中国式“关系”对于职业收入的负影响——中国市场化进程的一个侧面

孙 越

(中央财经大学 人力资本与劳动经济研究中心,北京 100081)

一、引 言

中国从计划经济体制向市场经济体制改革的30余年见证了中国的经济发展[1]，作为市场化中的重要组成部分，劳动力市场在劳动力配置方面有重大改进[2,3]，社会关系在劳动力市场中的作用方式和影响效果发生了巨大变化。[4-9]“关系”(guanxi)一词被众多权威英语词典收录，其中柯林斯英汉大词典将其定义为中国特定的一种人们的联系方式，尤其是在具体问题上存在与法律和协议有出入的情况下发生作用。[10]边燕杰(2012,1994,1997)等发现“关系”在劳动者寻找工作过程中的作用是可以使其直接联系到招聘方，对招聘结果产生直接的影响。[6,11,12]虽然这一现象并不是中国所独有的[13,14]，但在中国的劳动力市场中(尤其是在劳动力市场的市场化程度不高时)普遍存在并影响显著。[6]

Nee(1989)的市场转型理论认为，随着市场化机制的完善，人力资本的回报将会上升，相对应的社会关系作用将会下降。[2]但边燕杰等(2014)研究发现，在市场化的过程中完善的市场机制并没有形成，市场机制与非市场机制同时发生作用的情况下社会关系的收入效应仍然存在。[15]相对于一般社会关系对劳动力市场影响的研究，“关系”集中体现了我国劳动力市场中非市场机制对劳动配置的影响。通过“关系”对职业收入影响这一侧面，可以更加深入地认识我国劳动力市场目前的发展状况。本文利用CGSS2008进行实证研究，分析“关系”因素对求职者职业收入的影响；在处理内生性问题的同时进行稳定性检测；在此基础上深入分析“关系”对职业收入的影响机制和“关系”作用下的职业工资增长路径；通过“关系”对职业收入影响这一侧面讨论我国劳动力市场化进程。

二、文献评述

Ioannides和Loury(2004)、Montgomery(1991)总结大量实证研究发现1/3～2/3的人在找工作的过程中使用社会关系，其中大部分利用社会关系的信息传递功能。[16,17]早期的社会关系研究关注关系强度，以及强弱不同的社会关系背后的不同机制(陈云松和范晓光，2011)[18]，但社会关系强度分析并不能代替关系资源分析。[6]关系资源分析作为显示了的社会关系使用形式，主要分为“信息”和“人情”，前者仅传递工作相关信息，而后者则是应聘者的“关系人”与雇主发生了接触。[6]边燕杰等的系列研究中，“人情”往往包含推荐信等社会关系使用方式。[5,6]但Montgomery指出，虽然推荐信的作用也使得应聘者通过“关系人”直接联系到了雇佣方，但是这种方式在信息传递上意义大过影响市场机制正常运作。[17]

虽然不同的分类下社会关系对劳动力市场的影响机制有所区别，但总体而言社会关系对于劳动力配置和收入的影响主要有：(1)影响劳动者和职位的匹配程度[19]；(2)影响劳动者的职业流动性[20]和职业声望[4]等。结合我国的市场化进程，社会关系的作用体现为：一是随着市场化进程，信息成本的概念逐渐清晰，因此社会关系在劳动力市场中的信息传导作用效果也被众多研究证明[4-9]；二是随着改革进程，我国劳动力市场中的社会关系应用作用变化明显，社会关系适用范围变大但效果下降[8]；三是社会经济体制改革过程中，不同改革阶段表现出社会关系中的“信息”和“人情”机制对于劳动力市场结果影响具有显著差异[5,6]；四是市场化改革效果被证实，与市场机制相冲突的社会网络“潜规则”可能被市场机制代替[7,9]；五是国有制企业与非国有制企业在行为方式、产权结构、对于市场的反应等多方面都逐渐趋同，这样的过程中，“关系”的成本在两种体制间也渐渐趋同，作用方式也有趋同的趋势[4,8]。在中国经济体制改革、劳动力市场化的当下，劳动力市场中人力资本的回报较能反映个人人力资本的市场价值，Mincer对于市场中的教育和经验的回报解释也较适合当下的中国劳动力市场[3,21]。在找工作中社会关系的运用可以表现为一种显示了的未观测到的个人能力，这使得Mincer方程估计结果更加准确。

