体制内就业者的收入太少了么——基于CFPS 面板数据的实证分析

陈华帅，刘 亮，许 明

（1.湘潭大学 商学院，湖南 湘潭 411105；2.中国社会科学院 工业经济研究所，北京100836）

一、引言

近年来体制内就业者的收入改革已成为社会关注的热点问题，体制内大部分人都觉得自己的收入太少了，没有与经济社会发展水平同步提高，体制外的许多人也认为体制内工作虽然稳定，有保障，福利好，但他们的工资收入的确不高，调整公务员工资的建议多次被提及，却始终没有切实动作，同时还承受了巨大的舆论压力。2015 年人力资源社会保障部、财政部下发了《关于调整机关工作人员基本工资标准的实施方案》、《关于调整事业单位工作人员基本工资标准的实施方案》，大幅度提高了体制内就业者的职务工资和级别工资，最低起点的级别工资由290 元提高至810 元，提高近3 倍。就算调整后，按照规定，一个新进入体制内就业的本科生、硕士生和博士生的月基本工资分别为1 390 元、1 580 元和1720 元。①这么看来，体制内就业者的工资收入实在不算高。

与此同时我们却发现，体制内就业的“火爆”并没有因为所谓的低工资受到明显影响。根据历年的公务员报考人数来看，从1994 年的4 400 人正式报考至2018 年总报考人数达到165.97 万人，增长了377 倍，而招录规模从1994 年的490 人至2018 年增加到2.8 万人，只增长了57 倍，招录比则从9:1 变成了59:1。国考报名人数从2009 年突破100 万以来，一直到2018 年已经连续10 年都在百万以上，竞争激烈程度未见减弱反而持续增强。既然体制内的就业者和体制外的人都说体制内的工资收入不高，为什么还是有这么多人想考进体制内呢？

一个可能的原因是，体制内就业稳定、保障好，养老保险的双轨制，低工资依然可以获得高效用。然而，在本次机关事业单位基本工资改革的同时，2015年1 月国务院发布了《关于机关事业单位工作人员养老保险制度改革的决定》，社会保障制度方面的双轨制即将被打破，机关事业单位的“福利好”已经不再是一个稳定的预期了。但是，2018 年的国考报名人数仍然很多，国人报考热情依然不减。在此，存在一个基本问题，体制内就业者的收入真的很低么？回答这一问题，我们首先要转变一个视角，个体效用取决于谁的收入？从独立的个体看，个体效用取决于个体收入，但如果此个体属于某个家庭，那么个体效用是否更多取决于家庭收入，而不仅仅是个体收入？因此，分析体制内就业者的收入问题，除了关注个体收入外，还应该关注其家庭收入情况。

本文拟重点探讨三个问题：（1）体制内就业者作为独立个体，其收入是否明显低于其他职业？（2）体制内家庭的收入是否明显低于其他职业？（3）体制内就业通过何种渠道机制影响家庭收入？

二、文献综述

公共部门相对于非公共部门的工资溢价是劳动经济学研究的热点之一。从已有的研究成果来看，公共部门与非公共部门之间的工资差异与该国的经济发展程度是紧密相关的。

根据发达国家的数据研究发现，大部分国家均存在公共部门的工资溢价现象。美国学者Simth（1976，1977）[1，2]研究认为，公共部门的收入一般高于非公共部门，并且女性的溢价程度更高（Simth，1976，1977）[1，2]；Bender（1998）[3]在1998 年对美国的研究同样有此结论。加拿大（Mueller，1998）[4]联邦政府员工工资比其他部门高。Blanchflower（1996）[5]通过对美国、英国、德国、澳大利亚、日本等12 个OECD 国家的数据研究发现，公共部门均存在工资溢价的现象。

在对发展中国家的研究中却发现，公共部门的工资溢价并不明显或者不确定。针对坦桑尼亚（Lindauer and Sabot, 1983）[6]、印度（Mehtabul Azam,2015）[7]的研究证实，存在公共部门的工资溢价现象，而针对智利（Corbo and Stelcner, 1983）[8]、波兰（Adamchik and Bedi, 1999）[9]的研究却发现私人部门的工资显著高于公共部门。

