勞動(dòng)制度對(duì)部門工資差異的影響

勞動(dòng)制度對(duì)部門工資差異的影響

一、引言在主流經(jīng)濟(jì)學(xué)中，假設(shè)勞動(dòng)要素市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)的，工資率則等于勞動(dòng)要素的邊際生產(chǎn)力。因此，不同的部門，只要?jiǎng)趧?dòng)要素的邊際生產(chǎn)力相同，工資率也應(yīng)該相同。但是當(dāng)勞動(dòng)要素市場(chǎng)違背此假設(shè)，比如出現(xiàn)市場(chǎng)分割，不同的市場(chǎng)具有各自的工資決定機(jī)制，就會(huì)造成同工不同酬的現(xiàn)象。這樣，就會(huì)出現(xiàn)部門間的工資差異。早在1977年，史密斯(Smith)率先研究發(fā)現(xiàn)，美國的公有部門與私人部門之間存在工資差異，而且工資差異可以分解為部門生產(chǎn)率和政府化程度差異。其中部門生產(chǎn)率差異體現(xiàn)了市場(chǎng)因素在工資決定中的作用，而政府化程度則反映了非市場(chǎng)化因素在工資差異中的影響。之后，部門工資差異引起廣泛的討論（Gaag和Vijverberg,1988;Christofides和Pashardes,2002;Panizza和Zhen,2005）。諸文獻(xiàn)采用的數(shù)據(jù)雖然來源不同，卻均發(fā)現(xiàn)了部門間的工資差異，最終都把工資差異分解為特征差異和系數(shù)差異，其中前者體現(xiàn)了市場(chǎng)機(jī)制的影響，而后者則體現(xiàn)了非市場(chǎng)機(jī)制的作用。在市場(chǎng)機(jī)制的作用下，人力資本稟賦越高，工資率也較高，而非市場(chǎng)因素如制度的缺失等會(huì)扭曲市場(chǎng)化的工資水平，從而會(huì)出現(xiàn)工資歧視或工資溢價(jià)現(xiàn)象。我國改革開放之前，計(jì)劃經(jīng)濟(jì)下的工資決定機(jī)制中，企業(yè)等微觀經(jīng)濟(jì)單位缺乏獨(dú)立的工資決定權(quán)，因此部門之間的工資差異不是很明顯。隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)改革的不斷推進(jìn)，市場(chǎng)機(jī)制在工資決定中發(fā)揮的作用越來越重要。與此同時(shí)，不同所有制部門間出現(xiàn)了教育回報(bào)率的差異（Zhangetal,2005；邢春冰，2005）。教育回報(bào)率不同反映了部門間工資決定機(jī)制的差異：國有部門多以非市場(chǎng)化因素作為依據(jù)決定本部門從業(yè)人員的工資，而非國有部門則多以市場(chǎng)機(jī)制決定為導(dǎo)向(Meng,2000)。國有部門與非國有部門不同的工資決定機(jī)制，反映了我國勞動(dòng)力市場(chǎng)在不同所有制結(jié)構(gòu)上的分割。因此，勞動(dòng)力市場(chǎng)分割是導(dǎo)致部門間工資差異的重要原因（陳弋等，2005；邢春冰，2006）。張車偉、薛欣欣(2008)在市場(chǎng)分割論的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)工資歧視或發(fā)現(xiàn)溢價(jià)是造成工資差異的直接原因。由上述國內(nèi)外文獻(xiàn)可知，造成部門間工資差異的原因大致可以歸納為兩大類：一類是部門間人力資本特征的差異，這種差異最終通過市場(chǎng)機(jī)制的作用傳導(dǎo)到工資決定機(jī)制上。另一類是非市場(chǎng)因素造成的回報(bào)率系數(shù)的差異。