• 沒有找到結果。

有關係就是沒關係?—中國勞動市場中社會網絡 對薪資的影響分析 - 政大學術集成

N/A
N/A
Protected

Academic year: 2021

Share "有關係就是沒關係?—中國勞動市場中社會網絡 對薪資的影響分析 - 政大學術集成"

Copied!
60
0
0

加載中.... (立即查看全文)

全文

(1)國立政治大學社會科學院經濟學系 碩士論文. 指導教師:莊奕琦. 立. 博士. 政 治 大. ‧ 國. 學. 有關係就是沒關係?—中國勞動市場中社會網絡. ‧. 對薪資的影響分析. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 研究生:彭. 程. i n U. v. 撰. 中華民國一百零三年七月.

(2) 謝辭 在本篇論文完成之時,首先要感謝恩師莊奕琦博士,在論文寫作的過程中, 老師不但給予我細心的指導,老師的耐心和包容也適時的在我最慌亂不安的時候 給予極大的鼓勵和支持,也是老師的治學態度與嚴謹作風讓我感受到了學術美, 堅定了繼續求學探索的信心。僅致上十二萬分的謝意和最真誠的祝福。 同時也要感謝于若蓉博士及黃芳玫博士在口試時提供許多寶貴的意見,對於 本篇論文的完整性給予很大的助益,另外王信實博士和李浩仲博士在本論文構思. 政 治 大. 研究到成文過程中都提供了不少寶貴意見,在此一併寄予最誠摯的謝意和祝福。. 立. 碩士生涯的兩年,要感謝全班同學,遠赴台灣求學難免遇到困難,大家的幫. ‧ 國. 學. 助絕對是支持我完成學業的動力。特別感謝訓豪、年意、安易、柏祐、彥如、嘉. sit. y. Nat. 現我的夢想。. ‧. 義、哲睿和其他許許多多在求學路上給予我幫助的朋友們,因為有你們才得以實. n. al. er. io. 最後,感謝我的父母,沒有他們在背後給予我最大的支持與鼓勵,肯定了我. i n U. v. 的價值和意義,就沒有現在成長茁壯的我。再多的言語也不足以言謝,僅將本篇. Ch. engchi. 論文獻給最摯愛的你們,與我一同分享這份喜悅。我一定會在這條道路上不斷前 行的。. 彭程 謹誌於指南山麓 民國一百零三年七月廿八日. i.

(3) 摘要 本文應用 2008 中國社會調查資料庫(CGSS2008)實證分析了利用求職層面社 會網絡以及日常層面社會網絡對勞動者就業以及薪資水準的影響。在控制了性別、 工作經驗、政治面貌、婚姻狀況和受教育年資等因素的情形下,得出結論:求職過 程中運用社會網絡幫忙會提高就業表現,但在不同的求職管道中社會網絡發揮的 作用並不相同。求職者使用偏人情性的「非正式」管道尋職對薪資有負面影響。但. 政 治 大. 對於這類人,獲得地位高的管理者的幫助仍可以提升薪資,而強、弱聯繫人幫助的. 立. 效果區別不大。對於利用偏資訊網絡的「正式」管道求職者,管理者的幫助依舊作. ‧ 國. 學. 用明顯,而幫助人為弱聯繫要優於強聯繫。日常社會網絡的維繫對兩類人都同樣重. ‧. 要,網絡的異質性以及同國有部門的聯繫都對薪資有明顯的增加。但「非正式」管 「正式」管道人群的薪 道尋職人群的薪資更大程度上可以被社會網絡因素所解釋,. sit. y. Nat. io. al. er. 資表現更多的由人力資本因素決定。由此可見,中國是一個關係主導的社會,勞動. n. 者不僅要在求職中動用所有可能的關係幫忙,在日常時仍舊需要不斷保持、擴展自. Ch. engchi. i n U. v. 己的社會關係,特別是高質量的關係,以保證能在資源匱乏或受到管制時獲取便利。. 關鍵詞:社會網絡、求職管道、強聯繫、弱聯繫. ii.

(4) 目錄 摘要.................................................................................................................................................ii 目錄................................................................................................................................................iii 圖表目次.....................................................................................................................................iv 第一章 緒論..............................................................................................................................1 第二章 文獻探討...................................................................................................................5. 政 治 大. 第一节 社會資本與社會網絡的定義 ............................................................................5. 立. 第二節 工作搜尋理論中社會網絡的應用...................................................................8. ‧ 國. 學. 第三章 實證模型................................................................................................15. ‧. 第四章 資料分析................................................................................................19 第一節 資料來源..............................................................................................................19. sit. y. Nat. io. al. er. 第二節 變數說明..............................................................................................................20. n. 第三節 不同就業管道人群特徵分析...........................................................................28. i n U. C. v. hengchi 第五章 實證結果................................................................................................33 第一節 求職中運用的社會網絡與薪資的關係........................................................33 第二節 日常社會網絡對薪資的影響..........................................................................40. 第六章 結論.........................................................................................................49 參考文獻................................................................................................................51. iii.

(5) 圖表目次 表 1 社會資本定義概述.................................................................................................................7 表 2 樣本構成情況........................................................................................................................20 表 3 職業獲取管道整合...............................................................................................................21 表 4 獲取工作説明網絡強度整合.............................................................................................23 表 5 獲取工作幫助關鍵人層級整合........................................................................................24. 政 治 大. 表 6 春節拜年網絡基本特徵......................................................................................................25. 立. 表 7 就業與非就業人群社會網絡特徵對比..........................................................................28. ‧ 國. 學. 表 8 不同求職管道特徵統計......................................................................................................30. ‧. 表 9 通過介紹獲取工作於薪資結構的 OLS 分析.................................................................35 表 10 選擇通過介紹人獲得工作的 Probit 估計.....................................................................37. sit. y. Nat. Heckman 修正後的薪資結構對比................................................................................38. io. al. er. 表 13. n. 表 14 日常社會網絡與就業的 Probit 估計..............................................................................42. Ch. engchi. i n U. v. 表 15 不同社會網絡同薪資的基本關係.................................................................................43 表 16 含日常網的選擇「非正式管道」就業 Probit 估計.......................................................45 表 17. Heckman 修正後不同社會網路對薪資影響對比....................................................47. iv.

(6) 第一章 緒論 自改革開放以來,中國的社會狀況和經濟制度發生了巨大的變化,三十多年中 GDP 年均增長速度將近 10%,官方資料顯示中國在 2010 年成為了世界第二大經濟 體。隨著經濟的發展,中國國家實力和民眾生活水準也相應明顯提高,貧困率下降 到不足 10%,民眾預期壽命達到 76 歲。但與此同時,在改革的過程中,因為制度 的不完善和法治的缺失,經濟運行產生了許多灰色地帶,催生了自上而下的腐敗以 及尋租行為,社會不平等現象也越來越突出。1978 年中國的基尼係數還僅為 0.317,. 政 治 大. 但自 2000 年開始越過 0.4 的警戒線,並逐年上升,2004 年超過了 0.465。此後,中. 立. 國國家統計局不再公佈基尼係數資料。直到 2012 年底,西南財經大學團隊根據調. ‧ 國. 學. 查測算出 2010 年中國家庭收入的基尼係數為 0.61,民眾一片譁然。國家統計部門. ‧. 才迫於壓力公佈了之前隱瞞的資料,官方聲稱,2013 年中國居民收入基尼係數為. sit. y. Nat. 0.473,儘管可信度令人懷疑,但也接近 0.5 的警戒線。總之,各方面來源資料均顯. n. al. er. io. 示中國出現了較為嚴重的貧富不均現象。城鄉收入差異、地區間收入差異、行業間. i n U. v. 收入差異均隨著高速的經濟發展有了不同程度的擴大。在收入差距較大的情況下,. Ch. engchi. 收入分配狀況惡化對社會公正提出了嚴重的挑戰,容易激化社會矛盾,導致社會衝 突增加,並可能使經濟增長陷入停滯。 關於收入差異的產生機制與原因,經濟學界與社會學界都有廣泛的探討。普遍 的研究有資本收入差異和勞動收入差異兩個方面,其中勞動收入差異的研究又主 要有以下幾個切入視角: (1)經濟學的個人主義視角,也就是 20 世紀 60 年代出現 的人力資本理論(Schultz,1961;Becker,1962),他們將勞動者收入差異主要歸結為勞 動者人力資本的不同; (2)結構主義視角,包括經濟學中的勞動力市場分割理論(M Reich, DM Gordon, RC Edwards,1973)與社會學領域中的地位取得理論。前者認為 1.

(7) 市場分割造成的結構壁壘導致了收入差異,後者則認為家庭背景對地位獲得的影 響,並是隨之收入差異產生的原因。 (3)源於社會學領域的關係主義或者社會網絡 的研究視角(Lin,1990),認為嵌入在人們社會網絡中的社會資本也是引起收入差異 的重要原因。而這一角度近些年來被經濟學家和社會學家廣泛關注,可能對解釋中 國問題有特殊的意義與效果。 中國近代思想家梁漱溟先生曾經說過,比之於西方社會,中國社會既不是個人 本位,也不是社會本位,而是一個關係本位的社會。由儒家文化和社會等級觀念支. 政 治 大. 配的家庭制度,是中國社會的根基,維持著中國的社會秩序。家庭制度也由此造成. 立. 了中國社會中裙帶關係和社會腐敗的流行, 「缺乏社會紀律的家庭制度使所有社會. ‧ 國. 學. 組織形式都歸於失敗,比如它通過裙帶關係使國家的行政機構失去功能」,而政治. ‧. 上的腐敗,又會「促使著個人為生計不得不拼死爭奪」而不具備社會意識。簡而言. sit. y. Nat. 之, 「關係」作為中國文化環境下的一個關鍵字在很大程度上將每一個社會行動者. n. al. er. io. 的方方面面捲入其中,成為一個無所不在的社會機器。於是,不可避免的, 「關係」. i n U. v. 也被中國人充分運用到了工作與就業這樣的直接關乎未來生活和收入的人生大事. Ch. engchi. 上。Bian(1997)在有關城市居民求職的意向研究中發現,人民傾向於通過「關係 網」獲得工作。而邊燕杰和張文宏(2001)基於 1999 年天津市就業調查資料的研究則 認為,社會網絡發揮作用的形式以提供人情為主,以傳遞資訊為輔,並且這些作用在 轉型經濟時代尤為突出。Zhang 和 Li(2003)研究了「關係」對於中國農村居民非農 就業的影響,發現它對於農民獲得非農就業具有顯著的影響,而且擁有的不同的「關 係」對農民選擇某種非農就業具有不同的影響。他們認為「關係」在傳遞勞動力市 場上的資訊,特別是向年輕的民工傳遞資訊的過程中扮演了重要角色。 勞動力尋職本就是勞動經濟學的一個重要方面,而對社交網絡關係影響勞動 2.

