基于分位數回歸的我國公共部門與非公共部門工資差異分析

鄒清明 黎志軍

【摘要】本文基于2011年CHNS數據，利用分位數回歸的方法，實證分析公共部門和非公共部門的工資決定機制。工資決定的分位數回歸表明，在不同的分位數水平上部門之間存在人力資本回報率的差異。本文的研究結果不僅有助于理解中國勞動力市場公共部門和非公共部門工資差異的來源，把握勞動力市場的運行規律；并且從理論上闡釋和評價了中國勞動力市場上分配制度和政策。

【關鍵詞】工資差異 公共部門 非公共部門 分位數回歸

一、引言

隨著勞動力市場競爭的日趨激烈，公共部門與非公共部門工資差異成為人們關注的焦點。分析公共部門與非公共部門的工資特征和工資差異具有重要的理論和現實意義。一方面，長期以來，不論是國外還是國內學術界，研究工資差異的方法大體上可分為均值回歸分解和分位數回歸分解兩大類，大多是OLS回歸分解方面的研究，而從分位數回歸方面考慮兩部門間工資差異的文獻少之又少，但是這種僅僅對工資均值差異的研究就會造成許多相關信息的缺失，從而掩蓋大量有意義的結論。本文結合均值回歸和分位數回歸兩種方法來對部門間的工資的決定機制展開研究，因而具有重要的理論指導意義。另一方面，當前中國社會普遍存在的同工不同酬，國考熱，收入差距大等現象，本文的研究結論能對這些現象作出一定的解釋，而且有助于勞動力市場公共政策和制度的評價與設計，從而具有一定的現實含義。

國外方面，研究公共部門和私有部門間工資差異的學者不少。較早的研究諸如Smith（1977）提出部門間工資差異，并發現美國公有部門的工資高于私有部門[1]，隨后的實證研究也得出了類似的結論。令人遺憾的是，上述實證研究沒有考慮部門工資在不同分位數水平上的差異，存在進一步探討的空間。后續研究則利用不同的工具來研究工資差異，如Koender和Bassett（1978）提出了利用分位數回歸模型來研究工資分布情況[2]。Katz和Klueger（1993）提出對不同分位點上收入的回歸分析[3]，Fitzenberger（2001）在其基礎上，將工資差異的研究拓展到分位數回歸的實證分析方法[4]，直到近年來，Cai和Liu（2011）也利用分位數回歸方法進行研究，其結果表明相對于私有部門，在公共部門中，隨著分位數的不斷提高男性工資優勢快速下降，逐漸變為劣勢，但公共部門中的女性工資優勢則比較的穩定[5]。國內研究方面，就公共部門和非公共部門分析工資差異的研究很少，相關的研究例如：陳戈等（2005）證明了所有制差異效應是工資差異的主要決定因素[6]；張車偉、薛欣欣（2008）對國有部門和非國有部門工資差異進行分位數分解，表明人力資本對工資差異的貢獻隨著分位數水平的上升而下降[7]；汪雯（2008）使用OLS回歸分析方法，分析表明國有企業和非國有企業的人力資本回報率存在顯著差異[8]；劉坤（2011）根據中國家庭營養與健康調查數據（CHNS），利用無條件分位數回歸法研究了1993年和2006年的中國公有部門和非公有部門的工資差異，提出公共部門內部的工資差異比非公有部門要高[9]，這一點與Katz和Klueger（1993）分析美國工資差異的結論一致；陳建偉等（2013）運用省級面板數據，研究了中國城鎮和鄉村工資差距的動態變化和勞動力市場的發展情況[10]。現有文獻已經較充分地解釋國有部門和非國有部門的工資差異的狀況及其影響因素，但是對影響公共部門和非公共部門的工資與這因素尚需進一步討論，尤其需要對現階段公共和非公共部門工資決定的新變化作出解讀。鑒于此，本文在借鑒以往研究的基礎上，利用2011年CHNS數據，在Mincer（1974）工資決定方程[11]的基礎上利用均值回歸和分位數回歸分解的方法，實證分析公共部門和非公共部門的工資決定機制，著重考察人力資本、性別與區域因素對各部門工資決定的影響，以期為中國勞動力市場公共政策和制度的評價與設計提供理論支持。

