中國所有制結構變遷與部門工資差距問題：基于中國微觀家計調查數據的實證分析

余向華，陳雪娟，孫蚌珠

(1.北京工商大學經濟學院，北京100037;2.中國社會科學院經濟研究所，北京100836;3.北京大學馬克思主義學院，北京100871)

一、引言

改革開放30多年，中國經濟發展的特點，是從一種集中計劃經濟模式向分散的市場化模式的漸進式轉型。轉型中首當其沖的是部門所有制結構的改革，先后經歷了兩次意義重大的戰略調整。一次是1992年十四大確立的以公有制(包括全民所有制和集體所有制)經濟為主體，個體經濟、私營經濟、外資經濟為補充，多種經濟成分長期共同發展的所有制結構，由此非國有部門作為經濟主體的地位合法性得到確認;另一次是1997年十五大所強調的“調整和完善所有制結構”“抓好大的，放活小的”，由此在隨后幾年里，大量國有企業或者轉變為股份制、或合并，或被賣給私人，或破產。在這個過程中，所有制結構不斷演變，由改革前單一的國有和二國有(集體所有)部門，逐漸分化演變形成了包括國有部門、城鎮集體部門、私營部門、外商投資部門等多種所有制部門并存的混合結構。

隨著這種部門所有制結構的大變動，就業的所有制結構也隨著發生急劇變化，由原來集中于國有部門向著非國有部門逐漸轉移，最終非國有部門吸納了大部分的勞動力就業。由于不同所有制部門所處制度和經濟環境不同，就業體制和工資決定機制都不同，導致勞動者收人結構方面出現差異。在所有制就業格局變動的同時，中國所有制工資總體格局發生了重大變化，其演變格局及其特征，如圖1和圖2所示，可以發現，就平均工資水平變動來看，改革初期，民營部門的平均工資水平平均而言最高，國有部門次之，集體部門最低。這一點的直觀解釋可以從中國經濟改革啟動的增量改革特點來說明，在原有體制基本不動的情況下，通過引入民營等其他增量體制啟動了改革，所以，民營部門作為最早接觸市場的主體，也最早享受了市場化所帶來的利益，并且一直引領著國有和集體部門的改革，體現出了市場化的利益增進作用。對此，只要看一下80年代和90年代中國所經歷的所謂“下海”潮就可見一斑:正是這些民營部門利益的吸引，中國在這段時期不斷上演著各種國有和集體部門職工紛紛跳出鐵飯碗進入各種非公有部門就業，謂之“下海”。

隨著改革的全面和深入推進，在1996年左右，民營部門作為改革先行者的優勢開始逐漸消失，而國有部門進入市場后，憑借其國有體制所掌握的資源優勢，逐漸迎頭趕上并在2003年左右開始超越了民營部門的收入水平，并逐漸拉開差距。在這個過程中，就業結構也發生了較大變化，國有和集體部門的就業人數占比下降，而民營部門的占比則顯著上升，并超越國有部門成為最大的吸納勞動力的部門①關于這一點，本可通過具體統計數據來說明，但由于有關《統計年鑒》中這一方面的數據缺陷非常大，總就業人數和各分部的就業人數之和相差非常大，所以直接用這種數據來說明問題意義不大。。這一方面說明通過這種非國有化非集體化，使得最初改革發展的利益確實向更多的群體開放。但另一方面也要看到，此時推動這種非國有化非集體化的力量已不再是二者的工資差距，而是強制性的制度變遷，“下崗”。

圖1 不同所有制部門平均工資變動趨勢 單位:元

圖2 不同所有制部門平均實際工資增長率變動趨勢 單位:%

圖3 不同所有制部門平均工資比例變動趨勢

從扣除物價因素的實際工資增長率來看(見圖2)，在1993年前，工資增長最快的是民營部門，年均增長率達到10.86%左右，其次是國有部門，增長率為6.07%;1997年左右，國有部門的平均工資年增長速度開始成為最高;2004年到現在，三個部門的工資增長率開始進入高位平穩狀態，國有部門達12.6%，民營部門則為10.63%。

