绝对收入、相对收入与工作满意度关系的经济学研究

单志霞

（中国人民大学劳动人事学院，北京100872）

绝对收入、相对收入与工作满意度关系的经济学研究

单志霞

（中国人民大学劳动人事学院，北京100872）

基于中国人民大学2012年“中国雇主-雇员匹配数据追踪调查”数据，运用O LS方法文章研究了收入的绝对水平和相对水平对雇员工作满意度的影响。实证结果表明,绝对收入对工作满意度有正向影响，相对收入即同岗位同事的收入在高学历样本中对工作满意度有显著正向影响。进一步的研究发现：企业提供公平的职业发展机会，且个人能够凭能力、努力及勤奋获得认可是同岗位同事收入产生正向影响的机制。本研究表明除了提高收入的绝对水平，企业实行适当拉开内部收入差距的工资政策也可以提高雇员的工作满意度。

工作满意度；绝对收入；相对收入

一、引言

工资具有双重属性，从雇主一方看是成本，从雇员一方看是收入。在劳动力摆脱无限供给的大背景下，企业实行什么样的工资政策和管理实践，既能提高雇员工作满意度，又能兼顾企业的用工成本，是一个重要问题。收入与工作满意度的关系对企业管理者很重要。不满意的工人可能会旷工、辞职甚至退出劳动力市场，对企业劳动生产率的影响也是企业在制定工资政策时必须考虑的因素。

经济学研究发现收入以两种形式对工作满意度产生影响，一种是收入的绝对水平，一种是收入的相对水平。其中相对收入①本研究中相对收入概念界定参考Clark，A.E.and Oswald（1996），Anh Ngoc Nguyenet al.（2003）及Sarah Brown,et al.（2015）即指参照组的收入，而另一种界定方式是取绝对收入与参照组收入水平的差值如John S.Heywood et al.（2009），Card et al.（2012）等的做法。——与劳动力相关的某些参照组（可能是同事、家人、邻居、同学等）的收入——对工作满意度的影响逐渐成为近年来的研究热点。这些研究存在两个问题：一是参照组的选择不一致。二是缺少相对收入对工作满意度影响机制的分析。

Card et al.（2012）[1]采用准实验的方法及Clark and Senik（2010）[2]采用被调查者主观自陈参照组的研究都发现，同事是工作满意度研究中雇员最重要的参照组。以此为参照组的选取依据，我们使用2012年“中国雇主-雇员匹配数据追踪调查”的截面数据重点研究同事收入对雇员工作满意度的影响，考虑到员工的异质性，进一步考察同岗位同事收入对工作满意度的影响及其机制，尽管无法使用自然实验解决线性回归中存在的遗漏变量问题，但我们可以充分利用匹配数据中与工作满意度相关的工作和企业特征变量来降低可能存在的估计偏差。本研究发现收入的绝对水平是影响工作满意度的主要因素。相对收入在高学历样本中能提高雇员的工作满意度，进一步的研究发现职业发展中，企业提供公平的职业发展机会，且个人能够凭能力、努力及勤奋获得认可是产生该正向影响的机制。

余下内容安排如下：第二部分文献综述。第三部分数据描述、方法和模型。第四部分是估计结果和稳健性检验。第五部分是结论及启示。

二、文献综述

（一）理论解释

有两个理论可以解释同事收入对工作满意度的影响。一是“相对收入模型”，Card et al.（2012）[1]认为雇员直接关注其收入在企业工资分布中的位置。在这种情况下收入低于同事收入均值的劳动力其工作满意度与相对收入负相关，而高于均值的劳动力其工作满意度与相对收入正相关。二是“理性的信息更新模型”（Rational Updating），在这个模型里，雇员不直接关注其在工资分布中的相对位置，而是用同事最新的工资信息来更新其对未来的薪酬预期（Card et al.，2012）[1]。同事收入越高，劳动力预期自己未来的收入也会越高，进而导致其工作满意度越高。该解释与Hirschman（1973）[3]年提出的“隧道效应”（tunnel effect）一致，即人们在拥堵的隧道中观察到旁边车道的车辆前移，预期自己也将摆脱拥堵，由此导致满意度提高。

