搜寻理论、失业救济金与中国城镇人口失业持续时间.pdf

搜寻理论、失业救济金与中国城镇人口失业持续时间 杜凤莲 鲍煜虹 100871 010021 北京大学经济学院，100871 100871，内蒙古大学经济管理学院，010021 010021； 100053 中国普天信息产业集团公司，100053 内容摘要 搜寻理论认为失业救济金1会延长失业持续时间，但是该理论却不能确定失业 救济金对失业持续时间的影响程度，因而失业救济金与失业持续时间的关系是一个重要的理 论问题，也是一个重要的实证问题。本文在搜寻理论的基础上，利用持续数据模型和国家统 计局 2003 年的专项调查数据对失业救济金和失业持续时间的关系进行了考察，发现中国城 镇失业者中，享受失业救济金者失业持续时间的决定因素不同于不享受者。转换模型也得出 了类似结论。本文的政策建议是政府在严格控制失业者享受失业救济金时间的同时，应该提 高失业救济金的覆盖面，并向失业者提供职业培训。 关键词：搜寻理论 失业救济金 失业持续时间 持续模型 转换模型 Search Theory, Unemployment Benefits and Unemployment Duration in Urban China Du Fenglian & Bao Yuhong Economics School of Peking University, 100871， Economics and Management School of Inner Mongolia University,010021; China Putian Corporation, 100053 Abstract Search theory tells us that unemployment benefits may lengthen unemployment duration. However, search theory can’t tell the quantitative relationship exactly. As a result, the relationship between unemployment benefits and unemployment duration is a problem both theoretically and empirically. On the basis of search theory, this paper examines the relationship between unemployment benefits and unemployment duration in urban China, using duration model and household survey data conducted in December 2003. We find that the determinants of the unemployment duration for those who are enjoying unemployment benefits are different from those who are not. Switching model also draws the similar conclusion. This paper suggests that government extend the coverage of unemployment benefits and offer job training opportunities to the laid-offs. At the same time, government should limit the time of entilement. Key words: search theory; unemployment benefits; unemployment duration; duration model; switching model 一、文献回顾与研究背景 失业率是反映劳动力市场状况的一个重要指标，但仅仅使用失业率一个概念并不能有 效地反映劳动力市场状况。通常，较高的失业率和较短的失业持续时间被认为是劳动力市 场活跃的表现；而较低的失业率和较长的失业持续期则需要引起社会的高度重视，因为这 本文中的失业救济金泛指政府发放给失业者的各种救济金，包括失业保险金、下岗补贴或者最低生活保 障金。 