市场化改革对居民收入差距的影响：基于社会阶层视角的分析，本文主要内容关键词为：视角论文,收入差距论文,社会阶层论文,居民论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
改革开放30多年来，市场化改革使得中国的资源配置效率大大提高，带来了经济的持续高速增长。但与此同时，中国的收入差距问题也日益严重，成为全国上下关注的焦点。张东生（2009）的研究表明，在市场化改革的进程中，农村居民和城镇居民的收入分配状况日益恶化（见图1）。
图1 城乡居民收入差距
数据来源：张东生（2009）。
目前有大量文献研究市场化改革对居民收入差距的影响，其研究视角大体上可以分为宏观和微观两种。宏观角度的研究多集中在城乡收入差距和地区收入差距等方面，如蔡昉和杨涛（2000）、陆铭和陈钊（2004）、蔡昉（2003）对城乡收入差距的研究；林毅夫和刘培林（2003）、董先安（2004）对地区收入差距的研究。常见的一种思路是从资源配置方式的转变入手，认为资源配置从改革前的计划配置向改革后的市场配置转变，市场竞争强调机会均等而不是结果均等，在再分配制度不完善的情况下，势必造成收入分配差距的扩大。徐现祥和王海港（2008）对中国初次分配的研究体现了另一种思路：即从生产函数的各投入要素贡献入手。他们的研究表明，1978-2002年中国居民初次分配中的收入分布呈现两极分化，主要原因是市场化改革后劳动贡献在第一产业与非第一产业间的差异所致。然而宏观角度的研究往往由于关注收入差距的总体而忽视了收入差距的结构。不同于宏观角度，微观角度的分析多集中于教育、年龄结构和劳动力市场等维度。郭剑雄（2005）、杨俊等（2008）和曲兆鹏与赵忠（2008）的研究体现了上述微观角度的各个方面。
另外，Sylvie等（2009）分析了中国城镇劳动力市场分割效应对不同部门职工之间收入差距变动的影响。尹志超和甘犁（2009）使用Heckman样本选择模型进一步对中国公共部门和非公共部门工资差异进行了研究。陈钊等（2009）则从劳动力市场的进入障碍角度说明了行业进入障碍是造成行业不平等的重要原因。
国外学者也表现出了对中国市场化改革中居民收入差异问题的极大兴趣。Meng和Kidd（1997）从中国的劳动力市场改革入手，分析了20世纪80年代国有制部门工资决定的结构变化，但局限于国有部门的研究限制了其在居民收入差距研究上的价值。Gustafsson和Li（2001）、Zhao（2002）均考虑了不同所有制类型对居民收入差距的影响，且在收入的衡量上不仅有工资收入，还加入了补贴等非工资收入，这些研究发现不同所有制部门的居民在收入上具有很大的差异。Knight和Song（2003）采用的分位数回归方法以及Chen等（2005）考虑不同工作时间差异对收入差异的影响等都进一步完善了部门因素在收入差异中的作用。但是已有的国外文献使用的微观数据大都不包含2000年之后的数据，不能反映20世纪90年代中后期深化改革后居民收入差距的新变化。
社会学界也涌现了不少研究此问题的文献。Nee（1989）首先提出了市场转型论。他认为，市场化改革使得资源配置方式从中央计划转变成市场机制。在此过程中，控制资源和占有经济剩余的权力也从党政官员转移到了从事生产活动的人，① 导致人力资本升值和政治资本贬值。Nee的论断引发了很多社会学者的强烈反对，Walder（1992）、Walder和Oi（1999）的产权变形论即为其中之一。Walder认为市场化本质是经济产权及其安排的变化，是由国家产权变为地方、组织和个人产权形式的过程；只有在放权让利的受益者是直接生产者的条件下，市场转型论的政治权力贬值和人力资本升值的观点才会成立（边燕杰等，2008）。另一派观点更为贴近中国实际，提出了政经互动论和政治市场同步演化论。其中，Zhou（2000）认为市场发展与政治利益密不可分。虽然市场力量会削弱中央计划的再分配机制，但政治体系会通过各种制度安排影响市场的扩展。Parish和Michelson（1996）认为中国的市场化产生了“政治市场”，后者会影响个人的获益能力。虽然社会学界在市场化改革对居民收入影响的问题上存在激烈的争论，但他们的分析基本上都属于社会分层理论。