二、數據的來源、變量的選取與描述性統計

（一）數據來源

本文采用中國居民家庭健康和營養調查數據（即CHNS）進行研究，該項目截至目前共有9年（1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011）調查數據。調查內容包含社會經濟、健康疾病、社會家庭等多方面的信息，其覆蓋區域包括遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州9個省份和北京、重慶、上海3個直轄市，調查方法采用多層次隨機抽樣，抽樣時兼顧不同大小和收入水平的城市或縣城，該數據對于本文所研究問題涉及到的指標具有較好的覆蓋性與代表性。

本文研究采用2011年的CHNS的橫截面adult數據。刪除沒有收入、參加工作的學生和已經退休又再次受聘的退休人員樣本，選擇的樣本是16至60歲有工資收入的男性和16至55歲有工資收入的女性。其中，參考尹志超等（2009）對公共部門和非公共部門的界定標準，公共部門由政府部門、國有事業單位和研究所組成，非公共部門由國有企業、集體企業、私營企業、個體企業及三資企業組成[12]。

（二）變量的選取

基于上述關于工資設定的理論分析，人力資本通常被認為是影響工資的最直觀因素，其通常由教育年限和工作經驗兩變量來衡量，因此，本文選取變量：教育年限以及工作經驗，根據通常的方法，本文采用工作年限表示工作經驗，而工作年限由年齡減去教育年限減去六得到；同時本文考慮了性別和區域分類變量對工資的影響程度，設置了性別（男性為0，女性為1）和區域虛擬變量，其中，本文將接受調查的12個省市分為東部（北京、上海，遼寧、江蘇和山東）、中部（黑龍江、河南、湖南和湖北）和西部（重慶、廣西、貴州）三部分。

（三）描述性統計

表1 2011年公共部門與非公共部門工資基本情況的統計

由表1可以看出，非公共部門的月平均工資少于公共部門（非公共部門為1872元/月，公共部門為2021元/月）。同時，公共部門的教育年限為大于非公共部門的教育年限（公共部門為14.26年，非公共部門為11.37年），公共部門的工作經驗大于非公共部門的工作經驗（公共部門為24.87年，非公共部門為24.58年），由于人力資本水平由教育年限和工作經驗來衡量，這表明，人力資本水平非公共部門比不上公共部門，因此，大體從均值水平上來看，公共部門公共部門的工資水平高于非公共部門，同時也擁有更高的人力資本水平。

三、模型的設定

由于Mincer提出的工資方程是基于完全競爭市場，僅僅考慮教育和工作經驗這兩個因素對工資的影響，而這與我國當前復雜的勞動力市場現實情況并不吻合。因此，本文將以此模型為模型的基礎上，加入性別和區域等控制變量構建公共部門與非公共部門的工資決定方程。

其中，lnwage表示為月工資的對數，edu表示教育年限，exper表示工作經驗，exper2表示工作經驗平方，X表示性別區域等特征變量，α1和α2分別表示教育年限和工作經驗對工資收入的影響程度，j為個人，μ為隨機誤差項。本文基于上述模型，分別對兩部門分別進行普通最小二乘回歸。

同時，為了突破僅對條件均值模型進行的OLS估計的局限，本文在不同分位點下，對工資方程進行了整體模型估計，避免使估計量受到異常值的影響，從而獲得較為穩健的估計結果。在多個分位點上的工資方程可以表示為：

