李文溥 王燕武 鄭建清

一、問題的提出

提高普通勞動者的勞動報酬是調(diào)整我國國民收入“兩高一低”①“兩高一低”是指我國近十余年來在國民收入支出上出現(xiàn)的“高投資率、高凈出口率、低消費率”結(jié)構(gòu)失衡。結(jié)構(gòu)失衡，縮小收入差距，擴大國內(nèi)消費的重要方式，也是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，跨越中等收入陷阱，實現(xiàn)社會主義基本價值取向的必經(jīng)之路。近期的一些研究發(fā)現(xiàn)②李文溥、鄭建清、林金霞：《制造業(yè)勞動報酬水平與產(chǎn)業(yè)競爭力變動趨勢探析》，《經(jīng)濟學(xué)動態(tài)》2011年第8期；王燕武、李文溥、李曉靜：《基于單位勞動力成本的中國制造業(yè)國際競爭力研究——兼論勞工工資的上漲空間》，《統(tǒng)計研究》2011年第10期。：（1）在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)中③農(nóng)村居民收入嚴重低于城市居民而且差距不斷擴大，也是我國收入分配差距擴大、居民消費不足的重要原因之一。2010年，農(nóng)村居民人均純收入僅為城市居民的31.25%，占中國人口50%以上的農(nóng)村居民，其消費不到GDP的10%。參見廈門大學(xué)“中國季度宏觀經(jīng)濟模型（CQMM）”課題組：《中國宏觀經(jīng)濟預(yù)測與分析——2011年春季報告》2011年2月。，制造業(yè)平均工資水平嚴重偏低，是國民經(jīng)濟19個部門中最低的5個部門之一④其余四個部門是居民服務(wù)及其他服務(wù)業(yè)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、建筑業(yè)、住宿及餐飲業(yè)、農(nóng)林牧漁業(yè)。。相比發(fā)達市場經(jīng)濟國家，反差巨大（見表1）。（2）盡管近年來我國制造業(yè)的工資水平有較大幅度增長，但仍遠遠低于其勞動生產(chǎn)率的增長速度。從單位勞動成本（unit labor cost；ULC）角度看，我國制造業(yè)勞動成本基本沒有上升。同時，近10年來，無論是與主要出口競爭對手國還是主要出口對象國相比，我國制造業(yè)的相對單位勞動成本（relative unit labor cost，RULC）不僅較低，而且至今仍呈不斷下降趨勢。（3）伴隨著制造業(yè)工資水平的提升，我國制造業(yè)的利潤總額更快增長，制造業(yè)產(chǎn)品的國際貿(mào)易競爭力也在提升之中。因此，不論是與發(fā)達國家橫向比較，還是從我國制造業(yè)的國際競爭力狀況看，我國制造業(yè)都存在著提高工資水平的較大空間。

表1 2010年部分國家分行業(yè)平均周薪對比單位：美元

與此同時，中國國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡、消費占比下降卻嚴重制約著經(jīng)濟發(fā)展向內(nèi)源自主推動、國內(nèi)消費拉動方式的轉(zhuǎn)變，為縮小行業(yè)間收入差距、促進居民消費，進而提高消費占比，促進發(fā)展轉(zhuǎn)型，有必要進一步提高以制造業(yè)為代表的競爭性部門普通勞動者的工資水平。然而，提高制造業(yè)工資是否會傳遞到其他行業(yè)，引發(fā)其他行業(yè)的工資水平輪番上升，從而推動工資—物價螺旋性上漲？是值得研究的。

本文對我國部門間工資傳遞問題進行研究。我們將城鎮(zhèn)各部門分為以制造業(yè)為代表的競爭性行業(yè)和壟斷性行業(yè)，農(nóng)村分為農(nóng)村非農(nóng)行業(yè)及農(nóng)業(yè)，在統(tǒng)計分析的基礎(chǔ)上利用面板VAR模型考察各行業(yè)平均工資之間的傳遞作用。研究發(fā)現(xiàn)：首先，以制造業(yè)為代表的競爭行業(yè)與壟斷行業(yè)之間存在非市場性的工資傳遞效應(yīng)，這是我國近十幾年來，以制造業(yè)為代表的競爭行業(yè)與壟斷行業(yè)之間的工資差距持續(xù)擴大的根本原因；其次，制造業(yè)工資與農(nóng)村家庭勞均工資性收入之間存在正向傳遞效應(yīng)，但是，與農(nóng)村家庭勞均經(jīng)營性收入之間沒有明顯的傳遞效應(yīng)①農(nóng)村實際勞均收入是指農(nóng)村家庭勞動力的平均收入。其估算方法如下：（1）把歷年統(tǒng)計年鑒公布的農(nóng)村居民人均家庭經(jīng)營純收入（或人均家庭工資性收入）乘上鄉(xiāng)村常住人口數(shù)，得到農(nóng)村居民家庭經(jīng)營（或工資）總純收入。（2）再將總純收入除以鄉(xiāng)村就業(yè)人員中第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)，得到農(nóng)業(yè)就業(yè)人員的人均純收入。由于農(nóng)村常住人口中包括兒童、老年人等一些沒有或喪失勞動力的人口，因此，統(tǒng)計公布的農(nóng)村人均收入會明顯低于農(nóng)村勞均收入，后者更能代表農(nóng)村勞動者的實際收入。。這說明，農(nóng)村勞動力市場正在分化為農(nóng)村非農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)兩個分市場，農(nóng)民工與農(nóng)民逐漸成為不同的就業(yè)群體；第三，總體上，農(nóng)村部門的收入仍然具有較強的獨立性，城鄉(xiāng)勞動力市場的二元結(jié)構(gòu)特征依舊明顯。

