國(guó)有部門與非國(guó)有部門間工資差異——基于分布分解分析

王 倩

（山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100）

如何實(shí)現(xiàn)資源的帕累托配置是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)追求的目標(biāo)之一，這種帕累托最優(yōu)配置必然也包括勞動(dòng)力市場(chǎng)帕累托最優(yōu)配置的實(shí)現(xiàn)。按勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論，在競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)上勞動(dòng)力的工資等于其邊際生產(chǎn)率，若控制了人力資本差異后，部門間工資水平應(yīng)該是趨同的[1]，即“同工同酬”，人力資本能夠?qū)崿F(xiàn)帕累托最優(yōu)配置。但現(xiàn)實(shí)生活中，很多原因都阻止了勞動(dòng)力市場(chǎng)帕累托最優(yōu)的實(shí)現(xiàn)，市場(chǎng)分割便是重要原因之一。尤其在我國(guó)，勞動(dòng)力市場(chǎng)分割不僅造成了城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間、行業(yè)之間工資差異，更有部門之間工資差異，從而導(dǎo)致了收入不平等的日益加大。[2]自20世紀(jì)70年代起部門間的工資差異就引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的注意，到目前為止對(duì)該問題的研究已形成以下幾方面結(jié)論：（1）在發(fā)達(dá)國(guó)家諸如美國(guó)、加拿大和韓國(guó)，國(guó)有部門職工平均工資水平帶有明顯優(yōu)勢(shì)，并大于非國(guó)有部門的工資水平。[3-5]對(duì)于發(fā)展中國(guó)家如智利、科特迪瓦和波蘭，國(guó)有和非國(guó)有部門工資差異情況則恰好相反[6-8]；對(duì)于像我國(guó)和越南這樣的轉(zhuǎn)軌國(guó)家來(lái)說(shuō)，兩部門間工資差異的比較呈現(xiàn)出階段性變化[9，10]。 （2）較男性工資差異來(lái)說(shuō)，國(guó)有部門和非國(guó)有部門工資差異中女性的工資差異更大。[11-13]（3）在考慮了不同控制變量如職工身份、工會(huì)水平等之后，兩部門間工資差異會(huì)顯示出明顯變小的趨勢(shì)[14，15]，由此可以看出，不同控制變量會(huì)使部門間工資差異發(fā)生變化，在研究部門間工資差異時(shí)控制變量的選擇對(duì)結(jié)果有至關(guān)重要的作用。

需要說(shuō)明的是，上述對(duì)部門間工資差異的研究均關(guān)注了工資均值水平，對(duì)整體收入分布下部門間工資差異的研究并不多見。分位數(shù)方法不僅可以考察系數(shù)變化對(duì)部門間工資差異的影響，還可以從整體收入分布的視角考察部門間工資差異的變化，它能夠克服傳統(tǒng)普通最小二乘法的缺陷，使得解釋變量的系數(shù)在不同百分位上有不同的變化，同時(shí)它對(duì)樣本數(shù)據(jù)的分布無(wú)需任何限定，這樣就避免了人為設(shè)定誤差。因此，本文將從整體收入分布視角，通過(guò)運(yùn)用分位數(shù)回歸以及非參數(shù)和半?yún)?shù)方法來(lái)分析我國(guó)國(guó)有部門和非國(guó)有部門間工資差異到底有多大，考察我國(guó)部門間工資差異是否和已有研究結(jié)論一致，運(yùn)用DFL方法對(duì)部門間工資差異進(jìn)行分解，探究部門間工資差異的形成因素。

一、實(shí)證方法及數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）分位數(shù)回歸

分位數(shù)回歸的思想是對(duì)普通最小二乘法（OLS）的擴(kuò)展，它依據(jù)被解釋變量Y的條件分位數(shù)對(duì)解釋變量X進(jìn)行回歸，可以得到所有分位數(shù)下的回歸模型。該方法最初由Koenker和Bassett提出[16]，屬于有條件分位數(shù)回歸。其基本思想如下：假設(shè)條件分布Y|X的總體τ分位數(shù)Yτ（X）是X的線性函數(shù)，即：

