絕對收入、相對收入與工作滿意度關系的經濟學研究

單志霞

（中國人民大學勞動人事學院，北京100872）

絕對收入、相對收入與工作滿意度關系的經濟學研究

單志霞

（中國人民大學勞動人事學院，北京100872）

基于中國人民大學2012年“中國雇主-雇員匹配數據追蹤調查”數據，運用O LS方法文章研究了收入的絕對水平和相對水平對雇員工作滿意度的影響。實證結果表明,絕對收入對工作滿意度有正向影響，相對收入即同崗位同事的收入在高學歷樣本中對工作滿意度有顯著正向影響。進一步的研究發現：企業提供公平的職業發展機會，且個人能夠憑能力、努力及勤奮獲得認可是同崗位同事收入產生正向影響的機制。本研究表明除了提高收入的絕對水平，企業實行適當拉開內部收入差距的工資政策也可以提高雇員的工作滿意度。

工作滿意度；絕對收入；相對收入

一、引言

工資具有雙重屬性，從雇主一方看是成本，從雇員一方看是收入。在勞動力擺脫無限供給的大背景下，企業實行什么樣的工資政策和管理實踐，既能提高雇員工作滿意度，又能兼顧企業的用工成本，是一個重要問題。收入與工作滿意度的關系對企業管理者很重要。不滿意的工人可能會曠工、辭職甚至退出勞動力市場，對企業勞動生產率的影響也是企業在制定工資政策時必須考慮的因素。

經濟學研究發現收入以兩種形式對工作滿意度產生影響，一種是收入的絕對水平，一種是收入的相對水平。其中相對收入①本研究中相對收入概念界定參考Clark，A.E.and Oswald（1996），Anh Ngoc Nguyenet al.（2003）及Sarah Brown,et al.（2015）即指參照組的收入，而另一種界定方式是取絕對收入與參照組收入水平的差值如John S.Heywood et al.（2009），Card et al.（2012）等的做法。——與勞動力相關的某些參照組（可能是同事、家人、鄰居、同學等）的收入——對工作滿意度的影響逐漸成為近年來的研究熱點。這些研究存在兩個問題：一是參照組的選擇不一致。二是缺少相對收入對工作滿意度影響機制的分析。

Card et al.（2012）[1]采用準實驗的方法及Clark and Senik（2010）[2]采用被調查者主觀自陳參照組的研究都發現，同事是工作滿意度研究中雇員最重要的參照組。以此為參照組的選取依據，我們使用2012年“中國雇主-雇員匹配數據追蹤調查”的截面數據重點研究同事收入對雇員工作滿意度的影響，考慮到員工的異質性，進一步考察同崗位同事收入對工作滿意度的影響及其機制，盡管無法使用自然實驗解決線性回歸中存在的遺漏變量問題，但我們可以充分利用匹配數據中與工作滿意度相關的工作和企業特征變量來降低可能存在的估計偏差。本研究發現收入的絕對水平是影響工作滿意度的主要因素。相對收入在高學歷樣本中能提高雇員的工作滿意度，進一步的研究發現職業發展中，企業提供公平的職業發展機會，且個人能夠憑能力、努力及勤奮獲得認可是產生該正向影響的機制。

余下內容安排如下：第二部分文獻綜述。第三部分數據描述、方法和模型。第四部分是估計結果和穩健性檢驗。第五部分是結論及啟示。

二、文獻綜述

（一）理論解釋

有兩個理論可以解釋同事收入對工作滿意度的影響。一是“相對收入模型”，Card et al.（2012）[1]認為雇員直接關注其收入在企業工資分布中的位置。在這種情況下收入低于同事收入均值的勞動力其工作滿意度與相對收入負相關，而高于均值的勞動力其工作滿意度與相對收入正相關。二是“理性的信息更新模型”（Rational Updating），在這個模型里，雇員不直接關注其在工資分布中的相對位置，而是用同事最新的工資信息來更新其對未來的薪酬預期（Card et al.，2012）[1]。同事收入越高，勞動力預期自己未來的收入也會越高，進而導致其工作滿意度越高。該解釋與Hirschman（1973）[3]年提出的“隧道效應”（tunnel effect）一致，即人們在擁堵的隧道中觀察到旁邊車道的車輛前移，預期自己也將擺脫擁堵，由此導致滿意度提高。

