蘭肇華,許彎彎

(武漢理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢430070)

要素價(jià)格失衡對(duì)收入差距擴(kuò)大的影響研究?

蘭肇華,許彎彎

(武漢理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢430070)

摘要:生產(chǎn)要素是居民獲取收入的根本來源,因而要素價(jià)格體系決定著收入分配格局和居民收入差距.當(dāng)前中國生產(chǎn)要素價(jià)格嚴(yán)重失衡,對(duì)收入差距的擴(kuò)大及整個(gè)社會(huì)的和諧發(fā)展產(chǎn)生了重要影響.運(yùn)用協(xié)整和回歸分析對(duì)我國要素價(jià)格體系和收入差距變化進(jìn)行了深入研究,得出了近些年來勞動(dòng)報(bào)酬占比持續(xù)下降,區(qū)域收入差距不斷擴(kuò)大的結(jié)論,并從要素體系層面提出了縮小我國收入差距的對(duì)策建議.

關(guān)鍵詞:要素價(jià)格;收入差距;勞動(dòng)報(bào)酬占比

?基金項(xiàng)目:國家社科基金項(xiàng)目(12BJY033)

一、問題的提出

自改革開放與市場經(jīng)濟(jì)制度確立以來,中國經(jīng)濟(jì)獲得了顯著發(fā)展.在經(jīng)濟(jì)增長和居民收入水平不斷提高的同時(shí),我國居民收入差距不斷擴(kuò)大, 2011年全國居民基尼系數(shù)為0．477,高居國際警戒線之上.

首先,收入差距的存在制約著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展.在學(xué)術(shù)界,陸銘等從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度對(duì)收入分配不均的三大影響(貧困、社會(huì)流動(dòng)性、經(jīng)濟(jì)增長)進(jìn)行了分析,認(rèn)為無論是在短期還是在長期,中國的收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響都是負(fù)的[1].劉生龍引入政府政策因子,使用代際交疊模型進(jìn)行研究,認(rèn)為收入分配越平等,私人越是能自主地使用其所獲得的投資收益,從而經(jīng)濟(jì)增長率就越高,反之收入分配不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起負(fù)面作用[2].王少平和歐陽志剛通過閾值協(xié)整模型探討城鄉(xiāng)收入差距與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng),認(rèn)為近幾年來隨著我國城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)擴(kuò)大,收入差距對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)效應(yīng)也不斷強(qiáng)化[3].

其次,收入差距擴(kuò)大是由多種因素造成的.姜學(xué)洙認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的根本原因是戶籍制度、二元的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)及二元的社會(huì)結(jié)構(gòu)[4].而市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、行政壟斷的存在、行業(yè)之間的差異等原因則導(dǎo)致了行業(yè)收入差距的擴(kuò)大[5].區(qū)域收入差距之所以存在并擴(kuò)大,主要原因是國民經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略與政策傾斜、地理區(qū)位和資源的差異、勞動(dòng)力素質(zhì)的差異、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異、市場化發(fā)育程度差異[6],除此之外,FDI、對(duì)外貿(mào)易等因素對(duì)區(qū)域收入差距也有一定的影響[7G8].還有一些學(xué)者將區(qū)域收入差距歸因于區(qū)域之間在資本流動(dòng)、投資收益率、城市化程度、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等方面的差異[9].

在大多數(shù)學(xué)者從外部客觀環(huán)境或者宏觀層面來分析收入差距擴(kuò)大原因的同時(shí),有少數(shù)學(xué)者從生產(chǎn)要素價(jià)格的角度分析收入差距擴(kuò)大的原因.他們認(rèn)為我國生產(chǎn)要素價(jià)格存在扭曲現(xiàn)象且這一現(xiàn)象對(duì)經(jīng)濟(jì)、收入差距都有負(fù)面影響.其中,勞動(dòng)力、資本這兩種生產(chǎn)要素的價(jià)格均存在不同程度的扭曲,進(jìn)而引發(fā)了整個(gè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的扭曲[10].并且,扭曲的要素價(jià)格體系為低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)的發(fā)展創(chuàng)造了扭曲的獲利空間,低的勞動(dòng)成本、低利率、低資源價(jià)格都不利于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變[11].進(jìn)一步來說,有學(xué)者從國際分工和要素價(jià)格扭曲的角度來探討中國區(qū)域差距的形成,認(rèn)為參與國際分工體系的廣度和深度、要素價(jià)格市場扭曲及要素價(jià)格政策扭曲是這一差距存在的重要原因[12].與此同時(shí),還有些學(xué)者使用C—D生產(chǎn)函數(shù)或基于勞動(dòng)報(bào)酬份額變化對(duì)勞動(dòng)報(bào)酬進(jìn)行了研

究,認(rèn)為勞動(dòng)力價(jià)格、勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性、資本價(jià)格及資本產(chǎn)出彈性內(nèi)在地決定了勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的占比,且勞動(dòng)報(bào)酬占比的變化在經(jīng)濟(jì)增長過程中呈現(xiàn)“U”型規(guī)律[13G14].