三、模型和数据

(一)基本模型

在基本Mincer方程的基础上(基本的人力资本因素和人口特征)，加入相关控制变量和关键变量——是否通过“关系”找到当前工作，有：

Ln(income_fij)=α0+α1snsi+α2Di+α3HCi+α4SNi+ηi+ξj+εij

(1)

其中Ln(income_fij)为个人i的职业j全年正式收入的对数；snsi为获得当前工作是否通过“关系”；Di为人口特征；HCi为人力资本，是基本Mincer方程的主要变量；SNi主要包括家庭背景、社会关系网的网宽和网差；ηi代表个人i未观测到的能力；ξj为未观测职业j的特征影响；εij为随机误差项。

(二)数据选取

本文使用CGSS2008*本论文使用数据部分来自中国人民大学中国调查与数据中主持之《中国综合社会调查(CGSS)》项目。数据，收入为全年职业收入，不计算职业外收入。本文主要关注样本中在城市从事非农业工作的全日制工人，年龄为男18～60岁，女18～55岁。数据库样本年龄为18岁以上，因此与一般的劳动研究中16岁为年龄起始略有差异。样本中删除了每周工作低于20小时的工人、零散工、在自家企业工作者、自由职业者、个体户、老板和务农人员。最后删除收入水平低于收入平均值10%的样本，因为这样低的收入不可能来自一份正常的全日制工作。社会关系中的社会网络的网宽和网络差异主要是从“拜年网”中选取的，因为其较为稳定又具有代表意义，在相关的研究中较为常用。[6]

模型中应聘者通过“关系”找到工作，是通过工作寻找中以下问题的肯定答案确定的：(1)是否帮助向有关方面打招呼；(2)是否关系人帮助安排与雇主代理人见面；(3)关系人帮雇主做了一件事情；(4)关系人是否帮助解决求职过程中的具体问题。通过数据描述性统计(表1)可以看出，通过“关系”找到工作的占总劳动者比例为16.9%，考虑到本文口径较窄，小于2009年八大城市求职网络调查数据中“人情”加“人情与信息混合”的33.1%。[6]对比使用“关系”和未用“关系”，前者比后者的平均年龄低、学历略低、工龄低、当前工作工龄占总工龄比低、收入更少、更多的农村户口、较小的社会网络宽度、较大的网差、选择的公司较小和父亲教育更低。总体来看，使用“关系”组的人具有略低于另一组人的人力资本，但具有相似的社会网络。

表1 变量描述性统计

一些未观测到的差异特点会对社会关系有一定的需求，同时也对社会交往能力有一定需求，而这些隐藏的信息会对收入造成影响。对于职业和公司因素在劳动力市场中的作用在相关研究中被证实，包括所有制和职业[5]、公司规模[22]等。这里选择的是工作相关的代理变量，公司项中加入公司的体制、企业人数和职业代理变量。未观测到的个人能力、态度会使个人选择不同职业，为解决没有观测到的能力和态度因素带来的误差。选择个人报告的能力和态度的代理变量有：(1)学习能力：是否觉得自己常常可以掌握与学业相关的事情？(2)社会交往能力：是否和周围人相处得很好？(3)对社会关系使用的态度：是否认为托关系办事不违反公平原则？同意或非常同意设虚拟变量为1，其他为0。虽然代理变量的选择可能并不完美，但是能在一定程度上处理有职业和能力导致的内生性问题。通过数据描述分析，可以看出在职业差别上，通过“关系”找到工作的人找到办事员的较多(25.4%对比16.9%)，技术人员中通过“关系”找到工作的比例低于“关系”人占总人数比(13.6%对比16.9%)。使用“关系”的求职者就职公司较小，两组劳动者学习能力和社会交往能力没有显著区别，但使用“关系”的求职者对于使用“关系”找工作的认可略高于另一组。

因为当前工作的“关系”运用为前定变量，即当前职业收入的获得是在找工作中运用“关系”之后，因此反向影响并不存在。若认为收入具有持续影响，则解释变量中具有相应持续影响的家庭背景和个人的人力资本积累也能很好地吸收这部分误差。关于样本选择问题，因为要研究的问题是“关系户”与正常求职者因为“关系”产生的收入差异，所以样本筛选只针对于有正常工资性收入的个人并不影响参数对问题的解释。

四、结果和分析

(一)基本结果

本文主要利用计量方程(1)进行实证研究。表2第一列为没有加入未观测变量的基准回归，第2列是加入公司和职业代理变量，第3列是在第2列基础上进一步处理未观测到能力。考虑到教育年限和教育程度在相应问题中的不同侧重，模型中教育年限转化为教育等级。变换后的方程形式除了可以对原方程回归结果进行平稳性测试外，还可以进一步地分析具体教育等级对于收入的影响。

