中国城镇劳动力市场中的职业流动及收益--基于clds2012年和clds2014年数据的实证研究-蔡禾.pdf

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1、中国城镇劳动力市场中的职业流动及收益基于CLDS2012年和CLDS2014年数据的实证研究蔡 禾 张 东内容提要 改革开放以来，随着劳动力市场结构的巨大变迁，职业流动逐渐成为我国劳动力市场上的常见现象。不断扩大的职业流动引起了学术界的广泛关注，从不同的视角对影响职业流动的因素及其后果展开研究。对中国劳动力动态调查2014年城市追踪样本数据进行分析研究可以发现，当前城镇劳动力职业流动率高，换工并不是随机行为，而是具有显著的选择性，农村户籍、低人力资本、中等收入者、体制外劳动者更容易换工。在控制了职业流动的选择性后，职业流动的收益存在差异：职业流动对收入有显著的正向效应，对工作满意度并没有显著的

2、影响。在当前中国城镇劳动力市场中，职业流动存在显著的收入效应，二者互为因果。职业流动一方面深受收入的影响，另一方面也对收入有显著的正向效应。职业流动与工作满意度并不存在因果关系，工作满意度既不是职业流动的主要原因，也不能因职业流动而获得收益。关 键 词 职业流动 收入 工作满意度引 言广义的职业流动包含劳动者在不同岗位、不同组织、不同群体及不同地区间的转换；而狭义的职业流动则仅指劳动者从一个企业或单位转换至另一个企业或单位工作的行为，即组织层次上的工作转换。改革开放以来，我国劳动力市场结构发生了翻天覆地的变化，政府“统包统分”“一次分配定终生”的劳动力配置方式逐渐被以“双向选择”“自主择业”为

3、特征的市场竞争机制所取代。由此，职业流动（“跳槽”“换工”）逐渐成为我国劳动力市场上的常见现象，越来越多的劳动力在其职业生涯中经历变换工作的过程。不断扩大的职业流动引起学术界的广泛关注，大致而言，国内关于职业流动的研究主要包括两类：第一类以职业流动为因变量，描述职业流动的现状，探究其动因与机制，力图回答劳动力流动的机制；第二类以职业流动为自变量，关注职业流动所带来的社会、经济后果，即职业流动对劳动力的社会地位、经济收入的影响。本文采用狭义的职业流动定义，关注劳动者职业流动的社会后果。国内对于职业流动社会后果的研究主要关注职业流动对收入、劳动权益等客观后果的影响，对诸如劳动者的幸福感、工作满意度

4、等主观后果的影响较少涉及。本文试图通过分析职业流动对收入和工作满意度等主客观两个方面的影响，更加全面地认识职业流动的社会后果，通过中国经验来验证和推进相关理论的发展。49理论背景与假设（一）职业流动与收入关于职业流动对收入的影响的相关理论主要包括新古典经济学和劳动力市场分割两种理论范式。新古典经济学范式假定劳动力市场是完全竞争的，强调市场机制在决定工资水平和劳动力资源配置方面的决定性作用，一般会忽略劳动力市场运行中的其他非市场因素或者将其视为既定。这意味着劳动者可以根据自身的禀赋和偏好在众多工作选项中进行自由的选择，收入差异主要反映的是劳动者个体特征和生产率的差异。然而，劳动力市场分割理论则认

5、为劳动力市场并非完全竞争，而是具有分割特性，不同的市场分割部分具有不同的工资决定机制和劳动力配置模式；各分割市场之间存在显著的流动障碍，这种流动障碍由技能差异以及各种正式和非正式的制度规则决定。制度作为市场分割的核心部分，决定了各个分割劳动力市场的报酬水平和就业配置方式的差异，也决定了各个分割劳动力市场的职业流动模式的差异。不同类型的劳动者面临不同的劳动力市场状况，制度和社会等客观因素左右着劳动者的禀赋和偏好，并在实质上制约着甚至支配着劳动者的实际选择，教育在某种意义上只是起到“筛选器”的作用。本文旨在探讨中国当前城镇劳动力市场中职业流动的社会后果，无意深入细分劳动力市场分割对职业流动效应的影

