既患贫又患不安：编制与公共部门的收入分配研究，本文主要内容关键词为：收入分配论文,不安论文,部门论文,既患贫又患论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
改革开放以来，中国保持了30多年的高速经济增长，但同时面临着收入差距不断扩大的难题(李实和罗楚亮，2011；甘犁，2013)。其中一个重要表现就是公共部门(包括政府机关和事业单位)内部用工的“双轨制”问题，即同时存在有编制的“正式工”和没有编制的“合同工”，而后者收入低下、工作不稳定并有负面形象，①这不仅影响了组织的效率，更重要的是有违社会公平，不利于社会的和谐和稳定(陶厚永和刘洪，2009；张志学等，2013)。为此，我国在收入分配方面进行了多方面的改革，如2013年新修订的《劳动合同法》明确规定了“合同工”享有与用工单位“正式工”同工同酬的权力。但需要注意的是，公共部门的行政编制和事业编制人员事实上并不适用《劳动合同法》，相对于非公共部门，我国公共部门的改革滞后。那么在公共部门内部，“正式工”和“合同工”在收入分配方面到底有多大差异？对这一问题的回答不仅直接关系到社会对于编制的认知，而且对于推动我国机构编制改革具有重要的参考价值。 国务院2007年颁布的《地方各级人民政府机构设置和编制管理条例》第二十八条规定，所谓编制，是指机构编制管理机关核定的行政机构和事业单位的人员数额和领导职数。按照性质，公共部门的编制通常可分为行政编制和事业编制两类，前者是我国党政群机关使用的人员编制，其经费由财政全额拨付。后者则是指各类事业单位所使用的人员编制，广泛存在于教育科研、城市公用等事业单位。事业编制依据单位不同主要可分为全额拨款(如图书馆)、差额拨款(如电视台)和自收自支(如设计院)三类。② 在编制管理上我国实行“统一领导、分级管理”的计划管理体制。所谓统一领导，是指党中央、国务院统一领导全国的编制工作，制定有关编制工作的政策法规、审核各级政府的编制总额；③分级管理是指地方各级党委和政府负责当地的编制工作，在中央核定的编制总额内，分配并审核本地区各级政府和事业单位的编制(中央纪委法规室和中央编办监督检查司，2011)。显然，这种刚性的编制供给体制难以满足公共部门的实际工作需求，为此自20世纪80年代起，公共部门开始采取市场化的方式补充编外工作人员，由此形成了“正式工”和“合同工”并存的局面。尽管从理论上讲，编制只是一种组织管理方式，但在我国的公共部门，编制是与组织的人事、财政管理相匹配的。在确定编制的基础上，组织才能配置相应的人员，财政也方能据此拨款。而“合同工”并不属于核定的编制内人员，也就没有财政的拨款及稳定的岗位。在这种情况下，编制不仅仅意味着身份的差异，更意味着收入、稳定性、社会保障等。看似低端但有编制的职位也会受到热捧也就合乎情理了。④ 那么在公共部门，“正式工”与“合同工”到底有哪些差异？这种差异有多大？除了收入等物质方面，二者在主观态度方面是否也会存在不同？目前的研究尚没有回答上述问题。为此我们采用中国家庭金融调查(CHFS)数据，实证检验了公共部门内部“正式工”和“合同工”在个体收入状况、工作时间、社会保障等方面的差异，同时进一步考察了编制对个体风险投资、消费观念、未来预期、幸福感等主观态度的影响。 相比现有的文献，本文的贡献主要有三点。一是深化了关于阶层、权力与收入分配关系的研究，将现有对市场分配机制(边燕杰和张展新，2002)、社会集团(王天夫和王丰，2005)、权力(刘欣，2005；罗能生和谢里，2008)与收入分配的讨论推进到更具深层和现实意义的编制层面，因为编制在很大程度上决定了个体的权力和阶层结构，编制内群体也是社会分配的主体。二是拓展了关于公共部门收入影响因素的研究(张车伟和薛欣欣，2008；尹志超和甘犁，2009；张义博，2012)，不仅考察了收入之外的收益；更重要的是，本文将视角定位到公共部门内部的“正式工”和“合同工”，关注此二者的不同是我们理解公共部门收入差距的关键。三是数量化了编制对个体收入及社会保障等的影响，并进一步检验其对个体态度的作用，这对于回应当前社会关切、推进机构编制和收入分配改革具有较强的参考意义。 