其中βτ被稱為τ分位數(shù)上的回歸系數(shù)，其估計(jì)量可由以下最小問題來(lái)定義：

在分位數(shù)回歸基礎(chǔ)上，不同分位數(shù)上工資差異可以分解為：

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2006年中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查 （CHNS，China Health and Nutrition Survey），該項(xiàng)目是由美國(guó)北卡羅來(lái)納大學(xué)和中國(guó)疾病控制中心聯(lián)合進(jìn)行的調(diào)查項(xiàng)目，覆蓋面廣，涉及個(gè)人微觀行為的豐富信息，為本研究提供了良好的支持。

CHNS數(shù)據(jù)通過(guò)分層抽樣，涉及到的調(diào)查對(duì)象涵蓋以下九個(gè)省份：遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州。

本文對(duì)部門間工資差異的研究中，把工資收入定義為工資、補(bǔ)貼和獎(jiǎng)金三部分，均是貨幣收入且大于0，將三者相加之和確定為本文的工資指標(biāo)。同時(shí)考慮到國(guó)有部門職工較非國(guó)有部門職工會(huì)享有較多的福利待遇等實(shí)物收入，并且該部分收入不易衡量，這里采用岳希明、李實(shí)的做法[17]，將國(guó)有部門職工工資乘以1.2倍以衡量其所有收入。

樣本年齡設(shè)定在16-65歲之間，樣本身份為就業(yè)且有正常收入的個(gè)體。

同時(shí)，本文中的國(guó)有部門包括：政府機(jī)關(guān)、國(guó)有事業(yè)單位和研究所、國(guó)有企業(yè)；非國(guó)有部門包括：集體、私營(yíng)、個(gè)體和三資企業(yè)。該界定同時(shí)符合張車偉和薛欣欣對(duì)國(guó)有和非國(guó)有部門的界定[18]。

經(jīng)過(guò)幾層篩選，最終本研究子樣本容量為2 000人，其中國(guó)有部門915人。

2.變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

筆者對(duì)國(guó)有部門和非國(guó)有部門職工工資分別進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，見表1。從均值水平上看，國(guó)有部門較非國(guó)有部門的職工工資高出6 227.52元；國(guó)有部門職工工資分布曲線的偏度和峰度較非國(guó)有部門來(lái)說(shuō)大很多，以上兩個(gè)角度再一次證實(shí)部門間工資差異偏高。為了給接下來(lái)的研究奠定基礎(chǔ)，筆者對(duì)兩組樣本數(shù)據(jù)分布進(jìn)行正態(tài)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩部門工資分布正態(tài)檢驗(yàn)的P值均小于0.000 1，顯然不滿足正態(tài)分布，而這也是選用分位數(shù)回歸以及非參數(shù)和半?yún)?shù)方法的原因所在，該方法無(wú)需對(duì)樣本分布作任何限定，能直接從樣本數(shù)據(jù)本身獲得分布特征，這無(wú)疑就避免了人為設(shè)定參數(shù)造成的偏差。

表1 國(guó)有部門和非國(guó)有部門工資分布描述性統(tǒng)計(jì)分析

筆者對(duì)樣本進(jìn)行了進(jìn)一步描述性統(tǒng)計(jì)分析，見表2。從受教育水平看，國(guó)有部門職工學(xué)歷普遍較高，高中及中技、大學(xué)及以上的職工比例達(dá)到70%以上，與之對(duì)應(yīng)的是非國(guó)有部門60%以上的職工都為初中及以下學(xué)歷；不論是國(guó)有部門還是非國(guó)有部門，男性比例較女性比例較高；在國(guó)有部門，90%左右的職工工作經(jīng)驗(yàn)都在10年以上，該比例明顯高于非國(guó)有部門中擁有10年以上工作經(jīng)驗(yàn)職工的比例；需要說(shuō)明的是，國(guó)有部門職工擁有城鎮(zhèn)戶口的比例高達(dá)96%，遠(yuǎn)高于非國(guó)有部門的45%，這自然可以得到以下結(jié)論，即擁有城市戶口的人較非城市戶口的人更容易進(jìn)入國(guó)有部門，并享有更高的工資收入。