6、响。因此，本文选择新古典经济学理论作为分析框架，在研究中与劳动力市场分割相关的变量仅作为控制变量。新古典经济学范式主要有去留模型、人力资本模型、职业搜寻模型和职业匹配模型等四种理论模型，它们从微观层面分析了职业流动和劳动者收入之间的关系，不过它们之间的假设前提存在差异，关于职业流动是否具有收入增长效应的结论也并不一致。去留模型假定在劳动力市场中，某些劳动者（流动者）天生比其他劳动者（停留者）更容易变换工作，这种流动倾向基于潜在的个人特征，不会随时间而消失，即存在“个体固定效应”。由于这种潜在个体特征的存在，具有高生产率的劳动者会尽量避免变换工作，具有低生产率的劳动者则会经历持续的职业流动，而这

7、种流动性将会进一步降低流动者的生产率。因此，停留者拥有较高的生产率，流动者具有较低的生产率，停留者的收入要高于流动者，职业流动对收入具有负向效应。职业流动对收入的负向关系是由于不可观测的个人特征决定了劳动者的低生产率，一旦控制了不可观测的个人特征与流动之间的关系后，职业流动对收入的负向效应将不存在。人力资本理论认为教育、工作经验等人力资本是决定收入的重要因素，人力资本与收入呈正向关系。人力资本理论将人力资本区分为专有人力资本与一般人力资本，用以解释职业流动与收入的关系。一般人力资本具有通用性，可以进行转移；专有人力资本专属于某一特定职业或某一特定工作，具有不可转移性。转换工作对于收入的影响取决

8、于不同工作之间专用性人力资本的可转移性，可转移的专用性人力资本越多，则因为工作转换导致的工资流失越少。如果劳动者转换工作，专有人力资本积累会因雇佣关系的结束而部分丧失，生产率水平便会下降，流动者将遭遇收入损失。而停留者由于人力资本的持续积累、生产率水平的不断提升，并且可以和企业一起分享由此带来的利润增加，其收入水平一般会比流动者高。但是，由于工人的一般性人力资本并不随着工作转换而消失，甚至有可能增加。因此，工作转换对既定个体的收入影响效应是不确定的。职业搜寻理论将工作视为一种搜寻商品，认为劳动者是在劳动力市场上为自身的人力资本搜寻回报更高的工作场所。劳动者进入劳动力市场时本身具有不随时间改变的

9、一定人力资本，单位付给劳动者的工资水平依据该劳动者所表现出的生产率水平而定。由于不同单位挖掘劳动者生产率水平的能力存在差异，导致不同单位提供给同一劳动者的收入水平并不完全相同。因此，劳动者的生产力取决于他们所受雇的企业。在职的工人会持续搜寻能够更好地发挥其生产能力的企业，因而工作转换可以正向影响收入增长。在该理论看来，职业流动对收入具有正向效应。职业匹配模型瑏瑡认为，由于劳动力市场的信59中国城镇劳动力市场中的职业流动及收益息不对称，雇佣双方事先都无法获知一次工作匹配的质量。可能会出现劳动者的收入与其所拥有的人力资本不对等或生产效率低下等匹配不佳问题。随着与生产能力相关的信息逐渐显现出来，雇佣

10、双方可以对实际匹配进行评估。因此，劳动者与工作之间的匹配被认为是一种经验商品，工作转换是获知现有工作匹配信息的结果。关于职业流动与收入的关系，职业匹配模型区分了主动离职与被动离职两种情况。所谓主动离职，是指当劳动者发现匹配质量低，进而主动寻找其他的就业机会，以期改善匹配质量，提高生产率，进而提高工资水平。在这种情况下，劳动者处于主动地位，职业流动对收入具有正向作用瑏瑢。被动离职，是指雇主对劳动者的信息掌握不够，可能会给付较高的初始工资。当雇主对劳动者的生产能力有了更好的了解后，除了会调整劳动者的工资外，还会辞退掉匹配质量不佳的雇员。由于信息不对称，这使得传递给新雇主的关于该劳动者生产能力水平的

11、信号将是负面的；因此，被动的职业流动可能会使流动者遭受持续的工资损失。综上，新古典经济学理论范式下的四大模型对于职业流动的收入效应并没有一致结论。去留模型认为一旦控制了流动和不可观测的个人特征之间的关系后，职业流动将不再具有收入效应。人力资本模型可以部分解释职业流动与收入增长之间可能存在的负向关系，但完全信息的假定也不符合雇主与劳动者之间信息不对称的真实状况。工作搜寻理论认为职业流动对收入具有正向影响。职业匹配模型认为当劳动者处于主动地位时，职业流动对收入具有正向作用；反之，则为负向作用。基于此，在控制了职业流动差异性后，职业流动的收入效应仍然无法统一。故而，笔者提出一组竞争性假设。假设1a：