通过梳理上述文献，我们发现经济学的研究方法更加严谨，研究视角更加多样化，但其分析不够深入，对导致收入差异的深层次原因的探讨稍显不足。与此相反，社会学主要研究市场化改革对居民收入差异的作用机理，但分析方法不够严谨。我们的研究充分吸收两门学科的优点，以社会学的分层理论为核心，应用经济学的分析方法和工具，尤其是分位数回归和不平等分解技术，构建了一个综合性的分析框架，并应用中国营养与健康调查数据进行了分析。我们根据市场化改革对居民收入的影响，将市场化改革划分为1978年至90年代中后期和90年代中后期到现在两个阶段。在市场化改革的第一阶段，市场参与度高的私人部门和个人在收入上具有优势，但到了市场化改革的第二阶段，具有政治资本优势的部门和个人的收入优势开始显现；人力资本对居民收入的影响随着市场化进程的推进，体现得越来越充分。我们的经验分析证实了我们提出的理论假说。
后文安排如下：第二部分提出一个市场化改革对居民收入差异影响的理论框架，并总结出一个理论假说；第三部分对数据、变量和模型进行说明；第四部分对检验结果进行分析，最后是总结和政策建议。
二、理论框架与研究假说
已有研究从不同角度探讨了市场化改革对居民收入差异的影响机制，得出了不少有意义的结论。然而，这些研究忽略了下述问题：居民收入差异的影响因素会随着市场化改革的推进发生变化。具体来讲，市场化改革本身经历了初期的放权让利和后来的深化改革，前后存在重大差异。再者，相对于改革初期的20世纪80年代，90年代中期以后，中国的社会结构发生了重大变化（孙立平，2004）。因此，我们认为市场化改革是阶段性的，其对居民收入的影响也呈现出阶段性的特点。在已有研究的基础上，我们从对居民收入的影响这个角度将中国的市场化改革划分为两个阶段。
第一阶段：1978至90年代中后期，其突出特征是双轨制下市场力量的显现。具体的市场化改革内容有：20世纪80年代初的农村家庭联产承包责任制改革首先解放了农村的生产力；1984年党的十二届三中全会后，中国经济体制改革的重心从农村转向城市，国有企业改革和价格机制改革随后陆续展开。
这一阶段的市场扩张使得市场因素在居民收入中的贡献逐渐显现，相应弱化了政治因素和计划因素的影响。这主要得益于“双轨制”下“以竞争促改革”以及“先易后难，以点带面”的改革策略。该策略在体制外培育了有效的竞争机制，打破了旧有的资源配置平衡（张晏与夏纪军，2008），使市场参与主体有了相对宽松的发展空间。更为重要的一点是，这个阶段初期，社会整合和利益集团均在形成中，政府政策对新兴的商业活动的调控也处于初始的不完善状态，所以市场活跃度相对而言反而高，尤其是私营和个体工商户的市场参与热情高涨。同时，“放权让利”式的改革使原先过于集中于政府手中的资源开始分散化，社会中的弱势群体以及部分官员纷纷“下海”经商，社会财富和资源具有明显的扩散效应。因此，市场化改革大大增加了市场参与度高的组织和个人的收入，使这部分居民渐渐具有了收入上的优势。
第二阶段：20世纪90年代中后期到现在，其突出特征是市场化改革的深化，利益集团的作用凸显。具体的市场化改革内容有：始于1994年的住房商品化、社会化改革；始于1993年的新型城镇养老保险制度改革；90年代中期开始的教育改革，尤其是教育产业化的出现和从1998年开始的高等教育扩招；从1993年开始的国有企业改革和1997年开始的国有企业深化改革；1998年6月，中央10号文件提出了“劳动者自主择业、市场调节就业、政府促进就业”的新时期就业方针，标志着中国进入了劳动力市场和就业改革的新阶段。
