社会工作

——基于湖北省武汉、荆州、洪湖三市的调查

ReemploymentoftheUnemployedandItsAffectedFactors

——BasedontheInvestigationoftheunemployedofWuhan、Jingzhou&HonghuinHubeiProvince

关键词：失业者再就业行为再就业行为影响因素

Abstract:Throughtheinvestigationoftotal973joblesspeopleinthreeareasinWuhan,JingzhouandHonghuofHubeiprovince,theresearchdescribesabasicsituationofreemploymentoftheunemployed,andanalyzesthemajorfactorsaffectingthereemploymentoftheunemployedwithadvancedstatisticmethods.Throughanalysis,theresearcherfindsthattheunemployedhaveapositiveattitudetowardreemploymentbutthemosthavetotakeupunstableandinformaljobswithlowsocialpositionorself-employed.Thefactorofsocialcharacterhasastrongereffectonunemployedindividual’sbehaviortogetanotherjob,butthedesiretogetanotherjobhaslesseffecttotheirreemployedaction.Asaresult,theresearchdoesnotsupporttheviewthatunemployedman’sreemploymentexpectationwillrestrictitsattitudetowardreemployment.

KeyWords:TheunemployedReemployment

Theaffectedfactorsofreemployment

（一）问题的提出

国家的再就业政策和制度型塑着失业者的行为，另一方面，失业者并不是被动地接受制度的塑造，而是通过对现行再就业制度的反应，采取再就业行为，反过来在很大程度上约束再就业政策和制度的执行效果。因此，再就业问题既涉及到政策制度又与失业者行为紧密相联。目前针对再就业问题较成熟的研究多集中在经济学领域和社会保障领域，既有的社会学角度的研究其研究对象也集中在大城市，而大中小城市间失业者再就业行为的对比研究鲜见，且已有研究多从政策层面出发，从宏观角度探讨失业治理对策，主要还是一种制度层面的“宏大叙事”。

关于失业问题，国外的多数文献都是从经济学视角出发进行研究，且注重理论解释，其中比较经典的失业理论概括如下：①古典学派的自由失业理论。其观点是：过高的实际工资导致了失业，主张通过低贷款利率政策和有伸缩性的工资政策来避免失业（伊兰伯格等，1999）。②凯恩斯主义的非自愿失业理论。该理论认为失业是由有效需求不足、商品市场萧条、企业压缩生产、减雇工人而使工人被迫离开工作岗位造成的，所以称为非自愿失业。其政策主张包括：税收政策、货币政策、财政政策和外贸政策（伊兰伯格等，1999）。③新古典综合派的失业理论。该学派继承了凯恩斯的失业理论，发展了菲利普斯曲线，并着力研究通货膨胀与失业的关系。他们从收入分配、组织垄断、地区差异等方面分析失业形成的经济学原因（伊兰伯格等，1999）。

关于再就业行为的研究，学者们的观点也是见仁见智。西方学者将再就业行为界定为失业者旨在“受薪就业”或“自雇就业”的行为（ILO，1983）。布劳和邓肯用路径分析方法探讨美国人民在教育、职业方面的成就受其社会出身的影响有多大。在研究中，他们考察了父亲的职业地位、父亲的教育水平、本人的教育水平、本人初职等因素对个人地位实现过程的影响（Blau&Ducuan,1967）。在此基础上，邓肯与费瑟曼增加了出身、成就方面的指标，还增加了一些中间变量来解释个人的成就（Blau,1970）。林南等人把结构层面的社会资源、社会关系网络引入地位取得研究中（LinNan,1999）。这些成果对再就业行为及其影响因素研究都有启发意义。此外，西方国家还一贯重视再就业服务。