12、在控制了职业流动差异性后，职业流动对收入不存在显著影响。假设1b：在控制了职业流动差异性后，职业流动对收入存在显著负向影响。假设1c：在控制了职业流动差异性后，职业流动对收入存在显著正向影响。（二）职业流动与工作满意度关于职业流动与工作满意度关系的理论，主要有参照群体理论、价值回报理论、生命周期理论、满意度适应性理论。在参照群体理论中，个人对工作的主观愿望被概念化为个人将哪些群体作为基准来比较自己的工作情况瑏瑣。个人参照基准的形成就成为一个关键问题，个人可以与社会中的其他群体进行比较瑏瑤，也可以进行自我比对瑏瑥，相对差异和不公平、不匹配的工作报酬可以决定工作满意度。如果个人感觉与其参照群体或者

13、过去的状况相比，现在的情况更差，他们会产生相对剥夺感和不满足感。价值回报理论瑏瑦认为工作满意度被工作回报（客观或主观的）和个体特征决定。由于个体的工作价值观是相对稳定的，短期的工作满意度变化主要来源于工作回报的变化。因此，职业流动对工作满意度并没有“净效应”，其影响本质上是客观工作回报变化带来的。生命周期理论瑏瑧强调劳动者对工作的需求在整个生命过程中是变化的。生命周期方法强调研究工作满意度时，要对其不同的子领域进行分别研究，因为随着生命阶段的变化，各个子领域对整体工作满意度的相对重要性也是变化的。满意度适应性理论认为个体满意度的基准线决定了人们的满意度水平。积极或者消极事件会造成个体满意度短期

14、的上升或者下降，但是人们会迅速回调到满意度的中间状态。所以，该理论认为个体会在职业流动之后很快回调到工作满意度的基准水平，职业流动对工作满意度并没有持久的影响。从以上理论文献来看，在国外的研究中，职业流动对工作满意度的影响存在争议。根据满意度适应性理论，职业流动在短期内可能会造成工作满意度上升或下降；而根据价值回报理论，除了客观收入带来的收益，职业流动对工作满意度不存在“净效应”。故而本文提出如下竞争性假设。假设2a：职业流动对工作满意度不存在显著影响。假设2b：职业流动对工作满意度存在显著正向影响。数据、变量与方法（一）数据692016援 3本文数据来源于2012年和2014年中山大学的“中

15、国劳动力动态调查”瑏瑨（简称CLDS）数据，该调查聚焦中国劳动力的现状与变迁，内容涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多议题，是一项跨学科的大型追踪调查。样本覆盖中国29 个省市（除港澳台、西藏、海南外）。根据研究需要，笔者只选取2014 年的城市追踪样本，并将其与2012 年的信息合并，组成面板数据进行分析。具体而言，2012年城市劳动力样本量为5791，2014 年成功追踪3139 个。保留2012年与 2014 年均在就业的劳动力，共得到2494个个案，47豫为男性，67豫为城镇户籍。在后文的分析中，由于所使用的变量不同，会导致不同分析模型中样本量有所差异。（二）

16、变量本文所使用的变量分为因变量、解释变量和控制变量三类，表1所示的是各变量描述统计结果。表1 主要变量描述统计变量名 变量标签 样本量 均值 中位数 最小值 最大值turnover 职业流动（0 越否，1 越是） 2494 0援 12 0援 00 0援 00 1援 00sat12 工作满意度（2012） 2468 2援 53 2援 00 1援 00 5援 00sat14 工作满意度（2014） 2412 2援 57 3援 00 1援 00 5援 00sat rate 工作满意度增长比例 2391 0援 10 0援 00 -0援 75 4援 00ln（wage12） 收入对数（2012） 249

17、4 6援 04 7援 14 2援 30 9援 43ln（wage14） 收入对数（2014） 2494 7援 18 7援 61 2援 30 9援 90wage rate 收入增长比例 2494 44援 11 0援 50 -1援 00 584援 17occupation12 职业阶层（2012）社会管理者、专业技术人员 2494 0援 17 0援 00 0援 00 1援 00办事人员 2494 0援 10 0援 00 0援 00 1援 00商业、服务业工作者 2494 0援 28 0援 00 0援 00 1援 00生产、运输工作者 2494 0援 24 0援 00 0援 00 1援 00农业工作