（二）已有的研究

关于幸福感影响因素的研究中，大量的经济学文献一直集中于探讨相对收入对工作满意度或生活幸福感的影响。这类研究的一个核心问题是参照组的选取。基于文献检索，参照组的选取包括两种方式，一种是研究者基于数据指定某一群体为参照组，如同行业者（Cappelli and Sherer，1988）[4]、与自己相同特征的人即工资方程拟合值（Clark and Oswald，1996；Hamermesh，2001；Senik，2004）[5-7]、亲戚（Senic，2009）[8]、朋友（Senic，2009）[8]、同事（Mumford et al.，2015）[9]、同龄人（McBride，2001）[10]邻居或更大范围地理区域内的群体（Luttmer，2005；Knight et al.，2009；Akay et al.，2011）[11-13]、根据多个变量构建的群组（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]。

另一种是被调查者主观汇报参照组（Knight and Song，2009；Clark and Senik，2010；Goerke and Pannenberg，2015）[12][2][20]，第二种方式被认为最优（Clark et al.2015；官皓，2010）[21-22]但受数据局限这种方式较少。David et al.（2012）[1]采用准实验的方法及Clark and Senik（2010）[2]使用被调查者主观自陈参照组的研究都发现，同事才是最重要的参照组。

少数使用同事做参照组的研究中，发现同事收入对工作满意度的影响并不一致。Card et al.（2012）[1]采用准实验的方法使用美国三所大学的数据发现，同事收入会降低低于同事均值者的雇员的工作满意度，对高于均值者没有影响。Brown et al.（2008）[18]及Clark et al.（2009）[19]则发现同事收入对工作满意度有正向影响。Mumford and Peter（2015）[9]发现同事收入对劳动力的工作满意度无显著影响。此外，上述研究都没有探讨同事收入对工作满意度产生影响的机制。

国内对相对收入与工作满意度关系的研究较少。Heywood et al.（2009）[23]将工资方程拟合值作为参照组。Smyth et al.（2009）[24]和 Gao and Smyth（2010）[25]的 研 究 分别使用江苏一制造业企业和上海闵行区的企业数据研究了同事收入对工作满意度的影响，但数据代表性有限。上述研究都考察了绝对收入及同事收入对工作满意度的影响，但我们不清楚其背后的影响机制，特别是没有考虑同事间存在的异质性问题，使得我们无法全面理解同事收入对工作满意度的影响。本文在考察同事收入的基础上，进一步考察同岗位同事收入对雇员工作满意度的影响。

三、数据、变量描述及模型

本研究所用数据来自中国人民大学劳动人事学院2012年“中国雇主-雇员匹配数据追踪调查（CMEELS）”。该调查将全国30个省、自治区直辖市按照经济发展水平分为四个区域：东部、中部、西部、东北。每个区域内将调查总体分为省会、直辖市城市和一般城市两层，每层按PPS抽样。每个省会、直辖市城市抽取一个，一般城市抽取一个。共抽取10个省10个城市的350家企业，员工样本量为3 566人，其中男性1 634个，占45.82%，女性样本1 932个，占54.18%。

相对于入户调查等数据，使用雇主雇员匹配数据使得本研究可以控制更多的工作和企业特征变量，更适合研究工作满意度问题。

本研究将样本限定在年龄为16～65岁的劳动力，处理后的有效样本为3 544个。

关于工作满意度的测量通常有两种方式：一种是采用总体满意度水平的方式测量，一种是包含工作不同维度的量表方式测量。Wanous et al.（1997）[26]认为前者是综合了后者的有效测量方式。CMEELS问卷对工作满意度的测量采用总体指标“我对自己当前的工作很满意”。回答采用5级量表，分别为“1非常不同意”“2一般不同意”“3不确定”“4比较不同意”“5非常同意”。

本研究的核心自变量相对收入采用两种方式测量。一是除去自己月收入后的同事收入月均值，分别使用2012年雇员数据和2011年雇主数据计算。第二个是同事中同岗位员工收入的月均值，使用2011年雇主数据来计算，以上收入变量全部取对数。

另外本文控制了个人的主观特征变量——控制点（locus of control），心理学研究表明控制点强的人工作满意度更高（Judge and Bono，2001）[27]，控制这个变量可以减少不可观测的异质性对回归结果的干扰。其次，根据过程效用理论（Frey and Stutzer，2004）[28]，关系（relateless）和工作自主性（autonomy）分别满足了雇员的受尊重欲和控制欲，进而提高其工作满意度，所以本研究充分利用匹配数据的优势，控制了关系和工作自主性两个过程变量，尽量减少遗漏变量带来的影响。详细的变量选取及测量见附录1。