(8) 力尋職結果的研究具有重要的現實意義。作為世界第一的人口大國,中國龐大的勞 動力規模和不完善的勞動力市場決定了就業問題是一個長期存在的社會問題。在 現階段,隨著就業形勢的日益嚴峻,就業問題和社會關係網絡交織,找工作「靠拼 爹」的說法在網絡的中興起透露出現實的無奈。民眾普遍認為,擁有優質的社會網 絡的個體通過「關係」找到一分前途光明的工作,這份工作提供給他較高的薪資和 社會地位,讓他有能力維繫甚至拓展自己的社會網絡,以創造更多的晉升機會。於 是形成一種「窮者愈窮,富者愈富」的惡性循環,社會收入差距與不公平也隨之增. 政 治 大. 加,導致階層固化,社會難以流動。最終,也許因為勞動市場中難以形成有效的激. 立. 勵機制,貧富差距不斷擴大,造成中國經濟高速的增長難以維持,遂而產生進一步. ‧ 國. 學. 的社會問題。. ‧. 因而,研究社會網絡對勞動力尋職以及薪資收入的影響,對更好的理解仍處在. sit. y. Nat. 轉型中的中國經濟運行具有特殊意義。就目前研究來看,歐美學者對已開發國家和. n. al. er. io. 未開發國家相關問題均已有了一定研究,理論普遍認為運用「關係」這樣的「非正. i n U. v. 式」制度在經濟發展中有傳遞資訊和彌補市場缺陷方面具有重要作用,但實證分析. Ch. engchi. 沒有形成統一的結論。在很多國家,社會網絡的使用並不能導致收入的增加,學者 也尚未能給出有力的解釋。關於中國的研究仍處在起步階段,對社交網絡影響中國 勞動力市場表現的研究文獻較少,且研究方法仍需進一步完善。 基於上述理由,我們在本文中想要基於一份中國社會調查資料回答如下問題: 在中國的勞動市場當中,社會網絡的利用是否會對個體的就業和收入水準產生影 響?如果有影響,這種影響背後的經濟機制是什麼?不同層面的社會網絡所起的作 用是否有所不同?利用關係求職的人群在特質上是否同自主求職人群有所不同? 對於這些問題的回答有利於加深我們對於中國轉型經濟中社會網絡的作用的理解。 3.

(9) 本文的結構安排如下:第二部分將對現有的相關文獻做詳盡的回顧和評論, 並 通過比較指出本文的貢獻;第三部分是計量模型設計介紹;第四部分是資料來源以 及資料的描述;第五部分將基於薪資決定方程對社會網絡與收入關係作出分析,並 對比不同求職管道人群薪資特徵及網絡作用;最後一部分將對全文進行總結並提出 文章不足。. 立. 政 治 大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 4. i n U. v.

(10) 第二章 文獻探討 第一节. 社會資本與社會網絡的定義. 1993 年,美國政治學家 Robert D.Putnam 出版了《讓民主運轉起來》一書,書 中對義大利南北行政區政府的績效進行對比後得出結論,是社會資本的差異導致 了政府業績的差異。該書成為當年美國最暢銷的圖書之一,在社會上引起了廣泛關 注。在此後的幾年裡,Putnam(1993,1995)又陸續發表一系列文章,對美國的自. 政 治 大. 發社群組織、公眾參與和「公民精神」的變化做了大量的評論。一時間,同意 Putnam. 立. 「社會資本」一詞由此成 分析的文章有之,批評其結論的文章亦有之,煞是熱鬧。. ‧ 國. 學. 為媒體的新寵,頻頻見諸報端媒體。之後, 「社會資本」也引起了學者的極大興趣,. ‧. 並走入了政治學、經濟學和社會學領域,成為相關學科研究的熱點。對於「社會資 本」這一攻城掠地的行為,有專家學者持批評態度,認為它只不過是流行的狂熱,. sit. y. Nat. io. al. er. 一個頻繁見諸報端的詞只會落得被曲解,最終被拋棄的下場。Solow(2000)認為. n. 「社會資本」這一概念是「試圖從糟糕的類比中得出確定的結論」他建議用「行為. Ch. engchi. i n U. v. 模式」一詞代替它。但是,儘管不贊同使用「社會資本」這一概念,Solow 還是希 望有人去研究「一個社會制度和共有的態度與其經濟運作方式是如何互相作用的」 。 與 Solow 的態度相比,Arrow(2000)的態度非常堅決,他曾說:「我強烈建議放棄資 本這個隱喻,以及『社會資本』這個詞。」而 Ostrom(2000)卻認為「社會資本」 是個基本概念,是物質資本和人力資本的必要補充。更有學者認為社會資本這一概 念的出現彌補了社會科學各學科各自為陣的缺陷,為各學科的對話提供了平臺。社 會學教授 Woolcock(2000)就認為「在社會資本身上,歷史學家、政治學家、人類 學家、社會學家和決策者以及各個領域內的各陣營,又一次找到了一種存在於公開 5.

(11) 的和建設性的爭論中的共同語言,一種以過去的 150 年中受到狹隘的學科主義嚴 重壓制的語言」。第一位在現代意義上使用社會資本這一概念的是 Jacobs ,他於 1961 年出版的《偉大的美國城市的生與死》(The Death and Life of Great American Cities)一書中使用了這一概念。社會學者們一般將法國社會學家 Bourdie 當作「社 會資本」之父,他在 20 世紀 70 年代就開始使用社會資本這一術語。隨著他 1986 (Forms of Capital)的傳播,「社會資本」終於在社會學中 年的著作《資本的形態》 爭得一席之地。之後,歸功於 Coleman 和 Putnam 等人的努力,社會資本逐漸進入. 政 治 大. 其它社會學科。Coleman 是第一位為社會資本構建完整體系的學者,Putnam 則是. 立. 最終將社會資本普及的學者。社會資本這一術語的發展史似乎一目了然,對於它的. ‧ 國. 學. 定義和含義,學者們卻遠未達成共識。表 1 是有代表性的幾種定義。從表中可以看. ‧. 出,學者們對社會資本的定義是從各個方面來進行的,因此得出了很不相同的表述。. sit. y. Nat. 有的學者從社會資本的功能來定義社會資本,有的從它的特徵來定義;有的注重描. n. al. er. io. 述它的形態,有的卻用比喻的方法強調它的作用;有的認為它是一種網絡,有的卻. i n U. v. 認為它是蘊涵在網絡中的資源,還有的認為它既是網絡又是資源;有的認為它本身. Ch. engchi. 就是一種資本,可以直接促進發展,有的認為它能提高其它資本的效率,在發展中 起到的是一種間接的作用。而 OECD 和世界銀行等國際組織更傾向於將它作為一 種對發展具有積極作用的抽象的價值觀。 以世界銀行關於社會資本共同命題的研究報告為基礎,綜合各家觀點,不難歸 納出社會資本至少包含三個方面的內容:一是制度和規範,包括法律制度規範、道 德約束規範和個人自律規範等;二是關係網絡,指家庭關係、鄰裡關係、組織關係、 社區關係結成的網絡等;三是信任,指存在於個人之間的、個人與組織之間的、組 織與組織之間的信任程度。經濟學家對以上幾方面社會資本的特徵及作用都有一 6.

(12) 定研究,但是較為主流特別是勞動經濟學家們的研究中習慣性的將社會網絡同社 會資本劃等號。可能的原因是社會網絡這一部分概念相對其他兩方面較為容易衡 量並以經濟學熟悉的方式模型化。 表 1 社會資本定義概述 學者. 代表性定義 實際或潛在資源的集合,這些資源與由相互默認或承認的關係所組成的持久網絡. Bourdieu. 有關,這一網絡為大家所共同熟悉和公認,而且或多或少是被制度化的。換句話. (1986). 說,這一網絡是同某個團體的會員制相聯繫的,它從集體性擁有的資本的角度為. 政 治 大. 立. 每個會員提供支援,提供為他們贏得聲望的「憑證」。. ‧ 國. 學. 社會資本不是一個單一體,而是有許多種,但彼此間有兩點共性:它們都包括社 會結構的某些方面,而且有利於處於同一結構中的個人的某些行動;和其他形式. (1988). 的資本一樣,社會資本也是生產性的,使某些目的的實現成為可能;而在缺少它. ‧. Coleman. sit. y. Nat. n. al. er. io. 的時候,這些目的不會實現。. i n U. v. 指社會組織的特徵,例如信任、規範和網絡,它們能通過推動和協調行動來提高. Ch. engchi. Putnam. 社會效率。社會資本提高了投資於物質資本和人力資本的收益。當廠商、同行和. (1993). 顧客都能夠以一種信任、合作與承諾的精神來把其特有的技能和財力結合起來 時,就能得到更多的報酬並提高生產率。 社會資本是鑲嵌在社會結構之中並可以通過有目的的行動來獲得或流動的資源,. Lin Nan 是個人通過攝取鑲嵌性資源以增強工具性行動或情感性行動中的期望回報而在社 (1981) 會關係中進行的投資。 Stiglitz. 包含隱含的知識、網絡的集合、聲譽的累積以及組織資本,它可以被看作是處理. 7.

