?梁玉成
中山大学
作者简介
梁玉成，中山大学社会学与人类学学院教授、博士生导师，青年长江学者；何蛟龙，中山大学社会学与人类学学院博士研究生。
原文载于《济南大学学报》(社会科学版)
年第2期，第13-28页
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市场化改革曾为中国劳动力自由流动注入动力，促进了过去的经济增长，但是当下我国的劳动力市场结构能否满足“新常态”阶段对劳动力自由流动的新需求仍是个问号。借鉴市场转型理论、现代化理论及其他理论，本研究推论我国部门流动网具有自由流动特征的同时，还会表现出体制分割和公有单位劳动力部门，以及现代化劳动力部门的自由流动优势。本研究使用CLDS—和CFPS—年数据构造了全时期和三个轮次的中国劳动力市场部门流动网，发现这些网络呈现出以单位聚集为主，行业聚集为辅的聚集分割结构和小世界、无标度等特征。ERGM模型结果表明，互惠流动、关偏好依附流动、传递流动显著为正，且系数越来越大，进而反映为我国部门流动网络小世界特征、无标度特征越来越强，网络分割特征越来越弱。这说明在市场化改革力量的推动下，我国劳动力市场越来越开放。不过，体制分割和公有单位部门的显著优势仍很强大，这意味着深化劳动力市场制度改革仍任重道远。同时，本研究还发现现代化部门在部门流动网络中正在崛起，这值得更多
首先，以往的劳动力流动研究过于粗粒化，不能满足“新常态”下供给侧改革的要求。以往只是分析劳动力在大的劳动力部门——城乡、东中西部地区、农业与非农、公有单位与私有单位之间的流动，最多深入到职业、行业大类[6]或主次劳动力市场之间[7]。这在劳动力密集型产业仍占据我国经济产量大部分时基本符合需求，因为这些产业对劳动者与工作同配的要求相对较低。然而，在我国进入经济发展进入“新常态”后，出现一些新的社会现象，如城市“返乡潮”与“用工荒”现象频发[8]，这表明劳动力供给与劳动力需求的精确同配已经是更加重要就业问题。这需要深入到劳动力市场中观层次进行研究[9]。Baron与Bielby指出工作在五个层次上被结构化，从最宏观到最微观分别为经济、部门、企业、工作与工作者，这也可视为劳动力市场的五个层次，其中企业作为工作及报酬分配场所是连接宏观与微观最好的桥梁[10]。不过，雇主与雇员同配的数据比较稀缺，而Kalleberg与Sorenson则建议根据普查的职业分类与行业分类的交叉来细分劳动力市场部门[11]。
其次，以往的劳动力流动研究以先验的劳动力市场划分和对二元流动关系的logistic模型分析为基础，并不能准确把握劳动力市场结构。劳动力市场结构是将劳动者分配到不同回报岗位的基本过程和特征[12]，它引导和制约劳动力流动的方向与数量，“预定”劳动者工作生涯流动轨迹[13]，是塑造劳动力流动模式及其结果的重要决定性因素——这反过来为研究者从劳动力流动模式中把握劳动力市场结构特征提供了机遇。然而，以往研究大多预先指定劳动力市场类别，然后考察劳动力在这些类别两两之间的流动。两类别间劳动力流动多，则两者之间有走廊，若流动少则两者之间有边墙。这类分析方法存在两大缺陷。第一，因为类别划分先于实际观察到的流动，它并不一定真实反映潜在的劳动力市场结构，其效度严重依赖研究者的主观设定。同时，类别划分需要在时间上保持前后一致性，这使得劳动力市场结构变动无法探知[14]。第二，关系必须在超越直接关系的更大结构范围内定义[15]，而两两类别之间的关系只能表示直接联系，不能表示间接联系，或者说劳动力市场的多步流动。受方法制约，以往分析对于反映中国劳动力市场结构的特征力有不逮。而通过采用社会网络分析的方法可以克服这些困难。
