你是自己创业还是进入系统？制度外个体职工与财政支持人员收入差距的实证分析_固定效应模型论文

自主创业还是进入体制？——体制外个体劳动者和财政供养人员收入差异的实证分析，本文主要内容关键词为：体制论文,实证论文,自主创业论文,差异论文,财政论文，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。

      中图分类号：F241.4 文献标识码：A 文章编号：1005-1309(2014)06-0093-010

      为何改革越深入，市场经济越深化，市场对人才的吸引力反而越小？越来越多的大学毕业生，尤其是优秀生，选择去当公务员或进一些有编制的单位。本该充满活力的年轻人怎么会如此贪图“稳定”？是什么原因让“下海潮”在20年的时间里转变成了“国考热”①？这种行为背后有着怎样理性的微观决策？

      国外关于公共部门和私人部门比较的文献都集中于发展中国家。Olsen & Coppin(2007)通过对加勒比海地区特立尼达岛和多巴哥岛1993年的数据进行分析得出，与发达国家不同，发展中国家公共部门员工的收入与私人部门员工的收入相比，收入高低主要不是来自于教育、经验这些个人变量，而是来自于这些变量的价格。即在其他条件不变的情况下，同样的教育水平在公共部门的收入比在私人部门高，也就是劳动经济学中所谓的歧视。Duke(1999)研究了上世纪90年代中末期东欧国家在后共产主义时期国有部门和私营企业的情况。文中指出，当时的中东在市场经济转型时，国有部门不断凋零，私营企业在福利、工资上都远远高于国有部门的待遇，更多的人选择进入私营企业，或者自我雇佣。但是仍有一部分国有部门的人虽然意识到他们的处境越来越不好，也不离开。这部分人大多有第二职业。作者认为他们仍然不愿意放弃国有部门职位的原因主要是这部分人从来没有经历过市场经济中的失业，呆在原有岗位上让他们感觉更安全。这和我国上世纪90年代初的情况有些类似。也和目前相当一部分人同时就职于体制内外，体制内求稳定，体制外求高收入的情况异曲同工。

      早在上世纪90年代末，赵桂芝(1999)就指出个体经济在市场准入、经营许可证和生产许可证的发放、能源和原材料采购等方面，与国有、集体和三资企业相比，存在着不同程度的政策歧视，并呼吁为个体、私营经济的发展创造平等竞争的市场环境。张杰(2000)也发现当时民营经济已经存在着严重的金融困境，并认为这种困境的原因在于，国有金融体制向国有企业提供支持的逻辑不适用于民营经济，任何的政策性金融行为，对民营经济来说都是外生的，而民营经济是改革的“内生现象”。因此作者建议“营造内生性金融制度成长的外部环境”。本世纪初，由于个体及私营经济生存艰难状况的显性化，“国家资本主义”成为学术争论的热点。这吸引了更多的学者研究民营经济的发展问题(谢健，2002；孟耀，2004；王劲松等，2005；潘士远、罗明德，2006，等)，提出各种各样民营经济发展缓慢的原因，甚至开始关注民营企业家的生活状况(黄允政，2007)。胡家勇(2003)通过对中国个体经济的发展进行回顾与展望，指出随着市场经济的发展、技术的现代经济结构的演进、以及财产的多元化和需求的多样化，个体经济将获得更广阔的发展空间。然而，这些年来，我们深化市场经济改革的步伐从未停止，个体经济却似乎并没有得到更好的发展。原因何在？大量个体及私营经济的文献，对这方面进行了论述。曹凌(2008)回忆了个体劳动者的兴衰史，指出个体劳动者的没落反应了中国经济的变迁，是社会的进步。但同时又认为，在经济发展不平衡的中国，个体劳动者仍然有其存在的必要性。刘佐(2008)对改革开放以来，关于个体和私营经济的税收政策做了综合整理，指出在增值税、营业税、个人所得税、房产税、城镇土地使用税等方面，非公有制经济面临着一些税负不够公平的问题。邱晨曦(2007)提出了个体劳动者生存艰难的3个原因，分别是注册及行政管理繁琐、遭受着来自垄断企业资源配置和利润的挤压、及融资困难。刘小玄、赵世勇(2006)通过对1990年到2004年个体劳动者数量变化情况的研究，得出政府行为是个体经济发展中最重要的因素。

