作者简介：汪栋，南京财经大学财政与税务学院公共财政研究中心，南京　210023；曾燕萍，北京师范大学经济与工商管理学院博士研究生，北京　100875

　　内容提要：随着我国博士生培养规模持续扩大，博士生整体就业率呈现波动型下滑趋势。本文选取社会经济、教育发展和个体特征等指标，基于2004～2010年的相关统计数据，实证分析了上述因素对我国博士生就业状况的影响情况，并据此从宏观、中观和微观层面提出促进博士生就业的相关政策建议。研究结果发现：博士毕业生规模、硕士生就业状况、GDP增长率、城市化水平和博士生政治面貌皆对其就业产生积极的正向影响；而第三产业发展状况和人均可支配收入则对其有一定的负面影响。此外，在就业过程中，女博士并未由于性别因素而表现出相对劣势，其就业状况反而优于同期男博士的平均水平。

　　关 键 词：博士生 就业率 影响因素

　　一、我国博士生就业现状分析

　　1981年，国务院批准并颁布了《中华人民共和国学位条例暂行实施办法》，设立学士、硕士和博士三级学位的学术标准。[1]自1999年我国高等院校扩招以来，博士生毕业人数保持了较快增长态势。2000年，我国博士毕业生仅为11004人，而在2011年迅速突破5万人大关，毕业生攀升至50289人，年均增长率为15.21％。2010年，我国博士毕业生人数首次超过美国，成为世界上规模最大的博士学位授予国家。截止到2012年，经国务院学位委员会第二十八次会议审核，全国共有博士授权单位400个，其中，具有博士学位授权的一级学科博士点达2382个。①

　　自1981年建立学位制度以来，我国业已累计培养博士生约49万名，②约占全国总人口的万分之四。由于我国博士生教育起步较晚，毕业生在就业市场上存在一定的稀缺性，因而导致博士生个人、培养机构甚至是政府部门在其就业问题上都抱有“皇帝女儿不愁嫁”的主观臆断，政府层面至今尚未出台专门针对博士生就业问题的相关政策和指导意见。1990年4月，国务院首次发布了《关于做好高等学校毕业生分配工作的通知》(国发[1990]23号)，其中针对博士生就业的相关规定仅仅包括：博士毕业生的分配去向，主要是面向高等学校和科研机构以及国家重点企事业单位；已被批准进入博士后流动站的博士研究生，在培养单位报送就业计划后提出不再攻读的，应回家庭所在地就业。[2]此后，我国政府部门逐年公布全国毕业研究生就业工作的通知和相关政策，但涉及博士生就业的政策规定寥寥无几。

　　与此同时，各级政府及教育部门常常将辖区内的博士点数量作为政绩考核的重要指标，而规模扩张后所引发的就业问题则往往被政府部门所忽略。2011年3月，国务院学位委员会发文下达了新增博士学位一级学科授权点名单，新批准的一级学科博士点共计1004个，各地高校博士点均大幅度增加。伴随着我国博士生培养规模的急剧扩张，就业市场的供求均衡状况也被打破，博士生就业率也开始呈现波动型下滑趋势。纵向来看，2004年我国博士毕业生就业率为89.1％，近年来逐步下滑，并于2009年降至79.9％的极小值；从学历层次上横向比较，博士生历年就业率仅略高于本科生，与硕士生相比并无明显的学历优势。如表1所示，七年内博士就业率仅有两年略高于硕士生，参照1998年国家计委社会发展研究所课题组公布的全国平均失业率警戒线：安全线为5％、轻警戒线为6％、中警戒为线7％，重警戒线为8％。[3]我国博士生就业率一直不足90％，处于失业重警戒线以下，就业状况不容乐观。

　　此外，我国政府部门在就业率统计方面，还存在着口径不准确的问题。近年来，伴随高等院校、科研院所和相关企事业单位的人事制度改革，对工作人员的学历要求也逐步提高，由此引发部分在职人员以定向培养或委托培养的形式进入大学继续深造。然而，政府教育及相关部门在统计就业率时，仍将在职人员的工作落实情况纳入就业统计范围，造成重复计算，致使博士生就业率出现虚高的局面。笔者保守估计后，按照15％的比例扣除在职读博人员，③博士生就业率调整后将低于同期本科和硕士就业率，历年整体就业率尚不足75％，如表1所示。