国内关于再就业行为的研究，其主流倾向认为：下岗职工的再就业行为较为消极、被动。有学者在深入探讨了下岗职工的再就业行为后发现，“尽可能留在旧体制内是下岗职工共同的行为取向和行为选择”，“……他们所利用的资源主要有两个：体制资源和社会关系资源，前者提供了他们依赖和利用体制的合法性，后者为他们提供了实现行为目标的可靠途径”，这一行为特征体现了中国目前下岗和再就业问题的特殊体制背景。并得出结论：“为了更有效地解决中国面临的严重再就业问题，必须逐步转变下岗职工的就业行为”（陈智霞，1998）。

还有学者认为，下岗职工基本上采用“政府帮助为主，市场求助为辅”的再就业模式(肖立春，2000)。顾东辉的研究还发现相当一部分失业者的思想还是停留在计划经济时代的老框框里，认为转变他们的就业观念是解决就业问题的根本出路之一(顾东辉，2001)。

再就业行为影响因素研究是一项重要课题，但就已有研究来看，却是经验研究的薄弱环节。从笔者所掌握的国外研究资料来看，大致可以将影响因素分为两类：制度性因素和非制度性因素。一些学者注意到制度是社会的产物，制度也在建构着人们的行为、价值观，进而影响到人们的再就业意愿（Leana.&Feldman，1995）。正如吉登斯构造理论所阐释的：个人不是社会结构和制度的被动接受者，社会的制度和解构是互动中的行为者积极加以再造和挑选的（吉登斯，1998）。这些制度包括社会福利保障制度、各项再就业工程的政策和法规、市场运作规则及再就业服务等等。而非制度性因素，主要包括失业者个体自然与社会特征（年龄、性别、文化程度、居住地区等）及再就业意愿等。

国内对影响下岗职工再就业因素的研究较零散，总结这些因素分析，大致有三个层面：第一，政府层面。政府有关再就业的各项政策及法规。第二，社会层面。比如各种职介单位，社会有关再就业的舆论宣传等。第三，个体层面。包括失业者的文化程度、性别及年龄、就业观念、失业前的职业类别及行业、个人的社会关系网络等。

有学者运用制度变迁理论分析我国面临的再就业问题，认为劳动者就业观念的“路径依赖”与思维“锁定”是当前再就业压力严峻的主要现状与主要原因，认为劳动者对制度变迁的不确定性预期、对原有就业体制的制度依赖，历史文化积淀下的惯性思维是导致就业观念“锁定”的主要根源（李恩平，1998）。

通过对文献的分析发现，现有研究主要存在以下几方面的不足：第一，已有研究注重对再就业政策和制度进行分析，而对失业者再就业行为及其影响因素的实证分析仍属薄弱环节；第二，已有的研究静态、孤立地分析再就业行为及影响因素，但未能说明各影响因素对再就业行为的影响力究竟有多大，对自变量与因变量之间的关系探讨不够深入；第三，缺乏对地区间（大中小城市）失业者再就业行为的对比研究；第四，虽然有从社会学视角出发的研究，但从微观层面来看，目前尚缺乏对主客观变量与再就业行为关系的实证研究。

二、研究假设

本文的理论假设是：影响失业者再就业行为的主要因素有三大类：失业者的个体自然与社会特征、经济状况及再就业意愿，且这些因素对失业者再就业行为存在不同程度的影响。

通过对这三类影响因素进行经验推演，筛选出10个影响失业者再就业行为的自变量：（1）失业者居住地（城市），（2）年龄，（3）性别，（4）文化程度，（5）职称，（6）家庭月总收入，（7）失业前月收入，（8）失业者对工作价值的认知，（9）对工作的预期，(10)选择工作的态度。将它们与因变量（失业者的再就业行为）联系起来，建立了陈述变量间关系的研究假设，将这些假设联系起来，就构成了一个解释失业者再就业行为的因果模型。本研究具体研究假设为：

