2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 【研究领域：劳动经济学】 失业持续时间与再就业者收入 杜凤莲 （内蒙古大学经济管理学院，呼和浩特，010021） 内容摘要 失业持续时间对再就业者工资的影响不仅是一个重要的理论问题，还具有重要的政策含义。然而，在理论上，失业者失业持续时间对再就业后工资的影响是不确定的，所以确定失业持续时间对再就业后工资的影响是一个实证问题。本文利用国家统计局2003年的调查数据分析了失业持续时间对中国城镇人口再就业后工资的影响，发现失业持续时间每延长10％，再就业后工资就下降%。 关键词 失业持续时间 再就业者 收入方程 Unemployment Duration and Re-employers’ Earnings Du Fenglian (Economic and Management School, Inner Mongolia University, Huhhot, 010021) Abstract The effect of unemployment duration on re-employers’ earnings is not only an important theoretical problem, but has meaningful policy implications. However, this effect is uncertain theoretically. As a result, the effect of unemployment duration on re-employers’ earnings becomes an empirical problem. This paper analyzes the effect using data collected by China’s National Bureau of Statistics in December 2003. We find that the re-employers’ earnings will decrease by % as the unemployment spell is lengthened by 10%. Key words unemployment duration; re-employer; earning function 1. 问题的提出 中国是世界上人口最多的国家，在计划经济体制下，国有企业积累了大量隐性失业者，改革开放以后，隐性失业逐步显现出来，特别是1998年国有企业实施战略性重组以来，中国的隐性失业进一步显性化。与其他转型国家的失业相比，中国城镇失业呈现出失业率高（张车伟，2003a，2003b），失业持续时间长等特点（杜凤莲，2004）。失业持续时间对再就业者工资的影响不仅是一个重要的理论问题，还具有重要的政策含义。如果失业持续时间对再就业者工资的影响为正，那么，失业过程同时就是劳动市场发挥作用、实现劳动者与工作匹配的过程；如果失业对再就业者的负面影响不大，那么，政府就应该实施促进再就业的政策，并保证失业者失业期间的基本生活；如果失业对再就业者的负面影响很大，那么，对于那些经历很长失业持续时间后才实现了再就业的人口，他们依然有可能成为工作中的贫困者（working poor）。为了缩小城镇人口的收入差距，政府不仅要采取有效措施促进再就业，还要密切关注再就业人口的收入水平过低问题。 国际上对失业以及失业持续时间对再就业后收入影响进行实证研究的文献很多，Podgursky & Swaim（1987）利用美国1979－1984年的数据发现，失业对一般劳动力再就业后工资的平均影响不是很大（蓝领工人的工资下降不足10％，而白领工人工资下降不足5 1
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 ％），但是对具有高专用性人力资本投资失业者的负面影响很大。Addison & Portugal(1989)的研究发现在美国，失业持续时间每延长10％，再就业后工资就会下降%－%。Jacobson et al（1993）的研究发现，在美国，失业会导致再就业后收入下降，而且这种下降是长期的，很难恢复，即使是失业后在与失业前相似的企业中工作也是如此。Stevens（1997）计算了失业经历对再就业后工资的长期影响，他发现即使是在工作了6年以后，再就业者的工资比预期的还低9％以上。Kletzer（1998）对美国的研究发现，一般而言，无论与失业前工资相比，还是与未失业者相比，再就业者的工资都相对较低。Michael C. Burda(2001)对德国的研究结果是，失业会导致再就业后收入下降，但下降程度低于美国。