工資增長速度的差異，使不同部門之間工資的相對差距也表現出不同的特點(見圖3)。國有部門與民營部門的相對工資有一個先下降后上升的過程，兩個部門的工資比在1993年之前，民營部門工資水平及其增長率都高于國有，到1993年左右，兩者工資差距達到最大，相對工資降到最低點0.71，隨后，由于國有部門工資增長速度超過其他非國有部門，國有/其他的工資比率開始上升，2003年，兩個部門工資水平基本相等，隨后國有部門超過其他部門，2008年二者的工資比變為1.09。

綜上所述，改革開放后的所有制結構變遷中，國有部門的就業經歷了由下海到下崗的轉變，而相對工資水平則經歷了折價到溢價的轉變。考慮到不同時期勞動力在不同所有制部門之間的流動所呈現的不同特點，或主動的下海或被動的下崗，便會給我們分析所有制部門性質對工資差異的影響帶來困難。本文的分析首先需要撇除這種選擇性對于結果的影響。

二、文獻綜述

理論界很早就試圖定量化分析和解釋不同所有制部門間的工資差距問題。發達國家的相關研究很豐富，美國的Smith早在1977年就對本國公有部門與私有部門之間存在的工資差異進行了探討［1］。Blanchflower和 Borland等較早測度了主要國家的國有部門工資溢價程度［2-3］。關于轉型經濟體中兩個部門之間的工資差異問題的文獻也逐漸增多，不過，由于發展中國家和轉型國家的經濟發展和社會狀況的差異，不同國家的部門工資差異呈現出不同的溢價或折價特點，從而研究得出的結論也不盡相同。

對于國有部門工資折價問題及其對經濟社會的影響，Rutkowski認為在由中央集權經濟轉向市場經濟的發展中國家，隨著私有部門的快速發展，社會對勞動生產率水平的提高日益關注，工資結構也將發生巨大變化，國有部門工資將出現折價現象［4］。對此，Adamchik和Bedi對波蘭進行了實證研究，發現:轉型使得具有工資優勢的是私有部門，吸引了具有大學學歷的雇員，尤其是男性，而女性考慮到一些無形的工作特征，如社會聲望、工作安全性和穩定性以及非工資福利因素，更傾向于選擇公有部門［5］。政府在平衡兩部門收入水平過程中面臨著兩難的選擇，提高公有部門雇員工資使政府面臨巨大財政壓力，而忽視工資差別則又引發雇員不滿會降低工作效率。為此，文章提出削減公有部門雇傭人數，同時提高高素質雇員的工資水平來解決這個兩難抉擇。Lokshin and Jovanovic對南斯拉夫的研究，考察了國有部門與私人部門之間的就業選擇和工資差異，他們擴展了標準的Switching模型，校正了部門勞動力的自選擇問題，發現南斯拉夫國有部門存在工資折價且這種工資折價還將逐步提高，這種折價隨教育程度反向變動;這使得國有部門的吸引力降低［6］。

對于國有部門的工資溢價問題，Lindauer and Sabot對坦桑尼亞的研究發現，坦桑尼亞公有部門的平均工資比私有部門要高出51%，在這些總工資差別中，73%可以由勞動者個人特征差異解釋，而這其中又有85%可以由公有部門平均較高的教育水平和白領雇員的相對集中來解釋。不過，在剔除了員工稟賦差異的影響之后，公有部門的工資仍比私有部門高出14%［7］。換言之，同質勞動力在公有部門的工資明顯高出私有部門的市場工資水平。印度公共部門相對于私人部門的溢價程度在各國之中最高，Elena Glinskaya and Michael Lokshin，利用了一系列校正自選擇偏差的方法，發現印度公共部門比私人正式部門的工資高62%到102%，相對于非正式部門高164%到259%［8］。非洲國家吉布提的 Paloma Anós Casero and Ganesh Seshan利用Heckman兩階段模型校正了自選擇偏差，發現公共部門的工資溢價與個體特征和人力資本稟賦無關，進入公共部門的多為男性，并且部門有代際傳遞性［9］。