当前国外已有诸多采用社会网络分析技术的劳动力市场结构和劳动力市场流动研究。Gianelle通过使用雇主—雇员同配数据，以雇主为节点，通过雇员在雇主之间的流动建立起意大利威内托大区的就业流动网。其研究发现，这个网络同时具备小世界、无标度和层次聚集特征，从而同时满足了劳动力流动机会多、成本低的要求。在这个网络中，部分大型企业、历史悠久的制造业工厂以及劳动仲介机构是网络中的集线器，对于整个网络有效运作至关重要[16]。Almeida等对于硅谷和波士顿路公路地区的分析进一步证明了部门流动网络是否满足小世界和无标度特征以及关键节点（企业）对于雇员流动的态度是导致两个地区创新经济发展态势差异的关键[17]。Schmutte等人则以职业细类或行业细类以及两者交互分类划分的劳动力市场部门为节点，建立了美国和阿根廷的劳动力市场流动网络，并在中观层次上分析了各自网络的社区结构和核心—边缘结构。Cheng进一步指出美国劳动力市场流动网络模块度在—年间持续增加，这反映美国的劳动力市场分割现象越来越严重，结构越来越僵化[18]。总而言之，采用社会网络分析方法在探测真实劳动力市场结构，分析其变迁趋势以及劳动力市场的结构运作机制方面具有不可取代的优势。然而，遗憾的是，以上研究都没有对劳动力流动网络的生成机制进行探讨。本研究打算建立中国劳动力市场部门流动网络，并通过ERGM模型分析其生成机制，以弥补该领域的空白。
▍二、理论与假设
根据工作被结构化的几个层次，劳动力市场的流动也从几个层次定义。因此，有必要区别定义各种劳动力流动：在大的经济区域间的流动，可称为劳动力流动；在经济部门间的流动，可称为部门流动；在企业间的流动，可称为就业流动；在工作间的流动，可称为工作流动。本研究使用中间层次的部门流动概念进行分析，具体而言，就业者只要更换了职业类别（定义工作内容）、行业类别或就业单位类型（定义雇主）中的任意一种，即可视为发生了部门流动。而在不改变以上部门的情况下，更换就业区域、雇主以及同类职业岗位轮换或岗位级别上的改变都不被视为部门流动。
（一）市场化转型与部门流动网络生成机制
1.中国的市场化转型与劳动力市场发育
新中国的劳动力市场是伴随着年之后的市场化转型建立起来的。我国早在建国初期就迅速建立起了“统购统销、户籍制度和人民公社”的制度体系[19]，劳动力与其他资源一起被收归*府劳动力部门和用工单位管理和配置。由于*府实行“统包统配”的就业制度，“工作单位接收所分配的劳动力,待业者服从分配，自谋职业根本不可能”[20]，因此也就不存在所谓的劳动力市场。改革开放后，随着“三结合”*策允许城镇待业青年自谋出路以及“自理口粮户口”制度允许农村居民进城务工经商，劳动力市场在城市初步建立[21]。不过，直到上世纪90年代中后期的国企改革前，劳动力再分配体制仍在我国城市据主导地位。一方面，我国劳动力市场制度改革基本遵循“双轨制”策略，公有制单位的劳动力分配制度总体保持不变。另一方面，城市民营经济发展缓慢，公有单位就业始终在城镇占主导地位。国企改革打破了这一局面。—年，国有和集体企业约40%的职工，约余万人下岗。这其中的三分之二实现了再就业，他们又大部分被同一时期快速发展的民营经济吸收了[22]。这一增一减极大地改变了我国城镇地区的就业格局。到年，国有单位和集体单位就业占城镇就业总人口的比例下降到32.9%[23]，此后大部分新入职者进入私有劳动力部门工作，劳动力市场逐渐成为劳动力的主要配置方式[24]。回顾中国的劳动力市场化改革，可以发现一条基本逻辑，即不断破除限制劳动力流动的再分配制度壁垒，让劳动力流动起来。
2.中国市场化转型后果的理论探讨：市场转型理论及相关争论