（二）已有的研究

關于幸福感影響因素的研究中，大量的經濟學文獻一直集中于探討相對收入對工作滿意度或生活幸福感的影響。這類研究的一個核心問題是參照組的選取。基于文獻檢索，參照組的選取包括兩種方式，一種是研究者基于數據指定某一群體為參照組，如同行業者（Cappelli and Sherer，1988）[4]、與自己相同特征的人即工資方程擬合值（Clark and Oswald，1996；Hamermesh，2001；Senik，2004）[5-7]、親戚（Senic，2009）[8]、朋友（Senic，2009）[8]、同事（Mumford et al.，2015）[9]、同齡人（McBride，2001）[10]鄰居或更大范圍地理區域內的群體（Luttmer，2005；Knight et al.，2009；Akay et al.，2011）[11-13]、根據多個變量構建的群組（Kifle，2014；Akay etal.，2011；Luttmer，2005；Clark andOswald，1996；Hagenaars，1986；Stadt et al.，1985；Kapteyn and Herwaarden，1980）[14][13][11][5][15-17]。

另一種是被調查者主觀匯報參照組（Knight and Song，2009；Clark and Senik，2010；Goerke and Pannenberg，2015）[12][2][20]，第二種方式被認為最優（Clark et al.2015；官皓，2010）[21-22]但受數據局限這種方式較少。David et al.（2012）[1]采用準實驗的方法及Clark and Senik（2010）[2]使用被調查者主觀自陳參照組的研究都發現，同事才是最重要的參照組。

少數使用同事做參照組的研究中，發現同事收入對工作滿意度的影響并不一致。Card et al.（2012）[1]采用準實驗的方法使用美國三所大學的數據發現，同事收入會降低低于同事均值者的雇員的工作滿意度，對高于均值者沒有影響。Brown et al.（2008）[18]及Clark et al.（2009）[19]則發現同事收入對工作滿意度有正向影響。Mumford and Peter（2015）[9]發現同事收入對勞動力的工作滿意度無顯著影響。此外，上述研究都沒有探討同事收入對工作滿意度產生影響的機制。

國內對相對收入與工作滿意度關系的研究較少。Heywood et al.（2009）[23]將工資方程擬合值作為參照組。Smyth et al.（2009）[24]和 Gao and Smyth（2010）[25]的 研 究 分別使用江蘇一制造業企業和上海閔行區的企業數據研究了同事收入對工作滿意度的影響，但數據代表性有限。上述研究都考察了絕對收入及同事收入對工作滿意度的影響，但我們不清楚其背后的影響機制，特別是沒有考慮同事間存在的異質性問題，使得我們無法全面理解同事收入對工作滿意度的影響。本文在考察同事收入的基礎上，進一步考察同崗位同事收入對雇員工作滿意度的影響。

三、數據、變量描述及模型

本研究所用數據來自中國人民大學勞動人事學院2012年“中國雇主-雇員匹配數據追蹤調查（CMEELS）”。該調查將全國30個省、自治區直轄市按照經濟發展水平分為四個區域：東部、中部、西部、東北。每個區域內將調查總體分為省會、直轄市城市和一般城市兩層，每層按PPS抽樣。每個省會、直轄市城市抽取一個，一般城市抽取一個。共抽取10個省10個城市的350家企業，員工樣本量為3 566人，其中男性1 634個，占45.82%，女性樣本1 932個，占54.18%。

