Page 211 - 《社会》2019年第4期

社会· ２０１９ · ４

存在是否换工作的选择可能，进而影响流动的终点方向。同样，根据序
次可忽略性假定，在尽可能地控制了可观察到的劳动力人口的社会经
济特征和人力资本情况这些协变量之后，我们假定个体“是否发生工作
流动”这一事件与“是否处于体制内工作”这一前干预本身无关。在控
制了可观察到的劳动力人口的社会经济特征和人力资本情况及“是否
处于体制内工作”这些变量后，劳动力人口“是否流进体制内”这一事件
与“是否发生工作流动”这一后干预无关。在此假定满足的条件下，我
们可以使用倾向值匹配的方法仅对换工作人群进行分析。
对此，我们采取的具体实证策略为，首先，将研究对象集中在 ２０１０
— ２０１２ 年发生过工作流动的人群。与验证体制稳定性效应的方法类
似，以“ ２０１０ 年的工作是否属于体制内”作为因变量，将劳动力的人口、
社会经济特征控制变量纳入倾向值计算过程，使用 犔狅 犵 犻狋 模型获得个
体发生工作流动的倾向性并通过 １∶１ 匹配得到平衡的样本，解决发生
工作流动的劳动力人口中的选择性问题。其次，此时工作流动方向的
终点即为“ ２０１２ 年是否在体制内”，通过使用匹配后样本计算 ２０１２ 年
体制内外的换工作者的比例，我们可以验证体制是否形成一种进入壁
垒，阻止体制外群体流入其中。
基于此实证策略，表 ４ 展示的是验证体制对工作流动方向影响的
数据结果。匹配前的研究对象为 ２０１０ — ２０１２ 年发生过工作流动的 ６９０ 人。
体制外劳 动 力 市 场 中 的 换 工 作 者 大 部 分 局 限 在 所 处 部 门 内 部，占
９１．４５％ ，仅有 ８．５５％ 在 ２０１２ 年从体制外流入体制内。体制内的换工
作者则流动方向较为平均，有 ５４．７％ 的人一旦选择换工作便流出了体
制外，同时有 ４５．３％ 的人依然握住“铁饭碗”，是在体制内部进行工作
流动（详见表 ４ 第一列数据）。
表 ４ ：倾向值匹配前后工作流动发生方向的分布差异
２０１２ 年在体制内
２０１０ — ２０１２ 年发生工作流动者
匹配前 匹配后
体制内（ ％ ） ４５．３０ ４５．３０
体制外（ ％ ） ８．５５ １１．９７
犇 ２．１８１ １．８０７
（ ０．２３８ ） （ ０．３４０ ）
注： １．犇 ＝犾狅 犵 （ 犗犱犱狊狉犪狋犻狅 ），括号内为标准误。
２． 在所有发生工作流动的人群中，根据 ２０１０ 年
是否在体制内进行 １∶１ 匹配。

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