假设1：不同地区失业者的再就业行为不同。

假设2：如果失业者的人口与社会特征存在差异，那么他们的再就业行为不同。

2a:年轻的失业者更可能获得工作机会；

2b:男性失业者较女性失业者更易再就业；

2c:文化程度高的失业者比文化程度低的失业者容易获得工作；

2d:有职称的失业者比没有职称的失业者更好找工作。

假设3：如果失业者经济条件存在差异，那么其再就业行为不同。

3a:家庭月总收入及失业前月收入高的失业者，更可能参加再就业培训和求职面试，并倾向于寻找较好的工作；

3b:家庭月收入越低的失业者越可能努力再就业，而不太顾及职业的好坏。

假设4：如果失业者的再就业态度越积极，那么他们的再就业行为就越主动。

4a:失业者越承认个人劳动的价值，他们就越愿意积极参加再就业；

4b:失业者对工作的预期定位适度，将积极催动他们的再就业行为；

4c:失业者选择工作的态度越积极，再就业行为就越主动。

假设5：地区差异不但直接影响失业者的再就业行为，还通过影响其他自变量（如再就业机会和就业意愿）间接地影响失业者再就业行为。

三、变量及研究方法

（一）基本变量及其测量

本文的分析对象是失业者的再就业行为及影响因素，根据实际研究的需要在总结以往研究的基础上，本文将失业者的再就业行为操作为以下具体指标：失业后有没有从事过其它有收入的劳动，失业后是否参加过再就业培训，失业后是否参加过求职面试，通过何种方式寻求工作，再就业工作的性质（正规或非正规）。

本文自变量是影响失业者再就业行为的各因素，由于影响因素是一个很宽泛的概念，所以笔者在总结以往研究的基础上，结合本文所使用的问卷和数据选取了自变量。本文选取的自变量如下：

第一，个人自然与社会特征：包括居住地（城市），年龄，性别，文化程度（界定为受教育水平），职称。

第二，经济因素：包括家庭月总收入、失业前月收入。

第三，再就业意愿：包括对工作价值的认知，对工作的预期，选择工作的态度。

以上自变量中除了年龄、家庭月总收入、失业前月收入和对工作的期望（期望工资）是定距变量外，其他变量分别为定类变量和定序变量，为了方便后文Logistic回归模型的建立，笔者将这些变量转换成虚拟变量（dummyvariable），转换结果见表1。

表1：自变量的统计描述表

特征

描述

平均值

标准差

个

人

基

本

特

征

性别

年龄

文化程度

居住地区

职称

1＝男

定距变量

1＝初中

1＝高中、中专

1＝大专及以上

1＝武汉

1＝有

0.57

41.87

0.45

0.35

0.07

0.41

0.20

0.496

7.109

0.498

0.478

0.253

0.802

0.398

经济

家庭月总收入

失业前的月收入

460.36

294.75

389.614

182.350

再就业

意愿

对工作价值的认知

对工作的期望（期望工资）

择业态度

8.75

740.74

22.72

1.751

920.318

6.356

抽样方法：本研究以湖北省失业人口为研究总体，问卷调查采取多阶段配额抽样方法选取调查对象：第一步，先确定调查的城市。根据湖北省人口、城市行政级别、城市经济发展状况及失业者分布状况选择了3个规模和特点不同的城市：武汉市，省会城市，全国综合发展的大城市；荆州市，湖北省的地级市，原沙市是著名的轻纺中等城市；洪湖市，湖北省的县级市，一般小城市；第二步，以“五普”资料等权威统计资料近年的失业人口统计情况为参考（截至2003年底，武汉市失业率为22.3％），在选中的城市中随机抽取1－8条街道；第三步，在抽中的街道中随机抽取4－8个社区；最后，在每个社区中按照配额抽样的方法——既以各社区不同的失业人数为基础，按失业人口占总人口的比例大小在各社区中分配样本数，以进行抽样的方法——抽取10－15名失业者作为调查对象。

