陳華帥，劉 亮，許 明

（1.湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105；2.中國社會科學(xué)院 工業(yè)經(jīng)濟研究所，北京100836）

一、引言

近年來體制內(nèi)就業(yè)者的收入改革已成為社會關(guān)注的熱點問題，體制內(nèi)大部分人都覺得自己的收入太少了，沒有與經(jīng)濟社會發(fā)展水平同步提高，體制外的許多人也認為體制內(nèi)工作雖然穩(wěn)定，有保障，福利好，但他們的工資收入的確不高，調(diào)整公務(wù)員工資的建議多次被提及，卻始終沒有切實動作，同時還承受了巨大的輿論壓力。2015 年人力資源社會保障部、財政部下發(fā)了《關(guān)于調(diào)整機關(guān)工作人員基本工資標準的實施方案》、《關(guān)于調(diào)整事業(yè)單位工作人員基本工資標準的實施方案》，大幅度提高了體制內(nèi)就業(yè)者的職務(wù)工資和級別工資，最低起點的級別工資由290 元提高至810 元，提高近3 倍。就算調(diào)整后，按照規(guī)定，一個新進入體制內(nèi)就業(yè)的本科生、碩士生和博士生的月基本工資分別為1 390 元、1 580 元和1720 元。①這么看來，體制內(nèi)就業(yè)者的工資收入實在不算高。

與此同時我們卻發(fā)現(xiàn)，體制內(nèi)就業(yè)的“火爆”并沒有因為所謂的低工資受到明顯影響。根據(jù)歷年的公務(wù)員報考人數(shù)來看，從1994 年的4 400 人正式報考至2018 年總報考人數(shù)達到165.97 萬人，增長了377 倍，而招錄規(guī)模從1994 年的490 人至2018 年增加到2.8 萬人，只增長了57 倍，招錄比則從9:1 變成了59:1。國考報名人數(shù)從2009 年突破100 萬以來，一直到2018 年已經(jīng)連續(xù)10 年都在百萬以上，競爭激烈程度未見減弱反而持續(xù)增強。既然體制內(nèi)的就業(yè)者和體制外的人都說體制內(nèi)的工資收入不高，為什么還是有這么多人想考進體制內(nèi)呢？

一個可能的原因是，體制內(nèi)就業(yè)穩(wěn)定、保障好，養(yǎng)老保險的雙軌制，低工資依然可以獲得高效用。然而，在本次機關(guān)事業(yè)單位基本工資改革的同時，2015年1 月國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于機關(guān)事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險制度改革的決定》，社會保障制度方面的雙軌制即將被打破，機關(guān)事業(yè)單位的“福利好”已經(jīng)不再是一個穩(wěn)定的預(yù)期了。但是，2018 年的國考報名人數(shù)仍然很多，國人報考熱情依然不減。在此，存在一個基本問題，體制內(nèi)就業(yè)者的收入真的很低么？回答這一問題，我們首先要轉(zhuǎn)變一個視角，個體效用取決于誰的收入？從獨立的個體看，個體效用取決于個體收入，但如果此個體屬于某個家庭，那么個體效用是否更多取決于家庭收入，而不僅僅是個體收入？因此，分析體制內(nèi)就業(yè)者的收入問題，除了關(guān)注個體收入外，還應(yīng)該關(guān)注其家庭收入情況。

本文擬重點探討三個問題：（1）體制內(nèi)就業(yè)者作為獨立個體，其收入是否明顯低于其他職業(yè)？（2）體制內(nèi)家庭的收入是否明顯低于其他職業(yè)？（3）體制內(nèi)就業(yè)通過何種渠道機制影響家庭收入？

二、文獻綜述

公共部門相對于非公共部門的工資溢價是勞動經(jīng)濟學(xué)研究的熱點之一。從已有的研究成果來看，公共部門與非公共部門之間的工資差異與該國的經(jīng)濟發(fā)展程度是緊密相關(guān)的。

根據(jù)發(fā)達國家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，大部分國家均存在公共部門的工資溢價現(xiàn)象。美國學(xué)者Simth（1976，1977）[1，2]研究認為，公共部門的收入一般高于非公共部門，并且女性的溢價程度更高（Simth，1976，1977）[1，2]；Bender（1998）[3]在1998 年對美國的研究同樣有此結(jié)論。加拿大（Mueller，1998）[4]聯(lián)邦政府員工工資比其他部門高。Blanchflower（1996）[5]通過對美國、英國、德國、澳大利亞、日本等12 個OECD 國家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公共部門均存在工資溢價的現(xiàn)象。

在對發(fā)展中國家的研究中卻發(fā)現(xiàn)，公共部門的工資溢價并不明顯或者不確定。針對坦桑尼亞（Lindauer and Sabot, 1983）[6]、印度（Mehtabul Azam,2015）[7]的研究證實，存在公共部門的工資溢價現(xiàn)象，而針對智利（Corbo and Stelcner, 1983）[8]、波蘭（Adamchik and Bedi, 1999）[9]的研究卻發(fā)現(xiàn)私人部門的工資顯著高于公共部門。