中国的市场化转型为制度主义研究提供了丰富的实证分析材料。Nee首先基于波兰尼的理想经济类型概念提出了市场转型理论分析中国市场转型的后果。该理论主要由三条假说组成，其中市场权力说认为在市场转型过程中，权力将由再分配者向直接生产者转移[25]。然而，这一假说受到众多学者的激烈批评。Oia、Lin、Walder、Bian、Logan等批评权力从再分配者转移到直接生产者手中的观点，认为由于地方*府权力的提高、新的经济体制嵌入地方现有权威关系、地方*府和干部广泛参与市场活动、以及制度安排的连续性等原因，再分配者依然能保持权力[26]。进一步地，还有学者指出再分配者的权力不仅不会弱化，而且还会因为国家在限制市场力量进入体制内部的同时放松了对*治精英参与市场经济的管制而使再分配者的权力扩张到市场之中[27]。以上争论的焦点是干部是否从转型中受益上，而Parish与Michelson提出了*治市场的概念并指出随着中央*府放松了对地方*府和单位的管制，单位与*府部门之间出现了讨价还价的*治市场。此时，单位和单位员工站到了同一立场。相比以前，单位会更加竭尽全力地保护和扩大员工在资源再分配中的优势[28]。这种逻辑是如此强烈，以至于单位在国企改革后日益成为一个利益整体，被一些学者称为“新单位制”[29].虽然市场转型理论及其相关争论主要围绕“谁输谁赢”展开，但是这些研究也揭示了在这场转型的重要特点。原公有单位部门并没有被市场化，它们依然保留着诸多再分配制度特征。而市场化对于劳动力自由流动和劳动力资源配置至关重要。在完全竞争的劳动力市场上，正是劳动力的不断流动,使劳动力市场趋于均衡。但再分配制度从根本上否定了劳动力自由流动在生产要素配置中的重要作用,排斥劳动力流动的一般规律[30]。我国公有部门保留的再分配制度特征，使得我国城市劳动力市场仍呈现公私二元特征，不同体制劳动力部门之间的流动——尤其是从私有单位向公有单位的流动，仍受到各种限制[31]。尽管如此，根据王小鲁和樊纲的《中国市场化指数》系列报告[32]，中国各省区市场化总指数和要素市场发育程度分指数在—年后仍在稳步上升，因此可以预计，我国劳动力市场部门流动在整体上呈现自由地同时，也呈现从私有到公有的不自由。
3.中国市场化转型与部门流动网路生成机制
如前所述，劳动力市场是当前我国劳动力的主要配置方式，因此自由流动应该是主流。在流动限制较少的情况下，我们预计中国劳动力市场部门网路会遵循一些比较普遍的社会网络自组织机制[33]：第一，互惠机制。根据社会交换论，互惠或交换是基本的和普遍的人类活动[34]。而在劳动力市场，从部门A向部门B的流动建立起两部门之间的流动走廊，因此也会增加从部门B向部门A的流动，因此，部门流动将具有互惠倾向。第二，偏好依附机制，即行动者更倾向于与网络中联系更多的成员建立连接，越是连接多的行动者越容易增加新的连接，最终导致社会网络度分布呈幂律分布[35]。而在劳动力市场，当部门A具有大量连接时，对于部门B的就业者而言，流向部门A的受益就大于流向其他部门的受益。基于此理性经济人原则，部门流动将具有偏好依附倾向，并导致部门流动网的无标度特征。第三，关系传递机制，即朋友的朋友也是朋友的倾向[36]在劳动力市场，就业者从部门A向部门B的流动，从部门B流向部门C，这会增加就业者直接从部门A流向部门C的概率；在假定关系传递机制发挥作用的同时，我们也是在假定关系非传递机制[37]不发挥作用或发挥反作用。据上提出以下假设：
市场作用主导假设：部门流动总体是自由的。具体而言，部门流动有互惠倾向，从甲劳动力部门向乙劳动力部门的部门流动会增加从乙劳动力部门向甲劳动力部门的流动（H1.1）。 部门流动具有偏好依附倾向，吸收或发送部门流动越多的劳动力部门会吸收或增加更多的部门流动（H1.2）。部门流动有传递倾向，如果两个部门间有间接流动，那么两个部门也更可能发生直接流动（H1.3）。
尽管市场在劳动力配置中占主导地位，但是城市就业的双轨制依然存在，且公有单位拥有再分配优势，因此，就业单位的公私体制区分会显著影响部门流动。周扬和谢宇指出，体制内（公有单位）对于工作流动产生了体制的稳定性效应、体制的收入效应以及体制的壁垒效应，即尽管体制内职工更不倾向工作流动，但是体制内的流动是制度允许的，且体制内的工作流动相比体制外的工作流动却能带来更高的收入增长。而从体制外向体制内的跨体制的工作流动则受到体制阻止，不过相反方向的流动则也是制度允许的[38]。本研究推论，由于单向流动壁垒的约束，公有单位劳动力部门的部门更倾向于流向公有单位且流动更自由，据此提出以下假设：
