公共部门与非公共部门收入差异的变迁，本文主要内容关键词为：部门论文,与非论文,差异论文,收入论文，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
人们对公共部门的关注由来已久，这不仅表现在公共部门规模庞大，制定和实施各项社会管理政策，还表现在公共部门提供了众多就业岗位。公共部门就业和薪酬的变化对私人部门的影响被广泛讨论(Alesina et al.，2002)，其中的一个直接影响是劳动力在不同部门间的选择以及由此导致的社会阶层收入差异问题。近年来，高校毕业生更加偏好公务员或国有企业的工作岗位，公共部门与非公共部门的收入差异被认为是产生这一现象的重要原因。但是，两大部门间的收入差异真的存在吗？如果存在，又呈现为何种特征，如何变化？对上述问题的解答，不仅具有重要的理论价值，更具有深刻的现实意义。
不少已有研究支持公共部门与非公共部门之间存在收入差异。Krueger(1988)通过对美国面板数据的实证研究，发现联邦雇员的平均工资高出私人部门职工10%—25%。Mueller(1998)使用加拿大数据得出了类似的结论。不过，这一发现在方向上并没有获得普遍的认同，Pedersen et al.(1990)使用丹麦的面板数据，得出公共部门职工的收入低于非公共部门职工。当考虑不同的控制变量，公共部门与非公共部门间的收入差异会有什么变化呢？Heitmueller(2006)使用发达国家数据发现，当考虑性别因素时，公共部门职工收入依然比私人部门高，只是这一差距在女性收入上表现得更为突出。Gyourko & Tracy(1988)和Robinson & Tomes(1984)控制了职工工会身份要素，发现考虑工会因素时，公私部门间的收入差异会缩小。Dustmann & Soest(1998)强调了教育水平和年龄因素，得出私人部门的工资高于公共部门，但是这一收入优势随着年龄和教育水平的提高而下降。因此，对控制变量选取的差异会使部门间收入差异有所变化，这也说明在研究公共部门与非公共部门收入差异时控制相关影响因素的重要性。显然，上述绝大多数实证研究只考虑了平均收入差异，所以这些研究可能存在对不同收入分布下部门差异多样性的认识不足。Melly(2005)的研究充分表现了分位数方法与常规方法在结果上的不同，他采用Oaxaca-Blinder分解发现公共部门女性的条件工资高于私人部门，男性则正好相反，而在分位数回归分解中则发现在中、低收入分位数上，女性的收入水平公共部门高于私人部门，在高收入分位数上前述结论不再成立。公私部门间男性收入的差异也表现为随收入分布的变化而变化。Cai & Liu(2011)也使用了分位数方法，得出在整个收入分布上，与私人部门相比，女性在公共部门中的工资优势相对稳定，而男性在公共部门中的工资优势随收入分位数的提高下降很快，且在高收入分位数上变为劣势。
通过观察可知，以上研究都集中于发达国家，但由于不同国家在政治制度、经济体制、经济发展水平等方面存在较大差异，因此在研究公共部门与非公共部门收入差异时，各国的实际情况必须予以重视。Cho et al.(2010)对比研究了美国和韩国的公私部门间收入差异，直接体现了国家间的巨大差异。他们发现在美国劳动力市场中，私人部门的小时收入更高，工作时间略多于公共部门，而在韩国劳动力市场中，私人部门小时收入更低，工作时间却比公共部门更多。不少学者则开始关注发展中国家的部门收入差异问题。Admchik & Bedi(2000)使用波兰1996年的截面数据，发现在控制了职工的个人特征和部门选择效应之后，私人部门具有工资优势，这一优势在大学教育水平上表现得尤为突出。Bales & Rama(2001)采用越南两次微观调查数据，发现国有企业的职工收入比私人部门高20%。很显然，波兰和越南均是特殊的发展中国家——转轨国家，这些国家还存在政治、经济和社会的巨大变迁，公私部门间的收入差异可能因而处于不断地变化之中。上述作者使用截面数据或者较短时序的面板数据就可能无法观测到不同经济改革阶段公私部门间收入差异的变化，近年来有学者逐渐意识到了这一问题。