由于一方面少有學(xué)者從生產(chǎn)要素這一層面來思考收入差距存在及擴(kuò)大的原因,另一方面,學(xué)者們對(duì)要素價(jià)格的研究還比較零散,不夠全面,主要集中于一種或兩種生產(chǎn)要素的片面研究,所以本文將改善這兩方面的不足,對(duì)土地、資本、勞動(dòng)力、企業(yè)家才能這四種生產(chǎn)要素進(jìn)行全面明確的定價(jià),并且圍繞四種生產(chǎn)要素的價(jià)格與區(qū)域收入差距這兩條主線進(jìn)一步展開,探討要素價(jià)格失衡對(duì)中國區(qū)域收入差距的具體影響.

二、勞動(dòng)報(bào)酬占比與收入差距變化的特點(diǎn)

目前,我國生產(chǎn)要素價(jià)格呈不均衡發(fā)展的趨勢(shì),其中一個(gè)重要的表現(xiàn)就是生產(chǎn)要素報(bào)酬在GDP中占比的扭曲發(fā)展態(tài)勢(shì),其中勞動(dòng)力這一要素的扭曲現(xiàn)象最為明顯.

1983年,我國勞動(dòng)報(bào)酬在名義GDP中的占比為56．5%,是改革開放后歷史最高值,此后這一占比趨于下降.由圖1可知,1997年,這一比值僅為23．38%,爾后緩慢回升并于2003年達(dá)到一個(gè)小峰值26．55%,但自2003年之后,這一比值逐年下降,并在2011年降至歷史最低值,為22．5%.總之,近十五年來我國勞動(dòng)力在GDP中的占比一直屈居于30%的水平之下并且與國際水平存在很大的差距.與我國勞動(dòng)報(bào)酬占比的持續(xù)下降形成鮮明對(duì)比的是資本報(bào)酬在GDP占比的持續(xù)上升,其比重在二十年內(nèi)將近上升了20個(gè)百分點(diǎn).由此可見,我國生產(chǎn)要素價(jià)格呈非均衡發(fā)展.

圖1　1997—2011年中國勞動(dòng)報(bào)酬在名義GDP中的占比數(shù)據(jù)來源:國家統(tǒng)計(jì)局,2012年中國統(tǒng)計(jì)年鑒

與我國勞動(dòng)報(bào)酬占比的持續(xù)下降形成鮮明對(duì)比的是資本報(bào)酬在GDP占比的持續(xù)上升,其比重在二十年內(nèi)將近上升了20個(gè)百分點(diǎn).由此可見,我國生產(chǎn)要素價(jià)格呈非均衡發(fā)展?fàn)顟B(tài).

在要素價(jià)格呈現(xiàn)非均衡發(fā)展?fàn)顟B(tài)的同時(shí),我國區(qū)域收入差距在不斷擴(kuò)大.目前我國國家統(tǒng)計(jì)局將全國31個(gè)省市劃分為四個(gè)區(qū)域,即東部、中部、西部和東北部.東部包括北京、上海、江蘇、浙江、天津、河北、福建、山東、廣東、廣西和海南.中部包括湖北、湖南、山西、安徽、江西、內(nèi)蒙古、河南.西部包括四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、重慶、青海、寧夏和新疆.東北部包括遼寧、吉林和黑龍江.

由于地理區(qū)位及資源差異、改革開放政策傾向、勞動(dòng)力差異等,區(qū)域發(fā)展不平衡已成為一個(gè)不爭的事實(shí).近十五年來,我國區(qū)域收入差距逐年擴(kuò)大.我國四個(gè)區(qū)域城鎮(zhèn)居民收入人均年收入見表1.