经过前一阶段的改革，物质匮乏的状况已大大改善，生产和消费开始向耐用品及更高层次的消费需求倾斜。经过前一阶段经济的快速发展之后，平均投资收益率已大大降低。市场参与者为了进一步的发展，寻求与具有政治权势的部门合作。此外，国有企业改革大大提高了国有企业的市场竞争力和市场参与度，因而进一步挤压了私有部门的利润空间。根据奥尔森的观点（1993，中译本），社会稳定的时间越长，为集体行动而建立的组织或集团的数量就越多，其潜力也越能得以充分发挥。正因如此，新兴利益集团逐渐开始在经济活动中发挥重要作用。随着既得利益集团的形成和其通过院外游说对国家政策的影响，在前一阶段还相对隔离的经济利益与政治利益之间出现了中间桥梁，促使政治与市场的关系变得紧密。此外，由于社会关系、父辈的教育和政治身份以及城镇户籍等非市场力量形成的高收入行业进入障碍，这些部门的职工获得了非竞争性租金（陈钊等，2009）。上述影响导致社会财富和资源在20世纪90年代中期以后从扩散重新变为积聚（孙立平，2004），在居民收入上的表现为：具有政治权势或接近政治权势的个人和行业的员工收入相对要高。
另外，自1977年恢复高考以来，人力资本的重要性在市场化改革的不同阶段始终备受关注，不管是政治权威部门还是纯市场化部门，吸引高素质人才是这些组织得以健康发展的重要前提。然而，由于第一阶段的经济发展更多的是依靠以要素投入为主的粗放式增长，人力资本的作用并没有完全体现出来。但是到了第二阶段，随着改革的不断推进，中国的市场经济体制日益完善，劳动力市场上的竞争日益充分，经济发展开始越来越多地依赖于创新和高素质人才，人力资本的作用因此也越来越大。
基于以上分析，我们可以提出如下假说：在市场化改革的第一阶段，市场参与度高的私人部门和个人在收入上具有优势，但到了市场化改革的第二阶段，具有政治资本优势的部门和个人的收入优势开始显现；人力资本对居民收入的影响随着市场化进程的推进，体现得越来越充分。
三、数据、变量与模型
（一）数据与变量
本文采用的数据来自于中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey,CHNS），它是由美国北卡罗来纳大学人口中心和中国疾病控制与预防中心合作建立的大型数据调查，包含1989、1991、1993、1997、2000、2004和2006年对中国9个省份进行的调查数据。与已有学者研究类似问题使用的数据相比，本文使用的数据全面、系统，因而更可能得出科学的结论。
为了验证我们提出的假说，需要运用经验分析判别两个阶段的收入决定因素，并对这些因素进行比较，以确定它们是否发生了变化以及发生了哪些变化。因此，我们选择了1993和2006年分别代表我们分析中提出的两个阶段。这样选择主要是出于如下两点考虑：（1）1993和2006年分别处于我们划分的两个阶段；（2）1993和2006年分别是两个阶段内相对靠后的年份。因为CHNS一直在改进调查方法，所以这两年数据的质量相对高。
首先，本文根据分析需要，将样本年龄尽量限制在18岁以上，② 使用了个人收入、职业、工作单位和一些人口统计学特征方面的变量。在删除一些缺失值和回答“不知道”的观测后，1993年的最终有效样本数为1390个，2006年为2525个。
其次，CHNS对分类变量的赋值与计量经济学中的常用赋值方法有些不同（如赋值中基准组被赋值为1，而不是0），所以本文将重要的分类变量调整为从0开始赋值。③
再次，1993年的调查没有公布具体年龄，只公布了出生日期，所以我们根据公布的1993年调查时间和出生日期计算出了1993年每个个体的年龄。
最后，关于实际年收入数据，我们先将个体从不同职业得到的工资、补贴和奖金加总得到名义总收入，再以1978年的价格为基期价格计算出其真实年收入。④ 具体的变量说明见表1。
（二）模型和估计方法
社会分层理论和很多劳动经济学文献都采用了Mincer（1958）的人力资本模型及其扩展模型。本文也基于Mincer的人力资本模型，并在此模型中加入反映社会阶层的职业和工作单位虚拟变量，具体方程如下：