　　二、博士生就业问题研究综述

　　针对博士生就业过程中存在的种种问题，国内外学者也展开了一系列分析和研究。一方面，针对博士生就业问题产生的原因，美国波士顿学院国际高等教育研究中心主任菲利普·G.阿特巴赫认为，专业化教育导致博士生素质过于狭窄，博士生培养已偏离就业市场的需求，造成精英人才的结构性短缺。[4]汤宏波通过对斯宾塞劳动力市场模型的扩展，建立了针对高学历群体“追逐症”和失业的博弈模型，分析结果表明：就业市场信息不对称是高学历“追逐症”和高学历人才失业问题的重要成因。[5]而针对影响博士生就业的相关因素，美国学者E.琼斯通过对美国博士生就业市场的分析，认为博士生就业并非简单的市场供求问题，博士生自身的综合能力在就业市场特别是非学术领域起到了至关重要的作用。[6]沈延兵等人通过对我国博士生就业能力、择业观、培养目标定位和培养质量等方面的分析，整理出我国博士生就业的影响因素。[7]何雨和陈雯基于某大学近4年博士生毕业去向与就业状况的数据，探讨了博士生群体在就业单位选择和地域偏好等方面的基本特征。[8]金蕾莅针对女博士求职过程中的特殊性，从落实率、工作机会和工作满意度等方面，系统归纳了性别因素在博士生就业过程中的影响作用。[9]最后，针对如何解决博士生就业问题，赵世奎和沈文钦借鉴西方发达国家博士生的培养目标，认为博士生教育的最终目标定位应该以培养学术研究型博士生为主，同时针对用人单位的专业需求进行专业型博士培养模式的探索。[10]

　　综上所述，国内外学者对于博士生就业问题的研究已形成较为完整的理论框架，但相关研究主要停留在对博士生就业情况的描述性分析和就业影响因素的概括性总结两个方面，而运用计量分析方法来探讨博士生就业问题的研究相对较少。为此，本文尝试将博士生就业问题的研究视角延伸至宏观社会经济环境、中观教育发展状况和微观博士生个体特征等层面，从产业结构、城市化水平、博士毕业生规模和女博士毕业生占比等因素入手，建立计量模型来分析相关因素对我国博士生就业的影响，旨在为改善博士生就业状况提供有益的政策依据。

　　三、博士生就业影响因素分析

　　(一)相关理论假设

　　传统的社会流动包括“先赋性”和“后致性”两种模式，其中“先赋性模式”是指个体凭借其自身固有条件，如年龄、性别和体貌特征等先天性因素进行自由流动，而“后致性模式”则主要是指由工业化、城市化和市场化等现代社会经济环境所引起的个体流动。与之相对应，我国博士生就业成功与否也是其个体特征、教育发展状况和社会经济环境等因素共同作用的结果。结合国内外学者对博士生就业问题的研究成果，本文分别从宏观、中观和微观层面对影响我国博士生就业情况的因素进行分析和判断，现提出以下理论假设：

　　1.从宏观层面上看，社会经济环境对于博士生就业情况具有举足轻重的影响。奥肯定律论证了经济发展速度越快社会接纳劳动力的能力就越强的现实规律。黄秋明根据上海某大学2003-2005年的毕业生就业状况，分析了地方经济发展水平等因素对毕业生就业率的影响。[11]高惠娟基于对2002-2009年江苏省高校本科毕业生就业率的统计，以城市化水平和经济发展速度等指标作为解释变量进行回归分析，结果显示，GDP增长率每提高1％，本科毕业生就业率可以提高0.11％；而城市化水平每提高1％，本科毕业生就业率增长幅度则高达1.32％。[12]因此，本文选取历年来各省GDP增长率、城市化率和人均可支配收入增长率作为社会经济发展水平的度量指标，预期它们的增长都会促进博士生就业率的提高。