总之，在对失业及其失业持续时间对再就业后收入影响的研究中，经济学文献所得出的结论基本上是一致的：即失业，包括自愿性失业都会对再就业后收入产生不利影响，只是在不同国家，其影响程度可能会不同。 经济学家对中国再就业后工资的定量研究还不是很多，Appleton et al（2002）利用中国2000年的数据发现失业者再就业后的收入显著低于未失业者，也低于按照未失业者工资方程预期的工资。但Appleton等一文并没有考虑失业持续时间对再就业后收入的影响。Knight et al(2002)利用相同的数据发现失业持续时间对再就业后收入有显著负影响，结论是失业持续时间每提高1个月，再就业后工资就下降%。Knight等估算了失业持续时间对再就业后收入的影响，但是他们的研究集中在失业持续时间对再就业后工资的影响，而没有考虑失业前工资对再就业后工资的影响，即他们没有考虑失业持续时间对再就业者相对工资的影响，也没有考虑再就业者行业、职业变换对再就业后工资的影响。 本文利用2003年的数据，采用Addison & Portugal(1989)的研究方法，考察失业持续时间对再就业者相对工资的影响。在解释变量中加入失业前工资、职业变化、行业变化等，从而使得估计结果更加可靠。本文的结构大致如下：第二部分是理论框架和假说；第三部分是数据与方法；第四部分是结果；第五部分是结论。 2．理论框架和假说 理论上，失业持续时间与再就业后工资的关系是不确定的。按照标准的工作搜寻理论，即如果劳动力市场比较宽松，失业者的人力资本水平不随失业持续时间的变化而变化，失业者保留工资保持不变，而工作搜寻又富有效率，那么失业者就会为得到更高的再就业工资而延长搜寻时间。E(L)表示失业持续时间，w表示保留工资，p表示搜寻者再就业概率，r则根据工作搜寻理论（McCall，1970）： ∞1E(L)=， p＝φ(x)dx （1） ∫pwr从上式可见，失业持续时间E(L)随着w的提高而提高，即，在工作（工资）分布函数rφ(x)既定的条件下，w越高，搜寻者再就业的概率p就越小，这样，失业的持续时间E(L)r就越长。而延长的搜寻时间（即为失业持续时间）可以看作是为获得更高工资所花费的等待成本。除了标准工作搜寻理论所阐释的再就业后工资与失业持续时间具有正相关关系以外，失业者工作搜寻强度提高也可能导致再就业后工资与失业持续时间呈现出正相关关系。即随着失业持续时间的延长，失业者购买闲暇的能力下降，这样，失业者的工作搜寻强度会提高， 2
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 如果其搜寻是有效的，失业者获得工作的概率提高，保留工资上升进而再就业后工资提高。 但在现实中，标准工作搜寻理论的假设并不一定成立，从而失业持续时间对再就业后工资水平的影响也就不确定了，既可能是正向的，也可能是负向的。Kiefer et al（1979）利用美国数据在经验上证明了保留工资随着失业持续时间的延长而下降，Burdett et al（1988）则利用博弈论中的学习（learning）理论描述了保留工资的下降过程。较长的失业持续时间降低了再就业后工资，可能的原因是：第一，失业持续时间延长可能会导致失业者人力资本损失（decay），特别是如果劳动力市场就业形势比较严峻，劳动力可能被迫进行行业转移，从而专用人力资本的作用下降甚至于消失，这样，劳动力获得工作机会的概率q(x)下降，失1业者的保留工资w也因此下降。第二，随着失业持续时间的延长，失业者购买闲暇的能力r下降，这样，失业者就有动机降低保留工资，接受较低工资水平的工作。第三，劳动供给者与劳动需求者之间存在信息不对称，失业和失业持续时间往往会成为失业者技能低下的信号，这样劳动力需求者就会为其支付更低的工资，从而该失业者面临的工资分布的均值w下降，保留工资下降。第四，劳动力的工作搜寻并不一定是有效的。总之，鉴于中国当前的就业形势，我们可以断定，失业者再就业后工资有随着失业持续时间的延长而下降的可能性。 本文采用了Addison & Portugal(1989)的研究方法，考察失业持续时间对再就业者相对工资的影响。 3． 数据、统计特征与计量方法 本文所使用的数据来源于中国国家统计局城市社会经济调查总队于2003年11月15日至2003年12月5日进行的《城镇居民再就业状况调查》和《城镇居民失业状况调查》。《城镇居民再就业状况调查》的调查对象是近3年有过失业经历，但目前已经再就业的人员，样本为1008个；《城镇居民失业状况调查》的调查对象是目前尚处于失业状态的人员，样本数为1565个。样本的抽取方法是在中国的六大经济区中抽取17个省市，分别为北京市、天津市、河北省、山西省、辽宁省、吉林省、黑龙江省、江苏省、安徽省、河南省、广东省、湖北省、重庆市、四川省、云南省、贵州省、甘肃省。除了北京、天津、重庆3个直辖市以外，其它每个省份都按照大、中、小分层抽样原则分别抽取3个城市（每个省份中的大城市就是该省的首府城市），加上3个直辖市，一共调查了45个城市，这45个城市的调查对象是城市住户调查住户（UHS）。