表2：实际调查样本的构成情况

样本社会特征

频数

频率

城市

N＝973

武汉

403

41.4

男

422

43.4

荆州

323

33.2

女

551

56.6

洪湖

247

25.4

婚姻状况

N＝969

未婚

19

2

N＝970

=41.87

29岁及以下

39

4.0

已婚

851

87.8

30-39岁

319

32.9

离异或丧偶

93

9.6

40-49岁

479

49.4

其它

6

0.6

50岁及以上

133

13.7

家庭月收入

=460.36

200元以下

223

22.9

（受教育水平）

小学及以下

120

12.4

201～600元

545

56.0

初中

440

45.3

601～800元

68

7.0

高中/中专

343

35.4

801～1000元

60

6.2

大专及以上

67

6.9

1000元以上

77

7.9

四、数据与分析

1寻找工作的情况笔者将寻找工作的情况操作化为：失业者是否参加再就业培训，是否参加求职面试，寻找工作的途径和下岗后是否获得过有收入的劳动四项指标。这四项指标中，除了寻找工作的途径是多选项的变量，其他三项都是二分变量，即回答的备选答案只有“有”和“没有”两项。

分析发现，半数以上的失业者（65.4％）都获得过再就业的机会，即在失业后从事过有收入的劳动，但是失业者参加再就业培训和求职面试的比率却很低。分析失业者再就业求职面试，发现：69.2％的失业者都没有参加过求职面试，这是失业者再就业的一个特点，也从一个侧面证明了再就业工作性质的非正规性。非正规工作（比如做小生意、做钟点工、当保姆等）、职业地位较低的工作就不需要正式的面试，而这些工作多为失业者再就业的首选。

由于本研究的一个重要目的是比较不同地区失业者（即大城市失业者和中小城市失业者）的再就业行为差异，所以笔者对地区因素做了进一步分析，采用单因方差分析法检验不同地区失业者寻找工作的情况是否存在显著差异，结果见表3。

表3：不同地区失业者找工作情况的方差分析

找工作情况

均方

自由度

F值

显著度

失业后从事劳动的情况

参加再就业培训的情况

参加求职面试的情况

0.218

4.801

4.224

0.948

45.204

20.629

0.388

0.000

三个地区的失业者中只有3.6％的人再就业工作是正式工作。打零工的最多，占62.3％，其次是自己做小生意的占29.7％，做小生意也就是“自雇就业”。正是再就业工作的非正规性、职业地位低下导致失业者社会地位日益边缘化，再就业多是一些处于下层的劳动岗位，这不仅不利于失业者生活和社会地位的改善，还进一步导致失业人群呈现继续弱势化、边缘化的态势。

1失业者的个体自然与社会特征对再就业行为的影响鉴于因变量“失业后是否从事有收入的劳动”、“是否参加再就业培训”、“是否参加求职面试”及“从事的工作是否是正规工作”都是分定类变量，笔者采取了“对数比率回归”(LogisticRegression)分析方法，将因变量转换为事件发生或不发生的概率（郭志刚，2001）(比如在本研究中，失业者失业后是否从事有收入的劳动)，然后分析各自变量发生变动时，因变量(概率)变动的情况。