盡管，中國不同所有制企業間的勞動力市場分割是中國城市日益加大的收人不平等的潛在原因之一，但由于早期相關數據比較匱乏，中國有關部門工資差異問題的計量分析起步較晚［10］。已有的文獻根據分析的視角不同，大致可分為三類。一類分析部門工資溢價對勞動力就業選擇的影響，趙耀輝最早對部門間工資差異問題進行了研究［11］，此后的代表性文獻可參見李荻等［12］。另一類分析不同部門的工資決定方程，代表性文獻可參見邢春冰，通過分組回歸，來考察不同部門中各因素對于工資的不同影響［13-14］。還有一類是在此基礎上，進一步將工資差異分解，定量化部門因素對于工資差異的影響。現有文獻通常是用Oaxaca分解，將工資差異分解為生產率因素和非生產率因素，其中非生產率因素用來度量溢價程度。代 表 性 文 獻 可 參 見 王 美 艷［15］，陳 弋、Sylvie Démurger 和 Martin Fournier［16］和 張 車 偉，薛 欣欣［17］。在計量方法上，他們設法修正了樣本的選擇性偏差，多用Heckman兩階段模型分別對兩個部門的工資方程進行回歸，也有用Switching模型的。

本文分析的視角與第三類文獻相似。陳弋［16］等的研究分析的是1995年市場化改革初期的國有企業與非國有企業的工資差異，認為“純所有制差別和工作小時差別”是工資差距的主要決定因素。張車偉、薛欣欣［17］利用“2005家庭動態與財富代際流動抽樣調查”微觀數據，考察國有部門與非國有部門的工資差異和人力資本因素的作用，特別利用分位數回歸，進一步對工資差異的條件分布狀況進行解析。本文的主旨雖然也是識別所有制性質對于國有部門和非國有部門工資差異的影響，但在模型選擇上與以上文獻有所不同。本文是在考慮國有部門進入的決定問題的基礎上來分析部門工資的決定問題，設計了一個兩階段Treatment-effects模型，從而校正了自選擇偏差所帶來的回歸結果的不一致性，并得出了部門差距的一個估計值及其在所有制變遷中的一個變動趨勢。本文使用的數據與邢春冰［14］一樣都是CHNS數據，用這個數據庫來做歷史分析的一個重要優勢就是它是面板數據，各年度所選取的是同一樣本。但與其不同的是，2008年與本文研究直接相關的教育、收入子庫數據經過重要凈化，特別是個體收入部分根據地區和年份的購買力進行了平減。

三、基本模型

首先，本文采用的工資方程為基本的Mincer方程，利用這個方程，通過總體樣本和部門分組樣本的OLS估計，可得出不考慮自選擇問題時各變量對工資收入的影響。

其中，下標i指第i個樣本InYi為對數化的小時工資，Si為表示部門性質是國有還是非國有(包括民營和其他)的0-1虛擬變量。因素向量Xi中各分量的選擇，本文從CHNS數據的特點出發，選取了教育年限、工作經驗、性別、年齡、職業、地區、戶口等變量。