本项专业调查所获得的指标，除了再就业者失业时间、再就业时1间和失业者的失业时间以外，还包括以下几类：一是失业者的个人人口特征，例如年龄、性别、教育程度、身体健康状况、婚姻状况、参加的党派类型、享受何种医疗保健、工作搜寻途径以及失业前的收入等；二是再就业者和失业者的职业、行业特征，例如被调查者失业前所从事的职业类型、职业性质、所属行业、所属企业的所有制性质以及离开原有单位的原因等；三是被调查对象的家庭特征，例如家庭成员的年龄、受教育程度、就业情况、所属职2业、行业以及收入等；四是被调查者社会救济收入等。在2573个调查样本中，失业持续时 1 如果在调查期内有过1次以上失业经历，失业持续时间只记录最近一次失业。 2在有关失业、再就业专项调查数据中，失业者在失业期间收入有明显区分，一部分是失业救济金，一部分是失业期间的打工收入，而在再就业专项调查中，失业期间收入只有失业救济金和失业期间打工收入的加总数据，再就业者在失业期间的失业救济金数据根据失业者的数据推断而得。推断过程如下，首先利用当前依然处于失业状态的失业者数据得到失业救济金方程，然后进行预测推断。主要的解释变量包括个人特征，失业前所属企业、行业性质，失业前职业性质和职业类型，失业原因，工作搜寻途径和地区虚拟变量等。 3
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 间为0的有42个，失业持续时间缺失的有61人，在1993年以前失业的有61人，本文之所以把1993年作为一个分界线，是因为在1993年，中共中央做出了建立现代企业制度的决定，这时，企业才拥有了部分用工自主权，失业问题也由此而显性化。鉴于有些失业者失业期间月平均挣得收入偏高这一事实，推测失业者中可能会存在着隐性就业。本文对隐性就业的鉴定如下：假设所有的再就业者在失业期间不存在隐性就业，并以再就业者在失业期间的最高月打工收入1600元为界限，剔除目前失业人群中月打工收入超过1600元的75人。一共扣除239个样本，剩余2334个样本。扣除重要变量缺失的变量，剩余样本2291个。样本的人力资本特征、行业、职业变换状况见表1。 表1 样本的描述性统计特征* 再就业者 失业者 失业者与再就业者总体 连续性变量 平均值 标准差 平均值 标准差 平均值 标准差 1失业持续时间(月) 2失业前工作经验 失业前一份工作的工-- -- -- -- 作持续期 再就业后工作持续期 -- -- -- -- 失业前月收入(元) 再就业后月收入(元) -- -- -- -- 离散型变量 % 频数 % 频数 % 频数 3是否变换行业 601 -- -- -- -- 4是否变换职业 536 -- -- -- -- 初中及以下 307 576 883 高中 502 609 1,111 大专 122 116 238 大学及其以上 24 31 55 5健康 879 1128 2007 观测值 956 1335 2291 *近三年有过失业经历者一共有2291人，其中881人目前已经实现再就业，我们称为再就业者，另外的1221人目前尚处于失业状态，我们称之为失业者。1.在这里，失业者的失业持续时间存在着右截断特征，从而，失业者以及再就业者和失业者总体的失业持续时间并不是真正的实际失业持续时间。2.这里的失业前工作经验为连续变量，计算方法是年龄－教育年限－6－失业持续时间－再就业后的工作持续期； 3.变换行业取值为1，否则取值为0；4.变换职业取值为1，否则取值为0；5.健康是指身体健康状况至少和正常人一样好。 从表1可见，再就业者和失业者的失业持续时间相差较大，但二者失业前工作经验并没有太大差别，失业者失业前那份工作的持续期为11年半，而再就业者的平均工作持续期仅为1年半。表1中失业前月收入为2003年的可比收入，从表1可见，平均而言，再就业后收入高于失业前收入。从统计性特征中还可以看出，再就业人口中分别有约63％的人口变换了所从事的行业，约56％的人口变换了职业。从教育分布上看，有过失业经历者的教育水平大都是高中及其以下教育水平。 为了估计失业持续时间对再就业后收入的影响，需要建立一个比较灵活的收入方程，传统收入方程采用的是标准的Mincer收入方程，在传统收入方程中，主要考虑个人特征对收入的影响；现代收入方程在传统收入方程的基础上加入了工作匹配因素，例如行业、职业等。在本文的分析中，我们采用Addison & Portugal(1989)所使用的函数形式，该收入方程考虑了 4