而在后者研究中，雖然承認(rèn)制度作為非市場(chǎng)因素對(duì)部門間工資差異的影響，但關(guān)于勞動(dòng)制度對(duì)部門工資差異的影響的定量研究還非常少。通常的研究中，假定國有部門和非國有部門執(zhí)行勞動(dòng)制度的力度是相同的。即假設(shè)不同所有制部門均遵守勞動(dòng)制度的前提下，分析部門間的工資差異。很顯然，當(dāng)不同部門并不全都遵守勞動(dòng)制度如勞動(dòng)法的規(guī)定時(shí)，即使控制人力資本變量和部門其他特征變量，可能仍然無法解釋工資差異的全部。我國1995年《勞動(dòng)法》自頒布以來，在推進(jìn)勞動(dòng)市場(chǎng)改革、理順勞資關(guān)系方面發(fā)揮了一定的作用。但近幾年來，其在勞資關(guān)系監(jiān)管上的缺陷也日漸暴露出來。針對(duì)這種情況，對(duì)原有的勞動(dòng)關(guān)系立法模式做出重大調(diào)整的新《勞動(dòng)合同法》（此后稱新勞動(dòng)法），于2008年1月1日起正式施行。根據(jù)新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，新勞動(dòng)法是一次自上而下的、強(qiáng)制性制度變遷（戴維斯和諾斯，1979；林毅夫，1990）。新勞動(dòng)法第八十五條責(zé)令用人單位按相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)支付勞動(dòng)報(bào)酬、加班費(fèi)或者經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償。因此可以預(yù)期，在新的勞動(dòng)制度下，不遵守原勞動(dòng)法的微觀經(jīng)濟(jì)單位的員工會(huì)獲得原本應(yīng)該得到的經(jīng)濟(jì)利益，從而會(huì)對(duì)部門間的工資差異產(chǎn)生影響。市場(chǎng)里分割和支付制度的差異是造成部門間工資差異的主要原因，但國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)均以勞動(dòng)力市場(chǎng)比較規(guī)范為前提。如果勞動(dòng)力市場(chǎng)不規(guī)范，勞動(dòng)制度及其新舊更替顯然也可以解釋部門間的部分工資差異。目前，對(duì)于勞動(dòng)制度監(jiān)管缺失造成的部門工資差異的定量研究還非常少。本文的貢獻(xiàn)在于，利用新勞動(dòng)法實(shí)施影響的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，考察新勞動(dòng)法實(shí)施前后我國國有部門與非國有部門的工資差異，從中測(cè)度出勞動(dòng)制度在部門間工資差異中的效應(yīng)，并進(jìn)一步對(duì)工資差異的條件分布狀況進(jìn)行解析。二、國有部門與非國有部門工資差異及勞動(dòng)制度效應(yīng)本文數(shù)據(jù)來源于2008年8-12月山東大學(xué)（威海）勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所在山東、浙江、江蘇、河北、河南、陜西和寧夏七個(gè)省份多個(gè)地區(qū)關(guān)于新勞動(dòng)法對(duì)制造業(yè)企業(yè)勞動(dòng)者的影響調(diào)查。問卷通過被采訪者回憶的辦法，得到2007年和2008年上半年的固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)。在剔除掉信息不全的樣本后，保留下來的樣本為1714個(gè)，其中國有部門的樣本量有344個(gè)，非國有部門的樣本量為1370個(gè)。本文的數(shù)據(jù)用相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減。