二、理論模型的建立及結(jié)果分析

（一）理論模型的建立

為了更清晰地認(rèn)識(shí)國(guó)有部門和非國(guó)有部門工資差異的變化，首先建立以下僅分部門工資差異模型，

表2 國(guó)有部門和非國(guó)有部門變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

在本文中記為模型1：

其中，Y表示年工資收入；Stated為部門分組虛擬變量，國(guó)有部門取1，非國(guó)有部門取0；ατ表示在第τ個(gè)百分位上非國(guó)有部門人均年工資收入；βτ表示在第τ個(gè)百分位上國(guó)有部門較非國(guó)有部門工資收入高出部分。[19]

對(duì)部門間工資差異的了解是為了進(jìn)一步探索工資差異的成因。逐步將控制變量引入模型以作考察，由此得到本文的模型2：

這里X1表示受教育水平，將其分為初中及以下、高中及中技和大學(xué)及以上三種類型。此時(shí)我們關(guān)注的是Stated前的系數(shù)βτ，它表示在第τ個(gè)百分位上若國(guó)有部門職工擁有與之對(duì)應(yīng)百分位上非國(guó)有部門職工相同的受教育水平，國(guó)有部門職工工資較非國(guó)有部門職工工資高出的部分，即在模型2中引入受教育水平控制變量后工資差距中仍無(wú)法解釋的部分。

接著繼續(xù)引入個(gè)人特征控制變量，它包括性別、工齡①選工齡而不選年齡的原因是工齡更能準(zhǔn)確地測(cè)量職工在崗技能積累以及由此產(chǎn)生的勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，通常計(jì)算公式如下：工齡=年齡-受教育年限-6（上學(xué)年齡）。、工作經(jīng)驗(yàn)的邊際效率②工作經(jīng)驗(yàn)的邊際效率=工齡的平方/100，按Nguyen B.T.（2007）的思路。和婚姻狀況[20]，得到本文的模型3：

這里的βτ表示在第τ個(gè)百分位上若國(guó)有部門職工擁有與之對(duì)應(yīng)百分位上非國(guó)有部門職工同樣的受教育水平和個(gè)人特征后，國(guó)有部門職工工資較非國(guó)有部門職工工資高出的部分，也即剩余無(wú)法解釋工資差距部分。三個(gè)模型逐層深入，使我們逐步深入考察Stated的系數(shù)βτ的變化，也就是工資差異的變化情況。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

表3給出了三個(gè)模型里不同百分位上的工資差異變化。先來(lái)看模型1。該模型下的三列數(shù)據(jù)為國(guó)有部門和非國(guó)有部門不同百分位上的年工資收入值及兩者間的工資差距，因此可以推斷說(shuō)，在同一收入分布位置上，每一位國(guó)有部門職工較非國(guó)有部門來(lái)說(shuō)都享有較多的工資收入和福利待遇。隨著由低百分位向高百分位變化，兩部門間的工資差異逐步增大；工資差異由第10個(gè)百分位上的2 400元快速增加，到第50個(gè)百分位時(shí)兩部門間工資差異已達(dá)5 900元，兩者間工資差異在第70個(gè)百分位上達(dá)到頂峰，為7 200元。由此可以說(shuō)收入層越高，部門間工資差距就越大。在這個(gè)變化中，隨百分位變大，工資差異有減小的趨勢(shì)，尤其是在第80到第90個(gè)百分位時(shí)工資差異迅速減少近一半，僅為3 550元，這說(shuō)明最高收入層的工資差距受部門差別的影響并不太大，這也符合現(xiàn)實(shí)生活，有些私有部門的高管收入的確高于國(guó)有部門高管收入，這樣必然會(huì)抵消掉一部分工資差距。

再來(lái)看模型2?？疾旒尤胧芙逃娇刂谱兞亢蠊べY差異的變化，顯然部門間工資差異明顯減小。從表3可以看出，從低百分位到高百分位上部門間工資差異都控制在4 000元以內(nèi)；受教育水平該控制變量對(duì)最低和最高百分位上的影響最大，影響程度都在50%以上，這說(shuō)明低收入層職工需要有較高的人力資本價(jià)值才能進(jìn)入國(guó)有部門；同時(shí)較高人力資本價(jià)值也體現(xiàn)在高收入層，換言之就是國(guó)有部門中享有較高收入的人往往也是人力資本價(jià)值較高的人③這里默認(rèn)受教育水平高，人力資本價(jià)值就大。，這無(wú)疑證明了受教育的價(jià)值和意義。