其他控制变量包括人口统计学变量如性别、年龄、户籍、学历、是否党员等。家庭特征变量如婚姻状态，是否有6岁以下孩子等。企业及工作特征变量如所有制类型、行业等。样本中雇员的平均年龄34岁，65%已婚，54%女性，42%的雇员是农村户口，75%签了劳动合同。关键自变量描述性统计见表1。

为了提供关于原始数据的更多信息，我们描述了工作满意度的分布状况。如图1所示，近45%的劳动力对自己的工作“比较满意”，近12%的劳动力“很满意”，而“很不满意”的大约占4%。工作满意度的均值3.48，约58%的劳动力回答在4以上。

我们使用如下模型研究相对收入对工作满意度的影响。

被解释变量工作满意度在本研究中使用的是总的工作满意度指标。absolute income是指劳动力自己的收入，average income即参照组收入，本研究中指同事及同事中同岗位员工的收入均值，x指其他个人特征、工作特征、企业特征等控制变量，ε是误差项。这个模型在实证研究中被广泛使用（Clark et el，2009，Smyth et al，2009，Luttmer，2005，Graham and Felton，2006，Gao and Smyth，2010）[19][24][11][29][25]。本研究假设雇员在一定程度上了解同事的工资信息。虽然大多数企业和员工签订“薪酬保密协议”，但我国的“圈子”文化使得员工之间的薪酬信息以一种私有信息的方式在不同个体组成的“圈子”中传递（张正堂、戴娟，2010）[30]，所以我们认为雇员了解同事的收入信息在中国背景下是一个合理的假设。

表1 关键变量的描述性统计

图1 工作满意度的分布

Frijters and Ferrer-i-Carbonell（2004）[31]的研究发现对于将幸福感数值看成是序数（经济学家的做法）还是基数（心理学家的做法）对实证结果影响不大，所以本文用OLS方法做基本回归①用ols方法进行幸福感或满意度研究的经济学文献有，Card et al.（2012）发表于American Economic Review的研究；Luttmer（2005）发表于 Quarterly Journal of Economics的研究；Wang和 Zhao（2015）发表于 IZA的working paper；Clark等（2015）发表于IZA的working paper等。，用有序的Probit方法做稳健性检验。

四、实证结果

本部分内容安排如下：首先以同事为参照组，先检验绝对收入，相对收入对工作满意度的影响，随后是稳健性检验。其次进一步以同事中同岗位员工为参照组，考察相对收入对工作满意度的影响及其异质性，并寻找其影响机制。总之，本部分要回答的问题是：绝对收入，两种方式计算的相对收入对工作满意度是否有影响？如果有，其影响机制是什么？

（一）谁更重要——绝对收入还是相对收入？

表2是将2011年雇主数据中的同事收入作为相对收入回归的基本结果。表2共6列。在（1）和（3）两个模型中，绝对收入对工作满意度的影响显著为正。在随后的（4）至（5）模型中逐渐加入其他控制变量，结果更加稳健，绝对收入对工作满意度的影响正向显著，变化不大。这个结论与已有研究一致（clark，1996；Gao and Smyth，2010等）[28][25]。其次，我们关注相对收入变量，在一元回归中同事收入不显著。在仅控制绝对收入和同事收入的模型（3），同事收入显著负。但加入其他控制变量后，同事收入变量不再显著。本研究认为可能有两种解释。一是在总体样本中，同事收入以两种相反的力量对雇员工作满意度产生影响，即一方面给雇员提供了关于未来的工资信息，另一方面引起雇员的“嫉妒效应”即负向影响，两种力量相抵，致使相对收入不再显著。另一种可能是不同子样本中相对收入的影响程度及方向不同，致使总样本中无法体现出相对收入的影响。

对于其他控制变量，我们以模型（6）为例进行解释。从表2可以看出很多控制变量都不显著。户籍对工作满意度也无显著影响，我们认为这可能是因为不同户籍劳动力其参照组不同，无法直接比较，进而在回归中没有表现出显著差异。是否党员的影响不显著，这可能与样本中国有企业数量较少有关，其政治资本没有在总样本中体现出明显的优势。有6岁以下孩子变量系数为负但不显著，本研究结合劳动力市场现状，认为可能的原因有两个：一是有6岁以下孩子的观测值在样本中很少，进而该变量不显著。二是发达的家政市场或来自家庭亲人的支持（如老人帮忙）可能导致6岁以下孩子变量对工作满意度无显著影响。在模型（4）中加入工作特征变量中，工时变量不显著，已有研究发现实际工时对工作满意度无显著影响，而实际工时与雇员偏好工时之间的差异才是影响工作满意度的因素（Wooden et al.2009）[32]。而是否有养老、医保、住房公积金等对工作满意度影响不显著，这可能与我国企业福利制度的僵化有关系。