对中国公私部门工资差异问题的研究，所得结论更接近发达国家的情况。张车伟和薛欣欣（2008）[10]利用2005 年的PSFD 数据发现，国有部门具有明显的工资优势，其平均工资水平是非国有部门的2 倍。从整个工资分布区间看，国有部门的工资优势呈现出单调递减的特点。尹志超和甘犁（2009）[11]利用CHNS 数据研究发现，中国公私部门的工资差异是变化的，在1997 年前公共部门的工资存在工资损失，比非公共部门的工资低2.9%，而在2000 年后，公共部门的工资存在工资溢价，比非公共部门高13.48%。与此同时，公共部门内也存在较大差异，国有事业单位比政府机关的工资高8.22%。张义博（2012）[12]利用同样的数据，对这一变迁过程进行了更为详尽的梳理，在部分解决内生性问题的情况后，得出了类似结论。孙文凯（2017）[13]利用CFPS 数据研究发现，体制内工资溢价情况仍然存在于受教育水平较低以及农村户籍劳动者中。邢春冰（2006）[14]使用分位数回归的方法证明，不同收入分布的群体的教育回报率受企业的所有制影响，而且最集中的体现国有经济和私有经济上。钱先航等（2015）[15]发现，在公共部门内部，正式工比市场化的“合同工”工资更高，工作时间也更短。

既有的中国公共部门工资问题文献表明，当前中国的公共部门工资可能存在着工资溢价。但是，这与当前大部分人的感性认识是不一致的，主要存在两个原因：一是调查数据导致的原因，公共部门的工资是公开的，而非公有制部门的工资相对隐蔽，并且更容易低报数据，造成明显的工资溢价（朱南苗，2011）[16]；二是部门的细分和内生性控制问题，比如尹志超和甘犁（2009）[11]虽然在回归中细分了政府和国有事业单位，但存在部门选择的内生性问题，而张义博（2012）[12]的研究虽然着力解决部门内生性问题，但却把政府机关、事业单位和国有企业统在一起，并没有进行分部门研究。

现有的国内外相关文献还有一个缺陷，就是将公共部门工资的溢价集中到了个人工资上，均忽视了公共部门的“权力”特性。公共部门的工资溢价只是溢出到了公务员个人身上吗？对于其家庭成员有没有影响呢？朱南苗（2011）[16]利用家庭层面数据的研究就发现，公务员家庭和非公务员家庭消费差异并没有个人工资差异大。如果在研究中引入家庭的总收入，我们是否可以对公共部门收入溢出效应有更全面的了解？

三、数据来源与变量描述

（一）数据来源

本文所使用的数据来自中国家庭追踪调查数据（CFPS）的2010 年及2012 年两期跟踪调查。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心组织实施的具有全国代表性的大型微观入户调查，该调查每两年组织一轮，按照分层多阶段抽样原则在全国25 个省162 个县635 个村庄开展实施。数据共分为个体、家庭、社区三个层次，个体层面包括被调查者的基本特征、工资、健康等，家庭层面包括家庭的人口特征、收支状况、家庭财产等，社区层面包括社区基础设施、社区服务和社区机构等。