1 1 意味着有一部分人成为硬核（hard-core）失业者；如果二者都很高，那问题就更加严重。 而失业救济金是维持社会稳定的安全网，但是工作搜寻理论认为失业救济金会降低失业者 再就业概率从而提高失业者失业持续时间。研究失业救济金与失业持续时间关系的文献很 多，Nickell （1979）发现在失业持续时间不超过 20 周时，失业救济金会降低再就业概率， 而在失业持续时间超过 20 周以后，失业救济金会提高再就业概率。 Narendranathan et a（ l 1985）发现失业救济金提高了预期失业持续时间，Meyer (1990)也发现了类似结论。Ham et al（1998，1999）对 90 年代初捷克和斯洛伐克失业者的失业持续时间进行了比较分析， 并对失业补偿金的反应分别进行了估计，发现在捷克和斯洛伐克不同性别失业者对失业补 偿金的反应是不同的。 总之，不同的国家或者相同国家的不同时期，失业者对失业救济金的反应是不同的， 中国作为世界上最大的发展中国家和最大的转型国家，失业救济金与城镇人口失业持续时 间的关系与西方发达国家、其他转轨国家相同吗？本文试图对这一问题进行分析。 1993 年，中国政府提出现代企业制度是国有企业改革的方向，从此，国有企业在法律 上拥有了用人自主权；1997 年，中国政府又提出了国有企业“三年脱困”的目标。在国有 企业改革日益深化和和企业冗员逐步消减的过程中，我国的失业问题也随之显性化。据统 计，1998-2002 的五年间，国有企业累计下岗职工总量为 2714.52万人，2003 年，中国城镇 有 800 万人登记失业，城镇登记失业率为 4.3%3。可以说，在 21 世纪，中国政府面临的最 大挑战之一就是解决失业问题。2003 年，十六届三中全会明确提出“要把扩大就业放在经 济社会发展更加突出的位置”；温家宝总理在 2004 年第十届全国人民代表大会第二次会议 上 提 出“千方百计增加就业是政府的重要职责”，并且提出了 2004 年的预期就业目标是“新 增城镇就业 900 万人，下岗失业人员再就业 500 万人”。这都说明了日益严重的城镇失业 问题已经引起党和国家的高度重视。 为了保障失业人口的生活，在政府的指导下，1998 年起，各地成立了再就业中心，再 就业中心的存续期为 3 年，按规定，从 2001 年起，原则上各地不准再成立再就业中心，已 经在 2001 年成立的再就业中心需在 2003 年撤并，从而实现下岗与就业的并轨。所以，在 上世纪末至本世纪初的短短几年中，中国的劳动力市场制度发生了很大变化。 但是，限于数据等方面的原因，学术界对中国城镇失业持续时间问题的研究还不是很 多，Appleton et al (2002)的研究发现中国城镇失业持续时间大约为 4 年，而失业救济金对 再就业概率无显著影响。Cai Fang et al（2004）发现下岗补贴或者失业保险对再就业概率 具有显著负向作用。但是他们的数据都反应的是 2001 年以前的情况，也都没有对失业救济 金享受者和不享受者分别进行分析，从而不能够发现是否获得失业救济金对失业者行为的 影响，也不能发现需求者和社会制度对二者的不同影响。 本文试图在工作搜寻理论和持续数据模型、转换模型的基础上，利用 2003 年的专项调 查数据计算失业救济金和失业持续时间的定量关系。通过定量分析，我们就会发现中国城 镇失业问题与其他国家相比有什么不同，也可以发现随着中国劳动就业制度改革的深入， 失业者的再就业行为发生了哪些变化。本文的研究结构大致如下：第二部分是理论框架与 假说；第三部分是数据与计量方法；第四部分是模型分析；第五部分是结论。 二、理论框架与假说 由于目前尚处于失业状态的失业者失业持续时间存在右截断问题，计量上把失业持续 2 3 根据《中国劳动和社会保障年鉴》2003 有关数据计算。 《中国统计年鉴》，2004。 2 时间决定问题转化为估计失业者脱离失业状态的条件概率，即机会函数（hazard function） h(t )dt 。所谓机会函数 h(t )dt 是失业者个体 i 在失业持续时间已经持续了 t 期之后，在时期 (t , t + dt ) 内脱离失业状态的概率。该条件概率取决于劳动力的需求和供给，可以表示为两 个概率：第一，失业者个体在 (t , t + dt ) 时期内得到工作机会的概率；第二，这样的一个工 作机会被失业者接受的概率。下面逐步分析决定这两个概率的因素。 