本文首先采用考虑了异方差的OLS来估计（1）式，然后我们借鉴Mueller（1998）的分位数回归方法来考察不同收入水平上的阶层收入差异。
为了更好地分析不同社会阶层间的收入差异，我们采用了Oaxaca（1973）和Mueller（2000）的分解技术。受限于样本数量和便于与已有研究进行对比，我们只分析工作单位这一度量社会阶层的维度，主要关注公共及国有制部门（state包含集体部门，简称为公共及国有制）和私有部门（private）间的收入差异。⑤ 不同部门间居民真实收入对数的均值差异可以被分解为以下公式：
四、结果分析
（一）描述性统计
表2给出了1993和2006年个人特征变量和居民实际年收入的描述性统计。⑥ 由表2可知，无论是在总体上还是在具体的职业和工作单位上，居民实际年收入在1993至2006年出现了大幅增加。总样本中平均实际年收入从1993年的1401.1元增加到了2006年的2949.41元，增加了1倍多。除了私有部门（private）和农民（farmer）的平均收入出现了戏剧性的下降之外，⑦ 其他部门和职业的实际年收入都出现了大幅增加。这说明市场化改革总的来说提高了居民收入。下面，我们叙述各部门和各职业在1993和2006年的收入排序状况。
1.1993年。从部门看，私有部门（private）的平均实际年收入最高，达3650.38元；公共及国有制部门（state）的收入比较低，为1283.81元，其中国有企业或单位（statein）的平均实际年收入仅为1246.99元。从职业看，军官与警官（apofficer）的年收入最高。如果考虑到军官与警官的样本数仅为1从而将其排除，则管理者、行政官员和经理（manager）的年收入最高，达2305.26元，其次是其他职业（otherpo）；年收入最低的职业是农民、渔民和猎人，仅为972.58元。这初步表明，在处于市场化改革第一阶段的1993年，市场参与程度高的私人部门的收入比公共及国有制部门要高，管理者才能已经得到了重视。
2.2006年。从部门看，政府机关（govd）的收入最高，达6551.44元，排名其后的是国有事业单位及国有企业，而私有部门的收入由原来的最高变为最低，只有2554.44元。这一结果虽然受到样本数量变化的影响，但至少可以说明私有部门的收入相对于其他部门出现了很大的下降。从职业看，军官或警官的收入依然最高。如果考虑到军官与警官的样本数仅为2从而将其排除，则高级专业技术工作者（spworker）的收入最高，达5455.28元，接下来依次是管理者、行政官员、经理和办公室一般工作人员。这些收入较高职业的员工一般都有较高的人力资本水平。服务行业人员（seworker）、非技术工人或熟练工人（nskworker）和运动员、演员、演奏员（star）与1993年一样，依然属于收入较低的群体；农民、渔民和猎人收入最低，仅为894.25元。这一结果表明，处于第二阶段的2006年，影响居民收入的各种因素较1993年发生了一定的变化，尤其是在工作单位上表现明显。政治资本和人力资本成为影响收入的主要因素。这初步证实了第二部分提出的理论假说。
（二）回归分析
OLS及分位数回归的结果见表3－1和表3－2。⑧ 无论是在1993年还是2006年，年龄的系数估计为正，其平方项的系数估计为负，因而年龄具有非线性特征。这与已有研究的发现是一致的。平均而言，男性收入高于女性。在1993年，在众多的文化水平虚拟变量中，仅大学毕业及以上的系数显著为正，其他的都不显著。这说明在第一阶段，只有高等教育对提高人们的收入水平有帮助。但到了2006年，除了技术教育之外，其他三类教育（初中毕业、高中毕业、大学毕业及以上）的系数均显著为正。这说明，在市场化改革的第二阶段，劳动力市场对人力资本变得敏感了，人力资本对居民收入的影响已经充分显现出来。技术教育的系数始终不显著在一定程度上说明，中国的技术教育不够成功。