再分配优势保留假设：部门流动有公有单位趋同倾向，公有单位劳动力部门倾向流向公有劳动力部门（H2.1），且公有劳动力部门相比私有单位劳动力部门流动更自由（H2.2）。
与此同时，从发展的角度看，中国劳动力市场的市场化发育程度还在不断提高，市场化力量增强会削弱体制的壁垒效应[39]，并增加自由流动的可能性。据上提出以下假设：
市场化发展假设：相较于早期的部门流动网，晚期的网络越来越开放，互惠关系、无标度特征、传递关系越来越强，而体制对部门流动的限制越来越弱，公有单位劳动力部门的趋同流动和相比私有劳动力部门的流动自由优势都将减弱（H3）。
（二）现代化转型与部门流动网络生成机制
当代中国社会变迁还有一个重要维度——现代化的维度[40]。现代化维度可以从职业和行业两个角度分析。根据有关现代化理论,从社会职业结构角度来讲,现代化是从农业工作向手工业,向产业工人、技术官僚和专业工作转变的过程，也意味着劳动力市场中不断出现新的更好的职位的过程[41]。而在中国现代工业部门就业人口远远超过传统农业部门就业人口，人口红利消失的今天，现代化的发展在职业上应主要体现为专业职业的发展。专业职业对从业者要求高，进入门槛高，容易形成职业劳动力市场或以职业为边界的内部劳动力市场[42]，但是在非专业职业则很难产生内部劳动力市场。这会造成类似于体制内对体制外的单向流动壁垒，因此，也可以推论专业职业劳动力部门的部门流动更自由。我国改革开放后的劳动力市场职业结构的发展体现了明显的现代化特征。对比我国六普与五普数据，专业职业就业人数占比提升了1.3个百分点，到年占总数的8.67%[43]。而根据CFPS—调查以及CLDS—调查的综合数据，从年到年，专业职位就业人数占比从14.25%增加到了21.97%，这表明在进入新常态经济发展阶段后，专业职业的增长速度更快了。专业职业的迅速发展会进一步增强其在部门流动网络中的优势地位。
中国现代化转型的第二个特征是行业构成的变化。行业可分为农业、制造业和服务业。从农业就业为主向以工业就业为主，再到以服务业就业为主的就业结构转变是经济现代化的重要特征。经济越是现代化，服务业就业占比越高，服务业新增加的就业岗位也会越多。因此，可能在服务业和制造业之间也存在单向的流动壁垒，服务业或许比制造业劳动力部门流动更自由。我国早在年就实现了非农就业人口超过农业就业人口，此后，我国的农业就业人数占比持续降低，而非农产业——尤其是服务业就业发展迅速。至年，服务业就业人口占比为47.4%，比年增长了13.3%[44]。根据服务业的强劲增长，本文推论服务业部门在网络中将向网络中心移动，自由流动的优势会越来越强。据上提出以下假设：
现代化优势假设：现代化程度越高的劳动力部门流动更自由，即专业职业劳动力部门相比非专业职业劳动力部门流动更自由，服务业劳动力部门相比制造业劳动力部门流动更自由（H4）。
现代化发展假设：相较于早期的部门流动网，晚期的网络越来越专业化和服务业化，专业职业劳动力部门相比非专业职业劳动力部门的自由流动优势更强，服务业劳动力部门相比制造业劳动力部门自由流动优势更强（H5）。
（三）部门流动网络趋同机制
趋同机制是另一种被广泛观察到的社会网络生成机制，即在一对特征相似的行动者之间形成边的倾向总是大于在一对特征不相似的行动者之间形成边的倾向[45]，放在劳动力市场，本研究也可以推论劳动者倾向于流向性质相同的部门，即从专业职业劳动力部门流向专业职业劳动力部门，从服务行业劳动力部门流向服务行业劳动力部门，从公有单位劳动力部门流向公有单位劳动力部门，反之依然。这样可以避免人力资本、社会资本积累中断并迅速适应新部门的环境。当然，就业单位间的趋同流动还有体制分割的意涵。受双重因素影响，公有单位劳动力部门的趋同流动应该更强。据上提出以下假设：