失业者个体在 (t , t + dt ) 时期内得到工作机会的概率大致与以下 3 类因素有关： 第一，劳动者的个人特征，这些个人特征包括性别、工作经验、教育程度、健康状况 等。显然，一个失业者越有工作经验、教育程度越高、越健康就越容易找到工作。为了简 化公式，我们用向量 x 表示搜寻者的个人特征。 第二，地区劳动力需求状况，包括劳动力所在地区的经济增长速度、产业结构以及失 业率等。一般而言，经济增长速度对就业具有拉动作用；产业结构中第三产业具有更高的 吸纳劳动力就业的属性；失业率越高，表明劳动供给相对于需求越丰富，从而再就业概率 就会越低。 第三，工作搜寻途径，包括政府、劳动力市场、亲戚朋友等社会网络、自己以及其他 途径。失业者获得工作的途径越多，特别是失业者的亲戚朋友越多，他（她）就越能够以 更低成本获得更多的就业信息，从而获得工作的概率就提高。 用字母 l , ch 分别表示地区劳动力需求特征和工作搜寻途径，用 qt (⋅) 表示失业者获得 工作的概率，则 qt (⋅) = qt ( x, l , ch) 。 工作搜寻理论（始于 Stigler,1962）提供了劳动力接受某一工作概率的分析思路。工作 搜寻理论假设失业者在劳动力市场上面临着一系列可能的工资，但是，因为他不知道他在 什么时候才能找到这些工作，所以他不能确切地知道哪一个工资水平会成为现实。而确定 自己满意工作的过程就是工作搜寻，失业者搜寻工作的途径包括自己挨家挨户地找工作， 也包括通过社会关系获得就业信息，还包括利用市场或者政府提供的信息网络，例如职业 中心、报纸、网络等。失业者进行搜寻要花费成本，但同时能够获得预期搜寻收益，搜寻 中止的条件是劳动力需求者支付的工资水平高于劳动力的保留工资，否则，搜寻将要持续 下去。失业救济金、失业者的家庭特征、失业前工资等都会通过影响失业者保留工资而影 响影响失业者再就业概率。 假设 φ ( w) 表示搜寻者搜寻范围内工资分布的密度函数，失业者在失业期间每月得到 的失业救济金为 b ，在实现再就业之后，失业救济金为 0，那么，对于就业者来说， b 就 是失业者再就业的机会成本；如果失业者能够获得 w 工资水平的就业机会而没有就业，那 么继续保持失业状态的机会成本就是 w 。进一步假设失业者在失业期间的收入、获得工作 的概率以及个人特征都不变，并假设失业者以保留工资的水平 wr 接受了工作机会且可以工 作无限期，则保留工资满足下式（Narendranathan et al 1985）： U ( wr ) − U (b) = 1 ∞ [U (w) − U (wr ) ]q( x, l , ch)φ ( w) dw （1） r ∫wr 其中， r 为贴现率。在式（1）中，等式的左边是以效用函数形式表示的失业者以保留 3 工资水平接受工作的边际收益，等式的右边是以效用函数形式表示的接受工作的边际成本。 或者可以表述为，等式的左边是以效用函数形式表示的失业者拒绝接受现有工作的边际成 本，等式的右边是以效用函数形式表示的拒绝现有工作的预期边际搜寻收益。 从式（1）不难知道，脱离失业的概率 h(⋅) = ∞ ∫ q( x, l , ch)φ ( w)dw （2） wr 我们知道，保留工资和脱离失业的概率都与工资的分布有关，为了简单起见，我们把 工资的分布以工资的期望值来表示。这样，在一个简单的静态模型中，我们就可以从（1） 和（2）式得出失业者脱离失业的概率与影响因素之间的关系： ⎧ ⎫ ⎪ ⎪ h = h ⎨q( x, l , ch) , wr [ b, q( x, l , ch), w]⎬ 1424 3 14442444 3⎪ ⎪⎩ ( + ) (−) ⎭ （3） 公式（3）表明失业者再就业的条件概率 h(⋅) 取决于失业者获得工作的概率和接受工作 的概率，失业者接受工作的概率取决于需求者支付的工资 w 高于失业者保留工资 wr 的概 率：需求者支付的工资 w 既定，失业者的保留工资 wr 越高，失业者接受工作的概率就越 低。式（3）还表明，在其它条件不变的情况下，失业者再就业的条件概率 h(⋅) 与失业者获 得工作的概率 q1 ( x, l.ch) 同方向变化，与失业者的保留工资 wr 反方向变化。 同样，根据公式（1）和（2），保留工资与其影响因素的关系可以表述为： wr = wr [ b , q ( x, l , ch) , w ] (+) (+) （4） (+) 在搜寻理论的基础上，从公式（1）－（4）可以得出关于失业救济金与失业持续时间 的假说： ∂h(⋅) ∂h(⋅) ∂wr = ≤0 ∂b ∂wr ∂b （5） （5）式说明在其他条件不变的情况下，失业救济金越高，失业者再就业条件概率就越 低，从而失业持续时间越长。 