大专及以上学历相对于初中及以下学历其工作满意度更低，该结论与clark（1996）[33]的结论类似。可能的原因是学历高者对工作的期望更高从而导致其工作满意度更低。非货币福利的增加能显著提高工作满意度。此外，过程性变量如雇主雇员保持良好的沟通其影响的程度（0.416***）大于绝对收入的影响程度（0.183***），这说明企业以加强雇主雇员沟通的方式也能有效地提高工作满意度。工作自主性的影响程度（0.174***）成为仅次于收入变量影响程度的关键指标。

表2 总样本的工作满意度OLS估计（相对收入即同事收入使用11年雇主数据测量）

为了检验结果的稳健性，我们分别采用oprobit方法，将总收入满意度作为被解释变量，以及去掉大规模企业样本和小规模企业样本对收入对工作满意度的结果进行检验，结论与基本回归结果一致（结果未汇报）。随后根据外生变量进行分样本回归以检验是否存在异质性（结果未汇报），回归结果与总体样本回归结果相似：绝对收入对工作满意度有显著正向影响，而相对收入影响不显著。

（二）同岗位同事的收入对雇员工作满意度有影响吗？

同事间存在工作岗位的差异。不同类型岗位的工作要求的专业技能存在差异，进而导致相应的收入差异，相同岗位的员工其收入更具可比性。基于此，我们进一步将同岗位员工作为参照组，将雇主数据中2011年不同岗位员工的收入变量作为2012年的代理变量，考察相对收入对工作满意度的影响，回归结果如表3所示。

表3 相对收入对劳动力工作满意度的影响（同岗位员工为参照组）

1.主要回归结果。绝对收入的回归结果与表2相似：在一元回归及同时控制绝对收入和相对收入的情况下，绝对收入显著正。加入其他控制变量后，绝对收入的影响大致相同。

其次，关注相对收入变量，在一元回归中，相对收入显著正向影响工作满意度。依次加入绝对收入和其他控制变量后，相对收入变量不再显著。其他变量对工作满意度的影响与表2大体一致。相对收入对工作满意度无显著影响，本研究对此的解释是可能劳动力不关注同事或同岗位同事的收入，也可能是上述参照组对劳动力工作满意度的负向影响和正向影响程度等同（Clark and Senik，2010）[2]，导致净效应为零。另一个共同发现是绝对收入及过程性变量是提高雇员工作满意度的重要因素。

2.同岗位同事收入对工作满意度影响的异质性。我们现在根据性别、年龄、户籍、学历等外生变量将样本分组以考察同岗位同事收入影响的异质性。在这些异质性检验中，大专及以上学历的子样本中相对收入影响为正，所以本部分汇报分学历回归的实证结果。表4第（1）列是高中、中专及以下学历的子样本，回归结果表明在中、低学历群体，相对收入对工作满意度无显著影响。第（2）列是对大专及以上的高学历群体的子样本回归，结果表明在高等学历群体中，控制了绝对收入的情况下，相对收入对工作满意度有显著正向影响，这个结果与Hirschman（1973）[3]提出的隧道效应（tunnel effect）相一致，即同岗位员工收入越高，劳动力的工作满意度越高。

表4 相对收入对工作满意度影响的异质性（同岗位员工为参照组）

工作满意度的实证研究中，经济学家将工作满意度看成是序数变量，所以本研究用oprobit方法做检验，以增强结果的稳健性。另外我们用总收入满意度和基本工资满意度做被解释变量，考察相对收入对工作满意度影响的影响。表5第（1）列的oprobit结果表明同岗位员工收入对工作满意度有显著正向影响。第（2）列对总收入的回归中，同岗位员工收入对工作满意度影响显著为正。第（3）列对基本工资满意度的回归中，相对收入影响为正但不显著。同岗位同事收入对工作满意度的正向影响与Gao and Smyth（2010）[25]的研究结论不同。我们认为这主要是参照组的选择不同。后者选用的参照组是劳动力自己及同城工作的人。

表5 大专及以上学历群体中相对收入影响的稳健性检验

（三）同岗位同事收入如何影响工作满意度？

上文的实证结果表明在控制可能存在的主观异质性及劳动力绝对收入后，同岗位同事的收入对工作满意度没有显著影响。但分样本回归表明在高等学历组中该影响显著为正，也就是说在高学历样本中，同岗位同事的收入越高，雇员工作满意度就越高，即产生了“隧道效应”。本部分进一步探讨“隧道效应”产生的机制。