表1　1 9 9 7－2 0 1 1年我國四個(gè)區(qū)域城鎮(zhèn)居民人均年收入

由表1可見,中部、西部、東北部三個(gè)區(qū)域的城鎮(zhèn)居民人均年收入始終低于東部,與東部之間的收入差距亦是逐年增大的,并在2011年達(dá)到最大值.從1997－2011年,中部與東部之間的人均收入差距由1887．2元上升為9357．8元,西部與東部之間的人均收入差距由2186．9元上升為9358 元,東北部與東部之間的人均收入差距由2077．7元上升至9062．8元.

用基于區(qū)域的全國基尼系數(shù)能更好地說明我國區(qū)域收入差距的變化特點(diǎn).由于四個(gè)區(qū)域的劃分是在2005年提出的,因而為了保證數(shù)據(jù)前后的統(tǒng)一性,本文將東北部地區(qū)的遼寧并入東部地區(qū),黑龍江和吉林并入中部地區(qū).在獲取各省市基尼系數(shù)的前提下使用相應(yīng)計(jì)算公式得出基于區(qū)域的全國基尼系數(shù)[15],又由于2011年相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)尚未公布,因而此年的基尼系數(shù)暫取國家統(tǒng)計(jì)局公布的中國居民基尼系數(shù)0．477.從而可得到近

15年基于區(qū)域的全國基尼系數(shù),見表2.

表2　1997年—2011年我國區(qū)域基尼系數(shù)

數(shù)據(jù)來源:1997年－1999年數(shù)據(jù)根據(jù)田衛(wèi)民的?省域居民收入基尼系數(shù)測算及其變動(dòng)趨勢(shì)分析?一文中各省市基尼系數(shù)和國家統(tǒng)計(jì)年鑒中各省市人口數(shù)量計(jì)算而來;2000－2010年數(shù)據(jù)源于彭定赟的?中國區(qū)域基尼系數(shù)的測算及其非參數(shù)模型研究?一文中相應(yīng)數(shù)據(jù);2011年數(shù)據(jù)取自統(tǒng)計(jì)局公布的中國城鄉(xiāng)基尼系數(shù)0．477.

由表2可知,基于區(qū)域的基尼系數(shù)在近15年內(nèi)處于穩(wěn)中有升的趨勢(shì),在前10年這一數(shù)值一直上升并于2006年達(dá)到峰值,2006年后這一數(shù)值小幅度下跌爾后又上漲,即我國區(qū)域收入差距在前10年處于一直擴(kuò)大的狀態(tài),后5年區(qū)域收入差距先是縮小然后又?jǐn)U大,并于2011年再次縮小.但是由于這一數(shù)值在21世紀(jì)后就一直處于0．4的警戒線之上,并在2006年后居于0．47及以上水平,說明我國區(qū)域收入差距依然比較大.區(qū)域收入差距的存在及擴(kuò)大不利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)的和諧發(fā)展,因而有必要研究對(duì)收入起決定作用的生產(chǎn)要素在其中的具體影響程度.

三、模型構(gòu)建與相關(guān)變量賦值

以基尼系數(shù)G衡量被解釋變量區(qū)域收入差距,以衡量勞動(dòng)力價(jià)格的中國人均工資性收入X1、衡量土地價(jià)格的單位土地購置費(fèi)用X2、代表資本價(jià)格的股票平均價(jià)格X3以及衡量企業(yè)家才能價(jià)格的上市公司高管薪酬X4這四個(gè)指標(biāo)作為被解釋變量構(gòu)建指標(biāo)體系.由于所獲取的基尼系數(shù)與四種要素價(jià)格的數(shù)值之間存在數(shù)值上的巨大差距,因而勞動(dòng)力價(jià)格、土地價(jià)格、企業(yè)家才能價(jià)格使用較小的單位來衡量,可得變量的指標(biāo)衡量情況,見表3.

表3　模型變量及指標(biāo)說明

考慮到分析的是四種生產(chǎn)要素價(jià)格對(duì)區(qū)域收入差距的影響,下文將構(gòu)建多元回歸模型.由于文中全國基尼系數(shù)G處于0和1之間,而處理后的四個(gè)解釋變量的數(shù)值依然相對(duì)較大,尤其是上市公司高管薪酬,故為了消除解釋變量與被解釋變量之間的數(shù)據(jù)級(jí)差異帶來的異方差,本文將構(gòu)建解釋變量與被解釋變量的半對(duì)數(shù)模型.擬構(gòu)建的模型如下:

此模型的意義在于:勞動(dòng)力價(jià)格、土地價(jià)格、資本價(jià)格、企業(yè)家才能價(jià)格的百分比變化引起基尼系數(shù)的單位變化.β1,β2,β3,β4表示四個(gè)解釋變量變動(dòng)一個(gè)百分比引起基尼系數(shù)分別變動(dòng)β1,β2,β3, β4個(gè)單位.所構(gòu)建的模型中五個(gè)變量的具體賦值,見表4.