Imbert(2011)使用了1993-2006年的越南面板数据，发现在第一阶段(1993-1998年)公共部门中具有技术优势的工人的收入少于私人部门，在第二阶段(2002-2006年)公共部门中具有技术优势的工人的收入高于私人部门。邢春冰(2007)使用1989-2000年的CHNS数据考察了我国不同所有制部门工资分布演变，发现1997年民营部门的教育回报率高于公共部门，到了2000年，国有部门的教育回报率开始高于民营部门。尹志超、甘犁(2009)使用1989-2006年的CHNS面板数据对我国公共部门和非公共部门工资差异进行了研究，得出1989-1997年样本中，公共部门的工资比非公共部门低2.9%，但在2000-2006年的样本中，公共部门的工资比非公共部门高13.48%，且差距呈扩大趋势。
通过以上文献梳理，我们发现可以综合已有研究在控制变量的选取、分位数回归方法的应用和考虑研究国家的实际情况等方面的优点。基于此，本文以从中国国情出发的社会阶层动态演化理论为核心，提出了部门收入差异阶段性假说，随后在充分控制影响部门选择因素的基础上，采用1989-2009年的CHNS面板数据，分别使用考虑了阶段性特征的面板样本选择模型和分位数回归及分解方法以验证假说。研究发现，第一阶段(1989-1997年)，在较高的收入层次上，非公共部门对公共部门保持了明显的收入优势，并且这一收入优势随着收入层次的提高而提高。教育水平对非公共部门居民的收入有积极作用，且远大于其对公共部门居民收入的正影响；第二阶段(2000-2009年)，公共部门比非公共部门在中低收入层次上表现出明显的收入优势。在较高的收入分位数上，非公共部门不再具有收入优势。在较高的教育水平上，两大部门的教育回报率接近。同时，两个阶段中，在较低和较高收入分位数上表现出的部门收入差异主要源自部门特征因素。
本文的研究在如下方面丰富了已有文献：首先，我们的研究很好地融合了社会学与经济学理论，推进了对部门收入差异产生和演变的作用机制的理解。这弥补了之前主要关注阶段性部门收入差异事实本身的不足；其次，本文在面板数据的基础上，既尝试采用先进的面板样本选择模型，充分考虑了部门选择的内生性问题，又使用体现收入分布情况的分位数回归及分解方法，克服了仅依赖均值分析的局限。虽然张车伟、薛欣欣(2008)在实证方法上做过类似的考察，但他们仅使用了截面数据进行研究，结论因此无法体现出阶段性特征。我们使用了样本期更长的面板数据，收入统计项质量更高，因此结论更为可靠和丰富。
本文第二部分介绍理论框架和提出假说；第三部分对数据和模型进行了说明，并做了统计分析；第四部分对实证结果进行分析，最后是总结和政策建议。
二、理论框架与假说
根据刘欣(2005a)提出的“权力衍生论”的制度背景可知，中国的渐进式改革是在社会主义既有权威结构下的改革，市场化也只是在体制外培养新的市场力量。国家仍对公有资产保有剩余索取权使得公共权力依然能以租金权力的形式索取剩余，并以再分配的形式分配这些国家租金。同时，在多层次委托—代理模式、民主监督缺乏和利益动机驱动下，各级委托人往往会通过寻租来谋取私利。而且，在权威结构中内嵌的市场制度本身就决定了公共权力在市场经济事务管理中有很大的寻租空间。因此，在市场化改革过程中，公共权力除了表现为再分配权力外，还衍生出了寻租能力。①另外，由于市场化改革，一种对生活际遇有重大影响的能力也开始逐渐显现，即市场能力，它强调的是人们把自己所能控制的私有产权用于实际交易的能力。②
基于以上分析，我们可以得出再分配权力、寻租能力和市场能力共同构成了社会阶层分化的动力基础(刘欣，2005b)。其中，前两种动力源自公共权力，因此仅见于公共部门，市场能力在公共部门和非公共部门中均有体现，但在非公共部门中处于核心地位。③上述三股社会阶层分化的动力并不是静态的，在我国转轨经济的不同时期，不同动力对不同部门居民生活际遇的影响也是不同的，尹志超、甘犁(2009)及张义博、付明卫(2011)的研究均表明不同阶段公私部门间的收入差异出现了戏剧性的方向变化。据此，通过对我国转轨经济的深入考察，我们将刘欣(2005a，2005b)相对静态的社会阶层分化多元动力理论演变为具有阶段性特征的社会阶层动态演化理论，进而提出公共部门与非公共部门收入差异的阶段性假说。