利用Koenker and Bassett（1978）提出的回歸模型，α0的分位數回歸估計解決了最小化問題。

其中，Qθ（lnwagej|Xj）為在解釋變量X的情況下，不同分位點上的被解釋變量lnwagej，αjθ為回歸系數。

四、工資決定的實證結果

表2 2011年公共部門工資差異的回歸結果

表3 2011年非公共部門工資差異的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

表2和表3分別為2011年公共部門和非公共部門的工資決定的回歸結果分析，包括OLS和分位數回歸分析。回歸結果表明，教育年限和工作經驗對公共部門和非公共部門工資的提高有不同程度的促進作用，同時，兩部門間存在工資性別差異和區域差異，在不同的分位數水平上，對工資的差異的影響不同。具體從以下四個方面進行分析：

第一，教育年限回報率。從表2和表3的回歸結果可以判斷，在其他條件保持不變的情況下，公共部門教育年限回報率要大于非公共部門教育回報率（公共部門為9.53%，非公共部門為4.12%），即多接受一年的教育，兩部門工資增長的百分數不同。同時，各分位數水平上教育回報率存在差異，其中，公共部門在10、25、50、75和90分位點上教育回報率分別為13.2%、12.4%、11.0%、8.2%和7.18%。非公共部門教育回報率分別為1.25%、1.83%、2.95%、4.12%和5.97%，這說明，公共部門和非公共部門教育回報率隨著分位數水平的提高呈現相反的趨勢。

第二，工作經驗回報率。可以看出，公共部門工作經驗平均回報率為2.27%，非公共部門工作經驗平均回報率為1.73%。隨著收入水平提高，兩部門工作經驗回報率先下降后上升，且公共部門人力資本回報率高于非公共部門工作經驗回報率，即中等收入的勞動者，工作經驗回報率低于位于工資分布高低的勞動者，公共部門工作經驗回報率在低分位數上高于非公共部門，隨著的分位數的逐漸提高，低于非公共部門。

第三，性別因素。由表可以看出，性別虛擬變量的回歸系數為負（公共部門為-0.231，非公共部門為-0.393），這個截距就是女性和男性的工資差距，表明我國勞動力市場上存在較大的性別工資歧視，從平均來看，公共部門女性每月工資的回報率比男性少23.1%，非公共部門女性每月工資的回報率比男性少39.3%，且在不同分位點上是顯著的。隨著分位數上升，公共部門性別的歧視程度先下降再上升，非公共部門性別的歧視程度呈現上升趨勢。

第四，區域因素。總體來看，地區對公共部門和非公共部門的工資差異存在較大的影響，區域虛擬變量的回歸系數公共部門為正（中部為0.168，西部為0.0312），非公共部門為負（中部為-0.121，西部為-0.265）。在公共部門，中西部地區的工資回報率比東部多，而非公共部門中西部工資回報率比東部少。

五、研究結論

本文基于2011年中國家庭營養與健康調查數據，對中國的城鎮居民工資收入進行均值回歸和分位數回歸實證估計，分析公共部門與非公共部門之間不同的工資決定機制。總的來說，在現階段中國市場化的進程中，由于所有制造成的工資差異仍然存在，兩部門的工資收入決定有較為顯著的差異。隨著工資收入水平的提高，人力資本對工資的報酬率有明顯的積極作用，而性別工資歧視程度在兩端工資水平的影響不容忽視，這就折射出我國必須當前勞動力市場分配制度的局限性。這對于消除我國勞動力市場分割，促進勞動力的充分流動，加快勞動力市場化改革的步伐以及以及消除性別區域等歧視性政策等具有指導意義。

參考文獻

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[12]尹志超，甘犁.公共部門和非公共部門工資差異的實證研究[J].經濟研究2009（4）：129-139.

作者簡介：鄒清明（1967-），男，漢族，湖南祁東人，任職于南華大學，研究方向：數量經濟，副教授；黎志軍（1989-），女，漢族，湖南邵陽人，畢業于南華大學，研究方向：數量經濟，研究生學歷。