對中國公私部門工資差異問題的研究，所得結(jié)論更接近發(fā)達國家的情況。張車偉和薛欣欣（2008）[10]利用2005 年的PSFD 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，國有部門具有明顯的工資優(yōu)勢，其平均工資水平是非國有部門的2 倍。從整個工資分布區(qū)間看，國有部門的工資優(yōu)勢呈現(xiàn)出單調(diào)遞減的特點。尹志超和甘犁（2009）[11]利用CHNS 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國公私部門的工資差異是變化的，在1997 年前公共部門的工資存在工資損失，比非公共部門的工資低2.9%，而在2000 年后，公共部門的工資存在工資溢價，比非公共部門高13.48%。與此同時，公共部門內(nèi)也存在較大差異，國有事業(yè)單位比政府機關(guān)的工資高8.22%。張義博（2012）[12]利用同樣的數(shù)據(jù)，對這一變遷過程進行了更為詳盡的梳理，在部分解決內(nèi)生性問題的情況后，得出了類似結(jié)論。孫文凱（2017）[13]利用CFPS 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，體制內(nèi)工資溢價情況仍然存在于受教育水平較低以及農(nóng)村戶籍勞動者中。邢春冰（2006）[14]使用分位數(shù)回歸的方法證明，不同收入分布的群體的教育回報率受企業(yè)的所有制影響，而且最集中的體現(xiàn)國有經(jīng)濟和私有經(jīng)濟上。錢先航等（2015）[15]發(fā)現(xiàn)，在公共部門內(nèi)部，正式工比市場化的“合同工”工資更高，工作時間也更短。

既有的中國公共部門工資問題文獻表明，當前中國的公共部門工資可能存在著工資溢價。但是，這與當前大部分人的感性認識是不一致的，主要存在兩個原因：一是調(diào)查數(shù)據(jù)導(dǎo)致的原因，公共部門的工資是公開的，而非公有制部門的工資相對隱蔽，并且更容易低報數(shù)據(jù)，造成明顯的工資溢價（朱南苗，2011）[16]；二是部門的細分和內(nèi)生性控制問題，比如尹志超和甘犁（2009）[11]雖然在回歸中細分了政府和國有事業(yè)單位，但存在部門選擇的內(nèi)生性問題，而張義博（2012）[12]的研究雖然著力解決部門內(nèi)生性問題，但卻把政府機關(guān)、事業(yè)單位和國有企業(yè)統(tǒng)在一起，并沒有進行分部門研究。

現(xiàn)有的國內(nèi)外相關(guān)文獻還有一個缺陷，就是將公共部門工資的溢價集中到了個人工資上，均忽視了公共部門的“權(quán)力”特性。公共部門的工資溢價只是溢出到了公務(wù)員個人身上嗎？對于其家庭成員有沒有影響呢？朱南苗（2011）[16]利用家庭層面數(shù)據(jù)的研究就發(fā)現(xiàn)，公務(wù)員家庭和非公務(wù)員家庭消費差異并沒有個人工資差異大。如果在研究中引入家庭的總收入，我們是否可以對公共部門收入溢出效應(yīng)有更全面的了解？

三、數(shù)據(jù)來源與變量描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）的2010 年及2012 年兩期跟蹤調(diào)查。CFPS是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心組織實施的具有全國代表性的大型微觀入戶調(diào)查，該調(diào)查每兩年組織一輪，按照分層多階段抽樣原則在全國25 個省162 個縣635 個村莊開展實施。數(shù)據(jù)共分為個體、家庭、社區(qū)三個層次，個體層面包括被調(diào)查者的基本特征、工資、健康等，家庭層面包括家庭的人口特征、收支狀況、家庭財產(chǎn)等，社區(qū)層面包括社區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施、社區(qū)服務(wù)和社區(qū)機構(gòu)等。

CFPS 在2010、2012、2014 和2016 年共進行了四期入戶調(diào)查。在2010、2012 年這兩期調(diào)查中，問項“主要工作單位性質(zhì)”的選項共分14 項，對于私營企業(yè)、外資企業(yè)、股份公司、個體工商戶、民辦非企業(yè)組織、社區(qū)居委會等自治組織、農(nóng)村家庭經(jīng)營等類型進行了詳細區(qū)分，在此基礎(chǔ)上可以將工作單位類型歸納為體制內(nèi)單位、體制外正規(guī)單位（企業(yè)）和體制外自由職業(yè)者三種類型。在2014、2016 年這兩期CFPS調(diào)查時，工作單位性質(zhì)的統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，將14 個選項縮減為5 個選項，其中，將私營企業(yè)、個體工商戶等工作合并為同一選項，將農(nóng)村家庭經(jīng)營等自由職業(yè)者選項以及股份公司、有限責(zé)任公司等體制外企業(yè)選項統(tǒng)一歸結(jié)為“其他類型”。根據(jù)這一統(tǒng)計口徑，2014、2016 年這兩期調(diào)查僅能對被訪者的工作單位性質(zhì)劃分為體制內(nèi)就業(yè)與體制外就業(yè)這兩大類，而無法對體制外就業(yè)進一步細分出體制外正規(guī)單位和體制外自由職業(yè)者這兩種類型。本文的研究重點是對體制內(nèi)就業(yè)、體制外正規(guī)單位就業(yè)和體制外自由職業(yè)者這三種類型勞動者的收入水平進行比較分析。在本文后面的實證分析中也發(fā)現(xiàn)，體制外正規(guī)單位和自由職業(yè)者這兩種勞動者在受教育程度、福利保障及個人能力經(jīng)驗等方面不具有可比性，這兩者的收入也存在顯著差異。由于2014、2016 年這兩期調(diào)查無法對體制外正規(guī)就業(yè)和體制外自由職業(yè)者進行區(qū)分，我們擬使用2010 和2012 年這兩期的CFPS 調(diào)查數(shù)據(jù)進行本文后續(xù)的實證分析，這兩期的樣本規(guī)模分別為16 000 戶和13 231 戶。