最后來(lái)看模型3。在引入受教育水平的基礎(chǔ)上，再引入個(gè)人特征控制變量，可以看出部門間工資差異進(jìn)一步縮小，這恰恰和已有研究保持一致。從低百分位到高百分位，所有工資差異都控制在2 800元以下，與模型2形成鮮明對(duì)比的是，個(gè)人特征對(duì)高收入層的解釋程度僅為1.13%，然而卻對(duì)中等收入層職工工資影響較大。表3的最后一列為再加入所有控制變量之后仍無(wú)法解釋的工資差異，尤其是在第30至第70個(gè)百分位之間，該百分比仍比較大。

表3 不同百分位上工資差異（不含實(shí)物收入）比較

表4 不同百分位上工資差異（含實(shí)物收入）比較

考察加入實(shí)物收入后的工資差異（表4），可以明顯看出，隨著由低百分位到高百分位的變化，工資差異程度進(jìn)一步擴(kuò)大，尤其是第70和80個(gè)百分位上已超過(guò)萬(wàn)元。當(dāng)加入受教育水平控制變量后（模型2），其對(duì)工資差異的解釋度較未加入實(shí)物收入的解釋度相比明顯減小，這說(shuō)明受教育水平和享有福利待遇并沒多大聯(lián)系，換句話說(shuō)，在國(guó)有部門中不管受教育水平是什么程度，盡管它對(duì)個(gè)人的工資收入有一定影響，但個(gè)人均能享受較高福利待遇。在模型3中，考慮受教育水平和個(gè)人特征控制變量后，無(wú)法解釋部分的比例較不加入實(shí)物收入時(shí)明顯變大。由此可以說(shuō)國(guó)有部門與非國(guó)有部門工資差異的相當(dāng)一大部分是受教育水平和個(gè)人特征所不能解釋的。那么它們是由什么因素解釋呢？我們進(jìn)行下一步研究。

三、工資差異分解和穩(wěn)定性檢驗(yàn)

（一）工資差異分解

以上基于分位數(shù)回歸的結(jié)果表明，部門間工資差異可分為控制變量可解釋部分與其無(wú)法解釋部分，后者所占比例更大。該結(jié)論與工資分解最經(jīng)典的Oaxaca-Blinder分解方法的思路有異曲同工之處，但又存在差異。兩種方法的區(qū)別在于前者是基于整體收入分布視角而非后者的均值水平視角來(lái)探討收入差異問題。雖然分位數(shù)回歸已將國(guó)有部門與非國(guó)有部門工資差異分為可解釋部分與不可解釋兩部分，但這是不夠的，若要對(duì)部門間工資差異有更為深入的理解，還需進(jìn)行工資差異分解。為了和之前分位數(shù)回歸保持一致性，在這里選用Dinardo，F(xiàn)ortin和Lemieux的分解技術(shù)[21]對(duì)部門間工資差異進(jìn)行分解，它可將工資差異分解為稟賦差異和特征價(jià)格差異，其中稟賦差異被視為是可解釋的部分，特征價(jià)格差異是不可解釋部分，后者也可理解為Oaxaca-Blinder分解中的歧視（不合理）部分。[22]

DFL分解方法的好處是無(wú)需對(duì)工資方程進(jìn)行參數(shù)形式的設(shè)定，通過(guò)重置權(quán)重構(gòu)造反事實(shí)收入分布，再用加權(quán)核密度估計(jì)方法進(jìn)一步刻畫其分布變化。[21]運(yùn)用該分解技術(shù)考察國(guó)有部門和非國(guó)有部門職工在受教育水平和個(gè)人特征等變量分布狀況相同時(shí)，其職工的收入會(huì)呈現(xiàn)出怎樣的分布特點(diǎn)。

DFL分解技術(shù)的基本思路如下：

首先，以 h（X|Stated=1）和 h（X|Stated=0）分別表示國(guó)有部門和非國(guó)有部門職工各自的特征分布函數(shù)；以 f（Y|X，Stated=1）和 f（Y|X，Stated=0）分別表示在給定特征變量X時(shí)工資收入的條件分布，兩者的差異即為國(guó)有部門和非國(guó)有部門職工工資的特征價(jià)格差異，那么兩部門間職工工資收入分布表達(dá)式為：