CFPS 在2010、2012、2014 和2016 年共进行了四期入户调查。在2010、2012 年这两期调查中，问项“主要工作单位性质”的选项共分14 项，对于私营企业、外资企业、股份公司、个体工商户、民办非企业组织、社区居委会等自治组织、农村家庭经营等类型进行了详细区分，在此基础上可以将工作单位类型归纳为体制内单位、体制外正规单位（企业）和体制外自由职业者三种类型。在2014、2016 年这两期CFPS调查时，工作单位性质的统计口径发生了变化，将14 个选项缩减为5 个选项，其中，将私营企业、个体工商户等工作合并为同一选项，将农村家庭经营等自由职业者选项以及股份公司、有限责任公司等体制外企业选项统一归结为“其他类型”。根据这一统计口径，2014、2016 年这两期调查仅能对被访者的工作单位性质划分为体制内就业与体制外就业这两大类，而无法对体制外就业进一步细分出体制外正规单位和体制外自由职业者这两种类型。本文的研究重点是对体制内就业、体制外正规单位就业和体制外自由职业者这三种类型劳动者的收入水平进行比较分析。在本文后面的实证分析中也发现，体制外正规单位和自由职业者这两种劳动者在受教育程度、福利保障及个人能力经验等方面不具有可比性，这两者的收入也存在显著差异。由于2014、2016 年这两期调查无法对体制外正规就业和体制外自由职业者进行区分，我们拟使用2010 和2012 年这两期的CFPS 调查数据进行本文后续的实证分析，这两期的样本规模分别为16 000 户和13 231 户。

本文仅考察处于工作状态且有劳动收入的样本。由于农村地区居民的收入往往是以家庭为单位，个人劳动收入不容易归类统计，而且体制内就业者往往集中在城镇地区，故本文将农村户口的样本剔除，仅考虑城镇地区样本。在城镇地区，剔除了以下无劳动收入的样本：（1）60 岁以上老年样本；（2）16岁以下未成年人；（3）正在上学样本；（4）处于待业状态且无劳动收入的样本。经上述剔除后，2010 年和2012 年调查时点城镇地区有工作及劳动收入的个体样本数分别为3 984 人、3 653 人，家庭户样本数分别为2 516 户、2 581 户。

在2010 和2012 年CFPS 数据中，既有两期均被访的跟踪样本，也有仅被访一期的样本。我们拟使用双差分方法对被访者的工作单位性质与年收入的关系进行回归分析，为此我们保留了2010 年与2012 年两期均被访问的样本，剔除了仅被访一期的样本，得到两期平衡面板数据，每期个体样本2 781个，家庭样本1 701 个。

（二）变量定义

本文既考察工作单位性质对个人收入的影响，同时也考察对家庭收入的影响，因而分别从个体及家庭这两个层面进行分析。

1.个体层面。被解释变量为“被访样本在过去一年的劳动收入”，取对数值。主要解释变量为“被访者目前的工作单位性质”，如果被访者在体制内单位（包括政府部门、党政机关、军队、国有/集体事业单位、科研院所、国有企业或国有控股企业等）就业，则取值为1，如果在体制外就业则取值为0。与前人文献不同的是，本文将体制外单位进一步细分为“体制外企业”（包括集体企业、股份合作企业、有限责任公司/股份有限公司、私营企业、外资企业等）及“体制外自由职业者”（包括农村家庭经营、个体工商户、民办非企业组织等）这两个类别，在实证分析中分别考察其与体制内单位的收入差异。

除了分析“被访者的工作单位性质”之外，本文还将考察“家庭其他成员的工作单位性质”（至少一人在体制内单位=1，均在体制外就业=0）对被访者年劳动收入的影响。为了控制内生性偏误，这里的其他家庭成员中剔除了比被访者年幼的家庭成员，例如弟弟妹妹、子女、孙子女等。

为了排除其他因素对劳动收入的影响，还需要控制可能引起劳动收入变化的其他因素，控制变量主要包括被访者性别、年龄、受教育年限、政治面貌（是否中共党员）及居住地域等。

2.家庭层面。被解释变量为被访样本所在家庭在过去一年的“家庭劳均纯收入”、“劳均工资性收入”和“劳均经营性收入”。在这里，“劳均收入”是指家庭收入除以处于16-60 岁劳动年龄的家庭成员人数，本文使用家庭“劳均收入”而不是“人均收入”进行分析，是为了在计算家庭成员平均收入时将无劳动收入的未成年人及老年人群排除在外。主要解释变量为“家庭成员（含被访者在内）目前的工作单位性质”，如果家庭成员中至少有一人在体制内单位就业取值为1，如果均在体制外就业则取值为0。控制变量主要包括处于劳动年龄的家庭成员数量、居住地域、户主年龄、户主受教育程度、户主是否中共党员等。