趋同流动假设：部门流动具有趋同倾向，相比类别不同的劳动力部门，部门流动更倾向流向相同类别的其他劳动力部门，尤其是公有单位劳动力部门更加偏爱流向公有劳动力部门（H6）。
▍三、数据与网络建构
（一）劳动力市场部门定义与建构
本研究以职业×行业×就业单位类型定义劳动力市场部门。行业主要根据生产的产品和使用的技术进行划分，而职业主要根据岗位要求的技能、教育和培训进行划分，这两个划分分别从供给面和需求面把握劳动力市场的结构特征[46]。此外，也可以认为行业分类和职业分类分别是站在雇主和雇员立场的劳动力市场划分——前者主要反映雇主特征，后者主要反映雇员特征。将职业划分和行业划分结合起来是更精确把握劳动力市场部门特征的有效方法。此外，在中国还有明显的就业单位所有制形式之分，因此本研究将它作为划分劳动力市场部门的第三个维度。通过三个维度的交乘，本研究可以获得细粒度的劳动力市场部门。
在职业划分上，本研究以《中华人民共和国国家标准（GB/T-）》为基础。国标-将职业分为8个大类、75个中类、个小类、个职业。本研究将75个中类压缩为25个中类。在行业划分上，本研究以《中华人民共和国国家标准（GB/T-）》为基础，国标将行业划分为20个门类，本研究将其压缩为7个门类。在就业单位性质划分上，本研究将就业单位性质分为公有制单位、私有制单位、外资企业和非正式就业四种。根据本研究的划分，可最多找到25×7×4=个劳动力市场部门。不过，由于农业就业大多不经过劳动力市场，因此本研究去除了农林牧副渔这个职业类别和农业这个行业，也就是说最多可获得24×6×4=个劳动力市场部门——这使得本研究在同等细度上考察了雇主视角的劳动力市场结构和雇员视角的劳动力市场结构。
（二）CLDS数据和CFPS数据处理
本研究结合使用CLDS/14/16/18和CFPS/14/16/18数据。采用这两个数据是因为：第一，这两个数据都是全国性的大型抽样追踪调查数据，不仅具有全国范围的代表性，还能够进行劳动力流动分析；第二，这两个数据在工作版块都详细询问了就业者主要工作的具体职业、行业类别和就业单位性质。以上两个条件满足了本研究建构中国劳动力市场部门流动网的需要。
在使用CLDS和CFPS数据时，本研究采用相同的样本选择标准：第一，在调查年份处于工作年龄（16周岁至65周岁）；第二，在调查年份有工作；第三，在调查年份受雇于他人，而不是雇主或自雇。为了获得工作流动记录，本研究首先分别将两个数据按照年份顺序两两合并到一起，只保留可合并样本，由此分别获得了CLDS和CFPS数据—，—以及—三个轮次的部门流动数据。然后将所有轮次的CLDS数据和CFPS数据拼接到一起，获得该轮次汇总部门流动数据。其中—轮次有个观测值，—轮次有个观测值，—轮次有个观测值。为了避免由工人数量差异导致网络差异，本研究随机从—轮次和—轮次抽取个观测值作为分析数据。最后，将以上三轮数据再拼接起来作为考察—年全时段的数据。
（三）劳动力市场流动网络建构
获得了全时段部门流动数据后，本研究将其与准备好的个劳动力市场部门合并，共有个部门被成功合并。考察这些部门的规模（以人/次计），60.35%的部门不到30人/次，但在这些部门工作的人/次仅占4.18%。本研究删除这些部门，仅将个拥有大于等于30人/次的部门作为网络节点，并以这些部门之间的部门流动建立网络边。这样处理并不会破坏劳动力市场流动网络的结构。根据[47]，当劳动力市场部门的度分布与该部门规模大小紧密相关时，选取“大”部门建网实际上是截取了整个网络的中心部门。这正是需要特别
本研究中概念与变量操作化的对应关系可见表1。
▍四、网络统计与网络模型
（一）网络分析术语与相关统计量