个人的职业和工作部门是我们关注的社会阶层变量。对比1993和2006年的OLS回归结果，我们有两个发现：
1.从职业看，相对于1993年，对人力资本要求高的职业——高级专业技术工作者（spworker）、管理者、行政官员和经理（manager）、技术工人或熟练工人（skworker）和一般专业技术工作者（jpworker）在2006年获得了相对更高的收入。如高级专业技术工作者（spworker）的年收入在1993年与服务行业人员（seworker）相比，系数不显著，到了2006年，这一系数非常显著，且收入上的优势高达224.88％（（e[1.1783]－1）×100％）。⑨ 管理者、行政官员和经理（manager）的年收入在1993年比服务行业人员高30.10％，但在2006年高达131.13％，增幅明显。技术工人或熟练工人（skworker）和一般专业技术工作者（jpworker）在这两年也有类似变化。⑩ 这再一次说明，在市场化改革的第二阶段，人才得到了充分的重视，劳动力市场对人力资本变得敏感了，人力资本对居民收入的影响已经充分显现出来。
2.从工作部门看，政治资本高的垄断部门的收入格局在1993～2006年发生了很大的变化。总体而言，公共及国有制部门的系数在1993年为－0.5813，比私有部门的收入低44.08％，其各子部门的系数也显著为负。到了2006年，公共及国有制部门的系数为0.1868，比私有部门的收入高20.54％。公共及国有制部门的系数符号发生逆转的解释如下：在市场化改革的第一阶段，公共及国有制部门还有冗员负担，利益集团还未形成，公共及国有制部门具有的政治资本优势缺乏转化成经济利益的桥梁，而私有部门此时因受政府规制少表现得十分活跃。因此，在第一阶段，公共及国有制部门的收入相对于私有部门要低。但到了第二阶段，随着既得利益集团的形成，相对隔离的经济利益与政治利益之间出现了中间桥梁，拥有政治资本优势的公共及国有制部门经过裁员增效的改革，对私有部门的利润空间形成了实实在在的挤压，因此获得了相对更高的收入。公共及国有制部门2006年的系数估计进一步说明了政治资本对收入的影响。
分位数回归对居民收入决定因素的变化给出了更为清晰地解读。从职业看，1993年管理者、行政官员和经理的系数在低分位数上不显著，高分位数上显著；技术工人或熟练工人在中高分位数上表现显著。这说明在收入较高的层次上，人力资本的作用在1993年就有所体现。到了2006年，人力资本的作用更加突出，表现在对人力资本水平要求较高的职业系数从q＝0.1到q＝0.9绝大多数均显著为正，与1993年的很多不显著形成了鲜明对比。值得注意的是，这种显著为正的系数从q＝0.1到q＝0.9是逐渐减小的，技术工人或熟练工人在最高分位数上甚至不再显著，这说明人力资本因素对最高收入的影响不明显。从工作部门看，2006年公共及国有制部门的系数除了在最高分位数上外都显著。这与1993年正好相反。1993年公共及国有制部门的系数显著为负，且系数的绝对值在高分位数上越来越大，公共及国有制部门的各子单位也均是如此。私有部门居民在1993年的较高收入层次上表现出了很大优势，在2006年的较高收入层次上则处于劣势，仅在高收入层次上的表现与公共及国有制部门相当。(11)
图2和图3进一步清晰地展现了两个阶段不同分位数上公共及国有制部门和私有部门居民收入差异的变化。(12) 总体而言，从1993～2006年，私有部门、公共及国有制部门的收入都有所增加，但后者增加幅度更大。在具体年份中，两个部门的收入大小关系如下：在1993年，在所有分位数上，私有部门的收入都高于公共及国有制部门，二者的相对差距随着分位数的提高而扩大。在2006年，在所有分位数上，公共及国有制部门的收入均高于私有部门，但二者的相对差距随着分位数的提高而变小。这就进一步验证了分位数回归的结果，说明政治资本在两个阶段中对居民收入的影响不同，居民收入的决定因素表现出了典型的阶段性特征。(13)