(13) (2000). 道德風險和機會主義行為問題的方法。. Ostrom. 社會資本包括家庭結構、共用規範、規則體系等,是自然資本、物質資本、人力. (1999). 資本的必要補充,是社會發展不可或缺的。. OECD. 是指網絡以及共用的規範、價值觀念和理解,它們有助於促進群體內部或群體之. (2007). 間的合作. World Bank (2000). 一個社會的社會資本包括組織機構、關係、態度與價值觀念,它們支配人們之間 的行為,並有利於經濟和社會的發展。. 立. 政 治 大. ‧ 國. 學. 第二節 工作搜尋理論中社會網絡的應用。. ‧. 經濟學中對於社會資本研究的一個主要方面是工作搜尋有關問題。最早的工. sit. y. Nat. 作搜尋理論模型化了求職者在求職過程中獲取有關工作類型和工作條件資訊時的. n. al. er. io. 摩擦。(George Stigler 1961, 1962; Christopher Pissarides 2001)。而近些年來的工作搜尋. v. 文獻更關注個體自己做決定的過程。從日常行為來觀察,勞工對就業資訊的獲取深. Ch. engchi. i n U. 受社會結構的影響,個體通過維繫同朋友和熟人的聯繫建立並維持求職的資訊網 絡。Rees(1966)首先研究了勞動市場中運用不同資訊來源求職的區別,他在文章 中認為, 「正式」的資訊來源包括政府以及私人的求職機構報紙廣告、工會的招聘 中心、以及學校的就業輔導中心。「非正式」的求職管道主要就是有人介紹工作。 從這篇文章開始,經濟學界出現了大量詳細研究社會網絡在職過程中作用的文獻。 大部分經濟學家習最初把個體的社會網絡處理為外生給定的。在外生的假設之下, Montgomery(1992)是最初考察薪資和關係強度的經濟學家,但他發現儘管弱關係 可以增加保留薪資,但弱聯繫並不見得會使你更容易找到一份工作,相較於強聯繫, 8.

(14) 弱聯繫帶來的工作機會更少,使的勞工沒有更多選擇的機會。後來 Montgomery 被 視為第一個在勞動領域打通社會和經濟領域橋樑的學者。Munshi(2003)研究了美 國勞動市場上的墨西哥移民間工作資訊的傳遞方式,他通過考察特定移民聚集社 區中來自墨西哥不同地區人口的數量和時間來考察其對就業的影響。文章發現這 種以社區為基礎的社會網絡對墨西哥移民的就業表現有很大影響,非常有助於增 加移民同企業的匹配程度。而社區中網絡規模小或年齡年輕,就會顯著減少本區移 民的就業機率。. 政 治 大. Calvo-Armegnol 和 Jackson(2003,2007) ,在本領域做出了一些突破性的理論. 立. 貢獻。他們運用圖論的方法,將網絡中的個體以及連接都矩陣化,並考察網絡中的. ‧ 國. 學. 資訊傳遞。他們發現,最初網絡中就業資訊的傳遞會增加就業率。聽到就業資訊後,. ‧. 失業者會保守這個消息,而已經就業的個體會把它繼續傳遞給他的連絡人,但是傳. sit. y. Nat. 遞的機率要依關係賦予一定權重。同時他們(Calvo- Armengol and Jackson,2007). n. al. er. io. 還假設個體預期得到的工作機會同他網絡中其他連絡人的薪資是成正比的,但同. i n U. v. 自己上一份工作的薪資成反比。這個假設是考慮了社會利益交換中的「利他原則」. Ch. engchi. 對工作資訊傳可能產生的作用而提出的。最終他們的到的結論有:1.從就業者傳遞 給他們失業的朋友的資訊會讓他們更快就業。2.當個體的直接和間接聯繫中有更多 的失業時者時,他獲得就業資訊的可能性就大大減少,這也同樣會增加的他本人失 業的時間。3.當一個個體網絡中連絡人的就業表現都很糟糕時,他被解職的可能性 也顯著增加。4.當一個網絡被設定的初始失業率較高時,他們在初期以及穩定狀態 下的就業狀況和薪資水準都會較低。之後,Calvo-Armengol 和 Jackson 又在一系列 文章中(2004,2007)指出,事實上社會網絡在就業資訊傳遞上的重要作用使得人們 在朋友和熟人之間做出了互補性的投資決策。個體在勞動市場中的朋友越多,他就 9.

(15) 有更多機會獲得就業資訊,並留在勞動市場中,甚至還能增加教育回報率。 儘管理論模型已經很好的建立,但是相關實證工作卻進行緩慢,主要是缺乏既 包含詳細的社會網絡資訊又包含職業狀況的縱向資料。儘管如此,目前還是有一些 實證研究在一定程度上驗證了社會網絡對就業與薪資的影響。實證研究普遍認為, 通過朋友或者親戚的工作資訊網絡對就業有幫助。Blau 和 Bayer(1990)發現不論 失業還是就業人群通過朋友搜索工作均比用其他資訊來源的人群獲得更多的就業 機會。Bewley (1999)回顧了 24 篇類似文獻的結果,估計出約 30%-60%的工作機. 政 治 大. 會是由親戚朋友提供的。Ross 和 Topa(2005)用美國人口普查資料驗證了,在一. 立. 定相鄰的地區內,同街區居民就業率的相關程度高於不同街區居民間的。因此他們. ‧ 國. 學. 認為個體的就業表現不僅僅同自身的人力資本特徵有關,也不僅同本地區普遍的. ‧. 經濟社會特點有關,還同他最鄰近的其他人的表現相關。儘管在計量上並不能完全. sit. y. Nat. 排除一些無法觀察到的特徵同時影響就業表現和居民聚居的偏好,但是這篇文章. n. al. er. io. 仍是這類問題具有代表性的研究。. i n U. v. 社會網絡對就業機會和就業特徵的影響的實證研究結果大多一致,但是對於. Ch. engchi. 社會網絡對薪資水準直接效應的研究卻有著不同的結論。這部分研究的視角主要 從三個角度展開,分別是:一般的社會網路對薪資的影響;求職中運用的社會網路, 特別是網路的異質性對薪資的影響;以及求職中運用非正式的求職管道對薪資的 影響。而三個角度的研究均沒有統一的明確結果。 首先,一些研究發現社會網絡對於工人的工資水準存在正相關關係的證據 (Mortensen and Vishwanath,1994,Lai et al. ,1998; Simon and Warner,1992; Bayer et al. ,2008) 。但另一部分文獻卻認為社會關係網絡不能夠對工資水準產生直接的 影響( Bridges and Villemez,1986; De Graaf and Flap,1988; Elliot,1999) 。 10.

(16) 部分學者、特別是社會學者認為,研究結論不一致的原因並不僅僅在於是否有 社會網路幫忙找工作,而是通過「誰」幫(Granovetter,1973,1974;Lin,1999) 。他們他 們從尋職中運用的社會網路入手,認為幫忙尋職者所具有的特徵會影響最終的尋 職結果。其中經常被討論的一項特徵是幫忙尋職與尋職者的聯繫強度(Strength of Ties)。Granovetter 提出社交網路「強」、「弱」連接的區分,並發現尋職者多運用 「弱連接」幫忙。Lin 等(1981a)也得到相似的結論,他們發現通過「弱連接」而 非「強連接」 ,更有可能找到職業地位較高的人幫忙,從而對尋職者取得的職業地. 政 治 大. 位產生正面幫助。Tassier(2006)採用美國社會調查資料(GSS)資料,以受訪者. 立. 朋友重疊程度才測量連接程度,發現「弱連接」對受訪者收入水準具有顯著正向效. ‧ 國. 學. 果。臺灣學者于若蓉(2009)採用臺灣 2004 年調查資料,分析社會關係對職業地. ‧. 位獲得和收入水準的影響效果,結果也支持「弱連結的力量」假說,並進一步發現. sit. y. Nat. 「弱連結」對原本高社經地位個體效果更佳明顯。. n. al. er. io. 最後,不同於以上兩種分析角度,一些經濟學家把直接通過私人介紹獲得工作. i n U. v. 視為非正式尋職管道,而其他管道視為市場化的正式尋職管道,研究兩種不同工作. Ch. engchi. 管道對薪資的影響。研究結果顯示,通過私人關係管道獲取工作的效果的實證在不 同國家也不盡相同。Pellizzari (2010) 總結文獻認為,非正式的搜索管道在奧地利、 比利時和荷蘭可以帶來顯著的更高的收入,在芬蘭、希臘、義大利、葡萄牙和英國 是相反的結論。在其他歐盟國家和美國沒有顯著的區別。並通過對比歐洲家戶追蹤 資 料 ( European Community Household Panel )與美國國家青年 長期追蹤 資 料 (National Longitudinal Survey of Youth)發現,不同國家不同產業間,使用正式管道與 非正式管道獲得工作的效果有很大不同。綜合來說,正負效果均分。Pellizzari 把其 原因歸結為國家的職業介紹機制不同造成的,更加市場化運作的國家非正式管道 11.