网络是指一个由边连接在一起的节点集合，而社会网络则特指“由一个或多个关系连接的一组具有社会相关性的点[48]。社会网络有三种表达方式：函数表达式、图表达式或矩阵表达式，图2就是用图表达的中国劳动力部门流动网。社会网络主要用以下基本概念来描述：第一类是节点度与度分布。节点的度是指连接该节点边的数量。在有向图中还区分入度与出度，节点入度是指指向节点的边的数量，出度是指从节点出发的边数量，入度加出度可称为总合度。此外，还有一种基于邻居度的中心性测量——特征向量中心度，邻居的度越高，节点的特征向量中心度就越高，反之亦然[49]。度分布是指整个网络度值的分布状况。度分布能够一定程度反映网络生成机制，例如幂律分布的网络往往是通过偏好依附机制生成的[50]。与此同时，节点对之间的特征向量中心度之差也可以反映偏好依附机制[51]。第二类是距离、平均最短路径、直径以及成分。路径是从一个节点到另一个节点所要经过的边和其他节点，距离是指从一个节点到另一个节点的最短路径长度，平均最短路径则是对网络中任意一对节点间距离进行求和再平均，直径则是网络中最长的距离。成份是指网络中与其他部分不相连的子部分，其中拥有整个网络绝大部分节点的成份被称为巨成份。平均最短路径和直径能够反映网络是否具有小世界网络特征。在只
同配系数：由Newman定义[55]，同配系数测量目标节点与发送节点之间相似性程度如何影响它们之间产生边的概率，即反映同性相吸的程度。度同配系数根据节点对的度差值计算，度同配系数的取值范围为\[-1，1\]，负的度同配系数意味低度节点倾向于与高度节点连接，反之依然，因此它体现了偏好依附机制；正的度同配系数意味着高度节点倾向于与高度节点连接，反之亦然，这反映另一种网络结构特征——富人俱乐部结构[56]。同配系数也可以根据节点外在属性相似性计算[57]。以本研究为例，部门类型的同配系数可以由每对节点是否属于相同的职业大类（专业或非专业）、行业大类（制造业或服务业）及单位类型大类（公有单位或非公有单位）测量。
互惠系数：互惠边与总边数之比。当同时存在A指向B的边和B指向A的边时，本研究称这条双向边为互惠边，它是可以直接加入ERGM模型的基本构局之一。
传递系数：节点的任意一对邻居也相连的概率，即节点聚集成群的程度，因此也称为聚集系数[58]。通俗而言，传递系数=三角形关系/角形关系，即任意三个节点相连形成三角形的数量除以任意三个节点只存在一个节点与另外两个节点连接所形成的角形数量。与传递系数相关的术语是传递关系与非传递关系。在有向网络中，如果有A指向B，B指向C，而A又指向C，则关系是传递的。而在非传递关系则不存在A指向C的边。传递关系由Davis和Leinhardt定义的D、U、T、构局表示，而非传递关系由D,,U,C,和C构局表示[59]。
模块系数或模块度由Newman和Girvan定义，测量社区内发生边相比在社区间发生边的优势。模块度的取值范围为\[-1,1\]，正模块度系数意味着同属一个社区的节点间更倾向于产生连接，而分属不同社区的节点间不倾向于产生连接，因此它同时体现了社区划分的效度以及社区的封闭程度[60]。模块度计算基于社区划分。本研究采用Walktrap算法。这是一种随机游走的社区探测方法。随机游走的思想是如果社会网络存在很强的社区结构，那么因为社区内部有很多边，随机游走者将要在这块区域停留很久，据此可确定网络社区的范围[61]。Cheng和Park认为随机游走类社区探测方法能够最恰当地表达就业流动网的内涵。因为，就是就业流动者在社区内部门间很容易流动，而很难流动到社区外的就业部门。Cheng和Park采用了这类算法中的信息图（Infomap）算法[62]。而本研究采用Walktrap算法，[63]两种算法背后的中心思想是一致的，不过在本研究中，Infomap算法获得的社区划分效果相对较差，因此本研究采用了Walktrap算法。
（二）中国劳动力市场流动网络结构描述