图2 不同分位数上的部门收入比较（1993）
图3 不同分位数上的部门收入比较（2006）
OLS回归和分位数回归均是从总体上分析居民收入的决定因素，无法区分出个人禀赋因素和阶层因素。为了区分出被认为是不平等的阶层因素，我们采用了Oaxaca（1973）和Mueller（2000）的分解技术。我们在工作部门上将收入差异分解为个人特征差异和超额或租金支付（surplus or rent payment）差异。后者相当于阶层或部门差异。
由表4可知，1993年租金差异部分占总收入差异部分的126.31％。(14) 总体来讲，公共及国有制部门的阶层差异是造成其部门居民收入低的重要原因。在2006年，租金差异部分占总收入差异的比例为16.74％。这一结果与Mueller（2000）计算的加拿大公共部门相对于私有部门的工资差异中的租金部分相差不大。(15) 这表明，公共及国有制部门居民的收入多于私有部门的部分，有近17％是来自于其部门特征。(16) 这就进一步验证了我们提出的理论，即在市场化改革的第一阶段，由于市场因素的作用显现，并且相应的弱化了政治因素和计划因素，因此私有部门居民的收入较高。在改革的第二阶段由于市场和政治的结合，公共及国有制部门的居民成为收入相对较高的社会阶层。我们还可以注意到租金差异占比出现了大幅下降，从1993年的126.31％下降为2006年的16.74％。这说明随着市场化改革的进行，租金差异对收入差距的贡献在减小，市场化改革的积极作用明显。但是这里要强调的是部门收入相对地位的变化，公共及国有制部门居民的收入从劣势变为了优势，私有部门居民收入正好相反，且在这一过程中由于公共及国有制部门的收入优势使得该部门吸引了更多高素质人才，造成公私部门间平均个人禀赋上的差异也趋于增大。这种稀缺资源向公共及国有制部门流动的趋势，会不利于私有部门的发展，也会进一步扩大公私部门间居民的收入差距。
五 结论及政策含义
本文吸收了经济学和社会学研究方法上的优点，根据社会学的分层理论构建了一个新的理论框架——阶段论，认为在市场化改革的第一阶段，市场参与度高的组织和个人在收入上具有相对优势，在市场化改革的第二阶段，具有政治资本优势的个人和组织的收入相对较高。同时，人力资本在居民收入上的积极作用越来越明显。
为了验证阶段论得出的观点，本文在社会分层因素的基础上加入了劳动经济学要素，应用中国营养健康调查数据（CHNS）进行了稳健异方差的普通最小二乘法、分位数回归和收入差异分解方法估计。我们的研究发现，从总体上看，市场化改革在提高居民收入的同时，也扩大了居民收入差距，但收入差距扩大的具体因素在不同阶段不一样。从职业上看，人力资本水平高的职业，2006年比1993年获得了更多的收入。从工作单位上看，在1993和2006年，具有政治资本优势的垄断性单位对居民收入的影响由负面作用变成了正面作用；相反，那些市场化程度高的私有部门对居民收入的正面影响力出现了下降。这一方面验证了人力资本和政治资本的重要性，另一方面说明了改革的受益者正悄然发生变化，既得利益集团对收入分配的影响逐渐凸显。总体来说，2006年与1993年相比，相对于私有部门，公共及国有制部门居民的收入排序大大改善。
我们的研究表明，市场化改革，尤其是上个世纪90年中后期之后进行的深化改革，使得社会阶层上的收入水平和市场参与要素结构发生了根本性的变化。这一居民收入差距的新特征应该引起我们密切的关注。在市场化改革过程中要建立完善的意见反馈机制和听证制度，在重要的决策中广泛征求各方面意见，以公开和透明的方式决策，力求减少利益集团的干预，让更多社会阶层的意见得到反映。同时，积极鼓励和扶持私有部门发展，减少对竞争性行业的垄断和干预，鼓励民营企业进入非关键性垄断性行业，减少公私部门间居民由于部门差异而产生的收入差异。在劳动力市场方面，建立竞争性的劳动力市场，打破行业进入障碍，促使人才流动，以减少高收入行业的非竞争性租金收入。