1、兩部門工資差異表1給出兩個(gè)部門的工資差異。首先，從工資的平均值看，國有部門相對(duì)非國有部門具有明顯的工資優(yōu)勢(shì)。國有部門的平均工資是非國有部門的1.39倍。從教育程度看，本科以上學(xué)歷的兩個(gè)部門的工資比為1.07，大專學(xué)歷的兩個(gè)部門的工資比則增加到1.30，高中和中專學(xué)歷的兩個(gè)部門的工資比最高，為1.39，初中以下學(xué)歷的兩部門工資比則為1.35。由國有部門與非國有部門的教育程度的回報(bào)率的比值可以看出，較高學(xué)歷的勞動(dòng)者在兩個(gè)部門的回報(bào)率比較接近，而低學(xué)歷的勞動(dòng)者則報(bào)酬相差甚遠(yuǎn)，其中國有部門的勞動(dòng)者明顯具有工資優(yōu)勢(shì)。由上述分析可以看出，國有部門的勞動(dòng)者確實(shí)享有所有制市場(chǎng)分割帶來的好處，這同張車偉、薛欣欣(2008)的結(jié)論是一致的。再看工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)部門工資差異的影響。國有部門與非國有部門的0-10年工作經(jīng)驗(yàn)的勞動(dòng)者的工資比為1.36，10-20年工作經(jīng)驗(yàn)的工資比為1.35，而20年以上工作經(jīng)驗(yàn)的工資比則為1.58。從中可以看出，相同工作經(jīng)驗(yàn)的國有部門的勞動(dòng)者同樣具有工資上的優(yōu)勢(shì)。再比較各部門內(nèi)部的工資差異。從表1可以大致看出，國有部門的勞動(dòng)者工作經(jīng)驗(yàn)越長，工資越高，而非國有部門則相反，工作經(jīng)驗(yàn)越少的反而工資較高。這大概是由部門工資決定的制度因素造成的，國有部門通常是以資格論收入，而非國有部門的工資則是以效率論。從不同性別的工資差異看，兩部門的男性的工資比為1.31，而女性兩部門的工資比則為1.51，從中可以看出，女性的部門工資差異要顯著大于男性兩部門的工資差異。從中還可以看出，國有部門的男性、女性相對(duì)非國有部門的男性與女性均享有勞動(dòng)力市場(chǎng)分割帶來的工資好處。由以上分析可知，無論從哪個(gè)角度看，相對(duì)非國有部門，國有部門均享有工資上的優(yōu)勢(shì)。正如上面分析的，勞動(dòng)法作為一種正式的勞動(dòng)制度，同樣會(huì)影響部門間的工資差異。為了檢驗(yàn)新勞動(dòng)法實(shí)施對(duì)部門工資差異的影響，接下來通過描繪工資分布圖，以檢驗(yàn)勞動(dòng)制度效應(yīng)。2、勞動(dòng)制度效應(yīng)圖1新勞動(dòng)法實(shí)施前的兩部門工資分布圖2新勞動(dòng)法實(shí)施后的兩部門工資分布圖1、2給出了新勞動(dòng)法實(shí)施前后的國有部門與非國有部門工資（對(duì)數(shù)）的分布。從中可以看出，相對(duì)于2007年，新勞動(dòng)法實(shí)施后，國有部門的勞動(dòng)者工資分布總體變化不大。而非國有部門的勞動(dòng)者的工資分布整體向右移動(dòng)，說明非國有部門的勞動(dòng)者的工資收入普遍有所提高。而且這種變化是一種系統(tǒng)性的變化，可以初步判斷是新勞動(dòng)法實(shí)施影響的結(jié)果。該判斷是否正確，接下來將通過國有部門與非國有部門工資方程的估計(jì)予以檢驗(yàn)和度量。三、勞動(dòng)制度效應(yīng)與工資決定為了進(jìn)一步檢驗(yàn)勞動(dòng)制度對(duì)國有部門與非國有部門勞動(dòng)者工資的影響，設(shè)定2008年這個(gè)虛擬變量，然后分別估計(jì)國有部門與非國有部門的工資決定方程。