在进行Logistic回归分析之前，首先对各自变量进行多重共线性检验，分别考察容忍度（tolerance）和方差膨胀因子（VIF），结果是0.430

表4：失业者的个体自然与社会特征对再就业行为的Logistic回归分析结果

自变量

模型一：

失业后从事

劳动的情况

模型二：

参加再就业

培训的情况

模型三：

参加求职

面试的情况

模型四：

再就业工

作的性质

性别（对照组：女性）

0.172（0.141）

-0.051（0.206）

0.223（0.157）

0.086（0.565）

-0.003（0.010）

-0.011（0.014）

-0.036***（0.011）

-0.092*（0.042）

（对照组：小学及以下）

0.159*（0.081）

0.354**（0.117）

0.625***（0.097）

0.276*（0.349）

（对照组：洪湖、荆州）

0.223（0.143）

1.617**（0.228）

0.721***（0.156）

1.432*（0.777）

专业职称

（对照组：无专业职称）

0.088（0.174）

0.250（0.229）

0.196（0.187）

0.348（0.681）

-2Loglikelihood

928.744

674.460

967.794

243.577

Cox&SnellR2

0.551

0.425

0.412

0.092

Df

5

N

971

935

941

955

注：系数为非标准化回归系数,括号内为标准误，***P<0.001**P<0.01*P<0.05

从上述结果来看，性别和专业职称对失业者再就业行为基本没有什么影响，其它三个自变量中，年龄一直呈现负影响，文化程度和居住地区呈现正影响，只是在不同的模型中这三个自变量的影响力不同。至此，几个研究假设得到了证实，即失业者的个体自然与社会特征对不同内容的再就业行为产生不同的影响：年龄对再就业行为存在负影响，年轻的失业者更可能获得工作机会；文化程度高的失业者比文化程度低的失业者容易获得工作；居住省会城市的失业者比居住非省会城市的失业者拥有更多再就业选择机会。同时，本研究结果还证伪了职称对失业者再就业行为有显著影响作用的研究假设，即得出结论：专业职称对失业者再就业行为的影响作用并不显著。

失业者经济状况因素模块中包含的自变量是失业者家庭月总收入和失业前月收入。这两个自变量属于定距变量，直接引入Logistic模型，仍然以失业者失业后从事劳动的状况、参加再就业培训状况、参加求职面试状况和再就业工作的性质分别作为因变量对这两个自变量进行回归，回归采用全部进入法，回归结果见表5。

统计结果显示，家庭月总收入对失业者失业后从事其它有收入的劳动具有显著影响，而失业前的月收入的作用不显著。从家庭月总收入的非标准化回归系数的符号来看，该变量对失业者从事有收入的劳动呈负影响，即说明家庭月总收入越低的失业者在失业后从事其它有收入的劳动的可能性越大；其EXP(B)系数表示，家庭月总收入最低的失业者，参加再就业的可能性是其它家庭月总收入高于其200元及以上的失业者的1.103倍。在模型二中，家庭月总收入和失业者失业前的月收入对参加都呈现了一定正向影响，但不太显著，即家庭月总收入和失业前月收入越高的失业者更可能参加再就业培训，且失业者失业前月收入与家庭月总收入对失业者参加再就业培训的影响几乎相当。模型三中，家庭月总收入对失业者参加求职面试具有不太显著的影响，而失业前的月收入的作用不显著。在第四模型再就业工作的性质中，两个自变量的作用都不显著。从表中四个模型的拟合优度系数来看，前三个模型的解释力一般，第四模型的解释力较弱。

表5：失业者的经济状况对再就业行为的Logistic回归分析结果

-0.078*（0.342）

0.554**（0.432）

0.355（0.013）

失业前月收入

0.056（0.011）

0.643***（0.236）

0.346（0.623）

0.432（0.166）

814.195

709.231

980.113

152.981

0.340

0.440

0.421

0.110

934

904

注：***P<0.001**P<0.01*P<0.05

（1）对再就业意愿的描述①对工作价值的认知

为了测量失业者对工作价值的认知，调查问卷中设计了这样的问题：“每个人都应该靠自己的劳动维持生活”，有93.8％的被访者表示同意这种说法，表明多数人的劳动价值观是一致的：靠劳动维持生活，也就是多数人承认了个人的劳动责任和工作价值。在另一个问题“有工作再低的工资也要干，否则就没有资格接受救助”中，70.8％的被访者表示同意，持不同意态度的占18.5％。后一问题的同意率明显低于前一个问题，说明人们在遵从“靠劳动维持生活”价值观的同时，对自己的劳动价值有一个最低估量线，即可接受的最低工资。另一方面说明，有人反对将接受救助的资格与是否工作的意愿挂钩，特别是工资低得无法接受的工作。

②工作期望

为了便于分析，笔者将工作期望操作化为：期望的再就业工资和可接受的最低工资。分析发现：49.6％的失业者期望月工资在501－1000元间，45.7％的失业者期望月工资在100－500元间，期望高工资（2000元以上）的人很少，占1.6％。对于可接受的最低工资，80.6％的人认为在100－500元间即可。可见，失业者对工资的要求普遍较低，但是不同地区的失业者对工资的期望存在差异。在武汉市，期望每月工资在500－1000元的失业者略高于荆州和洪湖，后两地更多的失业者期望工资为每月100－500元。由此看来，不同地区的失业者对工资的期望水平受城市规模、经济发展状况等因素影响，对工作的期望存在差异。