第一阶段：初步改革阶段，最大特征为双轨制下再分配权力的削弱和市场能力的释放。
该阶段从20世纪70年代末持续到90年代中后期。这一阶段主要的改革内容是：农村家庭联产承包责任制改革以及随后农村商品经济的发展；城市经济体制改革；国有企业改革和价格机制改革，鼓励非公有制经济发展，建立经济特区和沿海开放城市，引进外资等。
上述改革措施完全打破了计划经济体制下高度集权化的垄断性资源配置方式，与计划经济相联系的经济再分配体制也发生了巨大的变化。在计划经济中，阶层地位的高低直接与再分配权力相关(Selenyi，1978)，全部生产资料，包括人力资本均只能以非市场交易方式进行，国家为了取得最大剩余往往以行政方式压低人力资本价格。随着计划经济体制的瓦解，非公有制内资经济和外资经济的发展促进了市场配置资源方式的快速扩张。结果是国家对生产资料的控制逐渐放松，之前被压制的生产资料价格在市场化中有了恢复性的大幅提升，尤其是在非公共部门中，人力资本的市场回报逐渐趋于合理化。同时，“文化大革命”刚刚结束，各种利益集团均在形成中，对市场的干预和垄断较弱，压抑已久的商品经济获得了空前的发展。因此市场机遇众多，私营和个体工商户的市场参与热情高涨，市场能力回报丰厚。与此同时，通过对商品经济的管理和调控以及国企改革，拥有公共权力的公共部门依然具有很强的寻租能力和再分配权力，但其对收入分配的影响已被活跃的市场能力大大抵消。
最终，第一阶段的改革使得原先高度集中的再分配权力被大大削弱，市场能力得到了扩张，并在人们的生活际遇上表现出了越来越大的积极影响。由于市场的开放性和生产要素，尤其是人力资本在市场交易中能够获得合理回报，所以市场化的非公共部门的人力资本回报率更高。结果是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，非公共部门渐渐具有了收入上的优势。但市场交易的不确定性，以及再分配权力和寻租能力在经济转轨阶段对居民收入不可忽视的影响力(一个典型的外在表现即为公共部门拥有健全的社会保障和福利)，决定了中、低收入人群中公共部门的再分配权力和寻租能力对居民收入的影响依然重要。
第二阶段：深化改革阶段，最大特征为公共部门市场化水平的提高。
该阶段从20世纪90年代中后期到现在。主要改革内容有：住房商品化改革，新一轮城乡社会保障制度改革，教育制度改革，国有企业深化改革，新一轮劳动力市场和就业改革等。
基础生产要素(如土地、电力、能源、通讯、金融等)方面的改革也逐渐展开，在此过程中公共部门仍然控制了绝大多数的上述资源。同时，经过第一阶段市场经济的快速发育，市场竞争趋于激烈。对于非公共部门而言，改革初期机会众多且回报丰厚的市场机会不再容易获得，市场参与者发现，为了寻求进一步的发展，必须与具有政治权势的部门合作。在此背景下，公共权力衍生出的寻租能力依然具有巨大的获益机会。与此同时，财政职能从经济建设型向社会服务型的转变，使得对公共财富的再分配权力对人们的生活际遇的影响有了恢复性增长。
市场能力回报在两大部门中的差异趋于减小。一方面，国有企业改革提高了国有企业的市场竞争力和垄断力，劳动力市场改革使得市场能力的人为抑制在公共部门中大大减弱；另一方面，利益集团的形成和对市场机遇的控制，挤压了非公共部门的市场机会和利润空间。这限制了非公共部门中市场能力获取更高的回报。结果是公共部门与非公共部门人力资本回报率趋于接近。
因此，虽然这一改革阶段，市场能力继续得到解放，仍然对人们生活际遇有着重要的影响，但市场能力在非公共部门中异军突起的状况不再出现。相比较于市场能力对收入影响更为核心的非公共部门，在市场能力回报与非公共部门接近的情况下，拥有寻租能力和再分配权力的公共部门的收入增加更快，最终使得公共部门不仅在中低收入层次上具有收入优势，在更高的收入层次上也逐渐赶超非公共部门。