二、文獻綜述

對于行業(yè)間工資差距問題，當(dāng)前國內(nèi)的研究多集中在對行業(yè)工資差異的原因探討。任國強、尚金艷（2011）指出，現(xiàn)有關(guān)于我國行業(yè)工資差距的研究，多從人力資本理論和制度理論方面來加以解釋，尤其是在制度方面，勞動力市場分割和所有制體制差異往往成為研究的切入點①任國強、尚金艷：《中國行業(yè)收入差距文獻綜述》，《華東經(jīng)濟管理》2011年第12期。。葉林祥等（2011）進一步總結(jié)出國內(nèi)學(xué)者在分析行業(yè)間、企業(yè)間工資差距時的兩種代表性觀點：一是認為行業(yè)壟斷是造成行業(yè)間、企業(yè)間工資差距的主要原因②葉林祥、李實、羅楚亮：《行業(yè)壟斷、所有制與企業(yè)工資收入差距》，《管理世界》2011年第4期。。其作用機制是壟斷行業(yè)通過資源占有和行政特權(quán)等非市場化手段，獲取超額利潤，提高行業(yè)工資回報，并將行業(yè)內(nèi)部高工資、高福利轉(zhuǎn)嫁給消費者或政府（如羅楚亮、李實，2007；史先誠，2007；金玉國、崔友平，2008；張原、陳建奇，2008；潘勝文，2009；岳希明等，2010；陳釗等，2010等）③羅楚亮、李實：《人力資本、行業(yè)特征與收入差距——基于第一次全國經(jīng)濟普查資料的經(jīng)驗研究》，《管理世界》2007年第10期；史先誠：《行業(yè)間工資差異和壟斷租金分享》，《上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2007年第2期；金玉國、崔友平：《行業(yè)屬性對勞動報酬的邊際效應(yīng)及其細部特征》，《財經(jīng)研究》2008年第7期；張原、陳建奇：《人力資本還是行業(yè)特征：中國行業(yè)間工資回報差異的成因分析》，《世界經(jīng)濟》2008年第5期；潘勝文：《典型壟斷行業(yè)職工收入狀況分析與對策》，《經(jīng)濟問題探索》2009年第1期；岳希明、李實、史泰麗：《壟斷行業(yè)高收入問題探討》，《中國社會科學(xué)》2010年第3期；陳釗、萬廣華、陸銘：《行業(yè)間不平等：日益重要的城鎮(zhèn)收入差距成因》，《中國社會科學(xué)》2010年第3期。。二是認為不同所有制企業(yè)間的勞動力市場分割是造成企業(yè)工資收入差距不斷擴大的潛在原因。其作用機制是非國有部門的工資決定主要以市場為導(dǎo)向，而國有部門的工資往往根據(jù)非市場因素來確定。因此，制度特征差異決定了企業(yè)的工資差異（如賴德勝，1998；Zhao，2002；陳戈等，2005；李荻等，2005；邢春冰，2005；Demurger et al.，2006等）④賴德勝：《教育勞動力市場與收入分配》，《經(jīng)濟研究》1998年第5期；Zhao.yan－h(huán)ui."Earnings Differentials between State and Non－state Enterprises in Urban China"，Pacific Economic Review.7（1），2002，pp.181－197；陳戈、Demurger、Fournie：《中國企業(yè)的工資差異和所有制結(jié)構(gòu)》，《世界經(jīng)濟文匯》2005年第6期；李荻、張俊森、趙耀輝：《中國城鎮(zhèn)就業(yè)結(jié)構(gòu)所有制結(jié)構(gòu)的演變：1988－2000》，《經(jīng)濟學(xué)季刊》2005年10月增刊；邢春冰：《不同所有制企業(yè)的工資決定機制考察》，《經(jīng)濟研究》2005年第6期；Demunger，F(xiàn)ournier，Li Shi and Wei Zhong."Economic Liberalization With Rising Segmentation in China's Urban Labor Market"，Asian Economic Papers，Vol.5，No.3，2006，pp.58－101.。最終，他們認為，行業(yè)壟斷和所有制特征都是影響行業(yè)收入差距的重要因素，但所有制的影響大于行業(yè)壟斷，行業(yè)壟斷與國有企業(yè)的結(jié)合才會導(dǎo)致日益擴大的企業(yè)工資差距。因此，控制行業(yè)收入差距，要高度重視國有企業(yè)的工資決定行為。

應(yīng)該說，已有的這些研究在解釋我國行業(yè)工資差異形成方面是比較深刻的，也符合中國的現(xiàn)實。特別是關(guān)于行業(yè)壟斷是造成行業(yè)間工資差距的主要原因的觀點幾乎已經(jīng)成為共識。但目前來看，上述研究并沒有涉及行業(yè)間工資傳遞機制及效應(yīng)，因此，也無法對本文第一部分所提出的問題進行解答。事實上，盡管勞動力市場分割以及行業(yè)壟斷的存在使得不同行業(yè)、不同所有制企業(yè)之間的工資決定機制是不同的，但是通過非市場渠道的傳遞，競爭性行業(yè)與壟斷行業(yè)之間仍然是存在工資傳遞效應(yīng)的。

關(guān)于部門間或行業(yè)間工資傳遞的理論探討，Balassa－Samuelson效應(yīng)假說（BS假說）以及Aukrust（1970）構(gòu)建的Scandinavian模型均指出，在市場經(jīng)濟中，貿(mào)易部門的工資快速增長會對其他部門產(chǎn)生明顯的工資傳遞效應(yīng)⑤Balassa，B."The Purchasing Power Parity Doctrine：A Reappraisal"，Journal of Political Economy，Vol.72（6），1964，pp.584－596；Aukrust，Odd，“PRIM I：A Model of the Price Income Distribution Mechanism of an Open Economy”，Review of Income and wealth 16（1），1970，pp.51－78.。BS假說中涉及部門間工資傳遞的觀點可以歸納為BS假說的 “國內(nèi)版本”（Gaetano D｀Adamo，2011），即：生產(chǎn)率較高的貿(mào)易部門，工資水平也將較高；貿(mào)易部門的工資上漲將帶動非貿(mào)易部門的工資增長，從而實現(xiàn)一國內(nèi)部的工資均等化①Gaetano D｀Adamo."Wage spillovers across sectors in Eastern Europe"，ISSN working paper，2011.。而Scandinavian模型則認為“暴露部門”的工資上漲將引起“隱蔽部門”工資的等比例上升②“暴露部門”指的是參與國際產(chǎn)品競爭的開放經(jīng)濟部門，具體包括大多數(shù)制造業(yè)、一部分農(nóng)業(yè)和礦業(yè)、航運業(yè)等；“隱蔽部門”則指封閉經(jīng)濟部門，包括一些由于受政府保護，或其本身性質(zhì)，而完全不受外來競爭壓力或受到的壓力極輕的行業(yè)，如建筑業(yè)、公用事業(yè)、一部分制造業(yè)和農(nóng)業(yè)及大多數(shù)服務(wù)性行業(yè)等。這種部門分類方法與Balassa－Samuelson假說中的貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的劃分方法基本相似。并且，工資傳遞的方向同樣也是“暴露部門”的工資上漲會引起“隱蔽部門”工資的等比例上升，即“暴露部門”是部門間工資傳遞的“領(lǐng)導(dǎo)者”。。由于制造業(yè)通常屬于貿(mào)易部門或“暴露部門”，因此，這兩個模型均認為制造業(yè)工資上漲將帶動其他部門工資上升。

不過，上述結(jié)論有兩個重要的前提：（1）存在統(tǒng)一而且自由流動的勞動力市場；（2）工資傳遞方向是從高工資部門向低工資部門傳遞的，制造業(yè)屬于工資較高的貿(mào)易部門。這兩個前提目前在我國尚不能成立。因此，BS假說和Scandinavian模型無法直接用來分析我國行業(yè)間的工資傳遞。

但是，除了市場化傳導(dǎo)方式之外，行業(yè)間的工資傳遞還可能存在著非市場化的傳導(dǎo)方式。它常常出現(xiàn)在不同行業(yè)工資決定機制存在明顯差異的轉(zhuǎn)軌制經(jīng)濟體中。Gaetano D'Adamo（2011）對東歐國家的研究表明，通過工資加成、“羨慕”效應(yīng)，短期內(nèi)非貿(mào)易部門和公共部門的工資變化會引起貿(mào)易部門的工資變動。原因在于：非貿(mào)易部門沒有外部競爭壓力，部門內(nèi)部的工資議價機制往往會導(dǎo)致更高的工資水平；而公共部門工資是外生決定的，其增長速度可以快于其他兩個部門的勞動生產(chǎn)率。這意味著，一旦貿(mào)易部門的工資發(fā)生變化，非貿(mào)易部門和公共部門可以通過內(nèi)部議價及外生設(shè)定工資等非市場化的手段來變動本部門的工資，不受勞動力自由流動的條件限制。