二、制度背景与文献评述 1.中国公共部门的二元劳动力市场 为保证机构组织的有效运行，必须要有相应的编制，其中最重要的就是要核定机构的人员数额和领导职数。而伴随着渐进式的体制改革，我国在公共部门的人力资源管理方面也有了突破和创新，逐步形成了人事管理和劳动管理并存的二元劳动力市场。 众所周知，新中国成立初期我国就建立起了计划经济体制。而与之对应的就是计划式的编制管理机制，其最显著的特征就是，由唯一的编制管理机关通过自上而下、层层核定的方式严格管控公共部门的机构和人员配置。在这一机制下，编制管理机关根据机构职能核定机构的编制数额，组织人事部门再根据编制数额来配置人员，而财政部门也以此作为拨款的依据，即俗称的“人头费”。人员一旦获得编制，不仅意味着获得了“体制内”稳定的工作，而且能够享受相应的工资和福利待遇。同时，人员管理上建立了党政干部制度，有编制的人员成为国家干部，由人事管理部门统一调配、统一工资制度。 这种严格的编制管理对于防止公共部门的机构膨胀和随意用人起到了积极作用。⑤然而伴随着经济的发展，公共部门的职能得到了强化，对人员的需求也愈发增加。但在计划式的编制管理体制下，一方面公共部门在“定编”问题上，可能低估编制的需求状况(方付建，2014)；另一方面，刚性的编制供给体制使得公共部门的编制设置缺乏柔性，无法根据需求适时调整编制规模，从而可能导致“人少事多”的困境(许光建，2009)。在这种情况下，除了采取借调等手段，公共部门最常用的就是雇佣大量编外人员即“合同工”，这形成了人员的隐性膨胀(周敏和赵子建，2010)。 自20世纪90年代以来，这种雇佣“合同工”的方式逐渐成为公共部门解决人员需求与编制供给矛盾的主要手段，特别是一些直接面向公众、事务繁琐的部门如城管、公安，雇佣了大量的“协管”、“协警”等“合同工”，其数量甚至超过了“正式工”。⑥同时伴随着人员的双轨制，对人员的管理也发生了变化。对“正式工”的管理归属人事部门，而“合同工”则适用于《劳动合同法》，由劳动部门进行管理，由此形成了二元分割的劳动力市场。 尽管这种分割一定程度上化解了公共部门人事不匹配的难题，但一方面编制造就了制度化的身份差异，使编制成为人生的“分水岭”，有编制的可以拿高薪享清闲甚至“贵族化”，而没有编制的就得吃苦受累少赚钱(李英锋，2013)；更重要的是，由于对“合同工”实行劳动合同管理，在目前的体制下除非通过考试否则无法转为“正式工”(杨云霞和黄亚利，2012)，理论上公共部门可以随时解除合同，导致“合同工”工作的不稳定。⑦另一方面，尽管“合同工”没有编制，却拥有一定程度的“协助执法权”，而相对低下的待遇和不稳定的工作加剧了其不公平感，从而引发其负面的工作态度和行为(Colquitt et al.，2013)，导致粗暴执法甚至贪污受贿案件的发生。因此，为了社会的和谐稳定，深化机构编制改革就成为题中之义，而首要的是理解二者在收入分配方面的差异，这也是本文的主旨所在。 2.文献评述 尽管社会对“正式工”和“合同工”差异的认知已非常广泛，但学界的研究较罕见。目前的研究集中于经济转型中的权力与收入分配及公共部门收入差异的影响因素两方面。 对于前者，围绕Nee(1989)“市场转型论”的学术论战是这一领域的主题。Nee(1989)认为，伴随着市场的转型，实施再分配的权力也发生转移，由党政官员转移到直接从事生产的人，因而在市场化进程中，党政官员的收入呈下降趋势。这一理论引发了大量讨论，Rona-Tas(1994)基于东欧国家转型的现实提出了“权力变形假说”，指出官员可以借助由权力经营而形成的社会网络，在改革中继续保持优势。Bian & Logan(1996)通过对中国经济改革的分析提出了著名的“权力持续假说”，指出与东欧国家不同的是，中国的经济改革是在政治制度不变的情况下渐进式开展的，行政机制始终保持着连续性，能够维持“干部”的优势，因此官员的权力和收入优势不会下降。⑧随后，大量的研究或试图修正该理论，如刘欣(2005)提出的“权力衍生论”，或在这一框架内进行实证检验。