本文僅考察處于工作狀態(tài)且有勞動收入的樣本。由于農(nóng)村地區(qū)居民的收入往往是以家庭為單位，個人勞動收入不容易歸類統(tǒng)計，而且體制內(nèi)就業(yè)者往往集中在城鎮(zhèn)地區(qū)，故本文將農(nóng)村戶口的樣本剔除，僅考慮城鎮(zhèn)地區(qū)樣本。在城鎮(zhèn)地區(qū)，剔除了以下無勞動收入的樣本：（1）60 歲以上老年樣本；（2）16歲以下未成年人；（3）正在上學(xué)樣本；（4）處于待業(yè)狀態(tài)且無勞動收入的樣本。經(jīng)上述剔除后，2010 年和2012 年調(diào)查時點城鎮(zhèn)地區(qū)有工作及勞動收入的個體樣本數(shù)分別為3 984 人、3 653 人，家庭戶樣本數(shù)分別為2 516 戶、2 581 戶。

在2010 和2012 年CFPS 數(shù)據(jù)中，既有兩期均被訪的跟蹤樣本，也有僅被訪一期的樣本。我們擬使用雙差分方法對被訪者的工作單位性質(zhì)與年收入的關(guān)系進行回歸分析，為此我們保留了2010 年與2012 年兩期均被訪問的樣本，剔除了僅被訪一期的樣本，得到兩期平衡面板數(shù)據(jù)，每期個體樣本2 781個，家庭樣本1 701 個。

（二）變量定義

本文既考察工作單位性質(zhì)對個人收入的影響，同時也考察對家庭收入的影響，因而分別從個體及家庭這兩個層面進行分析。

1.個體層面。被解釋變量為“被訪樣本在過去一年的勞動收入”，取對數(shù)值。主要解釋變量為“被訪者目前的工作單位性質(zhì)”，如果被訪者在體制內(nèi)單位（包括政府部門、黨政機關(guān)、軍隊、國有/集體事業(yè)單位、科研院所、國有企業(yè)或國有控股企業(yè)等）就業(yè)，則取值為1，如果在體制外就業(yè)則取值為0。與前人文獻不同的是，本文將體制外單位進一步細分為“體制外企業(yè)”（包括集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、有限責(zé)任公司/股份有限公司、私營企業(yè)、外資企業(yè)等）及“體制外自由職業(yè)者”（包括農(nóng)村家庭經(jīng)營、個體工商戶、民辦非企業(yè)組織等）這兩個類別，在實證分析中分別考察其與體制內(nèi)單位的收入差異。

除了分析“被訪者的工作單位性質(zhì)”之外，本文還將考察“家庭其他成員的工作單位性質(zhì)”（至少一人在體制內(nèi)單位=1，均在體制外就業(yè)=0）對被訪者年勞動收入的影響。為了控制內(nèi)生性偏誤，這里的其他家庭成員中剔除了比被訪者年幼的家庭成員，例如弟弟妹妹、子女、孫子女等。

為了排除其他因素對勞動收入的影響，還需要控制可能引起勞動收入變化的其他因素，控制變量主要包括被訪者性別、年齡、受教育年限、政治面貌（是否中共黨員）及居住地域等。

2.家庭層面。被解釋變量為被訪樣本所在家庭在過去一年的“家庭勞均純收入”、“勞均工資性收入”和“勞均經(jīng)營性收入”。在這里，“勞均收入”是指家庭收入除以處于16-60 歲勞動年齡的家庭成員人數(shù)，本文使用家庭“勞均收入”而不是“人均收入”進行分析，是為了在計算家庭成員平均收入時將無勞動收入的未成年人及老年人群排除在外。主要解釋變量為“家庭成員（含被訪者在內(nèi)）目前的工作單位性質(zhì)”，如果家庭成員中至少有一人在體制內(nèi)單位就業(yè)取值為1，如果均在體制外就業(yè)則取值為0。控制變量主要包括處于勞動年齡的家庭成員數(shù)量、居住地域、戶主年齡、戶主受教育程度、戶主是否中共黨員等。