三、数据与计量方法 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 4 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，除了有再就业者 失业时间、再就业时间和失业者的失业时间4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、所属职业、 行业以及收入等；四是被调查者社会救济收入等；此外，调查指标还包括、工作搜寻途径 以及失业前的收入等。在 2573 个调查样本中，扣除失业持续时间为 0、失业持续时间缺失 、 失业持续时间超长（1998 年以前失业）以及隐性就业者（失业期间月打工收入偏高）的样 本后，剩余样本 2102 个。 为了反映失业者面对的宏观需求环境，本文引入了3个宏观变量――失业率、各地区第 三产业比重和各地区经济增长率。鉴于中国政府所公布的城镇登记失业率的局限性，本文 推算了分省失业率，计算方法如下：根据17个省、市中45个城市的住户调查（UHS）个人 资料，一共45789个样本，剔除16岁以下以及16岁以上的在校学生和准备升学者、离退休人 员、丧失劳动能力者、家务劳动者和其他非就业者后，劳动力人口为18576人。定义2003 年11月份劳动时间不足4个小时者为失业，劳动时间超过或者等于4小时为就业，根据这个 定义，全国的平均失业率为10.26%。各地区第三产业比重和地区经济增长率计算到市，数 据来源于2003年《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》 。 在分析决定再就业概率的因素之前，我们有必要分析再就业者与目前失业者的特征差 异，表1反映了有过失业经历人员中的再就业者和仍然处于失业状态人员的个人特征、家庭 特征以及部分政策变量。 表1 近 3 年有过失业经历者的个人特征和人力资本差异* 再就业者 失业者 平均值 标准差 平均值 失业者与再就 标准差 连续性变量 业者的平均值 差距 失业持续时间(月)1 13.2894 12.4169 20.8237 17.2055 7.5343 工作经验 2 20.4870 8.5851 20.5348 10.4278 0.0478 失业前月收入(元) 541.0272 307.8829 655.9937 424.6790 114.9665 家庭月财产收入(元) 238.5550 707.4305 318.4233 667.2409 79.8683 月失业救济金(元) 43.0928 73.2224 61.7024 80.4340 18.6096 % 频数 离散型变量 频数 % 失业者与就业 者的差距(%) 4 女性 56.19 495 60.74 741 4.55 党员 3 14.98 132 8.27 101 -6.71 初中及以下 31.82 280 41.84 510 10.02 高中 52.73 464 46.51 567 -6.22 大专 12.95 114 9.19 112 -3.76 大学及其以上 2.50 22 2.46 30 -0.04 健康 4 92.61 815 85.40 1,041 -7.21 工 政府 9.99 88 22.28 272 12.29 作 市场中介 2.04 18 3.28 40 1.24 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。 5 搜 亲戚朋友 46.42 409 41.77 510 -4.65 寻 自己 37.34 329 27.27 333 -10.07 其他 4.20 37 5.41 66 婚姻 88.76 782 80.48 981 -8.28 有其他家庭成员失业 0.57 5 7.86 96 7.29 观测值 881 41.91 1221 58.09 － 途 1.21 径 *近三年有过失业经历者一共有 2102 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.这里的工作经验为连续变量，是失业前工作经验，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，这样，工作经验就是失业前数据，不会随着失业持续时间的变化而变化； 3.