纵观目前的实证结果，基本证实了在我国政治身份和职业阶层确实对个体收入具有重要影响(边燕杰和张展新，2002；郝大海和李路路，2006)。 对于后者，目前直接对公共部门内部收入影响因素的研究依然较少，且都是为了比较公共部门和非公共部门的收入影响因素。邢春冰(2007)强调了教育和经验在国有部门工资方程中的重要性。张车伟和薛欣欣(2008)利用“家庭动态与财富代际流动抽样调查”数据的研究发现，国有部门的工资主要由教育、经验、年龄和性别所决定。尹志超和甘犁(2009)利用“中国健康和营养调查”(CHNS)1989-2006年间7次调查数据，检验了公共部门收入差异(包括工资、补贴和奖金)的影响因素，结果表明教育、经验、性别及所在地区都会影响个体收入；同时还发现事业单位的收入显著高于政府机关。张义博(2012)利用该调查1989-2009年的样本，也有类似发现。 综上，目前对权力与收入的研究尚未触及到核心的编制问题，因为在我国，党政官员的权力是依赖于编制的，编制是权力的基础，且编制内群体也是收入分配的主体。从这个意义上讲，我们需要从更为深入的编制视角来理解其对收入分配的影响。而对公共部门收入差异的研究并未区分是否有编制。本文则将视角深入到“正式工”和“合同工”，进一步深化了相关研究。 三、研究设计 1.样本与数据来源 本文的样本来自西南财经大学开展的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)。该数据包含了2011年全国8438户家庭的收入、社会保障、人口特征等方面的微观数据。⑨基于本文的论题，样本作如下处理：首先根据问题A3000(目前是否有工作：1有，2没有)，剔除选择2的样本；其次，根据问题A3014(工作单位属于哪种类型：1政府部门，2事业单位，3企业，4非营利非政府组织，5军队，6其他)，选取了回答为1和2的样本；第三，根据问题A2005的出生年月，剔除年龄超过60岁的样本以保证其没有退休的样本，这与尹志超和甘犁(2009)一致。经过以上过程我们的有效样本量为1216。 2.模型设定与变量定义 我们设立以各类收入作为因变量，以编制为主要自变量的模型。本文的基本模型如下：
(1)被解释变量Dependent 对于收入，与以往研究单纯关注工资收入不同的是，本文除考察工资以外，还从广义收入的视角考虑了劳动强度及社会保障两方面。基于数据的可得性及重要性，我们选择了三类变量进行度量。第一类是收入状况，我们分别考察了年工资、奖金及补助收入；同时进一步根据以上三部分计算了年度的总收入。第二类是工作时间，考察了年度工作月数、周工作天数及日工作小时数。第三类是社会保障，包含了退休收入形式、医疗保险、失业保险以及住房公积金的拥有状况。我们认为以上三个方面的11个指标基本囊括了收入分配的各个方面。 (2)解释变量 本文的核心解释变量为个体是否有编制，我们根据问题A3015，设立Establish变量(虚拟变量，有编制为1，否则为0)；⑩同时为了检验行政编和事业编的差异，我们还分别设立了两个虚拟变量E_xzb(行政编制为1，否则为0)和E_syb(事业编制为1，否则为0)。 控制变量参考现有文献，选择了个体特征和工作特征两个方面。前者选取了性别、年龄、学历、民族、户口、政治面貌等方面，后者则考虑了工作年限、工作职务和工作数目。此外，现有的研究还指出区域差异(郝大海和李路路，2006)及行业(罗楚亮和李实，2007；陈钊等，2010；王天夫和崔晓雄，2010)对收入分配的重要影响，因此我们在模型中加入了个体所在省份和行业的虚拟变量。以上变量的名称、问卷代码及具体定义参见表1。