CFPS 中僅詢問了目前處于就業(yè)狀態(tài)樣本的工作單位和職業(yè)信息，對于離退休人員并未詢問其退休前的工作單位情況，故本文在搜集家庭成員工作單位信息時將離退休老年樣本剔除。由于這一原因，對于年齡較大的被訪者來說，由于其父母大都處于退休行列，在考察父母的工作單位性質(zhì)對子女收入影響時，存在一定程度的樣本選擇性現(xiàn)象。但是，我們也應(yīng)注意到，在中國離退休人員存在“人走茶涼”現(xiàn)象，其影響力與現(xiàn)職人員相比要大幅減弱，離退休樣本被剔除后，對于本文研究結(jié)論的影響應(yīng)該有限。

（三）描述性統(tǒng)計

表1 按照被訪者的工作單位性質(zhì)分別列出了全體就業(yè)者、體制內(nèi)單位就業(yè)、體制外企業(yè)就業(yè)與自由職業(yè)者樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表1 可知，體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入對數(shù)值與體制外企業(yè)就業(yè)者相比，兩者無顯著差異，2010 年兩者對數(shù)值之差僅為0.12，2012 年兩者區(qū)別則更小，兩者對數(shù)值之差僅為0.03。但是，體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入對數(shù)值要略高于體制外自由職業(yè)者，2010 年高出0.46，2012 年高出0.44。

家庭勞均純收入、家庭勞均工資性收入與個人收入情況類似，都是體制內(nèi)單位就業(yè)者與體制外企業(yè)就業(yè)者的家庭勞均純收入、家庭勞均工資性收入無顯著差異，但兩者的家庭勞均純收入與家庭勞均工資性收入都要比體制外自由職業(yè)者樣本要高。只有家庭勞均經(jīng)營收入情況不同，2010 年，自由職業(yè)者的家庭勞均經(jīng)營收入分別比體制內(nèi)單位就業(yè)樣本和體制外企業(yè)就業(yè)樣本要高1.68 倍、2.2 倍，2012 年自由職業(yè)者的家庭勞均經(jīng)營收入分別比體制內(nèi)單位就業(yè)樣本和體制外企業(yè)就業(yè)樣本要高1.35 倍、1.41 倍。

同時，從表1 也可以觀察到，體制內(nèi)單位就業(yè)樣本的其他家庭成員在體制內(nèi)單位的比例明顯高于體制外企業(yè)就業(yè)樣本和自由職業(yè)者樣本的比例。體制內(nèi)外的性別分布較為接近，體制內(nèi)單位的男性比例略高于體制外企業(yè)就業(yè)和自由職業(yè)者樣本。受教育年限方面，體制內(nèi)單位就業(yè)樣本略高于體制外企業(yè)就業(yè)樣本，明顯高于自由職業(yè)者樣本，這也驗證了近年來高校畢業(yè)生考公務(wù)員熱的現(xiàn)象。在政治身份方面，體制內(nèi)單位就業(yè)樣本的黨員比例明顯高于體制外企業(yè)就業(yè)和自由職業(yè)者樣本。三者的家庭成員中，勞動年齡人數(shù)相差不大。東部省份，體制外企業(yè)就業(yè)樣本比例高于體制內(nèi)單位就業(yè)和自由職業(yè)者樣本，但在中西部省份，體制內(nèi)就業(yè)樣本比例略高于自由職業(yè)者樣本，明顯高于體制外企業(yè)就業(yè)樣本。這也與我國經(jīng)濟發(fā)展的區(qū)域差異相一致，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，就業(yè)機會多，體制外企業(yè)就業(yè)的比例相對較高，但在中西部地區(qū)，經(jīng)濟相對欠發(fā)達，勞動者除了在體制內(nèi)單位工作，大部分都從事自由職業(yè)，所以在體制外企業(yè)就業(yè)的比例較小。

圖1 描述了不同工作單位性質(zhì)與個人勞動收入以及家庭收入的統(tǒng)計關(guān)系。由圖1（1）可見，被訪者的工作單位性質(zhì)與被訪者的個人勞動收入存在明顯的相關(guān)性。對于城鎮(zhèn)地區(qū)個體勞動者而言，體制外企業(yè)就業(yè)者的年收入在大部分年齡段均最高（僅在50-60 歲年齡段并非最高），體制內(nèi)單位就業(yè)者年收入次之，但兩者年收入都在30 000 元以上，而體制外自由職業(yè)者在所有年齡段的平均收入均顯著低于前兩者，其年收入在25 000 元以下。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

由圖1（2）可見，家庭成員的工作單位性質(zhì)與家庭年收入之間也存在相關(guān)性。在家庭收入層面，如果家庭成員至少有一人在體制內(nèi)單位工作，其家庭年收入、勞均年收入以及勞均工資性收入與家庭成員均不在體制內(nèi)但至少有一位在體制外企業(yè)工作的家庭無顯著差異；如果家庭成員均為自由職業(yè)者，這類家庭的家庭年收入、家庭勞均年收入及家庭勞均工資性收入均比至少有一位成員在體制內(nèi)單位上班或體制外企業(yè)上班的家庭要低。