如果兩個(gè)方程中的2008年變量均顯著，說明勞動(dòng)制度更替確實(shí)對(duì)兩個(gè)部門的勞動(dòng)者有顯著的效應(yīng)。以下分別用兩步法和百分位數(shù)模型進(jìn)行估計(jì)。（一）兩步法估計(jì)1、模型設(shè)定由于勞動(dòng)者個(gè)體進(jìn)入國有部門或者是非國有部門工作是非隨機(jī)的，即存在部門選擇的內(nèi)生性問題。所以直接估計(jì)兩部門工資方程就會(huì)造成估計(jì)值出現(xiàn)偏誤。Heckman(1974,1979)很早就關(guān)注非隨機(jī)選擇的內(nèi)生性問題，并提出解決該問題的兩階段方法。在部門選擇基礎(chǔ)上，國有部門和非國有部門的工資方程分別設(shè)定為：2、估計(jì)結(jié)果表2報(bào)告了勞動(dòng)制度影響下的國有部門與非國有部門的工資方程。其中2008年作為虛擬變量，用來指示兩部門的工資受新勞動(dòng)法的影響的方向及程度。工資方程和差異檢驗(yàn)均顯著。工資方程估計(jì)結(jié)果顯示，新勞動(dòng)法對(duì)兩個(gè)部門的工資影響均顯著，且對(duì)非國有部門的影響顯著大于對(duì)國有部門的影響。此外，選擇性偏差對(duì)兩個(gè)部門的勞動(dòng)者的工資同樣有顯著的影響，但就采集的樣本看，對(duì)國有部門的影響較大。此外，通過比較兩個(gè)部門的工資方程，還可以得到如下結(jié)論：首先，工作經(jīng)驗(yàn)和教育程度在不同部門工資決定中的作用有差異。工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)兩個(gè)部門的影響均顯著且為正，國有部門的工作經(jīng)驗(yàn)前的系數(shù)為0.0144，而非國有部門則為0.0092，可知工作經(jīng)驗(yàn)在國有部門工資中作用更大。這與前面得到的結(jié)論是相同的。教育程度在國有部門與非國有部門的系數(shù)分別為0.0871和0.1083，這說明，學(xué)歷對(duì)非國有部門的勞動(dòng)者影響更大。其次，企業(yè)規(guī)模對(duì)不同部門的勞動(dòng)者的工資影響不同。結(jié)果顯示，國有部門規(guī)模越大，反而工資越低，而非國有部門剛好相反。最后，區(qū)域因素對(duì)部門工資差異影響不大。由以上分析可以看出，國有部門與非國有部門工資決定是有差異的，國有部門仍然存在“論資排輩”的問題，并明顯分享到市場(chǎng)分割帶來的好處。新勞動(dòng)法對(duì)兩部門均有顯著影響，但非國有部門所受影響更大。以上分析均假定，各控制變量在工資分布的不同區(qū)間，對(duì)工資具有相同的影響，即各變量的回報(bào)率在工資分布區(qū)間具有同質(zhì)性。實(shí)際上，在工資分布的不同位置，同一變量對(duì)工資的影響可能是有差異的，因此不同工資分布區(qū)間會(huì)呈現(xiàn)相同變量影響的異質(zhì)性特征?；谠撍枷?，為了進(jìn)一步分析新勞動(dòng)法對(duì)不同工資分布區(qū)間的影響的差異，以下進(jìn)行分位數(shù)估計(jì)。（二）分位數(shù)估計(jì)1、分位數(shù)模型分位數(shù)回歸的基本想法是由Koenker和Bassett(1978)引入經(jīng)濟(jì)學(xué)分析的，分位數(shù)回歸是穩(wěn)健性質(zhì)強(qiáng)于OLS的回歸技術(shù)之一。分位數(shù)回歸可以選取任一分位數(shù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。2、分位數(shù)估計(jì)結(jié)果表3報(bào)告了國有部門和非國有部門各自在三個(gè)代表性的分位上的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果顯示，新勞動(dòng)法對(duì)兩個(gè)部門工資分布區(qū)間的影響是有差異的。