不過，僅利用上述方程進行簡單回歸，存在樣本非隨機產生的問題，因為國有部門與非國有部門之間工資的溢價或者折價情況，將直接影響那些進入國有部門者的人力資本狀況。而且國有部門較為集中的城市地區國有部門的就業機會也較多，這都使得通過簡單分組獲得的樣本本身是經過了選擇之后的，而并非隨機的。這種樣本非隨機產生的問題的存在，使得如果只是簡單地用分組的子樣本去估計各變量對工資收入的影響的話，將會產生系統性偏差，難以得到部門性質對工資的邊際效應的一致估計，因此必須考慮這種偏差對于工資決定的影響。這種樣本選擇偏差，可根據樣本是否隨機指派(Random Assignment)與樣本是否遺漏(Sample Attrition)兩種情況，分為自選擇偏差(非隨機且無樣本遺漏)與截斷樣本(Truncated Samples)和樣本遺漏(Censored Samples)的差異①參見Greene對于樣本選擇偏差及其校正方法的介紹［18］。。

若存在截斷樣本，則只能單獨觀察國有部門或非國有部門的樣本，此時可用Switching模型來校正。邢春冰在考察不同所有制企業的工資決定機制時，區分不同所有制來進行分組回歸(從而存在樣本截斷)，為校正不同所有制的樣本選擇性偏差，使用了這種模型［14］。該文關注的焦點是不同變量在不同所有制部門當中對于工資的不同效應，所有制并未作為一個變量出現，因而未得出所有制作為一個獨立的影響因素的邊際效應。

若不存在截斷樣本，能同時觀察到國有部門和非國有部門的樣本，則可用Treatment-effects模型來校正這種自選擇偏差。由于本文旨在考察部門性質造成的國有部門與非國有部門之間的工資差距問題，因而需要同時觀察比較國有部門和非國有部門的樣本。故本文基于該模型，引入一個部門選擇方程，來刻畫不同個體進入國有部門的概率對工資的影響。這與Switching模型所隱含的假設有所不同，前者將部門性質的影響分散到不同自變量當中，而Treatment-effects模型則僅通過部門性質這個變量來區分由部門性質造成的工資差異，即假設個體進入國有部門，各變量的工資效應會有一個向上或者向下的平移，這個平移即為部門性質的邊際效應(溢價或者折價)。綜合上述考慮，本文采用Treatment-effects模型來校正自選擇偏差。

Treatment-effects模型中，除了包含(1)式的Mincer方程外，還包括部門選擇變量Si的決定方程:

由于自選擇問題，這里的ξi和(1)式的Ui可能相關，服從均值為零的二元正態分布，兩者的協方差矩陣如下:

對于Si這一內生的部門性質虛擬變量0，則進入國有部門，此時Si=1;Zi是決定是否進入國有部門的各種外生因素組成的向量，本文的實證模型在考慮了數據限制之后，選擇了影響個體進入國有部門的背景因素，包括教育程度和年齡以及“是否城市”。

利用Greene將前述的二元正態分布轉換為一元正態分布的方法，可以得到求解工資方程與選擇方程的誤差項的相關系數ρ的標準方法:

這里，atanhρ為ρ的反雙曲正切函數值。再定義λ=ρ×σ為機會比率系數，作為對自選擇偏差的估計值，λ的標準差為:

其中，D為λ相對于atanhρ和lnσ的雅各比矩陣，用于檢查相關系數ρ。模型的零假設為兩誤差項不相關，即ρ=0，不存在自選擇問題;若相關，則系數β的OLS估計值有偏。具體來說，若存在潛在變量同時影響工資方程和選擇方程，兩誤差項呈負相關，即ρ＜0，則直接用β的OLS估計值會低估部門性質對工資決定的影響;反之，兩誤差項呈正相關，即ρ＞0，則直接用β的OLS估計值會高估部門性質對工資決定的影響①因為若ρ＜0，則λ＜0，此時簡單的OLS估計值會低估β，從而低估部門性質對工資決定的直接影響;反之亦然。。