      限于学识和数据的原因，本文并没有太大的雄心对个体劳动者的兴衰史进行解释。我们将要做的是：比较个体劳动者和普通财政供养人员从上世纪80年代末至今的收入变化情况，从收入的角度解释现在很多年轻人不愿创业而对稳定性工作痴迷的原因。本文余下部分的安排是：第二节概述个体劳动者的历史和现状；第三节交待数据；第四节介绍计量模型，并进行统计性描述；第五节给出实证结果；第六节讨论。

      本文所采用的是中国健康和营养调查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)1989，1991，1993，1997，2000，2004，2006，2009年共8轮的面板数据。CHNS数据先后共覆盖了地理位置、经济发展状况和公共资源迥异的9个省份，分别为辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州省，通过按收入高低分层抽样，共涉及到4400户家庭，和19000个个体样本②。尽管CHNS设计之初旨在研究中国的健康、营养和计划生育政策效应，以及经济社会转型对人民健康营养状况的影响，但鉴于其科学的抽样调查设计及丰富的数据信息，该数据从一开始就被广泛应用于健康、人口、社会经济和营养政策等多方面的经验研究。

      本文所选取的个体劳动者的划分变量源自于调查问卷中职业部分的问题③。此问题为：“你在此工作中是什么地位？”我们将“1有雇工的个体经营者和2无雇工的个体经营者包括农民”都划作本文研究的个体劳动者对象。同时，为便于研究，我们选取“3为他人或单位工作的长期工”作为比较对象。数据经过清理后，剩下18132个个体观测量，其中职业为个体劳动者的人数为7369人，职业为固定财政供养人员的人数为10763人④。

      为便于不同年份的比较，本文使用CHNS数据中已计算出的收入变量，此收入为所有调查的收入项加总减去支出项得到的净收入，包括了工资、奖金和其他副业收入。每个人在不同年份的收入都是当年的净收入(以2009年为基期折算后的实际收入)。表1列出了两个群体在不同年份的名义和实际收入均值及二者百分比。可以看出，2000年之前的几个年份中，个体劳动者平均收入占财政供养人员平均收入的比例就一直在下降，最高的时候为1989年⑤，其收入占到了财政供养人员收入均值的92.6%，最低的时候1997年，占到财政供养人员收入的67.3%。二者收入差距在缓慢扩大，但最低的时候也没低于60%。2000年之后的4个年份里，个体劳动者收入均值占财政供养人员收入均值的比例都未超过60%，即使从2009年比2006年回升了10个百分点，也只占到了57.6%。

      

      三、计量模型和统计描述

      3.1 最小二乘法

      在收入方程中使用OLS估计通常会引起的担心是内生性，比如教育和不可观测变量能力之间存在相关的问题，但我们这里观察的主要是二值变量个体劳动者对收入的偏效应。从经验上讲，在控制了一系列个人特征变量后，很难想出有什么影响收入的变量会影响成为个体劳动者的选择。退一步讲，即使估计量并非完全无偏，但我们更感兴趣的是比较不同年份个体劳动者身份对收入的偏效应，即个体劳动者身份对收入的偏效应随时间的变化情况，而非偏效应大小本身。所以首先我们采取了最普遍使用的OLS估计，分别估计各年份的偏效应并进行比较。模型设定为：

      

      表2是对年龄和教育两个自变量在各个年份的统计描述。从表中可看出，与财政供养人员相比较，个体劳动者教育水平偏低，且随着时间变化提高程度缓慢。如1989年到2009年，个体劳动者小学文化程度的人所占百分比下降了不到20个百分点，而财政供养人员却下降了将近30个百分点；个体劳动者大专大学文化程度的人只上涨了零点几个百分点，而财政供养人员上升了20个百分点。由于教育对收入的影响通常为正，更肯定了我们对偏效应的研究。