基于以上分析，我们可以提出如下公共部门与非公共部门收入差异阶段性假说：在市场化改革的第一阶段，市场能力更能充分得到发挥的非公共部门在较高的收入上具有收入优势，但到了市场化改革的第二阶段，随着市场能力回报的合理化，拥有再分配权力和寻租能力的公共部门的收入增加更快，不仅在中低收入上具有收入优势，在更高的收入上也接近甚至赶超非公共部门的收入水平。
三、模型与数据
(一)模型
1.样本选择模型
考虑到本文使用的数据是非平衡面板数据，所以我们借鉴了Wooldridge(1995)更为一般性的处理部门选择内生性问题的方法。
部门选择方程形式为：
2.分位数回归及分解
现有研究中，不少学者使用分位数方法来对不同部门的收入差异进行估计(Mueller，1998；Melly，2005；Birch，2006)。因为分位数回归可以依据整个样本的分布来分析自变量对因变量的影响，而不像OLS回归那样仅依赖条件均值(Buchinsky，1998)，因此将分位数回归应用于收入方程，可以在不同的收入分布上对收入的决定因素进行研究。
本文使用的分位数回归方程为：
虽然从系数α可以看出公共部门相对于非公共部门的收入差异，但这种差异的来源更值得关注。所以，对收入差异的分解成了当前分析部门收入差异的重要工具。在收入差异的分解上，我们重点借鉴的是Machado & Mata(2005)和在其基础上有所改进的Melly(2005)的分位数分解方法。该方法将收入差异分解为特征效应和系数效应，前者是由于个人的特征因素引起的收入差异，因此也被认为是可以接受的正常差异部分；后者是相当于部门差异或者是由部门特征导致的租金差异，也是真正的不平等部分。⑤在计算过程中，最低分位数为0.01，最高分位数为0.99，间隔0.01，标准误采用bootstrap方法计算，抽样100次。⑥
(二)数据
本文使用的数据是中国健康与营养调查(CHNS，China Health and Nutrition Survey)包含有8个年份的面板数据，分别是1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年。面板数据不仅样本量更大，包含更为丰富的信息，也更契合我们的研究要求。
最新公布的面板数据中对收入项的处理更加完善，不仅包含了个人的各项收入指标，也包含了个人的加总年收入指标，这比以往学者使用部分收入加总获得的收入统计项更加准确。因此，我们采用的数据与之前学者相比，能更好地反映不同部门间的收入差异及其变化。⑦
因涉及较长的时序，调查项在前后年份的调查中存在差异，因此事先需要对差异部分进行调整。其中，最重要的调整是工作单位。2004年之前的调查中，政府机关和国有企事业单位合并为工作单位中的一项，之后年份将其拆分为政府机关、国有事业单位和研究所、国有企业三项。根据研究的需要，我们将政府机关、国有事业单位和研究所和国有企业统称为公共部门，这之外的其他工作单位统称为非公共部门[含小集体(乡镇所属)、大集体(县、市、省所属)、家庭联产承包农业、私营和个体企业、三资企业]。另外，我们将样本中年龄限制在16岁到60岁之间。
表1是本文使用的主要变量的描述性统计。我们分别按照两个时段对公共部门和非公共部门进行了统计比较。从中可以看出，差异较大的是城市比例，非公共部门的个人基本上都不在城市，这显然和工作单位的城乡分布密切相关。教育水平和职业分布上也表现出了明显的差异。虽然在教育水平上，第二阶段相对于第一阶段两个部门均取得了很大的进步，但公共部门的教育水平始终占据明显优势，也说明了公共部门吸引了更多高素质人才；在职业分布上，相对于非公共部门，公共部门的专业技术者、管理者、办公室一般工作人员、技术工人等较高收入的职业的比例更高。