以上模型，在實證分析時有兩種處理方法，一種是Heckman-Maddala-Lee兩階段估計法，又稱Heckit法，它首先利用(2)式的Probit模型估計出自選擇偏差的估計值，即機會比率系數λ，然后，將機會比率系數代入(1)式中，再以OLS估計得到無偏的系數估計值。另一種方法是Maddala基于極大似然估計原理提出的MLE方法。兩種方法比較而言，兩階段法操作簡單也易于理解，但由于主方程和選擇方程中涉及相同變量，可能產生共線性問題引起結果的不穩健，MLE法可以避免共線性問題，但可能存在估計值不收斂的問題，同時，樣本數據量較大時運算的效率也不高。由于MLE可能不收斂且我們的樣本容量較大，因此，我們采用兩階段估計的方法，同時，為了避免共線性，所以如上所示，我們在選擇方程式(2)中加入了主方程中所沒有的外生性的識別變量(即Zi中的虛擬變量“是否城市”)，由此可以消除可能存在的共線性及其影響［19］。

此時，結合(1)式、(2)式和(7)式可知，考慮自選擇偏差校正時，虛擬變量S前的系數β只是在分別考慮了兩組各自的內生截斷(選擇偏誤)的影響后，組特征差異對工資因變量的影響之一部分。部門性質所決定的國有部門和非國有部門之間的總的工資差異(即部門性質導致的工資折價或者溢價)的期望值為:

其中，β為回歸的系數值，Ψ是Greene轉換后的一元標準正態分布密度函數，Φ是對應的正態分布函數。由該式可以看出，考慮偏差校正之后，部門性質導致的工資差距由兩部分組成，一是在工資決定上的直接影響，即系數β，另一是影響個體的進入概率從而影響工資，這體現在后面的機會比率系數項上。

四、數據

本文采用STATA進行計量分析，所使用的數據來源于中國健康與營養調查(CHNS)。該調查是美國北卡羅來那大學和中國預防醫學會合作的微觀家戶調查，它取得了 1989、1991、1993、1997、2000、2004和 2006年中國農村與城市中 3000多個家庭戶中個人工資、人力資本以及其他反映注:農村戶口為0，城鎮戶口為1.女性為0，男性為1.居住地非城市為0，城市為1.一般職業為0，技術職業1，管理職業2.家庭背景的數據，我們擇取了后面5年的數據進行研究。本文關注的變量為對數化小時工資、教育年限、性別結構、工作經驗①本文以年齡為基礎，構造了工作經驗變量，構造方法與傳統做法保持了一致，為年齡-7-正規教育年限。、戶口、職業等。表1和表2為數據描述，其中表1為各年度的總體樣本情況。表2為各年度分組的樣本情況。

表1 不同年份的總體描述性統計

表2 不同年份的分組描述性統計

從總體樣本的時間變動趨勢來看，工資水平、教育呈逐年遞增趨勢，國有部門就業人數呈逐年遞減趨勢，其他變量保持了隨時間變化的穩定性。從分組樣本來看②這里由于篇幅所限，我們僅列出了可完整反映趨勢的1993、2000和2006年。，不同部門在這些變量的取值上存在較明顯的差異。進入國有部門的人群平均教育年限一直高于非國有部門，1993年二者教育年限比為7.32∶9.35(相當于初中:高中)，到2006年為9.52∶13.09(相當于高中:大學)。國有部門的男性占比，經歷了一個從較低到較高的演變過程，1993年二者比例為0.67∶0.58，到2006年為0.59∶0.63。從職業構成來看，國有部門的技術崗和管理崗比例一直高于非國有部門。1993年二者結構指標的比例為 1.34∶1.77，到 2006年為1.49∶2.22。從部門所處區劃層級來看，城市的國有部門所占比例一直高于50%，非國有部門所占比例較低，但也隨時間逐年增長。而兩者的對數化小時工資水平，則呈現出起伏狀態。1993年，國有部門的工資水平遠低于非國有部門，到2000年時，二者接近，到2006年時，國有部門的工資水平已高于非國有部門。總之，描述性統計數據顯示，兩者的樣本存在較明顯的差異。