表2 基本回归和稳定性检验

注： 1.***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平上显著，括号中为稳健性标准差。

2.回归包括省份虚拟变量，样本缺失因为公司规模的缺失值。人口和家庭包括：性别、民族、健康状态、本地户口、农村户口、党员、结婚、兄弟姐妹数、住在一起的人数、父亲受教育水平、父亲党员情况、父亲本地户口、社会网络网宽、社会网络网差；职位信息包括：国企、公司人数、经理、技术人员、职员；能力和态度包括：学习能力、社会交往能力和社会关系使用态度。工作经验平方除以100，企业人数除以10 000。

从回归结果中可以看出“关系”对于收入具有显著的负影响，从第3列得到的使用“关系”的劳动者比未用“关系”的劳动者职业年收入少14.5%(这里用[expYβY-1]来计算，文章给出的系数由相同方法得出)。“关系”对于收入的负影响集中体现了在市场机制完善的情况下，非市场的“关系”并不能使个人得到额外的回报。可以把这种负的“关系”对收入的影响看作是其阻碍了劳动力配置的最优化的代价[5,19]，同时表明在市场化导致竞争激烈后，中国式的“关系”存在着巨大的危险(“杀熟”现象的出现，有能力的人可以通过市场得到正常回报，但是能力较差的人选择关系反而得到负的效果)。[23]

通过回归方程，我们可以得到教育年限的回报率为5.37%，与一般研究中OLS结果的范围为4%～7%相符。[24]教育是人力资本的重要组成部分，教育在劳动力市场中获得正常的回报率可以看作是我国市场化的另一种体现。人力资本中教育和工作经验对收入具有正的影响，健康、男性、党员、社会网络差异、公司规模分别显著为正。教育与工作经验、网络差异，以及公司规模同时还刻画了一个人的社会关系结构，解释了部分其他研究中“弱”社会关系对收入水平的正影响，即以上四项都与个人的社会关系的扩展有较强关系。社会网络的宽度不显著，“网差”可能是单项的社会关系指标中最好的一个。[25]结果显示农村户口、本地户口、家庭人口数目和兄弟姐妹数目都与收入有显著的负相关关系。考虑到除农村户口外其他几项之间的关系，合理的解释为在本地的社会关系和家庭的社会关系的维护上投入较大的精力时间等，造成相对工作精力时间的消减，进而造成经济损失。[7]加入未观测到的能力变动对原来的系数影响很小，并且新加入的能力与态度的变量系数都不显著。可以看出部分变量解释机制中有重叠部分，例如较好家庭背景的个人可能会有较好的学习能力和较高的职业收入，农村户口可能因教育质量较差影响收入等。因为不影响关键变量的解释能力，在各回归方程中仍保留这些变量。结果也显示，技术岗位和管理岗位的收入水平高于一般工作，职员工作则和一般其他类工作在职业收入上没有显著差别。

(二)“关系”影响机制分析

表3 教育年限和交叉项模型

注： 1.***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平上显著，括号中为稳健性标准差。

2.本表中所有方程均包含表2中的各控制变量和省份虚拟变量。

由于模型的回归结果表明“关系”对职业收入具有显著的负影响，市场机制在劳动力市场中起主导作用，而“关系”并不能使应聘者得到高于一般市场回报的职业收入。社会中“关系”的运用不同于一般社会关系和推荐信等，涉及到“关系人”的面子原因对职业的流动性会产生阻碍等。但深入分析可以发现使用“关系”的应聘者的当前平均工作的工作经验为9.37年，比未用“关系”找到工作的人的12.57年少3.2年，且使用“关系”的人比未用“关系”的人的年龄少1.86年，同时总工作经验少1.75年。两组人的年龄差距可以较好地解释两者的总工龄差距，但是当前工作工龄的差距以及当前工龄在总工龄占比差距只能归结为使用“关系”的人比未用者有更高的流动性。如果职业流动性并未被“关系”束缚，并且“关系”使用者能匹配到更好的工作，则这部分人群可以通过换工作提高收入。在考虑到当前工作经验的作用后，回归模型变为表3第1列，可以看出当前工作经验对收入具有显著正影响，同时“关系”对收入的影响变为-13.6%。