(17) 才會有傳遞資訊,增加薪資的作用。 在收入差距方面,Grootaert (1999)發現,社會資本的回報隨著不同組別收入的提 高而降低,特別是在最低收入群體(10%)中的回報比最高收入人群(90%)高兩倍,因此 他認為社會資本是窮人的資本,且有縮小收入差距的作用。但他文獻中也說明瞭, 社會資本在群體中的分佈與收入存在正相關關係,即越富有的人群所擁有的社會資 本也越高,所以僅僅是回報率高也許對緩解貧富差距的作用有限。 關於中國勞動市場上的社會網絡作用的研究還很有限,早期,Knight 和. 政 治 大. Yueh(2002)的研究發現:個人層面的社會網絡資本以及用共產黨黨員衡量的政治資. 立. 本在城市勞動力市場中的的回報率非常顯著,且私有部門的回報率高於國有部門。. ‧ 國. 學. Zhang 和 Li(2003)的研究發現「關係」對於農民獲得非農就業具有顯著的影響,. ‧. 他們認為「關係」在傳遞勞動力市場上的資訊,特別是向年輕的農民工傳遞資訊的. sit. y. Nat. 過程中扮演了重要角色。Bian(2009)認為關係強弱的不同帶來不同的資源,強關. n. al. er. io. 係帶來人情資源,弱關係帶來資訊資源。兩種類型網絡的使用會同時增加搜索時間. i n U. v. 和工作匹配度,但是使用人情網的個體更有機會獲得高薪資的工作。而他之後又進. Ch. engchi. 一步發現(邊燕杰等,2012 )資訊網的作用在中國改革前作用不大,但是在改革 後對收入提升作用明顯。而人情網效果在改革前後一直很大,只是在改革後逐步受 到抑制,小於資訊網的作用。 然而,也並非所有針對中國勞動力市場的研究都發現社會網絡能夠產生正面影 響,例如,趙延東(2002)的研究就發現,那些在求職過程中「使用過網絡」的職工反而 獲得了品質更「差」的工作,即工資收入更少、職業聲望更低的工作。 從上述研究可以看出,僅就社會網絡在勞動力市場上的作用而言,無論是基於 已開發國家還是基於中國轉型經濟的研究並沒有得出一致的結論。特別地, 對於 12.

(18) 求職中運用的社會網絡這一概念也沒有明確定義,一些研究把在求職中提供過幫 助的人(helper)視為其求職社會網絡,但是另一些研究則確為個體直接獲得推薦 當前工作的中間人(referee)才是求職社會網絡研究的對象。而不同的研究把求職 中尋求過幫助或者通過別人推薦獲得工作都視為非正式管道尋職。但仔細分析可 以發現兩者是有很大的區別的。求職中獲得的幫助這一概念較為寬泛,獲得幫助的 種類也較為多樣。幫助可能是提供就業資訊,整理申請材料這樣資訊層面的幫助, 也可能是幫助提交申請,甚至是像有關方面打招呼這樣偏人情的因素。而職業獲取. 政 治 大. 方式是他人介紹這一概念則更為清晰,樣本數也相對較少。就本文使用的 CGSS2008. 立. 資料庫而言,在 1733 個薪資性工作者中,求職過程中獲得過幫助的樣本有 617 筆,. ‧ 國. 學. 而通過他人介紹獲得工作的樣本有 382 筆。可以認定的基本事實是,通過他人介紹. ‧. 工作這樣的「非正式」尋職群體在求職中都得到過他人的幫助,這些幫助中最重要. sit. y. Nat. 的可能就是直接給他們介紹這份工作的人情幫助。但是自己主動尋職的「正式」樣. n. al. er. io. 本中也有三百多個樣本在求職中獲得過他人的幫助,這種幫助雖然不是直接介紹. i n U. v. 獲得一份工作,但可能是提供就業資訊或者傳授應聘技巧這樣偏資訊層面的幫助,. Ch. engchi. 以使得求職者在自主求職的過程中也能夠獲得一定的優勢。所以我們有理由認為 兩類幫助的具體性質有所不同,但都對求職者獲得工作起到明顯作用。所以籠統的 把兩種行視為等同的社會網絡表現可能會忽視各自獨有的特徵,這個概念的混淆 也可能是造成所謂社會網絡對薪資影響效果不確定的原因之一。於是本研究試圖 把求職中提供幫助的網絡和由他人推薦獲得工作兩部分作以區分,分別考察其對 薪資的作用,以及相互之間的影響。以試圖更進一步理清社會網絡在求職過程中的 清晰作用。 另外如于若蓉文章(2009)中所指,已有文獻也沒有從網絡的異質性和尋職管 13.

(19) 道同時入手研究其對職業表現的影響。而廣義的日常社會網絡對社經地位的提高 以及貧富差距的減少也是研究者熱衷的議題之一。鑒於此,我們運用資料中特有的 春節拜年網絡的資料,構建日常社會網絡的異質性指標,實證分析日常社會網絡對 就業及工資水準的影響。期望探求日常網和求職網在作用機理上的不同。 綜合以上分析,結合以往文獻我們提出以下四個命題: (1). 不同求職管道代表運用不同層面的求職網絡,正式管道人群主要利用. 資訊層面,非正式管道人群主要運用人情層面。 (2). 政 治 大. 如果求職網絡影響薪資,則可能通過影響不同的求職管道起作用。正. 立. 式管道利用資訊,影響為正;非正式管道利用人情,影響為負。. ‧ 國. 學. (3). 非正式管道求職者偏重運用人情,因此幫助人的地位比聯繫強度重要;. 如果求職中的關係網絡重要,那麼作為基礎的日常網絡也很重要,其. sit. y. Nat. (4). ‧. 正式管道求職者偏重運用資訊,因此與幫助人的聯繫強度更重要。. al. n. 要。. er. io. 質量對社會資本更具有代表性。而且其效果應該在不同管道人群中同等重. Ch. engchi. i n U. v. 與以往研究相比,本文在以下三個方面作了全新的嘗試:一是引入不同緯度的 社會網絡變數進行分析,更全面而合理的考察社會網絡中不同因素的作用。二是考 察具體求職過程中的社會網絡應用情況,並分析其作用。三是區分不同求職管道的 群體,對比兩組人群特徵的不同,並運用 Heckman 模型結果樣本選擇性偏誤的問 題。. 14.

(20) 第三章 實證模型 首先,本研究就樣本在勞動市場的表現設定回歸模型,考慮到操作的便捷性和 可參考性,本文針對社會網絡對薪資影響的分析以基本的 Mincer 方程式為基礎, 在其基礎上本文還考慮了性別、工作經驗、戶籍、地域等可能影響人力資本回報率 的因素。由於 Mincer 薪資方程式在勞動經濟學方面的廣泛應用,其數學原理本文中 不再加以介紹。而 Mincer 方程式的基本形式只包含受教育年資和工作年資兩個解 釋變數,其方程如下:. 政 治 大. 𝐿𝑛y = 𝛼 + 𝛽1 × 𝑠 + 𝛽2 × 𝑒 + 𝛽3 × 𝑒 2 + 𝜀. 立. (1). 方程中, 𝐿𝑛𝑦是薪資收入的對數形式, 𝑠表示個體受教育年資, 𝑒表示個體工作年資, e2. ‧ 國. 學. 是工作年資的平方項,用以表示個體收入和工作年資間的非線性關係, 𝜀為隨機誤差. ‧. 項。係數的意義分別為: 𝛽1 表示教育回報率,即勞動者每多接受一年教育對於個體. sit. y. Nat. 收入的影響, 𝛽2 、𝛽3 表示工作年資和工作年資平方項對於個體收入的影響。由於勞. n. al. er. io. 動者收入的影響不僅僅來自受教育年資和工作年資兩個方面,而不同的研究往往需. i n U. v. 要考察不同的變數對薪資的影響的百分比,因此一般研究中往往加入其他一些控. Ch. engchi. 制變數,以更細緻地研究薪資的決定因素。就本研究而言,對每一個樣本 i,我們 將對應的回歸式設定如下:. 𝐿𝑛𝑦𝑖 = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + 𝜀𝑖. (2). 其中,𝑁𝑖 代表一系列衡量社會網絡的代理變項,本文將社會網路分為兩種類型,一 種為求職過程中運用的社會網路,下文表示為「求職網」 。另一種為日常層面的社會 網路指標,簡稱「日常網」 。首先,在「求職網」中我們引入樣本求職中所獲得幫 助的人數;樣本求職過程中最重要的幫助人人的種類(為親屬,朋友,或者其他) ; ,以此希望考察在具體 以及樣本主要幫助人在單位中的級別(是否為單位管理層) 15.

(21) 求職中社會網絡的規模,強度以及品質對薪資的影響。除此之外, 「日常網」是由 邊燕杰(2001)基於春節拜年網絡提出的社會網絡測量指標構成。這套指標是以 Lin (2002)測量網絡中嵌入資源的變數基礎上發展出的,具體分為( 1) 網絡的規模: 不同拜年人數總和;( 2) 網絡頂端:絡中價值最高的資源的價值。這裡社會學家普 遍將其操作化為網絡中所包含的處在最高社會地位的職業。而在測量職業的社會 地位上, 我們也採用 Ganzeboom,等(1992) 發展出的國際職業社經地位( ISEI) 量表 為指標。所以, 網絡頂端即網絡中所包含的最大 ISEI 值 ; ( 3) 網絡差異:即網絡. 政 治 大. (4)網絡構成:即表示網絡中不同所有制單位的成員。 中所包含的不同職業的數量;. 立. 𝑋𝑖 為其他需要控制的變項,具體變數解釋及統計見下一章。而𝜀𝑖 則為誤差項(error) 。. ‧ 國. 學. 為了分析社會網絡在求職過程中的具體作用機制,我們需要分別對使用關係獲得. ‧. 工作未使用關係找工作分別進行分析。在這裡我們將獲取當前工作手段為「通過他. sit. y. Nat. 人介紹直接獲得」以及「頂替父母」的樣本分類為通過「非正式管道」找到工作,. n. al. er. io. 而將其他如「職業介紹結構、或自己主動申請」這樣的方式認定為「正式管道」,. i n U. v. 分別對其進行分析。但如果求職中正式或非正式管道使用的選擇同個人的勞動市. Ch. engchi. 場表現是相關的,會產生樣本選擇偏誤(sample selection bias)的問題,而得到偏誤 (biased)的估計值。Wegener(1991)、于若蓉(2009)等學者均認為運用社會網絡求 職與否會與個人在勞動市場的表現是相關的。所以借鑒于若蓉的方法,我們在估計 勞動市場表現回歸式時,將樣本選擇偏誤考慮進來。由於要對正式與非正式獲取工 作的兩組人群的薪資結構進行對比分析,我們分別將兩群人作為研究主體進行經過 Heckman 修正的 Mincer 薪資方程估計。首先,就樣本 i 是使用正式管道尋職,設定 如下回歸式。 ′. ∗ 𝑍1𝑖 = W1𝑖 ∙ γ + υ , 1. 1𝑖. υ~N(0, 𝜎𝑣2 ) 16. (3).