18、者 2494 0援 09 0援 00 0援 00 1援 00其他 2494 0援 12 0援 00 0援 00 1援 00occupation14 职业阶层（2014）社会管理者、专业技术人员 2494 0援 17 0援 00 0援 00 1援 00办事人员 2494 0援 10 0援 00 0援 00 1援 00商业、服务业工作者 2494 0援 28 0援 00 0援 00 1援 00生产、运输工作者 2494 0援 24 0援 00 0援 00 1援 00农业工作者 2494 0援 09 0援 00 0援 00 1援 00其他 2494 0援 12 0援 00 0援 00 1援 00jo

19、bage12 工龄（2012） 2494 20援 57 20援 00 1援 00 61援 00jobage14 工龄（2014） 2494 22援 57 22援 00 3援 00 63援 00male 性别（0 越女，1 越男） 2494 0援 47 0援 00 0援 00 1援 00eduyear14 教育年限 2494 10援 80 12援 00 3援 00 22援 00unit12 单位类型（2012） 2494 0援 34 0援 00 0援 00 1援 00unit14 单位类型（2014） 2494 0援 34 0援 00 0援 00 1援 00huktype 户籍（0 越农村，1

20、越城镇） 2494 0援 67 1援 00 0援 00 1援 0079中国城镇劳动力市场中的职业流动及收益 本文的因变量为收入与工作满意度。对于收入，分别从绝对收入与相对增长比例两个方面进行测量，绝对收入即2014 年的绝对值，相对收入即2014年相比2012 年增加比例。以收入为例，相对收入 wage rate 越（wage14 - wage12）/wage12。对于收入，本文使用的是月平均收入，单位为元。统计结果显示，在2014 年，劳动者过去一年的月平均收入为3053援 34 元（在进行模型分析的时候，对收入进行了对数化处理）。对于工作满意度，CLDS问卷从两个角度测量，一方面通过“您对

21、工作的整体满意度”这一道综合题目整体测量；另一方面通过包含11道题的工作满意度量表测量，具体涵盖了收入、安全、环境、晋升等各个方面。两套测量方式使用了相同的选项“非常满意、比较满意、一般、不太满意、非常不满意”。本文使用“您对工作的整体满意度”这一综合题目作为工作满意度的测量，对选项进行赋值，非常满意越5分，比较满意越4分，一般越3分，不太满意越2分，非常不满意越1分。对于工作满意度的缺失个案（1援 3豫），用工作满意度量表中11 道题的平均得分填补。结果显示2014 年劳动者平均工作满意度得分为2援 58分，满意度并不高。本文的核心自变量是职业流动。职业流动的界定是：从2012年7月至201

22、4年调查时，被访者是否换过工作。如果换过工作，则视为有职业流动；反之，则视为没有职业流动。据此，本文的职业流动等同于换工。从结果来看，12豫的劳动者有过职业流动，这表明我国当前城镇劳动力市场中职业流动性大。本文的控制变量主要有劳动者的职业阶层瑏瑩、工龄（参加工作的总年限）、单位类型、教育年限、性别与户籍。其中，职业阶层、工龄、单位类型是变化的，2012 年和2014 年各有一个相应变量；教育年限、性别与户籍为不变的变量。在职业流动的影响因素分析中，使用的控制变量为2012年的职业阶层、工龄、单位类型和教育年限、性别与户籍等变量；在职业流动收益的影响因素分析中，使用的控制变量为2014年的职业阶

23、层、工龄、单位类型和教育年限、性别与户籍等变量。各变量描述统计结果详见表1。（三）方法在关于职业流动收益的实证研究中，常常会遇到两类内生性问题。第一类内生性问题指的是职业流动行为的选择性。具体指，劳动力是否进行职业流动并不是随机行为，是劳动者的理性选择行为，受到劳动者特征、劳动力市场环境的影响。因此，我们得到的转换工作样本是一个“自选择”的样本，在考察工作转换的收益的时候，样本选择性将会造成估计偏差。如根据劳动力市场分割理论可以推论，处于次要劳动力市场中的劳动者更可能通过在职搜寻和职业流动获得较高的回报，因此这类群体可能比处于高收入水平的劳动者具有更高的职业流动概率。对于这种内生性的解决，目前