(3)变量的描述性统计 从表2可知，首先，平均而言，我国公共部门人员2010年的工资为29550元，奖金为5340元，补贴为1440元；平均总收入为35650元，比国家统计局公布的2010年城镇居民人均总收入21033元多14617元，这表明公共部门的收入水平处于较高的水平，同时个体间的差异巨大，最小都为0(工资收入为0的有17个，删去不影响结果)，工资最高达54万元，总收入最高达60万元。其次，从工作时间来看，公共部门人员的年工作时间约11个月，周工作约5天，每天工作8.08个小时。最后，从社会保障来看，Retire均值约1.4，即公共部门人员大多有退休保障，且94.1%的样本拥有医疗保险，而分别只有38.3%和62.4%的样本有失业保险和住房公积金。 从解释变量看，第一，样本中只有约三分之二的个体为“正式工”，其余三分之一均为“合同工”，这表明我国公共部门的确存在“双轨制”；进一步统计发现只有16.9%的样本为行政编，其余50.7%为事业编。第二，从个体特征来看，男性占比为58.5%，平均年龄41.11岁；edu均值为4.512，处于中专到大专的阶段；minor的结果意味着只有3.4%的个体为少数民族。而95%的样本为本地户口，每个家庭平均在3人以上。此外，42.6%的样本为党员，反映出公共部门人员政治身份的普遍性。第三，从工作方面来看，个体工作年限平均约15年；工作职务的均值为1.587，以普通职工为主；工作数目大多为1个，这主要是由于公共部门特别是在编人员通常不允许兼职。
(4)变量的分组检验 为了检验两类人员的差异，我们首先对收入状况、工作时间及社会保障进行了单变量分析，检验其在Establish为0和1时的差异。从表3可知，整体而言，相比“合同工”，“正式工”在本文所检验的三个方面均具有显著优势(除了在年工作月数方面)。 具体而言，在工资方面，“正式工”的工资收入为34290元，“合同工”只有19930元，差异为14360元，奖金差异3290元，补贴差异1050元，均在1%的水平上显著。从总收入来看，前者为42140元，而后者只有23120元，前者是后者的1.8倍，差异高达19020元。值得注意的是，后者的年收入仅比全国城镇居民人均收入多2087元，这表明公共部门的“合同工”处于并不富裕的状态。工作时间方面，有编制个体年工作时间约11个月，多于无编制的10.4个月，这主要源于“正式工”通常需要坐班，而“合同工”如协管、协警等的工作时间较为宽松。但具体到每周和每天则相反。而在社会保障的四个方面，编制内个体均具有显著优势，特别是76.9%的“正式工”拥有住房公积金，而只有32.3%的“合同工”拥有公积金。 四、计量结果及分析 我们将样本带入模型进行回归分析。在方法上，对收入状况和工作时间采用Tobit回归；对于社会保障，对Retire采用Ordered Logit回归，其余三个变量采用Logit回归。同时，我们还对回归的标准误进行省级层面的cluster以控制聚类相关而导致的偏误问题。 1.编制与收入状况 从表4可知，尽管二者在奖金方面无显著差异，但相对于“合同工”，“正式工”会有更高的工资、补助及总收入。编制引致的工资差距为6330元，补助差距为770元，总收入差距则达约8000元。这一结果符合社会的认知，表明编制确实是“正式工”和“合同工”收入差距的重要影响因素，相比“正式工”，“合同工”处于“少得”的状况。 从个体特征来看，在公共部门男性会有更高的工资、奖金和总收入，这与目前的研究一致(尹志超和甘犁，2009)。而年龄越大，个体的收入也有一定程度的减少。edu对四个变量都显著为正，这进一步验证了教育能够提高公共部门人员收入的结论(张车伟和薛欣欣，2008；尹志超和甘犁，2009)。family的结果意味着较多的家庭人口会拖累个体的收入，而个体的民族及是否为本地户口对其收入状况均无显著影响。值得注意的是，party均不显著，表明在公共部门，个体的政治身份对其收入并无显著作用，这与边燕杰和张展新(2002)及杨灿明(2010)指出的党员身份能够提高个体收入的论断并不一致，这主要是由于公共部门党员比例较高所致(本文样本中党员比例为42.6%)。工作特征方面，工作年限的增加会提高个体的工资、奖金和总收入。工作职务则对个体收入有较强的提升作用，职务越高其工资、补助和收入都更高，显示出权力对于收入分配的重要影响(罗能生和谢里，2008)。