(22) ∗ ∗ 這裡,𝑍1𝑖 代表無法觀察到的潛藏變項(latent variable),但是𝑍1𝑖 對應一個可觀測的 ∗ 變數Z1𝑖 。在我們的回歸中,當𝑍1𝑖 ≥ 0,表示實際觀察到受訪者通過非正式管道獲 ∗ < 0,表示受訪者通過正式管道獲得工 得工作,這時𝑍1𝑖 的值為 1。反之,當𝑍1𝑖. 作,對應𝑍1𝑖 的值為 0。這裡我們認為𝐿𝑛𝑦𝑖 只有在𝑍1𝑖 = 1時可以被觀察到,而若 ′. 𝑍1𝑖 = 0时,我们认为观察不到工资资料。W𝑖 為其他影響求職管道選擇的控制變 數,具體地包括性別、工作經驗、工作經驗的平方、是否黨員、是否結婚、受教 育年資以及求職中群獲得幫助的人數。這裡求職中獲得幫助的人數作為外生性的. 政 治 大. 鑒定變數。假設第(2)式的誤差項為標準常態分配,可得到第(2)式的條件期. 立. 學. ‧ 國. 望值(conditional expectation)如下: ∗ E(𝐿𝑛𝑦𝑖 |𝑁𝑖 , 𝑋𝑖 , 𝑍1𝑖 = 1)= E(𝐿𝑛𝑦𝑖 |𝑁𝑖 , 𝑋𝑖 , 𝑍1𝑖 ≥ 0). ′. ‧. = E(𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + 𝜀𝑖 |W𝑖 ∙ γ + υ , ≥ 0) 𝑖. y. 𝑖. (4). sit. Nat. ′. = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + 𝐸(𝜀𝑖 |υ ≥ −W𝑖 ∙ γ). 若(4)式中𝜀𝑖 和υ 是相互獨立的,則最後一項可以簡化為𝐸(𝜀𝑖 )=0,應用普通. n. al. er. io. 𝑖. i n U. v. 的OLS估計可得到𝛽的一致估計。然而,若兩個誤差項相關時則需要考慮樣本的 選擇性。設:. Ch. engchi. 𝜀𝑖 = συ + 𝜉𝑖 𝑖. (5). 假設υ 與𝜉𝑖 是相互獨立的,而且𝜀𝑖 和υ 服從常態分佈,則將(5)帶入(4)可 𝑖. 𝑖. 得: E(𝐿𝑛𝑦𝑖 |𝑁𝑖 , 𝑋𝑖 , 𝑍1𝑖 = 1) = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + 𝐸(𝜀𝑖 |υ𝑖 ≥ −W𝑖′ ∙ γ) = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + 𝐸[(συ𝑖 + 𝜉𝑖 )|υ𝑖 ≥ −W𝑖′ ∙ γ] = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + σ ∙ 𝐸[υ𝑖 |υ𝑖 ≥ −W𝑖′ ∙ γ] = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + σ ∙ 𝜆(W𝑖′ ∙ γ) 17.

(23) = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + σ ∙. 𝜙(W′𝑖 ∙γ). (6). Φ(W′𝑖 ∙γ). 這裡,𝜙(∙)、Φ(∙)分別代表標準常態分配的機率密度函數(probability density function)、累積機率函數(cumulative distribution function)。在修正樣本選擇偏差後 的薪資方程採用以下形式: ′. 𝐿𝑛𝑦𝑖 = 𝛼 + 𝛽𝑛 ∙ 𝑁𝑖 + 𝛽𝑥 ∙ 𝑋𝑖 + σ ∙ 𝜆(W𝑖 ∙ γ) + 𝜀𝑖. (7). 在後文中,採用James J. Heckman (1979) 發展出的二階段(two-stage)方法,首先, ′ ̂ ∗ 由於Pr[𝑍1𝑖 > 0] = 𝛷 (W𝑖 ∙ γ),則應用Probit 模型估計第(3)式,得到γ估計值,再 ′. 將. 𝜙(W𝑖 ∙γ) ′. 治 政 大 代入第(3)式進行估計,並修正估計參數的共變異數矩陣(variance立. 𝛷(W𝑖 ∙γ). 習稱Mill 反比例(inverse Mill's ratio),關於誤差項是否相關以及是否需要對. 𝛷(W𝑖 ∙γ). ‧. ′. ‧ 國. ′. 𝜙(W𝑖 ∙γ). 學. covariance matrix)。由此,可得到具一致性的(consistent)估計式。在第(3) 式中的. y. sit. n. al. er. io. 獲得。. Nat. 樣本選擇進行修正,可以通過基於Mill反比例(𝜆̂)估計值的係數(𝜎̂)的Wald檢驗. i n U. v. 同理,當分析通過正式管道求職人群的薪資結構時,我們修改(3)式得 到:. Ch. ′. ∗ 𝑍2𝑖 = W2𝑖 ∙ γ + υ , 2. 2𝑖. engchi. υ~N(0, 𝜎𝑣2 ). (8). ∗ 這裡,當𝑍2𝑖 ≥ 0,表示實際觀察到受訪者通過正式管道獲得工作,相應的,𝑍2𝑖 的 ∗ 值為 1。反之,當𝑍2𝑖 < 0,表示受訪者通過非正式管道獲得工作,對應𝑍2𝑖 的值為. 0。類似的,我們認為𝐿𝑛𝑦𝑖 只有在𝑍2𝑖 = 1時可以被觀察到。之後的估計方式同前 文對非正式管道人群的估計相似,這裡不再贅述。. 18.

(24) 第四章 資料分析 第一節 資料來源 本研究採用的資料來自於 2008 年中國社會調查(Chinese General Social Survey 2008)。CGSS 專案調查是由中國人民大學發起與香港科技大學調查研究中心合作 進行的一項全中國範圍的大規模抽樣調查項目,也是「社會調查國際協作計畫」 (ISSP)的一部分。該計畫相對應臺灣的「台灣社會變遷基本調查」。本文使用的是. 政 治 大. CGSS 在 2008 年調查得到的資料,該次調查以 2005 年 1%人口抽樣調查資料為抽. 立. ,500 個街道、鄉(鎮) ,約 1000 樣框,在中國 28 個省、市、自治區 125 個縣(區). ‧ 國. 學. 個居民委員會、村民委員會採用分層的四階段等機率(PPS)方法進行抽樣,共抽. ‧. 取 6000 戶家庭然後在每個被選中的家庭中按照一定規則隨機選取 1 人作為被訪. sit. y. Nat. 問對象。由訪問員手持問卷對該被訪者進行調查。在扣除港、澳、西藏、青海外的. io. al. er. 省份共得到城、鄉居民樣本總數 6000 筆。. v. n. 調查內容包括居民個人基本情況、家庭基本情況、教育及工作、性格與態度、. Ch. engchi. i n U. 社會交往與求職等豐富的資訊。本文研究的問題是和就業與薪資收入有關,而中國 法律規定個人 16 歲可獲得正式受到法律保護的工作,男性退休年齡為 60,女性法 定退休年齡為 55 歲。同時因 CGSS 調查資料中被訪者的最小年齡為 18 歲,所以本 文把分析範圍設定為 18-60 歲,並剔除了資料缺失的被訪問者,最終得到 4898 筆 樣本。其中調查時有薪資性工作的樣本數為 1733 筆。表 2 為樣本基本構成情況。. 19.

(25) 第二節 變數說明 CGSS2008 包含豐富的個體和家庭特徵的變數,同時 2008 年的調查資料在原本 對社會網絡方面的關注之外還加強了對工作和職業經歷層面資訊的調查,故可以 納入很多有用的變數來做分析。以下分別介紹本研究中採用的變數。 表 2 樣本構成情況. 男 女 非農戶口. 治 政 2519 大 2688. 54.8. 2210. 45.2. 1,056. 30-40. 1,446. 29.52. 40-50. 1,285. 50-60. 1,111. 22.68. 從未受過教育. 322. io. 1,130. n. al. 21.56. 26.24. y. Nat. 18-30. 小學等初等教育. 教育程度. 51.5. ‧. 年齡. 48.5. 學. ‧ 國. 立 農村戶口. 2379. sit. 戶籍性質. 百分比. 6.57. er. 性別. 樣本數. n U e chi 高中及同等教育 n g1,188. Ch. 初中教育. 1,520. iv. 23.08 31.02 24.28. 大學,大學及同等 教育 研究生及以上. 713. 14.56. 25. 0.49. 合計. 4898. 100. 資料來源:中國社會調查(Chinese General Social Survey )2008 年資料。. (一). 職業獲取的管道. 考慮到許多研究認為社會資本最終轉化為勞動市場收益的一個主要機制是通 過改變職業獲取管道產生作用(Montgomery, 1991;Mortensen and Vishwanath, 1994) , 20.

