Page 209 - 《社会》2019年第4期

社会· ２０１９ · ４

“是否处于体制内工作”这些变量后，假定收入变化情况与“是否发生工
作流动”这一后干预本身无关。此序次可忽略性假定满足的条件下，我
们可以使用倾向值匹配和 犐犘犜犠 相结合的方法处理样本分布在体制内
外及是否选择换工作的先后两次选择性偏误。
具体的实证策略为，首先，使用基于“ ２０１０ 年是否在体制内”进行
倾向值 １∶１ 匹配后的平衡样本，这是处理样本的第一个选择性偏误。
再根据“是否发生过工作流动”（ ）计算倾向值，使用 犐犘犜犠 方法计算
狆 １
逆概率权重：

１
ｗ ＝
）
Ｘ １ ｐ １ ＋ （ １－Ｘ １  （ １－ｐ １ ）
为“是否发生工作流动”（“流动” ＝１ ）， 为对应的通过 犔狅 犵 犻狋
其中， 犡 １ 狆 １
模型计算的概率，这是处理样本存在的第二个选择性问题。其次，使用
此时加权后 的 匹 配 样 本，计 算 收 入 增 长 率 （ 犇 ）在 是 否 发 生 工 作 流 动
（ 犇犐犇 ）和体制内外（ 犇犇犇 ）的结构性差异，进行系统性比较。
表 ３ 展示的是体制分割为劳动力市场中工作流动和不流动群体带
来的收入变化的差异。第一到三列数据展示的是不控制任何条件下的
体制内外劳动者在两年内的粗收入增长率，其中收入增长率为对数值，
这是第一重差分结果，也是我们在前文介绍“数据和变量”时构造出来
的结果变量之一。在不考虑任何选择性偏误的情况下，体制带来的收
入效应的大小存在以下特点：首先，无论体制内外，不换工作的人群的
收入增长幅度整体上远远低于发生工作流动的人群，体制外的工作流
动群体的增长幅度为 ０．５７４ ， 比体制外的工作不流动群体的收入增幅
表 ３ ：倾向值匹配 牔犐犘犜犠 加权前后体制内外是否工作流动带来的
收入变化差异（三重差分）
２０１０ — ２０１２ 年收入变化（ 犇＝犾狀 （ 犻狀犮狅犿犲１２ ） 犾狀 （ 犻狀犮狅犿犲１０ ））
匹配前 匹配 牔犐犘犜犠 后
“是否发生工作流动” “是否发生工作流动”
２０１０ 年工作状态 是 否 犇犐犇 是 否 犇犐犇
体制内 ０．６６７ ０．２０８ ０．４５９ ０．６６９ ０．１３７ ０．５３２
体制外 ０．５７４ ０．３１３ ０．２６１ ０．５４７ ０．１８９ ０．３５８
犇犇犇 ０．１９８ ０．１７４
注： １．犇＝犾狀 （ 犻狀犮狅犿犲１２ ） 犾狀 （ 犻狀犮狅犿犲１０ ）； 犇犐犇＝犇 （换 工 作 者） 犇 （未 换 工 作 者）；
犇犇犇＝犇犐犇 （体制内） 犇犐犇 （体制外）。
２． 匹配：根据 ２０１０ 年是否在体制内进行 １∶１ 匹配； 犐犘犜犠 ：根据“是否换了工
作”进行 犐犘犜犠 加权。

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