國內(nèi)方面，張平、王宏淼（2007）指出，受資產(chǎn)價格上漲的影響，近年來我國可貿(mào)易工業(yè)部門的工資傳遞效應(yīng)開始逐步顯現(xiàn)，尤其是可貿(mào)易工業(yè)部門的工資提高對農(nóng)業(yè)部門的工資傳遞效應(yīng)非常明顯，農(nóng)民的勞動力投入成本正逐步向進城打工的基本工資靠攏，這對農(nóng)產(chǎn)品成本和價格上漲有明顯的推動效應(yīng)③張平、王宏淼：《“雙膨脹”的挑戰(zhàn)與宏觀政策選擇》，《經(jīng)濟學(xué)動態(tài)》2007年第12期。；劉煜輝（2008）同樣認為工業(yè)部門的工資提高對農(nóng)業(yè)部門的工資傳遞效應(yīng)非常明顯，國內(nèi)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)出越來越受到可貿(mào)易工業(yè)部門的工人工資的影響④劉煜輝：《謹防貨幣政策傷害微觀效率誘發(fā)“滯脹”》，《上海證券報》2008年4月2日。。丁守海（2011）認為農(nóng)民工工資上漲可能會先通過二元分割的就業(yè)制度，推動城鎮(zhèn)勞動工資更快上漲，進而拉大城鄉(xiāng)勞動力收入差距⑤丁守海：《農(nóng)民工工資上漲不會直接助推通貨膨脹》，《中國社會科學(xué)報》2011年7月6日。。由于農(nóng)民工工資一般低于城鎮(zhèn)勞動力，該研究實際上顯示，在二元勞動力市場下，工資傳遞可以由低工資行業(yè)向高工資行業(yè)傳遞。姜勵卿、錢文榮（2012）則對公共部門與非公共部門之間的工資差距進行了研究，認為由于非公共部門的工資決定機制高度市場化，而公共部門“均衡式”的工資決定模式卻沒有得到根本改變。因此，非公共部門的工資基本由市場決定，而公共部門卻傾向于給本部門員工支付更多的工資溢價⑥姜勵卿、錢文榮：《公共部門與非公共部門工資差異的分位數(shù)回歸分析》，《統(tǒng)計研究》2012年第1期。。

綜上所述，國外的相關(guān)文獻研究主要以發(fā)達國家的競爭性勞動力市場為出發(fā)點，不符合中國的實際情況；而國內(nèi)相關(guān)文獻則傾向于將行業(yè)間工資差異作為一個整體來研究，討論導(dǎo)致行業(yè)間工資差距形成的原因，缺乏對行業(yè)間工資相互傳遞效應(yīng)的細致實證研究⑦張平、王宏淼（2007）、劉煜輝（2008）的研究基本上是理論探討，沒有進行實證檢驗；丁守海（2011）則將注意力放在城鄉(xiāng)工資傳遞的研究，缺乏對行業(yè)間工資傳遞的考量。。這為本文的研究提供了空間。

三、經(jīng)驗事實及理論假說

（一）我國行業(yè)間工資差距演變

目前測算行業(yè)間工資差距的指標有兩類：絕對指標和相對指標。前者主要包括極值差、離均差、方差和標準差，后者有基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、庫茲涅茨指數(shù)和變異系數(shù)等。本文選用標準差、極值差、極值比及變異系數(shù)測算我國19大類行業(yè)工資的差距演變情況。

結(jié)果顯示（表2）：首先，行業(yè)平均工資的標準差和極值差在樣本期間內(nèi)呈現(xiàn)逐漸增長趨勢。2010年，最高行業(yè)工資與最低行業(yè)工資的極值差達53429元，約為1994年的13.7倍。表明17年來我國行業(yè)間收入差距正在不斷擴大。其次，極值比在2008年達到最高（4.29）后，開始逐年下滑。到2010年，極值比下降為4.20。其主要原因是平均工資最低的農(nóng)林牧漁業(yè)在此期間工資增速加快，使得最高行業(yè)工資與最低行業(yè)工資的極值比出現(xiàn)下降趨勢。第三，平均工資變異系數(shù)逐漸增加。2010年，全行業(yè)的平均工資變異系數(shù)為0.359，1994年僅為0.212。1994－2010年，我國行業(yè)間工資差距在迅速擴大。

表2 1994－2010年中國行業(yè)平均工資差距變化情況

如果將國民經(jīng)濟各行業(yè)按照城鄉(xiāng)分類，同時將城鎮(zhèn)中的行業(yè)進一步分為壟斷性行業(yè)、競爭性行業(yè)兩組①行業(yè)種類是根據(jù)1994年國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準調(diào)整的。其中，壟斷性行業(yè)主要包括電力、煤氣及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、金融保險業(yè)、地質(zhì)勘察和水利管理業(yè)、衛(wèi)生體育和社會福利業(yè)、教育文化藝術(shù)及廣播電影電視業(yè)、科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)、國家機關(guān)政黨機關(guān)與社會團體業(yè)、交通運輸倉儲與郵電通信業(yè)；競爭性行業(yè)則主要包括采掘業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、社會服務(wù)業(yè)、批發(fā)零售貿(mào)易和餐飲業(yè)等。，統(tǒng)計分析結(jié)果顯示：不同的類、組之間以及它們內(nèi)部行業(yè)間的工資差距變動呈現(xiàn)出不同的變化趨勢②限于篇幅，這里我們只給出工資差異變異系數(shù)的統(tǒng)計分析結(jié)果。。

1.競爭性行業(yè)內(nèi)部工資差距變動趨勢

1994－2001年，競爭性行業(yè)內(nèi)部的平均工資變異系數(shù)基本維持在0.20左右，隨后在波動中緩慢下降 （圖1）。2002－2010年，縮小到0.173?？梢?，就競爭性行業(yè)內(nèi)部而言，近17年來，工資差距在縮小。如果把交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)也列入競爭性行業(yè)③交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)中的鐵路運輸業(yè)、航空運輸業(yè)及郵電通信業(yè)明顯屬于壟斷性行業(yè)，但公路運輸業(yè)、水路運輸業(yè)等行業(yè)則屬于競爭性行業(yè)，吸收了大量農(nóng)村剩余勞動力。，新的平均工資變異系數(shù)變化曲線在2000年以前與原有的曲線幾乎是重合的，2000年以后，二者差距逐漸擴大。主要原因是：2003年，交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)的平均工資同比增長了47.5%，而競爭性行業(yè)內(nèi)的其他行業(yè)最高漲幅僅為23.9%（采掘業(yè)）。不過，2003年之后，加入交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)的新的競爭性行業(yè)平均工資變異系數(shù)也出現(xiàn)了收斂趨勢 （圖1）。這說明，無論是否將交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)列為競爭性行業(yè)，都沒有改變競爭性行業(yè)內(nèi)部的工資傳遞趨勢：在所研究的時段內(nèi)，競爭性行業(yè)內(nèi)的平均工資水平趨于收斂。

