于良春，門 琦

(山東大學經濟學院，山東 濟南 250100)

目前，壟斷已成為導致行業(yè)收入差距的重要原因之一，壟斷行業(yè)高收入問題產生的弊端也引發(fā)學者們的高度重視，使得人們紛紛究其高收入的原因。任重和周云波(2009)指出在發(fā)達市場經濟國家，壟斷更多地來源于技術、規(guī)模、資源等自然因素，而我國正處于向市場經濟體制轉型的階段，壟斷的形成更多地來自行政性因素［1］。因此，本文選取石油行業(yè)為代表，分析行政性壟斷行業(yè)與競爭行業(yè)的收入差距問題。

一、行業(yè)間收入差距的現狀

我們以最直觀的方式展示石油行業(yè)與紡織業(yè)平均收入的差距現狀，如表1所示:

表1 行業(yè)間平均收入差距

由表1可知，在工資差方面，自2006年以來，石油行業(yè)與全國和紡織業(yè)的工資差都處于增加趨勢，說明其絕對差值不斷增大，收入差距不斷擴大;在工資比方面，三者的工資比處于降低的趨勢，說明雖然其絕對差值不斷增加，但增加幅度在逐漸縮小，收入差距的擴大幅度在縮小。另外，通過石油行業(yè)同全國平均水平和紡織業(yè)相比，可知紡織業(yè)的平均收入要低于全國平均水平，而石油行業(yè)的平均收入要高于全國平均水平，使得石油行業(yè)與紡織業(yè)的選擇更有可比性。

二、研究數據與計量分析

(一)數據選取與分析

本文選擇六個解釋因素［2］，即人均凈資產、男性比重、就業(yè)規(guī)模、教育水平、技術人員比重和壟斷因素。其中，人均凈資產、就業(yè)規(guī)模表示行業(yè)的整體規(guī)模，而教育水平、男性比重、技術人員比重則表示行業(yè)內員工的個人特征。因此，在控制個人特征和行業(yè)水平的前提下，剩余的收入差距則為壟斷所可能產生的。

由于本文采用中位數回歸方法①本文回歸方法采用中位數回歸，因為最小二乘法回歸的最小化目標函數為殘差平方和，容易受極端值的影響，而分位數回歸使用殘差絕對值的加權平均作為最小化的目標函數，不易受極端值的影響，較為穩(wěn)健。由于本文數據受到限制，根據數據分析中所述，采用均值或中位數變量的區(qū)別不大，因此使用分位數回歸更為穩(wěn)健。，因此通過對數據采用均值和中位數兩種表示方式整理后可知:一方面，對于使用均值或中位數表示數據的差值不大，說明使用中位數回歸方法對本文回歸結果分析仍具有很好的嚴謹性;另一方面，對于此五個解釋變量，無論是哪種表示方式，壟斷行業(yè)的數據均大于競爭行業(yè)的數據，說明對于上述五個解釋變量，壟斷行業(yè)均具有絕對的優(yōu)勢。

表2中，競爭行業(yè)的技術人員比重用兩種方式表示的數值相差較大，有些甚至比壟斷行業(yè)的數值大，說明在當前數據下技術人員比重對行業(yè)間收入差距的影響程度并不確定，從下文回歸結果中也可證明技術人員比重并不顯著。

(二)模型構建及函數估計

本文按照上述的解釋因素，構建如下的收入方程［3］:

Y=α+β1M+β2Xi+ε

其中，Y是被解釋變量，表示各行業(yè)人均收入;M是虛擬變量，代表行業(yè)是否壟斷，若壟斷則為“1”，競爭則為“0”;X是控制變量，表示上述五種解釋因素;ε是隨機誤差項;α為常數項;β1、β2為各解釋變量的待估參數?；貧w結果如表2所示②在數據處理中，本文采用大樣本OLS回歸或按一定比例將各年收入折合為同一年收入，所得結果同分位數回歸相差不大，因而此處不再贅述上述回歸結果，并忽略由于涉及不同年份時間跨度的影響。:

表2 行業(yè)收入函數的估計結果

通過采用中位數回歸得出，技術人員比重在回歸結果中并不顯著，刪除此變量后結果如上表所示。通過表2的估計結果可得出:

1．壟斷因素對行業(yè)收入水平影響很大，變量的回歸系數顯著，表明壟斷因素對行業(yè)收入水平的影響顯著且穩(wěn)健。人均凈資產、男性比重、就業(yè)規(guī)模、教育水平的回歸結果顯著且穩(wěn)健，表明其對行業(yè)人均收入有一定程度的影響。