表4　1 9 9 7年—2 0 1 1年五個(gè)變量的樣本數(shù)據(jù)

由于某些局限性,1997年前的一些變量的數(shù)據(jù)無法獲取,從而得到的樣本觀測值只有15組,為了提高回歸的有效性和可信性,后文采用低頻數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為高頻數(shù)據(jù)的方法把Gt,ln X1t, ln X2t,ln X3t,ln X4t這五個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)由年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù).

四、要素價(jià)格對(duì)區(qū)域收入差距的回歸分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)是進(jìn)行回歸的基礎(chǔ)和前提,只有

當(dāng)序列平穩(wěn)了,才能進(jìn)行后續(xù)實(shí)證分析.進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法是ADF檢驗(yàn),其原假設(shè)是存在單位根.由Eviews軟件輸出的是ADF檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值,如果這個(gè)值小于5%水平下的T統(tǒng)計(jì)值,那么就可以拒絕原假設(shè),序列不存在單位根是平穩(wěn)的;如果這個(gè)值大于5%水平下的T統(tǒng)計(jì)值那么就接受原假設(shè),即存在單位根,序列是非平穩(wěn)的.通過Eviews軟件操作可知,當(dāng)對(duì)這五個(gè)變量的二階差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時(shí)才使得它們平穩(wěn)了,結(jié)果見表5.

表5　平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由于五個(gè)序列的二階差分檢驗(yàn)值小于5%水平下的T統(tǒng)計(jì)值,且P值小于0．05,故拒絕原假設(shè),序列的二階差分不存在單位根是平穩(wěn)的.總之,在對(duì)五個(gè)變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的過程中,我們可以得到如下結(jié)論:在5%水平下,五個(gè)序列都是二階單整的.

(二)協(xié)整分析

最常見的兩種協(xié)整檢驗(yàn)方法是恩格爾－格蘭杰法和Durbin－Watson法,但是這兩種方法主要應(yīng)用于兩個(gè)變量之間的協(xié)整分析,對(duì)多變量并不適用.在20世紀(jì)末期,Johansen和Juselius提出了一種可以用于檢驗(yàn)多個(gè)變量協(xié)整的方法,通常稱為JJ檢驗(yàn).JJ檢驗(yàn)相對(duì)恩格爾－格蘭杰法更為復(fù)雜,但由于它能夠估計(jì)和檢驗(yàn)多重協(xié)整關(guān)系,因而在學(xué)術(shù)界中得到了更廣泛的應(yīng)用.

JJ檢驗(yàn)的原假設(shè)是至多存在n個(gè)協(xié)整關(guān)系(1N待檢測變量的總數(shù),且N為整數(shù)).JJ檢驗(yàn)的前提是原序列都是同階單整的.選擇情形2進(jìn)行JJ檢驗(yàn),滯后區(qū)間則取Eviewes系統(tǒng)自動(dòng)生成的[1,1],檢驗(yàn)結(jié)果見表6.

表6　協(xié)整分析檢驗(yàn)結(jié)果

在第5種情形下,跡檢驗(yàn)值小于5%水平下的臨界值,且P值大于0．5,故在5%水平下,Gt, ln X1t,ln X2t,ln X3t,ln X4t這五個(gè)變量之間存在4個(gè)協(xié)整關(guān)系,這表明變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.協(xié)整的意義是非平穩(wěn)序列的回歸方程所描述的因果關(guān)系是否存在偽回歸,JJ檢驗(yàn)結(jié)果顯示五個(gè)序列協(xié)整了,即表示后文的回歸將不存在偽回歸問題.

(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

在Eviews軟件中,可以直接進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),檢驗(yàn)的結(jié)果主要取決于F值及P Gvalue,如果F值顯著地大并且P Gvalue小于5%,那么就可以拒絕原假設(shè),從而得到一個(gè)變量是引起另外一個(gè)變量發(fā)生的原因,檢驗(yàn)結(jié)果見表7.