为了更清晰地展现公共部门与非公共部门在收入水平上的差异，我们在收入的不同分位数上对两者进行了比较。从表2可以看出，如果仅依据均值这一项，公共部门收入在所有年份上均超过了非公共部门。在具体收入的各分位数上，2000年是个分水岭。2000年之前，公共部门仅在75%分位数以下具有收入优势，在更高的分位数上非公共部门收入更高。2000年及之后，公共部门开始在所有分位数上具有收入优势，而且在低收入分位数上，非公共部门与公共部门的差距扩大了。两大部门间收入对比分析的结果初步验证了我们提出的部门收入差异阶段性假说。
图1 自然对数收入核密度估计⑨
由于核密度估计方法不需要事先知道有关数据分布的情况，能直接从数据样本本身出发获取数据分布的特征，因此避免了人为参数设定和判定的缺陷。基于此，我们凭借核密度估计图，进一步探讨了两个不同时段两大部门间的自然对数收入分布差异。
我们可以从图1得出如下结论：首先，两大部门各自的核密度估计曲线在2000-2009年比1989-1997年均向更高的收入方向发生了平移，说明两大部门的收入水平随时间的增加而增加；其次，相对于非公共部门，公共部门曲线的离散程度更低，说明公共部门的收入分布相对集中，这显然和公共部门工作更为稳定，收入也更为固定有关；第三，与公共部门相比，在低收入层次上，非公共部门的收入分布密度更大，即存在更多的低收入者。在较高收入层次上，两大部门在两个时间段上的关系发生了变化。1989-1997年，非公共部门在较高收入层次上的收入分布密度更大，2000-2009年这一现象不复存在。即在第一阶段，非公共部门有更多的较高收入者，但其在较高收入层次上的优势没有延续到第二阶段。结论三实际上进一步支持了部门收入差异阶段性假说。
四、实证结果分析
(一)不同部门间要素收益率差异
表3报告的是基于面板样本选择模型估计的不同部门的收入方程输出结果。⑩我们分别根据全样本和两个时间段的子样本对模型进行了回归，以突出不同阶段两大部门间的要素收益率差异。从结果来看，选择偏差项在所有样本的估计中均显著，没有报告的选择偏差项与各年虚拟变量的交互项绝大多数都是显著的。这说明部门选择确实存在内生性问题。
本文重点关注体现市场能力的教育回报率的部门差异和其阶段性变化。从表3可以看出，在全样本的高中及以上(硕士及以上除外)，教育的回报率公共部门大于非公共部门，在初中教育水平上，则正好相反。从改革的两个时间段出发，可以发现在第一阶段改革中，体现市场能力的教育水平在非公共部门中基本上为显著的正值，且远大于对应的公共部门的系数，在大专或大学和硕士及以上这一系数差异最为明显。这一结果说明第一阶段中市场能力对非公共部门的收入有积极作用，且明显大于其对公共部门收入的正影响。在第二阶段中，在较高的教育水平上，两大部门的教育回报率接近。这一结果说明到了改革的第二阶段，人力资本合理回报被压抑的情形在公共部门中逐步得到了释放，并最终对其居民收入产生了积极的影响。在公共部门中，人力资本这一重要的市场能力获得合理的回报，也就进一步强化了公共部门借助于再分配权力和寻租能力获得收入优势的可能性。
(二)分位数回归及分解实证结果分析
通过对历年数据进行分位数回归，我们可知历年不同收入分布上的部门差异和其他要素收益率。表4报告了我们最为关注的公共部门虚拟变量的输出结果。按照Buchinsky(1998)对分位数回归系数的解释，结合半对数模型中自变量为虚拟变量的情形，我们对公共部门系数的解释是：在对数收入的q分位数上，公共部门比非公共部门收入高
。
从表4可以看出，公共部门对非公共部门的收入优势在不同分位数和年份上变化明显。在10%分位数上，1989年的公共部门的系数为显著的0.135，即在10%分位数上，相对于非公共部门，公共部门的收入高出14.454%。但除此之外，在低于50%的对数收入分位数上，2000年及之前该系数均不显著或显著为负数。该结果表明在2000年之前，在控制其他因素后，在低收入层次上，公共部门的收入优势不明显，与非公共部门相当。与此同时，在高于50%的分位数上，2000年及之前公共部门系数均显著为负数，而且在同一年，分位数越大，该系数越小。这说明在改革的第一阶段，在更高的收入层次上，非公共部门对公共部门保持了明显的收入优势，并且这一收入优势随着收入层次的提高而提高，在1993年表现最为突出。因为这一阶段公共部门的再分配权力和寻租能力整体受到削弱，在公共部门固有的收入分布相对趋中的作用下，公共部门的部门特征决定了在中高收入层次上其收入水平相比较于非公共部门处于劣势。但是公共部门特有的再分配权力和寻租能力保证了其居民享有更加完备的社会保障和福利，因此在中低收入层次上公共部门的收入并不比非公共部门差，而非公共部门则更容易在较高收入层次上表现出收入优势。
