者反映著地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況。在工作搜尋途徑的分析中，我們發(fā)現(xiàn)，政府和 市場中介對再就業(yè)的改善顯著落后于社會網(wǎng)絡(luò)（親戚朋友）和自己努力。親戚朋友對失業(yè)者提高再就業(yè)機會的影響為正，但對女性的影響在統(tǒng)計上不顯著，而對男性的影響則非常顯

59、著，與把政府作為工作搜尋途徑的男性失業(yè)者相比，以親戚朋友等社會網(wǎng)絡(luò)為工作搜尋途徑的男性再就業(yè)機會比率提高135%。這個結(jié)論說明，第一，在中國目前的再就業(yè)市場上，政府的作用在弱化，市場的作用 還沒有確立，失業(yè)者尋找工作主要依靠個人的社會網(wǎng)絡(luò)；第二，平均而言，男性比女性具有更廣泛 的社會網(wǎng)絡(luò)可以利用。通過回歸結(jié)果，我們還發(fā)現(xiàn)無論男性還是女性通過自己努力實現(xiàn)再就業(yè)的機 會比率要顯著高于政府的作用，與政府相比，女性通過自己努力實現(xiàn)再就業(yè)的概率是通過政府實現(xiàn)再就業(yè)的166.25%，而男性則提高接近1倍。工作搜尋途徑主要依靠社會網(wǎng)絡(luò)和個人的這個結(jié)論與 已有文獻完全不同，已有文獻的結(jié)論是通過失業(yè)者自己和失業(yè)

60、者的社會網(wǎng)絡(luò)實現(xiàn)再就業(yè)的概率要顯 著低于通過政府實現(xiàn)再就業(yè)的概率，或者說，政府是實現(xiàn)再就業(yè)的主渠道（Sim on Applet on, JohnKnight, Li na So ng and Qi ngjie Xia，2001）。產(chǎn)生這種顯著差別的一個可能原因是，Simon Applet on等人所分析的情況是2000年年初的情形，那時，政府對勞動力市場的管制程度比現(xiàn)在要高得多， 當前中國的勞動力市場正處于由政府管制向市場調(diào)節(jié)轉(zhuǎn)變的過程中，社會網(wǎng)絡(luò)起著非常重要的作 用。從對宏觀經(jīng)濟變量回歸的結(jié)果來看，我們還得出了一個讓人意外的結(jié)果，即，除了第三產(chǎn)業(yè)比重對女性再就業(yè)影響顯著為正以外，宏觀就業(yè)環(huán)境對再就業(yè)