图2显示，中国劳动力市场部门流动网络呈现明显且稳定的同类型节点聚集或分割结构。具体而言，在—年全时段，私有部门节点（红、蓝、粉红与橘）聚集在图的左边，其中服务业部门（蓝与橘）更接近网络中心，而制造业部门（红与粉红）则更靠外。公有部门节点（*、绿、紫、棕）聚集在图的右边，其中服务业部门（绿与棕）更居上和居中，制造业部门（*与紫）相对处于外围。总而言之，部门流动网络表现出比较明显的以单位聚集为主，行业聚集为辅的关系聚集结构。再分别考察三个时段的网络，可以发现每个时段都基本呈现上述格局。因此，这个网络是非常稳健的。这一点从图3中同样可以得到印证。图3显示，无论是在全时段还是在分时段，度分布都极度左偏。极少数节点拥有非常多的边，而大部分节点边数非常少。通过采用BarabasiAlbert的方法[64]，在规定节点数和平均度后设定幂律参数Power=2.3,随机生成了全时段和各分时段的对照网络，
计算这些网络的偏度，并将之与我国的部门流动网络进行对比（见表2），结果发现从第一个轮次到最后一个轮次，我国部门流动网络的度分布偏度越来越接近于随机无标度网络，即我国部门流动网络越来越接近无标度形态——这从度同配系数负值的变化也能部分反映。
然后考察我国部门流动网的其他特征及其变化。首先，我国部门流动网络具有小世界特征，且这种特征越来越强。通过采用[65]，在规定节点数和平均度后设定重连概率等于0.05，随机生成了对照网络，计算这些网络的直径和平均最短距离，将其与我国的部门流动网络进行对比，结果表明我国部门流动市场的小世界特征也越来越明显。到—轮次，我国部门流动网络的直径等于随机生成的小世界网络，平均最短距离几乎等于小世界网络。其次，我国部门流动网络具有开放特征，且这种特征越来越强。网络越开放，双向流动就越多，关系传递越容易，网络各子社区间的分割也越弱，这三点全部得到了佐证：从—轮次到—轮次，中国部门流动网的互惠系数和传递系数在增加，而模块系数在降低。以上两点可以总结为一句话：中国的劳动力市场越来越开放，形成了越来越有利于劳动力优化配置的网络结构。
（三）中国劳动力市场部门流动网络生成机制
那么，中国的劳动力市场部门流动网络是如何走向越来越开放的呢？这可以通过对网络微观构局的考察以及ERGM模型来解答。本研究同样生成了随机网作为与我国部门流动网进行比较的参照对象，以观察我国的部门流动网是否比随机情况有更多的某类构局。表3显示，我国部门流动网的互惠边数、三角形构局、D、U构局及构局（反映关系传递性）都是随机网络的倍数以上，这初步显示了互惠机制、传递机制的力量[66]。同时，本研究基于职业大类（专业职业对非专业职业），行业大类（第二产业对第三产业）和单位大类（公有单位对非公有单位）计算了节点的同配系数（即相同类型节点之间存在边，系数是通过与随机情况下做对比计算的），结果显示职业同配系数、行业同配系数和单位同配系数都为正，且单位同配系数大于行业同配系数大于职业同配系数，这与图1结果相符。而再比较三个轮次的网络，还会发现职业同配系数和单位同配系数都在稳步下降，行业同配系数波动下降，这与前文的预判都比较相符。为了验证这些网络微观生成机制的显著性，本研究再进行ERGM模型分析。
（四）中国劳动力市场部门流动网络ERGM分析
ERGM模型是对以下社会网络一般理论的模拟：第一，社会网络是局部涌现的；第二，网络关系不仅是自组织的，而且也受行动者属性和其他外生因素影响；第三，网络内的模式可以被看作是正在进行的结构过程的证据；第四，社会网既是结构化的，但也是随机的[67]。ERGM模型基于依赖性假设建模。这些依赖性假设包括伯努利假设、二元—独立假设、马尔可夫依赖假设、社会圈依赖假设，它们分别反映二元关系生成机制，三元关系生成机制以及更大范围的关系聚集机制。除伯努利假设外，要验证其他假设则分别需要对二元对构局、三元组构局以及扩展三元组构局进行参数估计[68]。举例来说，伯努利模型假定每一条可能的关系都可以建模为一枚硬币的独立投掷，那么边的概率：