到了改革的第二阶段，两大部门收入间的关系出现了戏剧性的变化。除了2009年在50%分位数上公共部门系数不显著之外，在等于或低于50%的对数收入分位数上，公共部门的系数虽然随着年份和分位数的上升而下降，但均显著为正数。这一结果说明第二阶段中，公共部门比非公共部门在中低收入层次上表现出了明显的收入优势。同时，在较高的收入分位数上，公共部门系数不再为显著的负值，即非公共部门不再具有收入优势。这是因为在该阶段，公共权力衍生出的寻租能力和对公共财富的再分配权力对居民收入的影响出现了恢复性增长，这保证了公共部门在中低收入层次上的优势，并在较高收入层次上与非公共部门接近，但公共部门的公共属性和收入分布趋中的特点决定了其在更高收入水平上的优势并不显著大于非公共部门。
虽然分位数回归可以在不同的收入分布上考察部门间的总收入差异情况，但更值得关注的是由部门特征导致的差异，它可称为非竞争性租金收入。借助于分位数分解方法本文将两部门间的居民收入差异进行了分解，其中系数效应就是我们关注部门特征差异部分。(12)从中我们可以发现，特征效应曲线变化较小。特征效应曲线均在0水平线以上，且几乎为水平线，说明个人特征对两大部门间收入差异的影响是正的，但随收入水平变化较小。由于我们的个人特征包括年龄、工作经验、教育水平、性别、婚姻状况和城市虚拟变量等，所以这些要素也导致了部分部门收入差异，尤其是在中等收入分位数上，其影响比系数效应更大。
从分位数分解结果中还可以看出，2000年是个分界线。系数效应在2000年之前在中低收入分位数上均大于0(13)，在较高及高收入分位数上则小于0；但在2000年之后，系数效应几乎在所有分位数上均大于0。这一结果表明在改革的第一阶段，部门特征导致的公共部门收入优势仅体现在较低的收入层次上，但是到了改革的第二阶段，部门特征导致的公共部门收入优势在更高的收入层次上也表现出来了。与此同时，在2000年以前，在高收入分位数上，部门特征对部门收入负差异的贡献最大。因为这一阶段公共部门对市场能力合理回报的人为压制使得公共部门在较高收入层次上不具有收入优势。2000年之后，部门特征在较高的收入分位数上对部门收入正差异的贡献大于个人特征。这一阶段两大部门的市场能力回报率接近，在此情形下，公共部门居民的收入优势被其部门特征强化。分位数分解的结果进一步巩固了我们的部门收入差异阶段性假说。
五、结论
本文从中国国情出发，在社会阶层分化多元动力理论的基础上，构建了具有阶段性特征的社会阶层动态演化理论，进而提出了部门收入差异阶段性假说。为了验证假说，我们充分控制了影响部门选择的因素，采用1989-2009年的CHNS面板数据，分别使用面板样本选择模型和分位数回归及分解方法，以系统地考察公共部门与非公共部门间的收入差异问题。研究得出，第一阶段(1989-1997年)，在更高的收入层次上，非公共部门对公共部门保持了明显的收入优势，并且这一收入优势随着收入层次的提高而提高；第二阶段(2000-2009年)，在中低收入层次上，公共部门比非公共部门开始表现出明显的收入优势。在较高的收入分位数上，非公共部门也不再具有收入优势。同时，第一阶段中非公共部门的教育回报率更高，第二阶段中两大部门的教育回报率接近。另外，两个阶段中在较低和较高收入分位数上表现出的部门收入差异主要源自部门特征因素。这一实证结果证实了我们提出的部门收入差异阶段性假说。