2．人均凈資產、就業(yè)規(guī)模、教育水平與行業(yè)平均收入呈顯著的正相關，表明人均凈資產越多、就業(yè)規(guī)模越大、教育水平越高，行業(yè)平均收入越大;而男性比重與行業(yè)平均收入呈顯著的負相關，表明男性比重越大，行業(yè)平均收入越小，具體原因在成因分析中進一步解釋。

三、行業(yè)間收入差距的成因分析

首先，我們采用費景漢-拉尼斯分解法分析各種因素對收入差距的影響程度［4］。費景漢-拉尼斯分解公式為:

G=Φ1R1G1+Φ2R2G2+…+ΦiRiGi+Δ (i=1，2，3，…)

其中，Φi為收益權數，反映第i種因素的收入率在行業(yè)平均收入中的比重;Ri為因素－收入的相關系數，反映第i種因素與行業(yè)收入之間的相關程度;Gi為基尼系數，反映第i種因素的分布程度;Δ為加權等級誤差項?；嵯禂礕公式為①山西農業(yè)大學經貿學院張建華先生提出了一個簡便易用的公式，假定一定數量的人口按收入由低到高順序排列，分為人數相等的n組，從第1組到第i組人口累計收入占全部人口總收入的比重為wi，進而通過上述公式得出基尼系數。，因素收益權數Φ公式為其中，αi為收入函數中第i個行業(yè)因素的估計參數，Ii為第i個因素的平均值，為行業(yè)收入的平均值(任重和周云波，2009)。分解結果如表3所示:

表3 行業(yè)收入差距的分解結果

從分解結果得知，我國行業(yè)收入差距及解釋因素貢獻率呈如下特征:

1．在行業(yè)收入差距基尼系數中，可以由壟斷、人均凈資產、男性比重、就業(yè)規(guī)模和教育水平等五個因素解釋的為0.2596，占行業(yè)收入差距(0.3377)的76.87%。也就是說，本文分析的五個因素解釋了行業(yè)收入差距的3/4以上，具有較強的解釋力。

2．在行業(yè)收入差距基尼系數中，人均凈資產所占份額最大，然而需要注意的是，人均凈資產份額高的部分原因來源于行政壟斷，即由于其行政壟斷地位，導致行業(yè)的資產投入過大，人均凈資產份額也較大。

3．壟斷因素解釋的剩余部分占38.29%，仍占有較大比值，加之人均凈資產份額中一部分來源于行政壟斷地位，說明壟斷因素在收入差距中占有主要原因;就業(yè)規(guī)模和教育水平所占解釋份額分別為23.57%和17.84%，位居第三、四位，表明它們是解釋行業(yè)間收入差距的次要原因。

4．值得一提的是，分析結果中男性比重為負數，說明性別特征并不是造成收入差距的主要原因，因為人們所從事的工作更多的是與其自身特征掛鉤，各自發(fā)揮特長。例如，石油行業(yè)更需要男性，而紡織業(yè)更多需要女性來發(fā)揮特長，因此男女比重并不是行業(yè)收入差距的原因［5］。

四、收入差距中不可解釋部分

本文進一步分析收入差距中不可解釋部分。由上文可知，解釋因素包括壟斷、人均凈資產、男性比重、就業(yè)規(guī)模和教育水平。由于已按是否壟斷進行了分組，所以除壟斷因素外，對剩余4組變量進行控制，依次將它們加入模型逐步回歸，考察這些因素對行業(yè)差距的解釋力。首先建立虛擬變量模型:

Y=α+β1M+β2Xi+ε

其中，Y表示收入，M表示行業(yè)分組虛擬變量，壟斷行業(yè)為“1”，競爭行業(yè)為“0”。但我們感興趣的是M的待估系數β1，此時其含義為:當壟斷行業(yè)與競爭行業(yè)取相同的X數值時，前者比后者高出的收入，即表示收入差距中沒有被以控制變量解釋的部分。本文仍采用中位數回歸，分析結果如表4所示:

表4 依次加入各組變量的解釋結果

從上述回歸結果中可得:

1．比較第1列和第2列、第4列和第6列、第6列和第8列可知，行業(yè)間收入差距都有一定程度的下降，說明人均凈資產、就業(yè)規(guī)模和教育水平都有一定的解釋力。

2．值得注意的是，比較第2列和第4列后發(fā)現，行業(yè)間的收入差距增加了，說明男性比重并不是解釋收入差距的主要原因，因為人們是根據自身特征選擇行業(yè)，此結論同上述費景漢-拉尼斯分解結論一樣。對單個解釋變量的解釋力，人均凈資產的解釋力最大(占57.78%)，其次為就業(yè)規(guī)模和教育水平(分別占45.84%、26.48%)，可見其解釋程度同費景漢-拉尼斯分解方法所得的結果一致，表明兩種實證分析結果的一致性。