党员是指是否为共产党 员；4.健康是指身体健康状况至少和正常人一样好。 从表 1 可见，与再就业者相比，失业者的平均失业持续时间长 7 个半月，如果再考虑数 据的右截断特征，失业者的平均失业持续时间会更长。再就业者人力资本在平均意义上要高 出失业者，再就业者中，初中以下受教育水平者的比例低 10 个百分点以上，而高中及其以 上受教育水平者要比失业者高出 10 个百分点以上。再就业者的工作经验稍微低一点，但是 不明显。从各种收入指标看，失业者的失业前月收入、家庭月财产收入、月失业救济金均高 于再就业者。从失业者个人特征看，失业者人群中女性比例比再就业者中的比例高出 4 个百 分点以上，而再就业人群中党员比例、健康者比例更高。从工作搜寻途径看，再就业者更多 地通过亲戚朋友和自己，而失业者除了亲戚朋友、自己以外，更多地依靠政府和市场。家庭 特征中，再就业者中已婚且目前有配偶的比例比失业者高出 8 个百分点以上，而失业者家庭 中有 2 个或者 2 个以上家庭成员失业的比例比再就业者高 7.29%。 为了确定不同变量对再就业概率的影响，本文使用持续数据模型（duration model）来 进行估计。在估计方程中，因变量即为机会函数 h( X , t ) ；自变量表示为 X 向 量，包括：（1） b ：月失业救济金额；（2） x ：失业者个人特征；（3）其它变量，指失业者的家庭特征、工 作搜寻途径以及劳动力市场的宏观需求特征等。 假设机会函数为 h[ X i (t ), t ] ，根据机会函数的定义有： h[ X i (t ), t ] = = =− Pr ob(t < Ti ≤ t + dt ) Pr ob(Ti > t ) fi (t ) dt 1 − Fi (t ) d log[1 − Fi (t )]dt 。 dt （6） 上式中， fi (t ) 是失业者 i 失业持续时间的密度函数，表示在不同失业持续时间水平上 实现再就业的非条件概率； Fi (t ) 为失业持续时间的分布函数，也称为失败函数（failure function），表示在某一既定失业持续时间之前实现就业的概率。 为了发现失业救济金与再就业概率直接的关系，本文首先利用非参数估计方法画出 Nelson-Aalen 累积机会函数，见图 1。 6 1.50 0.00 0.50 1.00 Nelson-Aalen cumulative hazard estimates, by i 0 20 40 analysis time ifub = 0 60 80 ifub = 1 ifub=0 表示没享受失业救济金，ifub=1 表示享受了失业救济金。 图 1 分是否享受失业救济金的 Nelson-Aalen 累积机会函数 积分机会函数或者累积机会函数的斜率即为机会函数，从图 1 可见，不享受失业救济 金者的累积就业概率显著高于享受者。 本文假设失业持续时间服从威布尔（Weibull）分布，则机会函数为： h[ X i (t ), t ] = exp[ X (t )′β ]α t α −1 ， α > 0 （7） 其中， β 是变量 X i (t ) 所对应的系数。 α 是时间依存系数：如果 α > 1 ，机会函数具 有正向的持续时间依赖，说明失业者脱离失业的条件概率随着失业持续时间的延长而上升； 当 α < 1 时，机会函数具有负向的持续时间依赖，说明失业者脱离失业的概率随着失业持 续时间的延长而下降；当 α = 1 时，机会函数不具有持续时间依赖性，说明失业者脱离失 业的概率不随着失业持续时间的变化而变化。 四、模型分析 hazard function 1、分是否享受失业救济金的机会函数（hazard function） 从图 1 可以发现，享受失业救济金的失业者与不享受失业救济金者相比，二者的行为存 在很大差异，所以本文在分析中把样本划分为两部分：享受失业救济金者和不享受失业救济 金者，并分别进行回归，回归结果见表 2。 