圖1 工作單位性質(zhì)與個人勞動收入及家庭收入（元/年）的統(tǒng)計關(guān)系

四、模型選擇與回歸分析

（一）模型選擇

統(tǒng)計分析揭示了工作單位性質(zhì)與個體年收入以及家庭年收入之間存在密切的相關(guān)關(guān)系，但還需要進一步在控制住其他影響因素的情況下，通過回歸模型來分析工作單位性質(zhì)對個體收入以及家庭收入的影響?？紤]到工作選擇存在內(nèi)生性問題，本文使用面板模型以及傾向分值匹配基礎(chǔ)上的差差分（PSMDD）進行分析。

1.面板模型。面板模型可以在一定程度上控制不隨時間變化的遺漏變量問題。模型設(shè)定如下：

其中，i 表示個體或者家庭；t 表示調(diào)查時點（2010、2012）；Yit為個體i 在時點t 的被解釋變量；workit表示“個體或者家庭i 在時點t 是否在體制內(nèi)單位工作”或者“其他家庭成員是否至少有一位在體制內(nèi)單位工作”；Xit為控制變量，包括被訪者性別、年齡、受教育年限、政治面貌（是否中共黨員）及居住地域等；λt和αi分別為不可觀測的時期效應(yīng)和個體效應(yīng)。

2.傾向分值匹配基礎(chǔ)上的差差分方法（PSMDD）。為了進一步減少估計偏誤，控制樣本工作選擇行為的內(nèi)生性以及避免過度依賴方程線性形式，本文還使用傾向分值匹配基礎(chǔ)上的差差分方法（PSMDD）進行估計。傾向得分匹配方法（PSM）能夠減弱選擇性偏誤并且不過度依賴函數(shù)形式，為每個體制內(nèi)工作的個體或者至少有一位家庭成員在體制內(nèi)工作的家庭，在控制組中尋找傾向得分相近的可比對象進行配對分析，從而去除工作選擇行為的非隨機性所帶來的選擇性偏誤和混雜偏誤，得到一種接近自然實驗的效果。雙重差分又能夠幫助克服不可觀察變量的影響，尤其是可以消除隨時間不變因素和隨時間同步變化因素的影響。在本文中，處理組是指2010 年沒有進入體制內(nèi)而2012 年進入體制內(nèi)工作的樣本，控制組是指始終沒有進入體制內(nèi)工作的樣本。假設(shè)ZT1i是2012 年進入體制內(nèi)工作個體i 的結(jié)果變量，ZT0i是2010 年進入體制內(nèi)工作個體i 的結(jié)果變量。類似地，ZC1i和ZC0i是未進入體制內(nèi)個體在不同時期的結(jié)果變量。T 是虛擬變量，當它為1 的時候代表處理組，當它為0 的時候代表控制組。P（X0i）是根據(jù)基期的特征變量估計得到的傾向得分，本文中代表進入體制內(nèi)工作概率。雙重差分和傾向得分匹配相結(jié)合的數(shù)學(xué)表達結(jié)果為：

（二）工作單位性質(zhì)對個體收入影響的面板回歸結(jié)果

表2 基于2010 年及2012 年數(shù)據(jù)構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)，使用隨機效應(yīng)面板模型，考察了“被訪者工作單位性質(zhì)”及“其他家庭成員工作單位性質(zhì)”對于“被訪者個人年收入對數(shù)值”的影響，驗證體制內(nèi)單位就業(yè)者的收入是否真的低于體制外就業(yè)者，回歸結(jié)果見表2。在回歸分析中，本文分別考察了體制內(nèi)單位就業(yè)者與體制外企業(yè)就業(yè)者的收入差異（見模型I），以及體制內(nèi)單位就業(yè)者與體制外自由職業(yè)者的收入差異（見模型II）。前者剔除了自由職業(yè)者樣本，因為體制內(nèi)單位任職對于受教育程度及個人能力經(jīng)驗有一定要求，與體制外自由職業(yè)者樣本（即農(nóng)民、個體工商戶等）不具有可比性，故在尋找體制外的參照組樣本時，本文將自由職業(yè)者樣本剔除，僅考慮在體制外企業(yè)工作的參照組樣本?；谕瑯拥脑?，在模型II中也剔除了體制外企業(yè)就業(yè)者樣本。

