Page 207 - 《社会》2019年第4期

社会· ２０１９ · ４

配，获得匹配后平衡的样本，处理“工作流动”这一事件发生前的样本选
择性偏误。其次，使用匹配后样本，计算工作流动在体制内外分布的比
例及工作流动的发生几率比（ 狅犱犱狊狉犪狋犻狅 ），并进行统计检验（ 犘狅狑犲狉狊犪狀犱
犡犻犲 ， ２００８ ）。
表 ２ 展示的是倾向值匹配前后体制内外工作流动发生机会的差
异，其中第一列数据展示全部样本中发生工作流动的比例。从数据中
可以得到，在匹配前的全部 ４１０３ 个样本中， ２０１０ 年有 ２７０５ 人在体制
外的劳动力市场部门工作，有 １３９８ 人在体制内就业，体制内国有部门
在 ２０１０ — ２０１２ 年发生工作流动的劳动力占比为 ８．３７％ ，远远低于体
制外的市场竞争部门的工作流动发生比例（ ２１．１８％ ）。因此，不控制任
何条件下的体制内外工作流动的粗对数发生几率比为 －１．０７９ 。
表 ２ ：倾向值匹配前后体制内外工作流动发生机会差异
２０１０ — ２０１２ 年工作流动
２０１０ 年工作状态
匹配前 匹配后
体制内（ ％ ） ８．３７ ８．３７
体制外（ ％ ） ２１．１８ １７．６０
犇 －１．０７９ －０．８４９
（ ０．１０７ ） （ ０．１１９ ）
注： １．犇＝犾狅 犵 （ 犗犱犱狊狉犪狋犻狅 ），括号内为标准误
２． 根据 ２０１０ 年是否在体制内进行 １∶１ 的匹配
然而，由于最初是否在体制内的人群本身具有选择性，这种选择性
可能会进一步影响之后是否发生工作流动，因此，我们通过 犔狅 犵 犻狋 模型
计算了 ２０１０ 年在体制内的概率，控制变量为性别、 ２０１０ 年时的年龄、
２０１０ 年时的户籍、 ２０１０ 年及以前完成的受教育年限、 ２０１０ 年时该份工
作的工龄及其平方、党员身份、 １２ 岁时的户籍、父母受教育年限、 ２０１０
年职业 犐犛犈犐 ，并进行 １∶１ 的倾向值匹配，经过平衡性检验，匹配后样本
（体制内外各为 １３９８ 人）在 ２０１０ 年前的个体特征上无显著性差异，即
匹配后样本中流动和非流动的两组人群在可观察的变量上相似。
使用匹配后样本 ２７９６ 人，我们重新计算了分割在体制内外的劳
动力市场中工作流动发生的比例，如表 ２ 的第二列数据结果所示，与体
制内 ８．３７％ 的工作流动比例相比，体制外的市场竞争部门中 ２０１０ —
２０１２ 年工作流动的发生比例为 １７．６％ 。在处理选择性偏误之后，两组
工作流动的发生比例差别有所降低，此时体制内与体制外的净对数工
作流动发生几率比为 －０．８４９ ，即处于体制内的劳动力转换工作与不换

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