2.编制与工作时间、社会保障 我们进一步考察“正式工”和“合同工”在工作时间、社会保障方面的差异。表5的结果显示，Establish对Work_m不显著，但对Work_d和Work_h都显著为负。这意味着二者在年工作月份方面基本相同，这主要是由公共部门的工作性质决定的；然而从每周和每天来看，“合同工”的工作时间要显著长于“正式工”，“合同工”处于“多劳”的状况。个体特征方面，男性的工作时间较长，这主要与男性的社会、家庭责任更大有关。age和edu的结果意味着年龄越大，个体每年的工作月份会相应减少，但教育程度越高，其每年的工作月份越长。家庭成员越多，个体每周工作时间越长。党员每年的工作时间也较长。工作特征中，time对Work_m显著为正，表明工作年限越长个体每年工作时间越长；而rank只对Work_d显著为正，反映出职务越高个体每周的工作时间越长。 在社会保障方面，Establish只对Retire和Reserve显著为正，表明相比“合同工”，“正式工”有更高的比例享受退休工资和住房公积金，编制的价值主要体现在退休收入和住房保障。尽管二者在医疗保险和失业保险方面并无显著差距，但由于医疗保险属于全覆盖型的保险，失业保险则不仅保险金额度较低，且领取时间最长不超过两年，属于临时性的保险。而退休和住房方面的优势契合了中国人“老有所养”及“居者有其屋”的传统观念，成为编制具有吸引力的重要因素。因此相比“正式工”，“合同工”处于未来“不安”的状况。 其他变量中，男性在医疗保险方面具有劣势，年龄越大越不会有失业保险，教育则对社会保障具有全面的提升作用。本地户口的个体在退休工资和医疗保险方面具有显著优势，但对失业保险和住房公积金无显著作用。值得关注的是，party对四个变量都不显著，进一步从社会保障角度验证了党员身份在公共部门并不具有显著的价值。工作特征方面，工作年限较长的个体越能获得全面的社会保障；rank对Unemp显著为负，表明职务越高其越没有失业保险。number对四个变量都显著为负，表明工作数目越多社会保障会越差，我们按number进行了分组统计，发现这主要与这类个体教育程度较低、工作年限较短有关。
3.行政编与事业编的差异 以上结果显示编制对个体收入分配具有广泛的影响。但编制有行政编和事业编之分，那么同为编制，两者有差异吗？我们将Establish分解为E_xzb和E_syb来考察此问题。 从表6可知，总体而言相对于事业编，行政编具有收入和住房公积金方面的优势，但在其他方面二者并无显著差异。具体来说，相比“合同工”，两类编制人员在工资和总收入方面均有优势，但行政编人员的工资和总收入要显著高于事业编，前者的工资多7150元，总收入多10150元。尹志超和甘犁(2009)指出政府机关的收入显著低于事业单位，而本文从编制角度的研究却得出了相反的结果。这主要是由于尹志超和甘犁(2009)直接比较了两类机构人员的收入，没有区分是否在编，其样本事实上包含了“合同工”的收入，难以真实地反映二者之间的差异。而从在编人员的角度来看，政府机关的收入实际上要显著地高于事业单位。(11)当然，本文的结果只是基于本次调查样本，对这一问题的回答还需更多、更大规模数据的验证。
对工作时间的结果显示，在每周和每天工作时间方面，E_syb显著为负但E_xzb不显著，这意味着表5中Establish对Work_d和Work_h的结果源于E_syb，相比行政编人员，事业编的工作时间较短，这主要由于政府机关有严格的工作时间规定，而一些事业单位如高校等，工作时间相对宽松。在社会保障方面，两类编制对Retire和Reserve都显著为正，反映出相对于“合同工”，不论是行政编还是事业编都具有较好的退休收入和住房公积金，且行政编人员拥有住房公积金的比例高于事业编。以上结果表明，只要是“正式工”，无论是行政编还是事业编，都比“合同工”有优势。 4.为什么人们愿意当公共部门的“合同工”？ 以上结果反映出公共部门中，“合同工”在收入、劳动强度及社会保障方面均存在显著的劣势。既然如此，那么一个自然的问题就是：社会中的工作那么多，为何人们愿意到公共部门当“合同工”呢？相对于其他部门，其在哪些方面具有优势呢？本部分我们试图检验公共部门的“合同工”和其他部门员工在以上几方面的差异，以探究背后的可能原因。 