2008年變量在兩部門各分位上的系數(shù)均顯著、且為正。具體說來，在工資分布的最低端，國有部門第25個(gè)百分位數(shù)上的2008年系數(shù)估計(jì)值為0.1109，而非國有部門在該分位上2008年系數(shù)估計(jì)值為0.1992，二者相差0.083。而在工資分布的最高端，非國有部門2008年系數(shù)估計(jì)值仍然高于國有部門，但相對(duì)最低端二者差距有所減小，僅相差0.0682。而在中位數(shù)上，二者差為0.0755。由此可以看出，在各代表分位上，新勞動(dòng)法對(duì)非國有部門的影響要大于國有部門，而且二者之間的差距依分位從低到高，依次遞減。由表3還可以看出，教育回報(bào)率在國有部門各分位上相差甚小，而非國有部門則分位越高，教育回報(bào)率越高。而且，各分位的非國有部門的教育回報(bào)率均高于對(duì)應(yīng)分位的國有部門。如果把非國有部門的教育回報(bào)率看作是市場(chǎng)機(jī)制決定的回報(bào)率，很顯然存在國有部門的這部分人力資本被低估的現(xiàn)象，而且分位越高，被低估的現(xiàn)象越突出。張車偉、薛欣欣(2008)得到了相同結(jié)論。從工作經(jīng)驗(yàn)的工資差異看，在工資分布的第一個(gè)四分位數(shù)上，國有部門的工作經(jīng)驗(yàn)影響不顯著，非國有部門則有顯著的正的影響。在第二、三個(gè)四分位上，國有部門的工作經(jīng)驗(yàn)的作用均大于同一分位上的非國有部門，而且二者之間的差異隨著分位數(shù)的上升，顯著增加。從區(qū)域工資差異看，在各分位數(shù)上，中部地區(qū)和西部地區(qū)的兩部門工資均低于東部地區(qū)。由兩步法估計(jì)結(jié)果可以看出，國有部門與非國有部門工資決定是有差異的。而由國有部門與非國有部門代表性的分位數(shù)的回歸可以看到，不同變量的回報(bào)率在工資分布的不同區(qū)間是有差異的?；貓?bào)率的差異必然對(duì)兩部門的平均工資及工資差異的分布產(chǎn)生影響。兩部門平均工資差異及分布差異到底是什么因素決定的？各因素在部門差異中起了多大作用？以下就平均工資差異和分位數(shù)差異進(jìn)行分解。四、國有部門與非國有部門工資差異分解1、平均工資分解對(duì)不同群組的工資差異進(jìn)行分解傳統(tǒng)的方法是Blinder-Oaxaca分解法，該方法基于Blinder(1973)和Oaxaca(1973)的分解框架，把不同群組的工資差異分解成兩部分——可解釋部分和不可解釋部分。其中前者是由群組的個(gè)體特征與稟賦差異造成的，后者則是不同群組系數(shù)差異化的結(jié)果。同樣，國有部門與非國有部門由于勞動(dòng)者的個(gè)體特征以及要素稟賦差異，會(huì)帶來工資差異。此外，由于工資方程含有選擇偏差項(xiàng)，分解時(shí)要進(jìn)行特別的處理。處理方法參照Neuman和Oaxaca(2003)，經(jīng)過處理后，得到含有選擇偏差項(xiàng)的分解式：(3)式是加上選擇偏差后的分解式，等式右邊前兩項(xiàng)相加是修正后的特征差異，后兩項(xiàng)相加是修正后的系數(shù)差異。(3)式分解結(jié)果見表4。從分解結(jié)果看，新勞動(dòng)法實(shí)施前，兩個(gè)部門對(duì)數(shù)工資總差異為-0.4380，即國有部門工資比非國有部門高54.96%①。其中，由部門個(gè)體特征引起的差異為0.1866，占總差異的42.6%；系數(shù)差異為0.2514，占總差異的57.4%。由于把系數(shù)差異看作非市場(chǎng)因素的作用，因此，在新勞動(dòng)法實(shí)施之前，國有部門與非國有部門的工資差異更大程度上是因?yàn)樗兄剖袌?chǎng)分割導(dǎo)致的。