CFPS 中仅询问了目前处于就业状态样本的工作单位和职业信息，对于离退休人员并未询问其退休前的工作单位情况，故本文在搜集家庭成员工作单位信息时将离退休老年样本剔除。由于这一原因，对于年龄较大的被访者来说，由于其父母大都处于退休行列，在考察父母的工作单位性质对子女收入影响时，存在一定程度的样本选择性现象。但是，我们也应注意到，在中国离退休人员存在“人走茶凉”现象，其影响力与现职人员相比要大幅减弱，离退休样本被剔除后，对于本文研究结论的影响应该有限。

（三）描述性统计

表1 按照被访者的工作单位性质分别列出了全体就业者、体制内单位就业、体制外企业就业与自由职业者样本的描述性统计结果。由表1 可知，体制内单位就业者的个人收入对数值与体制外企业就业者相比，两者无显著差异，2010 年两者对数值之差仅为0.12，2012 年两者区别则更小，两者对数值之差仅为0.03。但是，体制内单位就业者的个人收入对数值要略高于体制外自由职业者，2010 年高出0.46，2012 年高出0.44。

家庭劳均纯收入、家庭劳均工资性收入与个人收入情况类似，都是体制内单位就业者与体制外企业就业者的家庭劳均纯收入、家庭劳均工资性收入无显著差异，但两者的家庭劳均纯收入与家庭劳均工资性收入都要比体制外自由职业者样本要高。只有家庭劳均经营收入情况不同，2010 年，自由职业者的家庭劳均经营收入分别比体制内单位就业样本和体制外企业就业样本要高1.68 倍、2.2 倍，2012 年自由职业者的家庭劳均经营收入分别比体制内单位就业样本和体制外企业就业样本要高1.35 倍、1.41 倍。

同时，从表1 也可以观察到，体制内单位就业样本的其他家庭成员在体制内单位的比例明显高于体制外企业就业样本和自由职业者样本的比例。体制内外的性别分布较为接近，体制内单位的男性比例略高于体制外企业就业和自由职业者样本。受教育年限方面，体制内单位就业样本略高于体制外企业就业样本，明显高于自由职业者样本，这也验证了近年来高校毕业生考公务员热的现象。在政治身份方面，体制内单位就业样本的党员比例明显高于体制外企业就业和自由职业者样本。三者的家庭成员中，劳动年龄人数相差不大。东部省份，体制外企业就业样本比例高于体制内单位就业和自由职业者样本，但在中西部省份，体制内就业样本比例略高于自由职业者样本，明显高于体制外企业就业样本。这也与我国经济发展的区域差异相一致，东部地区经济发达，就业机会多，体制外企业就业的比例相对较高，但在中西部地区，经济相对欠发达，劳动者除了在体制内单位工作，大部分都从事自由职业，所以在体制外企业就业的比例较小。

图1 描述了不同工作单位性质与个人劳动收入以及家庭收入的统计关系。由图1（1）可见，被访者的工作单位性质与被访者的个人劳动收入存在明显的相关性。对于城镇地区个体劳动者而言，体制外企业就业者的年收入在大部分年龄段均最高（仅在50-60 岁年龄段并非最高），体制内单位就业者年收入次之，但两者年收入都在30 000 元以上，而体制外自由职业者在所有年龄段的平均收入均显著低于前两者，其年收入在25 000 元以下。

表1 变量的描述性统计

由图1（2）可见，家庭成员的工作单位性质与家庭年收入之间也存在相关性。在家庭收入层面，如果家庭成员至少有一人在体制内单位工作，其家庭年收入、劳均年收入以及劳均工资性收入与家庭成员均不在体制内但至少有一位在体制外企业工作的家庭无显著差异；如果家庭成员均为自由职业者，这类家庭的家庭年收入、家庭劳均年收入及家庭劳均工资性收入均比至少有一位成员在体制内单位上班或体制外企业上班的家庭要低。