为获得本部分样本，我们将获得的所有数据按以下方式处理。首先，根据问题A3000(目前是否有工作：1有，2没有)，剔除选择2的样本；其次，根据问题A3014(工作单位属于哪种类型：1政府部门，2事业单位，3企业，4非营利非政府组织，5军队，6其他)，剔除选择为5的样本；再次，根据问题A3015(是哪种编制：1没有编制，2行政编制，3事业编制，4军队编制)，剔除A3014小于3且A3015大于1即公共部门“正式工”的样本；最后，根据问题A2005剔除年龄超过60岁的样本。经过以上过程，我们获得了公共部门“合同工”和其他部门人员的合并样本。我们设立以前文三类收入为被解释变量，以Public为主要解释变量的模型(虚拟变量，定义其当A3014小于3时为1，即公共部门“合同工”为1，否则为0)。控制变量与前文相同。
从表7可知，相比其他部门的员工，“合同工”在收入和住房公积金方面存在劣势，其年工资少4670元，总收入少7280元，且更不可能享受住房公积金。但“合同工”在劳动强度和退休保障方面有优势，其每天的工作时间较少，且有更高的概率获得退休保障，这也是吸引人们当“合同工”的重要原因。然而相对于当前的收入或住房公积金，这些优势是非物质的或是长期的，一个理性的“合同工”会有强烈的激励去增加当前收入以弥补这一劣势，而其拥有的“协助执法权”又为这种激励提供了途径。从本文的意义上讲，这也是各种暴力执法现象出现的原因，而实行不同部门间“同工同酬”及控制其执法权将有助于从根本上解决这一难题。 5.结果小结 综上可知，在公共部门，相比“正式工”，“合同工”在收入、劳动强度和社会保障方面均具有明显的劣势，处于“多劳”、“少得”且“不安”的状况；更重要的是，即便是这样的工作，其合同的持续期也有限，通常在最多两个合同期之后就会被解聘，这更加剧了其“不安”的状况。中国人普遍认同“不患贫而患不安”的传统社会价值观念(张志学，2008)，但从本文的结果来看，“合同工”处于“既患贫又患不安”的状态。而只要有编制，不论是行政编还是事业编，就会彻底改变这一问题，编制成为影响收入分配的关键因素。尽管从理论上讲，这种“双轨制”可能会通过竞争效应带来组织效率的提升，然而现实中除非通过考试否则不可能由“合同工”转为“正式工”，因此这种竞争效应极其微弱，反而可能导致消极行为，降低组织效率(陶厚永和刘洪，2009；张志学等，2013)。而对比“合同工”和其他部门员工，人们之所以愿意从事“合同工”，是以当前的低收入来换取未来的退休保障，但这又成为暴力执法的重要原因。 此外，从收入角度看，起重要作用的因素主要是性别、教育和职务，这与社会整体的影响因素基本一致(陈钊等，2010；陈纯槿和李实，2013)；但其中性别、职务在劳动强度和社会保障方面存在劣势，教育虽在每年工作时间方面有劣势，却在社会保障方面具有全面的作用。在公共部门，教育对个体是有价值的。值得关注的是，党员在回归中均不显著，这与现有对社会整体的研究不符，表明在公共部门，政治身份在个体收入分配方面并无显著影响。 五、进一步讨论：编制与个体态度 以上我们考察了“正式工”和“合同工”在物质层面的差异，结果显示后者处于“既患贫又患不安”的状态。那么这些差异是否会体现在精神层面呢？本部分我们检验二者在个体态度方面的差异。 为考察此问题，我们需要选取合适的样本，因为尽管CHFS在第四部分提供了“受访者的主观态度”的数据，但该部分数据是以家庭为单位的，前文的样本是以个体为单位的，因此两组数据无法一一对应。幸运的是，代码A2001提供了“是受访者的什么人？”的问题，问卷提供了“1本人、2配偶或伴侣、3父母”等十一个选项。我们首先选取回答为1的样本，然后根据家庭代码将其与个体层面数据合并，就得到了个体与主观态度一一对应的样本。(12) 根据数据可行性，我们选取了风险投资、消费观念、未来预期及幸福感觉四个方面来度量个体的态度。问卷是以1—5的排序来度量其态度，数字越小说明该个体越偏好风险、增加消费、对未来经济预期越好且越感觉幸福，详细定义见表8。我们建立以个体态度为被解释变量，编制和前文模型变量为解释变量的模型，采用ordered logit回归。同时，我们也将Establish进一步拆分为E_xzb和E_syb两类以检验行政编与事业编的差异。