3．整個模型中未被解釋的部分為48.09%，由于已經控制了行業(yè)特征和個人特征，因此這部分收入差距源于壟斷，且為中國特色的壟斷體制(即行政壟斷)。

五、結論及政策建議

(一)結論

本文采用兩種實證方法，通過壟斷、人均凈資產、男性比重、就業(yè)規(guī)模、教育水平和技術人員比重這六個解釋因素對我國行業(yè)間收入差距進行估計和測度，通過比較得知兩種實證分析在結果上表現出一定程度的一致性，說明實證結果的嚴謹性。所得結論如下:

1．通過兩種實證分析可知，壟斷和人均凈資產在解釋收入差距中占有較大份額，就業(yè)規(guī)模和教育水平占較小份額。其中，由于高額人均凈資產的獲得與行業(yè)的壟斷地位有較大關系，因此壟斷對行業(yè)間收入差距占主要原因，且由于石油行業(yè)政府規(guī)制等原因，此壟斷多為行政壟斷。

2．技術人員比重在計量結果中并不顯著，男性比重對收入差距影響不大，教育水平所占的解釋程度較小，說明個人特征等并未成為行業(yè)收入差距的主要原因，因為人們所從事的工作更多的是需要與自身特征相匹配，而不是由于這些特征導致行業(yè)收入差距的產生。

(二)政策建議

一方面，石油作為我國一種具有戰(zhàn)略地位的重要資源，國家對石油行業(yè)實行特許經營，并由國家發(fā)展與改革委員會制定價格，從而使其展現出行政壟斷的特性。另一方面，作為國家控股公司的石油企業(yè)，其產權理論上是屬于全體公民的，然而只能由政府代表，而政府又委托公司，最終沒有一個真正行使國家產權的具體代表，從而使得國有股份不能對企業(yè)形成責、權、利對稱的激勵約束機制，最終不可避免地遭受利潤的剝奪，進而形成“所有者缺位”［6］。

綜上所述，在國家壟斷保證了行業(yè)巨額利潤的前提下，“所有者缺位”又為利潤的侵占和瓜分提供了便利，最終造成了壟斷行業(yè)高收入的現象。因此，對于壟斷行業(yè)高收入問題，不僅要推崇反壟斷改革，還要考慮“所有者缺位”問題，從根源進行徹底改革。一方面，政府應進行反壟斷改革，引入競爭機制，放松規(guī)制。張耀輝和蔡曉珊(2008)采用計量模型對原油開采業(yè)進行放松規(guī)制進行了分析，證實放松規(guī)制下提高了石油企業(yè)的贏利能力，有利于我國原油開采業(yè)績效的提升［7］。另一方面，由于企業(yè)追求利益最大化且沒有有效的約束監(jiān)管機制，使得行業(yè)的壟斷利潤歸于個人腰包，造成國家資產的流失。因此，應加強對企業(yè)的監(jiān)督和管理，建立有效的監(jiān)督約束機制，并強化企業(yè)內部的核算和績效考核體系;健全市場經濟法律制度，出臺有效的市場法規(guī)，對造成國有資產流失的行為予以法律的制裁。

［1］ 任重，周云波．壟斷對我國行業(yè)收入差距的影響到底有多大?［J］．經濟理論與經濟管理，2009，(4)．

［2］ 孫敬水，顧晶晶．行業(yè)收入差距監(jiān)測預警研究［J］．財經論叢，2010，(5)．

［3］ 任重．我國企業(yè)職工收入差距測度及分解分析［J］．中央財經大學學報，2009，(1)．

［4］ 陳宗勝，周云波．城鎮(zhèn)居民收入差別及制約其變動的某些因素——就天津市城鎮(zhèn)居民家戶特征的影響進行的一些討論［J］．經濟學，2002，(3)．

［5］ 傅娟．中國壟斷行業(yè)的高收入及其原因:基于整個收入分布的經驗研究［J］．世界經濟，2008，(7)．

［6］ 李曉寧．國有壟斷與所有者缺位:壟斷行業(yè)高收入的成因與改革思路［J］．經濟體制改革，2008，(1)．

［7］ 張耀輝，蔡曉珊．行政壟斷、放松規(guī)制與產業(yè)績效——基于原油開采業(yè)的實證分析［J］．當代財經，2008，(2)．