Hirshman（1973）[3]在提出“隧道效应”的经典文献中指出，“隧道效应”发挥作用的条件是“只有在非隔离的国家或组织里，人们没有流动的障碍，隧道效应才会发生作用。”2012“中国雇主-雇员匹配数据追踪调查”的雇员问卷中有员工自评的“在本单位，每个员工都有平等的机会获得职业上的成功”，另一个变量是“在本单位，成功主要取决于个人的能力，进取心和勤奋程度。”上述问题分别生成两个虚拟变量：“是否为员工提供平等的职业成功机会”（以下简称“平等机会”）和“成功取决于能力”（以下简称“能力认可”），用这两个变量作为测量企业是否对员工实行差别化待遇进而导致其无法获得境况改善的变量。通过以下方式（实证）我们寻找可能的影响机制。

我们将所在企业“平等机会”和在企业里“能力认可”两个变量同时与相对收入变量交互，加入到回归分析中，如表6所示：此时，相对收入变量不再显著。有“平等机会”的企业特征比没有“平等机会”的企业其雇员的工作满意度显著更高（0.040 8）。同样，当企业具备上述两个特征时，雇员的工作满意度较参照组提高0.065 2，且在5%的水平上显著。这证明了上述两个变量是相对收入的“隧道效应”在企业发挥作用的机制。

表6 影响机制：企业特征与相对收入的影响

（四）对结果的进一步讨论

第一个解释是关于收入变量的测量误差问题。然而本研究已说明相对收入数据分别来自雇员数据和雇主数据，所以最大程度减少了相对收入的测量误差问题，且本研究中的稳健性检验结果一定程度上也可以减少对测量误差的疑虑。

第二个可能的解释即人格特质的影响，即内在积极、容易满足且对“地位”不敏感的人偏好并选择收入更高的企业，而内在消极、不容易幸福且对“地位”敏感的人偏好并选择了人均收入更低的企业（因为他们想在收入分布中获得更高的排序）。对于劳动者的这种选择很难进行直接检验，但在回归中我们控制了控制点（locus of control）代表人们主观特质的变量，以尽可能减少主观因素对实证结果的干扰。

对于相对收入的正向影响，已有的文献从两个角度给出解释。Senic（2004、2008）[7-8]认为俄罗斯转型背景提供更多的不确定性，因此一定程度的收入不平等能够提高人们的幸福感。Theodossiou I，Panos G A（2007）[34]认为相对收入的正向影响取决于雇员个人的经济状况，个人经济状况差者能从收入不平等中获得正的效用。而本文从企业视角出发，认为收入不平等的正向效应来自于企业对员工采取过程公平的管理方式及对能力等人力资本的认可。

五、结论及政策启示

本研究探讨了收入的绝对水平和相对水平对工作满意度的影响。在考察同事收入与工作满意度的关系时，本文考虑了同事间的异质性，分别采用同事收入及同岗位同事收入来测量相对收入。本文结论如下：

首先，我们发现绝对收入、非货币福利对工作满意度有显著正向影响，相对收入在总体样本中对工作满意度没有显著影响。

其次，我们的主要贡献在于进一步探讨了以同岗位员工收入为参照组时，相对收入对工作满意度影响的异质性并寻找其影响机制。具体来说，我们发现同岗位同事的收入在高学历组中可以显著提高劳动力的工作满意度，这种影响是通过企业提供“平等机会”和对“能力认可”来实现的。

再次，本研究发现过程性变量如与管理者的经常沟通和在工作中有一定的决策权对工作满意度的提高有重要作用。

上述结论直接引出本文的政策建议：首先，企业制定政策或制度以保证员工凭能力有平等的成功机会，企业内部一定程度的收入差距能提高工作满意度。其次，在企业用工成本上升的背景下，货币工资与非货币福利相结合，是化解工资上行压力同时又能提高工作满意度的方法。最后，过程性因素，如劳资双方的沟通，劳动力在工作过程中一定的工作自主性也是有效提升工作满意度的可行办法。

附录1 自变量的选取与测量

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（责任编辑：C 校对：R）

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A

1004-2768（2017）10-0019-07

2017-08-07

单志霞（1977-），女，黑龙江密山人，中国人民大学劳动人事学院博士研究生，研究方向：劳动力市场与政策。