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 失业持续时间对再就业后收入的影响： j−1jlnWαTENURE+(αβ)TENURE+γSLU+μ （2） ∑∑jssjjjssj==1这里，TENURE是劳动者在工作s上完整的工作持续时间；TENURE是当前工作的sj工作持续时间；SLU是失业持续时间加总，也可以称之为搜寻时间；α是工作期间一般培s训(general training)的回报，是可以传递的（transferable），β是专门培训(specific training)的回报，具有不可传递性（nontransferable）；μ是扰动项。 j在方程（2）中，我们允许在不同工作中一般培训回报可以不同，即α≠α≠"≠α。12j失业前每一阶段工作时间（TENURE）的加入使得我们可以考察工作流动的信息，从而丰s富了收入方程。 对方程（2）进行简单变换，有： jj−1jlnWαTENURE+(αα)TENURE+(αβ−α)TENURE+γSLU+μ∑∑∑j1ssSj1sjs==2s=1 （3） 如果α=α="=α并且γ=0(s=1,"j)，我们就得到了熟悉的工资方程： 12j−1slnW=αEXP+(α+β−α)TENURE+μ （4） j1j1j在公式（4）中，以前的工作持续时间和失业持续时间就合在一起成为经验EXP了。 采取公式（2）的形式，我们就可以在一个方程中考虑以下问题：工作经验回报、工作匹配以及失业持续时间对收入的影响。为了控制个体异质性，我们在工资方程中加入失业前工资(Kiefer and Neumann,1979；Topel,1986)。 受数据的限制，我们只能把工作持续时间分为两期，失业前工作持续时间（即为工作经验EXP）和再就业后工作持续时间（即为TENURE）。 j根据公式（4），我们可以把失业前工资方程和再就业后工资方程表示为： lnW=αEXP+(α+βα)TENURE+θX+μ（5） i,j−11i,j−1j−1j−11i,j−1i,j−1i,j−1lnW=αEXP+(αα)TENURE+(α+β−α)TENURE+γSLU+θX+μij1ijj−11i,j−1jj1ijjijijij（6） 在再就业后工资方程中加入了失业前工资，我们有： lnW=δlnW+(1−δ)αEXP+[(1−δ)αα)−δβ]TENUREiji,j−11ijj−11j−1i,j−1（7） +[(α+β−α(1−δ)]TENURE+γSLU+θ(X−δX)+(μ−δμ)jjijjijijij−ijij− 5
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 X表示个人特征和人口特征。 从对失业前工资方程（5）的回归中，我们不仅可以得到经验的回报系数α，还可以求1出高于α的失业前工作持续期回报(α+β−α)，其中，α,β分别为一般培训和1j−1j−11j−1j−1特殊培训的回报；从再就业后工资方程（6）、（7）中，我们可以分别估计出不控制失业前工资和控制失业前工资时失业持续时间对再就业后工资的影响系数γ。 本文数据限于再就业者没有失业前工作持续时间的数据，在估计时，我们只能够使用经验代替，这样，本文估计的失业前方程、再就业后方程、考虑失业前工资影响的再就业工资方程就分别简化为： ′lnW=αEXP+θX+μ，(5) i,j−11i,j−1i,j−1i,j−1lnW′=αEXP+(α+β−α)TENURE+γSLU+θX+μ,(6) ij1ijjjijjijijijlnW=δlnW+(1−δ)αEXP+[(α+β−α(1−δ)]TENURE+iji,j−11ijjj1ij ′γSLU+θ(X−δX+(μ−δμ)(7jijiji,j−1iji,j−14. 结果 通过对公式′(5)进行估计，我们可以得到失业前工资函数，见表2。因为缺乏再就业者失业前工作持续时间的信息，我们只能对失业前整体工作经验进行估计，作为对比，我们还对目前依然处于失业状态的劳动者和近3年内有过失业经历劳动者失业前工资方程进行了估计，分别见表2的方程（1）、（2）、（3）。 表2 失业前工资方程 变量 （1） （2） （3） .失业前工作经验 *** *** 失业前工作经验平方 *** *** 高中 ********大专*** *** *** 本科以上 *** ******身体健康状况 * 天津 *** *** *** 河北*** *** *** 山西 *** *** *** 辽宁*** *** *** 黑龙江 ****** *** 吉林*** *** *** 江苏 ** *** 安徽*** *** *** 河南 ****** *** 6