表 2 分是否享受失业救济金的 duration 模型 享受失业救济金 不享受 变量 Haz.Ratio Std.Err. P>|z| Haz.Ratio Std.Err. P>|z| 性别 1 0.6218*** 0.0776 0.000 0.5267*** 0.0668 0.000 7 工作经验 1.0416 工作经验平方 0.9988 2 高中 1.3462** 大专 1.9586*** 大学 0.9987 3 健康状况 1.8685*** 是否党员 4 1.0413 5 婚姻状况 0.8844 6 失业前月收入 0.9993*** 有>=2 个失业者 7 0.0483*** 月财产收入 0.9999 8 地区失业率 0.9500* 各地区第三产业比例 9 1.0041 10 各地区经济增长率 1.0424 市场中介 11 1.6411 亲戚朋友 12 2.0833*** 13 自己 1.9222*** 14 其他 1.4114 0.0360 0.0008 0.1920 0.4063 0.4333 0.3980 0.1878 0.2199 0.0002 0.0485 0.0001 0.0252 0.0107 0.0367 0.6204 0.3887 0.3803 0.5334 0.238 0.120 0.037 0.001 0.998 0.003 0.822 0.621 0.006 0.003 0.336 0.053 0.702 0.238 0.190 0.000 0.001 0.362 1.1337*** 0.9976*** 1.5431*** 2.9312*** 2.0225** 1.4450* 1.7435*** 0.9222 0.9989*** 0.1890*** 1.0000 1.0022 1.0032 0.9747 1.0381 1.6669*** 2.4555*** 1.1039 0.0322 0.0007 0.2038 0.6587 0.7377 0.2971 0.3085 0.1796 0.0002 0.1011 0.0001 0.0219 0.0096 0.0307 0.4465 0.3093 0.4769 0.3173 0.000 0.000 0.001 0.000 0.053 0.073 0.002 0.678 0.000 0.002 0.729 0.920 0.741 0.417 0.931 0.006 0.000 0.731 α 0.9294 0.0433 0.116 1.1061 0.7163 0.119 观测值 918 1172 Log likelihood -835.4865 LR chi2(21) 121.90 -1298.1999 203.86 Prob > chi2 0.0000 0.0000 theta* Likelihood-ratio test of theta=0 无 0.5683 chibar2(01)= 9.51 Prob>=chibar2 = 0.001 1.女性=1,男性＝0；2. 参照组为初中及其以下；3. 身体健康者＝1，身体不健康者＝0；4.党员＝1，非 党员＝0；5.已婚且目前有配偶取值为 1，否则为 0；6.收入的单位均为元；7.一个家庭中有 2 个或者 2 个以 上的失业者＝1，否则＝0；8.地区失业率为各省 2003 年 11 月份的失业率数据，根据 2003 年的 UHS 计算； 9 和 10 为 2002 年的分市数据，来源于 2003 年《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》；11.12.13.14 为 工作搜寻途径，参照组为政府。 从表 2 不难发现，决定享受失业救济金者再就业概率的因素与不享受者有所不同，下面 分别从失业者个人特征、家庭特征、工作搜寻渠道、宏观经济环境特征四个方面进行。 第一，失业者个人特征。从表 2 可见，性别是影响再就业概率的一个重要因素。其它条 件不变，平均而言，享受失业救济金人群中，女性再就业的条件概率是男性的 62%，而不 享受者中，该比例则下降到 53％。工作经验、教育程度和党员作为人力资本的表现形式对 不享受者再就业的作用更大，这说明不享受失业救济金者在寻找工作时可能更需要人力资本 信号。失业者失业前收入对再就业机会比率有显著负向影响，但是对不享受者的影响程度更 高，一个可能的原因是不享受者再就业后的相对工资可能更低一些。 第二，失业者的家庭特征。已婚者再就业概率下降，但在统计上不显著。失业者家庭中 有 2 个或者 2 个以上的失业者导致失业者再就业机会比率下降，但是对享受者的影响程度更 高。家庭的月财产收入对享受者再就业机会比率有负向作用，而对不享受者没有作用。 第三，地区宏观经济形势。地区失业率对享受者再就业机会比率的影响方向为负，即失 业率越高，失业者再就业机会比率越低，而对不享受者的影响在统计上不显著。