(26) 因此本文將職業獲取方式作為研究的一個關鍵變數,把通過不同管道求職的人群 做以區分,分別研究兩類人群的網絡作用及薪資特徵。本資料在調查問卷中的 E4b 問題中受訪者「在這幾種管道中,哪種管道對您獲得目前工作(或之前的最後一份 工作)起了決定性作用?」並給出八種選項共選擇。選項分別有: (1)頂替父母/親 屬、(2)國家分配/組織調動、(3)個人直接申請、(4)職業介紹機構、(5)人才 (6)托人介紹推薦、 (7)自雇。依據經濟學和社會學普遍使用的方式,我 交流會、 們將其重新組合,得到兩種職業獲取管道,分別為正式管道(約占77.9%) ,和非. 政 治 大. 正式管道(占 22%),具體組合方式見表 3。需要特別說明的是我們在之前的資料. 立. 處理中選取的樣本為全部具有薪資性工作的個體,故已經剔除了工作性質為「自雇」. ‧ 國. 學. 的個體。但是在統計職業獲取管道這一變數時,資料中還是出現了一些應答者回答. ‧. 「獲得工作的管道是自雇」 ,我們認為可能是對問題理解不清楚或者其他的測量誤. sit. y. Nat. 差造成的,這裡為了不造成進一步的樣本選擇問題,我們依舊以之前回答「當前工. n. al. er. io. 作情況」這一問項的答案為標準,不再對職業獲取管道這一問項中回答「自雇」的 樣本進行處理。. Ch. 表3. engchi. i n U. v. 職業獲取管道整合. 獲取當前工作管道. 樣本數. 比例(單位:%) 合併後的獲取工作管道. 樣本數. 比例. 托人介紹推薦. 322. 18.58. 382. 22.04. 頂替父母/親屬. 60. 3.46. 國家分配/組織調動. 390. 22.5. 個人直接申請. 578. 33.35. 職業介紹機構. 91. 5.25. 1351. 77.95. 人才交流會. 81. 4.67. 自雇. 56. 3.23. 其他. 155. 8.94. 合計. 1,733. 100. 1,733. 100. (二). 非正式管道. 正式管道. 合計. 社會網絡變數. 為了使社會網絡的核心概念便於操作,並進一步分析其通過求職過程對個體 21.

(27) 薪資的作用機理,本研究關注了兩個層面的社會網絡變數。 首先,同以往文獻相似,我們選取求職過程這一重要的社會經濟活動中的社會 網絡的代理變數,簡稱「求職網」 。首先的考察的問題是「在或者這份工作的過程, 您的親友、熟人、其他人當時有多少人幫忙打聽資訊,溝通情況,提供説明?」此 題目的結果是以人數為單位給出的,因此本文把求職中獲得幫助的人數作為社會 網絡的一個衡量標準作為 Heckman 回歸第一階段決定是否使用非正式手段求職的 外生鑒定變數。因為求職過程當中每個人能獲得的幫助越多,說明他接觸的資源更. 政 治 大. 豐富,社交範圍越廣,那麼他通過介紹獲得工作的可能性也就越大。但是這個變數. 立. 對薪資並不能起到直接的影響。. ‧ 國. 學. 同時,調查還進一步詢問了幫你找到當前工作最關鍵的一個人的基本特徵情. ‧. 況,這個人可能是直接給被訪問者介紹了一份工作,亦可能是提供了關鍵的資訊或. sit. y. Nat. 者幫忙遞交申請材料等同獲取工作直接相關又不可替代的工作。在這裡我們特別. n. al. er. io. 把這些人代稱為「幫助人」 (Helper) ,以便和上文中的工作「介紹人」 (referee)作. i n U. v. 以區別。調查中問到「這個起過關鍵作用的人與您是什麼關係?」選項分別是:家. Ch. engchi. 人、親戚、朋友、熟人、同學、戰友、同事、同鄉以及其他。調查還包含了: 「他 的工作屬於什麼級別?」的問題。選項分別為「非管理人員,一般管理人員、中層 管理人員、高級管理人員以及不清楚。」本文分別把同關鍵人的關係以及關鍵人的 級別進行整合,使關係也分為「強」 、 「次強」 、 「弱」聯繫,而關鍵人基本整合簡化 為「管理人」與「非管理人」。具體整合方式如表 4、5。 之後,本研究利用春節「拜年網」的不同維度特徵作為日常生活社會網絡的代 理變數,簡稱「日常網」 。春節作為中國最重要的傳統節日而被絕大多數的中國人 所共同慶祝,而春節期間的拜年活動也是中國人一年中最主要的社會交往活動,用 22.

(28) 「拜年」的次數來衡量社會網絡的規模,以及拜年物件的諸多特徵衡量社會網絡相 應特徵具有一定中國特色以及相當的可信度。本指標也已經廣泛的在其他研究中 使用(Bian,Li,2001;Lin,2001)。 表4. 獲取工作説明網絡強度整合. 頻次. 比例. 合併後. 頻次. 比例. 家人. 207. 33.55. 強聯繫. 306. 49.5. 親戚. 99. 16.05. 朋友. 202. 治 政 大 32.74 次強聯繫. 256. 41.5. 熟人. 54. 8.75. 21. 3.4. 4. 0.65. 55. 8.9. 21. 3.4. 9. 1.46. 617. 100. y. sit. n. al. 弱聯繫. er. io. 其他. Nat. 同鄉. 合計. 617. Ch. ‧. 同事. ‧ 國. 同學、戰友. 立. 學. 同關鍵幫助人的關係. 100. engchi. i n U. 合計. v. 在調查中,被訪問者被問到一系列春節拜年相關問題:「1.在今年春節期間,以 各種方式與您互相拜年 ( 短信,電子郵件不算) 、交往的親屬、親密朋友和其他人 大概有多少人?;2 請問他們裡面有無從事下列職業的人? 3. 「請問他們裡面有無 在下列類型 ( 黨政機關、國有企業、集體企事業、國有事業、個體經營、私營/民 營企事業、三資企業) 的單位工作的?」。 對於春節「日常網」這三個層面資訊,的我們借鑒邊燕杰(2004)對春節拜年 網的這一具有中國特色的重要生活事件的分析,以林南(1986)提出的「定位法」. 23.

(29) 表5. 獲取工作幫助關鍵人層級整合. 關鍵幫助人的工 作性質. 頻次. 比例. 合併後. 頻次. 比例. 非管理人員. 295. 47.81. 非管理層. 295. 47.81. 一般管理人員. 168. 27.23. 中層管理人員. 91. 14.75. 管理層. 322. 52.19. 高層管理人員. 34. 5.51. 不清楚. 29. 617. 100. 立. 合計. 政 治 大. 617. 4.7. 100. 合計. ‧ 國. 學. (Position Generator)為基礎,從網絡規模、網頂、網差和網絡構成四個角度測量. ‧. 社會資本,以求能更準確全面的衡量個體社會網絡各個維度的特徵。. sit. y. Nat. (1) 網絡的規模:已有的社會學文獻大多把春節拜年不同類型人數加總. io. al. er. 獲得網絡總規模,但是我認為這樣籠統的歸類方法不能體現個體社. v. n. 會網絡的異質性,特別是「強」 、 「弱」聯繫間的區別,所以本研究將. Ch. engchi. i n U. 春節時同「親戚」 、 「朋友」 、 「其他」三類人拜年的數量分別作為衡量 不同親密程度的社會網絡規模。 (2) 網絡頂端:即網絡中最具有價值的資源。在這裡,我們將其定義為網 絡中所包含的處在最高社會地位的職業。而職業社會地位的測量,我 們採取的是 International Socio-Economic Index(ISEI)( Ganzeboom, 1992)的評分體系,根據CGSS的問卷設計,將相應的職業類別進行 加總平均,從而得出如表 6 所示職業聲望得分表。並選取春節拜年網 中最高數值的職業作為網絡頂端變數。 24.

(30) (3) 網絡差異:即網絡中包含的不同職業的類型數量,用以衡量個體社會 網絡的廣泛性。 表 6 春節拜年網絡基本特徵 職業聲望與評分: 科學研究人員 95 政府機關負責人員 80 會計 58 廚師、炊事員 24 大學教師 91 中小學教師 77 行政辦事人員 53 產業工人 20 工程技術人員 86 黨群組織負責人 73 民警 52 行銷人員 15 法律工作人員 86 企事業單位負責人 71 護士 48 餐飲服務員 11. 政 治 大 平均值/百分比 標準差 最大值 立. 醫生 86 經濟業務人員 64 司機 25 保姆、計時工 6 社會網絡變數. 13.99. 13.42. 0. 7.76. 11.39. 0. 4.08. 11.21. 0. 網絡頂端(最高聲望). 56.38. 35.68. 0. y. 網絡差異(職業個數). 3.41. 3.13. 0. sit. 學. 親戚. ‧ 國. 網絡規模(拜年人數). 最小值. Nat. al. n. 黨政機關. io. 網絡構成. 99. ‧. 其他. 99. 100 95 18. er. 朋友. 樣本數. Ch. 20.66%. e n 0.4049 gchi. 國有企業. 39.54%. 國有事業. 39.08%. 0.4880. 集體企事業. 24.43%. 0.4297. 個體經營. 44.35%. 0.4969. 私營/民營企事業. 33.78%. 0.4730. 三資企業. 5.56%. 0.2292. 其它類型. 30.84%. 0.4619. i n U. v. 4898. 0.4890. (4)網絡構成:網絡中是否包含特定單位類型的網絡成員。之所以要從職 業和工作單位兩個方面來測量網絡的廣泛性, 是因為中國的資源配置 25.

(31) 並存著市場機制和再分配體制, 個人獲取的資源不僅取決於其從事什 麼樣的職業( 市場體制) , 也取決於其在哪種類型的單位工作( 再分配 體制)。以往文獻僅僅把網絡成員包含的單位元類型數目歸總當作一個 變數,以衡量網絡的豐富程度。但是本研究希望考察網絡中不同單位 社會網絡成員之間作用的區別。所以分別把有每一職業的網絡成員分 別設為 Dummy。即當被訪問者對於某一選項選擇 「有」時本文將其 賦值為 1,而選擇 「沒有」的,將其賦值為 0。我們以此來區分社會. 政 治 大. 網絡中不同聯繫的區別與品質。. 立. ‧ 國. 學. (三) 可能對社會網絡產生影響的變數. ‧. 首先本文引入了政治資本變數。中國共產黨作為唯一的執政黨在中國具有自上. sit. y. Nat. 而下,深入經濟、社會各個領域的影響力,已有多項研究證實了黨員這一政治屬性. io. al. er. 的重要影響(Bian,Logan,1996;Walder,1986;Bian,1994;Wu,Xie,2003),本文政治屬性分. v. n. 為中共黨員和非中共黨員兩類,並把中共黨員賦值為 1,非中共黨員賦值為 0。. Ch. engchi. i n U. 另一方面,學者普遍認為,擁有政治資本的父母一般會運用自己在權力上的優 勢,使後代不論是在工作單位的選擇還是收入方面都延續自己的政治經濟地位(楊 瑞龍,2009;李宏斌,2010),因此本文引入父親是不是中共黨員這一政治資本來 考察其對被調查者收入的影響。 資料中還對現在工作地是否為戶籍所在地進行了調查,問題是「您的戶口所在 地是?」選項分別為: 「就在訪問所在地、非訪問地,但在本區/縣內、非本區縣, 但本省內、在外省/自治區/直轄市」 。因為中國對戶籍制度的特殊性,政府至今對. 26.