图1 工作单位性质与个人劳动收入及家庭收入（元/年）的统计关系

四、模型选择与回归分析

（一）模型选择

统计分析揭示了工作单位性质与个体年收入以及家庭年收入之间存在密切的相关关系，但还需要进一步在控制住其他影响因素的情况下，通过回归模型来分析工作单位性质对个体收入以及家庭收入的影响。考虑到工作选择存在内生性问题，本文使用面板模型以及倾向分值匹配基础上的差差分（PSMDD）进行分析。

1.面板模型。面板模型可以在一定程度上控制不随时间变化的遗漏变量问题。模型设定如下：

其中，i 表示个体或者家庭；t 表示调查时点（2010、2012）；Yit为个体i 在时点t 的被解释变量；workit表示“个体或者家庭i 在时点t 是否在体制内单位工作”或者“其他家庭成员是否至少有一位在体制内单位工作”；Xit为控制变量，包括被访者性别、年龄、受教育年限、政治面貌（是否中共党员）及居住地域等；λt和αi分别为不可观测的时期效应和个体效应。

2.倾向分值匹配基础上的差差分方法（PSMDD）。为了进一步减少估计偏误，控制样本工作选择行为的内生性以及避免过度依赖方程线性形式，本文还使用倾向分值匹配基础上的差差分方法（PSMDD）进行估计。倾向得分匹配方法（PSM）能够减弱选择性偏误并且不过度依赖函数形式，为每个体制内工作的个体或者至少有一位家庭成员在体制内工作的家庭，在控制组中寻找倾向得分相近的可比对象进行配对分析，从而去除工作选择行为的非随机性所带来的选择性偏误和混杂偏误，得到一种接近自然实验的效果。双重差分又能够帮助克服不可观察变量的影响，尤其是可以消除随时间不变因素和随时间同步变化因素的影响。在本文中，处理组是指2010 年没有进入体制内而2012 年进入体制内工作的样本，控制组是指始终没有进入体制内工作的样本。假设ZT1i是2012 年进入体制内工作个体i 的结果变量，ZT0i是2010 年进入体制内工作个体i 的结果变量。类似地，ZC1i和ZC0i是未进入体制内个体在不同时期的结果变量。T 是虚拟变量，当它为1 的时候代表处理组，当它为0 的时候代表控制组。P（X0i）是根据基期的特征变量估计得到的倾向得分，本文中代表进入体制内工作概率。双重差分和倾向得分匹配相结合的数学表达结果为：

（二）工作单位性质对个体收入影响的面板回归结果

表2 基于2010 年及2012 年数据构成的面板数据，使用随机效应面板模型，考察了“被访者工作单位性质”及“其他家庭成员工作单位性质”对于“被访者个人年收入对数值”的影响，验证体制内单位就业者的收入是否真的低于体制外就业者，回归结果见表2。在回归分析中，本文分别考察了体制内单位就业者与体制外企业就业者的收入差异（见模型I），以及体制内单位就业者与体制外自由职业者的收入差异（见模型II）。前者剔除了自由职业者样本，因为体制内单位任职对于受教育程度及个人能力经验有一定要求，与体制外自由职业者样本（即农民、个体工商户等）不具有可比性，故在寻找体制外的参照组样本时，本文将自由职业者样本剔除，仅考虑在体制外企业工作的参照组样本。基于同样的原因，在模型II中也剔除了体制外企业就业者样本。