那么反事實(shí)收入分布可表述為：

其次，根據(jù)Dinardo等人的方法，用Probit模型估計(jì)，預(yù)測(cè)任何一個(gè)樣本屬于國(guó)有部門和非國(guó)有部門的概率；計(jì)算出新權(quán)重θ（X）。

最后，根據(jù)調(diào)整后的新權(quán)重，運(yùn)用核密度函數(shù)估計(jì)方法可得到國(guó)有部門的反事實(shí)收入分布：

其中，h為帶寬，K（·）為核函數(shù)，其本質(zhì)為權(quán)重函數(shù)。

圖1 國(guó)有部門工資收入（不含實(shí)物收入）與其反事實(shí)收入分布

圖2 國(guó)有部門工資收入（含實(shí)物收入）與其反事實(shí)收入分布

通過(guò)圖1和圖2明顯可以看出，反事實(shí)收入分布（虛線）向左移動(dòng)，說(shuō)明特征變量的確解釋了一部分工資差異（即稟賦差異）；但由于其向左移動(dòng)幅度不大，所以仍有大量剩余無(wú)法解釋的工資差異（即特征價(jià)格差異），這與前面分位數(shù)回歸的結(jié)論保持一致，而這大量無(wú)法解釋的部分就是Oaxaca-Blinder分解中的歧視（不合理）部分。

由表5可以看出，經(jīng)過(guò)DFL分解后各百分位上特征價(jià)格工資差異的比重大都維持在30%上下，第40個(gè)百分位該比例已達(dá)43%，可見考慮反事實(shí)收入后工資差距中不合理部分仍然比較大。以第20個(gè)百分位為例，可以說(shuō)國(guó)有部門職工在具有非國(guó)有部門同樣稟賦條件時(shí)，第20個(gè)百分位的職工收入要比原收入分布上第20個(gè)百分位的職工少得到2 657元。中高收入層也就是第40-70個(gè)百分位上工資特征價(jià)格差異最大，對(duì)此筆者的解釋是處于該收入層的職工既具有一定的工作年限 （如十幾年或20年）和工作經(jīng)驗(yàn)，恰是因?yàn)橛羞@樣的資歷，使得他們?cè)趪?guó)有部門“論資排輩”的環(huán)境中，大多可以處于領(lǐng)導(dǎo)層或是管理層，這個(gè)區(qū)間的勞動(dòng)力必然會(huì)享有更多的“制度性工資優(yōu)惠”[18]。需要說(shuō)明的是，最高百分位上特征價(jià)格差異為負(fù)，也就是與實(shí)際差距3 550元相比，第90個(gè)百分位上的人工資稟賦差距更大?？梢赃@樣理解，處于該收入層的人所具備的較高人力資本價(jià)值并未得到完全支付，即存在較高人力資本價(jià)值反被低估的現(xiàn)象。這和現(xiàn)實(shí)也恰好符合，2009年《政府限薪令》的頒發(fā)對(duì)高管人員薪酬予以限制，從本文結(jié)果看筆者認(rèn)為該政策如愿發(fā)揮預(yù)期作用?？紤]實(shí)物收入后，各個(gè)百分位上特征價(jià)格差異明顯增大，工資差異不合理比例也明顯增加，僅較高百分位上的比例為30%多，其他百分位上比例均在50%左右?？傮w而言，通過(guò)前面分位數(shù)回歸分析和DFL分解可以看出，國(guó)有部門和非國(guó)有部門工資差異中仍有相當(dāng)部分是無(wú)法解釋的，或者說(shuō)是不合理的，在排除所有考察因素后，可以把該部分差異歸因于不同部門工資決定機(jī)制不同，或是因所有制不同使得不同部門享有不同政策待遇，進(jìn)而以職工工資差異的方式表現(xiàn)出來(lái)。