通过表3第2列可以看出，加入“关系”和当前经验的交叉项后“关系”本身的结果不显著，但包含教育年限模型中的交叉项显著。通过“关系”找工作的人每当前工作年份比通过市场机制寻找工作的人收入减少0.84%，结合“关系”组平均9.37年的工作经验，很好地解释了60%“关系”对职业收入的影响(由0.84%*9.32/13.6%得到，即所有当前工作年限内“关系”通过降低当前工作经验回报造成的影响，占表3第1列中“关系”造成影响的比例)。回归结果为表3第3列，关键变量外其他变量几乎没有变动，说明方程模型较为稳健。可以看出当前工作过程中收入的增长差异是“关系”使用者和非使用者职业收入差异的主要原因。从表1中就业时个人的经验和技能与工作要求的匹配程度，“关系”组为85%的人达到或超过应聘要求，非“关系”组为92%，这说明虽然个人能力不符合职位需求并不是“关系”者收入持续较少的主要原因，但“关系”可以降低工作对求职者的要求(超过需求也不是市场机制最优的匹配结果。把满足应聘要求放入模型会带来不确定方向的偏差，因此未加入回归方程)。较为合理地解释出通过“关系”找到工作的劳动者不能在当前工作中完全发挥个人能力，提高职业收入；部分劳动者为了尽快入职和确保一定能顺利就业而放弃追求更高工资的机会，造成个人与职位不匹配。[19]

表4 教育等级和交叉项模型

注： 1.***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平上显著，括号中为稳健性标准差。 2.本表中所有方程均包含表2中的各控制变量和省份虚拟变量。

表4前三列与表3前三列对照，作为稳定性检验，其结果中数值大小和符号与之前结论相符。表4的第4列考虑到除通过当前工作经验积累外，“关系”的使用还可能降低其他人力资本回报率，因此加入各教育等级和“关系”的交叉项。结果表明，具有大学及以上学历的劳动者教育回报不会因为是否使用“关系”具有显著区别，但是高中教育水平的劳动者中使用“关系”的人比未使用者职业收入少14.4%。对比表4第3列可以看出，全样本的高中教育对职业收入无显著效果是受“关系”组中的具体情况影响，表4第4列中高中职业收入回报率为8.20%，同时“关系”对当前工作经验积累的影响也减小。因为样本中未包含“关系”项本身，可以把以上结论看作高中教育水平求职者通过“关系”找到工作影响的下限。数据同时表明，对于高中学历求职者比本科学历求职者更倾向于利用“关系”找工作，前者占比18.3%，而后者为15.5%。

通过以上分析可以看出，在改革进程中市场对于劳动力的配置已经可以起较理想的作用，限制了“关系”对于收入的影响。同时，高学历的劳动者的收入水平不受是否使用“关系”影响，学历较低的劳动者通过“关系”谋求的工作也并不会超出市场应给与的职业收入，回归结果表明这部分人会比同样人口特征和家庭背景下相同职业工作者收入少。

五、结 论

通过中国式“关系”找到工作的劳动者职业收入低于正常求职者，这从非市场机制对于劳动力市场结果的影响方面证明了我国改革过程中市场化的成效。通过中国式“关系”找到工作比未通过“关系”找到工作收入少13.6%，同时每增加一年当前工作年限，前者比后者收入少0.84%。

对比是否通过“关系”找到工作的两组人，通过“关系”找到工作的人当前工作年限占工龄比低于另一组，因此排除了“关系”影响工作流动性进而影响收入这一原因作为本文样本中产生“关系”负效果的解释。进一步研究工资增长路径，“关系”对于工资的影响并不是一次性的，而是持续性的。通过“关系”找到工作的劳动者不单当前工作的工作经验积累对收入的回报低于未用“关系”的劳动者，同时“关系”也降低了高中教育对收入的回报。在劳动力市场中，无论使用“关系”还是未使用“关系”的劳动者，绝大部分应聘过程中都符合或超过企业要求。综合来看，在总体水平上中国式“关系”并未使劳动者获得更多的职业收入，而具有较高人力资本的劳动者可以不受是否使用“关系”影响赚取相应的职业收入，这从劳动力市场职位配置和收入影响等方面反映了我国市场化进程取得的可喜进展。在这样的市场中，劳动力可以充分发挥个人能力，获取相应的报酬，一定程度上实现了我国市场化改革的目标。考虑到本文仅对职业收入进行分析，部分工作可能涉及到其他职业外收入以及相应的权力寻租等，因此本文仅在城市职业收入范围内具有较准确的结果。

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