五、計量結果分析

基于上述模型和數據，回歸得到附表1。

(一)不考慮自選擇偏差校正的簡單回歸結果

如果不考慮自選擇偏差問題，也就是直接利用(1)式進行回歸，有關結果見附表1的左欄。根據逐年對年度樣本進行的回歸可以發現:

1.部門所有制性質對工資的影響:在不對樣本分組的情況下，除2000年外，部門性質虛擬變量S前的回歸系數多在1%水平上顯著，這表明部門性質對于部門工資水平的影響是顯著的。但不同年份該系數的方向有所變化，先為負后逐漸轉正，這反映了部門的國有性對于工資決定中先是導致折價后是導致溢價的總體事實。

2.其他主要特征變量對工資的的影響:工作經驗、年齡、性別、戶口、省份、正規教育年限的回歸結果，均與預期結論大致相符，具體來說:工作經驗越長、正規教育年限越長，工資水平相應就要顯著地高;城鎮戶口比之農村戶口，男性比之女性，工資有顯著提高;職業崗位的影響也很顯著，管理崗和技術崗可帶來顯著的工資提升。以上回歸結果說明模型與基本特征事實是相符的。

(二)考慮自選擇偏差校正之后的結果

有關計量結果見附表1的右欄。逐年對年度樣本進行的回歸發現:

1.自選擇偏差的存在性問題

估計結果顯示，機會比率系數均不為0，且除2000年和2004年之外，都在1%的水平上顯著，這就拒絕了前述的無相關性假設，表明國有部門的進入確實存在較顯著的自選擇現象，這也驗證了本文模型中考慮自選擇偏差校正的必要性。2000年和2004年自選擇現象不顯著，表明這兩個考察期中，進入兩個部門的樣本不存在系統性區別，此時，部門之間的競爭比較充分，個體因所進入部門的不同而形成的工資差異不顯著。

2.關于國有部門的進入決定問題

自選擇偏差的存在，源于進入國有部門的就業者存在某種系統性。而附表中有關部門選擇方程的參數估計結果表明，決定進入國有部門的各因素的系數均為正且非常顯著，這正好驗證了上述關于進入的系統性假設。其中教育程度的影響最大，教育程度越高，進入國有部門的概率越大，這表明國有部門通過提高進入人員的教育程度要求，來達到設置進入門檻的作用，而且越到改革后面，這種門檻被提得越高。其背后的直觀事實就是，隨著所有制改革的深入，國有部門逐漸只保留在少數重要領域，由此進入這樣的部門就越艱難，需要更高的學歷才可能叩開其大門，加上人事改革導致的國有部門下崗分流潮中教育程度較低的被更多地下崗分流出去，這樣也抬高了國有部門在崗人員的平均教育程度;此外，由于國有部門主要聚集在城市，故而城市人顯然更容易進入國有部門，不過其影響程度逐漸減弱;此外，由于國有部門的人員更替率較低，新進入者較少，國有部門人員的平均年齡自然要高于非國有部門。

3.校正之后的部門性質影響與工資差距問題

有關結果見附表右欄。可以發現，除教育年限與部門性質變量之外，其他因素的回歸系數大小及其顯著性雖然有所變動，但變動不大。而教育年限的系數由原來的顯著為正變得不再顯著，這說明經過校正之后，單純的教育年限多寡可能不對工資水平產生顯著影響，教育的作用主要是提高進入國有部門的概率來敲開國有部門的大門。