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 湖北 *** *** *** 广东 重庆 ** *** *** 四川****** *** 贵州 *** *** *** 云南*** *** *** 甘肃 *** *** *** 失业前工作持续期 － － *** － － 失业前工作持续期平方 － － ** － － 常数项 *** ****** 观测值942 1273 2267F值 Adj R-squared ***,**,*分别表示在1％，5％和10％的显著性水平上显著。 从表2可见，在再就业者的失业前工资方程中，失业前工作经验对失业前工资影响为负，即工作经验每增加1年，再就业者失业前年工资就下降%，但是这种影响在统计上不显著。教育水平对失业前工资的影响显著为正，其它条件相同，高中生比初中及其以下教育水平者工资平均高出%，而大专生比参照组高出%，本科及其以上者比参照组高出%。健康状况对工资的影响为正，身体健康者较不健康者平均工资高出%。从地域差距来看，与参照组――北京相比，除了广东省以外，其它地区的工资显著低于北京地区。 而从目前依然处于失业状态劳动者失业前的工资回归方程来看，其结果与再就业者相似，但是由于在数据中有关于失业前工作持续时间的信息，所以，我们能够从方程（2）中获得更多的信息。从工作经验来看，失业前，失业者的工作年限每增加1年，其工资就显著下降％，但是失业前所从事工作的工作持续时间对失业前工资有显著影响，工作持续时间每提高1年，失业者工资就提高%。以上结果说明在再就业劳动力市场上，再就业者在某一具体工作从业的时间越长，越有利于与工作相关的特殊人力资本(job-specific human capital)积累，从而工资水平就越高。但是该工作以前的经验对劳动者的影响为负。所以，失业者损失的不仅仅是失业期间的就业收入，还包括因工作转换所可能带来的人力资本损失而引起的机会损失。另外，工作经验回报为负也可能是因为我们缺乏失业前工作变换的详细信息，所以把本次以前的失业持续时间也划为工作经验了，从而导致经验回报偏低。近3年有过失业经历者的失业前工资方程（3）与再就业者失业者失业前工资方程（1）的结果基本相似。 再就业后方程与失业前方程相比会有什么区别，失业持续时间对再就业后工资会有何影响？这是本节力图回答的问题。为了计算上的方便，我们把失业持续时间和失业前工资也取为对数形式，在对式′和′(6)(7)进行估计时，我们希望估计出失业者再就业后工资与失业持续时间等因素的关系。但是，在失业专项调查样本中，有近60％的劳动力尚未实现再就业，从而我们观察不到这些尚处于失业状态劳动者的再就业后工资，而只能够观察到40％的再就业者工资。如果再就业者在整个失业群体中是随机选择的，那么再就业者样本就可以代表整体失业者状况，反之就会产生自选择问题。即，样本中的再就业者和尚未就业者的再就业后工资决定就会出现系统性不一致。自选择性模型如下： 7
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 lnw=xβ+ε1ilnw*=xα+ε22*I=lnw−lnw*=zδ+vi（8） *1,I≥0，即失业者实现了再就业iI=*{i0,I<0，即失业者尚未实现再就业，仍然处于失业状态i2ε,v服从联合正态分布，E(ε)=E(v)=0，var(ε)=σ,var(v)=1，ε,v的相关iiiiiiii*系数corr(ε,v)=ρ。在这里，w为再就业者的工资。w*为保留工资。I为需求者支付iii*的工资与保留工资之差，根据工作搜寻理论，当I大于或者等于0时，失业者会接受现有i工作机会，反之，当需求者愿意支付的工资小于保留工资时，失业者会拒绝现有工作机会而继续搜寻。于是，在估计再就业者的工资方程时，就极易产生样本的选择性问题。为了控制样本的选择性问题，我们使用Heckman两步法(Heckman,1979)，考虑了自选择性问题后对公式′和′(6)(7)的估计分别见表3的方程（2）和方程（4）。 表3 再就业后工资函数（因变量为再就业后工资的对数） 变量 (1)(2) (3) (4) 失业前工作经验 *** * () () () () 失业前工作经验平方 ** () () () () 高中 **** * ** () () () () 大专 ****** *** *** () () () () 本科以上 ****** *** *** () () () () 身体健康状况 () () () () 天津 ****** *** *** () () () () 河北 ****** *** *** () () () () 山西 ****** *** *** () () () () 辽宁 ****** *** *** () () () () 黑龙江 ************ 8