      

      3.2 固定效应模型

      为了更有力地呈现我们的结果，利用CHNS面板数据的优势，本文进一步设立了固定效应模型⑥来研究个体劳动者身份对收入的偏效应随时间变化的情况，这样便放松了对残差和自变量不相关的严格假定，允许残差中存在各种不随时间变化的不可观测变量。模型设定为：

      

      

仍然是一个二值变量，个体劳动者取1，财政供养人员取0。

依次为1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年的时间二值变量，如果是当年年份，则取1，否则取0。

仍然是个人特征变量，但与OLS模型不同的是，这里去掉了省份、性别、是否为城市户口⑦等固定不变的变量。仔细观察，便会发现此模型与上节OLS模型本质是一样的，我们所做的就是把个体劳动者的年份效应分出来了。每一个交互项的系数都表示在控制其他特征变量后，当年个体劳动者比财政供养人员多或少的收入百分比。例如，如果

，就表示在同等个人特征情况下，从事个体劳动者与上班相比，收入会有50%的提高。

      3.3 核密度估计(kernel density estimation)

      无论是最小二乘法，还是固定效应模型，都属于参数估计，其估计的偏效应都是均值层面的，为了进一步考察个体劳动者中不同收入阶层人群的收入随时间变化的情况，我们对个体劳动者和财政供养人员在不同时间段的分布分别进行了核估计。核估计的具体表达如下：

      将数据中的个体劳动者记为i，设共有n个i，每一个个体劳动者对应一个可观测到的收入

，则核估计量可以写为：

      

      当使用Gaussian核进行估计时，stata软件自动给出最优带宽，即最小化MISE(the mean integrated squared error)的带宽⑨。

      四、实证结果

      4.1 个体劳动者与财政供养人员平均收入之差的变化情况

      表3同时列出了最小二乘法和固定效应模型的分析结果。

      首先，两列结果中不管哪个年份的系数都是负的，而且t值全部统计显著。这表明从上世纪80年代末至2009年，相同教育背景、年龄等个人特征的两个人，从事个体劳动者工作的期望收入都要低于财政供养人员的期望收入。

      

      其次，为了让我们的估计结果更直观，图1绘出了两种估计的偏效应。从图中可以看出，虽然两种模型在各个年份的估计值有偏差，但是二者的变化趋势基本一致，而这正是本文所感兴趣的问题，也证明了我们所研究的结果是非常稳健的。两组平均收入差距1989年最小。OLS的结果是：1989年从事个体劳动者与上班相比，平均收入要低30.9%，固定效应模型的结果是低24.9%，前者比后者高6个百分点。两组平均收入差距2004年最大，OLS的结果是：2004年从事个体劳动者与上班相比，平均收入要低81.1%，固定效应模型的结果是低101.6%，后者比前者高20.5百分点。收入差距从一开始就一直呈扩大趋势，从1997年到2000年以及2000年到2004年更是急速扩大，2004年之后又有所缩小。这部分解释了我们前面统计描述中所提到的，2000年以后个体劳动者数量开始减少，2004年之后又有所回升的现象。

      

      图1 个体劳动者对收入偏效应的估计结果

      4.2 个体劳动者与财政供养人员各自收入分布低分位的变化情况

      图2给出了两个群体混合横截面数据的对数收入⑩分布图。可以看出，财政供养人员的整体收入分布情况比个体劳动者更集中，也就是通常认为的上班比创业更“稳定”，由于二者的风险不同，这种分布状况是可以理解的。假设人们是风险中性者，那么只要高风险会带来高收入，冒险就是值得的。

      

      图2 两个群体对数收入分布估计图

      

      图3 个体劳动者不同年份对数收入分布估计图

      图3给出了个体劳动者在不同时期对数收入的分布估计。图中上世纪80年代末90年代初的分布用的是1989、1991、1993年的数据，上世纪90年代中期到2000年代前期用的是1997、2000、2004年的数据，2000年代中后期用的是2006、2009年的数据。