③选择工作的态度

表6：失业者择业态度（％）

先干着

提要求

难讲

等等看

放弃

就业单位没有参加社会保险

工资在500元/月以下

不能签一年以上的劳动合同

乘坐公车超过一小时才能到工作地点

工作环境有危险

每天工作超过8小时

60.5

68.2

59.8

37.3

18.8

56.2

9.1

4.3

7.6

5.5

8.5

13.8

5.9

12.3

9.0

8.6

4.6

4.4

7.8

18.9

15.4

22.4

37.1

59.1

15.3

个体或私营企业

85.5

2.0

5.3

2.6

自己以前没做过，需要学习适应

77.7

8.3

4.9

表7：失业者再就业意愿对再就业行为的Logistic回归分析结果

变量1

0.285***（0.107）

0.210(0.129)

0.165(0.090)

0.253(0.506)

变量2

0.127*（0.051）

0.157(0.075)

0.156(0.057)

0.186(0.226)

变量3

0.074**（0.152）

0.052(0.074)

0.083(0.057)

0.053(0.207)

变量4

0.053(0.054)

0.233*（0.103）

0.122**（0.047）

0.142(0.278)

变量5

0.132(0.042)

0.108*（0.063）

0.158***（0.075）

0.123(0.156)

682.200

721.915

979.095

150.895

0.350

0.330

0.013

922

899

注：①***P<0.001**P<0.01*P<0.05

②变量1：每个人都应靠自己的劳动维持生活；变量2：就业单位没有参加社会保险也愿意去；变量3：工资在每月500元以下也愿意干；变量4：自己以前没做过，需要学习适应；变量5：期望工资。

数据分析发现：失业者的再就业意愿对失业者的再就业行为有一定影响。在劳动状况部分，失业者选择工作的态度和对工作价值的认知的影响作用显著，通过模型检验的自变量有：每个人都应靠自己的劳动维持生活、就业单位没有参加社会保险也愿意去、工资在每月500元以下也愿意干。说明，大部分失业者愿意通过自己的劳动谋生，并且他们的择业要求都不高。从它们的EXP（B）系数来看，对于“就业单位没有参加社会保险”，愿意去的失业者再就业可能性是不愿去的失业者的1.135倍，“生活工资在每月500元以下也愿意干”，愿意的失业者再就业的可能性是不愿意者的1.001倍，赞同“每个人都应靠自己的劳动维持生活”比不赞同者就业可能性高96.8％。在参加再就业培训和求职面试情况部分，失业者选择工作的态度和工作期望对因变量具有一定影响，但不显著，两模块中通过检验的自变量都是：自己以前没做过，需要学习适应和期望工资。第四模块中没有通过检验的变量，可能是样本中有正规工作的人数太少造成。

本研究从关于失业者再就业意愿影响失业者再就业行为的分析中发现，多数失业者的择业观念是积极向上的，工作期望适度，这使得他们的再就业行为较主动，本研究结论并不支持失业者择业挑剔，眼光高，拈轻怕重等既往研究的结论（郭丽明，2000）。

在分别考察了三块影响因素对失业者再就业行为的影响后，我们对影响因素已有所认识，但我们并不能断定通过检验的自变量就是影响再就业行为的因素。为了从总体上把握影响因素对再就业行为的影响，笔者对三块影响因素进行了综合检验，即以从事劳动的情况、参加再就业培训的情况、参加求职面试的情况和再就业工作的性质为因变量，将研究设计中所有通过检验的显著变量一起作为自变量引入Logistic回归模型，采用逐步回归法，回归结果见表8。