一个地区的 8 第三产业比重和地区经济增长率对二者的作用在统计上都不显著。 第四，失业者工作搜寻渠道。从表 2 可见，与参照组－依靠政府找工作相比，依靠其他 所有渠道实现再就业的机会比率都更高。二者都主要依靠亲戚朋友和自己，但比较而言，享 受失业救济金者第一依靠亲戚朋友找到工作，而不享受者第一依靠自己找到工作。工作搜寻 途径主要依靠社会网络和个人的这个结论与 Appleton et al（2001）的结论不同，他们认为政 府是实现再就业的主渠道。产生这种显著差别的一个可能原因是， Appleton 等人所分析的 情况是 1999 年的情形，那时政府对劳动力市场的管制程度比现在要高得多，而当前中国的 劳动力市场正处于由政府管制向市场调节转变的过程中，社会网络和个人努力起着非常重要 的作用。 (switching model) 2、转换模型(switching 目前，我国社会保障体系还不完备，根据本文所使用的数据统计，失业救济金（包括失 业保险、下岗补贴等）的覆盖率大约有 43.77％。有的人享受失业救济金，而有的人不能够 享受，就使得我们有可能回答以下问题：当前失业救济金获得者（recipients）如果在失业之 初变为不能获得者（non-recipients），其失业持续时间会如何变化；或者，未享受失业救济 金者在失业之初变为获得者时，其失业持续时间会如何变化？为了回答上述问题，我们采用 了转换模型，转换模型是在表 2 回归结果的基础上进行的。 如果我们以 xr 和 xnr 分别表示失业期间有收入劳动者和没有收入者的特征， β r 和 β nr 分别表示失业期间有收入劳动者和没有收入劳动者机会方程所对应的系数，以 ED( β , x) 表示在各个自变量平均水平上的预期失业持续时间，则我们有： difference1 = ED( β nr , xr ) − ED( β r , xr ) （8） 在这里， difference1 表示如果失业期间享受失业救济金者变为非享受者时，其预期失 业持续时间的变化。同样地，我们可以分析那些失业期间没有领取失业救济金的劳动者如果 拥有享受权利时，其失业持续时间会如何变化，我们以 difference2 表示： difference2 = ED( β r , xnr ) − ED( β nr , xnr ) （9） 利用转换模型所计算的结果见表 3。 表 3 失业救济金对失业持续时间的影响 类型 失业期间有失业救济金者 ED ( β r , xr ) 按照有失业救济金者预期的未有收入者 ED ( β r , xnr ) 失业期间未有救济金者 ED ( β nr , xnr ) 按照未有救济金者预期的有救济金者 ED ( β nr , xr ) 预期失业持续时间（月） 75.2183 63.9354 28.7751 26.3208 预期失业持续时间差异 9 有救济金者变为未有救济金者 difference1 未有救济金者变为有救济金者 difference2 -48.8975 35.1603 从表 3 可以发现，失业期间享受失业救济金者的预期失业持续时间为 75 个月，大约相 当于 6 年多时间；而失业期间没有失业救济金者的预期失业持续时间为 29 个月，大约相当 于 2 年半时间，二者相差近 4 年时间。如果把享受失业救济金的失业者变为不享受者，其预 期失业持续时间会下降 48.9 个月。如果把不享受失业救济金者变为享受者，其预期失业持 续时间会延长 35.2 个月。与 90 年代初的捷克相比，中国失业者变化的绝对时间长，但在变 化的百分比上低于捷克女性。 五、结论 之所以对失业救济金与失业持续时间的关系进行分析是基于以下原因：搜寻理论告诉我 们失业救济金会延长失业持续时间，但是其影响程度到底有多高，我们还不得而知。为了确 定二者的定量关系，本文首先利用持续数据模型和 2003 年的失业、再就业专项调查数据分 是否享受失业救济金估计了机会方程，在机会方程中，我们把影响再就业概率的因素分为四 类 ：（ 1）个人特 征；（2）家庭特 征；（3）分地区宏观需求特征；（4）工作搜寻途径。研究发 现家庭特征和地区宏观需求特征对享受失业救济金者和不享受者再就业概率的影响没有明 显差异；而个人特征、工作搜寻途径则对二者的影响有显著差别。具体地说，不享受者对人 力资本特征的反应更敏感，更需要人力资本信号找到工作；在工作搜寻途径上，不享受失业 救济金者第一依靠自己，第二依靠社会网络寻找工作，而享受者则第一依靠社会网络，第二 依靠自己找到工作。 