實(shí)施新勞動(dòng)法后，兩個(gè)部門的工資對(duì)數(shù)總差異下降為0.3011，國有部門工資比非國有部門高出35.13%。其中，由部門個(gè)體特征引起的差異為0.1514，占總差異的50.28%；由于回報(bào)率引起的系數(shù)差異為0.1497，占總差異的49.72%。這說明，受新勞動(dòng)法的影響，盡管國有部門仍享有工資優(yōu)勢(shì)，但非市場(chǎng)因素作用的程度有所下降，而仍然存在的工資差異更大程度上是因?yàn)槭袌?chǎng)因素作用的結(jié)果。由此看來，新勞動(dòng)法作為一種新的制度安排，規(guī)范了非國有部門的工資制度，縮小了部門間的工資差異。從特征差異分解情況看，工作經(jīng)驗(yàn)在新勞動(dòng)法實(shí)施前后，對(duì)兩部門工資差異的影響并不顯著。而來自工作經(jīng)驗(yàn)及工作經(jīng)驗(yàn)的平方的系數(shù)差異均在統(tǒng)計(jì)上顯著，說明工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)兩部門工資差異的影響主要來源于系數(shù)差異。新勞動(dòng)法實(shí)施后，系數(shù)差異有所減小。從學(xué)歷對(duì)工資差異的分解看，大專以上學(xué)歷的特征差異均不顯著，而高中及初中以下學(xué)歷的特征差異均顯著，而且在實(shí)施新勞動(dòng)法后，高中及初中以下學(xué)歷的勞動(dòng)者特征差異均有所增加；所有學(xué)歷的系數(shù)差異均顯著為正，而且學(xué)歷越低，系數(shù)差異反而越大，說明國有部門的勞動(dòng)力確實(shí)享受到市場(chǎng)分割帶來的工資優(yōu)惠，非市場(chǎng)因素對(duì)兩部門的工資差異影響非常顯著。另外，我們還注意到，受新勞動(dòng)法實(shí)施的影響，所有學(xué)歷的系數(shù)差異均下降，說明勞動(dòng)制度的變革使非國有部門的勞動(dòng)者也開始分享到非市場(chǎng)因素對(duì)工資的正影響。從性別工資差異的分解看，無論是特征差異還是系數(shù)差異均不顯著，說明兩部門各自的性別工資差異不明顯。其他的變量分解，因篇幅原因，這里不再贅述。由以上的分解結(jié)果，可以大致看出，國有部門的勞動(dòng)者確實(shí)利用所有制帶來的市場(chǎng)分割，享受了非國有部門享受不到的工資優(yōu)勢(shì)。但對(duì)比新勞動(dòng)法實(shí)施前后的分解結(jié)果，盡管新勞動(dòng)制度實(shí)施后，國有部門依然享有非市場(chǎng)因素帶來的工資上的優(yōu)勢(shì)，但這種優(yōu)勢(shì)有縮小的趨勢(shì)。而這也正是新勞動(dòng)法實(shí)施的基本目標(biāo)之一：確保各部門的勞動(dòng)者均能獲取應(yīng)該得到的利益，使收入分配趨向公平。以上分解是基于工資分布各區(qū)間回報(bào)率的同質(zhì)性假設(shè)。當(dāng)放松該假設(shè)，即承認(rèn)不同的工資分布區(qū)間的回報(bào)率存在差異性時(shí)，需要著眼于整個(gè)工資分布區(qū)間進(jìn)行分解。2、分位數(shù)分解由于分位數(shù)分解過程中需要求取反事實(shí)狀態(tài)下的工資分布，但這樣的方法有很多。②本文使用的是BlaiseMelly(2005,2006)的分解方法。這種方法同Machado和Mata(2005)的分解方法一樣，同樣采用了自舉重復(fù)抽樣法來構(gòu)造反事實(shí)狀態(tài)下的工資分布。按照BlaiseMelly(2005,2006)的分解方法，自舉重復(fù)抽樣200次，對(duì)國有部門和非國有部門在不同的分位上的工資差異進(jìn)行了分解。