      从图3可以看出，个体劳动者从上世纪80年代末90年代初至今，整体收入有些许上涨，但收入分布非常稳定，尤其是低收入者的收入并没有显著提高。如图，对数收入为5的点对应的人数百分比虽然有所下降，但20年来尤其是和快速的经济增长及物价上涨相比，这部分人并没有享受到多大改革的红利。

      与此不同，图4给出了财政供养人员在不同时期对数收入的分布估计，图中最鲜明的变化莫过于2000年中后期收入分布低位大幅度向右移动，低收入者的经济状况明显改善。而且收入分布的峰顶也明显向右移动。可见，比之于个体劳动者，财政供养人员中大部分人尤其是低收入者享受到了改革的红利。

      

      图4 财政供养人员不同年份对数收入分布估计图

      本文利用CHNS 8轮面板数据，考察了1989到2009年体制外个体劳动者和体制内财政供养人员之间收入差异的变化情况。研究发现：

      首先，从全国范围来讲(11)，就平均收入而言，在同样的个人特征情况下，从事个体劳动者的收入从上世纪80年代末起就一直低于那些任职于政府单位或大型国有及集体企业有稳定工作的财政供养人员的收入(12)。在研究的8个年份里，差距最小的是1989年，OLS模型估计的结果，个体劳动者比财政供养人员平均收入低30.9%，固定效应模型估计的结果，前者比后者低24.9%；差距最大的年份是2004年，OLS模型估计的结果，个体劳动者比财政供养人员平均收入低81.1%，固定效应模型估计的结果，前者比后者低101.6%。整个上世纪90年代，尤其是1990年代中期以后，从事个体劳动者的平均收入情况，较之于在体制内上班，不断恶化。OLS估计中，个体劳动者平均收入比财政供养人员平均收入低的百分比从1997年的46.6%扩到到2004年的81.1%；固定效应模型估计中，二者的比例从1997年的49.5%扩到大2004年的101.6%。其次，个体劳动者群体的收入分布状况20年来没有太大改变，尤其是收入分布处于低位上的个体劳动者，其经济情况几乎没有什么好转。这个可以从图3中个体劳动者收入分布在三个时间段的小幅移动可以看出，尤其是低收入段并不显著的变化。但与此不同，财政供养人员中的低收入者这20年来经济情况有大幅度改善，尤其是2000年中后期以来，财政供养人员的整体收入情况都上了一个大台阶，收入分布更加集中，低收入群体大量减少。这个可以从图4财政供养人员收入分布在三个时间段的变动可以看出，尤其是2000年中后期分布图大幅向右移动以及低分位长长的拖尾线更是说明了这一点。

      我们得出的这两个结果从收入层面给了当今很多现象一个解释。最有代表性的莫过于“国考热”。“国考热”可以从很多角度来分析原因，比如，中国人民大学社会学教授于显洋(13)认为，一方面是公务员淘汰率低，相对稳定；另一方面是当下社会保障不够健全，其他职业的福利和保障都不如公务员完善。但如果仅靠工作性质稳定来解释这个现象，还不够全面。对于理性人来说，收入是不可忽略的自变量。在市场经济中，收入和风险是一对孪生兄弟，风险高收入不稳定的工作，其期望收入高；风险低收入稳定的工作，其期望收入低。一个社会中不可能只有风险规避者，而没有风险偏好者，也不可能绝大部分人都是风险规避者。所以我们不得不思考：在这个正在转型的存在“体制内”和“体制外”两个社会运作机制的社会中，是不是有收入和风险相对不成正比的领域？本文通过从收入层面对最具代表性的个体劳动者的研究，为这些现象提供了一个实证解释。不能否认上世纪改革之初很多人靠个体劳动者起家，进入富裕阶层，但本文的经验研究表明，这种人只是少数。在教育、年龄等个人特征一样的情况下，选择做个体劳动者的平均收入低于在体制内上班领取的工资奖金及各种福利。而关键的也是我们更感兴趣的问题在于：两个群体内部的分布随时间在变化，个体劳动者中的低收入者越来越多，而财政供养人员中的低收入者越来越少。本文的研究结果为收入分配政策的制定者提供了建议，即：破除体制内外差别，消除抑制个体劳动者收入增长的不合理因素，有利于增加个体经济数量，从而活跃市场，同时引导大学生流向市场自主创业。否则，如果个体经济在伴随着较大风险的同时，期望收入却不高，那么市场很难活跃起来。