1.编制与个体态度 从表9可知，Establish对Risk和Happiness显著为负，这意味着相对于“正式工”，“合同工”具有较低的风险偏好，幸福感也较低。正如前文所示，“合同工”处于少得、多劳、不安的状况，因此没有意愿也没有能力承担更高的风险以获得可能的高回报，也不会有较高的幸福感。但二者在消费观念和经济预期方面无显著差异，这可能源于这主要与个人特征有关而与是否有编制无关。 其他变量中，male对Risk显著为负，表明相比女性，男性具有更高的风险偏好，这与目前的研究一致(Gong & Yang，2012)。age的结果说明年龄越大的个体越不愿意承担风险且越不愿意消费。教育程度越高的个体越愿意承担风险，也越愿意消费，且对未来经济的预期越悲观。而家庭人口越多的个体越不愿意承担风险。同时，工作级别越高的个体越愿意承担风险，幸福感也越强，number的结果则意味着工作数目越多的个体对经济的预期越乐观，且幸福感越强。 2.行政编、事业编与个体态度 我们进一步检验行政编与事业编的差异。表10的结果显示，E_xzb和E_syb对Risk、Happiness都显著为负，充分说明相比“合同工”，不论是行政编还是事业编都有相对较高的风险偏好和更高的幸福感。当然，我们也检验了二者作用的差异，发现系数均不存在显著差异，进一步说明无论是行政编还是事业编，只要有编制就标志着进入了“体制内”，意味着较好的待遇和稳定的工作，相应的个体态度也就不会有明显的差异。 本文利用中国家庭金融调查(CHFS)数据，实证检验了公共部门“正式工”与“合同工”在个体收入、劳动强度和社会保障等物质方面的差异，并进一步考察行政编制和事业编制的不同；此外，我们还研究了编制对个体精神层面的影响。 本文的结果显示，相比“正式工”，“合同工”在收入状况、劳动强度和社会保障方面均处于劣势，处于“既患贫又患不安”的状态；而这种状态也影响了“合同工”的主观态度，其风险承担能力和幸福感都较差。对编制的分解研究发现，行政编和事业编除了前者在收入和住房公积金方面有优势之外，其余均无显著差异，这凸显了编制的普遍价值。在其他因素中，综合来看教育对公共部门个体是最有价值的，但党员身份则无足轻重。此外，我们还对比了“合同工”和其他部门员工的差异以探究人们当“合同工”的可能原因，发现其主要目的在于以当前的低收入来换取未来的退休保障，而这也是暴力执法的可能原因。 以上结果集中体现了编制，不论是行政编还是事业编，对公共部门个体收入分配的重要影响，能够在一定程度上解释人们对于编制的追逐以及大量“合同工”引发的社会问题。而解决这一问题需从以下几个方面着手。首先，正如前文所述，“双轨制”事实上源于僵化的编制供给体制与灵活的编制需求之间的矛盾，因此推动编制的动态管理体制就成为题中之义。一方面需要综合考虑地区经济发展、人口数量等因素，构建合理的模型，科学地确定和预测各地的编制规模；另一方面，需要定期如每两年一次依据模型动态调整各地的编制，实现供给与需求的动态统一，从源头上遏制“双轨制”。其次，尽管近年来我国在收入分配、社会保障等方面的改革都在推进，但由于编制内群体是各项改革实施和推进的主体，基于自身既得利益的考虑，公共部门的改革相对滞后。为此就需要深化公共部门的收入分配机制改革，实现市场化的分配体系；同时建立完善的全民社会保障体系，实现编制内外的统一。(13)再次是要真正落实新《劳动合同法》的规定，实现不同部门间的“同工同酬”，切实保证公共部门“合同工”的工资待遇；同时严格管控其执法资格，这将有助于从根本上遏制暴力执法现象的发生。最后也是最重要的是，要加快改革步伐，打破编制的“铁饭碗”，逐步实行竞争性的聘任制，消除编制导致的身份差异，为编制内外的个体创造平等的发展机会。(14)只有推进并落实以上几方面的改革，方能使无编制人员“既不患贫又不患不安”，提高公共部门的组织效率，从而实现社会的和谐稳定，避免“死也要死在编制内”的无奈。 