基于分位数回归的我国公共部门与非公共部门工资差异分析

邹清明 黎志军

【摘要】本文基于2011年CHNS数据，利用分位数回归的方法，实证分析公共部门和非公共部门的工资决定机制。工资决定的分位数回归表明，在不同的分位数水平上部门之间存在人力资本回报率的差异。本文的研究结果不仅有助于理解中国劳动力市场公共部门和非公共部门工资差异的来源，把握劳动力市场的运行规律；并且从理论上阐释和评价了中国劳动力市场上分配制度和政策。

【关键词】工资差异 公共部门 非公共部门 分位数回归

一、引言

随着劳动力市场竞争的日趋激烈，公共部门与非公共部门工资差异成为人们关注的焦点。分析公共部门与非公共部门的工资特征和工资差异具有重要的理论和现实意义。一方面，长期以来，不论是国外还是国内学术界，研究工资差异的方法大体上可分为均值回归分解和分位数回归分解两大类，大多是OLS回归分解方面的研究，而从分位数回归方面考虑两部门间工资差异的文献少之又少，但是这种仅仅对工资均值差异的研究就会造成许多相关信息的缺失，从而掩盖大量有意义的结论。本文结合均值回归和分位数回归两种方法来对部门间的工资的决定机制展开研究，因而具有重要的理论指导意义。另一方面，当前中国社会普遍存在的同工不同酬，国考热，收入差距大等现象，本文的研究结论能对这些现象作出一定的解释，而且有助于劳动力市场公共政策和制度的评价与设计，从而具有一定的现实含义。

国外方面，研究公共部门和私有部门间工资差异的学者不少。较早的研究诸如Smith（1977）提出部门间工资差异，并发现美国公有部门的工资高于私有部门[1]，随后的实证研究也得出了类似的结论。令人遗憾的是，上述实证研究没有考虑部门工资在不同分位数水平上的差异，存在进一步探讨的空间。后续研究则利用不同的工具来研究工资差异，如Koender和Bassett（1978）提出了利用分位数回归模型来研究工资分布情况[2]。Katz和Klueger（1993）提出对不同分位点上收入的回归分析[3]，Fitzenberger（2001）在其基础上，将工资差异的研究拓展到分位数回归的实证分析方法[4]，直到近年来，Cai和Liu（2011）也利用分位數回归方法进行研究，其结果表明相对于私有部门，在公共部门中，随着分位数的不断提高男性工资优势快速下降，逐渐变为劣势，但公共部门中的女性工资优势则比较的稳定[5]。国内研究方面，就公共部门和非公共部门分析工资差异的研究很少，相关的研究例如：陈戈等（2005）证明了所有制差异效应是工资差异的主要决定因素[6]；张车伟、薛欣欣（2008）对国有部门和非国有部门工资差异进行分位数分解，表明人力资本对工资差异的贡献随着分位数水平的上升而下降[7]；汪雯（2008）使用OLS回归分析方法，分析表明国有企业和非国有企业的人力资本回报率存在显著差异[8]；刘坤（2011）根据中国家庭营养与健康调查数据（CHNS），利用无条件分位数回归法研究了1993年和2006年的中国公有部门和非公有部门的工资差异，提出公共部门内部的工资差异比非公有部门要高[9]，这一点与Katz和Klueger（1993）分析美国工资差异的结论一致；陈建伟等（2013）运用省级面板数据，研究了中国城镇和乡村工资差距的动态变化和劳动力市场的发展情况[10]。现有文献已经较充分地解释国有部门和非国有部门的工资差异的状况及其影响因素，但是对影响公共部门和非公共部门的工资与这因素尚需进一步讨论，尤其需要对现阶段公共和非公共部门工资决定的新变化作出解读。鉴于此，本文在借鉴以往研究的基础上，利用2011年CHNS数据，在Mincer（1974）工资决定方程[11]的基础上利用均值回归和分位数回归分解的方法，实证分析公共部门和非公共部门的工资决定机制，着重考察人力资本、性别与区域因素对各部门工资决定的影响，以期为中国劳动力市场公共政策和制度的评价与设计提供理论支持。