相對于入戶調查等數據，使用雇主雇員匹配數據使得本研究可以控制更多的工作和企業特征變量，更適合研究工作滿意度問題。

本研究將樣本限定在年齡為16～65歲的勞動力，處理后的有效樣本為3 544個。

關于工作滿意度的測量通常有兩種方式：一種是采用總體滿意度水平的方式測量，一種是包含工作不同維度的量表方式測量。Wanous et al.（1997）[26]認為前者是綜合了后者的有效測量方式。CMEELS問卷對工作滿意度的測量采用總體指標“我對自己當前的工作很滿意”。回答采用5級量表，分別為“1非常不同意”“2一般不同意”“3不確定”“4比較不同意”“5非常同意”。

本研究的核心自變量相對收入采用兩種方式測量。一是除去自己月收入后的同事收入月均值，分別使用2012年雇員數據和2011年雇主數據計算。第二個是同事中同崗位員工收入的月均值，使用2011年雇主數據來計算，以上收入變量全部取對數。

另外本文控制了個人的主觀特征變量——控制點（locus of control），心理學研究表明控制點強的人工作滿意度更高（Judge and Bono，2001）[27]，控制這個變量可以減少不可觀測的異質性對回歸結果的干擾。其次，根據過程效用理論（Frey and Stutzer，2004）[28]，關系（relateless）和工作自主性（autonomy）分別滿足了雇員的受尊重欲和控制欲，進而提高其工作滿意度，所以本研究充分利用匹配數據的優勢，控制了關系和工作自主性兩個過程變量，盡量減少遺漏變量帶來的影響。詳細的變量選取及測量見附錄1。

其他控制變量包括人口統計學變量如性別、年齡、戶籍、學歷、是否黨員等。家庭特征變量如婚姻狀態，是否有6歲以下孩子等。企業及工作特征變量如所有制類型、行業等。樣本中雇員的平均年齡34歲，65%已婚，54%女性，42%的雇員是農村戶口，75%簽了勞動合同。關鍵自變量描述性統計見表1。

為了提供關于原始數據的更多信息，我們描述了工作滿意度的分布狀況。如圖1所示，近45%的勞動力對自己的工作“比較滿意”，近12%的勞動力“很滿意”，而“很不滿意”的大約占4%。工作滿意度的均值3.48，約58%的勞動力回答在4以上。

我們使用如下模型研究相對收入對工作滿意度的影響。

被解釋變量工作滿意度在本研究中使用的是總的工作滿意度指標。absolute income是指勞動力自己的收入，average income即參照組收入，本研究中指同事及同事中同崗位員工的收入均值，x指其他個人特征、工作特征、企業特征等控制變量，ε是誤差項。這個模型在實證研究中被廣泛使用（Clark et el，2009，Smyth et al，2009，Luttmer，2005，Graham and Felton，2006，Gao and Smyth，2010）[19][24][11][29][25]。本研究假設雇員在一定程度上了解同事的工資信息。雖然大多數企業和員工簽訂“薪酬保密協議”，但我國的“圈子”文化使得員工之間的薪酬信息以一種私有信息的方式在不同個體組成的“圈子”中傳遞（張正堂、戴娟，2010）[30]，所以我們認為雇員了解同事的收入信息在中國背景下是一個合理的假設。

表1 關鍵變量的描述性統計

圖1 工作滿意度的分布

Frijters and Ferrer-i-Carbonell（2004）[31]的研究發現對于將幸福感數值看成是序數（經濟學家的做法）還是基數（心理學家的做法）對實證結果影響不大，所以本文用OLS方法做基本回歸①用ols方法進行幸福感或滿意度研究的經濟學文獻有，Card et al.（2012）發表于American Economic Review的研究；Luttmer（2005）發表于 Quarterly Journal of Economics的研究；Wang和 Zhao（2015）發表于 IZA的working paper；Clark等（2015）發表于IZA的working paper等。，用有序的Probit方法做穩健性檢驗。