近年来，我国公共部门的改革取得了一定的成效，公共部门的收入因此变得更加规范和透明。同时，对私人财产的保护，鼓励非公有制经济发展和在要素市场引入更多市场因素也促进了非公共部门收入的增加。但依然还需要在如下方面继续推进改革，以更好地进行结构性收入分配调节：首先，削弱由公共权力造成的机会不平等，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，消除行业进入方面对企业所有制的限制；其次，改革生产要素市场。建立竞争性的劳动力市场，减少就业市场中的歧视和进入壁垒，进一步释放市场能力在居民收入上的作用。同时，削弱和监控公共权力在生产要素领域的垄断，从源头打击非法的寻租能力；第三，在社会财富的分配领域，完善制度建设，抑制再分配权力的干扰。尤其是在中低收入层次上，社会保障应体现出对弱势群体无部门偏好的关怀。
本文初稿写作于作者访问美国哥伦比亚大学期间，感谢国家留学基金委的资助和哥伦比亚大学龚欣博士的帮助。论文修改过程中，参加了北京大学经济学院发展经济学讨论班，感谢叶静怡教授、付明卫、尹志锋、李晨乐和其他与会者的有益建议。同时，真诚感谢两位匿名审稿人和北京大学张牧扬、余静文、邹蕴含博士在论文修改中提出的建设性意见。当然，文责自负。
注释：
①寻租能力是“权力精英凭借国家公共权力谋取私人利益或者阻碍他人从所控制的资产中获得最大收益的能力。寻租能力越强，攫取租金的机会就越多”(刘欣，2005b)。
②与刘欣(2005b)关于市场能力的界定略有不同，我们的定义突出了将私有产权用于交易的能力。因为如果不强调私有产权，市场能力就有可能与寻租能力相混淆。
③鉴于上述分析和数据的可获得性，后续实证分析部分中，我们用公共部门虚拟变量作为再分配权力和寻租能力的代理变量，市场能力的衡量主要采用教育水平。
④我们采用了与Tsnsel(2005)类似的工具变量，本文首次将其用于中国的部门收入差异研究。
⑤限于篇幅这里不再给出分位数回归的具体数学表达，有兴趣的读者可参看Melly(2005)的论文。
⑥考虑到计算量和bootstrap的收敛要求，与分位数回归相比，分位数分解的自变量中不含职业和省份虚拟变量。
⑦如尹志超、甘犁(2009)在比较公共部门和非公共部门收入差异时采用的是包含补贴和奖金的工资收入，因此，采用年总收入(除了含补贴、奖金的工资收入外，还包括商业活动收入和农业经营收入等其他收入)能更为准确地反映实际中的收入差距。
⑧这里的城市仅代表居住地，不代表户籍，且不包括县城。因为户籍项统计较晚，本文没有使用该指标。
⑨出于控制性别因素在收入差异中的作用，我们还根据性别将自然对数收入核密度估计图分为男性和女性。然而，从总体上看，男性和女性的自然对数收入核密度图基本无差异。限于篇幅这里不再报告具体结果，有兴趣的读者可以向作者索取该结果。以下不再报告的内容，读者均可向作者索取。
⑩限于篇幅，样本选择模型第一步输出结果不再报告。其中，我们最为关注的历年同一家庭中其他成员的平均收入项和其他家庭成员是否在公共部门工作虚拟变量分别为显著的负值和正值。说明它们能影响个人的部门选择。
(11)限于篇幅，如下两个稳健性检验的结果均不再报告。第一，我们对城市样本做了分位数回归，以更好地克服城乡差异因素对部门收入差异的影响。从结果看，与全样本结果差异很小，不同的地方主要是2000年仅在90%分位数上公共部门虚拟变量显著为负，2009年90%分位数上公共部门虚拟变量系数为正且不显著。这一结果更加强化了我们的部门收入差异阶段性假说。第二，感谢匿名审稿人的建议，我们在分位数回归方程中增添了公共部门与教育水平的交互项，用来反映各分位数上相同教育水平在两大部门中发挥的作用是否相同。关键的公共部门虚拟变量系数在这一变化中保持了稳健性，教育水平对收入的影响与前述结论相似。
(12)由于各年部门收入差异的分位数分解结果所占篇幅过长，这里不再报告。
(13)这一结果与分位数回归有所不同。由于在分位数分解中，自变量不再包含职业和省份虚拟变量，进而导致了在低收入分位数上两个实证结果的差异。我们在分位数回归中采用与分位数分解类似的自变量证实了上述猜测，并且发现在中高收入分位数上两者差异很小。Mouhon(1990)的研究也得出了类似的结论。