表7　格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由以上檢驗(yàn)結(jié)果可知:四種情況的格蘭杰檢驗(yàn)P值分別為5?E－07(5乘以10的負(fù)7次方)、0．0286、0．0017、1?E－10(1乘以10的負(fù)10次方),即所有的P值都小于5%,所以拒絕這四項(xiàng)的原假設(shè)(原假設(shè)為:四個(gè)序列分別不是被解釋變量G的格蘭杰原因),所以序列l(wèi)n X1t,ln X2t, ln X3t,ln X4t是序列G的格蘭杰原因,因而可以作為模型的被解釋變量.

(四)四種要素對(duì)收入差距的實(shí)證分析

由上文可知,ln X1t,ln X2t,ln X3t,ln X4t、G這五個(gè)變量是協(xié)整的,所以它們所描述的因果關(guān)系不存在偽回歸的問題,它們之間的關(guān)系是長期存在且是穩(wěn)定的.可使用OLS方法對(duì)這五個(gè)變量進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果見表8.

表8　回歸檢驗(yàn)結(jié)果

由上文分析可得到如下幾點(diǎn)結(jié)果:修正決定系數(shù)為0．95,對(duì)于時(shí)間序列而言算是比較高的水平,這說明回歸的曲線與觀測值擬合的較為理想;整個(gè)方程的F值約為300多,說明回歸方程較為顯著,所選擇模型對(duì)因變量的行為能夠提供某種

程度的解釋;四個(gè)解釋變量回歸的系數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)誤差都在0．05以下,說明回歸的值較為可靠;除了這兩個(gè)自變量,其它兩個(gè)自變量及因變量回歸所得的P值都在0．05以下,說明系數(shù)具有一定的顯著性.總之,由OLS得到的回歸結(jié)果較為理想,也比較貼近現(xiàn)實(shí).

由以上OLS回歸結(jié)果可得到待估計(jì)模型的估計(jì)方程,如下:

由以上回歸結(jié)果可看到,模型的修正決定系數(shù)超過了0．95,但這兩個(gè)自變量的t值卻較小,均小于0．5,因而考慮模型中四個(gè)解釋變量之間是否存在多重共線性.計(jì)算方差膨脹因子VIF,當(dāng)VIF大于10而小于100時(shí)則解釋變量之間存在較強(qiáng)的多重共線性,通過計(jì)算可得到本文回歸的方差膨脹因子等于24,因而表明其存在較強(qiáng)的多重共線性.由于經(jīng)濟(jì)變量之間總是或多或少存在著內(nèi)在聯(lián)系,并且某些解釋變量在時(shí)間軸上有同方向變動(dòng)的趨勢(shì),因此解釋變量之間存在多重共線性也是不可避免的.當(dāng)然,多重共線性的存在會(huì)在一定程度上影響到本文的回歸結(jié)果,這一點(diǎn)也有待后續(xù)改進(jìn).

五、研究結(jié)論與對(duì)策建議

(一)研究結(jié)論

1．中國勞動(dòng)報(bào)酬占比持續(xù)下降.自1997年以來,我國勞動(dòng)報(bào)酬占比為30%以下水平,遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于西方發(fā)達(dá)國家及一些發(fā)展中國家.且自2003年之后,除個(gè)別年份外勞動(dòng)報(bào)酬占比呈下降趨勢(shì).

2．四種生產(chǎn)要素的價(jià)格近些年來都呈上漲趨勢(shì).近十五年來,土地、勞動(dòng)力及企業(yè)家才能這三種生產(chǎn)要素的價(jià)格是逐年上漲的,而資本價(jià)格的漲跌具有明顯的階段性.

3．勞動(dòng)力價(jià)格和資本價(jià)格與基尼系數(shù)成反比,土地價(jià)格和企業(yè)家才能價(jià)格與基尼系數(shù)成正比.具體來看,當(dāng)其它變量保持不變的時(shí)候,勞動(dòng)力價(jià)格每增長1%,基尼系數(shù)減少0．008988個(gè)單位;土地價(jià)格每增長1%,基尼系數(shù)增加0．006369個(gè)單位;資本價(jià)格每增長1%則G減少0．020759個(gè)單位;上市公司高管薪酬增長1%,被解釋變量G增加0．058267個(gè)單位.總之,增加勞動(dòng)力價(jià)格及資本價(jià)格有利于減小基尼系數(shù)進(jìn)而縮小東中西部地區(qū)收入差距,而土地價(jià)格及上市公司高管薪酬的增加則會(huì)提高基尼系數(shù)從而不利于收入差距的縮小.