在此，边出现的概率简单得由参数给出。根据一般公式，邻接矩阵得联合ERGM模型概率质量函数是：
参数θL叫做“边参数”，L(x)是边统计量，而以上模型表示网络生成只与单一边数相关，因此该模型是ERGM的零模型[69]。要验证其他关系假设，则需要在零模型的基础上加参数和统计量。例如，本研究假定互惠关系在部门流动网络中能够显著发挥作用，由此建立以下二元关系独立模型：
其中，参数θM是互惠边参数，参数值可直接显示正在进行的网络结构过程在多大程度上是按互惠机制进行的，即它直接具有因果内涵。而M(x)是互惠边统计量。根据本研究需要，本研究将互惠边构局、传递关系构局、非传递关系构局等自组织构局以及基于行动者属性的相关构局放入ERGM模型中，其反映在公式内就是在θMM(x)后面继续添加新的θII(x)，其中I代指各种构局。
本研究中依次添加网络自组织构局、行动者属性变量，建立嵌套ERGM模型。第一步添加二元关系生成机制变量互惠边数和特征向量差值，而ERGM模型中边数变量相当于传统模型中的常数项。互惠对的效应反映网络生成的互惠机制，而节点对的特征向量差值的效应反映偏好依附机制[70]。表4模型1显示，互惠边系数和特征向量差值都显著为正，表明互惠流动和偏好依附流动显著更容易发生，假设H1.1，H1.2得到验证。模型2到模型4保持了一致性，说明两种机制十分稳健。模型2加入了传递关系和非传递关系两个变量，AIC和BIC均大幅降低，表明加入这两个变量很好地改善了模型拟合优度。对应系数表明传递流动更容易发生，而非传递流动更不容易发生，假设H1.3得到验证。模型3和模型4保持了一致性，说明传递流动机制也十分稳健。模型3继续加入部门规模[71]、专业职业同配、服务行业同配和公有单位同配。AIC和BIC继续降低，而对应系数表明，趋同流动显著更容易发生，尤其是在公有部门与公有部门之间，假设H2.1和假设H6得到验证。最后，模型4加入了劳动力市场部门的入度和出度作为变量，考察是否专业职业、服务行业与公有单位具有更高的流动自由。AIC和BIC继续降低，而对应系数表明，公有部门确实流动更加自由，假设H2.2得到验证，专业职业确实流动更加自由，但服务业劳动力部门并不比制造业劳动力部门的部门流动更自由，假设H4部分得到验证。
接下来，本研究对每个时段的部门流动网建立ERGM，省略逐步添加变量的步骤，直接展示全模型（W1、W2、W3）的结果。对比三轮模型结果，能够发现一个比较一致的变化方向：互惠边数、特征向量差值及传递关系的系数在上升，这说明开放的流动关系越来越多。不过，在另一方面，跨体制的自由流动和公有部门的自由流动优势并没有被削弱，假设H3是部分得到验证。与此同时，专业职业劳动力部门的自由流动优势越来越明显，但服务行业的自由流动优势始终没有显现出来，假设H5也是部门得到验证。
▍五、结论与讨论
经济“新常态”下的供给侧结构性改革对优化劳动力配置提出了更高要求，劳动力能否在不同就业部门之间自由流动是影响生产要素供给侧改革的重要环节。而要确保改革成功，深化劳动力市场制度改革是关键。我国的劳动力市场化改革前些年初见成效，其反映在部门流动网络上就是自由流动越来越容易。不过，另一方面，跨体制流动以及公有单位劳动力部门相比非公有单位劳动力部门的自由流动优势仍比较明显，这意味着劳动力市场化改革依然任重而道远。如何破除体制流动壁垒，理应是今后劳动力市场化改革的重点。最后，专业职业劳动力部门在“新常态”阶段崛起，这可能产生深远影响，需要新的研究进行探索。
责编：萧景
排版：李文康
审核：傅强
参考文献
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[1]胡鞍钢，周绍杰，任皓：《供给侧结构性改革——适应和引领中国经济新常态》，《清华大学学报》（哲学社会科学版），年第2期。
[2]WeitzmanM.L.,Re