24、比较通用的解决方法包括“Heckman两阶段法”、倾向性匹配（PSM）、工具变量（I灾）、内生转换模型等。第二类内生性问题为因果倒置的问题。即收入水平、工作满意度等既可能是职业流动的结果，也可能是职业流动的原因。对这一种内生性，受限于数据，常常难以解决或被忽视。在职业流动与收入关系的实证研究中，控制首份工作收入或流动前工作的收入水平是常用的解决办法。但是，由于不同劳动者的“初职”进入时间不同，因此“初职”的收入水平不可以简单地进行比较，还需要考虑通货膨胀和经济发展水平等因素的影响。对于职业流动的收益，不仅要看流动后的绝对值，更要看职业流动前后的相对变化值。对于上述两种内生性，本文均进行了解决。

25、对于第一种内生性，本文使用“Heckman两步回归干预效应”模型来解决职业流动的选择性问题。对于第二种内生性，本文使用中国劳动力动态调查的追踪样本组成面板数据予以解决。在模型中，本文使用劳动力2012 年的就业、个体特征等信息来拟合工作转换模型；使用2014 年的就业、个体特征等信息来拟合收入获得模型。由于每个劳动者职业流动前的收入水平均为2012 年的月均收入，因此也就不受通货膨胀的影响，具有可比性。具体模型建立过程如下：第一步，以“是否转换工作”（turnover）为因变量，turnover 越1表示转换了工作，turnover 越0表892016援 3示未转换工作，p（turnover

26、越1）表示工作转换的概率。自变量包括2012年调查时的个体特征、工作状况，使用Probit方程来估计劳动者转换工作的概率，方程如式（1）：ln（P（turnover 越1）1 - P（turnover 越1）越 0垣 1male 垣2huktype12 垣 3eduyear 垣 4jobage12 垣 5ln（wage12）垣 6sat12 垣 7koccupation12k垣8unit12 垣 （1）第二步，在第一步Probit方程估计的基础上，计算工作转换的逆米尔比率，然后将其代入2014年的收入与工作满意度获得方程，以修正样本选择性偏差。方程（2）和方程（3）分别为绝对收入和收入变化模型

27、，方程（4）和方程（5）分别为绝对工作满意度和满意度变化模型。式（2）为月收入的决定模型，本模型控制了性别、户籍、教育年限、工龄、职业阶层、单位类型等变量。ln（wage14）越 0垣 1male 垣 2huktype14 垣3eduyear 垣 4jobage14 垣 5koccupation14k垣6unit14 垣7 垣8turnover 垣 （2）式（3）为月收入变化的决定模型，在式（2）的基础上，加入2012年的月收入作为控制变量。wage rate 越 0垣 1male 垣 2huktype14 垣3eduyear 垣 4jobage14 垣 5ln（wage12）垣 6koccu

28、pation14k垣7unit14 垣8 垣9turnover 垣（3）式（4）为工作满意度的决定模型，在式（2）的基础上，加入2014年的月收入作为控制变量。sat14 越 0垣 1male 垣 2huktype14 垣3eduyear 垣 4jobage14 垣 5koccupation14k垣6unit14 垣7ln（wage14）垣8 垣9turnover 垣（4）式（5）为工作满意度变化的决定模型，在式（4）的基础上，加入2012年的工作满意度作为控制变量。sat rate 越 0垣 1male 垣 2huktype14 垣3eduyear 垣 4jobage14 垣 5sat12

29、垣 6koccupa-tion14k垣 7ln（wage14）垣 8unit14 垣 9 垣10turnover 垣 （5）实证结果（一）谁在流动图1所示的是职业流动的群体差异。从地区来看，全国并无明显的差异，东部的职业流动率相对较低，中西部略高。从职业阶层来看，职业流动性存在明显的阶层差异。具体而言，社会管理者/专业技术人员等职业流动率最低，约为7豫；其次是办事人员与农业工作者，职业流动率约为10豫；生产、运输工作者职业流动率较高，约为13豫，约是社会管理者/专业技术人员的2 倍；商业、服务业工作者的职业流动率最高，约为19豫，是社会管理者/专业技术人员的2援 7 倍。从单位类型来看，体制外