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 () () () () 吉林 ****** *** *** () () () () 江苏 ****** *** *** () () () () 安徽 ****** *** *** () () () () 河南 ****** *** *** () () () () 湖北 ****** *** *** () () () () 广东 ***** ** ** () () () () 重庆 ****** *** *** () () () () 四川 ****** *** *** () () () () 贵州 ****** *** *** () () () () 云南 ****** *** *** () () () () 甘肃 ****** *** *** () () () () 现有工作持续期 *** － ***－ () () 现有工作持续期平方 *** － ***－ () () 行业变化 ***－ **－ () () 职业变换 － － () () Log(失业前工资)$ 0 0 *** *** () () Log(失业持续时间) *** *** *** *** () () () () 常数项 ****** *** *** () () () () Lambda# － ***－ ***() () 观测值 947 2279947 2279F值－ － Adj R-squared － － Wald chi2(.) － －326 ***,**,*分别表示在1％，5％，10％的显著性水平上显著；#再就业选择方程中的变量包括婚姻状况， 9
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 性别，失业救济金、失业者教育水平等变量；括号里数据为标准差；$失业前收入已经转化为2003年可比收入。 我们首先利用最小二乘法（OLS）对式′(6)和′(7)进行估计，估计结果见表3中的方程（1）和方程（3），表3中的方程（1）和方程（3）的区别是方程（1）中，自变量不包括失业前工资，或者说失业前工资系数固定为′0。比较方程（1）和方程（3）可见，方程(6)和′(7)中自变量的系数在方向和显著性方面没有很大差别，只是后者的数值稍微低一些。从方程（1）和方程（3）可以得出以下结论：第一，不考虑自选择性时，失业前工作经验对再就业后工资的影响在统计上不显著，但是一旦控制了自选择性后，工作经验对再就业后工资的影响就是正的，并且具有统计上的显著性。产生这种方向性差别的主要原因是：首先，再就业后的工作经验中扣除了本次失业持续时间，而由于数据方面的原因，失业前工资方程中的工作经验没有能够扣除以前的失业持续时间，这样，对于失业次数超过1次的劳动者来说，其工作经验就被高估了，从而，工作经验对失业前和再就业后工资的影响就不相同。 第二，教育水平对工资的影响与失业前基本相似，高中生工资水平比初中以及以下教育水平者平均高%，大专生平均高出%，大学及其以上教育程度者%。身体健康者比不健康者的工资高出%，但是健康状况对再就业后工资的这种正向影响在统计上不显著。 第三，地区间工资有显著差异，与参照组北京市相比，其它地区再就业后平均工资都低一些，除了天津、江苏和广东等发达省份之外，几乎其它地区的平均工资比北京低50％以上，再就业后工资的这种地区间显著性差异说明在当前的中国，劳动力在地区间的流动成本还是很高的。 第四，再就业后所从事工作的工作持续期对再就业后工资有显著正向影响，具体地说，现从事工作持续时间每提高1年，劳动者再就业后工资就提高%，当然这种工资随工作持续时间而增长的趋势是递减的。这个结论与失业前结论基本相似，但是比失业前的影响程度更高。 第五，由失业所带来的行业和职业变换对再就业后工资的影响是不同的：行业变换使得再就业后的工资显著降低，降低幅度从%不等，这可能是由于行业变换而导致与行业有关的人力资本损失所致；职业变换虽然提高了再就业后工资，但是这种提高在统计上是不显著的。这就是说，失业者队伍中，有63%的劳动力因为行业变换而导致了%的收入损失。 第六，失业前工资对再就业后工资具有显著正向影响，具体地说，失业前工资（为2003年可比工资）每提高10%，再就业后工资就提高％。失业前工资对再就业后工资具有显著正向影响，可能的原因是，首先，失业前工资本身在一定程度上反映了失业者的个体能力差异，能力越高者失业前工资也越高，反之，失业前工资就越低，而能力高者在再就业时也就能以更高概率获得高工资。另外，失业前工资越高，失业者工作搜寻时的保留工资也越高，从而劳动者只会接受较高工资水平的工作。 第七，从表3可见，本部分所考察失业持续时间对再就业后工资具有显著负向影响，具体地说，失业持续时间每提高10％，再就业后工资就下降%。从而实证结果论证了前文中关于再就业后工资随失业持续时间延长而下降的假说，但是，我们并不能确定这种负向关系究竟是由于人力资本损失还是由于不利的信号显示等，或者这些原因的综合作用引起的。 第八，从表3可以发现，方程（2）和方程（4）中，自选择在统计上是显著的，且Heckman 10