四、實證結果

本部分內容安排如下：首先以同事為參照組，先檢驗絕對收入，相對收入對工作滿意度的影響，隨后是穩健性檢驗。其次進一步以同事中同崗位員工為參照組，考察相對收入對工作滿意度的影響及其異質性，并尋找其影響機制。總之，本部分要回答的問題是：絕對收入，兩種方式計算的相對收入對工作滿意度是否有影響？如果有，其影響機制是什么？

（一）誰更重要——絕對收入還是相對收入？

表2是將2011年雇主數據中的同事收入作為相對收入回歸的基本結果。表2共6列。在（1）和（3）兩個模型中，絕對收入對工作滿意度的影響顯著為正。在隨后的（4）至（5）模型中逐漸加入其他控制變量，結果更加穩健，絕對收入對工作滿意度的影響正向顯著，變化不大。這個結論與已有研究一致（clark，1996；Gao and Smyth，2010等）[28][25]。其次，我們關注相對收入變量，在一元回歸中同事收入不顯著。在僅控制絕對收入和同事收入的模型（3），同事收入顯著負。但加入其他控制變量后，同事收入變量不再顯著。本研究認為可能有兩種解釋。一是在總體樣本中，同事收入以兩種相反的力量對雇員工作滿意度產生影響，即一方面給雇員提供了關于未來的工資信息，另一方面引起雇員的“嫉妒效應”即負向影響，兩種力量相抵，致使相對收入不再顯著。另一種可能是不同子樣本中相對收入的影響程度及方向不同，致使總樣本中無法體現出相對收入的影響。

對于其他控制變量，我們以模型（6）為例進行解釋。從表2可以看出很多控制變量都不顯著。戶籍對工作滿意度也無顯著影響，我們認為這可能是因為不同戶籍勞動力其參照組不同，無法直接比較，進而在回歸中沒有表現出顯著差異。是否黨員的影響不顯著，這可能與樣本中國有企業數量較少有關，其政治資本沒有在總樣本中體現出明顯的優勢。有6歲以下孩子變量系數為負但不顯著，本研究結合勞動力市場現狀，認為可能的原因有兩個：一是有6歲以下孩子的觀測值在樣本中很少，進而該變量不顯著。二是發達的家政市場或來自家庭親人的支持（如老人幫忙）可能導致6歲以下孩子變量對工作滿意度無顯著影響。在模型（4）中加入工作特征變量中，工時變量不顯著，已有研究發現實際工時對工作滿意度無顯著影響，而實際工時與雇員偏好工時之間的差異才是影響工作滿意度的因素（Wooden et al.2009）[32]。而是否有養老、醫保、住房公積金等對工作滿意度影響不顯著，這可能與我國企業福利制度的僵化有關系。

大專及以上學歷相對于初中及以下學歷其工作滿意度更低，該結論與clark（1996）[33]的結論類似。可能的原因是學歷高者對工作的期望更高從而導致其工作滿意度更低。非貨幣福利的增加能顯著提高工作滿意度。此外，過程性變量如雇主雇員保持良好的溝通其影響的程度（0.416***）大于絕對收入的影響程度（0.183***），這說明企業以加強雇主雇員溝通的方式也能有效地提高工作滿意度。工作自主性的影響程度（0.174***）成為僅次于收入變量影響程度的關鍵指標。

表2 總樣本的工作滿意度OLS估計（相對收入即同事收入使用11年雇主數據測量）

為了檢驗結果的穩健性，我們分別采用oprobit方法，將總收入滿意度作為被解釋變量，以及去掉大規模企業樣本和小規模企業樣本對收入對工作滿意度的結果進行檢驗，結論與基本回歸結果一致（結果未匯報）。隨后根據外生變量進行分樣本回歸以檢驗是否存在異質性（結果未匯報），回歸結果與總體樣本回歸結果相似：絕對收入對工作滿意度有顯著正向影響，而相對收入影響不顯著。