對表2 面板回歸結(jié)果的解讀。一是體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入比體制外企業(yè)就業(yè)者要低。根據(jù)第（1）列的回歸結(jié)果，在控制住年齡、性別、受教育程度、政治面貌及居住地域等因素的情況下，被訪者在體制內(nèi)單位工作對被訪者年收入對數(shù)值的回歸系數(shù)顯著為負。在第（3）列控制住其他家庭成員是否在體制內(nèi)單位工作的變量后，這種影響效應(yīng)仍然與之前回歸結(jié)果保持一致。由于（1）（3）列的回歸結(jié)果又是以體制外企業(yè)就業(yè)者為參照組，說明體制內(nèi)單位就業(yè)者的年收入顯著低于相同條件下的體制外企業(yè)就業(yè)者。二是體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入比相同條件下的體制外自由職業(yè)者高。從第（4）列的回歸結(jié)果來看，被訪者在體制內(nèi)單位工作對被訪者年收入對數(shù)值的影響顯著為正。在第（6）列控制住其他家庭成員是否在體制內(nèi)單位工作變量后，回歸結(jié)果仍然顯著為正。（4）（6）列的回歸結(jié)果是以體制外自由職業(yè)者為參照組，說明體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入比其他情況相同的體制外自由職業(yè)者要高。三是如果家庭其他成員至少一人在體制內(nèi)單位上班時，則被訪者的個人收入會上升。從（2）（3）（5）（6）列的回歸結(jié)果看，不管是以體制外企業(yè)就業(yè)者為參照組，還是以體制外自由勞動者為參照組，其他家庭成員至少一人在體制內(nèi)單位對被訪者年收入對數(shù)值的影響均顯著為正，說明其他家庭成員在體制內(nèi)單位工作對被訪者年收入存在“溢出效應(yīng)”。

表2 工作單位性質(zhì)對“被訪者年收入對數(shù)值”影響的面板回歸（個體層面）

（三）工作單位性質(zhì)對個體收入的PSMDD 回歸結(jié)果

已有部分學(xué)者研究認為，工作單位選擇受到眾多因素影響，具有內(nèi)生性。例如，職業(yè)選擇具有代際傳承性及階層固化傾向，父母的受教育程度及職業(yè)會影響子女的工作及職業(yè)選擇，同時會影響子女收入。

為了克服工作單位選擇的樣本選擇性偏誤，本文使用傾向分值匹配與雙重差分相結(jié)合的方法（PSMDD）來考察工作單位性質(zhì)對于個體收入影響的凈效應(yīng)。在具體做法上，首先運用傾向分值匹配法（PSM）使得工作單位類型的選擇隨機化，再在此基礎(chǔ)上運用雙重差分法（DID）考察隨機化后的工作單位類型對于個體收入的凈效應(yīng)，分析結(jié)果詳見表3。為了得到可靠的回歸結(jié)果，首先需要對控制變量進行平衡性檢驗，即檢驗各個解釋變量在處理組與控制組之間是否有統(tǒng)計顯著差異，平衡性檢驗結(jié)果詳見附表1。與前述相似，本文分別考察了體制內(nèi)單位就業(yè)者與體制外企業(yè)就業(yè)者的收入差異（見模型I），以及體制內(nèi)單位就業(yè)者與體制外自由職業(yè)者的收入差異（見模型II）。

表3 的PSMDD 分析結(jié)果顯示，在工作單位類型選擇隨機化之后，體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入比其他情況相同的體制外企業(yè)就業(yè)者要低，比體制外自由職業(yè)者要高，且這一差異在統(tǒng)計上均高度顯著。這與表2 的面板回歸結(jié)果系數(shù)符號是一致的，回歸系數(shù)絕對值要比表2 的大一些，說明前文的回歸結(jié)果是可靠的。

表3 工作單位轉(zhuǎn)換對“被訪者年收入對數(shù)值”影響的凈效應(yīng)（個體層面 PSMDD）

（續(xù)表3）

（四）家庭成員的工作單位性質(zhì)對家庭收入的面板回歸結(jié)果

表4 使用固定效應(yīng)面板模型考察了“家庭成員工作單位性質(zhì)”對于因變量“家庭勞均收入對數(shù)值”、“家庭勞均工資性收入對數(shù)值”及“家庭勞均經(jīng)營性收入對數(shù)值”的影響。模型I 及II 分別考察了體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭與體制外企業(yè)就業(yè)者家庭的收入差異，以及體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭與體制外自由職業(yè)者家庭的收入差異。第（1）（2）（3）列和（4）（5）（6）列分別以“家庭勞均收入對數(shù)”、“勞均工資收入對數(shù)”、“勞均經(jīng)營收入對數(shù)”作為被解釋變量。在這里，體制內(nèi)就業(yè)者家庭是指處于勞動年齡的家庭成員中至少有一人目前在體制內(nèi)單位就業(yè)的家庭，體制外企業(yè)就業(yè)者家庭是指處于勞動年齡的家庭成員無人在體制內(nèi)單位、但至少有一人目前在體制內(nèi)企業(yè)就業(yè)的家庭，自由職業(yè)者家庭是指處于勞動年齡的家庭成員目前均為體制外自由職業(yè)者的家庭。