二、数据的来源、变量的选取与描述性统计

（一）数据来源

本文采用中国居民家庭健康和营养调查数据（即CHNS）进行研究，该项目截至目前共有9年（1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011）调查数据。调查内容包含社会经济、健康疾病、社会家庭等多方面的信息，其覆盖区域包括辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州9个省份和北京、重庆、上海3个直辖市，调查方法采用多层次随机抽样，抽样时兼顾不同大小和收入水平的城市或县城，该数据对于本文所研究问题涉及到的指标具有较好的覆盖性与代表性。

本文研究采用2011年的CHNS的横截面adult数据。删除没有收入、参加工作的学生和已经退休又再次受聘的退休人员样本，选择的样本是16至60岁有工资收入的男性和16至55岁有工资收入的女性。其中，参考尹志超等（2009）对公共部门和非公共部门的界定标准，公共部门由政府部门、国有事业单位和研究所组成，非公共部门由国有企业、集体企业、私营企业、个体企业及三资企业组成[12]。

（二）变量的选取

基于上述关于工资设定的理论分析，人力资本通常被认为是影响工资的最直观因素，其通常由教育年限和工作经验两变量来衡量，因此，本文选取变量：教育年限以及工作经验，根据通常的方法，本文采用工作年限表示工作经验，而工作年限由年龄减去教育年限减去六得到；同时本文考虑了性别和区域分类变量对工资的影响程度，设置了性别（男性为0，女性为1）和区域虚拟变量，其中，本文将接受调查的12个省市分为东部（北京、上海，辽宁、江苏和山东）、中部（黑龙江、河南、湖南和湖北）和西部（重庆、广西、贵州）三部分。

（三）描述性统计

表1 2011年公共部门与非公共部门工资基本情况的统计

由表1可以看出，非公共部门的月平均工资少于公共部门（非公共部门为1872元/月，公共部门为2021元/月）。同时，公共部门的教育年限为大于非公共部门的教育年限（公共部门为14.26年，非公共部门为11.37年），公共部门的工作经验大于非公共部门的工作经验（公共部门为24.87年，非公共部门为24.58年），由于人力资本水平由教育年限和工作经验来衡量，这表明，人力资本水平非公共部门比不上公共部门，因此，大体从均值水平上来看，公共部门公共部门的工资水平高于非公共部门，同时也拥有更高的人力资本水平。

三、模型的设定

由于Mincer提出的工资方程是基于完全竞争市场，仅仅考虑教育和工作经验这两个因素对工资的影响，而这与我国当前复杂的劳动力市场现实情况并不吻合。因此，本文将以此模型为模型的基础上，加入性别和区域等控制变量构建公共部门与非公共部门的工资决定方程。

其中，lnwage表示为月工资的对数，edu表示教育年限，exper表示工作经验，exper2表示工作经验平方，X表示性别区域等特征变量，α1和α2分别表示教育年限和工作经验对工资收入的影响程度，j为个人，μ为随机误差项。本文基于上述模型，分别对两部门分别进行普通最小二乘回归。

同时，为了突破仅对条件均值模型进行的OLS估计的局限，本文在不同分位点下，对工资方程进行了整体模型估计，避免使估计量受到异常值的影响，从而获得较为稳健的估计结果。在多个分位点上的工资方程可以表示为：

利用Koenker and Bassett（1978）提出的回归模型，α0的分位数回归估计解决了最小化问题。

其中，Qθ（lnwagej|Xj）为在解释变量X的情况下，不同分位点上的被解释变量lnwagej，αjθ为回归系数。

四、工资决定的实证结果

表2 2011年公共部门工资差异的回归结果

表3 2011年非公共部门工资差异的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著

表2和表3分别为2011年公共部门和非公共部门的工资决定的回归结果分析，包括OLS和分位数回归分析。回归结果表明，教育年限和工作经验对公共部门和非公共部门工资的提高有不同程度的促进作用，同时，两部门间存在工资性别差异和区域差异，在不同的分位数水平上，对工资的差异的影响不同。具体从以下四个方面进行分析：

第一，教育年限回报率。从表2和表3的回归结果可以判断，在其他条件保持不变的情况下，公共部门教育年限回报率要大于非公共部门教育回报率（公共部门为9.53%，非公共部门为4.12%），即多接受一年的教育，两部门工资增长的百分数不同。同时，各分位数水平上教育回报率存在差异，其中，公共部门在10、25、50、75和90分位点上教育回报率分别为13.2%、12.4%、11.0%、8.2%和7.18%。非公共部门教育回报率分别为1.25%、1.83%、2.95%、4.12%和5.97%，这说明，公共部门和非公共部门教育回报率随着分位数水平的提高呈现相反的趋势。