表8：综合影响因素对再就业行为的Logistic回归分析结果

-0.031**（0.012）

-0.091*（0.043）

0.278*（0.159）

0.385**（0.140）

0.809***（0.116）

0.492*（0.378）

1.769**（0.263）

0.790***（0.176）

1.624*（0.840）

-0.303*（0.158）

0.114*（0.064）

0.001*（0.001）

期望工资

0.043*（0.238）

每人都应靠劳动维持生活

0.324**（0.132）

就业单位没参加社会保险

0.138*（0.052）

以前没做过，需要学习

0.172*（0.078）

613.620

565.321

511.740

130.207

0.542

0.396

0.507

0.452

9

910

927

906

②表中标注的变量均为通过检验的变量

笔者在研究假设中对各影响因素进行了分类，为了检验这种分类的科学性，笔者对通过综合检验的变量进行了因素分析，结果见表9。

表9：因子分类检验结果

通过检验的变量

因子1

因子2

因子3

-0.816

0.040

0.227

-0.020

0.419

0.669

0.034

0.029

0.025

0.561

-0.183

0.202

0.093

0.510

就业单位没参加社会保险（愿意去）

0.089

0.723

0.056

自己以前没做过需要学习

-0.024

0.692

-0.196

0.254

-0.046

0.659

自食其力

-0.039

0.532

0.161

新因子

特征值

平均方差

基本特征因子

1.594

28.541

就业意愿因子

1.299

26.486

经济因子

1.268

25.009

*因子抽取法：主成分法；因子旋转法：方差最大旋转法

三个新因子的平均方差之和为80.036，表明因子的提取具有较高的效度，基本特征因子解释的方差最多，占28.541％，其次是就业意愿因子（26.486％），最后是经济因子（25.009％）。附于因子1的三个变量——年龄、文化程度和居住地区——来自研究假设中的个体自然与社会特征模块；附于因子2的四个变量来自失业者再就业意愿模块，包括期望工资、自食其力、就业单位没参加社会保险、需要重学四个变量；第三个经济因子包括家庭月总收入和失业前月收入，它们来自研究假设中的经济状况模块。

同时，发现影响因素三模块中，失业者个体自然与社会特征因素模块对再就业行为的影响很大，特别是居住地区因素，笔者认为这与城市规模、行政制度、财税制度、地区经济水平等因素有关。相反，在以往研究中十分重要的再就业意愿因素在本研究中的影响力却不占首位，也就是说，失业者即使调整了再就业意愿，降低了对工作的期望，仍有可能不能顺利再就业。笔者认为通过调整再就业意愿，降低对工作的期望的途径来实现再就业，这只对个人条件较好（如年轻、受教育程度较高、家住省会城市、个人关系网络广）的人有效，而本研究中接触到的大部分失业者个人社会条件都较差：平均年龄为41.87岁，标准差为7.109岁，也就是说失业者的年龄集中在34岁至49岁间；80.7％的人只有中学文化程度；自己是下岗失业者，其亲戚朋友生活条件好的也很少，条件都差不多，关系网络很窄。所以即便他（她）们降低再就业意愿，由于自身条件的限制，加上再就业机会有限及再就业过程中存在年龄歧视，使得他（她）们再就业变得困难重重。在目前社会就业机会不充足的情况，失业者的再就业意愿对再就业行为的影响是有限的。

本研究分两步分析影响因素及其对再就业行为的作用：第一步，单独分析三大影响模块各自的影响作用；第二步，综合分析三大模块的影响作用。在单独分析中，从三大影响模块的回归拟合度来看，个体自然与社会特征模块的拟合优度最高，再就业意愿模块和经济模块次之，说明个体自然与社会特征模块对失业者再就业行为的影响最为显著。在综合分析中，通过综合检验的自变量有9个：年龄、文化程度、居住地区、家庭月总收入、失业前的月收入、就业单位没参加社会保险、自食其力、期望工资、自食其力。这9个变量分别来自影响因素的三个模块。