新勞動(dòng)法實(shí)施前后的分解結(jié)果分別見圖3和圖4。圖3、4中，橫軸是各分位的工資分布，縱軸是工資對(duì)數(shù)差異，三條線依次代表總差異、特征差異和系數(shù)差異曲線。其中，特征差異曲線代表市場(chǎng)因素作用下的工資分布各分位數(shù)的工資差異，系數(shù)差異曲線代表非市場(chǎng)因素作用下的工資差異，因此總差異曲線對(duì)特征差異曲線的偏離可看作國有部門工資決定機(jī)制對(duì)市場(chǎng)機(jī)制的偏離。圖32007年部門工資差異的分位數(shù)分解圖42008年部門工資差異的分位數(shù)分解從圖3和圖4中曲線的總體走向看，新勞動(dòng)法實(shí)施前總差異、特征差異和系數(shù)差異三條曲線與實(shí)施后的對(duì)應(yīng)的各曲線的大致走勢(shì)是一樣的。其中，在整個(gè)工資分布區(qū)間，總差異曲線在極低分位端突然上升，在極高分位端，又陡然下降。特征差異線則經(jīng)歷了一個(gè)快速上升，之后緩慢上升，最后突然下降的過程。至于系數(shù)差異線的運(yùn)動(dòng)軌跡類似于總差異線。從工資分布區(qū)間差異變動(dòng)情況看，總差異曲線在分位數(shù)兩端的差異要小于分位數(shù)中間的差異，其中，在分位數(shù)低端區(qū)域系數(shù)差異起主導(dǎo)作用，而高端區(qū)域人力資本稟賦決定的特征差異則起主導(dǎo)作用。至于特征差異曲線，新勞動(dòng)法實(shí)施前后，在某一分位數(shù)之前，系數(shù)差異曲線位于特征差異的上方，系數(shù)差異是部門工資差異的主要來源；在該分位數(shù)之后，特征差異曲線位于系數(shù)差異曲線的上方，此時(shí)，特征差異成為部門工資差異的主要來源。由此可以看出，處于分位數(shù)越低的區(qū)域，非市場(chǎng)因素對(duì)于工資差異越有可能起決定性作用；處于分位數(shù)越高的區(qū)域，市場(chǎng)機(jī)制越有可能起主導(dǎo)作用。從勞動(dòng)制度對(duì)總差異曲線影響看。新勞動(dòng)法實(shí)施前，在第一個(gè)十分位的位置，達(dá)到整個(gè)工資分布區(qū)間差異的最高值0.54，在第99個(gè)百分位數(shù)附近，則達(dá)到工資部門差異的最小值0.28；實(shí)施新勞動(dòng)法后，大致在第二個(gè)十分位數(shù)的位置，達(dá)到工資總差異最大值0.44左右，在第99個(gè)百分位數(shù)附近，則達(dá)到部門差異的最小值0.20。由此可知，受新勞動(dòng)法的影響，2008年的總差異曲線相對(duì)2007年的總差異曲線整體向下平移。再看勞動(dòng)制度對(duì)特征差異的影響。新勞動(dòng)法實(shí)施前，在第一個(gè)百分位數(shù)取得部門差異的最小值0.05，在第97個(gè)百分位數(shù)取得部門工資差異的最大值0.26；新勞動(dòng)法實(shí)施后，在第一個(gè)百分位數(shù)取得部門差異的最小值0.11，在第94個(gè)百分位數(shù)取得最大值0.28。由此可以看出，在新勞動(dòng)法實(shí)施前后，特征差異變化不大。最后看系數(shù)差異。在新勞動(dòng)法實(shí)施前，在第一個(gè)百分位數(shù)取得部門差異的最大值0.40，然后快速下降，再突然上升，之后開始緩慢下降，最后在高分位區(qū)域陡然下降，在第98個(gè)百分位取得最小值0.04；實(shí)施新勞動(dòng)法后，系數(shù)差異先是上升，在第一個(gè)十分位數(shù)取得最大值0.28，然后開始緩慢下降，在高分位區(qū)域突然迅速下降，大致在第97個(gè)百分位數(shù)取得最小值0.15。由系數(shù)差異