30、的职业流动性远高于体制内。职业流动比例在体制内约为5豫，体制外约为16豫，体制外约为体制内的3援 2倍。从户籍来看，农业户籍劳动者职业流动率远高于非农户籍劳动者，约是后者的2 倍。最后职业流动同样存在性别差异，男性（15豫）的职业流动率高于女性（10豫），约是女性的1援 5 倍。综上表明，当前中国城市劳动力市场中的职业流动存在明显的群体差异，流动具有较强的选择性。进一步，我们建立了职业流动决定模型分析职业流动的影响因素。图1 职业流动的群体差异（豫）表2所示的是职业流动决定因素的实证结果。本文使用嵌套模型，模型1为基础模型，模型2到模型4 逐步放入2012 年的工作相关变量。从模型4的结果来看

31、，职业流动深受工作类型与收益的影响。其中，进入劳动力市场的时间（即工龄）、户籍、教育程度、职业阶层、单位类型、收入等都会显著影响职业流动。具体而言：在模型99中国城镇劳动力市场中的职业流动及收益4中，工龄对职业流动具有显著负向（p 约 0援 1）影响，即工作时间越长，越不可能职业流动。职业流动存在显著的（p 约 0援 01）户籍差异，相比于城镇户籍劳动力，农村户籍劳动力职业流动概率更高。由于分析的是城镇劳动力市场中的劳动力职业流动，农村户籍劳动力即是“乡城”移民，所以这也表明在城镇中的农村流动劳动力职业流动概率高于城镇户籍劳动力，这一结果与已有研究一致。教育与换工概率显著（p 约 0援 1）负

32、相关，教育程度越高，换工概率越低。收入水平与换工存在倒U型关系，且影响很显著（p 约 0援 01）；这表明，在控制了其他因素后，随着收入的增加，换工概率先上升后下降，高收入与低收入者的换工概率相对较低，中等收入者换工概率相对较高。从单位所有制类型来看，在控制了其他因素后，体制内的劳动力换工概率显著（p 约0援 001）低于体制外。表2 职业流动决定模型模型1 模型2 模型3 模型4性别（参照组：女）0援453（0援127）0援547（0援132）0援215（0援142）0援206（0援142）工龄-0援027（0援006）-0援020（0援006）-0援011垣（0援006）-0援011垣（0

33、援006）户籍（参照组：农村）-0援705（0援148）-0援654（0援154）-0援529（0援161）-0援529（0援161）教育程度-0援023（0援021）-0援004（0援024）-0援042（0援026）-0援045垣（0援026）职业阶层（参照组：社会管理/专业技术人员）办事人员0援294（0援291）0援349（0援296）0援358（0援296）商业、服务业工作者0援604（0援242）0援671（0援248）0援680（0援248）生产、运输工作者0援099（0援259）0援162（0援266）0援174（0援267）农业工作者-0援513（0援335）-0援447（0

34、援347）-0援459（0援347）其他-1援192（0援368）-0援937（0援376）-0援931（0援377）单位类型（参照组：体制内）-1援075（0援196）-1援074（0援200）-1援076（0援200）收入1援111（0援264）1援089（0援265）收入平方-0援060（0援022）-0援058（0援022）工作满意度-0援072（0援090）常数-1援052（0援255）-1援331（0援398）-5援672（0援907）-5援379（0援933）样本量 2494 2494 2494 2468伪R20援 049 0援 103 0援 167 0援 166注：（1）括号内

35、为标准误差；（2）垣p 约0援 10，p 约0援 05，p 约0援 01，p 约0援 001。综上所述，换工并不是随机行为，而是具有显著的选择性。在控制了其他因素的条件下，农村户籍、低人力资本、中等收入者、体制外劳动者更容易换工。所以，在研究职业流动与收入增长的关系的时候应当注意控制换工的选择性。同时，收入显著影响职业流动，表明收入是职业流动的重要影响因素；工作满意度的影响并不显著，表明职业流动主要是基于客观经济利益考虑，而非主观感受。（二）职业流动的收益从收入来看，有流动经历的劳动者平均收入（3539）比没有流动经历的劳动者（2986）高，收入增长比例（8援 84）比没有流动经历（48援 9