1个体自然与社会特征因素作用的显著化影响因素中，地区因素和失业者自身条件因素的作用日渐彰显。笔者的一项研究结果发现，不同地区失业者再就业状况和期望存在差异（龚文娟，2005）。首先，失业者再就业收入存在地区性差异，武汉市失业者的平均月收入为281.4元，荆州为226.9元，洪湖为236.771元。武汉市的再就业培训机会高于洪湖和荆州。武汉市作为省会城市，各方面条件优于荆州和洪湖，说明城市的行政级别、规模、经济发展水平等因素都在影响其失业者的再就业行为。第二，不同地区的失业者对工作的期望存在差异，武汉市失业者的平均期望工资是840.02元，荆州是720.95元，洪湖是605.71元。从这一角度看，地区差异通过再就业观念影响再就业行为，首先是不同地区的经济政治社会条件形成不同的再就业观念，不同的再就业观念再引发不同的再就业行为。

本研究中，失业者自身条件包括年龄、性别、受教育程度、职称等先赋和自致因素。分析发现，受教育程度和年龄对再就业行为有显著影响。教育程度可以反映一个人学习和掌握新知识的基础及潜在的能力素质，所以具有较高文化程度的失业者更容易再就业。年龄的影响作用体现在目前社会上流行的“四零、五零现象”，即40岁以上的失业者就不好再就业了，存在再就业的年龄排斥问题，很多用人单位更愿意雇佣年轻人，认为年轻人吸收接纳新知识和技能快，而中年失业者技能单一，青年失业者较中年失业者更容易就业。

从前面的分析，我们发现失业者再就业意愿对他（她）们的再就业行为的影响力正在逐步减弱，其它研究成果也说明了这一点，罗萍在研究武汉市下岗女工择业意愿与再就业的关系时发现，择业意愿各因子对再就业的影响均不显著，她认为目前就业机会不多的情况下，择业意愿对就业的影响是有限的（罗萍等，2001）。这种弱化体现在，失业者降低再就业要求、调整择业意愿仍无法顺利就业，一些自身条件较差的失业者长期被排斥在再就业市场之外。激烈的市场竞争使得用人方越来越看重就业者的能力、素质和年龄，而不是一味地以低劳动报酬吸收一些条件较差的失业者，所以在“僧多粥少”的情况下，不管低能力的求职者如何调整他（她）们的再就业意愿，就业机会还是很自然地流向能力较高的求职者。

附带说明一点，条件较差的失业者长期被排斥在就业体系之外，只会日渐堕化他们的再就业意愿，长期无法就业就越来越不愿意就业，“破罐子破摔”，这造成一种恶性循环。实地访谈中，很多没有工作的失业者认为社会在排斥他（她）们，他们有这种想法的原因有二：第一，他（她）们认为失业是社会转型造成的，将失业主要责任归于社会和政府；第二，他（她）们有再就业的意愿，但由于社会就业机会的有限，再就业意愿总不能实现。有这种想法的失业者很多，失业者作为一个社会群体如果他（她）们的社会地位继续边缘化，对社会稳定和发展将十分不利。

综上所述，随着劳动力市场机制的建立和完善，就业竞争及竞争意识日渐激烈，失业者对再就业形势的重新认识，再就业意愿对再就业行为的作用日渐衰减，与此形成鲜明对比的是，地区因素和失业者个体的人力资本因素（如受教育程度和是否接受再就业培训）对再就业行为的作用则表现得越来越明显了。

本文试图通过分析不同等级城市失业者的再就业行为及其影响因素，动态地构建影响因素与再就业行为间的互动关系，并对各种主客观变量进行归纳整理，通过实证方法检验它们与再就业行为间的关系。对比前人的研究成果，本研究发现失业者再就业意愿对再就业行为的影响作用在减弱，而政策在地区间的执行效果差异引起的再就业行为差异日益彰显，并且，个体自然与社会特征中的居住城市和受教育程度对再就业行为的影响显著。所以，本研究不支持既往一些研究所持的失业者对新工作期望过高而约束其再就业的观点。

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