更重要的是部門性質變量的有關結果。為便于比較，我們將附表中校正后的有關數據摘取出來列在下表3中。首先可以看到，各機會比率系數均為負值且除2000和2004年外均顯著，為負的原因顯然是ρ＜0，即ξi和Ui負相關，這意味著進入概率越高，則由于競爭加強會導致整個部門的工資下降;故校正之后各年度的β均大于簡單OLS回歸的系數，也就是說如果不考慮這種偏差校正，直接用上面的基于簡單OLS法得出的系數來作為部門性質對部門工資水平的影響系數，得到的結果是有偏的。由表3可見，在經過校正之后發現，在各年度部門性質變量的系數均變為了正值，且除1997年和2000年外都是很顯著，這說明，經過校正后，部門的國有性質本身對于工資收入一直都具有正的從而是溢價性的影響，而不再是校正之前的先折價后溢價。如(7)式所示，考慮偏差校正之后部門性質對工資差距的影響還包括對進入概率從而機會比率系數的影響。前面已指出，各機會比率系數均為負值表明進入概率越高導致了整個部門的工資下降，從而部分抵消了國有部門的溢價性，改革初期之所以出現國有部門工資低于非國有部門，其原因主要在于就業的所有制結構中國有部門偏重。由表3可見，作為兩方面影響的綜合結果，總的差異還是表現出先折價后溢價。

表3 國有部門的工資溢價或折價情況

六、結論與建議

上面的統計與計量分析都表明，不同所有制部門之間存在工資差異，在中國的經濟改革進程中，伴隨著所有制結構的變化，國有與非國有部門之間的工資水平在不同時期表現出了不同的特點，國有部門工資經歷了由折價向溢價的轉變，這種特點及其轉換的背后體現的正是中國改革的階段性。轉換之拐點大約為2000年左右，這也是使得該年度的β值最接近0而且不顯著的原因。不過，從本文分析結果來看，如果去除自選擇的影響，國有部門屬性本身一直表現出提高工資的作用(校正后β在各年均為正數)，說明進入國有部門并成為公家人在各個時期都有其收益上的激勵。而之所以不同時期在總體上表現為折價與溢價的變動，主要源于就業結構變遷及其所引發的部門進入難易程度的轉變。

1992年前，整體經濟已經歷了一段半市場化的改革，作為非國有部門主力的民營部門，因為率先進入市場獲得市場化改革紅利，而在就業結構中占據主力軍的國有部門則總體上處于“大一統”但“老大難”的困境中，所以平均而言，1993年非國有部門工資水平高于作為改革對象的國有部門，由此形成的利益落差，也恰好形成了非國有化改革的內在動力，這是國有部門工資總體上存在折價的內在根源，這種總折價從對數化小時工資水平上看在1993達到考察期最高值0.577。

正是國有部門亟待改革的困境，使得中國1992年走出了圍繞計劃與市場的長期爭論，明確提出了建立市場經濟的目標，由此，加大非國有化力度以推進總體經濟市場化的改革得以全面展開，大量就業主動或被動地由傳統國有部門向非國有部門轉移，這使得非國有部門在總體規模壯大的同時，也逐漸成為了吸納就業的主力軍，其所面臨的經營和就業方面的競爭加劇，作為改革先行者的紅利縮小，故而其工資上漲速度受到擠壓;而國有部門則在就業和社會保障責任大幅度轉移出去的背景下，壓力有所減輕，工資水平上漲幅度提高，所以總體的折價開始減小。而1997年左右，開始強調保持國有經濟的控制力，“抓大放小”之國企改革使國有部門逐漸退出了競爭性的行業(這種退出，不僅是產權和經營上的退出，也是社會就業和保障等傳統社會責任上的大幅退出)，所保留的大部分是關系國家命脈的行業，并且多數是行政保護下的壟斷式運營;加之1998年開始實施對作為國有部門主力之國企的“三年脫困政策”，更是使國有部門得到直接的大規模體制性幫助，比如核銷呆壞賬、債轉股、優惠貸款等等。這些體制性優勢，加上國有部門傳統上形成的資本、資產和技術等方面的規模優勢等，為國有經濟的利益從而工資快速增長提供了源泉，并且，鑒于國有部門運作主要是以非市場化方式進行，存在天然的體制性屏障，就使得這種工資快速增長速度可以依靠體制性的進入門檻，阻止非國有部門就業大規模轉移過來進行競爭拉平，由此，國有部門的工資總體折價繼續減小并在2000年之后開始實現逆轉，在2004年左右溢價達到最大的0.146。