36、3）的劳动者低。这表明在不控制职业流动选择性的情况下，职业流动对绝对收入存在正向效应，对收入增长存在负向效应。从工作满意度来看，有流动经历的劳动者平均得分（2援 54）比没有流动经历的劳动者（2援 58）略低，工作满意度增长比例（0援 11）比没有流动经历（0援 10）的劳动者略高。这表明，职业流动对工作满意度的影响不明显。表3所示的是职业流动收益的回归结果。模型5、模型6的因变量为2014年月收入对数，模型7、模型8的因变量为收入增长比例，模型9、模型10的因变量为2014年工作满意度；模型11、模型12的因变量为工作满意度增长比例。限于文章篇幅，职业阶层变量并没有展示各类别的具体回归系数，

37、Heckman干预效应模型并未展示一阶段的回归结果。从绝对收入来看，模型6的结果显示，在控制了职业流动的选择性和其他控制变量后，职业流动对月收入（对数形式）存在非常显著（p 约0援 001）的正向影响。与普通OLS回归相比，控制了职业流动的选择性后，职业流动对收入的影响增强了。从相对收入变化来看，在模型7中，控制了其他变量后，职业流动对收入变化存在正向影响，但是不显著。在模型8中，控制了职业流动的选择性后，职业流动对收入变化具有比较显著（p约0援 01）的正向影响。这表明，在控制了职业流动的选择性后，职业流动对收入存在显著的正向效应。相比未流动的劳动者，职业流动者绝对收入更高，收入增长速度更快

38、，职业流动带来了经济收0012016援 3益。由此，假设1b 得到验证，假设1a 和假设1c均未得到验证。结合前文中收入显著影响职业流动的实证结果，整体而言，在当前中国城镇劳动力市场中，职业流动存在显著的收入效应，二者互为因果。职业流动一方面深受收入的影响，另一方面也对收入有显著的正向效应。从绝对工作满意度来看，模型10 的结果显示，在控制了职业流动的选择性和其他控制变量后，职业流动负向影响工作满意度得分，但并不显著。从工作满意度相对变化来看，在模型12 中，在控制了职业流动的选择性后，职业流动正向影响工作满意度的增长，但并不显著。这表明，在控制了职业流动的选择性与其他控制变量后，职业流动并不

39、能显著影响工作满意度。由此，假设2a得到验证，假设2b未得到验证。结合前文中工作满意度并不影响职业流动的结果，整体而言，在当前中国城镇劳动力市场中，职业流动与工作满意度并不存在因果关系。工作满意度既不是职业流动的主要原因，也不能因职业流动而获得显著提高。表3 职业流动的收益模型5 模型6 模型7 模型8 模型9 模型10 模型11 模型12OLS 干预效应 OLS 干预效应 OLS 干预效应 OLS 干预效应户籍0援 074（0援 95）0援 350（3援 51）-9援 640（ -2援 25）-4援 225（ -0援 91）0援 077垣（1援 77）0援 062（1援 35）0援 035（

40、1援 63）0援 038垣（1援 68）性别0援 558（9援 29）0援 382（5援 02）21援 857（6援 39）20援 037（5援 69）0援 110（3援 26）0援 111（3援 20）0援 048（2援 91）0援 046（2援 74）教育年限0援 115（10援 30）0援 116（8援 51）5援 626（9援 03）5援 896（9援 08）-0援 006（ -0援 93）-0援 005（ -0援 81）-0援 003（ -1援 07）-0援 003（ -1援 04）工龄（2014）-0援 007（ -2援 73）-0援 001（ -0援 34）-0援 311（ -2

41、援 11）-0援 254垣（ -1援 66）-0援 007（ -4援 56）-0援 007（ -4援 66）-0援 003（ -4援 58）-0援 003（ -4援 39）职业阶层（2014） 是是是是是是是是单位类型（2014）0援 160（2援 19）0援 410（4援 56）0援 599（0援 15）6援 215（1援 43）-0援 026（ -0援 64）-0援 033（ -0援 78）-0援 013（ -0援 67）-0援 010（ -0援 50）收入（2012）-31援 992（ -42援 09）-33援 644（ -33援 87）收入（2014）-0援 082（ -7援 16）-