圖1 競爭性行業(yè)內(nèi)部平均工資收入差距演變資料來源：整理自CEIC數(shù)據(jù)庫

2.壟斷性行業(yè)內(nèi)部工資差距變動趨勢

1994－2002年，壟斷性行業(yè)內(nèi)部的平均工資變異系數(shù)甚至低于競爭性行業(yè)（僅0.15左右），而且比較穩(wěn)定。從2003年起，壟斷性行業(yè)內(nèi)部的收入差距迅速擴大，到2010年，平均工資變異系數(shù)超過0.3，比2002年擴大了近1倍（圖2）。這說明，樣本期間內(nèi)，壟斷性行業(yè)的勞動力市場存在著與競爭性行業(yè)相反的市場性質(zhì)及發(fā)展趨勢。它原先的平均工資變異系數(shù)較小而穩(wěn)定，近10年來迅速擴大，是行業(yè)內(nèi)不同部門就業(yè)市場彼此隔絕、工資決定進一步非市場競爭化的結(jié)果。將交通運輸、倉儲和郵政通信業(yè)剔除出壟斷性行業(yè)，新的壟斷性行業(yè)平均工資變異系數(shù)的變動趨勢基本與原來一致，但是趨勢進一步強化了（圖2）。

圖2 壟斷性行業(yè)內(nèi)部平均工資收入差距演變資料來源：整理自CEIC數(shù)據(jù)庫

3.壟斷性行業(yè)與競爭性行業(yè)的工資差距變動趨勢

樣本期間內(nèi)，壟斷性行業(yè)與競爭性行業(yè)之間的平均工資變異系數(shù)不斷擴大，由1994年的0.16擴大到2009年的0.26（圖3）。不過，相比1997－2003年的快速增長，2004年以后，壟斷性行業(yè)與競爭性行業(yè)的平均工資差距擴大速度有所放緩。

圖3 壟斷性行業(yè)與競爭性行業(yè)的平均工資收入差距演變資料來源：整理自CEIC數(shù)據(jù)庫

4.城鄉(xiāng)行業(yè)間收入差距變動趨勢

我們分別用農(nóng)村家庭勞均經(jīng)營性收入和勞均工資性收入來表示農(nóng)村勞動者從事農(nóng)業(yè)及非農(nóng)的收入，并將其與城鎮(zhèn)各行業(yè)的工資放在一起分析。結(jié)果顯示：首先，加入農(nóng)村之后，擴大了國民經(jīng)濟各行業(yè)的整體收入差距。無論是壟斷性行業(yè)，還是競爭性行業(yè)，與農(nóng)村的收入變異系數(shù)均超過0.40，遠高于城鎮(zhèn)內(nèi)部各行業(yè)之間的平均工資變異系數(shù)，并且呈現(xiàn)逐漸上升的態(tài)勢（圖4），即城鄉(xiāng)之間的收入差距在不斷擴大。其次，壟斷性行業(yè)與農(nóng)村部門的平均收入變異系數(shù)明顯高于同時期競爭性行業(yè)與農(nóng)村部門的平均收入變異系數(shù)，可見，城鄉(xiāng)之間的收入差距更多是由于壟斷性行業(yè)的收入快速增長而擴大的。第三，相對于農(nóng)村勞均經(jīng)營性收入，農(nóng)村勞均工資性收入與城鎮(zhèn)行業(yè)尤其是與城鎮(zhèn)競爭性行業(yè)的工資差距較小。但是自2002年起，該收入變異系數(shù)由0.50左右上升到0.70左右，差距明顯擴大了。

圖4 城鄉(xiāng)各類行業(yè)收入差距趨勢變動資料來源：整理自CEIC數(shù)據(jù)庫

以上統(tǒng)計分析說明：（1）近17年來，我國行業(yè)間工資差距在擴大。分組分析說明，不同類型部門內(nèi)部以及部門間的變動趨勢不同。競爭性行業(yè)內(nèi)部的行業(yè)收入差距在縮小，說明競爭性行業(yè)作為一個整體，其勞動力市場正日趨統(tǒng)一而且競爭性在不斷提高之中；而壟斷性行業(yè)內(nèi)部的平均工資差距變動趨勢，則說明了在壟斷性行業(yè)擺脫了傳統(tǒng)的計劃經(jīng)濟體制之后，取而代之的卻是行業(yè)之間勞動力市場的彼此隔絕與分化；而壟斷性行業(yè)與競爭性行業(yè)之間的收入差距在擴大，說明在城鎮(zhèn)部門存在著至少兩類（壟斷性行業(yè)與競爭性行業(yè)）多個（競爭性行業(yè)及各個壟斷性行業(yè)）彼此隔絕的勞動力市場。（2）從競爭性行業(yè)內(nèi)部以及競爭性與壟斷性行業(yè)之間的平均工資變動趨勢可以看出，導(dǎo)致我國行業(yè)間收入差距擴大的主要根源是壟斷性行業(yè)。（3）農(nóng)村的收入遠遠低于城鎮(zhèn)，城鄉(xiāng)各行業(yè)之間的收入水平存在明顯差距，并且持續(xù)擴大。壟斷性行業(yè)與農(nóng)村之間的收入差距遠高于競爭性行業(yè)與農(nóng)村之間的收入差距。這說明壟斷性行業(yè)也是近年來我國城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的重要原因之一。

（二）理論假說

近17年來，中國出現(xiàn)了行業(yè)間工資差距逐漸擴大、城鄉(xiāng)之間收入差距擴大的明顯趨勢。這一趨勢用建立在競爭市場假說上的工資傳遞理論，如BS假說、Scandinavian模型等，顯然難以解釋。

本文將把制造業(yè)視為貿(mào)易部門，壟斷性行業(yè)視為非市場的非貿(mào)易部門，農(nóng)村部門視為非貿(mào)易的“隱蔽部門”，在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建一個三部門的工資傳遞模型，試圖對中國現(xiàn)有的部門間工資傳遞機制進行探討。為此，我們提出轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟多元勞動力市場工資傳遞方式的理論假說如下：

假說一：壟斷性行業(yè)具有保持與不斷擴大本行業(yè)在國民經(jīng)濟各部門中收入分配優(yōu)勢地位的強烈欲望與動機，市場勢力及政治談判能力使其擁有大大高于競爭性部門的工薪加成能力，因此，當(dāng)制造業(yè)工資上漲時，將會促使壟斷性行業(yè)的工資更快增長，從而導(dǎo)致行業(yè)間的收入差距進一步擴大。

假說二：制造業(yè)與農(nóng)村部門之間存在非對稱的收入傳遞效應(yīng)，即制造業(yè)工資上漲會帶動農(nóng)村部門的收入提高，但是，農(nóng)村部門的收入上漲不會引起制造業(yè)工資的上漲，或者至少不是等比例或更大比例的上漲。

下面通過計量模型驗證這兩個假說。

四、計量模型選擇和數(shù)據(jù)處理

1.研究模型的選擇

理論上，三部門都有可能成為工資傳遞的“領(lǐng)導(dǎo)者”，因此，無須甄別內(nèi)生變量或外生變量的VAR模型是一個很好的可用于部門間工資傳遞效應(yīng)研究的計量模型。但是VAR模型的有效估計需要較大數(shù)量的樣本觀測值，而我國全國層面的各行業(yè)工資序列普遍較短，難以滿足有效估計的需要，為此，我們進一步利用省際數(shù)據(jù)來研究這一問題，所使用的模型也就相應(yīng)變成PVAR模型，即面板VAR模型。