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 Lambda值为正，说明再就业样本存在着正选择，即，在失业持续时间相同的情况下，当前的失业者与再就业者相比，其预期的再就业后工资低于再就业者。 从失业持续时间对再就业后工资的影响来看，比较公式′(6)和′(7)的估计结果，我们有理由认为′(7)的结果，即表3中的方程（3）、（4）更可靠些，因为在解释变量中加入失业前工资来分析再就业后工资的相对变化，相当于控制了劳动者个体的异质性。 从再就业后工资方程，即表3中的第七、八个结论可见，失业者再就业后工资会随着失业持续时间的延长而下降，在失业持续时间相同的条件下，目前失业者再就业后工资会低于目前的再就业者，这样，失业对劳动者所造成的损失就不仅是失业期间的就业收入，还包括对再就业后收入的影响。为了防止城镇贫富差距过大，政府不仅要通过失业保险体系来保障失业者的基本生活，千方百计促进就业，还要通过最低生活保障金等制度保证再就业者的收入。 在对预期失业持续时间对再就业后工资影响的分析中，计量方法上除了考虑自选择性，还要考虑内生性问题。根据标准的工作搜寻理论（McCall，1970），如果失业者的保留工资不变，劳动力市场就业环境比较宽松，并且失业者的工作搜寻是有效的，那么，为了获得更高的工资，失业者愿意搜寻更长的时间，从而再就业后工资与失业持续时间呈现出正向变动关系；但是，从另一个方面考虑，对于搜寻者而言，劳动力需求者所支付的工资越高，失业者就越容易接受该项工作，从而失业持续时间就越短，这样，就出现了再就业后工资和失业持续时间的相互决定问题，在计量经济学上，我们称之为内生性（endogeneity）。如果暂时忽略自选择性问题，内生性问题就可以通过工具变量（instrumental variable）来解决。 在本文的分析中，我们把家庭财产收入、孩子的年龄、孩子的性别、居住地区等作为工具变量，但是，Hausman检验的结果是失业持续时间的内生性问题并不严重，这个结论与Knight et al(2002)的检验是一致的。这样，我们就可以不必考虑再就业后工资对失业持续时间的决定问题了。但是这个结果并不否认如果有更加丰富的数据资源，我们就可能找到更好的工具变量，从而得出不同的结果，而这也是我们以后努力的方向之一。 5. 结论 标准的工作搜寻理论认为失业持续时间对再就业后工资有正向影响，而放松了标准工作搜寻理论的假设条件、并考虑中国劳动力市场的现实状况以后，我们就会发现有诸多的因素会导致失业持续时间对再就业后工资有负向影响。本文利用中国国家统计局2003年12月份的失业、再就业专项调查数据，对失业持续时间与再就业后工资的关系进行了检验，发现在中国，失业持续时间确实显著降低了再就业后工资水平，再就业后工资对失业持续时间的反应弹性为－，即失业持续时间每提高10％，再就业后工资就下降%。 通过分析，我们还发现教育水平对再就业后工资具有显著的正向作用，其它地区再就业后工资显著低于北京地区。再就业后工作持续期对再就业后工资有显著正向拉动作用，再就业后工作持续期每提高1年，再就业者工资就能够提高10％。通过分析还发现行业变换对再就业后工资带来了损失，行业变换者工资比没有变换行业的劳动者低10％，这意味着再就业人口中，约有63％的劳动力因行业变换而蒙受了平均10％的工资损失。可能因为失业前工资代表了劳动力能力水平，也可能因为失业前工资影响了保留工资，失业前工资水平对再就业后工资的影响显著为正，再就业后工资对失业前工资的反应弹性为。 参考文献 11
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 1. Addison, John T.; Pedro Portugal, Job Displacement, Relative Wage Changes, and Duration of Unemployment , Journal of Labor Economics, Vol. 7, No. 3. (Jul., 1989), pp. 281-302. 2. Appleton, Simon; Knight, John; Song, Lina; Xia, Qingjie，Labor retrenchment in China: Determinants and consequences, China Economic Review Volume: 13, Issue: 2-3, 2002, pp. 252-275. 3. Burda,Michael C.; Antje Mertens: Estimating wage losses of displaced workers in Germany,Labour Economics –41. 4. Carrington, William J.; Asad Zaman: Interindustry Variation in the Cost of Job Displacement, Journal of Labor Economics, , (Apr., 1994), 243-275. 