本文初稿曾在第二届中国组织经济学研讨会(人大)及第三届实证公司治理研讨会(山大)上汇报，感谢聂辉华、靳庆鲁、马光荣、武立东、方军雄、辛清泉、潘红波、李启航及其他学者的有益评论。特别感谢两位匿名审稿人的建议性意见，文责自负。 ①如近期曝光的延安市城管暴力执法事件、石家庄车管所腐败案、贵州仁怀市鲁班镇受贿案均涉及公共部门的“合同工”。 ②关于编制的基本知识、相关法规等参见中国机构编制网www.scopsr.gov.cn。 ③具体由中央机构编制委员会负责，该委员会是全国行政管理体制和机构改革及编制管理工作的常设议事协调机构，由国务院总理任主任，既是党中央的机构，又是国务院的机构。详见www.scopsr.gov.cn/bbjg/jglsyg/201203/t20120326_38105.html。 ④参见凤凰网：http://finance.ifeng.com/money/roll/20130115/7556536.shtml。 ⑤自20世纪80年代以来我国历经了六次主要的机构编制改革，有效地控制了公共部门的膨胀。新中国成立以来我国历次政府机构改革的详情参见www.gov.cn/test/2009-01/16/content_1206928.htm。 ⑥如2014年北京各类临时工高达20万人，是“正式工”的3倍。参见新华网：http://news.xinhuanet.com/politics/2014-10/23/c_1112954435.htm。 ⑦尽管2008年《劳动合同法》规定“连续两次签订固定期限劳动合同，第三次则需签订无固定期限劳动合同”，为“合同工”的劳动关系提供了法律保障，但在实际操作中，公共部门最普遍的做法是只签订两次合同，然后将其解聘，反而恶化了劳动关系的稳定性。 ⑧关于这一争论的详细内容可参见刘欣(2003)。 ⑨中国家庭金融调查(CHFS)数据由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心提供，有关数据的更多介绍参见甘犁等(2013)。关于本次调查的详细情况参见http://chfs.swufe.edu.cn。 ⑩问题A3015为“是哪种编制”。提供的选项有：1没有编制，2行政编制，3事业编制，4军队编制。由于前文已根据问题A3014限定工作单位为政府部门和事业单位，因此没有为军队编制的样本。表1中对编制的定义中我们也就未提及军队编制。 (11)我们也比较了样本中政府和事业单位所有人员的收入，发现在10%的水平上二者不具有显著差异。 (12)CHFS的数据分为两组，一组为家庭层面的，包含了总计8438个家庭，每一个家庭为一个代码，主要包括主观态度、资产与负债等方面；另一组为个体层面即前文所使用的样本，主要包括个体特征及前文的收入、工作情况等，但也有相应的家庭代码。在获得回答者为本人的样本之后，我们利用Stata中的merge命令，根据家庭代码一一对应将家庭数据与前文样本合并就获得了本部分的样本。 (13)事实上，近期国家已经在逐步推进以上两个方面的改革。对于前者，2013年国务院批准了《关于深化收入分配制度改革的若干意见》，指出要“完善机关事业单位工资制度，建立公务员和企业相当人员工资水平调查比较制度”。对于后者，国家在改革机关事业单位社会保险和养老保险方面已颁布相关规定。关于社保，2014年5月15日，国务院发布《事业单位人事管理条例》(于2014年7月1日正式实施)，其中第三十五条规定“事业单位及其工作人员依法参加社会保险，工作人员依法享受社会保险待遇”；关于养老保险，2015年1月14日，国务院颁布《关于机关事业单位工作人员养老保险制度改革的决定》(自2014年10月1日起实施)，要求我国机关事业单位“实行社会统筹和个人账户相结合的基本养老保险制度”。 (14)关于聘任制问题，尽管目前国家层面并无相应的直接规定，但自2007年深圳试点公务员聘任制以来，这一制度已陆续在江苏、福建、四川、浙江、山东、贵州等地实行或试点，这对于打破编制的“铁饭碗”具有积极意义。
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