对表2 面板回归结果的解读。一是体制内单位就业者的个人收入比体制外企业就业者要低。根据第（1）列的回归结果，在控制住年龄、性别、受教育程度、政治面貌及居住地域等因素的情况下，被访者在体制内单位工作对被访者年收入对数值的回归系数显著为负。在第（3）列控制住其他家庭成员是否在体制内单位工作的变量后，这种影响效应仍然与之前回归结果保持一致。由于（1）（3）列的回归结果又是以体制外企业就业者为参照组，说明体制内单位就业者的年收入显著低于相同条件下的体制外企业就业者。二是体制内单位就业者的个人收入比相同条件下的体制外自由职业者高。从第（4）列的回归结果来看，被访者在体制内单位工作对被访者年收入对数值的影响显著为正。在第（6）列控制住其他家庭成员是否在体制内单位工作变量后，回归结果仍然显著为正。（4）（6）列的回归结果是以体制外自由职业者为参照组，说明体制内单位就业者的个人收入比其他情况相同的体制外自由职业者要高。三是如果家庭其他成员至少一人在体制内单位上班时，则被访者的个人收入会上升。从（2）（3）（5）（6）列的回归结果看，不管是以体制外企业就业者为参照组，还是以体制外自由劳动者为参照组，其他家庭成员至少一人在体制内单位对被访者年收入对数值的影响均显著为正，说明其他家庭成员在体制内单位工作对被访者年收入存在“溢出效应”。

表2 工作单位性质对“被访者年收入对数值”影响的面板回归（个体层面）

（三）工作单位性质对个体收入的PSMDD 回归结果

已有部分学者研究认为，工作单位选择受到众多因素影响，具有内生性。例如，职业选择具有代际传承性及阶层固化倾向，父母的受教育程度及职业会影响子女的工作及职业选择，同时会影响子女收入。

为了克服工作单位选择的样本选择性偏误，本文使用倾向分值匹配与双重差分相结合的方法（PSMDD）来考察工作单位性质对于个体收入影响的净效应。在具体做法上，首先运用倾向分值匹配法（PSM）使得工作单位类型的选择随机化，再在此基础上运用双重差分法（DID）考察随机化后的工作单位类型对于个体收入的净效应，分析结果详见表3。为了得到可靠的回归结果，首先需要对控制变量进行平衡性检验，即检验各个解释变量在处理组与控制组之间是否有统计显著差异，平衡性检验结果详见附表1。与前述相似，本文分别考察了体制内单位就业者与体制外企业就业者的收入差异（见模型I），以及体制内单位就业者与体制外自由职业者的收入差异（见模型II）。

表3 的PSMDD 分析结果显示，在工作单位类型选择随机化之后，体制内单位就业者的个人收入比其他情况相同的体制外企业就业者要低，比体制外自由职业者要高，且这一差异在统计上均高度显著。这与表2 的面板回归结果系数符号是一致的，回归系数绝对值要比表2 的大一些，说明前文的回归结果是可靠的。

表3 工作单位转换对“被访者年收入对数值”影响的净效应（个体层面 PSMDD）

（续表3）

（四）家庭成员的工作单位性质对家庭收入的面板回归结果

表4 使用固定效应面板模型考察了“家庭成员工作单位性质”对于因变量“家庭劳均收入对数值”、“家庭劳均工资性收入对数值”及“家庭劳均经营性收入对数值”的影响。模型I 及II 分别考察了体制内单位就业者家庭与体制外企业就业者家庭的收入差异，以及体制内单位就业者家庭与体制外自由职业者家庭的收入差异。第（1）（2）（3）列和（4）（5）（6）列分别以“家庭劳均收入对数”、“劳均工资收入对数”、“劳均经营收入对数”作为被解释变量。在这里，体制内就业者家庭是指处于劳动年龄的家庭成员中至少有一人目前在体制内单位就业的家庭，体制外企业就业者家庭是指处于劳动年龄的家庭成员无人在体制内单位、但至少有一人目前在体制内企业就业的家庭，自由职业者家庭是指处于劳动年龄的家庭成员目前均为体制外自由职业者的家庭。