      鉴于数据信息不完善和研究能力有限，本文的工作仍有许多不足之处，有待进一步研究。首先，“个体劳动者”这个名词从改革开放一开始就出现，上世纪80年代是个体劳动者最活跃收入增长也最快的时候，因此，对“个体劳动者”全面的研究应该将80年代的情况包括进来，但由于没有搜集到足够的数据信息，本文只研究了上世纪90年代以来的情况，这无疑是一个遗憾和不足。其次，本文使用的是抽年份调查的面板数据，用8年的数据来代表20年的变化情况，只能给出一个大致的变化趋势，而不能具体研究每一年的情况及各个起承转合点。尽管不够理想，作为一篇专门研究个体劳动者的实证文章，本文力求抛砖引玉。个体劳动者作为伴随中国市场经济转型出现的一个群体，其生存和发展情况是值得进一步研究的。

      ①此说法引用《中国证券报》2012年10月31日文章“‘国考热’取代‘下海潮’”。

      ②关于CHNS调查和数据的详细信息，请参见北卡罗来纳州人口中心网站http://www.cpc.unc.edu/。我们感谢美国国家营养与食品安全研究所，中国疾病预防控制中心，北卡罗来纳州人口中心，北卡罗来纳大学教堂山分校，美国国立卫生研究院(R01-HD30880，DK056350，and R01-HD38700)和美国国立卫生研究院福格蒂国际中心对CHNS从1989年到2006年数据搜集和分析工作的资助。此外，我们也要感谢中日友好医院和中国国家卫生部对CHNS2009年及以后的数据调查和搜集工作的支持。

      ③2004年以前关于职业部分的采访主要在住户调查数据中，2004年及以后在成人调查数据中。

      ④CHNS调查的大部分对象是县及县以下的住户，从经验上讲，县一级财政供养人员大多为公职人员及大型国企或集体企业员工，而数据也证实了这一点，财政供养人员全部年份18844个非缺省观测量中，在政府机关、国有企事业单位和各级政府所属集体企业中任职的占到了94%以上。所以二者的比较结果，更能很贴切地解释我们引言开头提到的问题。

      ⑤1989年调查的其实是1988年的收入，后面几个年份也一样，当年调查的只可能是前一年的收入。但本文主要比较变化趋势，后面不再专门说明，读者知晓即可。

      ⑥从经验上讲，由于存在能力等与教育相关的不可观测且固定不变的变量，所以无需进行hausman检验，我们认为使用固定效应模型比使用随机效应模型更令人信服。

      ⑦上世纪90年代初，一些地方政府私自制定政策，向农民出售“农转非”指标，明码标价出售非农业户口，农民只要交钱就可以将“红本”转为“蓝本”。此事曾经风靡一时，出现大量的“农转非”现象。但经过数据检测，本文经过清理最后使用的数据中，除缺省值外，年份之间没有户口性质变动，所以此变量也作为跨时间固定变量不能出现在固定效应模型中。如果有这方面更详尽的数据，这也是一个很好的课题。

      ⑧关于核密度估计的详细介绍，请参见Silverman(1986)。

      ⑨MISE表达式为

，其中f是总体分布，f是样本估计的分布。

      ⑩所有实证估计中用到的收入都是以2009年为基期的实际收入。

      (11)CHNS数据前后包括9个经济、地理等情况完全不同的省，采取分层抽样，我们认为是可以代表全国的。

      (12)或许80年代的情况稍好，但限于我们没有80年代的数据，不能作更全面的判断。

      (13)参见《光明日报》2011年11月1日刊登的采访文章“十年人数猛增42倍从‘国考热’中读出什么？”

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