表4 的回歸結(jié)果顯示，在控制住家庭勞動年齡成員數(shù)量、戶主年齡、受教育程度等的情況下，家庭成員中至少有一人在體制內(nèi)單位對三個被解釋變量的影響系數(shù)都為正，說明體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭的勞均收入、勞均工資性收入及勞均經(jīng)營性收入均比體制外企業(yè)就業(yè)者家庭略高，但其差異在統(tǒng)計上不顯著。但是，與其他情況相同的體制外自由職業(yè)者家庭相比較時，家庭成員中至少一人在體制內(nèi)單位對家庭勞均收入對數(shù)、勞均工資收入對數(shù)的影響系數(shù)顯著為正，對勞均經(jīng)營收入對數(shù)的影響系數(shù)顯著為負，說明體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭的勞均收入、勞均工資性收入均顯著更高，而家庭經(jīng)營性收入則相對較低。

表4 工作單位性質(zhì)對“家庭年收入對數(shù)值”影響的面板回歸（家庭層面）

（五） 家庭成員工作單位性質(zhì)對家庭收入的PSMDD 回歸結(jié)果

從家庭層面來看，家庭成員工作單位的選擇同樣可能具有樣本選擇性問題，因此仍然使用PSMDD方法來使得工作單位類型的選擇隨機化，并進而考察工作單位性質(zhì)對于家庭年收入影響的凈效應(yīng)。家庭層面的PSMDD 分析結(jié)果見表5，平衡性檢驗結(jié)果見附表2。

表5 的PSMDD 分析結(jié)果顯示，在工作單位類型選擇隨機化之后，體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭的勞均工資性收入顯著高于體制外企業(yè)就業(yè)者家庭以及自由職業(yè)者家庭。在家庭勞均年收入方面，體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭比體制外企業(yè)就業(yè)者家庭略高，但在統(tǒng)計上兩者差異不明顯，但顯著高于自由職業(yè)者家庭。在家庭勞均經(jīng)營性收入方面，體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭與體制外企業(yè)就業(yè)者家庭差異不明顯，但均低于自由職業(yè)者家庭。

在表4 的面板回歸結(jié)果中，體制內(nèi)單位就業(yè)者家庭的勞均工資性收入對數(shù)與體制外企業(yè)就業(yè)者家庭無顯著差異，但在表5 的PSMDD 回歸結(jié)果中，兩者之間存在顯著差異。我們認為，PSMDD 方法所得到的回歸結(jié)果更為可靠，因為PSMDD 方法控制住了基于可觀測因素的家庭成員工作單位的選擇性偏誤，而在PSM 基礎(chǔ)上進行差差分（DID）分析又能控制住基于不隨時間變化的不可觀測的異質(zhì)性問題。

表5 工作單位轉(zhuǎn)換對“家庭年收入對數(shù)值”影響的凈效應(yīng)（家庭層面 PSMDD）

（六）個體工作單位性質(zhì)對家庭整體收入的影響機制

根據(jù)前文的回歸結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)，體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入是低于其他相同條件下的體制外企業(yè)就業(yè)者的，但如果其他家庭成員至少有一人在體制內(nèi)就業(yè)時，就能提高被訪者的收入水平，而且至少有一人在體制內(nèi)單位就業(yè)的家庭的勞均工資性收入要比體制外企業(yè)就業(yè)者家庭高。那么，體制內(nèi)就業(yè)者是通過何種渠道影響其家庭收入的呢？

表6 運用OLS 模型和Probit 隨機效應(yīng)面板模型分析了其他家庭成員的工作單位類型對于被訪者的受教育年限和工作類型的影響。為了控制內(nèi)生性偏誤，這里的其他家庭成員中剔除了比被訪者年幼的家庭成員，例如弟弟妹妹、子女、孫子女等。

回歸結(jié)果表明，與“其他家庭成員均在體制外單位就業(yè)”的被訪者樣本相比，在其他因素均相同的情況下，當其他家庭成員至少一人在體制內(nèi)單位就業(yè)時，被訪者的受教育年限顯著上升了1.04 年（模型1），被訪者在政府機關(guān)、機關(guān)事業(yè)單位以及體制內(nèi)單位就業(yè)的概率分別增加了4.2%、5.5%、24.4%（模型2-4），且這些差異在1%的統(tǒng)計水平上高度顯著。模型5 顯示，當其他家庭成員至少一人在體制內(nèi)單位就業(yè)時，被訪者在正規(guī)單位（包括體制內(nèi)單位及體制外企業(yè)）就業(yè)的概率顯著上升了9.3%。

在模型6 中將體制內(nèi)單位就業(yè)樣本剔除，僅考察被訪者在體制外企業(yè)及自由職業(yè)之間的選擇。結(jié)果顯示，當其他家庭成員至少一人在體制內(nèi)單位就業(yè)時，被訪者在體制外企業(yè)就業(yè)的概率上升了4.6%。