表4 的回归结果显示，在控制住家庭劳动年龄成员数量、户主年龄、受教育程度等的情况下，家庭成员中至少有一人在体制内单位对三个被解释变量的影响系数都为正，说明体制内单位就业者家庭的劳均收入、劳均工资性收入及劳均经营性收入均比体制外企业就业者家庭略高，但其差异在统计上不显著。但是，与其他情况相同的体制外自由职业者家庭相比较时，家庭成员中至少一人在体制内单位对家庭劳均收入对数、劳均工资收入对数的影响系数显著为正，对劳均经营收入对数的影响系数显著为负，说明体制内单位就业者家庭的劳均收入、劳均工资性收入均显著更高，而家庭经营性收入则相对较低。

表4 工作单位性质对“家庭年收入对数值”影响的面板回归（家庭层面）

（五） 家庭成员工作单位性质对家庭收入的PSMDD 回归结果

从家庭层面来看，家庭成员工作单位的选择同样可能具有样本选择性问题，因此仍然使用PSMDD方法来使得工作单位类型的选择随机化，并进而考察工作单位性质对于家庭年收入影响的净效应。家庭层面的PSMDD 分析结果见表5，平衡性检验结果见附表2。

表5 的PSMDD 分析结果显示，在工作单位类型选择随机化之后，体制内单位就业者家庭的劳均工资性收入显著高于体制外企业就业者家庭以及自由职业者家庭。在家庭劳均年收入方面，体制内单位就业者家庭比体制外企业就业者家庭略高，但在统计上两者差异不明显，但显著高于自由职业者家庭。在家庭劳均经营性收入方面，体制内单位就业者家庭与体制外企业就业者家庭差异不明显，但均低于自由职业者家庭。

在表4 的面板回归结果中，体制内单位就业者家庭的劳均工资性收入对数与体制外企业就业者家庭无显著差异，但在表5 的PSMDD 回归结果中，两者之间存在显著差异。我们认为，PSMDD 方法所得到的回归结果更为可靠，因为PSMDD 方法控制住了基于可观测因素的家庭成员工作单位的选择性偏误，而在PSM 基础上进行差差分（DID）分析又能控制住基于不随时间变化的不可观测的异质性问题。

表5 工作单位转换对“家庭年收入对数值”影响的净效应（家庭层面 PSMDD）

（六）个体工作单位性质对家庭整体收入的影响机制

根据前文的回归结果，本文发现，体制内单位就业者的个人收入是低于其他相同条件下的体制外企业就业者的，但如果其他家庭成员至少有一人在体制内就业时，就能提高被访者的收入水平，而且至少有一人在体制内单位就业的家庭的劳均工资性收入要比体制外企业就业者家庭高。那么，体制内就业者是通过何种渠道影响其家庭收入的呢？

表6 运用OLS 模型和Probit 随机效应面板模型分析了其他家庭成员的工作单位类型对于被访者的受教育年限和工作类型的影响。为了控制内生性偏误，这里的其他家庭成员中剔除了比被访者年幼的家庭成员，例如弟弟妹妹、子女、孙子女等。

回归结果表明，与“其他家庭成员均在体制外单位就业”的被访者样本相比，在其他因素均相同的情况下，当其他家庭成员至少一人在体制内单位就业时，被访者的受教育年限显著上升了1.04 年（模型1），被访者在政府机关、机关事业单位以及体制内单位就业的概率分别增加了4.2%、5.5%、24.4%（模型2-4），且这些差异在1%的统计水平上高度显著。模型5 显示，当其他家庭成员至少一人在体制内单位就业时，被访者在正规单位（包括体制内单位及体制外企业）就业的概率显著上升了9.3%。

在模型6 中将体制内单位就业样本剔除，仅考察被访者在体制外企业及自由职业之间的选择。结果显示，当其他家庭成员至少一人在体制内单位就业时，被访者在体制外企业就业的概率上升了4.6%。