（二）同崗位同事的收入對雇員工作滿意度有影響嗎？

同事間存在工作崗位的差異。不同類型崗位的工作要求的專業技能存在差異，進而導致相應的收入差異，相同崗位的員工其收入更具可比性。基于此，我們進一步將同崗位員工作為參照組，將雇主數據中2011年不同崗位員工的收入變量作為2012年的代理變量，考察相對收入對工作滿意度的影響，回歸結果如表3所示。

表3 相對收入對勞動力工作滿意度的影響（同崗位員工為參照組）

1.主要回歸結果。絕對收入的回歸結果與表2相似：在一元回歸及同時控制絕對收入和相對收入的情況下，絕對收入顯著正。加入其他控制變量后，絕對收入的影響大致相同。

其次，關注相對收入變量，在一元回歸中，相對收入顯著正向影響工作滿意度。依次加入絕對收入和其他控制變量后，相對收入變量不再顯著。其他變量對工作滿意度的影響與表2大體一致。相對收入對工作滿意度無顯著影響，本研究對此的解釋是可能勞動力不關注同事或同崗位同事的收入，也可能是上述參照組對勞動力工作滿意度的負向影響和正向影響程度等同（Clark and Senik，2010）[2]，導致凈效應為零。另一個共同發現是絕對收入及過程性變量是提高雇員工作滿意度的重要因素。

2.同崗位同事收入對工作滿意度影響的異質性。我們現在根據性別、年齡、戶籍、學歷等外生變量將樣本分組以考察同崗位同事收入影響的異質性。在這些異質性檢驗中，大專及以上學歷的子樣本中相對收入影響為正，所以本部分匯報分學歷回歸的實證結果。表4第（1）列是高中、中專及以下學歷的子樣本，回歸結果表明在中、低學歷群體，相對收入對工作滿意度無顯著影響。第（2）列是對大專及以上的高學歷群體的子樣本回歸，結果表明在高等學歷群體中，控制了絕對收入的情況下，相對收入對工作滿意度有顯著正向影響，這個結果與Hirschman（1973）[3]提出的隧道效應（tunnel effect）相一致，即同崗位員工收入越高，勞動力的工作滿意度越高。

表4 相對收入對工作滿意度影響的異質性（同崗位員工為參照組）

工作滿意度的實證研究中，經濟學家將工作滿意度看成是序數變量，所以本研究用oprobit方法做檢驗，以增強結果的穩健性。另外我們用總收入滿意度和基本工資滿意度做被解釋變量，考察相對收入對工作滿意度影響的影響。表5第（1）列的oprobit結果表明同崗位員工收入對工作滿意度有顯著正向影響。第（2）列對總收入的回歸中，同崗位員工收入對工作滿意度影響顯著為正。第（3）列對基本工資滿意度的回歸中，相對收入影響為正但不顯著。同崗位同事收入對工作滿意度的正向影響與Gao and Smyth（2010）[25]的研究結論不同。我們認為這主要是參照組的選擇不同。后者選用的參照組是勞動力自己及同城工作的人。

表5 大專及以上學歷群體中相對收入影響的穩健性檢驗

（三）同崗位同事收入如何影響工作滿意度？

上文的實證結果表明在控制可能存在的主觀異質性及勞動力絕對收入后，同崗位同事的收入對工作滿意度沒有顯著影響。但分樣本回歸表明在高等學歷組中該影響顯著為正，也就是說在高學歷樣本中，同崗位同事的收入越高，雇員工作滿意度就越高，即產生了“隧道效應”。本部分進一步探討“隧道效應”產生的機制。

Hirshman（1973）[3]在提出“隧道效應”的經典文獻中指出，“隧道效應”發揮作用的條件是“只有在非隔離的國家或組織里，人們沒有流動的障礙，隧道效應才會發生作用。”2012“中國雇主-雇員匹配數據追蹤調查”的雇員問卷中有員工自評的“在本單位，每個員工都有平等的機會獲得職業上的成功”，另一個變量是“在本單位，成功主要取決于個人的能力，進取心和勤奮程度。”上述問題分別生成兩個虛擬變量：“是否為員工提供平等的職業成功機會”（以下簡稱“平等機會”）和“成功取決于能力”（以下簡稱“能力認可”），用這兩個變量作為測量企業是否對員工實行差別化待遇進而導致其無法獲得境況改善的變量。通過以下方式（實證）我們尋找可能的影響機制。