本文的數(shù)據(jù)樣本為1994－2009年全國25個省、直轄市、自治區(qū)的分行業(yè)城鎮(zhèn)單位職工的工資數(shù)據(jù)①扣除了西藏、重慶、廣西、新疆、河北以及山西，這些省份農(nóng)村勞動力人口及相應(yīng)的收入數(shù)據(jù)難以獲得。，橫截面?zhèn)€體個數(shù)（25）大于時間跨度（16年），可以類似地看成是微觀面板數(shù)據(jù)。考慮到我國省際之間變量可能存在的個體效應(yīng)以及模型估計方法的可操作性，本文將根據(jù)Inessa Love and Lea Ziccino（2006）提供的GMM估計方法來估計所構(gòu)建的PVAR模型②Inessa Love and Lea Ziccino."Financial Development and Dynamic Investment Behaviour：evidence from Panel VAR"，The Quarterly Review of Economics and Finance，Vol.46，2006，pp.190－210.?；臼阶尤缦拢?/p>

Yit表示個體i在時點t的m個內(nèi)生變量的m×1向量，Xit表示個體i在時點t的m個外生變量的m×1向量，γi表示個體i的m個內(nèi)生變量的個體固定效應(yīng)的m×1向量，φi、φi分別為個內(nèi)生變量和外生變量的滯后項估計系數(shù)，p為滯后階數(shù)，uit是殘差項。

2.數(shù)據(jù)處理

（1）變量選擇

為驗證上述假說，需要構(gòu)建制造業(yè)、壟斷行業(yè)以及農(nóng)村部門等3個變量。其中，制造業(yè)變量直接用分地區(qū)的制造業(yè)平均工資表示；壟斷行業(yè)變量用所有涉及行業(yè)的平均工資加權(quán)得到的；農(nóng)村部門變量分別是代表農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)收入的勞均經(jīng)營性收入，以及代表農(nóng)村從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入的勞均工資性收入。

（2）數(shù)據(jù)指標處理

制造業(yè)的平均工資數(shù)據(jù)，各地區(qū)均有較完備的統(tǒng)計；農(nóng)村家庭勞均經(jīng)營性和工資性收入，可以根據(jù)本文第二部分提供的算法估算得到；壟斷行業(yè)變量的平均工資數(shù)據(jù)，需要進一步從行業(yè)分類中整理得到。由于我國的國民經(jīng)濟行業(yè)分類在2002年發(fā)生了較大變化，為保持數(shù)據(jù)前后一致性，先要統(tǒng)一樣本區(qū)間內(nèi)的行業(yè)分類。借鑒陳貴富（2011）的研究，本文將2003年之后的數(shù)據(jù)按《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》（GB／T4754－1994）進行調(diào)整③陳貴富：《農(nóng)民工、非農(nóng)業(yè)部門經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)行業(yè)間的收入差距》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟》2011年第5期。。調(diào)整后的產(chǎn)業(yè)包括：農(nóng)、林、牧、漁業(yè)④這里的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)口徑偏小，不能代表農(nóng)村勞動力市場。本文用農(nóng)村家庭勞均經(jīng)營性和工資性收入來代替。；采掘業(yè)；制造業(yè)；電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)；建筑業(yè)；地質(zhì)勘查、水利管理業(yè)；交通運輸、倉儲和郵電通信業(yè)；批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè)；金融保險業(yè)；房地產(chǎn)業(yè)；社會服務(wù)業(yè)；文教衛(wèi)體社會福利業(yè)；科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)；國家機關(guān)、政黨機關(guān)和社會團體，共三大產(chǎn)業(yè)14個行業(yè)門類（表3）。統(tǒng)一行業(yè)分類后，估算壟斷行業(yè)的工資加權(quán)變量。具體做法是以各行業(yè)就業(yè)人數(shù)占行業(yè)就業(yè)人數(shù)的比重為權(quán)重，乘上對應(yīng)的各行業(yè)平均工資，最后加總得到的所需變量數(shù)據(jù)。為排除物價對工資的影響，所有變量均為實際可比值。為降低異方差情況的發(fā)生，所有變量均做對數(shù)化處理，取其對數(shù)值。

續(xù)表3

各地區(qū)城鎮(zhèn)單位分行業(yè)就業(yè)人員平均工資和就業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)來自CEIC數(shù)據(jù)庫及歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》；各地區(qū)鄉(xiāng)村人口數(shù)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村CPI數(shù)據(jù)、農(nóng)村家庭人均經(jīng)營性收入的數(shù)據(jù)來自各地區(qū)歷年統(tǒng)計年鑒①由于缺少1994－1996年各行業(yè)的就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)，在估算競爭行業(yè)及壟斷行業(yè)的工資數(shù)據(jù)時，用1997年的權(quán)重數(shù)據(jù)對1994－1996年的工資進行加權(quán)。。

五、模型的估計和穩(wěn)健性檢驗

（一）模型的估計

1.面板單位根檢驗

目前較常用的面板單位根檢驗有Levinlin檢驗、IPShin檢驗和Xtfisher檢驗。它們的共同假設(shè)是面板數(shù)據(jù)的個體截面之間相互獨立。研究表明，一旦放松這一假定，三種檢驗的有效性都將大幅度減弱（Maddala and Wu，1997；O'Connell，1998；Fabian，2002等）②Maddala and Wu."A Comparative Study of Unit Root Tests with Panel Data and a New Simple Test"，Oxford Bulletin of Economics and Statistics，Vol.61，1997，pp.631－652；O｀Connell."The Overvaluation of Purchasing Power Parity"，Journal of International Economics，Vol.44，1998，pp.1－19；Fabian."A note on the Use of Panel Unit Root Tests on Sectional Dependent Data：An Application to PPP"，Working paper，2002，Depatment of Economics，European University Institute，Italy.。由于經(jīng)濟發(fā)展模式大致相同，我國各省市之間的分行業(yè)工資數(shù)據(jù)可能存在同期相關(guān)性。所以，常用的Levinlin檢驗、IPShin檢驗和Xtfisher檢驗結(jié)果有可能是無效的。為此，本文用由Pesaran（2003，2007）提出的允許截面異質(zhì)性和截面同期相關(guān)的Pescadf檢驗來判斷模型變量是否存在單位根①Pesaran，H.."A Simple Panel Unit Root Test in the Presence of Cross Section Dependence"，Cambridge Working Papers in Economics 0346，2003，University of Cambridge；Pesaran，H.."A simple panel unit root test in the presence of crosssection dependence".Journal of Applied Econometrics，22（2），2007，pp.265－312；Taylor，Mark P.and Lucio Sarno."The behavior of real exchange rates during the post－Bretton Woods period"，Journal of International Economics，Vol46，1998，pp.281－312.Taylor and Sarno（1998）提出基于SUR模型的Madfuller檢驗也能夠處理截面?zhèn)€體的同期相關(guān)性，但是，由于Madfuller檢驗適用于T＞N的情況，比較而言，Pescadf檢驗更適用于本文的樣本數(shù)據(jù)。。