表6 揭示了“体制内就业者个人收入较低但其家庭收入较高”这一背离现象的两个可能的逻辑机制。其一，是人力资本积累。如果有父母或年长的家庭成员在体制内单位就业，这类家庭更为重视年幼家庭成员的教育，使得被访样本的受教育年限增加，人力资本积累更多，促使个人收入水平增加（见表2），从而提升了家庭整体收入。其二，是社会资本积累。在体制内单位任职的年长家庭成员拥有更多的社会资本，更深厚的人脉关系，更能帮助年幼家庭成员找到正规单位（包括体制内单位和体制外企业）就业的机会，减少了成为农民、个体工商户等自由职业者的可能性。由图1 和表2 的回归结果可以看出，体制外自由职业者的收入水平显著低于在其他正规单位就业的劳动者；年幼家庭成员在正规单位就业概率的增加显著提升了个人工资性收入，从而提升了家庭收入水平。

表6 家庭成员工作性质对被访者工作选择的影响（边际效应）

五、结论与讨论

本文利用CFPS 的2010、2012 年两期面板数据，考察了体制内单位就业对个人收入以及家庭收入的影响，主要研究结论，可以概括为三个方面。

第一，在年龄、性别、受教育年限等其他因素相同的情况下，体制内单位就业者的个人收入显著低于体制外企业就业的劳动者。虽然以体制外从事农业、个体工商业等自由职业者为参照组时，体制内劳动者的年收入显著较高，但体制内单位任职对于学历及能力经验有一定要求，与体制外从事农业、个体工商业等的自由职业者不具有可比性。体制内人员如果离开体制内单位，通常会去体制外企业或相关单位任职，而不大可能从事农业、个体工商户等工作。所以，本文以体制内劳动者与体制外企业任职劳动者之间的比较为准，体制内劳动者收入显著较低。这与张车伟（2008）[10]、张义博（2012）[12]的研究结论不一致。一方面，他们采用的数据分别是PSFD 的2005年数据、CHNS 的1998-2009 年共8 期数据，研究的都是2009 年及以前的体制内外工资差异，本文采用的是CFPS 的2010 年和2012 年两期数据，而体制内外工资差异是会随着时间发生变化的（孙文凯等，2016）[17]；另一方面，他们的研究过程中没有进一步将体制外单位进行细分，而体制外企业就业者和自由职业者之间是存在显著差异的，所以得出了不同的结论。

第二，若家庭成员中至少有一人在体制内单位就业，则能提升其家庭整体的收入水平，尤其是其他家庭成员的工资性收入。虽然在体制内单位就业未能提高劳动者自身的收入效应，但对整个家庭而言，在体制内单位就业还是能增加整体收入效应，这可能是当前我国公务员工资收入不算高，福利待遇与体制外工作单位相比不再有明显优势的情况下，依然很受追捧的一个重要原因。

第三，若家庭成员中至少有一人在体制内单位就业，对其他家庭成员的受教育年限以及工作单位选择等会产生重要影响。一方面，如果家庭成员中有人在体制内单位就业，会更加重视年幼家庭成员的教育程度，从而积累更多的人力资本；另一方面，体制内单位任职的年长家庭成员拥有更多的社会资本，能够在年幼的家庭成员寻找正规的工作单位时提供帮助。通过这两种渠道，提升了家庭的整体收入水平。

本文的研究结论具有重要的现实意义。由于体制内劳动者对其他家庭成员呈现出“溢出效应”，增加了其他家庭成员的就业优势，在一定程度上造成了劳动力市场就业机会的不公平现象。因此，我们必须进一步健全劳动力市场运行机制，减少非市场因素对劳动力就业的影响，使得不同家庭背景的劳动力在市场就业时能够获得更加公平的机会。

注释：

① 数据来源：http://www.sohu.com/a/126055427_132090

② 由于个人职业具有相对稳定性，固定效应模型回归中主要解释变量“被访者工作单位性质”系数的显著性相对较低，但回归结果与随机效应模型相似。

附表1 PSMDD 分析的变量平衡性检验结果（个体层面）

附表2 PSMDD 分析的变量平衡性检验结果（家庭层面）