5. Fallick, Bruce C: A Review of the Recent Empirical Literature on Displaced Workers, Industrial and Labor Relations Review, Vol. 50, No. 1(Oct., 1996),5-16. 6. Gibbons, Robert; Lawrence Katz: Does Unmeasured Ability Explain Inter-Industry Wage Differentials? The Review of Economic Studies, , (Jul., 1992), 515-535. 7. Hamermesh, Daniel S.: The Costs of Worker Displacement, The Quarterly Journal of Economics, , (Feb.,1987),51-76. 8. Kletzer, Lori G.: Job Displacement, The Journal of Economics Perspectives, , (Winter,1998), 115-136. 9. Knight, J. and Li Shi(2002), Unemployment duration and earnings of re-employed workers in urban China, working paper, Oxford University. 10. Madden, Janice Fanning: The Distribution of Economic Losses among Displaced Workers: Measurement Methods Matter, The Journal of Human Resources, , (Winter,1998),93-107. 11. Magnani, Elisabetta: Risk of Labor Displacement and Cross-Industry Labor Mobility, Industrial and Labor Relations Review, , (Apr.,2001),593-610. 12. McCall, J. J.: Economics of Information and Job Search, the Quartely Journal of Economics, Vol. 84, No. 1 (Feb., 1970),113-126. 13. Neal, Derek: Industry-Specific Human Capital: Evidence from Displaces Workers, Journal of Labor Economics, , (Oct.,1995),653-677. 14. Podgursky, Michael; Paul Swaim, Job Displacement and Earnings Loss: Evidence from the Displaced Worker Survey ,Industrial and Labor Relations Review, Vol. 41, No. 1. (Oct., 1987), pp. 17-29. 15. Stevens, Ann Huff: Changes in Earnings Instability and Job Loss, Industrial and Labor Relations Review, Vol. 55, No. 1(Oct., 2001),60-78. 16. Zhang, Juwei: Urban xiagang, unemployment and social support policies, a literature review of labor market policies in transitional China, August 2003a. 17. 杜凤莲：《中国城镇人口失业持续时间的性别差异》，第4届中国经济学年会会议论文， 天津，2004。 18. 张车伟：《失业率定义的国际比较及中国城镇失业率》，《世界经济》，2003b年第5期。 12
2005年中国经济学年会论文 题目：失业持续时间与再就业者收入 作者简介以及联系方式 杜凤莲：女，内蒙古大学经济管理学院副教授，研究方向为微观经济学、劳动经济学； 通讯地址：内蒙古自治区呼和浩特市大学西路235＃，内蒙古大学经济管理学院 010021 13