表4 變量的單位根檢驗

見表4，Levinlin檢驗和Xtfisher檢驗的結(jié)果顯示所有變量都是平穩(wěn)的；IPShin檢驗的結(jié)果顯示，只有農(nóng)村部門的變量是原階平穩(wěn)的，其余變量是不平穩(wěn)的；我們關(guān)注的Pescadf檢驗顯示制造業(yè)變量、壟斷行業(yè)變量和農(nóng)村部門中從事農(nóng)業(yè)的勞均經(jīng)營性收入變量是原序列平穩(wěn)的，農(nóng)村家庭勞均工資性收入變量是一階平穩(wěn)的。

2.PVAR模型的估計

由于沒有考慮外生變量，模型估計式可以改寫成：

Yit表示截面i在時點t的內(nèi)生變量向量組合，γi表示截面的個體固定效應(yīng)（4×1向量），φi則為內(nèi)生變量的滯后項估計系數(shù)，p為滯后階數(shù)，uit是殘差項。受樣本數(shù)據(jù)數(shù)量限制，在比較完模型各滯后階數(shù)估計結(jié)果的平穩(wěn)性之后，我們將滯后階數(shù)p設(shè)為1。模型估計方法采用的是GMM估計，模型設(shè)定為恰好識別。

（1）不包含農(nóng)村部門的模型估計

由于城鎮(zhèn)制造業(yè)變量和壟斷行業(yè)變量均是平穩(wěn)的，我們可以直接進行估計。兩部門的脈沖響應(yīng)結(jié)果如下：

第一，兩個變量對自身都具有力度較大的正向作用。制造業(yè)對自身沖擊的反應(yīng)是初期上漲0.066，隨后緩慢下滑，一直持續(xù)到10期以后才逐漸回歸水平狀態(tài)；壟斷性行業(yè)對自身沖擊的反應(yīng)是初期上漲0.050，隨后長期緩慢下滑（圖5）。

圖5 內(nèi)生變量之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)

第二，壟斷性行業(yè)對制造業(yè)變量沖擊的反應(yīng)是初期上漲0.048，前20期的累積效應(yīng)為0.301，為同期制造業(yè)變量沖擊對自身累積效應(yīng)的77.6%；而同時，制造業(yè)對壟斷性行業(yè)變量沖擊的反應(yīng)是初期上漲為0，最高單期為0.024，前20期的累積效應(yīng)為0.356，僅為同期壟斷性行業(yè)對自身累積效應(yīng)的52.9%。由于我們用的是對數(shù)變量，代表工資增長率，因此，這表明制造業(yè)變量沖擊對制造業(yè)工資增長率的作用大小，與其對壟斷性行業(yè)工資增長率的作用大小基本相同?？紤]到壟斷性行業(yè)的工資基數(shù)要遠遠高于制造業(yè)，可知，制造業(yè)工資上漲所引發(fā)的壟斷性行業(yè)相近比例的工資增長，會使得高工資的壟斷行業(yè)與低工資的制造業(yè)之間的工資絕對差距進一步擴大。另外，壟斷性行業(yè)工資上漲對制造業(yè)工資的影響呈現(xiàn)倒U型的沖擊曲線，這意味著盡管壟斷性行業(yè)工資上漲在初期對制造業(yè)工資沒有影響，但是隨后對制造業(yè)工資的推動作用將會慢慢增大，即壟斷性行業(yè)工資上漲對制造業(yè)工資存在滯后的傳遞效應(yīng)。

方差分解結(jié)果顯示：（1）制造業(yè)變量是自身最主要的解釋變量，長期貢獻率穩(wěn)定在66%的水平，壟斷性行業(yè)對其的影響隨著時間的增加而增大，由10期的22.00%，增長到30期的34.94%，這與壟斷性行業(yè)對制造業(yè)的長期脈沖反應(yīng)較大是一致的。（2）壟斷性行業(yè)方面，自身也是最主要的解釋變量，長期貢獻率達到76.48%，顯示出較強的獨立性；制造業(yè)對壟斷性行業(yè)的變動也有較大影響，短期貢獻率為27.72%，但隨時間的增加，逐漸減弱在23%左右（表5）。

表5 各變量預(yù)測均方誤差的分解

續(xù)表5

脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差分解的結(jié)果說明，較之壟斷性行業(yè)工資上漲對制造業(yè)工資的正向沖擊，制造業(yè)工資上漲會促使壟斷性行業(yè)的工資更快增長，從而導(dǎo)致行業(yè)間的收入差距進一步擴大。假說一成立。同時，盡管由于市場分割，勞動力難以自由流動，壟斷性行業(yè)的工資上漲在短期內(nèi)不會對制造業(yè)工資產(chǎn)生直接影響，但滯后的長期效應(yīng)不可忽視，即便其所導(dǎo)致的制造業(yè)工資上升的幅度較小。

（2）包含農(nóng)村部門的模型估計

我們先討論壟斷性行業(yè)、制造業(yè)和農(nóng)業(yè)部門之間的收入傳遞關(guān)系。由于三個變量都是平穩(wěn)的，可以直接進行模型估計。脈沖響應(yīng)的結(jié)果如下：第一，制造業(yè)與壟斷行業(yè)之間的關(guān)系除了在數(shù)值上略有增大外，其余行業(yè)間工資傳遞的方式、作用大小等均沒有發(fā)生改變，假說一依然成立。第二，制造業(yè)與農(nóng)業(yè)部門之間的關(guān)系明顯不同于假說二，制造業(yè)工資與農(nóng)業(yè)部門的收入之間的關(guān)系是負向的（圖6）。這說明，盡管理論上農(nóng)業(yè)部門向制造業(yè)的勞動力流動是自由的①就整體而言，制造業(yè)勞動力向農(nóng)業(yè)的流動未必是自由的，但是制造業(yè)中的農(nóng)村就業(yè)者回鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)，在理論上不存在障礙。，但是，制造業(yè)與農(nóng)業(yè)部門之間卻不存在流動無阻礙的統(tǒng)一勞動力市場。這些年來，隨著大量農(nóng)村青壯勞動力進城打工，留在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)勞動的主要是那些難以進城打工的老弱、婦女及文化程度較低的勞動力，那些常年進城打工的青壯勞動力已經(jīng)基本上退出了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，也不愿意再回到農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)。這樣，在制造業(yè)與農(nóng)業(yè)之間，就形成了新的勞動力市場分割。實際存在的就業(yè)門檻使得制造業(yè)與農(nóng)業(yè)之間的工資傳遞被阻隔了。方差分解證實了這一觀點（表6）：農(nóng)業(yè)部門對自身沖擊的長期貢獻率高達98%以上，基本與其他兩個行業(yè)沒有關(guān)系。

圖6 內(nèi)生變量之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)