作者感谢两名匿名审稿人的评审与建设性建议，他们的宝贵意见对论文的修改大有助益。当然，文责自负。
注释：
① 这一点实际上与经济学中的资源配置方式转变说非常接近。
② 1993年有效样本数量有限，为了保证众多职业和工作单位上的样本数量，所以对年龄的限制是16岁以上。其与18岁以上的年龄限制相比，总样本量差距很小，所以对整体结果无影响。
③ 表1中除了前3个变量外，其余均为分类变量，经验分析时被称为虚拟变量。即样本中各变量的取值为1或0。
④ 这使得我们的收入数据较尹志超和甘梨（2009）的数据更全面地反映居民的实际收入水平，以及更准确地反映了不同社会阶层之间的收入差异。
⑤ 将所有类型的单位划分为两大类是出于样本数量有限和方便与已有研究对比的考虑。没有采用传统的公共部门和非公共部门的划分方法，是因为本文主要考察政治资本丰富部门与政治资本稀缺部门之间的收入差异。考虑到家庭联产承包农业的分散性、小规模经营、所有权和使用权相分离以及政治资本稀缺的特征，我们将其归入私有部门。
⑥ 由于篇幅所限，我们在表2的个人特征变量中省略了婚姻状况的说明。总体来说，在婚占大多数，1993年该比例为80％，2006年该比例为85％。离婚、丧偶和分居的比例2006年较1993年都有所上升，且前两者上升较多。
⑦ 农民的平均收入下降与我们通常的看法不一致。这可能是因为1993年的农民样本过少（只有11人），从而不具有统计代表性。将农民从私有部门中剔除后，私有部门的收入在1993年各部门中仍是最高的，而在2006年是各部门中最低之一。因此，是否包含农民样本对各部门的收入排序影响很小。
⑧ 限于篇幅，我们不具体报告个人特征变量的输出结果。
⑨ 后文有关相对于基准组的收入优势都是按此计算出来的。
⑩ 因为服务行业人员（seworker）属于收入较低的群体，其在职业收入上的排序在1993或2006年非常接近，所以这里将其作为参照组得出的结论是成立的。
(11) 在2006年的高收入层次上私有部门居民的收入劣势之所以不明显，一个可能的原因是公共及国有制部门的性质决定了其居民在最高的收入层次上会受到限制，而私有部门居民显然不受收入上限的制约，从而使公共及国有制部门的居民收入相对于私有部门不再具有优势。
(12) 绘图时，我们删除了农民（farmer）样本。这样只是会影响在不同分位数上1993和2006年私人部门的收入大小关系，但不会影响两大部门间在1993和2006年的收入大小关系。
(13) 由于在CHNS的统计中并没有对居民的政治身份给出明确的界定，所以我们这里遵循前述说法，即公共及国有制部门居民相对于私人部门居民具有更多的政治资本优势。实际上，这种从社会阶层地位角度出发对政治资本高低的界定是对通常采用的“党员身份”指标（不少学者采用党员身份来衡量政治资本。如Morduch and Sicular,2000; Liu,2003；李爽等，2008；刘和旺和王宇锋，2010）的一种尝试性的改进。
(14) 因为特征差异部分是负数，所以租金差异部分的占比超过了100％。
(15) 虽然在此将本文结论与Muller的结果进行了对比。但是这样的对比本身意义有限：首先，Muller仅仅是分析公共部门与私有部门之间的工资差异，而我们分析的是公共及国有制部门和私有部门之间的收入差异；其次，即使我们忽视第一个理由，承认公共部门居民存在收入上的优势是世界各国普遍现象，也要注意国家间的差异和经济发展的不同阶段。
(16) 值得一提的是，居民收入差异由1993年的－0.4735变为2006年的1.0753，绝对值增加了1倍多，说明总的收入差距增加了。
标签：居民收入论文; 分位数论文; 人力资本论文; 差异分析论文; 年薪论文; 收入差距论文; 优势分析论文; 宏观经济论文; 优势资本论文;