我們將所在企業“平等機會”和在企業里“能力認可”兩個變量同時與相對收入變量交互，加入到回歸分析中，如表6所示：此時，相對收入變量不再顯著。有“平等機會”的企業特征比沒有“平等機會”的企業其雇員的工作滿意度顯著更高（0.040 8）。同樣，當企業具備上述兩個特征時，雇員的工作滿意度較參照組提高0.065 2，且在5%的水平上顯著。這證明了上述兩個變量是相對收入的“隧道效應”在企業發揮作用的機制。

表6 影響機制：企業特征與相對收入的影響

（四）對結果的進一步討論

第一個解釋是關于收入變量的測量誤差問題。然而本研究已說明相對收入數據分別來自雇員數據和雇主數據，所以最大程度減少了相對收入的測量誤差問題，且本研究中的穩健性檢驗結果一定程度上也可以減少對測量誤差的疑慮。

第二個可能的解釋即人格特質的影響，即內在積極、容易滿足且對“地位”不敏感的人偏好并選擇收入更高的企業，而內在消極、不容易幸福且對“地位”敏感的人偏好并選擇了人均收入更低的企業（因為他們想在收入分布中獲得更高的排序）。對于勞動者的這種選擇很難進行直接檢驗，但在回歸中我們控制了控制點（locus of control）代表人們主觀特質的變量，以盡可能減少主觀因素對實證結果的干擾。

對于相對收入的正向影響，已有的文獻從兩個角度給出解釋。Senic（2004、2008）[7-8]認為俄羅斯轉型背景提供更多的不確定性，因此一定程度的收入不平等能夠提高人們的幸福感。Theodossiou I，Panos G A（2007）[34]認為相對收入的正向影響取決于雇員個人的經濟狀況，個人經濟狀況差者能從收入不平等中獲得正的效用。而本文從企業視角出發，認為收入不平等的正向效應來自于企業對員工采取過程公平的管理方式及對能力等人力資本的認可。

五、結論及政策啟示

本研究探討了收入的絕對水平和相對水平對工作滿意度的影響。在考察同事收入與工作滿意度的關系時，本文考慮了同事間的異質性，分別采用同事收入及同崗位同事收入來測量相對收入。本文結論如下：

首先，我們發現絕對收入、非貨幣福利對工作滿意度有顯著正向影響，相對收入在總體樣本中對工作滿意度沒有顯著影響。

其次，我們的主要貢獻在于進一步探討了以同崗位員工收入為參照組時，相對收入對工作滿意度影響的異質性并尋找其影響機制。具體來說，我們發現同崗位同事的收入在高學歷組中可以顯著提高勞動力的工作滿意度，這種影響是通過企業提供“平等機會”和對“能力認可”來實現的。

再次，本研究發現過程性變量如與管理者的經常溝通和在工作中有一定的決策權對工作滿意度的提高有重要作用。

上述結論直接引出本文的政策建議：首先，企業制定政策或制度以保證員工憑能力有平等的成功機會，企業內部一定程度的收入差距能提高工作滿意度。其次，在企業用工成本上升的背景下，貨幣工資與非貨幣福利相結合，是化解工資上行壓力同時又能提高工作滿意度的方法。最后，過程性因素，如勞資雙方的溝通，勞動力在工作過程中一定的工作自主性也是有效提升工作滿意度的可行辦法。

附錄1 自變量的選取與測量

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1004-2768（2017）10-0019-07

2017-08-07

單志霞（1977-），女，黑龍江密山人，中國人民大學勞動人事學院博士研究生，研究方向：勞動力市場與政策。