(二)對(duì)策建議

由于勞動(dòng)力價(jià)格和資本價(jià)格的提高有利于縮小區(qū)域收入差距,而土地價(jià)格和管理價(jià)格的提高則會(huì)擴(kuò)大區(qū)域收入差距,所以可以從生產(chǎn)要素層面來緩解收入差距問題.而要素價(jià)格的多少是由要素市場的供需決定的,因此以下所提對(duì)策建議主要基于政府在再分配領(lǐng)域中的宏觀調(diào)控措施.

第一,大力提高勞動(dòng)力收入水平.可重視勞動(dòng)力并對(duì)勞動(dòng)力給予人文關(guān)懷、規(guī)范勞動(dòng)力市場并嚴(yán)格勞動(dòng)執(zhí)法、提高勞動(dòng)者素質(zhì)這三個(gè)途徑來實(shí)現(xiàn).與此同時(shí),還可通過個(gè)人所得稅的差別征收、社會(huì)保障水平的調(diào)整來縮小收入差距.

第二,適度提高資本報(bào)酬.雖然我國資本價(jià)格處于上升的趨勢(shì),但我國資本市場依然存在資本運(yùn)作效率較低、運(yùn)營質(zhì)量不高等問題,因此首先要逐步推進(jìn)利率市場化、放開利率管制,讓利率的多少更多地取決于市場的供求關(guān)系,反映市場風(fēng)險(xiǎn)的高低.其次要提高企業(yè)資本的運(yùn)營質(zhì)量,只有當(dāng)資本運(yùn)營質(zhì)量提高了,資本獲取利潤的能力及資本報(bào)酬率才會(huì)提高,從而資本報(bào)酬也會(huì)隨之提高.

第三,調(diào)節(jié)土地價(jià)格,規(guī)范上市公司高管薪酬.對(duì)于土地價(jià)格,一要促進(jìn)土地開發(fā)的市場化,將土地一級(jí)市場的開發(fā)推向市場,通過市場的作用來實(shí)現(xiàn)土地資源的最優(yōu)化配置;二要加快土地的開發(fā),為土地二級(jí)市場提供足夠的供給;三要進(jìn)一步發(fā)揮市場機(jī)制的作用,而政府應(yīng)將其在土地市場上的職能轉(zhuǎn)為管理與服務(wù).另外,當(dāng)前我國一些上市公司高管薪酬高得離譜,所獲薪酬與對(duì)公司的貢獻(xiàn)不相匹配等情況依然存在,監(jiān)管部門應(yīng)出臺(tái)相應(yīng)措施,輔助上市公司建立科學(xué)合理的薪酬評(píng)價(jià)制度,讓高管薪酬真實(shí)反映其對(duì)公司的貢獻(xiàn).

第四,引導(dǎo)生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動(dòng).實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動(dòng)可以將生產(chǎn)要素置于一個(gè)更大更廣闊的市場,充分發(fā)揮市場的配置作用和定價(jià)作用,使市場供需決定一個(gè)合理的要素價(jià)格,從而間接地影響收入差距的擴(kuò)大或縮小.

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(責(zé)任編輯 王婷婷)

Research on the Impact of the Price Imbalance of Production Factor on the Widening Income Gap

LAN ZhaoGhua,XU WanGwan
(School of Economics,WUT,Wuhan 430070,Hubei,China)

Abstract:Factors of production are the fundamental source of household income,so the factor price system determines the structure of residents’income distribution and its gap．Chinese production facG tors’price is currently in a serious imbalance which has had a significant impact on the expansion of the income gap and the harmonious development of society as a whole．This paper analyses the eleG ments of the price system and changes in the income gap by using coGintegration and regression analyG sis methodology,which makes conclusions that the proportion of labor remuneration continued to deG cline and the regional income gap is widening recently．Finally,some countermeasures and suggestions on how to reduce Chinese household income gap are proposed from the system of production factors．

Key words:factor price;income gap;proportion of labor remuneration

作者簡介:蘭肇華(1975－),女,湖北省武穴市人,武漢理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授,博士,主要從事西方經(jīng)濟(jì)學(xué)研究.

收稿日期:2015G01G10

中圖分類號(hào):F240

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A DOI:10．3963/j．issn．1671G6477．2015．04．010