　　与此同时，我国的产业结构特别是以服务业为主的第三产业发展状况对博士生就业也有着重要的推动作用。1995-2008年，我国共计培养博士生218095人，其中有141216名博士进入高校等事业单位从事教学和科研工作，占毕业生总数的64.74％。④张车伟，蔡昉通过分析发现，1979-2000年，我国三大产业中第三产业增长对就业的拉动作用最大，其平均就业弹性为0.57，而且尚有很大的吸纳就业的潜力。[13]岳昌君，丁小浩计算了经济增长率、产业结构与高校毕业生就业弹性之间的数量关系，发现经济增长在长期内对就业的促进作用有限，而产业结构调整则有着显著的吸纳能力。[14]因此，本文使用历年各省第三产业占GDP的比重作为分析指标，并预期其对改善博士生就业状况有着积极作用。

　　2.从中观层面上看，教育发展状况无疑是影响博士生就业成功与否的另一重要因素。伴随我国高等教育事业的扩展，博士生培养规模急剧扩张，就业市场的供求均衡也被逐步打破，供过于求的现象初见端倪。因此，首先假定历年各省博士毕业生增长率对各省博士生就业状况具有消极影响。与此同时，随着就业市场从“买方市场”向“卖方市场”的转变和岗位竞争压力的不断增大，部分博士生不得不放低身价，参与竞聘一些学历要求相对较低的工作，从而导致其就业状况受到硕士乃至本科生等的影响。所以，本文同时选取历年各省硕士生就业率作为教育发展状况的度量指标，并假定其对博士生就业状况具有一定的负面影响。

　　3.从微观层面上看，博士生个体特征在其就业过程中也有着至关重要的作用。刘进和苏永建对个体特征在研究生就业过程中的作用进行了因子分析，结果表明，性别和年龄等个体特征在研究生求职过程中具有重要的影响作用。[15]受传统社会观念的影响，男博士往往被用人单位赋予了较高的生产预期，女博士常常被认为是就业相对困难的群体。因此，本文中假定女博士毕业生占比与整体就业状况存在负相关关系。刘小瑜等学者研究发现，毕业生的政治面貌对其就业状况有着显著影响，在控制住其他因素的情况下，政治面貌为党员的毕业生的就业发生比是其他组群的1.508倍。[16]所以，本文假定党员博士生占比与博士生的整体就业状况呈现正相关关系。此外，博士生年龄和学缘结构等个体特征也对其就业状况有着重要影响。基于省级个体特征数据的可得性，微观部分的研究主要采用全国性统计数据或以描述性分析为主。

　　(二)模型设定及数据来源

　　根据上述理论假设，本文先根据宏观层面和中观层面的解释变量构建计量模型如下：

　　基于省级数据的可得性，模型采用2004-2010年我国31个省、自治区和直辖市的相关数据，总样本量为217个。其中各省份历年博士生和硕士生就业率数据来源于《全国高校毕业生就业状况》一书；而各省份历年博士生毕业生人数、GDP增长率、城市化率、第三产业占比和人均可支配收入等指标则自历年《中国教育统计年鉴》和各省统计年鉴搜集整理而来，相关数据的描述性统计分析结果如表2所示。

　　从表2可见，2004-2010年，我国31个省市博士生就业率的均值仅为85.11％，且各省份差异悬殊。其中，北京、浙江和江西等省份博士生就业率长期保持在90％以上，而贵州等西部省份则相对较低，自2007年起，贵州博士生就业率则一直低于60％，且于2009年达到全国历年最小值12.10％。在博士毕业生规模方面，东部沿海省市博士生教育起步较早、培养模式相对成熟，历年毕业生增长速度较为平稳，如北京市七年内年均增长率保持在15％左右，而西部省份呈现较大的波动性。此外，在硕士生就业率、GDP增长率、城市化水平、第三产业占比和人均可支配收入增长率等指标方面，各省市之间的差异十分明显。

　　(三)模型回归及检验

　　本文采用Stata11.0软件进行计量回归分析，为了减少数据间的异方差性和奇异数据的波动性对估计造成的有偏性，在回归前又对数据进行了对数处理。根据模型设定时对解释变量的分组，本文依次对社会经济变量组、教育发展变量组和全样本组进行回归检验，如表3所示。

　　通过Hausman检验可以发现，教育发展变量组的模型(2)中P值为0.2770，在0.05的置信水平下不能拒绝“存在随机效应”的原假定，所以模型(2)应使用随机效应模型，而模型(1)和模型(3)的P值分别为0.0450和0.0002，在0.05的置信水平下拒绝“存在随机效应”的假定，因此使用固定效应模型具有更好的统计学学意义。