表6 各變量預(yù)測均方誤差的分解

接下來研究壟斷性行業(yè)、制造業(yè)和農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門之間的收入傳遞關(guān)系。由于農(nóng)村家庭勞均工資性收入變量的原序列是非平穩(wěn)的，而其他兩個變量卻是平穩(wěn)的，為避免偽回歸情況的發(fā)生，我們將對上述三個變量進行面板協(xié)整檢驗。本文將使用 Westerlund（2007）、Persyn and Westerlund（2008）提出的基于誤差修正模型的Xtwest檢驗方法來判斷變量之間是否存在長期的協(xié)整關(guān)系①J.Westerlund."Testing for Error Correction in Panel Data".Oxford Bulletin of Economics and Statistics 69（6），2007，pp.709－748；Persyn and J.Westerlund，"Error Correction Based CointegrationTests for Panel Data".Stata Journal 8（2），2008，pp.232－241.。采用這種方法的原因是該檢驗方法允許截面異質(zhì)性、截面內(nèi)序列相關(guān)和截面之間相關(guān)性的存在，符合本文所使用樣本數(shù)據(jù)的情況②目前應(yīng)用較廣泛的面板協(xié)整檢驗方法主要是基于殘差的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗，包括Kao檢驗、Pedroni檢驗以及基于Fisher面板單位根檢驗的EG協(xié)整檢驗等。但是，這三種檢驗方法都限制了面板數(shù)據(jù)的截面相關(guān)性，與本文的研究對象可能不符。。協(xié)整檢驗的結(jié)果如下：

表7 Xtwest協(xié)整檢驗

可知：四個檢驗統(tǒng)計量中，只有假設(shè)截面同質(zhì)且序列不相關(guān)的Pt統(tǒng)計量不能拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，其余的統(tǒng)計量均顯著地拒絕原假設(shè)，認為存在協(xié)整關(guān)系；而運用Bootstrap方法重復(fù)計算四個統(tǒng)計量后，穩(wěn)健P值所顯示的結(jié)果依然成立（表7）?？紤]到本文使用的是歷年各省分行業(yè)平均工資數(shù)據(jù)，由于工資粘性的存在，有可能存在序列自相關(guān)，因此，Ga和Pa統(tǒng)計量檢驗的結(jié)果可能更具有效力。為此，我們認為上述變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系，并且結(jié)果是穩(wěn)健的，可以用來構(gòu)建PVAR模型①下文PVAR模型估計的結(jié)果是穩(wěn)定的，也后發(fā)驗證了變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。。模型估計的脈沖響應(yīng)及方差分解情況，如圖7、表8所示。

可以發(fā)現(xiàn)，第一，壟斷性行業(yè)對制造業(yè)變量沖擊的反應(yīng)是初期上漲0.050，前20期的累積效應(yīng)為0.18，為同期制造業(yè)變量沖擊對自身累積效應(yīng)的63.2%；而同時，制造業(yè)對壟斷性行業(yè)變量沖擊的反應(yīng)是初期上漲為0，最高單期為0.025，前20期的累積效應(yīng)為0.233，僅為同期壟斷行業(yè)對自身累積效應(yīng)的43.6%。因此，較之制造業(yè)對壟斷行業(yè)工資上漲的反應(yīng)，壟斷行業(yè)對制造業(yè)工資上漲的反應(yīng)要更大，假說一依然成立。第二，制造業(yè)工資上漲會引起農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門收入在初期上漲0.027，前20期的累積效應(yīng)為0.210，約為制造業(yè)同期自身累積效應(yīng)（0.285）的73.7%；反過來，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門收入上漲也會帶動制造業(yè)工資上升，并且呈現(xiàn)出倒U型的趨勢，即先由初期的無影響，迅速上升到最高的0.034，再逐漸下滑到穩(wěn)定水平。前20期的累積效應(yīng)為0.442，約為農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門同期自身累積效應(yīng)（0.883）的50.1%。因此，盡管農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門工資上升也會帶動制造業(yè)部門工資上漲，但相對而言，制造業(yè)工資上漲對農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門收入的推動作用要更大，即假說二成立。

從方差分解情況看，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門收入的長期貢獻率穩(wěn)定在92%左右，體現(xiàn)出較大的獨立性?？梢?，當(dāng)前我國的城鄉(xiāng)勞動力市場仍然存在較大的區(qū)別。此外，制造業(yè)及壟斷性行業(yè)自身的長期貢獻率均因此有所下降，分別為40%和53%左右。

圖7 內(nèi)生變量之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)

表8 各變量預(yù)測均方誤差的分解

（二）穩(wěn)健性檢驗

前面的研究只是基于市場競爭性將國民經(jīng)濟各部門分為競爭性與非競爭性（壟斷性）部門。但是，非市場競爭性部門內(nèi)部差別仍然是巨大的。有些行業(yè)雖然是非市場化的，但是并不存在著明顯的市場勢力與強大的政治談判能力，例如地質(zhì)勘查、水利管理業(yè)，2010年的行業(yè)平均工資甚至還低于制造業(yè)。為使模型結(jié)果更加穩(wěn)健，我們重新界定壟斷性行業(yè)變量，再進行模型估計。一方面盡量使變量的設(shè)計更合理；另一方面也可用來檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫷姆€(wěn)健性。我們將此前定義的壟斷性行業(yè)中的地質(zhì)勘查、水利管理業(yè)、文教衛(wèi)體社會福利業(yè)以及科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)等事業(yè)單位剔除出壟斷性行業(yè)，形成新的壟斷性行業(yè)變量，只包含交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè)、金融保險業(yè)等四個行業(yè)。重新估計的模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)如下：

圖8 脈沖響應(yīng)函數(shù)

對比圖8，可以發(fā)現(xiàn)，新模型變量間的脈沖響應(yīng)函數(shù)與前面的模型在顯著性水平、沖擊方向等方面基本一致。其中，壟斷性行業(yè)對制造業(yè)變量沖擊的反應(yīng)是初期上漲0.051，比原模型增長了0.001，而制造業(yè)對壟斷性行業(yè)變量沖擊的反應(yīng)是初期上漲為0，最高單期為0.0230，比原模型下降了0.003，因此，新的壟斷性行業(yè)變量進一步強化了制造業(yè)與壟斷性行業(yè)之間的工資傳遞關(guān)系，假說一依然成立。而制造業(yè)與農(nóng)業(yè)部門之間關(guān)系則幾乎沒有變化（圖8）。此外，方差分解方面，壟斷性行業(yè)的獨立性有所增強，自身的長期貢獻率上升到58%，農(nóng)業(yè)部門的自身長期貢獻率則進一步下降到90%左右，制造業(yè)則維持不變①篇幅所限，略去方差分解的表格。有興趣者，可向作者索要。?？傮w上，新變量的替代并沒有對模型估計的結(jié)果造成較大改變，模型估計是穩(wěn)健的。

（三）面板Granger因果檢驗

為進一步明確各行業(yè)工資之間的相互作用，利用Hurlin（2004）提供的異質(zhì)均值 Wald檢驗方法②Hurlin."Testing Granger Causality in Heterogenous Panel Data Models with Fixed Coefficients"，Working Paper 2004－05，Laboratoire d'Economie d'Orléans.，我們對上述估計模型的變量進行面板Granger因果檢驗。具體檢驗的方程如下：