(32) 戶口遷移都有嚴格的限制,因此戶籍所在地一定程度上反映了個體的家鄉所在,根 據移民文獻的廣泛用法,我們上面選項中不同戶口所在地特徵分別設為 Dummy, 對應戶口在本地為 0,以考察移民物理距離的不同對收入的影響。 (四)其他變數說明 因為本文主要研究社會資本對薪資收入的影響,使用 Mincer 方程式的分析框 架,方程左邊為小時工資的對數。在 CGSS2008 調查中並沒有小時薪資的資料,我. 政 治 大. 們通過被訪問者對「您個人全年的職業收入是多少」以及「您目前的工作平均每週. 立. 大約要工作多少小時」兩個問題回答的資料計算得到回歸中需要的小時薪資。. ‧ 國. 學. 用來衡量被訪問者教育的指標教育年數來自被訪問者對調查問題「從上小學. ‧. 開始算起,您一共受過多少年的學校教育? 」的回答,但是對於部分缺失值,以及. sit. y. Nat. 回答教育時間同回答學歷嚴重不符的樣本我們進行了一些基本修正。調查中沒有. n. al. er. io. 提供直接的工作經驗的資料,但是詳細記錄了被調查者每一份工作的起始時間等. i n U. v. 資訊,本文據此將每份工作起始時間相減得到每份工作的經驗,再合並所有工作得 到完整工作經驗。. Ch. engchi. 除此之外,本文還採用了其他文獻普遍研究的年齡、性別、健康狀況、婚姻 狀況、就業狀態等。同時,在中國的文化背景和城鄉二元體制結構下,個人出身的 背景以及戶籍性質也對勞動力在社會資本的應用以及求職的結果發揮著重要的作 用,因此戶籍性質、父母的學歷、工作所在單位的性質以及職業類型也成為本文考 察的重要指標。. 27.

(33) 第三節 不同就業管道人群特徵分析 首先我們先對就業與非就業兩類人群的社會網絡特性進行對比。如表 7 中所 示,就業人群在「日常網」的所有維度均高於非就業人群。其中就網絡規模而言, 就業人群春節拜年的親朋好友數均多於非就業人群,特別是拜年的朋友數量甚至 高於非就業人群 50%,但親戚的差距並不是很大。這說明由就業這一特徵所產生的 表 7 就業與非就業人群社會網絡特徵對比 就業. 立. 網絡規模. 朋友. 9.11. 12.33. 其他. 4.41. 11.82. 網絡頂端(最高聲望). 66.41. 30.94. 網絡差異(職業個數). 4.24. 3.33. 0.26. 0.44. ‧ 國. 14.47. al. n 國有企業. 6.09. 9.87. 3.68. 10.40. 43.79. 37.21. 2.37. 2.50. 0.14. 0.35. 0.26. 0.44. er. io. 黨政機關. 11.96. y. Nat. 網絡構成. 13.18. ‧. 14.65. 標準誤. 學. 親戚. 平均數. sit. 變數. 非就業. 政 治 平均數 標準誤 大. Ch. e n g c h0.50i. 0.50. i n U. v. 國有事業. 0.46. 0.50. 0.30. 0.46. 集體企事業. 0.30. 0.46. 0.17. 0.38. 個體經營. 0.54. 0.50. 0.32. 0.47. 私營/民營企事業. 0.42. 0.49. 0.23. 0.42. 三資企業. 0.08. 0.27. 0.02. 0.15. 其它類型. 0.23. 0.42. 0.41. 0.49. 樣本數. 1733. 3615. 社會網絡規模擴大主要是在同朋友的聯繫這個層面上,就業人群也會更注重維繫 同朋友的日常聯繫。另一方面,兩群人網絡的頂端和網絡差異的區別也是明顯的, 28.

(34) 就業人群的平均網絡頂端數量也高出非就業人群 53.4%,網絡差異甚至達到 1.78 倍。 這說明就業人群的社會網絡在品質和豐富程度上也優於非就業人口較多。 最後,就網絡構成而言,就業人口社會網絡中不同所有制單位人數均多於非就 業人口,但是兩者在不同單位間比例分配上並沒有顯著區別,這說明單純從就業方 面看,兩群人對網絡結構的選擇並沒有太大差別。 為了詳細研究社會網絡如何影響不同就業管道的選擇,並進一步影響薪資收 入差別的作用機理,我們將薪資性工作者分為兩部分:一部分是通過「介紹」這樣. 政 治 大. 的非正式管道直接得到目前這份工作群體,另一部分是通過其他如「投簡歷申請」. 立. 或者「通過職業介紹機構申請」等偏市場化的正式管道得到工作的群體。文獻普遍. ‧ 國. 學. 認為通過介紹獲得工作是非正式的社會資本發揮作用的一種途徑。下表 8 就為是. ‧. 否通過熟人介紹得到工作兩種不同的人群進行基本的特徵統計分析。. sit. y. Nat. 首先分析「求職網」層面變數,從表 8 中我們可以發現,非正式人群曾經在求. n. al. er. io. 職過程中獲得過幫助的人數幾乎是正式人群的三倍,這基本同直覺相符合。同時為. i n U. v. 非正式管道勞動者提供幫助的關鍵人也更多的為企業的管理者,其比例達到了. Ch. engchi. 36.6%,而正式工作人群相應比例只有 12.4%,這說明求職中過程人企業的管理層 的幫助更能直接提供工作。還有一個有意思的區別是,非正式人群關鍵幫助人中好 友比例最高,而正式人群的幫助人多為「家人、親戚」這樣的「強」聯繫。而非正 式人群為移民的比例比正式人群要高, 但是在以春節拜年為基準的「日常網」層面,可以看到兩類人的「網絡規模」 並沒有顯著區別。拜年的親戚人數基本差距不大,但是正式人群親密朋友網絡規模 略大於非正式人均人群,一般朋友網絡人數的差別也不明顯。但是正式人群的「網 絡頂端」均值高於非正式人群 13.7%,「網絡差異」高於非正式人群 4.2%。這說明 29.

(35) 正式人群在社會網絡品質和廣度上均優於非正式人群。另一方面,從「網絡構成」 上看,正式人群網絡中的「黨政機關」 、 「國有企業」 、 「國有事業單位」與「外資企 業」人數均多於非正式人群,而在私企連絡人部分少於非正式人群。 從最近距離的移民到遠距離移民均呈現這樣的效果。而就「政治資本」變數 而言,非正式人群均少於正式人群,不管是黨員比例,還是父親為黨員的比例, 而前者在重點高中就讀的比例也少於後者。而薪資方面,非正式的收入顯著的低 於正式人群部分,但是每週工作時間數並沒有很大的差別。我們希望進一步探求. 政 治 大. 表 8 不同求職管道特徵統計. 樣本數. 1.51 0.37 0.38 0.55 0.06. 1.36 0.48 0.47 0.50 0.24. 0.56 0.12 0.14 0.09 0.01. 1.32 0.33 0.35 0.29 0.10. y. sit. al. 14.51 8.66 4.77 61.43 4.19. Ch. 14.51 12.05 13.48 31.88 3.22. v14.33 i n 9.43 4.50 69.89 4.37. 14.43 12.94 12.11 29.20 3.35. 0.42 0.50 0.49 0.46 0.50 0.50 0.25 0.41. 0.29 0.56 0.51 0.30 0.47 0.41 0.10 0.22. 0.45 0.50 0.50 0.46 0.50 0.49 0.29 0.41. engchi U. 0.23 0.46 0.39 0.31 0.53 0.50 0.07 0.21. er. ‧ 國. 黨政機關 國有企業 國有事業 集體企事業 個體經營 私營/民營企事業 三資企業 其它類型. 標準誤. ‧. 網絡頂端 網絡差異 網絡構成. 平均數. n. 親戚 親密朋友 一般朋友. 標準誤. io. 日常網 網絡規模. 平均數. Nat. 求職網 獲得幫助人數 關鍵幫助人是管理層 關鍵人為強聯繫 關鍵人為次強聯繫 關鍵人為弱聯繫. 正式管道. 學. 變數. 立 非正式管道. 382. 1351. 30.

(36) 表 8 不同求職管道特徵統計(續) 非正式管道. 正式管道. 變數. 平均數. 標準誤. 平均數. 標準誤. 其他考察變數 本縣移民 本省移民 跨省移民 重點高中 黨員 父親黨員. 0.15 0.11 0.11 0.10 0.09 0.19. 0.36 0.31 0.32 0.30 0.29 0.39. 0.09 0.08 0.08 0.13 0.20 0.23. 0.29 0.27 0.26 0.34 0.40 0.42. 薪資 周工作時間 小時工資 教育年數 工作經驗 年齡 身高 體重 健康程度 男性 漢族 城市戶口 是否已婚 子女數. 16804.29 51.08 7.37 10.02 10.11 34.78 166.91 62.35 4.13 0.58 0.93 0.63 0.73 0.92. 15619.44 13.77 7.97 3.45 9.37 9.72 7.60 11.46 0.88 0.49 0.25 0.48 0.44 0.76. 22362.19 47.56 10.66 11.60 14.44 36.98 167.11 63.76 4.05 0.60 0.95 0.80 0.80 0.92. 21867.25 12.43 16.73 3.51 10.57 9.73 7.50 12.21 0.84 0.49 0.22 0.40 0.40 0.69. 0.05 0.25 0.04. engchi. y. sit. er. 0.50 0.16 0.22 0.43 0.19. ‧. a l 0.43 0.02 Ch. n. 樣本數. io. 民營企業 外資企業 集體企業 國有企業 政府部門. Nat. 工作單位屬性. 學. ‧ 國. 立. 政 治 大. i n U. 382. v 0.28. 0.45 0.23 0.27 0.49 0.23. 0.06 0.08 0.41 0.06 1351. 這種差距的原因。除此之外,在基本的人力資本特徵變數方面,非正式的被訪者均 低於正式人群被訪者。前者的受教育時間為 10 年,而後者為 11.6 年。同時前者的 工作經驗只有 10.1 年,而後者工作經驗為 14.4 年。 在其他人口特徵變數層面,兩者的差距並不明顯。非正式人群的平均年齡略小 於正式人群 ,為 34.7 歲。而健康狀況也就略好於後者,同時男性比例也略少。為 58.3%。但是後者的城市戶口居民比例卻較前者略多。其他如漢族比例,是否已婚 31.