表5 考慮反事實(shí)收入后不同百分位上特征價(jià)格（不合理）差距

（二）穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了更全面地理解部門間的工資差異，筆者又按性別和地區(qū)的不同分別進(jìn)行了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果見表6。按不同地區(qū)劃分后，考慮受教育水平和個(gè)人特征控制變量后，東部地區(qū)在各百分位上的部門間工資差異明顯，第70個(gè)和第80個(gè)百分位上差異已達(dá)3 700元；西部地區(qū)中高百分位上工資差異突出，第70個(gè)百分位上工資差異最大，已超過(guò)5 000元；對(duì)中部地區(qū)來(lái)說(shuō)，在較高百分位上工資差異出現(xiàn)負(fù)值，說(shuō)明在該地區(qū)非國(guó)有部門職工的工資收入更多，可見不同地區(qū)國(guó)有部門和非國(guó)有部門工資差異明顯。

從性別劃分上看，本文得到的結(jié)論符合已有研究結(jié)論。女性部門間工資差異顯著大于男性，在第70個(gè)百分位上最大，相比較來(lái)說(shuō)，男性部門間工資差異由第10個(gè)百分位到第70個(gè)百分位逐步增加，而在第80和第90個(gè)百分位上出現(xiàn)負(fù)值，這說(shuō)明對(duì)男性來(lái)說(shuō)，處于國(guó)有部門的高收入層比非國(guó)有部門的相對(duì)應(yīng)層收入較低。

表6 考慮地區(qū)和性別因素后不同百分位上工資差距

四、結(jié)論

本文采用分位數(shù)回歸方法從整體收入分布視角對(duì)國(guó)有部門和非國(guó)有部門工資差異進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)部門間工資差異不僅表現(xiàn)在均值水平上，而且表現(xiàn)在不同收入層上，符合收入層越高差異越大的規(guī)律；受教育水平和個(gè)人特征等控制變量確實(shí)能解釋工資差異中一部分，但仍有相當(dāng)大部分工資差異是無(wú)法解釋的。在此基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用DFL分解技術(shù)將部門間工資差異進(jìn)行分解，得到的結(jié)果與分位數(shù)回歸保持一致。需要指出的是，將分解后仍無(wú)法解釋的部分歸為不合理部分，筆者認(rèn)為該不合理部分是由于不同所有制部門享有不同政策待遇所致，職工工資差異是其表現(xiàn)方式之一。同時(shí)按性別和地區(qū)的不同分別進(jìn)行了穩(wěn)定性檢驗(yàn)。東部地區(qū)和西部地區(qū)在各百分位上的部門間工資差異明顯，中高百分位上工資差異最大；對(duì)中部地區(qū)來(lái)說(shuō)，非國(guó)有部門高收入層工資更多，其較高百分位上工資差異為負(fù)值，可見不同地區(qū)不同收入層國(guó)有部門和非國(guó)有部門工資差異明顯。在部門間性別不同造成的工資差距分析中，得到了和已有研究一致的結(jié)論，即女性部門間工資差異顯著大于男性；對(duì)男性而言，處于中低收入層則在國(guó)有部門比在非國(guó)有部門收入高，處于高收入層在非國(guó)有部門比在國(guó)有部門收入高。

本文的結(jié)論表明，國(guó)有部門和非國(guó)有部門職工工資存在很大差異，這種差異正是國(guó)有部門不合理工資決定機(jī)制對(duì)市場(chǎng)機(jī)制的偏移。若是為了解決收入分配不平等，改變國(guó)有部門所有制性質(zhì)是不可行的，畢竟國(guó)有部門既關(guān)系國(guó)家黨政機(jī)關(guān)又涉及國(guó)家命脈企業(yè)。要改善國(guó)有部門和非國(guó)有部門間職工工資差異，應(yīng)強(qiáng)化對(duì)國(guó)有部門的監(jiān)督管理，建立合理的績(jī)效考核和激勵(lì)約束機(jī)制，并有效控制其預(yù)算成本體系，防止過(guò)度在職消費(fèi)和限制個(gè)人報(bào)銷數(shù)額；其次，需對(duì)國(guó)有企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)權(quán)改革，鼓勵(lì)非公有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，提高非國(guó)有部門職工收入；最后還要打破勞動(dòng)力市場(chǎng)分割，使普通勞動(dòng)者在就業(yè)時(shí)能夠享有公平的機(jī)會(huì)和平等的地位，消除國(guó)有部門進(jìn)入壁壘。

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