42、0援 083（ -7援 04）-0援 033（ -5援 83）-0援 033（ -5援 81）工作满意度（2012）-0援 390（ -35援 73）-0援 390（ -35援 70）职业流动0援 339（3援 62）3援 693（9援 85）4援 681（0援 90）74援 180（3援 07）-0援 055（ -1援 08）-0援 197（ -1援 01）-0援 003（ -0援 11）0援 035（0援 37）lambda（ -0援 11） -（ -0援 11）1援 958（ -9援 56）-39援 081（ -2援 93）0援 083（0援 76）-0援 022（ -0援 41）常数6

43、援 063（34援 06）5援 334（23援 17）190援 380（18援 13）183援 975（16援 84）3援 126（25援 67）3援 154（25援 17）1援 319（19援 54）1援 312（18援 99）样本量 2494 2468 2494 2468 2412 2391 2391 2391R20援 2693 0援 4429 0援 0707 0援 3648模型显著度 0援 000 0援 000 0援 000 0援 000 0援 000 0援 000 0援 000 0援 000注：（1）括号内为t值；（2）垣p 约0援 10，p 约0援 05，p 约0援 01，p 约0援

44、 001。小 结本文选用2014 年中国劳动力动态调查中城镇追踪样本，并与追踪样本的2012年数据合并组成面板数据，描述当前我国城镇劳动力市场中职业流动现状与动因；采用Heckman两步回归干预效应模型，从收入与工作满意度两个角度分析职业流动对劳动者的影响。研究发现，当前我国城镇劳动力职业流动率高，且换工并不是随机行为，而是具有显著的选择性，农村户籍、低人力资本、中等收入者、体制外劳动者更容易换工。在控制了职业流动的选择性与控制变量后，职业流动对101中国城镇劳动力市场中的职业流动及收益收入有显著的正向效应，对工作满意度并没有显著的影响，职业流动主要带来经济收益。这表明，在当前中国城镇劳动力市

45、场中，职业流动存在显著的收入效应，二者互为因果。职业流动一方面深受收入的影响，另一方面也对收入有显著的正向效应。职业流动与工作满意度并不存在因果关系，工作满意度既不是职业流动的主要原因，也不能因职业流动而获得收益。本文只是粗略地考察了职业流动对收入与工作满意度的影响，并没有对职业流动进行细分，未能展开对不同职业流动类型的收入效应研究。在未来的研究中，当在控制职业流动选择性的基础上，进一步探讨劳动力市场分割与个体特征对职业流动效应的调节效应，分析不同流动原因、类型和群体的差异，在此基础上更加深入地分析职业流动的社会经济后果。张建武、费铃耘：工作转换对劳动力收入影响研究综述，劳动保障世界（理论版）

46、2012年第12期。Knight John，Yueh Linda，“Job Mobility of Residents and Mi-grants in Urban China”，Journal of Comparative Economics，2004（4），pp援 637 660援宋月萍：职业流动中的性别差异：审视中国城市劳动力市场，经济学（季刊）2007 年第2 期；罗楚亮：就业稳定性与工资收入差距研究，中国人口科学2008 年第4 期；黄乾：工作转换对城市农民工收入增长的影响，中国农村经济2010年第9期。边燕杰、张文宏：经济体制、社会网络与职业流动，中国社会科学2001 年第2 期；

47、吴愈晓：劳动力市场分割、职业流动与城市劳动者经济地位获得的二元路径模式，中国社会科学2011 年第1 期；张春泥：农民工为何频繁变换工作：户籍制度下农民工的工作流动研究，社会2011年第6期。罗楚亮：就业稳定性与工资收入差距研究，中国人口科学2008年第4期；黄乾：工作转换对城市农民工收入增长的影响，中国农村经济2010 年第9 期；吕晓兰、姚先国：农民工职业流动类型与收入效应的性别差异分析，经济学家2013年第6期。Blaug Mark，“The Empirical Status of Human Capital Theory：ASlightly Jaundiced Survey”，Jour

48、nal of Economic Literature，1976（3），pp援 827 855援Blumen Isadore，The Industrial Mobility of Labor as a Probabilityprocess，Ithaca，Cornell University，1955援Becker Gary S援，“Investment in Human Capital：A TheoreticalAnalysis”，Journal of Political Economy，1962（5），pp援 9 49援Burdett Kenneth，“A Theory of Employee Job Search and QuitRates”，The American Economic Review，1978（1），pp援 212 220；Jovanovic Boyan，“Job Matching and the Theory of Turn-over”，Journal of Political Economy，1979（5），pp援 972 990援瑏瑡Jovanovic Boyan，“Job Matching and t