其中，i、t分別表示截面和時間，k為滯后階數(shù)。

原假設(shè)和備選假設(shè)分別為：

檢驗的統(tǒng)計量為：

其中，wi，T表示當(dāng)βi＝0時，第i個截面的Wald檢驗統(tǒng)計量。最終估計的結(jié)果，如表9所示：

表9 各變量之間的面板Granger檢驗

可以發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)和壟斷行業(yè)變量、制造業(yè)和農(nóng)村勞均非農(nóng)收入變量，以及壟斷行業(yè)和農(nóng)村勞均非農(nóng)收入變量之間均互為Granger因果關(guān)系；而制造業(yè)和農(nóng)村勞均農(nóng)業(yè)收入變量、壟斷行業(yè)和農(nóng)村勞均農(nóng)業(yè)收入變量之間則不存在Granger因果關(guān)系。這與前文脈沖響應(yīng)沖擊的結(jié)果保持一致，進一步說明了制造業(yè)、壟斷行業(yè)以及農(nóng)村勞均非農(nóng)收入之間存在相互作用的傳遞效應(yīng)。

六、結(jié)論與政策含義

本文統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)：第一，20世紀90年代中期以來，中國行業(yè)間工資水平的變動出現(xiàn)了與競爭市場或市場競爭化相反的趨勢：行業(yè)間工資差距不斷擴大。進一步的分析發(fā)現(xiàn)：近17年來我國行業(yè)間工資差距擴大的根源在于壟斷性行業(yè)；競爭性行業(yè)之間的收入差距則趨向于收斂。第二，壟斷性行業(yè)也是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大的關(guān)鍵因素。

圍繞這些發(fā)現(xiàn)，本文利用1994－2009年我國省際間城鎮(zhèn)單位分行業(yè)職工工資數(shù)據(jù)以及農(nóng)村勞動力的收入數(shù)據(jù)，運用PVAR模型，重點考察以制造業(yè)為代表的競爭性行業(yè)工資上漲對壟斷性行業(yè)及農(nóng)村農(nóng)業(yè)部門、農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門的收入傳遞效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)：

1.以制造業(yè)為代表的競爭性行業(yè)與壟斷性行業(yè)之間存在非市場化的工資傳遞效應(yīng)。高工資水平的壟斷性行業(yè)的工資上漲難以向低工資水平的制造業(yè)傳遞，相反，制造業(yè)的工資提高在短期就引起了壟斷性行業(yè)的工資更快增長，這是造成我國近十幾年來，以制造業(yè)為代表的競爭性行業(yè)與壟斷性行業(yè)之間的工資差距持續(xù)擴大的根本原因。

2.以制造業(yè)為代表的競爭性行業(yè)與農(nóng)業(yè)部門之間不存在著相互的收入傳遞效應(yīng)，但是與農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門存在著相互的收入傳遞效應(yīng)。制造業(yè)工資的上漲將更快地帶動農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)部門收入的上升。城鎮(zhèn)競爭性部門與農(nóng)村非農(nóng)部門的勞動力市場趨向統(tǒng)一，勞動力的自由流動程度因此提高了。

3.從工資傳遞角度看，近17年來，我國勞動力市場存在著市場退化趨勢，主要體現(xiàn)在原有的城鄉(xiāng)二元勞動力市場正在逐步分化為四類多個相互分隔的勞動力市場：壟斷行業(yè)勞動力市場（其內(nèi)部又分化為多個行業(yè)勞動力市場），城鎮(zhèn)競爭性行業(yè)勞動力市場，農(nóng)村非農(nóng)部門勞動力市場（前兩者正在向統(tǒng)一的勞動力市場發(fā)展，但距離統(tǒng)一的勞動力市場尚遠），農(nóng)村農(nóng)業(yè)部門勞動力市場。勞動力市場的割裂、勞動者行業(yè)間流動門檻的提高導(dǎo)致了城鄉(xiāng)競爭性部門與壟斷性部門工資差距不斷擴大。

4.與成熟市場經(jīng)濟的行業(yè)工資結(jié)構(gòu)相比（見表1），中國的行業(yè)工資結(jié)構(gòu)嚴重不合理，而且近17年來呈退化態(tài)勢。

中國行業(yè)工資結(jié)構(gòu)不合理，是中國經(jīng)濟市場化進程受到阻滯的重要表現(xiàn)及負面效應(yīng)。壟斷性行業(yè)因其體制改革不到位、不徹底，保持、延續(xù)了20年前國有企業(yè)普遍存在的“工資侵蝕利潤”的分配取向，并借助1990年代中期的國有經(jīng)濟配置領(lǐng)域的戰(zhàn)略性調(diào)整，強化了在特定領(lǐng)域的行業(yè)壟斷地位，這些壟斷行業(yè)有效地利用其在市場領(lǐng)域的壟斷勢力以及在非市場領(lǐng)域的強大政治談判能力，將國民經(jīng)濟其他部門創(chuàng)造的價值轉(zhuǎn)化為本行業(yè)的收入，為不合理地提高本行業(yè)的工資水平創(chuàng)造了新的條件。與此同時，以制造業(yè)為代表的競爭性行業(yè)不僅在與壟斷性行業(yè)的國民收入分配中居劣勢地位，而且在行業(yè)內(nèi)部，由于有效維護勞工權(quán)益的組織缺失，勞資雙方在工資決定中的力量嚴重不對等，逐漸淪為我國國民經(jīng)濟平均工資水平最低的幾個部門之一①在國民經(jīng)濟19個部門中，工資水平最低的5個部門是：制造業(yè)、居民服務(wù)及其他服務(wù)業(yè)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)、建筑業(yè)、住宿及餐飲業(yè)、農(nóng)林牧漁業(yè)。其中唯有水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)不屬于競爭性行業(yè)。。行業(yè)工資差距不斷擴大，競爭性行業(yè)的平均工資水平偏低，將嚴重妨礙整個社會經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展、資源利用效率的提高，公正和諧社會秩序的形成，如坐視不管，其政治經(jīng)濟后果將極為嚴重。

提高以制造業(yè)為代表的我國競爭性產(chǎn)業(yè)的勞動報酬水平，不僅需要提高其絕對工資水平，更重要的是調(diào)整國民經(jīng)濟行業(yè)間現(xiàn)存的不合理收入分配格局。如果聽任現(xiàn)有的行業(yè)間工資傳遞機制繼續(xù)發(fā)揮作用，提高以制造業(yè)為代表的我國競爭性產(chǎn)業(yè)的勞動報酬水平，不僅毫無意義，而且將繼續(xù)惡化現(xiàn)有的行業(yè)間收入分配格局，引發(fā)國民經(jīng)濟范圍的工資—物價螺旋性上漲，強化現(xiàn)有的國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡，阻滯經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型。提高以制造業(yè)為代表的我國競爭性產(chǎn)業(yè)的勞動報酬水平，調(diào)整國民經(jīng)濟行業(yè)間現(xiàn)存的不合理收入分配格局，關(guān)鍵在于進一步深化勞動力市場的體制改革，扭轉(zhuǎn)現(xiàn)有的勞動力市場多元化倒退趨勢，促進統(tǒng)一而自由流動的勞動力市場的形成，改變現(xiàn)有的行業(yè)間工資傳遞機制，消除壟斷性行業(yè)維持、擴大現(xiàn)有不合理收入分配格局的加成漲薪能力。它呼喚著新一輪推進中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向規(guī)范市場經(jīng)濟的徹底改革。