表6 揭示了“體制內(nèi)就業(yè)者個人收入較低但其家庭收入較高”這一背離現(xiàn)象的兩個可能的邏輯機制。其一，是人力資本積累。如果有父母或年長的家庭成員在體制內(nèi)單位就業(yè)，這類家庭更為重視年幼家庭成員的教育，使得被訪樣本的受教育年限增加，人力資本積累更多，促使個人收入水平增加（見表2），從而提升了家庭整體收入。其二，是社會資本積累。在體制內(nèi)單位任職的年長家庭成員擁有更多的社會資本，更深厚的人脈關(guān)系，更能幫助年幼家庭成員找到正規(guī)單位（包括體制內(nèi)單位和體制外企業(yè)）就業(yè)的機會，減少了成為農(nóng)民、個體工商戶等自由職業(yè)者的可能性。由圖1 和表2 的回歸結(jié)果可以看出，體制外自由職業(yè)者的收入水平顯著低于在其他正規(guī)單位就業(yè)的勞動者；年幼家庭成員在正規(guī)單位就業(yè)概率的增加顯著提升了個人工資性收入，從而提升了家庭收入水平。

表6 家庭成員工作性質(zhì)對被訪者工作選擇的影響（邊際效應(yīng)）

五、結(jié)論與討論

本文利用CFPS 的2010、2012 年兩期面板數(shù)據(jù)，考察了體制內(nèi)單位就業(yè)對個人收入以及家庭收入的影響，主要研究結(jié)論，可以概括為三個方面。

第一，在年齡、性別、受教育年限等其他因素相同的情況下，體制內(nèi)單位就業(yè)者的個人收入顯著低于體制外企業(yè)就業(yè)的勞動者。雖然以體制外從事農(nóng)業(yè)、個體工商業(yè)等自由職業(yè)者為參照組時，體制內(nèi)勞動者的年收入顯著較高，但體制內(nèi)單位任職對于學(xué)歷及能力經(jīng)驗有一定要求，與體制外從事農(nóng)業(yè)、個體工商業(yè)等的自由職業(yè)者不具有可比性。體制內(nèi)人員如果離開體制內(nèi)單位，通常會去體制外企業(yè)或相關(guān)單位任職，而不大可能從事農(nóng)業(yè)、個體工商戶等工作。所以，本文以體制內(nèi)勞動者與體制外企業(yè)任職勞動者之間的比較為準，體制內(nèi)勞動者收入顯著較低。這與張車偉（2008）[10]、張義博（2012）[12]的研究結(jié)論不一致。一方面，他們采用的數(shù)據(jù)分別是PSFD 的2005年數(shù)據(jù)、CHNS 的1998-2009 年共8 期數(shù)據(jù)，研究的都是2009 年及以前的體制內(nèi)外工資差異，本文采用的是CFPS 的2010 年和2012 年兩期數(shù)據(jù)，而體制內(nèi)外工資差異是會隨著時間發(fā)生變化的（孫文凱等，2016）[17]；另一方面，他們的研究過程中沒有進一步將體制外單位進行細分，而體制外企業(yè)就業(yè)者和自由職業(yè)者之間是存在顯著差異的，所以得出了不同的結(jié)論。

第二，若家庭成員中至少有一人在體制內(nèi)單位就業(yè)，則能提升其家庭整體的收入水平，尤其是其他家庭成員的工資性收入。雖然在體制內(nèi)單位就業(yè)未能提高勞動者自身的收入效應(yīng)，但對整個家庭而言，在體制內(nèi)單位就業(yè)還是能增加整體收入效應(yīng)，這可能是當前我國公務(wù)員工資收入不算高，福利待遇與體制外工作單位相比不再有明顯優(yōu)勢的情況下，依然很受追捧的一個重要原因。

第三，若家庭成員中至少有一人在體制內(nèi)單位就業(yè)，對其他家庭成員的受教育年限以及工作單位選擇等會產(chǎn)生重要影響。一方面，如果家庭成員中有人在體制內(nèi)單位就業(yè)，會更加重視年幼家庭成員的教育程度，從而積累更多的人力資本；另一方面，體制內(nèi)單位任職的年長家庭成員擁有更多的社會資本，能夠在年幼的家庭成員尋找正規(guī)的工作單位時提供幫助。通過這兩種渠道，提升了家庭的整體收入水平。

本文的研究結(jié)論具有重要的現(xiàn)實意義。由于體制內(nèi)勞動者對其他家庭成員呈現(xiàn)出“溢出效應(yīng)”，增加了其他家庭成員的就業(yè)優(yōu)勢，在一定程度上造成了勞動力市場就業(yè)機會的不公平現(xiàn)象。因此，我們必須進一步健全勞動力市場運行機制，減少非市場因素對勞動力就業(yè)的影響，使得不同家庭背景的勞動力在市場就業(yè)時能夠獲得更加公平的機會。

注釋：

① 數(shù)據(jù)來源：http://www.sohu.com/a/126055427_132090

② 由于個人職業(yè)具有相對穩(wěn)定性，固定效應(yīng)模型回歸中主要解釋變量“被訪者工作單位性質(zhì)”系數(shù)的顯著性相對較低，但回歸結(jié)果與隨機效應(yīng)模型相似。

附表1 PSMDD 分析的變量平衡性檢驗結(jié)果（個體層面）

附表2 PSMDD 分析的變量平衡性檢驗結(jié)果（家庭層面）