(37) 以及孩子數量,在兩部分人群中都沒有顯著區別。 從行業特徵進行分析,非正式人群中在私企就業比例為 42.8%,多於自己找工 作部分的 27.8%;而前者在國企中的比例為 24.5%,而後者為 41.3;除此之外前者 人群在外企,政府機關以及集體企業中就業的比例儘管都沒有達到 5%,也都少於 正式人群。 綜上所述,兩類人群在各個層面的特徵上有顯著的不同, 「正式」人群在人力 資本及社會經濟地位上均高於「非正式」人群。這也一定程度上符合我們第一個命. 政 治 大. 題的假設,因為正式管道為能力較強人群,所以他利用的求職網偏向於資訊層面的. 立. 幫助,而非正式管道人群人力資本特徵相對較弱,所以他們求職中利用的多為人情. ‧ 國. 學. 因素的幫助,以直接獲得一份工作為目的,對工作的品質及匹配程度要求可能並沒. ‧. 有正式管道人群那麼高。於是我們有理由認為兩類人在薪資結構上應該也有很大. sit. y. Nat. 的不同,在下面計量分析中,我們把他們區分開對待,分別考察不同的薪資決定方. n. al. er. io. 程式結構,以及相應社會網絡產生的作用。. Ch. engchi. 32. i n U. v.

(38) 第五章 實證結果 在第三章計量模型建立的基礎上,本文進行實證分析,首先依照以往文獻的方 式,研究「求職網」的不同特徵對求職者薪資的影響,本研究將樣本分為正式與非 正式兩種不同求職管道人群,分別進行 Heckman 修正之後,分析社會網絡對兩類 人勞動市場表現的影響,並對比區別。第二部分,進一步考慮「日常網」對求職以 及薪資的相應作用,以考察不同緯度的社會網絡變數的不同效果。考慮到各省份在 政策、要素稟賦和發展水準等方面存在差異,且行業特徵對勞動者工資水準也會產. 政 治 大. 生重要影響(Laura Hering,San⁃dra Poncet,2010) ,本文採用加入 Dummy 的辦. 立. 法來消除這些因素對工資水準的影響。下文中的所有估計方程均引入了省份的固. ‧. ‧ 國. 學. 定效應。. 第一節 求職中運用的社會網絡與薪資的關係. sit. y. Nat. n. al. er. io. 首先研究求職過程中「非正式」管道,也就是有人推薦工作會對薪資產生何種. i n U. v. 作用。引入一系列求職時運用的社會網絡資源特徵,並以 OLS 方法對薪資方程進 行估計。. Ch. engchi. 在勞動經濟領域中, 「求職推薦人」被認為是作為一種「社會資本」對個體勞 動表現有所幫助的理論研究主要認為其可以減少求職者搜索工作時的資訊不對稱 以及求職者更快找到工作,並且獲得更高的收入(Montgomery,1991;O. Jackson,2003) 。 而實證研究中的具體情況卻不盡相同(Michele Pellizzari,2010) ,在例如在奧地利、 比利時和荷蘭,通過介紹人獲得工作的薪水會顯著的高於自己找工作的個體,但在 芬蘭、希臘、義大利和葡萄牙情況卻完全相反。我們希望通過實證分析驗證在中國 勞動力市場上,通過托人介紹這樣的「非正式」管道找到工作對薪資性工作者的收 33.

(39) 入有何影響。 (一)非正式管道就業對薪資的影響 首先,使用簡單的 OLS 做 Mincer 薪資方程式估計。結果如表 9 所示,在(1) -(3)的所有回歸中,我們將「非正式」管道獲得工作當作一個 Dummy 均放入回 歸中,結果顯示這一項總是顯著負的,這說明對薪資性工作者來說,如果其他條件 相同,僅求職過程中直接通過家人或者朋友幫助獲得一份工作,那麼他的收入會比. 政 治 大. 其他運用「正式」的市場化管道找到工作的樣本薪資低將近 20%。這個發現同許多. 立. 學者在其他國家的發現很相似,但是只是部分回答了我們命題二中提出的猜想。我. ‧ 國. 學. 們仍希望進一步瞭解對於不同求職管道人群,社會網絡會起到怎樣不同的作用,所. ‧. 以下面將對兩組不同求職管道的樣本分別進行分析。除此之外,從(2)欄、(3). sit. y. Nat. 欄結果可以看到,對所有薪資性工作者而言,求職網絡中同關鍵幫助人關係的強弱. io. al. er. 並不能對薪資產生影響。儘管兩個相對強聯繫的符號為正,弱聯繫的符號為負,但. v. n. 是都不顯著。所以這裡無法得到其他研究所發現的聯繫強度同就業表現的關係。. Ch. engchi. i n U. 關於其他決定工資的基本因素的估計結果同以往文獻研究類似。具體來說,男 性工資高於女性,這是由於性別工資歧視(Oaxaca,1973)所造成的,而在中國這 樣的發展中國家尤為明顯。工作經驗越長收入也隨之增加,並呈現二次函數的特徵。 身高和健康作為人力資本特徵也都對收入有顯著正的影響。城市戶口的收入顯著 高於農村戶口。而就政治資本而言,個人作為為黨員對收入的影響並不明顯,僅在 (3)欄中顯著,這也說明瞭普遍來看,單純的中共黨員身份在對提高收入並沒有 異於他人的特別效果,這也印證了(Li, Hongbin, et al.,2008)等研究中得出的結論, 入黨本身可能是一種能力的表現而沒有額外效果。而父親的黨員身份對孩子的收 34.

(40) 入沒有影響,可能說明在中國單純的黨員身份並不能保證有足夠的政治資本以幫 助後代活動額外的「租金」 ,需要更高層次的政治資本或者級別才能有尋租的可能。 表 9 通過介紹獲取工作於薪資結構的 OLS 分析 (1) 標準誤. 係數. 標準誤. 係數. 標準誤. -0.1455***. 0.0443. -0.2077***. 0.0487. -0.2116***. 0.0457. 0.0261. 0.0423. 0.2156***. 0.0496. 0.0899***. 0.0054. 立. 0.0761 0.0464 政 治 大 -0.2072 0.1263. 學. 非正式管道 獲得工作 關鍵人為強 聯繫 關鍵人為次 強聯繫 關鍵人為弱 聯繫 關鍵人為管 理層. (3). 係數. ‧ 國. 變數名稱. (2). 0.0054. 0.0911***. 0.0054. 工作經驗. 0.0203***. 0.0051. 0.0212***. 0.0051. 0.0204***. 0.0050. 工作經驗平 方項. -0.3388***. 0.1526. -0.3571***. 0.1523. -0.3371**. 0.1518. 身高. 0.0120***. 0.0035. 0.0120***. 0.0035. 0.0123***. 0.0034. 體重. 0.0015. 0.0017. 0.0015. 0.0017. 0.0012. 0.0017. 健康程度. 0.0509***. 0.0537***. 0.0188. 男性. 0.1078***. 0.0467. 0.1046**. 0.0464. 漢族. 0.0259. 0.0742. 0.0237. 0.0737. 城市戶口. 0.2131***. 0.0433. 0.2135***. 0.0432***. 0.2063***. 0.0430. 已婚. 0.0303. 0.0438. 0.0372. 0.0438. 0.0384. 0.0436. 黨員. 0.0789. 0.0480. 0.0767. 0.0480. 0.0787*. 0.0477. 父親為黨員. 0.0020. 0.0404. 0.0044. 0.0404. 0.0006. 0.0402. 在重點高中 就讀. 0.1165***. 0.0549. 0.1121***. 0.0548. 0.1049*. 0.0546. 截距項. -1.5212***. 0.5322. -1.4827***. 0.5330. -1.5871***. 0.5291. R-squared. 0.4453. 0.4463. 0.4482. 樣本數. 1733. 1733. 1733. n. y. sit er. io. al. 0.0189. ‧. 0.0916***. Nat. 教育年數. v i n C h 0.1059** 0.0466** i U e0.0167 n g c h 0.0740 0.0532***. 註:* p < .1, ** p < .05, *** p < .01. 35. 0.0188***.

參考文獻

相關文件

2.預估缺額係依據教育部國民教育署補 助各地方政府 109 學年度推動國小合理 教師員額計畫辦理,俟臺中市政府教育

(七) 重賽:若比賽進行中場地不符規定或有障礙物影響選手之權益,選手可提出重賽。是 否成立以審判委員會評估決定。. (八)

(二)計算方式:雇主繼續僱用於前款計算期間內,預估成就勞動基準

估計兩母 體平均數 差時樣本 數的選擇 估計兩母 體比例差

應用統計學 林惠玲 陳正倉著 雙葉書廊發行 2006... 了解大樣本與小樣本母體常態、變異數已知與未知 下,單一母體平均數區間估計的方法。知悉

學校中層管理者是一個召集人,責任包括個別學科的教 學、對同工的計劃及工作的支持、資源管理、評核及記

(二)計算方式:雇主繼續僱用於前款計算期間內,預估成就勞動基準

相關分析 (correlation analysis) 是分析變異數間關係的