綜上可見，所有制結構變遷中國有與非國有部門工資差距的變化，經歷了由折價到溢價的變化，這種變化帶有很強的政策和體制相關性，因此解決由這種工資差距所引發的一些問題，也就同樣需要從有關政策和體制入手。而本文的研究為解決部門工資差異提供了數據上的支持。我們認為，政府在考量部門工資差異問題時，應當重視導致個體在進入國有部門與非國有部門的體制性機會不平等問題，因為這比之收入不平等更加嚴重。為此，從短期看，在對有關高收入的國有壟斷部門進行改革和收入規制的同時，也應該著力于提高整個國有部門就業崗位對整個社會的開放度，使其體制性機會所帶來的收益在開放競爭中逐漸拉平。

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

［2］Blanchflower，D.The Role and Influence of Trade Unions in the OECD［R］.CEP Discussion Papers，No.310，1996.

［3］Borland J，Hirschberg J.and Lye J.Earnings of Public Sector and Private Sector Employees in Australia:Is There a Difference?［J］.Economic Record，The Economic Society of Australia，1998，(74):36-53.

［4］Rutkowski，Jan.High Skills Pay Off:The Changing Wage Structure During Economic Transition in Poland［J］.Economics of Transition，1996，4(1):89-112.

［5］Vera A.Adamchik and Arjun S.Bedi.Wage Differentials Between the Public and the Private Sectors:Evidence from an Economy in Transition［J］.Labour Economics，2000，(7):203-224.

［6］Michael M.Lokshin and Branko Jovanovic.Wage Differentials and State-Private Sector Employment Choice in the Federal Republic of Yugoslavia［R］.The World Bank Policy Research Working Paper 3923，May 2006.

［7］Lindauer D L，Sabot R H.The Public-Private Wage Differential in a Poor Urban Economy［J］.Journal of Development Economics，1983，12(3):137-157.

［8］Elena Glinskaya and Michael Lokshin.Wage Differentials Between the Public and Private Sectors in India［R］.The World Bank Policy Research Working Paper 3574，April 2005.

［9］Paloma Anós Casero and Ganesh Seshan.Public-Private Sector Wage Differentials and Returns to Education in Djibouti［R］.The World Bank Policy Research Working Paper 3923，May 2006.

［10］Knight，John and Song Lina.The Determinants of Urban Income Inequality in China［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1991，53(2):123-154.

［11］Zhao，Yaohui.Earnings Differentials between State and Non-State Enterprises in Urban China［J］.Pacific Economic Review，2002，(7):181-197.

［12］李荻，張俊森，趙耀輝.中國城鎮就業所有制結構的演變:1988-2000年［J］.經濟學(季刊)，2005，(10增刊):23-44.

［13］刑春冰.不同所有制企業的工資決定機制考察［J］.經濟研究，2005，(6):16-26.

［14］邢春冰.經濟轉型與不同所有制部門的工資決定——從“下海”到“下崗［J］. 管理世界，2007，(6):23-37.

［15］王美艷.城市勞動力市場上的就業機會與工資差異——外來勞動力就業與報酬研究［J］.中國社會科學，2005，(5):11-18.

［16］陳弋，Sylvie Démurger，Martin Fournier. 中國企業的工資差異和所有制結構［J］.世界經濟文匯，2005，(6):11-31.

［17］張車偉，薛欣欣.國有部門與非國有部門工資差異及人力資本貢獻［J］. 經濟研究，2008，(4):15-25.

［18］Green W H.Econometric Analysis［M］.Prentice-Hall，Inc.，2000.

［19］Maddala G S.Limited Dependent and Qualitative Variables in Econometrics［M］.Cambridge University Press，1986.