在分是否享受失业救济金机会方程的基础上，本文使用转换模型分别计算了失业救济金 获得者在没有失业救济金的情况下，失业持续时间会如何变化；或者没有失业救济金的失业 者在获得失业救济金的情况下，失业持续时间会如何变化。计算的结果是前者的预期失业持 续时间会下降 48.9 个月；后者的预期失业持续时间会延长 35.2 个月。 虽然失业救济金延长了失业持续时间，但是以百分比来衡量，中国失业者对失业救济金 的反应程度还不是很高。特别是，在中国城镇失业人口中，76％以上是非自愿性失业5，加 之中国的预期失业持续时间偏长，为了保证社会的公正和稳定，建议政府提高失业救济金的 覆盖面，但是应该严格控制享受时间。在决定再就业概率的因素中，教育程度对再就业概率 ， 特别是未享受失业救济金者具有显著正向影响，建议政府实施职业培训计划以提高失业者的 人力资本水平。 参考文献： 1. 鞍钢、程永宏、杨韵新等．扩大就业与挑战失业－中国就业政策评估（1949－2001 年）．北京：中国 劳动社会保障出版社，2002 2. 蔡昉主编． 2003 年：中国人口与劳动问题报告—转轨中的城市贫困问题．北京：社会科学文献出版 社，2003 3. 张车伟：《失业率定义的国际比较及中国城镇失业率》，载《世界经济》，2003（5）。 4. [英]Appleton, Simon; Knight, John; Song, Lina; Xia, Qingjie， Labor retrenchment in China: Determinants 我们把因嫌收入低、工作不稳定、工作条件不好和福利不好而失业的统计为自愿性失业，而把因被辞退、 被下岗、单位解散等原因而失业的统计为非自愿性失业。 5 10 and consequences, China Economic Review Volume: 13, Issue: 2-3, 2002, pp. 252-275 5. Cai, Fang; John Giles;Albert Park: The Impact of Institutions, Information and Demographics on the Re- Employment of China’s Laid-Off Workers, mimeo, RSPAS, Australian National University, August 18, 2004. 6. [ 美 ]Ham, John C.; Jan Svejnar and Katherine Terrell, Unemployment and the Social Safety Net during Transitions to a Market Econom: Evidence from the Czech and SlovakRepublics. The American Economic Review, Vol.88, No.5 (Dec.,1998),1117-1142. 7. [ 美 ]Ham, John C.; Jan Svejnar and Katherine Terrell, Women’s unemployment during transition, Evidence from Czech and Slovak micro-data, Economics of Transition, Volume 7 (1) 1999, 47-78. 1. 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Zhang Juwei: Urban xiagang, unemployment and social support policies, a literature review of labor market policies in transitional China, World Bank report, August 2003. 作者简介： 杜凤莲：女，内蒙古大学经济管理学院副教授；北京大学经济学院博士生 联系方式： 联系地址：北京市海淀区万柳中路 29＃北京大学万柳学区 2 区 1403/C 联系电话： 13691453732 电子邮件：dufenglian@pku.edu.cn 100089 鲍煜虹：男，中国普天信息产业集团公司 100053 联系方式： 联系地址：中国普天信息产业集团公司 100053 11