第二，工作经验回报率。可以看出，公共部门工作经验平均回报率为2.27%，非公共部门工作经验平均回报率为1.73%。随着收入水平提高，两部门工作经验回报率先下降后上升，且公共部门人力资本回报率高于非公共部门工作经验回报率，即中等收入的劳动者，工作经验回报率低于位于工资分布高低的劳动者，公共部门工作经验回报率在低分位数上高于非公共部门，随着的分位数的逐渐提高，低于非公共部门。

第三，性别因素。由表可以看出，性别虚拟变量的回归系数为负（公共部门为-0.231，非公共部门为-0.393），这个截距就是女性和男性的工资差距，表明我国劳动力市场上存在较大的性别工资歧视，从平均来看，公共部门女性每月工资的回报率比男性少23.1%，非公共部门女性每月工资的回报率比男性少39.3%，且在不同分位点上是显著的。随着分位数上升，公共部门性别的歧视程度先下降再上升，非公共部门性别的歧视程度呈现上升趋势。

第四，区域因素。总体来看，地区对公共部门和非公共部门的工资差异存在较大的影响，区域虚拟变量的回归系数公共部门为正（中部为0.168，西部为0.0312），非公共部门为负（中部为-0.121，西部为-0.265）。在公共部门，中西部地区的工资回报率比东部多，而非公共部门中西部工资回报率比东部少。

五、研究结论

本文基于2011年中国家庭营养与健康调查数据，对中国的城镇居民工资收入进行均值回归和分位数回归实证估计，分析公共部门与非公共部门之间不同的工资决定机制。总的来说，在现阶段中国市场化的进程中，由于所有制造成的工资差异仍然存在，两部门的工资收入决定有较为显著的差异。随着工资收入水平的提高，人力资本对工资的报酬率有明显的积极作用，而性别工资歧视程度在两端工资水平的影响不容忽视，这就折射出我国必须当前劳动力市场分配制度的局限性。这对于消除我国劳动力市场分割，促进劳动力的充分流动，加快劳动力市场化改革的步伐以及以及消除性别区域等歧视性政策等具有指导意义。

参考文献

[1]Smith，Sharon P.Government Wage Differentials [J].Journal of Urban Economics，1977（4）： 248-271.

[2]Koenker，R.，Bassett，G.Regression quantiles [J].Econometrica，1978，46（1）：33-50.

[3]Katz，L.F.and A.B.Krueger.Public Sector Pay Flexibility：Labor Market and Budgetary Considerations[M].Paris：Organization for Economic Cooperation and Development，1993： 43-77.

[4]Fitzenberger，B.，Wunderlich，G.Gender Wage Differences in West Germany：A Cohort Analysis[J].German Economic Review，2002，3（4）：379-414.

[5]Cai.linxin.，Amy Y.C Liu. Public-Private Sector Wage Gap in Australia： Variation along the Distribution[J].British Journal of Industrial Relation，2011，49（2）：362-390.

[6]陳戈.中国企业的工资差异和所有制结构[J].世界经济文汇，2005（6）：11-31.

[7]张车伟，薛欣欣.国有部门与非国有部门工资差异及人力资本贡献[J].经济研究2008（4）：77-88.

[8]汪雯.转型经济下不同所有制企业工资决定行为的实证比较[J].经济科学2008（2）：92-104.

[9]刘坤.我国公有部门与非公有部门工资差异研究[D].四川： 西南财经大学，2011.

[10]陈建伟，杨龙见，王晓倩.产业发展、劳动力市场发育与城乡工资性收入差异[J].劳动经济评论，2013（1）：81-91.

[11]Mincer J.Schooling，Experience and Eaming[M]. New York：National Bureau of Economic Research，Inc，1974：1-4.

[12]尹志超，甘犁.公共部门和非公共部门工资差异的实证研究[J].经济研究2009（4）：129-139.

作者简介：邹清明（1967-），男，汉族，湖南祁东人，任职于南华大学，研究方向：数量经济，副教授；黎志军（1989-），女，汉族，湖南邵阳人，毕业于南华大学，研究方向：数量经济，研究生学历。